■ 梁利培 （鄭州財經(jīng)學(xué)院 鄭州 450000）

跨境電子商務(wù)與貿(mào)易增長的互動發(fā)展

■ 梁利培 （鄭州財經(jīng)學(xué)院 鄭州 450000）

本文從理論分析和實證檢驗兩個角度探析了跨境電子商務(wù)與我國貿(mào)易發(fā)展間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，電子商務(wù)交易額的變化，將引致國家貿(mào)易進(jìn)出口總額同向變化，即二者間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，只是在影響程度上較弱，無法實現(xiàn)大幅的變化；而網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模的變化，將引致國家貿(mào)易進(jìn)出口總額同向變化，即二者間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，且影響程度較強(qiáng)。且電子商務(wù)交易額與網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模兩者的發(fā)展水平將直接對我國的整體對外貿(mào)易產(chǎn)生影響；而發(fā)達(dá)的對外貿(mào)易水平將帶來跨境電子商務(wù)的同步發(fā)展，即我國進(jìn)出口總額與跨境電子商務(wù)發(fā)展間存在相互性。

跨境電子商務(wù) 貿(mào)易增長 互動發(fā)展 關(guān)系

不同于傳統(tǒng)貿(mào)易的大型“集裝箱”模式，跨境電商以其獨有的高效率、高頻率交易特征異軍突起，成為跨境貿(mào)易的重要組成部分。雖然跨境電子商務(wù)的單筆訂單額往往較小，但產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度快，其所貢獻(xiàn)的總交易額不容置疑，相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，近年來，我國出口增速呈現(xiàn)放緩的趨勢，2014年，我國進(jìn)出口、出口和進(jìn)口分別增長3.4%、6.1%和0.4%，較2012年的出口增速6.2%，略有下降，但跨境電子商務(wù)的發(fā)展卻呈現(xiàn)出逐年上漲的態(tài)勢，由2012年的2.3萬億元躍升至2014年的3.75萬億元，同比平均增長39%，其增速已遠(yuǎn)高于同期外貿(mào)增速。這種新型的銷售途徑和貿(mào)易形式在突破傳統(tǒng)貿(mào)易銷售模式的同時，正逐漸成為我國貿(mào)易新的增長點?；诖耍斜匾獙烧唛g的關(guān)系進(jìn)行深入的探析，以期更好地服務(wù)于產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

我國跨境電子商務(wù)現(xiàn)狀及發(fā)展趨勢分析

跨境電子商務(wù)的含義來看，其專指隸屬于不同國家的交易主體的、以電子商務(wù)平臺為主要交易中介的、通過跨境物流送達(dá)商品，并最終完成交易、實現(xiàn)進(jìn)出口貿(mào)易的一種新型國際商業(yè)活動。從跨境電商發(fā)展來看，雖然早在1997年我國的出口電商迎來了發(fā)展的契機(jī)，但此后幾年均處于探索期，直至2012年12月19日國家跨境電子商務(wù)服務(wù)試點才正式啟動，雖然起步較晚，但發(fā)展至今該貿(mào)易模式已由萌芽走向了快速成長期，其巨大的市場潛力也正成為跨境貿(mào)易不可忽視的力量。

（一）發(fā)展規(guī)模

從我國跨境電子商務(wù)市場交易規(guī)模來看，1997年-2004年我國出口電商尚處于探索期，交易規(guī)模極為有限，2005年后方進(jìn)入出口電商的啟動階段，2008年跨境電商總額達(dá)到0.8萬億，待至2010年跨境電子商務(wù)已達(dá)到最快的增長速度，交易總額為1.3萬億元，截至2014年跨境電商總額已達(dá)到3.75萬億元，具體見圖1?？梢娮?010年開始，跨境電商交易額年平均增長速度始終維持在30%以上，已遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過同期外貿(mào)增速。這也意味著跨境電子商務(wù)已越來越成為國際貿(mào)易的發(fā)展的新趨勢，是我國貿(mào)易發(fā)展不可忽視的新亮點和新動力。

從我國跨境電商進(jìn)出口規(guī)模結(jié)構(gòu)來看，2013年我國出口電商所占比例為88.1%，進(jìn)口電商為11.9%；2014年我國跨境電商出口占比達(dá)85.4%，進(jìn)口占比達(dá)14.6%，具體見圖2。雖然目前出口電商所占比重較高但進(jìn)口電商所占份額卻呈現(xiàn)出擴(kuò)大的趨勢。伴隨我國對外貿(mào)易政策的變革以及網(wǎng)購市場的逐步開放，可以預(yù)測未來我國進(jìn)口電商的比重還會進(jìn)一步增大。這也再次證明跨境電商對貿(mào)易發(fā)展的主要驅(qū)動力在于跨境電商政策的密集出臺，促使傳統(tǒng)企業(yè)樂意進(jìn)入這一領(lǐng)域，并逐步成為企業(yè)自身發(fā)展的重要選擇。

（二）發(fā)展趨勢

一是伴隨跨境電子商務(wù)的普及，通訊、電子等新技術(shù)的出現(xiàn)及發(fā)展將進(jìn)一步助推跨境電子商務(wù)步入深入發(fā)展階段。隨著電子商務(wù)交易模式被消費者廣泛接受，其對于相關(guān)的服務(wù)需求也日益增多，尤其是在物流與支付等方面，這就促使電商模式必須注重于相關(guān)技術(shù)的適時結(jié)合，及時更新，以便更好地滿足消費者的新需求。

二是相較于B2B 模式，B2C模式在核心業(yè)務(wù)、盈利、現(xiàn)金流、員工配備等方面更能為企業(yè)帶來福利，未來將進(jìn)入跨境B2C 市場爆發(fā)式增長階段。這主要是基于B2C模式可以通過對市場信息的實時掌握，及時調(diào)整自我生產(chǎn)狀況，從而贏得消費者認(rèn)可并更好的發(fā)展?jié)撛诳蛻?，最終形成小眾、細(xì)分、長期的客戶群的特點，確保了企業(yè)更大的發(fā)展空間；加之商家與消費者的直接對接，免去了中間商從而極大的降低了交易成本，確保了廠商更大的盈利空間。

三是伴隨跨境電子商務(wù)模式的發(fā)展，個人海外跨境消費將同步增長。從相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，自2008年至今海外代購交易額已從24.1億元躍升至1650億美元，7年的時間里增長了近68倍；且“海淘”消費者的分布范圍也由最初的北京、上海、廣州等一線城市，擴(kuò)展至三、四線城市。這均證明了我國個人海外跨境消費增長速度之快。

跨境電子商務(wù)與貿(mào)易增長的互動發(fā)展機(jī)制

從跨境電商的實證來看，其雖然不同于傳統(tǒng)的貿(mào)易形勢但兩者在本質(zhì)上卻是一致的，這就意味著貿(mào)易的整體狀況和增長速度將對跨境電商發(fā)展產(chǎn)生直接影響：貿(mào)易水平若較高則該區(qū)域的跨境電子商務(wù)活動就會隨著貿(mào)易的發(fā)展而越發(fā)頻繁，反之則會被較低的貿(mào)易水平限制其較一般的發(fā)展。這就意味著，跨境電子商務(wù)的發(fā)展將成為助推整體貿(mào)易發(fā)展的新動力，但貿(mào)易跨境電子商務(wù)的發(fā)展也受到整體貿(mào)易水平的影響，即兩者間存在互動性。

（一）跨境電子商務(wù)對貿(mào)易增長的助推效應(yīng)

來自于價格的優(yōu)勢是刺激貿(mào)易率上升的重要方式，跨境電子商務(wù)因為交易方式的電子化突破了場所的限制，與需求者的直接對接避免了中間商服務(wù)費的支付以及為搜尋潛在客戶而支付的相關(guān)費用。具體而言，該模式下的價格優(yōu)勢主要來自于以下方面：避免為探尋交易對象而支付的額外費用、避免支付價格搜尋的額外費用、避免支付與交易相關(guān)的考察和培訓(xùn)費用、避免承擔(dān)因犯機(jī)會主義行為而造成的損失、避免因參與市場交易所必須支付的額外的監(jiān)管費用。當(dāng)然單從費用支付一方面來探尋跨境電子商務(wù)的貿(mào)易刺激效應(yīng)顯得過于簡略，事實上這種費用的減少所來了的不僅是價格上的優(yōu)勢，還會進(jìn)一步影響整個貿(mào)易流程：宏觀層面上，各國間貿(mào)易活動的頻繁加劇了國際市場的形成，所提供服務(wù)的專業(yè)化也進(jìn)一步提升了國際分工的細(xì)化程度；同時，貿(mào)易流程的壓縮避免了額外費用的支付，提升了各國間的貿(mào)易率。微觀層面上，各國間交易行為的增多有力擴(kuò)展了企業(yè)參與國際交易的機(jī)會，拓展了其潛在市場范圍；突破傳統(tǒng)貿(mào)易在場所等方面的限制，豐富了企業(yè)與企業(yè)間、企業(yè)與客戶間貿(mào)易合同的訂立形式；對于傳統(tǒng)貿(mào)易形勢的改變，使得參與外貿(mào)交易的企業(yè)逐步擺脫傳統(tǒng)的規(guī)模限制，可以向小單、多生產(chǎn)模式方向轉(zhuǎn)型，不僅有效促進(jìn)了外貿(mào)企業(yè)品牌和產(chǎn)品創(chuàng)新轉(zhuǎn)型升級，更帶來了整個對外貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級，其對于對外貿(mào)易的具體傳導(dǎo)機(jī)制如圖3所示。

圖1　我國跨境電子商務(wù)市場交易規(guī)模

圖2　2008-2014年我國跨境電商交易規(guī)模進(jìn)出口結(jié)構(gòu)圖

圖3　跨境電子商務(wù)對貿(mào)易增長的助推效應(yīng)

圖4　貿(mào)易增長對跨境電子商務(wù)發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)

（二） 貿(mào)易增長對跨境電子商務(wù)發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)

對于跨境電子商務(wù)長期發(fā)展而言，穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和發(fā)達(dá)的貿(mào)易水平是其主要保障，來自于貿(mào)易的促進(jìn)效用則主要體現(xiàn)于此，一方面，區(qū)域貿(mào)易水平的上升將直接帶來本國經(jīng)濟(jì)水平的同步上升，使得國家在國際市場中更能占據(jù)優(yōu)勢地位，進(jìn)而促使本國貨幣逐步走向國際化，一旦國際市場對本國貨幣充當(dāng)貿(mào)易結(jié)算、交易媒介，將直接優(yōu)化跨境電子商務(wù)的網(wǎng)上支付環(huán)境，使得跨境電商面臨更多的發(fā)展機(jī)會；另一方面，貿(mào)易總量的上漲意味著國際市場需求的增長，對于跨境電商而言就會帶來更多的發(fā)展機(jī)會，帶來跨境電商的持續(xù)創(chuàng)新與發(fā)展，具體促進(jìn)路徑見圖4。

跨境電子商務(wù)與貿(mào)易增長互動發(fā)展的實證分析

為進(jìn)一步探析跨境電子商務(wù)與貿(mào)易增長間的互動關(guān)系，文章通過構(gòu)建模型，選取相關(guān)的數(shù)據(jù)進(jìn)一步檢驗電子商務(wù)發(fā)展水平對我國貿(mào)易影響的程度是否顯著。現(xiàn)假設(shè)將國家整體貿(mào)易水平作為衡量貿(mào)易增長發(fā)展水平的主要變量，則選擇我國進(jìn)出口貿(mào)易總額為衡量我國貿(mào)易增長水平的主要變量；對于貿(mào)易交易主要指貿(mào)易貨物交易，在此研究中不包含對外貿(mào)易服務(wù)交易，則所選取的數(shù)據(jù)主要為實物交易數(shù)據(jù)；在構(gòu)建具體模型時不考慮經(jīng)濟(jì)波動、匯率浮動、宏觀政策變化及價格變動等因素的影響。

（一）指標(biāo)選取

綜合考慮模型關(guān)注的焦點為電子商務(wù)發(fā)展水平對我國貿(mào)易的影響方向和程度，相關(guān)數(shù)據(jù)的可獲取性，以及相關(guān)研究結(jié)論，選擇我國進(jìn)出口總額（EM）為因變量，以此衡量貿(mào)易增長水平；由于電子商務(wù)的出現(xiàn)與發(fā)展均與網(wǎng)絡(luò)息息相關(guān)，網(wǎng)路用戶的規(guī)模直接影響著電子商務(wù)的發(fā)展空間，而網(wǎng)絡(luò)用戶的交易行為更是直接影響著電子商務(wù)交易額，因此，選擇電子商務(wù)交易額（EB）和網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模（OU）作為自變量，以此衡量電子商務(wù)發(fā)展水平。

（二）數(shù)據(jù)來源

參考文章研究焦點為跨境電子商務(wù)交易對國際貿(mào)易的影響，因此剔除國內(nèi)貿(mào)易部分；同時，考慮到跨境電商正式步入快速發(fā)展階段的時間，選擇2001-2014 年的年度數(shù)據(jù)，其中，國家進(jìn)出口總額數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》（2002-2013年）；電子商務(wù)交易額的相關(guān)數(shù)據(jù)來自于中國電子商務(wù)研究中心和艾瑞統(tǒng)計報告；網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模統(tǒng)計則來自于中國國際電子商務(wù)中心和中國經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計相關(guān)數(shù)據(jù)庫，具體見表1。

為消除數(shù)據(jù)間多重共線性和異方差，避免數(shù)據(jù)出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，將三個序列的數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，則：

（三）模型的構(gòu)建與檢驗

1.單位根檢驗。為避免虛假回歸現(xiàn)象，先采用單位根檢驗法對三個序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，具體見表2。

從表2可見，在10%的水平下，跨境電子商務(wù)交易額的水平序列統(tǒng)計值顯著小于該水平的特征值，證明該序列是平穩(wěn)的；但貿(mào)易進(jìn)出口總額和網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模的ADF統(tǒng)計值卻未通過 1%、5%和 10%的顯著水平檢驗，即該序列存在不平穩(wěn)性。再分別進(jìn)行一階差分，可以發(fā)現(xiàn)一階差分后中國進(jìn)出口總額與電子商務(wù)交易額的ADF 統(tǒng)計值通過 1%、5%和 10%的顯著水平檢驗，即存在單位根；而網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模的一階差分雖在1%置信區(qū)間的臨界值小于 ADF 統(tǒng)計值，但未通過 5%和 10%水平檢驗，故進(jìn)行二階差分，此后可以發(fā)現(xiàn)，進(jìn)出口額、電子商務(wù)交易額和網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模均在 10%置信區(qū)間的臨界值均大于 ADF 統(tǒng)計值，則說明變量在二階差分上無單位根，證明三個序列為二階單整。這滿足進(jìn)行協(xié)整性檢驗的條件，考慮到檢驗形式和滯后期對協(xié)整檢驗結(jié)果的影響，在此之前將先構(gòu)建VAR 模型，以便確定最優(yōu)滯后期。

2. VAR模型構(gòu)建?；谏鲜鲎兞窟M(jìn)一步構(gòu)建三維的向量自回歸模型，以該向量自回歸模型的滯后結(jié)構(gòu)為基礎(chǔ)，進(jìn)而確定VAR 模型的滯后階數(shù)，具體見表3。

從表3不難看出，對于所選擇的評價指標(biāo)的滯后期均為2，則進(jìn)一步構(gòu)建VAR（2）模型：

3.Johansen協(xié)整檢驗。前面單位根檢驗已證明LNEM、LNEB 、LNOU 均為二階單整序列，則將在構(gòu)造殘差積矩陣基礎(chǔ)上，根據(jù)跡的統(tǒng)計值進(jìn)一步驗證在5%的顯著水平下變量間否存在協(xié)整關(guān)系，具體見表4。

從表4可以看出，首行檢驗表明跡統(tǒng)計值與最大特征值均大于 5%臨界點的值，這意味著LNEM、LNEB 、LNOU變量間存在長期協(xié)整關(guān)系。第二行檢驗表明跡統(tǒng)計值與最大特征值均小于 5%臨界點的值，即LNEM、LNEB 、LNOU變量間至多存在一個協(xié)積向量。第三行檢驗值表明跡統(tǒng)計值與最大特征值均小于 5%臨界點的值，此時無法拒絕原假設(shè)，即LNEM、LNEB 、LNOU變量間不存在兩個協(xié)積向量。這就意味著在5%的置信水平上，LNEM、LNEB 、LNOU變量之間有且只有一個協(xié)整關(guān)系。

4.OLS 估計。為進(jìn)一步檢驗?zāi)Ｐ偷臄M合優(yōu)度將專門進(jìn)行 LNEM 關(guān)于 LNEB 、LNOU 的 OLS 回歸，可知：

表1　2001-2014 年相關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計表

表2　單位根檢驗

表3　滯后期確定標(biāo)準(zhǔn)

表4　變量協(xié)整檢驗結(jié)果

表5　Granger 因果關(guān)系檢驗

可見模型總的擬合優(yōu)度為0.914，模型擬合效果較好。意味著跨境電子商務(wù)交易額每上升 1 個單位，將導(dǎo)致貿(mào)易進(jìn)出口總額上升 0.501 個單位；而網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模每擴(kuò)大1 個單位，將導(dǎo)致貿(mào)易進(jìn)出口總額上升2.529 個單位。

5.格蘭杰因果關(guān)系檢驗。為進(jìn)一步確定變量之間的相互關(guān)系，將對 VAR 模型進(jìn)行格蘭杰因果檢驗。選取 5%的置信區(qū)間，變量的最大滯后期為 1，且假設(shè)變量間不存在格蘭杰因果關(guān)系。假設(shè) F服從 F（N，T- 2N）分布，若Fδ（ N，T- 2N）≥F，則接受原假設(shè)；若Fδ（ N，T- 2N）＜F，則拒絕原假設(shè)，具體見表5。

由表5可以看出，F(xiàn)δ（1，11）=4.79＜5.119，拒絕原假設(shè)，即意味著電子商務(wù)交易額和進(jìn)出口總額間存并非不存在格蘭杰因果關(guān)系，也即電子商務(wù)交易額變化將導(dǎo)致進(jìn)出口總額變化；Fδ（1，11）=4.79＜4.930，即意味著進(jìn)出口總額與電子商務(wù)交易額和間存并非不存在格蘭杰因果關(guān)系，也即進(jìn)出口額也是電子商務(wù)交易額的格蘭杰原因，這與前文分析結(jié)論一致；Fδ（1，11）=4.79＜4.921，拒絕原假設(shè)，即意味著網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模和進(jìn)出口總額間存并非不存在格蘭杰因果關(guān)系，但進(jìn)出口總額不是網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模的格蘭杰原因，即兩者間呈現(xiàn)單向因果關(guān)系。

6.誤差修正模型。進(jìn)一步以滯后一期殘差項作為誤差修正項，利用 Eviews6.0建立lnEM 關(guān)于 lnEB、lnOU 的誤差修正模型：

綜合以上研究，不難發(fā)現(xiàn)長期內(nèi)，電子商務(wù)交易額每變化 1 個單位，將引致國家貿(mào)易進(jìn)出口總額同向變化 0.501 個單位，即二者間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，只是在影響程度上較弱，無法實現(xiàn)大幅的變化；網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模每變化1 個單位，將引致國家貿(mào)易進(jìn)出口總額同向變化 2.529 個單位，即二者間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，且影響程度較強(qiáng)。短期來看，則電子商務(wù)交易額每變化 1 個單位，將引致國家貿(mào)易進(jìn)出口總額同向變化0.291 個單位，網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模每變化1 個單位，將引致國家貿(mào)易進(jìn)出口總額同向變化0.870 個單位，來自于網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模的影響程度仍然較大。且電子商務(wù)交易額與網(wǎng)絡(luò)用戶規(guī)模均是我國進(jìn)出貿(mào)易口總額的格蘭杰原因，即兩者的發(fā)展水平將直接對我國的整體對外貿(mào)易產(chǎn)生影響；我國進(jìn)出口總額同時也是電子商務(wù)交易額的格蘭杰原因，即發(fā)達(dá)的對外貿(mào)易水平將帶來跨境電子商務(wù)的同步發(fā)展，也即我國進(jìn)出口總額與跨境電子商務(wù)發(fā)展間存在相互性。

綜上所述，本文通過理論分析和實證檢驗均證明跨境電子商務(wù)與我國貿(mào)易發(fā)展間存在互動關(guān)系，但目前來自于跨境電商的刺激效應(yīng)還并不十分顯著，對于我國進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的助推效應(yīng)還十分有限，這可能與我國目前跨境電商交易的規(guī)范性有關(guān)，如無法有效規(guī)避跨境電子商務(wù)交易的風(fēng)險、尚未構(gòu)建統(tǒng)一的跨境電子交易規(guī)則、無法提供完善的跨境電子商務(wù)稅收制度等一系列因素，而這也是未來研究應(yīng)該關(guān)注的焦點所在。

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