何雯

內(nèi)容摘要：本文探索了國際貿(mào)易中跨境電子商務(wù)發(fā)展存在的主要困境，表現(xiàn)為國際物流發(fā)展滯后且不穩(wěn)定，銷售業(yè)務(wù)受限，跨境支付不方便，同時采用協(xié)整檢驗、ARCH模型建立實證研究跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系。研究表明：我國跨境電子商務(wù)發(fā)展長期和短期彈性系數(shù)為0.038、0.033，均能促進(jìn)我國進(jìn)出口貿(mào)易總額規(guī)模的增加，尤其是在長期中更能發(fā)揮跨境電子商務(wù)的正面帶動效果；另外，我國進(jìn)出口貿(mào)易總額變化一方面來源于跨境電子商務(wù)發(fā)展的帶動作用，另一方面來源于上一期進(jìn)出口貿(mào)易總額與均衡水平之間的差額。

關(guān)鍵詞：ARCH模型 跨境電子商務(wù) 進(jìn)出口貿(mào)易

我國跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易現(xiàn)狀及問題

（一）我國企業(yè)跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易現(xiàn)狀

與傳統(tǒng)進(jìn)出口貿(mào)易增速下滑不同，我國企業(yè)跨境電子商務(wù)勃勃生機(jī)。我國2015年和2016年交易規(guī)模分別為1.6萬億元和2.0萬億元，增長率分別為33.3%和25.0%。我國企業(yè)跨境電子商務(wù)占我國進(jìn)出口交易總規(guī)模的比重也在不斷提高，2008年僅占4.4%，2016年達(dá)到了5.2%。

根據(jù)《2012-2017中國跨境電商市場研究報告》顯示。2012年中國跨境電商進(jìn)出口交易額為2.3萬億元，到2016年，交易額達(dá)到6.5萬億元，占據(jù)總進(jìn)出口交易額的比重也越來越大，達(dá)到19.0%。

（二）國際貿(mào)易中跨境電子商務(wù)發(fā)展存在的主要困境

國際物流發(fā)展滯后且不穩(wěn)定。我國企業(yè)在跨境貿(mào)易中首先存在國際物流發(fā)展滯后且不穩(wěn)定的問題，例如，根據(jù)訪談我國企業(yè)高管得知，我國企業(yè)從國內(nèi)倉庫運(yùn)輸?shù)絿鈧}庫這個工作并沒有由我國企業(yè)親自負(fù)責(zé)，而是外包給國際物流公司，國際物流速度慢、成本高是我國企業(yè)目前遇到的最大難題。根據(jù)我國企業(yè)內(nèi)部數(shù)據(jù)資料顯示，在2013-2015年之間，從國內(nèi)倉庫運(yùn)輸?shù)絿鈧}庫的及時率不到80%，這樣會影響相應(yīng)的公司運(yùn)作，造成庫存增多。雖然隨著跨境電商的火熱進(jìn)行，國際物流業(yè)務(wù)量激增，但物流的業(yè)務(wù)運(yùn)載和服務(wù)能力卻沒有改善。因此，我國企業(yè)會選擇國際物流公司作為運(yùn)輸商。對我國企業(yè)而言，當(dāng)前的國際物流狀況是一個嚴(yán)重制約業(yè)務(wù)發(fā)展的瓶頸。

銷售業(yè)務(wù)受限。國際市場營銷業(yè)務(wù)容易受到當(dāng)?shù)卣吆蜆?biāo)準(zhǔn)的影響，例如，我國外貿(mào)企業(yè)的一些高管表示，在2015年曾經(jīng)規(guī)劃過出口智能電子商品，但是由于貿(mào)易保護(hù)主義的原因，使智能商品無法大量出口，最終我國企業(yè)放棄了該計劃。又例如我國企業(yè)主營業(yè)務(wù)的一些電子元件，歐洲有歐洲的標(biāo)準(zhǔn)，美國有美國的標(biāo)準(zhǔn)，若達(dá)不到標(biāo)準(zhǔn)，一旦接到客戶投訴，店鋪賬號很可能被封。我國企業(yè)就因為其銷售活動觸犯了當(dāng)?shù)氐南嚓P(guān)法規(guī)，導(dǎo)致被起訴而需要賠償。

跨境支付不方便。外貿(mào)企業(yè)跨境電子商務(wù)發(fā)展的另外一個重要障礙是支付問題，外匯監(jiān)管、稅收等配套制度不完善。盡管在美國、歐洲等電商發(fā)達(dá)國家已經(jīng)有一些國際支付系統(tǒng)、信用卡付款方式等，但是全球范圍內(nèi)還缺乏通用型、接受度高的支付系統(tǒng)。這就限制了我國企業(yè)的銷售區(qū)域，其對回籠資金增加了難度。

跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的實證研究設(shè)計

（一）模型設(shè)計

國際貿(mào)易競爭背景下，不完全競爭是市場最為普遍的存在狀態(tài)，作為基本前提條件，本文在經(jīng)典的古諾模型基礎(chǔ)之上，建立跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的ARCH模型。假設(shè)一個國家或地區(qū)i參與另一個國家或地區(qū)j的國際貿(mào)易市場競爭，其商品價格為p=Kj-Qj，其中Kj為常數(shù)項。

在企業(yè)期望經(jīng)營利潤最大化的目標(biāo)下，確定函數(shù)為；

maxZij（Kj-q*j-qij-c-tij） （1）

此時得出市場均衡數(shù)量為qij，則：

（2）

對上公式進(jìn)行求解，得出：Zij=q2ij （3）

假設(shè)i國家或地區(qū)參與j國家或地區(qū)的固定成本為Fij，并且Fij在區(qū)間[0，F(xiàn)maxij]上平均分布，設(shè)定i國家或地區(qū)參與m國家或地區(qū)國際貿(mào)易的臨界值為F*ij，此時只有i國家或地區(qū)參與j國家或地區(qū)的利潤大于成本時，國際貿(mào)易關(guān)系才會在i和j兩個國家或地區(qū)之間產(chǎn)生，因此，i國家進(jìn)入m國家或地區(qū)進(jìn)行國際市場貿(mào)易的臨界條件為：

Zij=F*ij （4）

設(shè)定，i國家或地區(qū)參與j國家或地區(qū)總出口額為EXij，總進(jìn)口額為INij，則：

（5）

（6）

如果此時出現(xiàn)了虛擬市場，即跨境電子商務(wù)的出現(xiàn)，則i國家或地區(qū)參與m國家或地區(qū)國際貿(mào)易的成本被降低，設(shè)定固定成本為α，α屬于（0，1），這說明跨境電子商務(wù)對進(jìn)出口貿(mào)易中的固定成本進(jìn)行了降低，進(jìn)入別國國際市場貿(mào)易的成本為為αFij，這樣i國家或地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易總額為TRij，

（7）

可見，跨境電子商務(wù)對一個國家或地區(qū)的進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生了影響。本文將以我國外貿(mào)企業(yè)為研究案例，探索我國跨境電子商務(wù)對外貿(mào)企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的影響狀況。

（二）變量和數(shù)據(jù)

本文的被解釋變量為我國跨境電商企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易總額（Y），本文的解釋變量為我國企業(yè)跨境電子商務(wù)交易額（X），為避免異方差的存在，本文對進(jìn)出口貿(mào)易總額（Y）和跨境電子商務(wù)交易額（X）分別取對數(shù)，即為LNY和LNX。

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和商務(wù)部外貿(mào)發(fā)展局。所用的軟件為Eviews，研究時間周期為2000-2017年。

跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的實證結(jié)果

（一）單位根檢驗

對于任何時間段上的數(shù)據(jù)來說，其都有不穩(wěn)定性。所以，在確定平穩(wěn)序列之前，必須要先嚴(yán)格檢驗數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，這樣才可以更好地研究我國跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系。采用Eviews軟件進(jìn)行檢驗如表1所示。

基于上述結(jié)論，ADF>10%顯著性水平的臨界值，這就充分表明了各序列具有不穩(wěn)定性。特別是在一階差分之后，ADF值分別少于了5%檢驗水平的臨界值，因此這就產(chǎn)生了這幾年來的一階平穩(wěn)序列。

（二）協(xié)整檢驗

如表2所示，基于上述數(shù)據(jù)，檢驗殘差序列e做單位，其中不包含常數(shù)項和趨勢項，ADF值為（-0.246），大于顯著性水平10%的臨界值（-1.623），所以得出我國跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易的殘差序列之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。利用向量誤差修正模型，建立我國跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易之間的協(xié)整方程式為：

LNY=0.038LNX+μ （8）

（0.0014）

（-12.423）

其中，擬合優(yōu)度R2為0.857，調(diào)整之后的R2為0.848，QF檢驗的概率是0.00014，這反映出變量間的高度線性。Durbin-Watson stat值為2.0632，表明模型不存在自相關(guān)問題。式（8）表明從長期來看，我國跨境電子商務(wù)對進(jìn)出口貿(mào)易的影響彈性系數(shù)為0.038，這表明我國跨境電子商務(wù)發(fā)展與進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模之間存在正相關(guān)影響關(guān)系，跨境電子商務(wù)交易總額每提升1%，進(jìn)出口貿(mào)易總額則提升0.038%，即我國跨境電子商務(wù)發(fā)展能從長期促進(jìn)我國進(jìn)出口貿(mào)易總額規(guī)模的增加。

但是，在短期上，我國跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易之間未必存在穩(wěn)定的關(guān)系，因此需要進(jìn)一步利用誤差修正模型進(jìn)行檢驗：

ΔLNY=0.033ΔLNX-0.9585ECMt-1 （9）

（6.3554） （-5.348）

式（9）表明：從短期來看，我國跨境電子商務(wù)對進(jìn)出口貿(mào)易的影響彈性系數(shù)為0.033，這表明我國跨境電子商務(wù)發(fā)展與進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模之間存在正相關(guān)影響關(guān)系，跨境電子商務(wù)交易總額每提升1%，進(jìn)出口貿(mào)易總額則提升0.033%，即我國跨境電子商務(wù)發(fā)展從短期也能促進(jìn)我國進(jìn)出口貿(mào)易總額規(guī)模的增加。

另外，我國跨境電子商務(wù)對進(jìn)出口貿(mào)易的短期影響彈性系數(shù)（0.033）小于長期彈性系數(shù)（0.038），這表明，我國進(jìn)出口貿(mào)易總額在短期對跨境電子商務(wù)發(fā)展所帶來的影響反映較為滯后，在長期更能發(fā)揮跨境電子商務(wù)的正面帶動效果。

我國跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易之間的短期關(guān)系中，ECMt-1表明短期波動偏低長期均衡的程度，系數(shù)值為-0.9585，可見上一期我國跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易之間的均衡誤差高達(dá)95.85 %，這一偏離將在本期得到了糾正和調(diào)整。同時也表明，我國進(jìn)出口貿(mào)易總額變化一方面來源于跨境電子商務(wù)發(fā)展的帶動作用，另一方面來源于上一期進(jìn)出口貿(mào)易總額與均衡水平之間的差額。

（三）跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的ARCH效應(yīng)檢驗

通過殘差檢驗，模型具有自回歸條件異方差的特點(diǎn)，并且單位檢驗各變量均是一階差分平穩(wěn)的，因此有必要對跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的殘差進(jìn)行ARCH效應(yīng)檢驗。經(jīng)驗確認(rèn)F統(tǒng)計量和Q統(tǒng)計量均通過了5%的顯著性水平檢驗，表明我國跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的殘差具有ARCH效應(yīng)，并且ARCH模型的滯后階數(shù)為4。本文構(gòu)建條件異方差模型，

設(shè)定均值過程中的當(dāng)期殘差為YT，則：

YT=-0.2586YTt-4+μ （10）

則我國跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的ARCH模型為：

δ2t=1.1625*10-8+1.3518μ2t-1-0.5688δ2t-1 （11）

（2.3688） （3.258） （-5.368）

其中，δ2t表示出口貿(mào)易總額的波動序列。

（四）跨境電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的脈沖響應(yīng)分析

本文用Eviews軟件來估計向量自回歸模型，結(jié)果如表3所示。

根據(jù)表3中的參數(shù)估計結(jié)果、估計系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差、T統(tǒng)計值，寫成矩陣形式為：

（12）

為了對我國跨境電子商務(wù)交易總額與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系進(jìn)行描繪，本文寫出矩陣形式的兩個方程式：

LNX=0.2931LNX（-1）+0.2826LNX（-2）-0.0288Y（-1）+0.0476（-2）+3.2471 （13）

LNY=-7.4950LNX（-1）-6.8483LNX（-2）-0.9012Y（-1）

+0.1781Y（-2）-1.5914 （14）

本方程的R2為94.59 %，方程的模擬效果較好。根據(jù)式（13），給進(jìn)出口貿(mào)易（LNY）一個標(biāo)準(zhǔn)差的隨機(jī)干擾沖擊，在滯后一期的時候，進(jìn)出口貿(mào)易總額LNY（-1）的影響系數(shù)為-0.0288，這說明進(jìn)出口貿(mào)易在滯后一期對跨境電子商務(wù)交易總額產(chǎn)生負(fù)相關(guān)性沖擊；在滯后二期的時候，進(jìn)出口貿(mào)易總額LNY（-2）的影響系數(shù)為0.0476，這說明進(jìn)出口貿(mào)易在在滯后二期對跨境電子商務(wù)交易總額產(chǎn)生正相關(guān)性沖擊?？梢姡瑴髸r期越長，進(jìn)出口貿(mào)易對跨境電子商務(wù)交易總額產(chǎn)生的關(guān)聯(lián)影響更為顯著。

根據(jù)式（14），給我國跨境電子商務(wù)交易總額LNX一個標(biāo)準(zhǔn)差的隨機(jī)干擾沖擊，在滯后一期的時候，跨境電子商務(wù)交易總額LNX （-1）的影響系數(shù)為-7.4950，這說明跨境電子商務(wù)交易總額在滯后一期對進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)相關(guān)性沖擊；在滯后二期的時候，跨境電子商務(wù)交易總額LNX（-2）的影響系數(shù)為-6.8483，這說明跨境電子商務(wù)交易總額LNX在在滯后二期對進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生更強(qiáng)烈的負(fù)相關(guān)性沖擊?？梢?，滯后時期越長，跨境電子商務(wù)交易總額LNX對進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生的關(guān)聯(lián)影響更為顯著。

對策建議

第一，創(chuàng)新物流發(fā)展模式。我國企業(yè)跨境電子商務(wù)可以借鑒國內(nèi)具備高效物流配送水平的電商。例如，我國跨境零售業(yè)電商主要代表企業(yè)—京東商城、唯品會、1號店等，盡管他們的產(chǎn)品有所差異，但是這些跨境零售業(yè)電商均具有高水平的物流配送體系，或自建物流配送體系，或與高水平物流公司合作。因此，我國跨境電子商務(wù)外貿(mào)企業(yè)可以在全球范圍內(nèi)尋求高水平的物流公司進(jìn)行合作，在資金允許和訂單量極大的條件下，可以考慮自建物流來贏得更多的訂單，以此來沖銷物流成本。

第二，強(qiáng)化法律知識。政府在對于跨境電商網(wǎng)站上的商家和商品應(yīng)該按照國際相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)來制定信用及質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)，并且加大監(jiān)督力度。同時培養(yǎng)企業(yè)的責(zé)任感和信用意識，配合政府建立一套完整的信用體系。電子商務(wù)企業(yè)有義務(wù)保護(hù)消費(fèi)者的隱私。因此，我國跨境電商企業(yè)首先應(yīng)該完善自身的計算機(jī)安全系統(tǒng)，及時修補(bǔ)漏洞。政府應(yīng)出臺相應(yīng)的政策來保護(hù)消費(fèi)者的權(quán)益，使消費(fèi)者權(quán)益不受損害。

第三，完善我國跨境支付系統(tǒng)建設(shè)。使用成熟的第三方跨境支付結(jié)算系統(tǒng)，完善外匯管理等配套制度。要促成我國跨境電子商務(wù)外貿(mào)企業(yè)交易的成功，必須要解決安全收款的問題。目前，跨境人民幣結(jié)算是許多跨境電商會考慮使用的收款通道，該通道是面向獨(dú)立B2C網(wǎng)站跨境電商的通道。

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