張婧

摘要：本論文為本人畢業(yè)論文研究方向的一部分補(bǔ)充內(nèi)容，側(cè)重于中國新媒體迅速發(fā)展發(fā)展形勢下電子商務(wù)對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響因素分析，雖然之前很多學(xué)者都曾對經(jīng)濟(jì)增長與不同要素之間的關(guān)系做了理論研究，并且采用了不同方法，從不同角度進(jìn)行了分析，但還是有一些不足之處，比如選取的時(shí)間序列數(shù)據(jù)不夠新，變量分析單一等等。本文從理論角度出發(fā)，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析描述經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)狀及演變趨勢，并且基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整分析理論，誤差修正模型，格蘭杰因果檢驗(yàn)，脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解等檢驗(yàn)影響因素與中國經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，希望可以為更好的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長提供理論依據(jù)。

關(guān)鍵詞：電子商務(wù);VAR模型;經(jīng)濟(jì)增長因素

一、研究方法

本文主要利用時(shí)間序列分析，協(xié)整理論與方法，配合統(tǒng)計(jì)學(xué)工具Eviews軟件，通過建立計(jì)量模型對相關(guān)問題進(jìn)行實(shí)證分析和討論，從而求證電子商務(wù)交易對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響關(guān)系。

首先根據(jù)已有論文進(jìn)行檢索和篩選，歸納出中國國內(nèi)最新研究成果，總結(jié)前人的研究現(xiàn)狀，理論觀點(diǎn)和統(tǒng)計(jì)方法。再利用理論知識對收集的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述，并進(jìn)行相關(guān)的實(shí)證研究，采用單位根檢驗(yàn)，VAR模型建立，協(xié)整檢驗(yàn)，格蘭杰因果檢驗(yàn)等方法得出研究結(jié)果，從而為接下來的進(jìn)一步分析打下堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。

二、測度體系的構(gòu)建與指標(biāo)選取

綜合國內(nèi)外研究學(xué)者對電子商務(wù)發(fā)展水平測度的研究成果，本文選取了中國互聯(lián)網(wǎng)研究與發(fā)展中心發(fā)布的《中國電子商務(wù)指數(shù)測算研究報(bào)告》中的評價(jià)體系，鑒于指標(biāo)數(shù)據(jù)的客觀性和可得性，本文從9大類28個(gè)指標(biāo)中，選取7個(gè)評價(jià)指標(biāo)來測算電子商務(wù)發(fā)展對我國經(jīng)濟(jì)的影響。

三、數(shù)據(jù)的選取

本文選取2005年到2018年的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP，單位：億元）作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的變量，選取電子商務(wù)交易總額（ECTS，單位：萬億元），電子商務(wù)交易比重（ECTP，單位：百分比），作為衡量電子商務(wù)影響效果交易規(guī)模的變量，選取網(wǎng)站數(shù)量（WEB，單位：萬）作為電子商務(wù)使用強(qiáng)度基礎(chǔ)設(shè)施類變量，選取快遞服務(wù)業(yè)務(wù)量（EDI，單位：萬件）作為電子商務(wù)使用強(qiáng)度行業(yè)類變量。數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國電子商務(wù)報(bào)告》《中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展報(bào)告》《中國快遞行業(yè)發(fā)展報(bào)告》，并運(yùn)用計(jì)量軟件Eviews 9.0進(jìn)行分析。

四、數(shù)據(jù)處理

先對原始數(shù)據(jù)采取對數(shù)處理，取對數(shù)之后不會(huì)改變原始序列的性質(zhì)和變量間的協(xié)整關(guān)系，還能夠縮小數(shù)據(jù)的絕對值，消除異方差，降低不平穩(wěn)性，因此，分別用了LNGDP、LNECTS、LNECTP、LNWEB和LNEDI來表示所選變量。

在進(jìn)行計(jì)量分析之前，為了防止發(fā)生因數(shù)據(jù)不平穩(wěn)帶來的“偽回歸”現(xiàn)象，有必要先檢驗(yàn)變量的穩(wěn)定性，為此，本文運(yùn)用了ADF單位根驗(yàn)證法。

由ADF檢驗(yàn)結(jié)果可知，各個(gè)數(shù)據(jù)列表的原序列都存在單位根，lngdp是非平穩(wěn)序列，然而一階差分以后，呈現(xiàn)出平穩(wěn)序列，即各個(gè)序列都是一階單整序列，存在協(xié)整關(guān)系，因此，可以繼續(xù)進(jìn)行協(xié)整分析。

五、ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由ADF檢驗(yàn)結(jié)果可知，各個(gè)數(shù)據(jù)列表的原序列都存在單位根，lngdp是非平穩(wěn)序列，然而一階差分以后，呈現(xiàn)出平穩(wěn)序列，即各個(gè)序列都是一階單整序列，存在協(xié)整關(guān)系，因此，可以繼續(xù)進(jìn)行協(xié)整分析。

六、Var模型的建立

為了防止出現(xiàn)虛假回歸的情況，在建立VAR模型和分析格蘭杰因果關(guān)系之前，需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)來判斷其平穩(wěn)性，同時(shí)觀察并明確延遲的階數(shù)，由于文中ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示各時(shí)間序列均平穩(wěn)，所以可以利用得到的平穩(wěn)序列建立VAR模型并進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解。同時(shí)在不斷的實(shí)驗(yàn)中，按照VAR模型的AIC準(zhǔn)則得到VAR的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

利用eviews軟件可以建立出如下的VAR模型如下：

表的模型結(jié)果顯示，整個(gè)模型的AIC都是負(fù)值，對數(shù)似然函數(shù)（loglikelihood）均大于29，從全局看，認(rèn)為模型的效果較好，可以用來做實(shí)證分析。

七、Var模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

Var模型系統(tǒng)穩(wěn)定的充分必要條件是模型中所有特征根的倒數(shù)的模都小于1，即表現(xiàn)為點(diǎn)在單位圓之內(nèi)，因此，在檢驗(yàn)VAR模型是否穩(wěn)定時(shí)，若得到檢驗(yàn)結(jié)果全部顯示在單位圓之內(nèi)，那么就說明VAR模型穩(wěn)定，反之，若是有部分根的模型在單位圓之外的情形，則var模型不穩(wěn)定，也就是說，估計(jì)的某些結(jié)果可能會(huì)無效，需要重新建立。

輸出結(jié)果如所示：

從表中顯示的結(jié)果得到，模型中全部特征根倒數(shù)的模都小于1，故上文中建立VAR模型系統(tǒng)是穩(wěn)定的，為了能夠更加直觀的表示所有特征根倒數(shù)的模落在單位圓內(nèi)的具體情況，畫出模型系統(tǒng)AR根圖，由上圖可知 每個(gè)特征根倒數(shù)的模都在單位圓內(nèi)部，沒有處在單位圓外面的情況，所以根據(jù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)可知，本文的VAR模型具有穩(wěn)定性，并且研究的問題具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

八、協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)上文結(jié)論，通過協(xié)整檢驗(yàn)法來分析LNGDP與變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，由于經(jīng)過多次反復(fù)試驗(yàn)，我們可以得到VAR的滯后期為2而johansen協(xié)整檢驗(yàn)的滯后期是在var模型滯后期的基礎(chǔ)上減去1，因此，可以得出協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后期為1，相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果如下：

由以上兩個(gè)表結(jié)果可知，LNGDP與變量之間全部否定原假設(shè)，則變量lnects，lnweb，lnedi至少有一個(gè)協(xié)整關(guān)系。因此，經(jīng)濟(jì)增長跟電子商務(wù)交易總額，網(wǎng)站數(shù)量，快遞服務(wù)業(yè)務(wù)量之間存在的其中一個(gè)協(xié)整關(guān)系式如下所示：

LNGDP= 0.367688lnects+ 0.503158lnectp+ 1.050165lnweb+ 0.276463lnedi

從上述表達(dá)式中可以看出來，電子商務(wù)強(qiáng)度的網(wǎng)站數(shù)量對國民經(jīng)濟(jì)影響高于其他因素，且電子商務(wù)交易總額，電子商務(wù)交易比重，網(wǎng)站數(shù)量，快遞服務(wù)業(yè)務(wù)量這幾個(gè)變量與經(jīng)濟(jì)增長成長期的正相關(guān)，當(dāng)變量數(shù)值持續(xù)提高時(shí)，會(huì)導(dǎo)致我國國內(nèi)生產(chǎn)總值不斷增加。其國內(nèi)生產(chǎn)總值與電子商務(wù)交易總額的彈性為0.367688，這意味著當(dāng)電子商務(wù)交易總額向上變動(dòng)為1%時(shí)，我國的GDP就增長0.367688%;國內(nèi)生產(chǎn)總值與電子商務(wù)交易比重的彈性為0.503158，這意味著當(dāng)電子商務(wù)交易比重向上變動(dòng)為1%時(shí)，我國的GDP就增長0.503158;國內(nèi)生產(chǎn)總值與網(wǎng)站數(shù)量的彈性為1.050165，這意味著當(dāng)與網(wǎng)站數(shù)量向上變動(dòng)為1%時(shí)，我國的GDP就增長1.050165;中國內(nèi)生產(chǎn)總值與快遞服務(wù)業(yè)務(wù)量的彈性為0.276463，這意味著當(dāng)快遞服務(wù)業(yè)務(wù)量向上變動(dòng)為1%時(shí)，我國的GDP就增長0.276463;

九、格蘭杰因果檢驗(yàn)

為了分析我國經(jīng)濟(jì)增長與電子商務(wù)交易總額，電子商務(wù)交易比重，網(wǎng)站數(shù)量，快遞服務(wù)業(yè)務(wù)量之間是否存在相互的因果關(guān)系以及作用方向如何，下面對lngdp，lnects，lnectp，lnweb，lnedi進(jìn)行g(shù)ranger因果檢驗(yàn)，用eviews中的檢驗(yàn)方法進(jìn)行研究，如表所示，在5%的顯著性水平上，通過網(wǎng)站數(shù)量的拒絕，快遞服務(wù)業(yè)務(wù)量的拒絕，電子商務(wù)交易總額拒絕，可以得出網(wǎng)站數(shù)量和快遞服務(wù)業(yè)務(wù)量是互為因果關(guān)系的，電子商務(wù)交易總額和網(wǎng)站數(shù)量是互為因果關(guān)系的，根據(jù)第一個(gè)拒絕可以得出電子商務(wù)交易總額是電子商務(wù)交易比重的原因。從格蘭杰結(jié)論分析得出，與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間接受原假設(shè)，既不存在因果關(guān)系。在10%的顯著性水平上，除快遞服務(wù)業(yè)務(wù)量外，全部拒絕原假設(shè)，即存在因果關(guān)系。

十、脈沖響應(yīng)分析

為了讓檢驗(yàn)更加真實(shí)有效，下面進(jìn)一步采用脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析我國居民消費(fèi)，剛固定資產(chǎn)投資和進(jìn)出口貿(mào)易的變動(dòng)對國內(nèi)生產(chǎn)總值變動(dòng)所產(chǎn)生的作用水平。

其主要表現(xiàn)的是在保持其他變量t期及之前各期不變的情況下施加一次沖擊的響應(yīng)過程，能夠比較全面的反映出各個(gè)變量間的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系，由于上文建立的VAR模型系統(tǒng)是穩(wěn)定的，因此利用Eviews軟件得出相關(guān)脈沖響應(yīng)函數(shù)。

由上圖可以看到，中間實(shí)線代表受1單位脈沖沖擊以后脈沖響應(yīng)函數(shù)圖像，兩側(cè)虛線代表脈沖影響函數(shù)走勢的2倍標(biāo)準(zhǔn)誤差，如圖可知，從第一期開始，電子商務(wù)交易總額、電子商務(wù)交易比重、網(wǎng)站數(shù)量對國內(nèi)生產(chǎn)總值就有影響，并且電子商務(wù)交易比重大體保持正向且穩(wěn)定，在二期有一個(gè)小波動(dòng)，但一直保持影響，之后趨于穩(wěn)定，并且存在經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。電子商務(wù)交易比重和網(wǎng)站數(shù)量前期有下降趨勢，3階段后保持穩(wěn)定，也就是說電子商務(wù)交易比重和網(wǎng)站數(shù)量對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響相對來說有負(fù)影響，存在經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。

由于快遞服務(wù)業(yè)務(wù)量的脈沖響應(yīng)圖是發(fā)散裝并且最后結(jié)論不趨于零，說明分析結(jié)果不成立，并且結(jié)論沒有經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。

十一、結(jié)論

本文運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型，通過格蘭杰因果分析檢驗(yàn)和方差分解等方法，實(shí)證研究了中國2005-2018年電子商務(wù)交易總額，電子商務(wù)交易比重，網(wǎng)站數(shù)量，快遞服務(wù)業(yè)務(wù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，得出研究結(jié)論如下：

（一）有從長期看，子商務(wù)交易總額，電子商務(wù)交易比重，網(wǎng)站數(shù)量，快遞服務(wù)業(yè)務(wù)都與經(jīng)濟(jì)增長存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且在協(xié)整方程中，電子商務(wù)交易總額，電子商務(wù)交易比重，選取網(wǎng)站數(shù)量，脈沖指數(shù)都為正，這數(shù)值表明與經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)同向變化，并在長期發(fā)展中，對經(jīng)濟(jì)增長起著促進(jìn)作用。

（二）從短期趨勢來看，通過向量誤差修正模型能夠得出，電子商務(wù)交易總額、電子商務(wù)交易比重、網(wǎng)站數(shù)量對經(jīng)濟(jì)增長拉動(dòng)的作用，都沒有在長期下顯著，這表明三者的作用周期較長，短時(shí)間內(nèi)，他們對經(jīng)濟(jì)增長并沒有顯著拉動(dòng)作用。

（三）從格蘭杰因果檢驗(yàn)可知，在5%的顯著性水平上，因果關(guān)系并不明顯，在10%的顯著性水平上，除快遞服務(wù)業(yè)務(wù)外，互為因果關(guān)系，說明電子商務(wù)交易總額、電子商務(wù)交易比重、網(wǎng)站數(shù)量之間是有相互作用的。

參考文獻(xiàn)：

[1] 電子商務(wù)對省域經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證分析

[2] 電子商務(wù)發(fā)展水平測度及其對經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的實(shí)證研究——以浙江省為例

[3] 電商扶貧對我國經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響 ——基于中國31省份2012—2018年面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

[4] 電子商務(wù)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效果測度研究

[5] 電子商務(wù)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)效果測度

[6] 電子商務(wù)對新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)作用分析

[7] 電子商務(wù)發(fā)展的時(shí)空分異及對經(jīng)濟(jì)增_省略__基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析_王新宇

[8] 電子商務(wù)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長作用的實(shí)證分析_李恒宇

[9] 電子商務(wù)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長作用路徑的實(shí)證分析_王蓓