我國(guó)電子商務(wù)交易額影響因素的實(shí)證分析
——基于我國(guó)2003—2015年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

孫景蔚，魏珂

（杭州電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江杭州310018）

我國(guó)電子商務(wù)交易額影響因素的實(shí)證分析
——基于我國(guó)2003—2015年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

孫景蔚，魏珂

（杭州電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江杭州310018）

近年來(lái)隨著互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)興起和不斷發(fā)展，我國(guó)電子商務(wù)行業(yè)得到飛速發(fā)展，電商交易額也得到不斷攀升。電商交易額是衡量其發(fā)展水平的一個(gè)重要指標(biāo)，因此分析影響電商交易額的因素就顯得尤為重要。文章通過收集分析我國(guó)2003—2015年的域名數(shù)、網(wǎng)站數(shù)、國(guó)際出口帶寬、互聯(lián)網(wǎng)用戶人數(shù)及電子商務(wù)企業(yè)數(shù)，利用計(jì)量分析軟件Eview s對(duì)收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，研究這些因素與電子商務(wù)交易額之間的關(guān)系。最后，利用實(shí)證分析結(jié)果作為支撐對(duì)電子商務(wù)發(fā)展提出相關(guān)意見和建議，以此來(lái)促進(jìn)我國(guó)電子商務(wù)的健康蓬勃發(fā)展。

電子商務(wù)；交易額；實(shí)證分析

一、研究背景及研究現(xiàn)狀

（一）研究背景及研究意義

隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)在全球的蓬勃發(fā)展，電子商務(wù)作為互聯(lián)網(wǎng)的衍生產(chǎn)業(yè)也在這種形勢(shì)下得以迅速發(fā)展，2015年，整個(gè)中國(guó)電子商務(wù)市場(chǎng)的交易額已經(jīng)達(dá)到18.3萬(wàn)億元，占當(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的27.04%，電商行業(yè)的不斷發(fā)展壯大，在我國(guó)GDP的市場(chǎng)份額也不斷攀升，對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起著越來(lái)越重要的作用。

鑒于電子商務(wù)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的作用越來(lái)越顯著，探索影響電子商務(wù)交易額的背后因素就顯得具有較高的研究意義：第一，有利于推進(jìn)我國(guó)電子商務(wù)產(chǎn)業(yè)的高效成長(zhǎng)；第二，帶動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的健康增長(zhǎng)。根據(jù)研究結(jié)果，為電子商務(wù)的下一步發(fā)展創(chuàng)造有利的現(xiàn)實(shí)條件，趨利避害，促進(jìn)網(wǎng)上交易額的穩(wěn)步增長(zhǎng)，進(jìn)而帶動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)GDP的穩(wěn)步上升。

（二）國(guó)內(nèi)研究現(xiàn)狀

從分析方法上，任麗麗、陸秋君（2013）[1]利用模糊性的線性回歸對(duì)國(guó)內(nèi)電子商務(wù)的交易額進(jìn)行預(yù)測(cè)。采用的方法是：作者從自變量是清晰值、因變量是對(duì)稱模糊數(shù)的角度建立模型，然后對(duì)模型的擬合度進(jìn)行檢驗(yàn)，最后對(duì)影響電子商務(wù)交易額的變量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。在建立模型的過程中，從域名數(shù)、網(wǎng)站數(shù)、國(guó)際出口帶寬、網(wǎng)民數(shù)等幾個(gè)變量角度分析與電子商務(wù)交易額之間的關(guān)系，得出實(shí)證結(jié)果。許欣婷（2012）[2]利用實(shí)證分析方法對(duì)影響電子商務(wù)交易額的因素進(jìn)行分析，從實(shí)證分析結(jié)果可以看出電子商務(wù)交易額受到互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)、網(wǎng)購(gòu)人數(shù)、域名數(shù)以及電子商務(wù)企業(yè)數(shù)等因素的影響。王東峰（2014）[3]利用灰色關(guān)聯(lián)度分析方法對(duì)影響電子商務(wù)交易額的因素進(jìn)行分析，通過計(jì)算主因素與影響因素之間的相對(duì)的、絕對(duì)的以及綜合關(guān)聯(lián)度等來(lái)確定這些影響因素對(duì)電子商務(wù)交易額的影響度。

從電子商務(wù)發(fā)展過程中存在的問題角度分析，李勇堅(jiān)、孫盼盼（2014）[4]認(rèn)為電子商務(wù)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中起著戰(zhàn)略性的作用，但是電子商務(wù)在發(fā)展中存在對(duì)監(jiān)管力度不夠、產(chǎn)業(yè)交易鏈不完整等問題，阻礙了電子商務(wù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。葉佳麗（2010）[5]在對(duì)中國(guó)電子商務(wù)發(fā)展現(xiàn)狀進(jìn)行分析時(shí)，指出交易額迅速增長(zhǎng)，但是隨之而來(lái)也面臨著商務(wù)管理、支付安全、法律法規(guī)等問題，應(yīng)逐步規(guī)范電子商務(wù)市場(chǎng)的秩序，完善電子商務(wù)監(jiān)管體系。劉宏、宋久科（2012）[6]在對(duì)電子商務(wù)發(fā)展中存在的問題進(jìn)行分析時(shí)，指出我國(guó)電子商務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施落后、移動(dòng)化的電子商務(wù)數(shù)據(jù)處理技術(shù)不成熟、法律法規(guī)不夠健全等問題影響著電子商務(wù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

二、模型建立及數(shù)據(jù)選取

（一）指標(biāo)的選取

雖然國(guó)內(nèi)外很多學(xué)者都有對(duì)影響電商交易額及其發(fā)展的因素進(jìn)行研究，但是學(xué)者們分析研究的因素都不盡相同。本文以我國(guó)電子商務(wù)交易額作為研究的基點(diǎn)，以2003—2015年13年的數(shù)據(jù)作為基礎(chǔ)支撐，利用Eviews計(jì)量軟件工具[7]，通過對(duì)域名數(shù)、網(wǎng)站數(shù)、國(guó)際出口寬帶、聯(lián)網(wǎng)用戶人數(shù)及電子商務(wù)企業(yè)數(shù)等因素對(duì)我國(guó)電子商務(wù)交易額的實(shí)證分析，進(jìn)而確定其影響函數(shù)，找出影響電子商務(wù)發(fā)展的因素，得出本文的結(jié)論。

第一，互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)是一國(guó)接觸并使用網(wǎng)絡(luò)的人群數(shù)，反映出一個(gè)國(guó)家的計(jì)算機(jī)普及率。互聯(lián)網(wǎng)用戶人數(shù)越多，說(shuō)明其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，計(jì)算機(jī)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)越完善；另一方面，互聯(lián)網(wǎng)用戶人數(shù)越多，也反映出對(duì)互聯(lián)網(wǎng)服務(wù)的需求越多。因此，電子商務(wù)交易額受到互聯(lián)網(wǎng)用戶人數(shù)的影響。

第二，互聯(lián)網(wǎng)域名數(shù)反映出用戶在互聯(lián)網(wǎng)上的選擇機(jī)會(huì)，從經(jīng)濟(jì)學(xué)的供給與需求理論角度來(lái)說(shuō)，域名數(shù)的開發(fā)就是為了增加互聯(lián)網(wǎng)市場(chǎng)上的服務(wù)供給，進(jìn)而可以影響電子商務(wù)市場(chǎng)的交易額。

第三，電子商務(wù)網(wǎng)站就是電商企業(yè)或是其他電商機(jī)構(gòu)等在互聯(lián)網(wǎng)上建立的一個(gè)進(jìn)行網(wǎng)上交易的平臺(tái)，是電子商務(wù)企業(yè)從事電子商務(wù)交易的一種手段。從電商網(wǎng)站的定義可以看出電商網(wǎng)站的數(shù)量跟其成交量之間存在一定的相關(guān)關(guān)系。

第四，國(guó)際出口帶寬是指一定數(shù)量的用戶匯聚在某個(gè)節(jié)點(diǎn)之上，這個(gè)節(jié)點(diǎn)與上層路由或者交換設(shè)備連接的帶寬。國(guó)際出口帶寬一般是指國(guó)家的互聯(lián)網(wǎng)國(guó)際出口的帶寬也就是國(guó)家的互聯(lián)網(wǎng)主干光纖的出口帶寬[8]。

第五，電子商務(wù)企業(yè)數(shù)越多，其分布的越是廣泛，行業(yè)覆蓋程度越高，消費(fèi)者就能有更多的選擇，對(duì)電商交易額的影響就會(huì)越大。

（二）數(shù)據(jù)選取

根據(jù)上文所分析的影響電子商務(wù)交易額的因素，本文以2003—2015年的數(shù)據(jù)作為基礎(chǔ)對(duì)其進(jìn)行實(shí)證分析，探索其對(duì)我國(guó)電子商務(wù)交易額的影響。本文數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心發(fā)布的《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r報(bào)告》[9]以及上海艾瑞市場(chǎng)咨詢有限公司發(fā)布的《中國(guó)B2B電子商務(wù)研究報(bào)告》[10]。所獲取的數(shù)據(jù)具有一定的真實(shí)性和權(quán)威性，也保證了本文分析結(jié)果的客觀性和可靠性。

三、實(shí)證分析

（一）初步設(shè)定線性函數(shù)模型

本文模型的設(shè)置以電商市場(chǎng)的交易總額作為被解釋變量，以能反映和衡量電商發(fā)展階段和發(fā)展水平的域名數(shù)、網(wǎng)站數(shù)、國(guó)際出口帶寬、聯(lián)網(wǎng)用戶人數(shù)及電子商務(wù)企業(yè)數(shù)等變量作為自變量，以此來(lái)建立多元線性回歸模型：

其中，β0為常數(shù)，YI為電子商務(wù)交易總額，X1為互聯(lián)網(wǎng)用戶人數(shù)，X2為網(wǎng)站數(shù)，X3為域名數(shù)，X4為國(guó)際出口帶寬，X5為電子商務(wù)企業(yè)數(shù)。β1、β2、β3、β4、β5分別為X1i、X2i、X3i、X4i、X5i的系數(shù)，ut為隨機(jī)變量。根據(jù)對(duì)收集到的13年的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)利用建立多元線性回歸模型，回歸分析輸出結(jié)果為：

從OLS的分析結(jié)果可以看出，域名數(shù)X3的系數(shù)符號(hào)與原假設(shè)相悖，即呈現(xiàn)出域名數(shù)與電子商務(wù)交易總額呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。從經(jīng)濟(jì)意義上講，電子商務(wù)交易總額隨著互聯(lián)網(wǎng)戶數(shù)、域名數(shù)、國(guó)際出口帶寬及電子商務(wù)企業(yè)數(shù)的增加而增加。我們對(duì)上述模型進(jìn)行檢驗(yàn)，并進(jìn)行修正，看是否能使模型方程得到改進(jìn)。

（二）多重共線性檢驗(yàn)與逐步回歸

對(duì)四個(gè)變量做多重共線性檢驗(yàn)，利用簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣得到下列矩陣，分析結(jié)果如表1所示。從相關(guān)系數(shù)矩陣的分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)X2與X3的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.954 812，相關(guān)系數(shù)較大，可能建立的初始模型存在多重共線性問題，多重共線性的存在勢(shì)必會(huì)影響到模型預(yù)測(cè)的精準(zhǔn)性，因而采取逐步回歸法對(duì)其進(jìn)行修正，先對(duì)每個(gè)解釋變量對(duì)應(yīng)變量的回歸。

為消除變量間的可能存在的多重共線性問題，需要對(duì)解釋變量X1、X2、X3、X4、X5做逐步回歸，在給定的顯著性水平0.05上，逐步回歸中的t分布表中自由度為13，a=0.05的臨界值，得到t=1.796，在被解釋變量Y與解釋變量X3的回歸中p=0.8288＞0.05，應(yīng)拒絕X3。在檢驗(yàn)各個(gè)解釋變量與被解釋變量之間的擬合度時(shí)，解釋變量X3與被解釋變量Y之間的擬合度系數(shù)僅為0.479 050，說(shuō)明X3與Y之間的擬合度較低，故經(jīng)過檢驗(yàn)剔除解釋變量X3。在剔除解釋變量X3后，對(duì)余下的解釋變量X1、X2、X4、X5再做回歸分析，最終的解釋變量間的相關(guān)系數(shù)均在0.6左右，適合做回歸分析。經(jīng)過修正后的模型的解釋變量之間的多重共線性已經(jīng)消失，說(shuō)明解釋變量Xi隨機(jī)且彼此間不相關(guān)。修正后的模型為：

（三）對(duì)回歸模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

1.模型擬合度檢驗(yàn)。從回歸結(jié)果可知擬合度R2= 0.991828，修正的R2=0.987742，說(shuō)明模型整體擬合得較好，可以繼續(xù)對(duì)其進(jìn)行驗(yàn)證。

2.模型與解釋變量的顯著性檢驗(yàn)。根據(jù)OLS模型的檢驗(yàn)結(jié)果得F=161.3399。在給定顯著性水平a=0.05的條件下，在n=13，k=4的限制條件下，查F分布表得到臨界值F0.05（4，8）=4.07＜161.3399。由驗(yàn)證的結(jié)果拒絕原假設(shè)，即

可以認(rèn)為由OLS得到模型的線性關(guān)系在95%的水平上顯著成立。即可以認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)、網(wǎng)站數(shù)、國(guó)際出口寬帶及電子商務(wù)企業(yè)數(shù)與我國(guó)電子商務(wù)交易總額之間存在顯著線性關(guān)系。

由計(jì)算得出各個(gè)變量t統(tǒng)計(jì)量的值，它們的t值分別是t0=-2.30937，t1=5.879772，t2=-2.892305，t4=1.952750，t5= -1.971216。在給定的顯著性水平a=0.05條件下，在自由度為8的限制下，經(jīng)過查t分布表可以得到其臨界值，即t=1.860，經(jīng)過對(duì)比得出各個(gè)變量的t值絕對(duì)值大于經(jīng)由自由度得出的臨界值，即|t0|、|t1|、|t2|、|t4|、|t5|＞t，因此我們拒絕接受原假設(shè)，也就是可以認(rèn)為假設(shè)的四個(gè)解釋變量對(duì)于被解釋變量的解釋關(guān)系比較顯著。

（四）異方差檢驗(yàn)-white檢驗(yàn)、序列自相關(guān)和偏自相關(guān)檢驗(yàn)

對(duì)修正后的模型進(jìn)行懷特檢驗(yàn)，得出結(jié)果n*R2=13* 0.991828=12.893764。在顯著性水平d=0.05（8）= 15.5073＞n*R2=12.796875,所以不能拒絕同方差的虛擬假設(shè)，即不存在異方差，white檢驗(yàn)結(jié)果確定以上建立模型的設(shè)定滿足同方差和零均值的假定。

用杜賓-沃森檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)是否存在自相關(guān)性。在0.05的顯著性水平下，當(dāng)n=13，k=4時(shí)，查表可知（dL，dU）為（0.574，2.094），而由OLS回歸結(jié)果可知DW=2.430609。有4-du＜DW=2.430609＜4-dl，不能確定其是否存在相關(guān)性。為了進(jìn)一步確定其是否存在自相關(guān)性，我們對(duì)其殘差進(jìn)行分析確定。根據(jù)殘差分布效果及殘差的波動(dòng)幅度，如果殘差分布具有明顯和圓潤(rùn)的線性分布圖像，說(shuō)明自相關(guān)性存在的可能性很高；反之，無(wú)規(guī)則波動(dòng)大的分布圖像顯示出相關(guān)性微弱[11]。利用E-views軟件得出的自相關(guān)和偏自相關(guān)系數(shù)，由分析結(jié)果可知AC和SAC值均落入兩倍的估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差內(nèi)，且Q-統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值均大于置信度0.05，故時(shí)間序列在5%的顯著性水平上不存在顯著的相關(guān)性。

四、結(jié)果及啟示

從以上的實(shí)證分析可以看出我國(guó)電子商務(wù)交易額受互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)、網(wǎng)站數(shù)、國(guó)際出口帶寬及電子商務(wù)企業(yè)數(shù)的影響。網(wǎng)站數(shù)的多少對(duì)電子商務(wù)交易額的貢獻(xiàn)最為顯著，其次是互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)、電商企業(yè)數(shù)和國(guó)際出口帶寬。當(dāng)網(wǎng)站數(shù)增加1%時(shí)，電子商務(wù)交易額增加64.597 4%；當(dāng)互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)增加1%時(shí)，電子商務(wù)交易額增加4.531 86%；當(dāng)電商企業(yè)數(shù)增加1%時(shí)，電子商務(wù)交易額增加10.095 9%；當(dāng)國(guó)際出口帶寬增加1%時(shí)，電子商務(wù)交易額增加1.772 7%。根據(jù)分析結(jié)果，可知正確有效發(fā)揮它們的積極作用可以有效地促進(jìn)電商行業(yè)的繁榮發(fā)展，為了促進(jìn)電子商務(wù)的發(fā)展我們可以從以下兩方面著手。

（一）增加我國(guó)的互聯(lián)網(wǎng)資源，完善基礎(chǔ)設(shè)施

我國(guó)的電子信息化建設(shè)起步較晚，隨著互聯(lián)網(wǎng)在全世界出現(xiàn)后，我國(guó)政府為緊跟國(guó)際發(fā)展方向，加強(qiáng)在互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)資源方面的資金和技術(shù)投入，我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)建設(shè)得以迅速展開并取得有效成就，但是同世界上其他發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)的互聯(lián)網(wǎng)普及水平仍處于一個(gè)較低的水平?！?015年度中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》顯示我國(guó)的互聯(lián)網(wǎng)普及率僅僅達(dá)到47.9%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于歐洲的75%。對(duì)于固定寬帶的網(wǎng)速，韓國(guó)的高速互聯(lián)網(wǎng)（網(wǎng)速不低于10Mbit/s）的用戶比例最高，約為37%，其次是法國(guó)、冰島、丹麥和中國(guó)香港，而中國(guó)大陸則排至第42位。中國(guó)的高速互聯(lián)網(wǎng)用戶占比僅為2%[12]。由此可見我國(guó)與世界發(fā)達(dá)國(guó)家之間都還存在一定的差距。

（二）政府實(shí)施積極的政策進(jìn)行合理引導(dǎo)

近年來(lái)金融的網(wǎng)絡(luò)化、商業(yè)的電子化，都需要良好的網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施作為發(fā)展的技術(shù)支撐，縱觀國(guó)內(nèi)的網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況，同歐美等發(fā)達(dá)國(guó)家之間還存在一定的差距。做為公共基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)的建設(shè)和監(jiān)管方，政府應(yīng)充分發(fā)揮對(duì)公共資源的調(diào)節(jié)和引導(dǎo)作用，加大對(duì)電子商務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入力度，增加在信息化等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的公共支出；在互聯(lián)網(wǎng)監(jiān)管方面，加大對(duì)網(wǎng)絡(luò)的立法力度，完善對(duì)虛擬網(wǎng)絡(luò)環(huán)境下的法律法規(guī)建設(shè)；在網(wǎng)絡(luò)資源方面，加快完善建設(shè)高速信息傳輸骨干網(wǎng)絡(luò)，提升網(wǎng)速，降低各項(xiàng)運(yùn)營(yíng)成本，縮短與發(fā)達(dá)國(guó)家之間的距離。

[1]任麗麗，陸秋君，2013.基于模糊線性回歸的電子商務(wù)交易額預(yù)測(cè)[J].統(tǒng)計(jì)與決策（3）：31-34.

[2]許欣婷，2012.我國(guó)電子商務(wù)影響因素的實(shí)證分析——基于我國(guó)2001-2010年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].科技致富向?qū)В?7）：77-77.

[3]王東峰.基于灰色關(guān)聯(lián)度的電子商務(wù)交易額影響因素分析[J].鄭州航空工業(yè)管理學(xué)院學(xué)報(bào)，2014，32（6）：53-56.

[4]李勇堅(jiān)，孫盼盼，2014.電子商務(wù)發(fā)展存在的問題與對(duì)策[J].中國(guó)商貿(mào)（16）：62-63.

[5]葉佳麗，2010.中國(guó)電子商務(wù)發(fā)展現(xiàn)狀及其面臨的問題[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)（7）：35-37.

[6]劉宏，宋久科，2012.中國(guó)電子商務(wù)發(fā)展存在的問題及對(duì)策研究[J].中國(guó)信息界（10）：17-20.

[7]龐浩.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].成都：西南財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2007：63-157.

[8]http：//baike.baidu.com/link?url=k64xgKWR97sT_G9R2342gj9THgm EVwtFhD-Y3zMVpujtkX-QYjpq2YamyJakQ9THa8sEl38vUDZAwN-bk6SIYLK.

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F713.36

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1004-2768（2016）11-0027-03

2016-09-19

孫景蔚（1968-），男，湖南常德人，杭州電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，研究方向：產(chǎn)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力；魏珂（1988-），女，河南南陽(yáng)人，杭州電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)。