電子商務時代網絡消費影響因素實證分析

黎玉升

內容摘要：電子商務時代，網絡消費作為一種新型的互聯網消費模式，對我國網絡經濟發(fā)展產生了重要影響。本文采用向量自回歸模型，構建人均網絡消費與其影響因素即商業(yè)營業(yè)地產價格、居民人均收入、人均上網時長之間的回歸模型，得出相關研究結果。

關鍵詞：網絡消費 影響因素 向量自回歸 商業(yè)營業(yè)租金

中圖分類號：F713 文獻標識碼：A

網絡消費特征

網絡消費的效用遞增性。傳統(tǒng)消費表現出效應遞減的特征，即隨著人們所擁有產品數量的增加，人們的消費需求被逐步滿足，產品所產生的邊際效應就會越低。但是網絡消費與傳統(tǒng)消費相比，其具有邊際效用遞增的特點，主要從以下三個方面進行理解：首先隨著互聯網信息資源的不斷流動，網絡消費促進了信息的擴散，人們的信息和知識資源不斷豐富；其次隨著技術發(fā)展，網絡消費技術不斷提升和改進，為人們消費需求的滿足提供了更強大的技術支撐環(huán)境；最后，網絡消費的學習效應不斷強化，隨著網絡消費者對網絡消費知識、操作能力的增強，消費者通過學習獲得更強的網絡消費能力，發(fā)揮網絡消費的潛在正面效用。

網絡消費營銷成本邊際遞減性。網絡消費具有邊際營銷成本遞減特征，在電子商務建設初期，經銷商會投入大量的人力、物力和財力，加強電子商務平臺建設和維護，增強電子商務平臺的宣傳。但是電子商務平臺一旦具有一定知名度后，則會吸引大量的消費者，形成電子商務營銷的寡頭，成本優(yōu)勢明顯，營銷成本邊際遞減。

消費者也是生產者。在網絡消費環(huán)境下，消費者實際上也是生產者，商家根據消費者的意愿進行個性化生產，滿足消費者不同層次的要求，提供有效產品。消費者的需求和創(chuàng)意是生產的前提，決定著生產的內容和形式。

我國網絡消費影響因素實證分析

（一）變量選取

1.商業(yè)營業(yè)地產價格。與傳統(tǒng)營銷模式相比，我國電子商務網絡營銷運營成本存在著明顯的差異。其中，商業(yè)營業(yè)地產租金是我國傳統(tǒng)營銷模式中的主要成本，近幾年，不斷上漲的商業(yè)營業(yè)地產租金對我國傳統(tǒng)營銷模式帶來了極大的壓力，而采用電子商務網絡營銷方式則能有效縮減經營成本，最終表現在電子商務網絡營銷產品的低價格上，本文認為商業(yè)營業(yè)地產價格是影響我國電子商務網絡經營的重要因素，體現出了電子商務網絡營銷所具有的運營成本優(yōu)勢和商品價格優(yōu)勢。

2.居民人均收入。收入與支出之間無疑存在密切聯系，一般來講，消費者的收入水平越高，消費者越有能力承擔網絡消費的支出。筆者認為消費者人均收入是影響電子商務網絡消費的重要因素。由于當前我國相關機構和部門并沒有對消費者人均收入水平指標做詳細的統(tǒng)計，因此本文采用了國家統(tǒng)計局網站上“全國居民人均收入”指標進行替代。

3.網民人均上網時長。網民人均上網時長是指網民利用互聯網技術在電腦上進行網上沖浪的時間。一般來講，網民上網的時間越長，接受各類廣告宣傳的概率越高，被消費需求吸引的可能性越高，并且隨著居民上網時間增加，居民網絡購物的技能將會不斷強化，有利于提升其網絡消費水平。因此，筆者認為消費者上網時長是影響網絡消費的重要因素，兩者之間存在正相關關系。

（二）數據來源

本文研究時間周期為2000-2015年，年度人均網絡消費金額指標的相關數據來源于歷年的《中國網絡購物市場研究報告》，網民人均上網時長指標相關數據、商業(yè)營業(yè)地產價格指標的數據和居民人均收入指標的數據均來源于國家統(tǒng)計局網站。

（三）模型選擇

本文采用向量自回歸VAR模型、脈沖響應函數和方差分解進行電子商務時代網絡消費影響因素的實證分析。使用的軟件為eview，在研究過程中為了預防異方差問題，對每個變量均采用了對數處理模式。文章采用FPE 準則、AIC準則、SC 準則、似然比檢驗法共四種定階方法，確定電子商務時代網絡消費影響因素向量自回歸模型的滯后階數為2，形成了VAR（2）模型如下所示：

電子商務時代網絡消費影響因素向量自回歸模型VAR（2）的擬合優(yōu)度大約98%，表明本文構建的VAR（2）是穩(wěn)定的，這說明電子商務時代網絡消費與其3個影響因素之間存在一定的穩(wěn)定性，模型擬合較好。

商業(yè)營業(yè)租金對網絡消費購物產生二期滯后正向影響。根據模型擬合結果，滯后一期和滯后二期商業(yè)營業(yè)租金增長率的影響系數分別為0.01、0.02，這說明滯后一期和滯后二期的商業(yè)營業(yè)租金增長率每提升1%，網絡消費額則會提升0.01%、0.02%。由此可見，實體經營的商業(yè)營業(yè)租金增長與網絡消費額度增加之間存在正相關關系，實體租金增長會促進網絡消費額的提升。出現這種狀況的原因在于：第一，實體商業(yè)營業(yè)租金增加，會將增長的經營成本轉移到產品價格中，進一步造成產品價格提升，此時消費者會轉移消費平臺，傾向于通過網絡購物，滿足消費需求；第二，租金上漲對人均網絡消費上升會產生明顯的疊加效應，在租金的“棘輪效應”影響下，前期租金的增加會不斷累積到下一期中去，因此滯后二期商業(yè)營業(yè)租金增長率的影響系數會高于第一期。

不同滯后期的人均收入對網絡消費產生差異化的影響。根據模型擬合結果，滯后一期和滯后二期人均收入的影響系數分別為0.13、-0.01，這說明滯后一期人均收入每提升1%，網絡消費額則會提升0.03%；滯后二期的人均收入每提升1%，網絡消費額則會下降0.01%，由此可見，不同滯后期的人均收入增長與網絡消費額度增加之間存在不同的影響關系。滯后一期的人均收入對網絡消費產生刺激作用，在滯后二期的時候，人均收入的刺激作用釋放完畢。出現該種狀況的原因在于滯后一期的人均收入有利于增強消費者的網絡消費預期，消費者會更多傾向于網絡消費方式，滯后兩期后，消費的儲蓄預期效應增強，從而降低了網絡消費水平。

不同滯后期的人均上網時長對網絡消費產生差異化的影響。根據模型擬合結果，滯后一期和滯后二期人均上網時長的影響系數分別為0.32、-0.49，這說明滯后一期人均上網時長每提升1%，網絡消費額則會提升0.03%；滯后二期的人均上網時長每提升1%，網絡消費額則會下降0.49%，由此可見，不同滯后期的人均上網時長增加與網絡消費額度增加之間存在不同的影響關系。筆者認為上網時長與網絡消費之間并不存在必然的正向關系，消費者上網時間越長，進行網絡消費的可能性更高，但是兩者之間不存在絕對的正向比例關系。

（四）脈沖響應分析

為了對電子商務時代網絡消費額與三個影響因素之間的關系進行動態(tài)分析，下面將采用脈沖響應分析和方差分解進行實證研究?；陔娮由虅諘r代網絡消費影響因素向量自回歸模型VAR（2）構建的脈沖響應函數圖如圖1-圖3所示，其中實線表示脈沖響應函數，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

商業(yè)營業(yè)地產價格對人均網絡消費的脈沖響應函數如圖1所示。給商業(yè)營業(yè)地產價格一個單位的標準差沖擊，人均網絡消費在第1-5期呈現出逐步增加的趨勢，從第5期開始商業(yè)營業(yè)地產價格的沖擊作用開始放緩，并有所下降，在7期到達最低，之后開始逐步增加，第9期又出現了一個新增長高峰?？梢娚虡I(yè)營業(yè)地產價格對人均網絡消費從整體上產生正向加速刺激作用。出現該種狀況的原因在于，商業(yè)營業(yè)地產價格的不斷增加，傳統(tǒng)經銷商會對商業(yè)營業(yè)地產價格上升產生預期，為了增強經營的穩(wěn)定性，傳統(tǒng)經銷商在產品價格制定中會考慮未來租金上漲的影響效應。

人均收入對人均網絡消費的脈沖響應函數如圖2所示。給人均收入指標一個單位的標準差沖擊，人均網絡消費在第1-2期呈現出逐步增加的趨勢，第2-4期開始快速下降，第4-6期開始上升，第6-8期又開始下降，第8期之后又開始上升。可見人均收入對人均網絡消費的影響效應處于一個波動的水平上，但均是正向沖擊影響。根據弗里德曼的永久收入假說，消費者會根據自己以前和現在的收入變化情況來確定未來的收入水平，而消費者的消費狀況會受到人均收入變動的影響，因此，隨著人均收入水平的不斷變化，人均收入對人均網絡消費的影響也會處在一個不斷波動的狀態(tài)水平，這符合現實實際情況。

上網時長對人均網絡消費的脈沖響應函數如圖3所示。給上網時長指標一個單位的標準差沖擊，人均網絡消費在第1-2期呈現出逐步增加的趨勢，但是很快從第2期開始，上網時長對人均網絡消費的促進作用開始迅速降低，在第4期幾乎達到了0，第4期之后，上網時長對人均網絡消費的促進作用有所提升，但是作用十分有限，這也證明上網時長對人均網絡消費確實具有一定的正向促進作用，但是兩者之間并不存在絕對的正向發(fā)展關系。

（五）方差分解分析

采用方差分解進行模擬商業(yè)營業(yè)租金、人均收入和上網時長對人均網絡消費的貢獻率，分別如圖4、圖5和圖6所示?？梢?，商業(yè)營業(yè)租金對人均網絡消費的貢獻率處于最高水平，并且隨著滯后階數的不斷增加，商業(yè)營業(yè)租金對人均網絡消費的貢獻率處于不斷增加的發(fā)展水平，最高達到了28%；其次，人均收入對人均網絡消費的貢獻率處于第二水平上，人均收入對人均網絡消費的貢獻率一直處于較為穩(wěn)定的態(tài)勢，約8%左右；上網時長對人均網絡消費的貢獻率最低，幾乎為0，這說明上網時長對人均網絡消費增長的貢獻十分有限。

結論和建議

結論。第一，由向量自回歸模型得出，商業(yè)營業(yè)租金對網絡消費購物產生二期滯后正向影響。滯后一期和滯后二期商業(yè)營業(yè)租金增長率的影響系數分別為0.01、0.02，這說明滯后一期和滯后二期的商業(yè)營業(yè)租金增長率每提升1%，網絡消費額則會提升0.01%、0.02%，由此可見，實體經營的商業(yè)營業(yè)租金增長與網絡消費額增加之間存在正相關關系，實體租金增長會促進網絡消費額的提升。不同滯后期的人均收入對網絡消費產生差異化的影響，滯后一期和滯后二期人均收入的影響系數分別為0.13、-0.01，這說明滯后一期人均收入每提升1%，網絡消費額則提升0.03%；滯后二期的人均收入每提升1%，網絡消費額則會下降0.01%，由此可見，不同滯后期的人均收入增長與網絡消費額度增加之間存在不同的影響關系。不同滯后期的人均上網時長對網絡消費產生差異化的影響，滯后一期和滯后二期人均上網時長的影響系數分別為0.32、-0.49，這說明滯后一期人均上網時長每提升1%，網絡消費額則會提升0.03%；滯后二期的人均上網時長每提升1%，網絡消費額則會下降0.49%，由此可見，不同滯后期的人均上網時長增加與網絡消費額增加之間存在不同的影響關系。第二，由脈沖響應分析得出，給商業(yè)營業(yè)地產租金、居民人均收入、人均上網時長一個單位的標準差沖擊，人均網絡消費均呈現出不同程度的增加趨勢。其中商業(yè)營業(yè)地產租金、居民人均收入對網絡消費的刺激拉動作用更為明顯，人均上網時長對網絡消費的刺激拉動作用較弱，兩者之間不存在顯著的正向影響關系。第三，由方差分解得出，商業(yè)營業(yè)租金對人均網絡消費的貢獻率處于最高水平，并且隨著滯后階數不斷增加，其次為人均收入水平，上網時長對人均網絡消費的貢獻率最低，幾乎為0。

建議。一是提高居民人均收入水平，激發(fā)收入增長對網絡消費的促進作用，尤其是增加農民收入，使其成為我國網絡居民消費的重要構成。平衡我國東中西部地區(qū)的網絡消費水平，增加中西部地區(qū)的人均收入水平、縮減收入差距，采用補貼的方式促進中西部人均消費?？s減中高低收入差距，提高高收入者所得稅征收標準，降低低收入者稅收征收水平，穩(wěn)定中產階層的收入規(guī)模。二是實現實體消費與網絡消費的協(xié)調發(fā)展。傳統(tǒng)消費和網絡消費作為市場消費中兩種不同的方式，具有各自的優(yōu)勢，在任何階段都不能否認傳統(tǒng)實體消費對就業(yè)和消費經濟的拉動作用，實現線上和線下兩種消費模式的協(xié)調發(fā)展是未來消費的重要趨勢，也是必然模式。三是挖掘網民潛在需求。上網時長和網絡消費之間存在一定的聯系，但是并不是絕對正向拉動關系，挖掘潛在需求，則能滿足消費者多元化需求，最大程度促進居民消費欲望，實現網絡消費經濟快速發(fā)展。

參考文獻：

1.王娟.網絡消費行為影響因素實證研究[J].商業(yè)經濟研究，2015（34）

2.楊敏茹.區(qū)域間商貿流通產業(yè)發(fā)展差異化的內部影響因素分析[J].商業(yè)經濟研究，2016（6）