林永綠

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電子商務對我國經(jīng)濟增長的影響因素分析

林永綠

摘要：本文針對我國電子商務對經(jīng)濟增長的影響因素這一問題，根據(jù)2013年的面板數(shù)據(jù)選擇合理指標，并分析選擇出能解釋電子商務對我國經(jīng)濟增長的影響的最優(yōu)因素。首先從影響電子商務的因素中選取了8個自變量，分別為互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)，電子商務貿(mào)易企業(yè)所占比重，企業(yè)電子商務銷售額，企業(yè)電子商務采購額，域名數(shù)，信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)平均工資，貨運量，信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)就業(yè)人數(shù)，因變量為各省區(qū)GDP。然后通過EVIEWS對8個自變量經(jīng)行了相關性檢驗后，對因變量和8個自變量做了單位根檢驗，并對平穩(wěn)數(shù)據(jù)差分后做了協(xié)整檢驗，證明變量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。最后通過OLS擬合并且經(jīng)過檢驗并消除異方差，確認模型不存在自相關性后得到最終的多元線性回歸模型。

關鍵詞：電子商務；經(jīng)濟增長；多元線性回歸模型；ADF檢驗；協(xié)整檢驗

引言

我國電子商務發(fā)展迅猛，為大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新提供了新空間。電子商務正加速與制造業(yè)融合，推動服務業(yè)轉型升級，催生新興業(yè)態(tài)，成為經(jīng)濟發(fā)展的新動力。電子商務作為促進經(jīng)濟提質(zhì)增效的新引擎，把生產(chǎn)者、物流供應商和消費者整合在同一平臺上，不僅能夠釋放潛在需求，而且能夠創(chuàng)造新的需求，不僅直接催生出一批服務新模式、新業(yè)態(tài)，而且促進了各種要素的合理流動和重新組合，推動產(chǎn)業(yè)結構、區(qū)域結構實現(xiàn)“再平衡”。2014年，我國電子商務交易總額突破13萬億，增速達28.6%，帶動就業(yè)創(chuàng)業(yè)超過1000萬人，大大促進中國經(jīng)濟發(fā)展。

電子商務起源于互聯(lián)網(wǎng)，但又超越互聯(lián)網(wǎng)，是大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新的重要領域。像阿里云，每天可以為數(shù)十萬中小企業(yè)和數(shù)億用戶提供服務;淘寶網(wǎng)，每年能夠為網(wǎng)商節(jié)省280億元的租金成本，吸引了大量草根創(chuàng)業(yè)者。同時，電子商務還在加速推動生產(chǎn)組織關系變革，推動所有型經(jīng)濟向分享型經(jīng)濟演進，重構產(chǎn)業(yè)價值鏈新體系。

電子商務使專業(yè)復雜的傳統(tǒng)國際貿(mào)易變得簡化透明，有利于形成沒有時空界限的全球統(tǒng)一市場，將極大加速貨物自由流通、信息無阻暢通、資金快速融通，對于我國更有效地利用國際市場、國際資源，更好地鼓勵和引導企業(yè)走出去，具有重要意義。同時，電子商務還是文化傳播和社交平臺，可以直接建立起面向“一帶一路”消費群體的聯(lián)系渠道，有利于講好中國故事，拉近我與沿線國家和地區(qū)民眾的心理距離，增強認同感。

1.變量的選取

本文選取了2013年我國31個省份的地區(qū)生產(chǎn)總值(省區(qū)GDP)作為被解釋變量，同時選取各省區(qū)的電子商務相關變量作為解釋變量，考察了9個因素(解釋變量)的顯著性，尋找與電子商務相關的顯著變量對各省區(qū)的經(jīng)濟增長狀況作出合理的解釋。

1.1被解釋變量

Y——各省區(qū)GDP(億元)地區(qū)生產(chǎn)總值指該地區(qū)所有常住單位在一年內(nèi)的生產(chǎn)活動的最終市場價值，等于各產(chǎn)業(yè)增加值之和，其中也包括了電子商務產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟貢獻值[4]。

1.2解釋變量

X2互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)(萬人)X3電子商務貿(mào)易企業(yè)所占比重(%)X4企業(yè)電子商務銷售額(億元)X5企業(yè)電子商務采購額(億元)X6域名數(shù)(萬個)[5]。X7信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)平均工資(元)X8貨運量(萬噸)X9信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)就業(yè)人數(shù)(萬人)。

2.模型的初步假設

2.1建立多元線性回歸模型

以Y為因變量，X2，X3，…，X9為自變量建立多元線性回歸模型。用EVIEWS進行OLS擬合。得到結果見。

yt=1624.73+7.46x2-1165.66x3+7.81x4-11.46x5+57.51x6+0.036x7+0.017x8-11.97x9

2.2對回歸結果進行分析

2.3對模型進行經(jīng)濟意義檢驗

觀察自變量前的系數(shù)，X3(電子商務貿(mào)易企業(yè)所占比重)，X5(企業(yè)電子商務采購額)這兩個預期都是與因變量成正相關的自變量，可是這兩個自變量之前的系數(shù)都為負數(shù)。電子商務貿(mào)易企業(yè)所占比重增加，企業(yè)電子商務采購額的增加，都是會對經(jīng)濟發(fā)展帶來正效應的因素，在模型中的系數(shù)卻為負數(shù)，因此模型不能通過經(jīng)濟檢驗。需要對模型經(jīng)行修正。

3.模型的修正

3.1變量處理

3.1.1對每個變量進行平穩(wěn)性檢驗

因此為了避免偽回歸，確保估計結果的有效性，我們必須對各面板序列的平穩(wěn)性進行檢驗。對變量X2，X3，…，X9和Y進行ADF(單位根)檢驗發(fā)現(xiàn)因變量Y和自變量X2，X4，X5，X6是不平穩(wěn)的，其余變量均為平穩(wěn)數(shù)據(jù)。需要對因變量Y和自變量X2，X4，X5，X6做差分處理。其余變量原始數(shù)據(jù)即為白噪聲，與因變量Y不為同階單整，并且單整階數(shù)低于因變量Y，故只保留自變量X2，X4，X5，X6。

3.1.2對不平穩(wěn)變量做差分處理

對因變量Y和自變量X2，X4，X5，X6是做一階差分處理，得到dY，dX2，dX4，dX5，dX6。再對這5個變量經(jīng)行ADF檢驗(詳細結果見附錄5)，可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過一階差分dY，dX2，dX4，dX5，dX6這5個變量都為白噪聲，故dY，dX2，dX4，dX5，dX6為同階單整。

3.1.3進行協(xié)整檢驗

由于X4，X5之間相關系數(shù)為0.965865，具有高度相關性，因此我們需要舍去一個變量。根據(jù)表1的中的回歸結果，我們舍去X5。因此，保留變量為因變量Y和自變量X2，X4，X6?，F(xiàn)在用EVIEWS對模型進行協(xié)整檢驗，以dY為因變量，dX2，dX4，dX6為自變量，用OLS進行多元線性回歸擬合，提取改模型殘差系列resid01，對resid01進行ADF檢驗，可以得出，殘差序列resid01是白噪聲，故通過協(xié)整檢驗。說明變量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，其方程回歸殘差是平穩(wěn)的。

3.2模型的建立

3.2.1OLS法多元線性回歸

通過了單位根檢驗，和協(xié)整檢驗，保留下因變量Y和自變量X2，X4，X6以Y為因變量，X2，X4，X6為自變量用OLS法建立多元線性回歸模型。

y=793.79+8.66x2+1.075x4+5.87x6

可以看出變量X6的t統(tǒng)計量為0.421020，P=0.6771>>0.05，故剔除變量X6，以Y為因變量，X2，X4為自變量用OLS法建立多元線性回歸模型

y=621.57+8.802x2+1.185x4

3.2.3異方差性的檢驗

可以看出殘差有發(fā)散的趨勢，模型可能存在異方差性。故對模型進行懷特檢驗，懷特檢驗結果中P<0.05，可以看出模型存在異方差性。需要對模型進行修正。

3.2.4對模型異方差的修正

由于模型中存在異方差，故首先用WLS(加權最小二乘法)消除異方差性。

以殘差項的絕對為權數(shù)W1，和殘差項的平方作為權數(shù)W2，利用EVIEWS對模型進行WLS回歸，并對得到的結果進行懷特檢驗。

可以看出，當權數(shù)為W2時，White檢驗顯示，P值為0.9657，所以接收不存在異方差的原假設，即認為已經(jīng)消除了回歸模型的異方差性。

此時的回歸模型為可以看出，此時的回歸方程結果讓人十分滿意。成功消除了異方差性。

3.2.5自相關的檢驗

利用EVIEWS對模型進行自相關性，

3.2.6經(jīng)濟意義上的檢驗

由回歸結果可知：在其他因素不變的情況下，當互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)每增加1萬人，企業(yè)電子商務銷售額每增加1億元，平均來說各省區(qū)GDP將分別增加8.9952億元和1.0105億元。該模型可初步通過經(jīng)濟意義上的檢驗，系數(shù)符號均符合經(jīng)濟意義，互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)及企業(yè)電子商務銷售額調(diào)整均能在數(shù)量上增加各省區(qū)生產(chǎn)總值。

3.2.7統(tǒng)計意義上的檢驗

4.政策分析

即X2(互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù))每增加一個單位，省區(qū)GDP增加8.9952個單位，X4(企業(yè)電子商務銷售額)每增加一個單位，省區(qū)GDP增加1.0105個單位。

我國的經(jīng)濟在近幾年增速趨于平穩(wěn)，電子商務行業(yè)的崛起大大提升了我國經(jīng)濟的發(fā)展速度，改變了原有的經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構。電商的迅速發(fā)展不僅創(chuàng)造了新的消費需求，引發(fā)了新的投資熱潮，開辟了就業(yè)增收新渠道，為大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新提供了新空間，而且電子商務正加速與制造業(yè)融合，推動服務業(yè)轉型升級，催生新興業(yè)態(tài)，成為提供公共產(chǎn)品、公共服務的新力量，成為經(jīng)濟發(fā)展新的原動力。電子商務產(chǎn)業(yè)對我國經(jīng)濟的影響越來越大。因此，注重電子商務行業(yè)的建設，提升電子商務產(chǎn)品的質(zhì)量才是當務之急。根據(jù)本文以上分析，提升電子商務行業(yè)提升經(jīng)濟發(fā)展，可從以下幾方面著手：

要增加電子商務行業(yè)經(jīng)濟效益，要提高互聯(lián)網(wǎng)使用者基數(shù)。商務部研究院國際市場部副主任白明說過：“互聯(lián)網(wǎng)是大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新的新工具?！彪娚探?jīng)營方式呈現(xiàn)多樣化、靈活性和地域廣等特點，能大大降低創(chuàng)業(yè)門檻，吸納就業(yè)人數(shù)。但要加快相關人才培養(yǎng)，并出臺配套的就業(yè)扶持政策，保障從業(yè)人員勞動權益，才能更好地激發(fā)電商領域的創(chuàng)業(yè)熱情。更多的網(wǎng)絡技術人才是互聯(lián)網(wǎng)技術，電子商務發(fā)展的必要條件。

要提升互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中地位，跟從“互聯(lián)網(wǎng)+”的號召。電商作為“互聯(lián)網(wǎng)+”的表現(xiàn)之一，是對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的一種戰(zhàn)略性而非技術性轉變。”白明認為，通過互聯(lián)網(wǎng)的方式促進傳統(tǒng)行業(yè)的創(chuàng)新和發(fā)展，改變傳統(tǒng)企業(yè)原有的經(jīng)營管理模式，對推動經(jīng)濟轉型升級有重要意義。提倡“互聯(lián)網(wǎng)+”，鼓勵傳統(tǒng)企業(yè)設計互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)，增加的企業(yè)電子商務采購額和銷售額，讓企業(yè)真正接觸互聯(lián)網(wǎng)，跟上時代的步伐。(作者單位：安徽財經(jīng)大學金融學院)

參考文獻:

[1]2015年我國電子商務發(fā)展現(xiàn)狀及未來趨勢分析

[2]電子商務發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用分析

[3]damodarN.Gujarati and Dawn C.Porter.Essentials of Econometrics(第四版).機械工業(yè)出版社，2010

[4]電子商務對經(jīng)濟增長的影響因素分析

[5]2014年《中國統(tǒng)計年鑒》

作者簡介：林永綠(1994.07-)，男，漢，福建龍巖，學生，本科，安徽財經(jīng)大學，研究方向金融工程。