1基于计量经济模型对我国电子商务发展影响因素的实证研究范文.docx
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1基于计量经济模型对我国电子商务发展影响因素的实证研究范文
计量经济学
论文题目
我国电子商务发展影响因素实证研究
——以个人消费市场为例
学院
经济管理学院
专业名称
农林经济管理
班级
林经12-1
学号
姓名
赵嘉祺
指导教师
金笙
2014年12月
我国电子商务发展影响因素的实证研究
——以个人消费者市场为例
摘要
当今社会，信息高度发达，电子商务在社会经济中扮演起了日益重要角色。
在我国，自1997年兴起以来，仅仅10余年的时间电子商务飞速发展，本文借助计量经济模型，以电子商务中个人消费者市场（B2C，C2C）为例，进行统计数据的实证研究并探求了城镇居民人均收入、PC网民数、手机网民数、物流规模、第三方电子交易总额等对人均年度网络购物在线交易额的影响，发现电子商务的商业模式发展还不成熟，电子商务发展的相关法律法规建设不足，公共服务和市场监管有待增强，信用体系发展亟待加强，网络交易纠纷处理难度较大等结论并针对结论提出了对应的建议。
关键词：
电子商务，计量经济，影响因素，实证分析，B2C
目录
1引言1
2文献综述2
3研究对象的选择4
4变量选取与说明5
4.1被解释变量5
4.2解释变量5
4.2.1X1：
PC网民人数，X2：
手机网民人数6
4.2.2X3：
社会物流总费用6
4.2.3X4：
城镇居民家庭人均可支配收入6
4.2.4X5：
B2C、C2C企业数量6
4.2.5X6：
第三方支付电子交易规模6
4.2.7虚拟变量X7——政策因素的考量7
4.3变量汇总8
5主模型的构建与回归分析9
5.1模型的设定9
5.2模型的估计9
5.3模型的检验10
5.3.1经济意义检验10
5.3.2统计推断检验10
5.3.3多重共线检验10
5.3.4自相关检验12
5.3.5异方差检验13
5.4最终模型14
6虚拟变量回归分析15
7结论与建议18
7.1结论与建议18
7.1.1关于“城镇居民可支配收入”变量的再说明18
7.1.2电子商务企业需要高素质人才的进入19
7.1.3信任与隐私仍是网购核心问题19
7.1.4各层面应积极引导消费者进行网络消费20
7.1.5电子商务物需要流行业的配套发展20
7.2创新与不足20
参考文献22
附录23
1引言
近年来，中国的电子商务快速发展，交易额连创新高，数据显示，过去5年，中国电子商务交易额年均增长28％，2010年中国电子商务市场交易额达到4.5万亿元人民币。
同时，电子商务在各领域的应用也在不断拓展和深化、相关服务业蓬勃发展、支撑体系不断健全完善、创新的动力和能力不断增强。
电子商务正在与实体经济深度融合，成为推动国民经济增长的新动力。
美国《经济学人》杂志认为，目前，拥有1.45亿消费群体的中国电子商务，有望在未来四年成为世界最具价值的电子商务市场。
自1998年在我国诞生，仅仅13年的时间，电子商务在我国已进入纵深发展的阶段，然而，高速发展的背后也蕴藏着亟待改善的问题。
据中国互联网络信息中心（CNNIC）2011年7月发布的《第28次中国互联网络发展状况统计报告》显示，截止2011年6月，我国网络购物用户规模达到1.73亿，使用率提升至35.6%，半年用户增长7.6%，势头有所减缓。
可见，经历了2009-2010年网购用户迅速增长期，目前中国网络购物市场正在转型升级，从鱼龙混杂的集市模式更多地走向了品牌化、品质化竞争时代。
同时，由于网络购物市场越来越多的欺诈和安全问题，导致消费者信心下降，也成为支付、物流等问题之外阻碍网络购物市场快速发展的最主要障碍。
图表111997-2009年我国网购在线交易增长图
那么，究竟是什么影响着电子商务在我国的发展？
本研究从个人消费者市场入手，基于计量经济模型对这一问题展开实证研究
2文献综述
根据选题，我们首先进行了文献的搜索与阅读。
利用中国网络文献学术出版总库（CNKI）搜索引擎，我们共搜索到有关我国电子商务发展实证研究文献140余篇，在浏览文章摘要并选取较有代表性的进行阅读后，将与本研究方向较接近的文献总结如下：
金裔婕收集了我国1999-2008年的互联网用户数、电子商务交易总额、城镇居民家庭人均可支配收入等数据，并用EViews软件进行分析，得出结论：
电子商务的飞速发展增加了居民人均可支配收入，提高了人们的生活水平，在人类社会的进程中扮演着不可替代的角色。
（金裔婕《电子商务的发展对人民生活水平影响的实证分析———基于我国1999-2008年数据的实证分析》2010）
杨坚争,徐进,杨立钒等学者，通过建立电子商务结构方程模型（StructuralEquationMode,lSEM），结合实际统计数据,利用统计软件推导可以筛选出电子商务统计涉及的基本变量，如下表所示：
表格21电子商务结构方程模型的变量选取
分类
编号
影响因素
硬件基础设施
X11
上网计算机数量*
X12
国际出口宽带总量*
X13
网络域名数量*
用户基础支持
X21
上网人数*
X22
使用互联网的企业比例
X23
拥有自己网站的企业比例
X24
信用卡的普及率*
X25
移动电话的普及率*
外部环境
X31
从事电子商务人员数量/占社会劳动力的比重
X32
电子商务从业人员中接受信息化培训的比重
X33
企业信息化投入占固定资产投资额的比例
X34
企业“影响电子商务发展的推动因素”的总体比例
X35
企业“影响电子商务发展的阻碍因素”的总体比例
电子商务使用密度
X41
通过网络接收订单的企业比例
X42
通过网络下发订单的企业比例
电子商务交易情况
X51
电子商务交易额
X52
电子商务销售额及其占总销售额的比重
X53
电子商务采购额及其占总采购额的比重
X54
B2B交易额
X55
B2C交易额
X56
C2C交易额
搜索引擎
X61
搜索引擎日搜索量
注:
表中“*”表示数据是可以通过现有资料获取的指标,其它的是需要进行调查统计的指标
最终得出结论：
电子商务交易额、电子商务销售额及其占总销售额的比重、电子商务采购额及其占总采购额的比重、B2B交易额、B2C交易额与C2C交易额是对电子商务成熟度影响最大的变量,可以选用这些变量作为电子商务统计的关键性指标。
李鲤等（《基于层次分析法的网络消费主影响因素分析》2010）在近几年所公开发表的互联网发展状况统计报告的基础上，引用了层次分析法，针对新形势下虚拟环境中影响消费者购买决策的多项因素进行综合分析，总结出其主要影响因素为资金、无条件售后、个人隐私、时代感、便捷的物流等主流消费心目中的前五大重要因素，从而从营销的角度更有针对性的帮助企业了解网络消费者的需求。
在文献的阅读中，我们发现，目前国内对于电子商务领域的实证研究主要集中于：
顾客忠诚影响度、客户信任度、顾客关系质量、消费者购买意愿、征税理论等因素与电子商务发展的关系研究。
即在分析电子商务快速发展的原因时，现有文献都主要从客户需求角度入手，少有通过考虑供给角度及客观环境等因素而建立模型的，这也正是本研究的创新之处。
3研究对象的选择
电子商务（ElectronicBusiness），是指在网络信息技术的基础上，通过开放信息的互联网，实现消费者的网上购物、商户之间的网上交易和在线电子支付的一种商业运营模式。
按照交易对象的不同。
3.1电子商务的典型模式
电子商务可划分为三种典型模式:
B2B模式（BusinesstoBusiness，企业对企业），B2C模式（BusinesstoCustomer，企业对消费者）和C2C模式（CustomertoCustomer，消费者对消费者）。
其他方式例如:
CZB、CZG、CZA的分类方法都是上述三种分类的分支或者衍生。
技术的进步固然为电子商业的发展和转型创造了条件，但如今，电子商务早已突破技术屏障，因此我们对它的理解不应再仅仅局限为技术问题，而应该更多地从社会需求、商业运作、商业转型等角度来考察。
由此，我们提出问题在技术因素之外，是什么促进了电子商务的飞速发展？
为更好的对课题加以把握，我们缩小研究范围，选取其中个人消费者市场作为主要研究对象，也就是平时所说的“网络购物”部分。
根据艾瑞咨询2011年1月发布的调查数据可以看出，B2C，C2C业务为网络购物市场的细分组成。
图表312008-2014年中国网络购物市场交易规模结构
4变量选取与说明
4.1被解释变量
4.1.1Y1：
B2B年交易总额，Y2：
B2C年交易总额
我们选择B2B与B2C年交易总额作为被解释变量。
原始数据由中国互联网络信息中心（CNNIC）每半年发布一次的《中国互联网络发展状况统计报告》中得到。
初步观察数据变动，发现无论是B2C还是C2C形式的电子商务企业数在1997年-2009年间都呈现出几何级的增长。
同时，折线具有明显拐点，考虑引入虚拟变量。
图表411997-2009年B2C、C2C电子商务服务企业数量增长图
4.2解释变量
根据文献阅读与经验判断，我们认为以下因素会影响到网络购物市场的规模：
上网人数、B2C,C2C商家数、配套物流发展、第三方支付市场交易规模、城镇居民可支配收入、国际出口带宽、域名数、电脑拥有量等。
综合考虑到我国实际情况（域名数量不正常变动）、数据能否取得、以及是否会造成多重共线等问题之后，我们最终选定以下6个解释变量。
4.2.1X1：
PC网民人数，X2：
手机网民人数
我们选用网民数量作为用户基础支持的代表，认为这是网络购物市场兴起的基础。
在对历年《中国互联网络发展状况统计报告》数据汇总时，我们观察到，近年来手机上网用户数量呈现爆发式增长，手机支付业务也随之兴起，因此，我们将上网人数细分为PC网民人数与手机网民人数两部分，希望得到两变量各自对个人电子商务市场的影响。
4.2.2X3：
社会物流总费用
根据切身体会，我们认为，货物配送的速度，收退产品的便利在很大程度上影响着消费者的网购意愿，因此将社会物流的发展程度纳入解释变量，选取“社会物流总费用”，作为数据代表。
社会物流总费用指报告期内国民经济各方面用于社会物流活动的各项费用支出的总和。
国际上把社会物流总费用占GDP的比率，用来衡量一个国家或地区的物流发展水平，该比率越低表明物流效率越高，普通消费者所承受的物流成本就越低。
4.2.3X4：
城镇居民家庭人均可支配收入
城镇居民家庭人均可支配收入的多少决定了城镇居民的平均消费能力既购买力。
就会导致社会的总需求扩大，消费者用于网络购物的需求也会随之得到相应的提高。
需要说明的是，由于电子商务模式仍主要在大中城市发展，村镇市场虽在2009年开始起步，但也主要是B2B业务，因此使用城镇居民可支配收入作为社会可支配收入的代表，我们认为可行。
4.2.4X5：
B2C、C2C企业数量
从供给角度入手，我们认为B2C、C2C企业数量可以作为用户基础支持的代表数据，即企业数量的增多与提供业务种类的增多，影响着消费者网上购物的规模。
4.2.5X6：
第三方支付电子交易规模
所谓第三方支付，就是一些和产品所在国家以及国外各大银行签约、并具备一定实力和信誉保障的第三方独立机构提供的交易支持平台。
在通过第三方支付平台的交易中，买方选购商品后，使用第三方平台提供的账户进行货款支付，由第三方通知卖家货款到达、进行发货；买方检验物品后，就可以通知付款给卖家，第三方再将款项转至卖家账户。
第三方支付一类是以支付宝、财付通、盛付通为首的互联网型支付企业，它们以在线支付为主,捆绑大型电子商务网站，迅速做大做强。
另一类是以银联电子支付、快钱、汇付天下为首的金融型支付企业,侧重行业需求和开拓行业应用。
随着电子商务的快速发展，用户对在线支付的需求进一步提升。
而第三方支付凭借其对交易过程的监控和交易双方利益的保障，获得了更多广大个人用户及商户的青睐。
据中国电子商务研究中心监测数据显示，2010年国内第三方支付达到10500亿元，增长率为79.5%，并预计未来几年仍将呈现稳定增长趋势。
我们认为第三方支付平台的发展与规范对电子商务的发展影响重大，因此以“第三方支付电子交易规模”为测量，选作解释变量。
4.2.7虚拟变量X7——政策因素的考量
我们认为，政策的变化对电子商务的发展有较大影响，模型需设置虚拟变量。
选取在2000年到2010年间，电子商务领域颁布的主要法令，以备若某一解释变量与被解释变量都存在较明显拐点且趋势一致时，引入虚拟变量。
2004年8月25日第十届全国人大常委会第十一次会议通过了《中华人民共和国电子签名法》，并于2005年4月1日开始实施。
2005年1月8日，国务院办公厅发布了《关于加快电子商务发展的若干意见》（国办发（2005）2号文件）。
2005年10月26日，中国人民银行发布了《电子支付指引（第一号）》，意在规范电子支付业务，防范支付风险，保证资金安全，维护银行及其客户在电子支付活动中的合法权益，促进电子支付业务健康发展。
2006年颁布的《中华人民共和国第十一个五年规划》将“积极发展电子商务”作为一项重要的任务提出来。
强调“建立健全电子商务基础设施、法律环境、信用和安全认证体系，建设安全、便捷的在线支付服务平台”。
2007年3月6日，商务部发布了《关于网上交易的指导意见（暂行）》（以下简称《指导意见》）。
其目的是为了贯彻国务院办公厅《关于加快电子商务发展的若十意见》文件精神，推动网上交易健康发展，逐步规范网上交易行为，帮助和鼓励网上交易各参与方开展网上交易，警惕和防范交易风险。
4.3变量汇总
表格41变量汇总表
变量
代表内容
预期符号
数据主要来源
Y
B2C、C2C交易额（亿元）
+
《第28次中国互联网络发展状况统计报告》
X1
PC网民人数（亿）
+
历年《中国互联网络发展状况统计报告》
X2
手机网民人数（亿）
+
历年《中国互联网络发展状况统计报告》
X3
社会物流总费用（亿元）
-
中国物流与采购网
X4
城镇居民可支配收入（元）
+
国家统计年鉴
X5
B2B、B2C企业数量（家）
+
《1997-2009中国电子商务十二年调查报告》
X6
第三方支付电子交易规模（亿元）
+
《1997-2009中国电子商务十二年调查报告》
X7
《电子签名法》等政策法规的实施（虚拟变量）
+
《1997-2009中国电子商务十二年调查报告》
5主模型的构建与回归分析
5.1模型的设定
影响我国电子商务发展的因素是非常复杂的，我们力求建立经济模型把所要研究的主要因素之间的关系，用适当的数学关系式近似地、简化地表达出来。
为此，我们基于收集到的数据，利用Eviews软件，观测yx1x2x3x4lnylnx1lnx2lnx3lnx4等数据及数据处理结果的趋势线，最终得到的回归模型为：
Lny=c+α1lnX1+α2lnX2+α3X3+α4X4+α5X5+u
其中y为被解释变量，表示人均网络购物在线交易规模交易（元/人），其余为解释变量x1表示PC互联网用户（亿人）x2表示手机上网人数x3社会物流总费用（亿元）x4表示城镇居民可支配收入（元）x5表示B2C、C2C企业数量（家）。
5.2模型的估计
利用Eviews软件生成所需对数数据，并进行普通最小二乘参数估计：
表格51第一次回归结果
根据表中数据，模型的估计结果为
Lny^=10.721+0.381lnX1+0.959lnX2-（5.28E-5）X3-3.728X4-（5.19E-5）lnX5
5.3模型的检验
5.3.1经济意义检验
从回归结果来看，回归系数表明在其他因素不变时，每一个单位的单个解释变量变化对于被解释变量变化的影响，其中，x1、x2、x3的回归系数与预测符号相同x4、x5的回归系数与预测符号相反，说明模型可能存在多重共线。
5.3.2统计推断检验
从回归结果来看，可决系数R2=0.，调整后的R2=0.，说明模型整体拟合程度显著；给定α=0.05，查t分布表，在自由度=n-k=22-5=17时的临界值为2.1098，各解释变量对于被解释变量的影响不显著。
5.3.3多重共线检验
利用eviews软件计算各解释变量的相关系数，可以看出，各解释变量相互之间的相关系数较高，证实确实存在多重共线。
表格52解释变量相关系数矩阵
采用逐步回归法，首先得到一元回归估计结果:
表格53解释变量逐步回归结果
变量
lnx1
lnx2
x3
x4
x5
参数估计值
1.
0.
8.39E-05
0.
0.
t统计量
13.61931
11.67580
2.
9.
5.
R²
0.
0.
0.
0.
0.
调整R²
0.
0.
0.
0.
0.
其中加入lnx1的方程调整R²最大，以lnx1为基础，顺次加入其他变量逐步回归。
表格54以解释变量LNX1为基础加入变量
Lnx1
lnx2
X3
X4
X5
调整R²
Lnx1lnx2
0.
（2.）
0.（0.）
0.
Lnx1x3
1.
（12.28309）
-2.6E-05
（-1.）
0.
Lnx1x4
1.
（4.）
-4.23E-05
（-0.）
0.
Lnx1x5
1.55854
（8.）
-0.
（-2.）
0.
分别加入x3、x5之后，调整R²有所增加，x5对调整R²改进最大且lnx1与x5的t检验显著，保留x5，继续加入其余变量回归。
表格55以解释变量LNX1、X5为基础加入变量
Lnx1
lnx2
X3
X4
X5
调整R²
Lnx1x5lnx2
0.
（2.）
0.
（2.）
-0.
（-3.）
0.
Lnx1x5x3
1.
（7.）
-1.04E-05
（-0.）
-0.（-1.）
0.
Lnx1x5x4
1.
（4.）
0.
（1.）
-0.
（-2.）
0.
分别加入lnx2、x4之后，调整R²有所增加，lnx2对调整R²改进最大且lnx1、lnx2与x5的t检验显著，保留lnx2，继续加入其余变量回归。
表格56以解释变量LNX1、X5、LNX2为基础加入变量
Lnx1
lnx2
X3
X4
X5
调整R²
Lnx1x5lnx2x3
0.
（1.）
0.
（3.）
-3.52E-05
（-2.）
-0.
（-2.）
0.
Lnx1x5lnx2x4
0.
（2.）
0.
（2.）
-4.64E-05
（-0.）
-0.
（-3.）
0.
加入变量x3，模型的整体拟合程度提高，但是单个解释变量的t统计值不显著，可以判断变量x3与其余变量存在多重共线，加入变量x4后，调整R²下降，且影响lnx1、lnx2与x5的t检验显著。
故在模型中剔除解释变量x3、x4。
对经过多重共线修正后的模型进行普通最小二乘，得到的模型为：
Lny^=7.+0.lnX1+0.lnX2-0.X5
表格57LNX1、X5、LNX2与LNY回归结果
5.3.4自相关检验
由多重共线修正后的最小二乘表可知，DW=0.，
在n=22,k’=3时，查询在显著水平0.05的条件下，临界值dl=1.053，du=1.664
DW生成残差序列e，对e进行滞后一期的自回归
e=αe（-1）+v得α=0.
表格58残差序列的自回归
对模型进行广义差分法
Lslny-0.*lny（-1）clnx1-0.*lnx1（-1）lnx2-0.*lnx2（-1）x5-0.*x5（-1）
表格59广义差分结果
差分后的DW=1.，在n=21,k’=3时，查询在显著水平0.05的条件下，临界值dl=1.026，du=1.669DW>du.，模型不存在自相关。
C=C^/（1-α）=2./（1-0.）=6.
α1=α1^
α2=α2^
5.3.5异方差检验
对修正后的模型进行white检验。
表格510white检验结果
从回归结果可知，nR²=6.，在α=0.05，查χ²分布表，得临界值χ²0.05（9）=16.919。
nR²<χ²0.05（9），接受原假设，模型中不存在异方差。
5.4最终模型
Lny^=6.487+1.lnX1+0.264lnX2-0.X5
6虚拟变量回归分析
从时序图可以看出，网络购物在线交易规模与第三方支付电子交易规模表现出了明显的阶段特征：
在05年出现拐点，且两者呈现出相同的阶段性特征。
图表61网络购物在线交易规模、第三方电子交易总额随时间变化情况（单位：
亿元）
在图4中尚无法得到两者发生明显改变的详细信息，于是取增量并作时序图。
从图5、6中可以看出，网络购物在线交易规模表现出了明显的阶段特征：
在2004年、2007年等年份出现明显的转折点。
在观察第三方支付电子交易规模增量图：
在2006年等年份出现明显的转折点。
结合第三方交易平台与网络购物在线交易规模之间关系的散布图（图8）。
我们认为这个转折点的成因是2004年8月25日通过，并于2005年4月1日开始实施的《中华人民共和国电子签名法》，与2005年1月8日，国务院办公厅发布的《关于加快电子商务发展的若干意见》。
考虑到两个政策的改变相距时间较近，我们将其合并为一个因素——政策因素，引入虚拟变量。
图表62第三方平台电子支付规模增量图
图表63网络购物在线交易规模增量图
图表64第三方交易平台与网络购物在线交易规模之间关系的散布图
为了分析电子商务交易规模与第三方电子交易总额在2005的数量关系，引入虚拟变量D1，设置虚拟变量模型如下：
Y2=β1+β2*X6+β2*X7*D1
其中,，X7=X-60.6
D1=1，t为2005年以后；0，t为2005年及以前
对上式进行回归后，如表所示：
Y2=30.17809+17.45837*X6-16.98185*X7*D1
Se=（272.9912）Se=（8.）Se=（8.）
t=（0.）t=（2.）t=（-1.）
表格61虚拟变量D1加入后的回归结果
通过t检验，且各解释变量的系数显著地不等于0，电子商务交易规模对第三方支付电子交易规模的回归模型分别为：
Y2=30.17809+17.45837*X6+e，2005年之前
Y2=1088.+12.71972*X6+e，2005及年以后
可以得出结论，2004年下半年到2005年初颁布实施的法令，对电子商务交易规模的影响主要表现网络支付安全性的提高使个人消费者网络购物规模呈现出爆发性增长。
进一步了解到，《中华人民共和国电子签名法》的颁布，是自2002年12月全国人大常委会通过《全国人大常委会关于维护互联网安全的决定》以来第二部立法层次最高的网络立法，是电子商务领域的第一部法律。
该法律明确规定了电子签名具有与手写签名或者盖章同等的效力，并且明确规定了具
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