我國電子商務影響因素的實證分析

【摘 要】我國電子商務發展非常迅速，市場規模急劇擴大，進入到快速增長時期，交易額不斷攀升。本文收集了我國2001-2010年的互聯網用戶人數、網上購物人數、域名數及電子商務企業數，研究它們與電子商務交易總額之間的關系。本文主要依靠Eviews軟件工具對收集的數據進行實證分析。得出的結論是我國要通過提高互聯網的普及率和支持企業的電子商務建設來提高電子商務的交易額，促進我國電子商務的發展。

【關鍵詞】電子商務交易額;互聯網用戶人數;域名數;電子商務企業數;回歸函數

近幾年來，隨著信息網絡技術的迅猛發展，我國電子商務獲得了長足的發展，特別是2006年以來，中國電子商務發展非常迅速，市場規模急劇擴大，進入到快速增長時期，交易額不斷攀升。截止2010年，中國電子商務市場（包括B2B、B2C、C2C）交易額達到4.5萬億元。很多學者對影響電子商務發展的因素進行了研究，電子商務的發展受到諸多因素的影響，各項因素的影響不盡相同。本文立足于我國電子商務交易總額，基于2001-2010年的數據，利用Eviews軟件工具，研究討論我國互聯網用戶人數、網上購物人數、域名數及電子商務企業數對我國電子商務交易總額的影響函數，從而可以得出結論：互聯網用戶人數、域名數及電子商務企業數對電子商務交易總額會產生影響。

１．選擇模型及數據來源

為了驗證電子商務對中國經濟增長的影響，本文采用2001年-2010年的《中國統計年鑒》、中國互聯網絡信息中心發布《中國互聯網絡發展狀況分析報告》(第1-第25次)、《2011年中國電子商務市場數據監測報告》，以及中國B2B研究中心的《1997-2009年中國電子商務十二年調查報告》研究報告提供的數據作為樣本，進行多元線性回歸分析模型驗證。

2.模型檢驗和確定

2.1初步設定線性函數模型

本文以我國電子商務交易總額作為因變量，以能衡量電子商務發展水平的互聯網用戶人數、網上購物人數、域名數及電子商務企業數等變量為自變量，建立多元線性回歸模型：

Yi=C+β1X1i+β2X2i+β3X3i+β4X4i+ε

其中，C為常數，Yi為電子商務交易總額、X1為互聯網用戶人數、X2為網上購物人數、X3為域名數、X4為電子商務企業數，β1、β2、β3及β4分別為X1i、X2i、X3i和X4i的系數，ε為隨機變量。根據以上所收集到的數據，利用EViews軟件建立多元線性回歸模型，回歸分析輸出結果為：

Yi=-5156.168+0.655062X1i+-0.960602X2i+6.127334X3i+1.273945X4i

t=(-4.951141)(1.089890)(-0.618097)(1.519965)(4.795283)

對回歸模型進行統計檢驗：

（1）模型擬合度檢驗

R2=0.997086，修正的R2=0.994754，說明模型整體擬合得很好。但X2為網上購物人數，不符合經濟含義，所以刪除自變量X2。

（2）模型顯著性檢驗—F檢驗

計算得F=427.6605，n=10，k=4。給定顯著性水平a=0.05，查F分布表得到臨界值F0.05(4，5)=5.19，F顯然>F。所以拒絕原假設，認為模犁的線性關系在概率為95％的水平下顯著成立。即可以認為互聯網用戶人數、域名數、電子商務企業數與我國電子商務交易總額之間顯著存在線性關系。

剔除自變量X2，再進行回歸，回歸分析輸出結果為：

Yi=-5633.887+0.296025X1i+8.425915X3i+1.251893X4i

t=(-8.522467)( 2.024862)( 5.717292)( 5.020937)

2.2對調整后模型的檢驗

2.2.1回歸模型的統計檢驗

（1）模型擬合度檢驗

R2=0.996863，修正的R2=0.995294，說明模型整體擬合得很好。

（2）模型顯著性檢驗—F檢驗

計算得F=635.5430，n=10，k=3。給定顯著性水平a=0.05，查F分布表得到臨界值F0.05(3，6)=4.76，F顯然>F。所以拒絕原假設，認為模犁的線性關系在概率為95％的水平下顯著成立。即可以認為互聯網用戶人數、域名數、電子商務企業數與我國電子商務交易總額之間顯著存在線性關系。

（3）解釋變量的顯著性檢驗—t統計量

由軟件計算出所有的t統計量值，分別為t0=-8.522467，tl=2.024862，t2=5.717292，t3=5.020937。在給定的顯著性水平a=0.05，t分布表中自由度為6，a=0.05的臨界值，得到t=1.943，顯然|t0|、|t1|，|t2|、|t3|都大于t。所以，拒絕原假設，可以認為三個解釋變量對于被解釋變量的因果關系顯著。

2.2.2自相關性檢驗

用德賓-沃森(Durbin-Watson)檢驗，簡稱DW檢驗，來檢驗自相關性。當a=O．05，n=10，k=2，時，查表可知，(dL，du)為(0.525， 2.016)而由圖7可知，DW=2.787835，。4-du

從顯示的殘差分布圖可知，殘差分布存在著周期波動，表明可能存在自相關性。進而進行偏相關性分析。

圖中AC表示各期的自相關系數，PAC表示各期的偏相關系數，在圖形左方的直方圖中，虛線表示士0.5。當第S期偏相關系數的直方圖超過虛線部分時，表明偏相關系數|ρt-s|>0.5，即存在S階自相關性。由圖的偏相關系數PAC可以看出，不存在任何一期的直方圖超過虛線，也就是說不存在任何階數的自相關性。

2.2.3異方差檢險—white檢驗 由于輸出結果為nR2=l0 ×0.977444=9.7444，取顯著性水平d=O．05，χ0.05（6）=12.5916>nR2，所以我們就不能拒絕同方差的虛擬假設，即不存在異方差。

綜上所述，修正過的函數模型各方面檢驗都通過了，因此，我國電子商務交易總額的樣本回歸函數為：

Yi=-5633.887+0.296025X1i+8.425915X3i+1.251893X4i

3.結果及啟示

從回歸函數可以看出我國電子商務交易額受互聯網用戶人數、域名數、電子商務企業數的影響，所以看出互聯網資源及企業的電子商務建設會影響電子商務交易額的，為了促進電子商務的發展我們可以從以下兩點著手：

3.1增加我國的互聯網資源

我國信息化建設開展的時間相對國外相對較晚，缺乏成熟有效的方法進行指導。雖然近年來，我國在網絡基礎資源方面投入不斷增加，互聯網資源增長迅速，但是相對于美國、日本、韓國等發達國家，我國的互聯網普及仍處于較低水平，不能給電子商務快速發展創造一個良好的發展環境。政府應積極支持電子商務基礎設施建設，加大政府在信息化基礎設施方面的支出并對資金投入進行合理的引導，加快建設高速信息傳輸骨干網絡與寬帶互聯網建設，提高上網速度，降低上網成本。要進一步加強電子信息化硬件和軟件的引入與開發，縮短與互聯網發達國家的距離。

3.2支持企業電子商務建設

目前我國進行信息化的企業在所有企業總數中占的比例僅為的5％至10％，而中小企業的這一比例僅占1.9％。這些對于我國開展電子商務是十分不利的。對于國內的企業來說，企業的經營模式和經營理念都很陳舊落后，這嚴重影響了企業的信息化建設。根據相關調查數據顯示，對于重要但存在投資困難的電子商務發展項目，政府可以采取直接投資或者以政府為主的方式支持企業電子商務建設。總之，政府和企業要采取切實可行的措施，加大對信息化建設投資力度，加強企業內部信息管理與資整合源，推動我國電子商務的發展。 [科]

【參考文獻】

［１］龐浩.計量經濟學[M].西南財經大學出版社，2007：63-157.

［２］中國統計年鑒[DB].中華人民共和國國家統計局，2011.

［３］中國互聯網絡發展狀況分析報告[R]．北京：中國互聯網絡信息中心，2010.

［４］曹磊.1997-2009年中國電子商務十二年調查報告[R].杭州中國B2B研究中心，2011：16-21.

［５］曹磊.2011年中國電子商務市場數據監測報告[R].杭州：中國電子商務研究中心，2011：16-21.