網(wǎng)購潮刺激下快遞業(yè)發(fā)展實(shí)證分析

□文/楊 磊

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院 安徽·蚌埠）

一、引言

本文首先通過搜集2003～2013年全國(guó)快遞件數(shù)（萬件）和2003～2013年淘寶網(wǎng)及天貓商城年交易額（億元）的數(shù)據(jù)，以及2007～2013年中國(guó)網(wǎng)絡(luò)零售交易總額（億元）與2007～2013年全國(guó)快遞件數(shù)（萬件）的數(shù)據(jù)，分別對(duì)前后二者間作相關(guān)性分析和回歸分析，從統(tǒng)計(jì)學(xué)的角度，驗(yàn)證了網(wǎng)購發(fā)展對(duì)快遞業(yè)的促進(jìn)作用以及二者之間高度相關(guān)性。隨后通過對(duì)1990～2002年全國(guó)快遞件數(shù)（萬件）和1990～2013年全國(guó)快遞件數(shù)（萬件）的時(shí)間序列分別作關(guān)于年份的回歸分析，驗(yàn)證了1990～2002年全國(guó)快遞件數(shù)符合近似線性增長(zhǎng)，而2003年以后的增長(zhǎng)不符合1990～2002年所呈現(xiàn)出的線性增長(zhǎng)，而是在網(wǎng)購刺激下與網(wǎng)絡(luò)零售交易額高度相關(guān)的增長(zhǎng)。進(jìn)一步驗(yàn)證了網(wǎng)購對(duì)快遞業(yè)的巨大影響。

本文數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2014》，中國(guó)電子商務(wù)研究中心發(fā)布的數(shù)據(jù)和2014年阿里巴巴的招股書，《中國(guó)電子商務(wù)市場(chǎng)數(shù)據(jù)監(jiān)測(cè)報(bào)告》。

二、相關(guān)性分析

（一）定義變量。定義X，Y，Y1，Z 四個(gè)變量，其中Y：2003～2013年全國(guó)快遞件數(shù)（萬件）；X：2003～2013年淘寶網(wǎng)及天貓商城年交易額（億元）；Y1：2007～2013年全國(guó)快遞件數(shù)（萬件）；Z：2007～2013年中國(guó)網(wǎng)絡(luò)零售交易總額（億元）。因?yàn)槲覀兎治龅氖浅蓪?duì)數(shù)據(jù)的線性相關(guān)關(guān)系，所以時(shí)間節(jié)點(diǎn)的選擇也是一一對(duì)應(yīng)的。在這些定義的變量中我們選擇以下兩對(duì)變量分析：

X 與Y：相同時(shí)間段內(nèi)，淘寶網(wǎng)及天貓商城的交易額與全國(guó)快遞件數(shù)的相關(guān)關(guān)系。

Z 與Y1：相同時(shí)間段內(nèi)，中國(guó)網(wǎng)絡(luò)零售交易總額與全國(guó)快遞件數(shù)的相關(guān)關(guān)系。

（二）相關(guān)說明。選擇研究淘寶網(wǎng)及天貓商城的交易額與全國(guó)快遞件數(shù)的相關(guān)關(guān)系的原因：1、淘寶網(wǎng)及天貓商城的交易額占全中國(guó)網(wǎng)絡(luò)零售交易總額的比例在2007～2013年基本上都保持在80%。所占比例之大使得它們非常具有代表性。所以，研究淘寶網(wǎng)及天貓商城的交易額與全國(guó)快遞件數(shù)的相關(guān)關(guān)系是有效的；2、中國(guó)網(wǎng)絡(luò)零售交易總額只有2007～2013年的數(shù)據(jù)，而淘寶網(wǎng)及天貓商城年交易額包含2003～2013年數(shù)據(jù)，較大的樣本容量也使得分析的準(zhǔn)確性和說服力更強(qiáng)。

關(guān)于網(wǎng)絡(luò)零售業(yè)的說明：零售業(yè)中包含是消費(fèi)品，主要模式有：C2C，B2C，C2B，M2C，小額外貿(mào)，移動(dòng)電商等。主要網(wǎng)絡(luò)零售企業(yè)包括：淘寶網(wǎng)、蘭亭集勢(shì)、蘇寧易購、京東、1 號(hào)店、當(dāng)當(dāng)網(wǎng)、易趣網(wǎng)、易迅網(wǎng)、天貓、微品聚等。

（三）二元數(shù)據(jù)Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)。在R 語言中分別對(duì)X與Y 和Z 與Y1 作Pearson 相關(guān)性檢驗(yàn)。得到結(jié)果如圖1 和圖2。（圖1、圖2）

圖1 X與Y相關(guān)性檢驗(yàn)

圖2 Z與Y1相關(guān)性檢驗(yàn)

由圖1 可知，X 與Y（淘寶網(wǎng)及天貓商城的交易額與全國(guó)快遞件數(shù)）相關(guān)系數(shù)的估計(jì)值是0.989，p 值很小，拒絕了相關(guān)系數(shù)等于零的原假設(shè)。即X 與Y 有很強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。

由圖2 可知，Z 與Y1（中國(guó)網(wǎng)絡(luò)零售交易總額與全國(guó)快遞件數(shù)）相關(guān)系數(shù)的估計(jì)值為0.987，p 值很小，同樣拒絕了相關(guān)系數(shù)等于零的原假設(shè)。即Z 與Y1 有很強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。

三、回歸分析

在R 語言中，分別對(duì)X 和Y，Z 和Y1 做一元回歸分析。得到結(jié)果如圖3 和圖4。（圖3、圖4）

圖3 X與Y回歸分析

圖4 Z與Y1回歸分析

由圖3 可知，擬合得到的方程為：Y=41570.764+53.925X，R平方為0.9794。經(jīng)過t 檢驗(yàn)，在顯著水平為0.05 時(shí)，拒絕了截距和X 系數(shù)為零的原假設(shè)。經(jīng)過F 檢驗(yàn)，p 值很小，拒絕了回歸方程不顯著的原假設(shè)。綜上，X 與Y 的回歸方程顯著。

由圖4 可知，擬合得到的方程為：Y1=65324.546+42.075Z，R 平方為0.976。經(jīng)過t 檢驗(yàn)，在顯著水平為0.1 時(shí)，拒絕了截距和Z 系數(shù)為零的原假設(shè)。經(jīng)過F 檢驗(yàn)，p 值很小，拒絕了回歸方程不顯著的原假設(shè)。綜上，Z 與Y1 的回歸方程顯著。

圖5 X與Y散點(diǎn)圖及回歸線

接著畫出X 與Y 的散點(diǎn)圖及回歸線，如圖5。畫出Z 與Y1的散點(diǎn)圖及回歸線，如圖6。（圖5、圖6）

四、網(wǎng)購興起前后快遞業(yè)發(fā)展?fàn)顩r的不同

首先對(duì)2003年網(wǎng)購興起之前，即以時(shí)間序列為橫坐標(biāo)，以1990～2002年全國(guó)快遞件數(shù)（萬件）為縱坐標(biāo)，作出散點(diǎn)圖進(jìn)行回歸分析，并預(yù)測(cè)若網(wǎng)購不興起，2003～2013年全國(guó)快遞件數(shù)。最后將其與實(shí)際在網(wǎng)購興起后帶動(dòng)下快遞件數(shù)進(jìn)行對(duì)比。

令1990年為序號(hào)1，則1991年為2，以此類推，2002年為13。對(duì)這段時(shí)間內(nèi)全國(guó)快遞件數(shù)（萬件）的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。全國(guó)快遞件數(shù)：

K=c（343.3，566.7，959.2，2156.2，4019.5，5562.7，7096.6，6878.9，7667.7，9091.3，11031.4，12652.7，14036.2）

時(shí)間序列號(hào)：T=c（1，2，3，4，5，6，7，8，9，10，11，12，13）

得到結(jié)果見圖7。（圖7）由圖7，回歸方程為：K=－1852.67+1166.45T，R 平方為0.9787。經(jīng)過t 檢驗(yàn)，在顯著水平為0.001時(shí)，拒絕了截距和T 系數(shù)為零的原假設(shè)。經(jīng)過F 檢驗(yàn)，p 值很小，拒絕了回歸方程不顯著的原假設(shè)。綜上，T 與K 的回歸方程顯著。

畫出T 與K 的散點(diǎn)圖及回歸線，如圖8。（圖8）由于回歸效果良好，我們預(yù)測(cè)按照這個(gè)回歸方程發(fā)展下去，2003～2013年全國(guó)快遞件數(shù)，并與實(shí)際全國(guó)快遞件數(shù)做對(duì)比，計(jì)算誤差，得到表1。（表1）

由表1 可知，預(yù)測(cè)值與實(shí)際值之間的誤差逐年遞增，且并不穩(wěn)定，呈現(xiàn)的是急劇的增長(zhǎng)模式。這表明2003年之后，全國(guó)快遞件數(shù)的增長(zhǎng)模式與2003年之前不相同，很大程度上是網(wǎng)購的興起所導(dǎo)致的。

對(duì)1990～2013年全國(guó)快遞件數(shù)作回歸分析。其中：U=c（343.3，566.7，959.2，2156.2，4019.5，5562.7，7096.6，6878.9，766 7.7，9091.3，11031.4，12652.7，14036.2，17237.8，19771.9，22880.3，26988，120189.6，151329.3，185785.8，233892，367311.1，5685 48，918674.9）是1990～2013年的全國(guó)快遞件數(shù)。

V=c（1：24）是1990～2013 各年的時(shí)間序號(hào)，如1 代表1990年，2 代表1991年，24 代表2013年，依此類推。回歸結(jié)果見圖9。（圖9）

圖6 Z與Y1散點(diǎn)圖及回歸線

圖7 T與K回歸分析

圖8 T與K散點(diǎn)圖及回歸線

表1 2003～2013年預(yù)測(cè)值與實(shí)際值及誤差

由 圖9，回 歸 方 程 為U=－159583+21816V，R 平 方 為0.4868。經(jīng)過t 檢驗(yàn)，在顯著水平為0.05 時(shí)，拒絕了截距和V 系數(shù)為零的原假設(shè)。經(jīng)過F 檢驗(yàn)，p 值很小，拒絕了回歸方程不顯著的原假設(shè)。所以，V 與U 的回歸方程顯著。但是，由于R 平方只有0.48，遠(yuǎn)遠(yuǎn)不足0.8，所以回歸效果較差。我們并不認(rèn)為V與U 之間存在擬合良好的回歸方程，即二者的線性相關(guān)關(guān)系并不強(qiáng)。

圖9 V與U回歸分析

圖10 V與U散點(diǎn)圖及回歸線

進(jìn)一步畫出V 與U 的散點(diǎn)圖及回歸線，如圖10。（圖10）由圖10 可更加明顯的看出，V 與U 之間并不存在擬合良好的回歸直線，反而更像是呈現(xiàn)指數(shù)式增長(zhǎng)。

五、結(jié)論

我們?cè)诘谒牟糠值玫絻蓚€(gè)事實(shí)：1、1990～2002年全國(guó)快遞件數(shù)的增長(zhǎng)符合線性增長(zhǎng)，按此趨勢(shì)預(yù)測(cè)2003～2013年的快遞件數(shù)與實(shí)際快遞件數(shù)的誤差相當(dāng)大；2、1990～2013年全國(guó)快遞件數(shù)的增長(zhǎng)明顯不符合線性增長(zhǎng)。（從圖10 可以看出更近似服從指數(shù)增長(zhǎng)）。

結(jié)合第二部分的相關(guān)性分析和第三部分的回歸分析，我們得到：淘寶網(wǎng)及天貓商城的交易額（X）與全國(guó)快遞件數(shù)（Y）有極強(qiáng)的線性相關(guān)關(guān)系，回歸方程顯著；中國(guó)網(wǎng)絡(luò)零售交易總額（Z）與全國(guó)快遞件數(shù)（Y1）也有極強(qiáng)的線性相關(guān)關(guān)系，回歸方程顯著。

因此，本文驗(yàn)證的結(jié)論為：網(wǎng)購潮推動(dòng)了快遞業(yè)的跨越式發(fā)展，造成快遞業(yè)井噴現(xiàn)象。

［1］高麗君，張穎萍.電子商務(wù)時(shí)代我國(guó)物流業(yè)發(fā)展的若干問題探討［J］.經(jīng)濟(jì)師，2003.

［2］欒奕，張?jiān)?中外物流比較及我國(guó)物流發(fā)展趨勢(shì)［J］.蕪湖職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)報(bào)，2009.