跨境電子商務與貿易增長的互動發展

■ 梁利培 （鄭州財經學院 鄭州 450000）

跨境電子商務與貿易增長的互動發展

■ 梁利培 （鄭州財經學院 鄭州 450000）

本文從理論分析和實證檢驗兩個角度探析了跨境電子商務與我國貿易發展間的關系，研究發現，電子商務交易額的變化，將引致國家貿易進出口總額同向變化，即二者間呈現顯著的正相關關系，只是在影響程度上較弱，無法實現大幅的變化；而網絡用戶規模的變化，將引致國家貿易進出口總額同向變化，即二者間呈現顯著的正相關關系，且影響程度較強。且電子商務交易額與網絡用戶規模兩者的發展水平將直接對我國的整體對外貿易產生影響；而發達的對外貿易水平將帶來跨境電子商務的同步發展，即我國進出口總額與跨境電子商務發展間存在相互性。

跨境電子商務 貿易增長 互動發展 關系

不同于傳統貿易的大型“集裝箱”模式，跨境電商以其獨有的高效率、高頻率交易特征異軍突起，成為跨境貿易的重要組成部分。雖然跨境電子商務的單筆訂單額往往較小，但產業發展速度快，其所貢獻的總交易額不容置疑，相關數據顯示，近年來，我國出口增速呈現放緩的趨勢，2014年，我國進出口、出口和進口分別增長3.4%、6.1%和0.4%，較2012年的出口增速6.2%，略有下降，但跨境電子商務的發展卻呈現出逐年上漲的態勢，由2012年的2.3萬億元躍升至2014年的3.75萬億元，同比平均增長39%，其增速已遠高于同期外貿增速。這種新型的銷售途徑和貿易形式在突破傳統貿易銷售模式的同時，正逐漸成為我國貿易新的增長點。基于此，有必要對兩者間的關系進行深入的探析，以期更好地服務于產業發展。

我國跨境電子商務現狀及發展趨勢分析

跨境電子商務的含義來看，其專指隸屬于不同國家的交易主體的、以電子商務平臺為主要交易中介的、通過跨境物流送達商品，并最終完成交易、實現進出口貿易的一種新型國際商業活動。從跨境電商發展來看，雖然早在1997年我國的出口電商迎來了發展的契機，但此后幾年均處于探索期，直至2012年12月19日國家跨境電子商務服務試點才正式啟動，雖然起步較晚，但發展至今該貿易模式已由萌芽走向了快速成長期，其巨大的市場潛力也正成為跨境貿易不可忽視的力量。

（一）發展規模

從我國跨境電子商務市場交易規模來看，1997年-2004年我國出口電商尚處于探索期，交易規模極為有限，2005年后方進入出口電商的啟動階段，2008年跨境電商總額達到0.8萬億，待至2010年跨境電子商務已達到最快的增長速度，交易總額為1.3萬億元，截至2014年跨境電商總額已達到3.75萬億元，具體見圖1。可見自2010年開始，跨境電商交易額年平均增長速度始終維持在30%以上，已遠遠超過同期外貿增速。這也意味著跨境電子商務已越來越成為國際貿易的發展的新趨勢，是我國貿易發展不可忽視的新亮點和新動力。

從我國跨境電商進出口規模結構來看，2013年我國出口電商所占比例為88.1%，進口電商為11.9%；2014年我國跨境電商出口占比達85.4%，進口占比達14.6%，具體見圖2。雖然目前出口電商所占比重較高但進口電商所占份額卻呈現出擴大的趨勢。伴隨我國對外貿易政策的變革以及網購市場的逐步開放，可以預測未來我國進口電商的比重還會進一步增大。這也再次證明跨境電商對貿易發展的主要驅動力在于跨境電商政策的密集出臺，促使傳統企業樂意進入這一領域，并逐步成為企業自身發展的重要選擇。

（二）發展趨勢

一是伴隨跨境電子商務的普及，通訊、電子等新技術的出現及發展將進一步助推跨境電子商務步入深入發展階段。隨著電子商務交易模式被消費者廣泛接受，其對于相關的服務需求也日益增多，尤其是在物流與支付等方面，這就促使電商模式必須注重于相關技術的適時結合，及時更新，以便更好地滿足消費者的新需求。

二是相較于B2B 模式，B2C模式在核心業務、盈利、現金流、員工配備等方面更能為企業帶來福利，未來將進入跨境B2C 市場爆發式增長階段。這主要是基于B2C模式可以通過對市場信息的實時掌握，及時調整自我生產狀況，從而贏得消費者認可并更好的發展潛在客戶，最終形成小眾、細分、長期的客戶群的特點，確保了企業更大的發展空間；加之商家與消費者的直接對接，免去了中間商從而極大的降低了交易成本，確保了廠商更大的盈利空間。

三是伴隨跨境電子商務模式的發展，個人海外跨境消費將同步增長。從相關統計數據來看，自2008年至今海外代購交易額已從24.1億元躍升至1650億美元，7年的時間里增長了近68倍；且“海淘”消費者的分布范圍也由最初的北京、上海、廣州等一線城市，擴展至三、四線城市。這均證明了我國個人海外跨境消費增長速度之快。

跨境電子商務與貿易增長的互動發展機制

從跨境電商的實證來看，其雖然不同于傳統的貿易形勢但兩者在本質上卻是一致的，這就意味著貿易的整體狀況和增長速度將對跨境電商發展產生直接影響：貿易水平若較高則該區域的跨境電子商務活動就會隨著貿易的發展而越發頻繁，反之則會被較低的貿易水平限制其較一般的發展。這就意味著，跨境電子商務的發展將成為助推整體貿易發展的新動力，但貿易跨境電子商務的發展也受到整體貿易水平的影響，即兩者間存在互動性。

（一）跨境電子商務對貿易增長的助推效應

來自于價格的優勢是刺激貿易率上升的重要方式，跨境電子商務因為交易方式的電子化突破了場所的限制，與需求者的直接對接避免了中間商服務費的支付以及為搜尋潛在客戶而支付的相關費用。具體而言，該模式下的價格優勢主要來自于以下方面：避免為探尋交易對象而支付的額外費用、避免支付價格搜尋的額外費用、避免支付與交易相關的考察和培訓費用、避免承擔因犯機會主義行為而造成的損失、避免因參與市場交易所必須支付的額外的監管費用。當然單從費用支付一方面來探尋跨境電子商務的貿易刺激效應顯得過于簡略，事實上這種費用的減少所來了的不僅是價格上的優勢，還會進一步影響整個貿易流程：宏觀層面上，各國間貿易活動的頻繁加劇了國際市場的形成，所提供服務的專業化也進一步提升了國際分工的細化程度；同時，貿易流程的壓縮避免了額外費用的支付，提升了各國間的貿易率。微觀層面上，各國間交易行為的增多有力擴展了企業參與國際交易的機會，拓展了其潛在市場范圍；突破傳統貿易在場所等方面的限制，豐富了企業與企業間、企業與客戶間貿易合同的訂立形式；對于傳統貿易形勢的改變，使得參與外貿交易的企業逐步擺脫傳統的規模限制，可以向小單、多生產模式方向轉型，不僅有效促進了外貿企業品牌和產品創新轉型升級，更帶來了整個對外貿易的轉型升級，其對于對外貿易的具體傳導機制如圖3所示。

圖1　我國跨境電子商務市場交易規模

圖2　2008-2014年我國跨境電商交易規模進出口結構圖

圖3　跨境電子商務對貿易增長的助推效應

圖4　貿易增長對跨境電子商務發展的促進效應

（二） 貿易增長對跨境電子商務發展的促進效應

對于跨境電子商務長期發展而言，穩定的經濟基礎和發達的貿易水平是其主要保障，來自于貿易的促進效用則主要體現于此，一方面，區域貿易水平的上升將直接帶來本國經濟水平的同步上升，使得國家在國際市場中更能占據優勢地位，進而促使本國貨幣逐步走向國際化，一旦國際市場對本國貨幣充當貿易結算、交易媒介，將直接優化跨境電子商務的網上支付環境，使得跨境電商面臨更多的發展機會；另一方面，貿易總量的上漲意味著國際市場需求的增長，對于跨境電商而言就會帶來更多的發展機會，帶來跨境電商的持續創新與發展，具體促進路徑見圖4。

跨境電子商務與貿易增長互動發展的實證分析

為進一步探析跨境電子商務與貿易增長間的互動關系，文章通過構建模型，選取相關的數據進一步檢驗電子商務發展水平對我國貿易影響的程度是否顯著。現假設將國家整體貿易水平作為衡量貿易增長發展水平的主要變量，則選擇我國進出口貿易總額為衡量我國貿易增長水平的主要變量；對于貿易交易主要指貿易貨物交易，在此研究中不包含對外貿易服務交易，則所選取的數據主要為實物交易數據；在構建具體模型時不考慮經濟波動、匯率浮動、宏觀政策變化及價格變動等因素的影響。

（一）指標選取

綜合考慮模型關注的焦點為電子商務發展水平對我國貿易的影響方向和程度，相關數據的可獲取性，以及相關研究結論，選擇我國進出口總額（EM）為因變量，以此衡量貿易增長水平；由于電子商務的出現與發展均與網絡息息相關，網路用戶的規模直接影響著電子商務的發展空間，而網絡用戶的交易行為更是直接影響著電子商務交易額，因此，選擇電子商務交易額（EB）和網絡用戶規模（OU）作為自變量，以此衡量電子商務發展水平。

（二）數據來源

參考文章研究焦點為跨境電子商務交易對國際貿易的影響，因此剔除國內貿易部分；同時，考慮到跨境電商正式步入快速發展階段的時間，選擇2001-2014 年的年度數據，其中，國家進出口總額數據來自于《中國統計年鑒》（2002-2013年）；電子商務交易額的相關數據來自于中國電子商務研究中心和艾瑞統計報告；網絡用戶規模統計則來自于中國國際電子商務中心和中國經濟與社會發展統計相關數據庫，具體見表1。

為消除數據間多重共線性和異方差，避免數據出現偽回歸現象，將三個序列的數據取自然對數，則：

（三）模型的構建與檢驗

1.單位根檢驗。為避免虛假回歸現象，先采用單位根檢驗法對三個序列進行平穩性檢驗，具體見表2。

從表2可見，在10%的水平下，跨境電子商務交易額的水平序列統計值顯著小于該水平的特征值，證明該序列是平穩的；但貿易進出口總額和網絡用戶規模的ADF統計值卻未通過 1%、5%和 10%的顯著水平檢驗，即該序列存在不平穩性。再分別進行一階差分，可以發現一階差分后中國進出口總額與電子商務交易額的ADF 統計值通過 1%、5%和 10%的顯著水平檢驗，即存在單位根；而網絡用戶規模的一階差分雖在1%置信區間的臨界值小于 ADF 統計值，但未通過 5%和 10%水平檢驗，故進行二階差分，此后可以發現，進出口額、電子商務交易額和網絡用戶規模均在 10%置信區間的臨界值均大于 ADF 統計值，則說明變量在二階差分上無單位根，證明三個序列為二階單整。這滿足進行協整性檢驗的條件，考慮到檢驗形式和滯后期對協整檢驗結果的影響，在此之前將先構建VAR 模型，以便確定最優滯后期。

2. VAR模型構建。基于上述變量進一步構建三維的向量自回歸模型，以該向量自回歸模型的滯后結構為基礎，進而確定VAR 模型的滯后階數，具體見表3。

從表3不難看出，對于所選擇的評價指標的滯后期均為2，則進一步構建VAR（2）模型：

3.Johansen協整檢驗。前面單位根檢驗已證明LNEM、LNEB 、LNOU 均為二階單整序列，則將在構造殘差積矩陣基礎上，根據跡的統計值進一步驗證在5%的顯著水平下變量間否存在協整關系，具體見表4。

從表4可以看出，首行檢驗表明跡統計值與最大特征值均大于 5%臨界點的值，這意味著LNEM、LNEB 、LNOU變量間存在長期協整關系。第二行檢驗表明跡統計值與最大特征值均小于 5%臨界點的值，即LNEM、LNEB 、LNOU變量間至多存在一個協積向量。第三行檢驗值表明跡統計值與最大特征值均小于 5%臨界點的值，此時無法拒絕原假設，即LNEM、LNEB 、LNOU變量間不存在兩個協積向量。這就意味著在5%的置信水平上，LNEM、LNEB 、LNOU變量之間有且只有一個協整關系。

4.OLS 估計。為進一步檢驗模型的擬合優度將專門進行 LNEM 關于 LNEB 、LNOU 的 OLS 回歸，可知：

表1　2001-2014 年相關數據統計表

表2　單位根檢驗

表3　滯后期確定標準

表4　變量協整檢驗結果

表5　Granger 因果關系檢驗

可見模型總的擬合優度為0.914，模型擬合效果較好。意味著跨境電子商務交易額每上升 1 個單位，將導致貿易進出口總額上升 0.501 個單位；而網絡用戶規模每擴大1 個單位，將導致貿易進出口總額上升2.529 個單位。

5.格蘭杰因果關系檢驗。為進一步確定變量之間的相互關系，將對 VAR 模型進行格蘭杰因果檢驗。選取 5%的置信區間，變量的最大滯后期為 1，且假設變量間不存在格蘭杰因果關系。假設 F服從 F（N，T- 2N）分布，若Fδ（ N，T- 2N）≥F，則接受原假設；若Fδ（ N，T- 2N）＜F，則拒絕原假設，具體見表5。

由表5可以看出，Fδ（1，11）=4.79＜5.119，拒絕原假設，即意味著電子商務交易額和進出口總額間存并非不存在格蘭杰因果關系，也即電子商務交易額變化將導致進出口總額變化；Fδ（1，11）=4.79＜4.930，即意味著進出口總額與電子商務交易額和間存并非不存在格蘭杰因果關系，也即進出口額也是電子商務交易額的格蘭杰原因，這與前文分析結論一致；Fδ（1，11）=4.79＜4.921，拒絕原假設，即意味著網絡用戶規模和進出口總額間存并非不存在格蘭杰因果關系，但進出口總額不是網絡用戶規模的格蘭杰原因，即兩者間呈現單向因果關系。

6.誤差修正模型。進一步以滯后一期殘差項作為誤差修正項，利用 Eviews6.0建立lnEM 關于 lnEB、lnOU 的誤差修正模型：

綜合以上研究，不難發現長期內，電子商務交易額每變化 1 個單位，將引致國家貿易進出口總額同向變化 0.501 個單位，即二者間呈現顯著的正相關關系，只是在影響程度上較弱，無法實現大幅的變化；網絡用戶規模每變化1 個單位，將引致國家貿易進出口總額同向變化 2.529 個單位，即二者間呈現顯著的正相關關系，且影響程度較強。短期來看，則電子商務交易額每變化 1 個單位，將引致國家貿易進出口總額同向變化0.291 個單位，網絡用戶規模每變化1 個單位，將引致國家貿易進出口總額同向變化0.870 個單位，來自于網絡用戶規模的影響程度仍然較大。且電子商務交易額與網絡用戶規模均是我國進出貿易口總額的格蘭杰原因，即兩者的發展水平將直接對我國的整體對外貿易產生影響；我國進出口總額同時也是電子商務交易額的格蘭杰原因，即發達的對外貿易水平將帶來跨境電子商務的同步發展，也即我國進出口總額與跨境電子商務發展間存在相互性。

綜上所述，本文通過理論分析和實證檢驗均證明跨境電子商務與我國貿易發展間存在互動關系，但目前來自于跨境電商的刺激效應還并不十分顯著，對于我國進出口貿易發展的助推效應還十分有限，這可能與我國目前跨境電商交易的規范性有關，如無法有效規避跨境電子商務交易的風險、尚未構建統一的跨境電子交易規則、無法提供完善的跨境電子商務稅收制度等一系列因素，而這也是未來研究應該關注的焦點所在。

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