基于供應鏈的跨境電子商務與貿易增長互動關系研究

2017-01-10 17:11:42張愛琴魏可姍

商業經濟研究 2016年24期

張愛琴++魏可姍

▲ 基金項目：本文為2016年全國社科規劃項目“西部少數民族地區公共危機管理與應急體系建設創新研究”（編號16BGL178管理學一般項目）課題階段性成果

◆ 中圖分類號：F713 文獻標識碼：A

內容摘要：本文基于供應鏈視角，結合理論與實證分析，研究跨境電子商務與貿易增長的關系，研究結果表明：跨境電子商務與網民規模對進出口交易總額均有正向相關關系；且跨境電子商務是進出口交易總額的格蘭杰原因，進出口交易總額是網民規模的格蘭杰原因。

關鍵詞：供應鏈跨境電子商務網民規模貿易增長 VAR模型

引言

隨著信息技術的發展，中國網民規模逐年增長，且電子商務逐漸成為消費者消費模式的主流方式之一。中國互聯網信息中心數據顯示，截止到2016年6月中國網民規模達到7.10億人，互聯網普及率達到51.70%，同時，移動互聯網塑造的社會生活形態進一步加強，“互聯網+”行動計劃推動政企服務多元化、移動化發展。

2016年上半年，互聯網金融類應用增長趨勢明顯，網上支付、互聯網理財用戶規模增長率分別為9.30%和12.30%。電子商務應用的快速發展、網上支付廠商不斷拓展和豐富線下消費支付場景，以及實施各類打通社交關系鏈的營銷策略，帶動非網絡支付用戶的轉化。

2016年1月國務院批準同意在天津市、上海市及青島市等12個城市設立跨境電子商務綜合試驗區，以進一步推動新型商業模式的發展。同時，對外貿易作為國民經濟重要組成部分和重要推動力量，對經濟平穩運行和升級發展具有重要意義。因此，本文主要針對跨境電子商務與網民規模對進出口額的影響進行實證研究。

文獻回顧

（一）供應鏈

供應鏈體系是一個依次相連的組織結構，從設計、生產到銷售，涉及供應商、制造商、運輸及所有鏈上成員組成的價值鏈，使得物流、信息流及資金流有序而高效運轉。

陳傲等（2006）以電子商務環境為背景，提出電子商務的發展推動了虛擬企業、動態聯盟等以供應鏈為代表的組織模式的發展，分析了供應鏈中選擇合作伙伴的新特點，并在改進傳統合作伙伴評價體系的基礎上，構建了電子商務供應鏈合作伙伴評價的新體系。

黃海標等（2008）利用SCPR績效模型和平衡計分卡，進一步構建了針對系統的供應鏈戰略聯盟績效評價指標體系。

莊小將等（2010）分析了作為供應鏈管理過程中難題之一的電子商務企業知識外溢的基本路徑，并提出在知識外溢的情景下，如何構建電子商務企業核心競爭力戰略。

孔令夷（2013）針對供應鏈電子商務協同管理進行文獻整理，提出傳統供應鏈向協同商務供應鏈轉化的需求，劃分了供應鏈協同管理研究、供應鏈與電子商務協同的融合研究、協同技術研究三個維度，并進一步將其細分為12個要素，從而構建了供應鏈電子商務協同管理系統研究框架。

高翔等（2016）以167家跨境電子商務企業數據為樣本，進行企業內的實證調研分析，提出包括網絡營銷風險、跨境電子支付風險、信用風險等在內的影響企業跨境電子商務供應鏈的關鍵性風險，其中網絡營銷風險與跨境物流風險的影響表現最為顯著。

（二）跨境電子商務與貿易增長

冀芳等學者（2016）表示現有電子商務模式的分類標準眾多，最為常用的則是B2B、B2C、C2C等模式，創新性的以交易主體空間位置為劃分標準，并以此將現有電子商務模式劃分為城鄉電子商務、縣鄉電子商務、跨境電子商務及移動電子商務，其中跨境電子商務是指分屬不同關境的交易主體進行的電子商務模式。

張麗娟（2015）在跨境電子商務發展迅速的背景下，從消費者特征的研究視角出發，確立了跨境電子商務客戶體驗的影響因素，并進行實證分析，發現消費者年齡、職業和國別在其跨境電子商務體驗過程中有顯著影響。

呂健（2014）在經濟結構性速減和人口紅利下降的背景下，以地理空間視角，分析了中國對外貿易增長分化的現象，研究發現全國對外貿易增長總體處于減速態勢，且已經形成具體的分化格局，其中東部地區呈減速并有收斂趨勢的增長態勢、西部地區處于加速增長態勢、中部地區表現為不同區域間加速與減速并存的多元化狀態。

鄭學黨等（2015）通過構建修正CMS模型對影響中美貿易增長的因素進行分析，提出價格競爭力效應與市場需求效應兩種影響因素，且發現價格競爭力效應與市場需求效應對中美貿易增長中中美雙方影響存在差異性。

曹曉蕾（2016）在國際金融危機對中國對外貿易增長產生一定程度影響的背景下，具體研究中國進出口貿易現狀，發現中國進出口貿易在總量層面增長速度有顯著放緩趨勢，且在不同層次產品價格和產品結構方面其增長的放緩趨勢存在顯著差異性。

李駿陽（2014）以電子商務迅速發展并對傳統貿易造成一定程度沖擊為前提，從商業平臺、貿易空間聚集方式及貿易流向等方面分析了電子商務對對外貿易的影響機制。

楊敏等（2015）研究經濟新常態背景下電子商務在貿易中的應用，系統分析了中國電子商務的應用現狀、存在問題及發展趨勢，并探究了電子商務對國際貿易的正向、負向及綜合影響。

范莉（2015）提出電子商務中跨境電子商務的發展不僅改變了中國對外貿易的主體，同時也改變了對外貿易的交易方式、交易效率等各個方面，具體分析了跨境電子商務發展對中國對外貿易模式轉型的影響。

鄭紅明（2016）基于產業鏈的視角對中國跨境電子商務發展與中國進出口貿易的周期波動及短期均衡關系進行分析。

程曉煜（2016）在理論上分析了貿易增長與跨境電子商務的互動機制，并通過構建VAR模型實證探究二者關系。

目前，跨境電子商務與貿易增長關系研究中，主要針對跨境電子商務對對外貿易主體、對外貿易交易過程及對外貿易波動的影響研究，因此，本文通過構建VAR模型，具體研究供應鏈中跨境電子商務和網民規模與進出口貿易總額的關系。

實證分析

（一）指標選取與數據來源

1.指標選取。參考已有文獻，并考慮模型與相關數據的獲取情況，本文選取貿易進出口總額EM（億美元）來表示因變量貿易增長；網民規模OU（萬人）、電子商務交易額EB（億元）為自變量，以衡量跨境電子商務水平及網絡用戶結構。

2.數據來源。貿易進出口總額數據來自《中國統計年鑒2002-2015》；網民規模數據來自中國互聯網信息中心；電子商務交易額數據來自中國電子商務中心。

為了消除上述非平穩時間序列的多重共線性和異方差，更直觀地反映變量之間的相關系數，避免數據的大幅度變化和偽回歸現象，將三個序列的數據取自然對數，模型如下：

C代表常數項，k1、k2分別是模型中各個變量的參數系數，εt表示模型中隨機干擾項。

本文通過Eviews8.0數據處理軟件，依次對數據進行單位根檢驗、向量自回歸模型（VAR）構建、協整檢驗、OLS估計、格蘭杰因果關系檢驗和脈沖分析。

（二）模型構建與分析

1.ADF檢驗。首先采用單位根檢驗法對三個序列進行平穩性檢驗，以避免偽回歸現象，結果如表1所示。

由表1可知，在1%、5%、10%的顯著水平上，分別比較貿易進出口總額、跨境電子商務交易額及網絡用戶規模的水平序列統計值與特征值。在1%的顯著水平上，跨境電子商務交易額臨界值為-4.004，大于其ADF統計值-4.732，但是貿易進出口總額臨界值-4.004，小于ADF統計值-3.040，且網民規模臨界值為-4.200，同樣小于ADF其統計值-3.227；在5%的顯著水平上，跨境電子商務交易額臨界值為-3.099，大于ADF統計值-4.732，網民規模臨界值為-3.175，大于其ADF統計值-3.227，但是貿易進出口總額臨界值-3.099，小于其ADF統計值-3.040；在10%的水平上，貿易進出口額臨界值為-2.690，大于其ADF統計值-3.040，跨境電子商務交易額臨界值為-2.690，大于其ADF統計值-4.732，網絡用戶規模臨界值為-2.723，大于其ADF統計值-3.227，即該序列平穩，存在單位根。證明三個序列為零階單整。

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。

滯后期根據AIC與SC數值確定，結果見表2所示，所選擇的評價指標滯后期為2。

3.Johansen協整檢驗。前文單位根檢驗已證明LNEM、LNEB 、LNOU 均為零階單整序列，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是否存在協整關系，結果見表3所示。首行檢驗顯示跡統計值為43.001，大于其5%臨界值29.797，最大特征值為31.236，也大于 5% 臨界值21.132，所以，在5%的顯著水平上拒絕原假設，這意味著LNEM、LNEB、LNOU變量間存在長期協整關系。第二行檢驗顯示跡統計值為11.765，小于其5%臨界值15.495，最大特征值為10.330，也小于5%臨界值14.265，所以，在5%的顯著水平上接受原假設，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為1.435，小于其5%臨界值3.841，最大特征值為1.435，也小于5%臨界值3.841，所以，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分析。做LNEM關于LNEB和LNOU的OLS回歸，根據輸出結果，可得估計的回歸模型為：

根據回歸模型可知，跨境電子商務交易額的對數值每增加1個單位，則進出口額的對數值就增加0.275個單位；上網用戶人數的對數值每增加1個單位，則進出口總額的對數值增加 0.221個單位。

5.格蘭杰因果關系檢驗。對VAR模型進行格蘭杰因果關系檢驗，以進一步確定變量之間的相互關系，檢驗結果見表4所示。

由表4結果可知，假設一在顯著性水平0.05的情況下，P值為0.026，拒絕原假設，認為跨境電子商務波動是導致進出口額變化的格蘭杰原因。同理，假設二在顯著性水平0.05的情況下，P值為0.087，接受原假設，即進出口額變化不是導致跨境電子商務波動的格蘭杰原因。假設三在顯著性水平0.05的情況下，P值為0.367，接受原假設，即網民規模波動不是導致進出口額變化的格蘭杰原因。假設四在顯著性水平0.05的情況下，P值為0.041，拒絕原假設，即進出口額變化是導致網民規模變化的格蘭杰原因。

6.脈沖響應。電子商務交易額、網民規模與進出口額的脈沖響應如圖1所示。

由圖1中的左圖可知，當進出口貿易總額增長波動率受到跨境電子商務交易額變化一個正向沖擊后，進出口貿易總額增長波動率在第3期達到正向最大值，隨后逐漸趨于穩定直至趨于零。由圖1中的右圖可知，當貿易總額增長波動率受到網民規模一個正向沖擊后，進出口貿易總額增長波動率在接近6期時達到正向最大值，在接近第8期時達到最小值，隨后逐漸升高又趨于穩定直至趨于零。這一分析結果表明，跨境電子商務交易額變化、網民規模與進出口貿易總額增長波動率呈同向變動趨勢，且跨境電子商務交易額變化對進出口貿易總額增長波動率的影響是非常顯著的。

結論與建議

通過以上實證分析發現，跨境電子商務交易額、網民規模與進出口總額間呈現正向相關關系，即跨境電子商務交易、網民規模對進出口總額具有促進作用，且相對網民規模，跨境電子商務交易額對于進出口額的正向促進作用大于網民規模對進出口額的正向促進作用。在格蘭杰因果關系檢驗中，跨境電子商務交易額是進出口額的格蘭杰原因，說明跨境電子商務將直接影響中國進出口貿易增長，同時，進出口額是網民規模的格蘭杰原因，說明進出口在一定程度上促進中國網民規模的增長。

以上實證數據顯示，跨境電子商務、網民規模與進出口總額有正向相關關系，但是表現并不明顯，說明跨境電子商務與網民規模在國際貿易中存在一定的問題。因此，提出以下建議：

第一，進一步完善跨境電子商務的相關法律，目前中國電子商務相關法律還不健全，尤其是針對跨境電子商務，包括交易規則、物流運輸等方面。電子商務迅速發展，且跨境電子商務逐漸成為必不可少的商務模式之一，使得國家需結合跨境電子商務交易特點有針對性地進一步完善相關法律體系建設。

第二，加強跨境電子商務交易的網絡環境安全防護，當前出現越來越多的針對網絡交易支付過程的網絡詐騙案件，因此應開展電子商務交易安全防范知識普及活動，在提高網絡用戶自身電子商務交易安全意識的同時，加強對電子商務交易網絡環境安全監管，以進一步提高電子商務交易過程的安全性。

第三，結合地區經濟形勢加大網絡覆蓋，以提高網絡用戶規模，以期進一步擴大電子商務交易量。根據中國互聯網絡信息中心數據顯示，隨著智能手機的普及和移動通訊網絡的不斷完善，使得電子商務應用快速發展，通過社交關系等營銷策略，消費者逐漸對線上消費形成依賴，網絡用戶中手機網民的增長趨勢顯著，但是城鄉差距依然較大，應結合地區經濟發展進一步擴大城鄉網絡覆蓋率。

第四，改善電子商務企業交易環境，積極推進電子商務發展，優化電子商務交易模式，提供有利的電子商務發展政策環境。結合“互聯網+”有效促進電子商務與傳統產業融合發展，推動電子商務進一步創新改革。

參考文獻：

1.陳傲，孫兆剛.基于電子商務的供應鏈合作伙伴評價體系研究[J].科技管理研究，2006，26（9）

2.黃海標，李軍.基于電子商務的供應鏈戰略聯盟績效評價[J].商業研究，2008（5）

3.莊小將，吳波虹.知識溢出與供應鏈電子商務企業核心競爭力研究[J].江蘇商論，2010（3）

4.孔令夷.供應鏈電子商務協同管理研究進展[J].生態經濟，2013（7）

5.高翔，賈亮亭.基于結構方程模型的企業跨境電子商務供應鏈風險研究——以上海、廣州、青島等地167家跨境電商企業為例[J].上海經濟研究，2016（5）

6.冀芳，張夏恒.電子商務模式劃分新視角——基于交易主體空間位置[J].中國流通經濟，2016，30（4）

7.張麗娟. 跨境電子商務客戶體驗影響因素實證分析——消費者特征角度[J].國際商務（對外經濟貿易大學學報），2015（3）

8.呂健.中國對外貿易增長分化：基于經濟結構和人口紅利的解釋[J].國際貿易問題，2014（1）

9.鄭學黨，莊芮.中美高新技術產品貿易增長因素研究——基于修正的CMS模型分析[J].科學學研究，2015，33（5）

10.曹曉蕾.中國對外貿易增長放緩問題研究[J].世界經濟與政治論壇，2016（1）