互聯網滲透、物流效率與中國網絡零售發展
——基于VAR模型的脈沖分析與方差分解

李懷政

（浙江工商大學經濟學院，浙江杭州310018）

一、引言

現代零售業對國民經濟和社會發展具有較強的先導性，其發展水平和現代化程度對一國參與國際分工的廣度和深度影響越來越大。長期以來，發展較為遲緩的零售體系一直制約著我國由貿易大國向貿易強國轉型。近年來，隨著國內貿易流通體制改革的逐步深化、網絡強國戰略和“互聯網+”行動計劃付諸實施，我國網絡零售①逐漸呈現蓬勃發展勢頭，并將對零售業結構優化和傳統零售企業轉型升級產生深遠影響。2017年，我國網絡零售交易額達到71 751億元，較2016年同比增長39.17%，占社會消費品零售總額的19.6%。[1]從世界主要發達國家流通產業發展的經驗來看，網絡零售的可持續發展往往受制于互聯網滲透水平②和物流系統功能發揮程度。從這個方面來看，我國網絡零售發展正面臨嚴峻挑戰，一方面，現有互聯網滲透水平制約網絡零售縱深發展，網絡零售信息技術和零售管理水平亟待提升；另一方面，我國物流效率較低，物流成本占GDP比重遠遠超過歐洲、美國、日本等發達經濟體乃至世界平均水平（5%）。

事實上，自20世紀90年代中后期以來，企業對消費者（B2C）、消費者對消費者（C2C）等網絡零售業態的興起和發展就受到了經濟學界的廣泛關注。對相關文獻進行梳理可以發現，國內外有關網絡零售的學術觀點主要集中在以下三個方面：

一是互聯網所擁有的低搜尋成本、便利化、縮短地理距離等優勢促進了網絡零售的興起和發展。哈德斯蒂（Hardesty M）等[2]研究發現，對相同的貨物而言，消費者選擇網絡購物的原因是網上花費更低；斯蒂里歐（Stylianou A）等[3]對醫藥品線上線下的交易價格進行了實證比較分析，其結論顯示，消費者偏愛網絡購物的主要原因在于它的便利性；法希（Fahy C）[4]分析了傳統零售與網絡零售的差距，認為互聯網的嵌入推動了網絡零售的發展；雷薩巴赫什（Rezabakhsh B）等[5]認為，互聯網有助于打破信息不對稱的障礙，進而使消費者能夠快捷地與企業建立貿易聯系；霍爾塔蘇（Hortasu A）等[6]利用易趣網交易數據探討了網絡交易的地理格局，其結果顯示，地理距離影響交易，而網絡縮短了雙方之間的距離；尚卡爾（Shankar V）等[7]認為，移動通信設備和網絡技術與消費者聯系緊密，有利于消費者與零售商建立聯系；閆星宇[8]提出，信息網絡技術的消費自主性拉動了網絡零售商的出現；曹（Cao X）等[9]通過對互聯網用戶進行調查發現，在線搜索頻率的提高對網上購物有推動作用；萬琴[10]對影響中國網絡零售市場交易規模的十個因素進行了灰色關聯度分析，認為互聯網寬帶接入用戶數量是影響網絡零售發展的關鍵因子；杜丹清[11]的研究表明，互聯網背景下的電商企業可以憑借數據優勢實現快速擴張。

二是消費者偏好及企業行為選擇是影響網絡零售不可忽視的因素。科萊薩（Kolesar M）等[12]研究發現，消費者非常關注網絡零售服務是否及時、可靠和具有保障性，并重視通過相關服務體驗來評估服務質量；沃爾芬巴格（Wolfinbarger M）等[13]認為，網絡零售商服務質量影響消費者網絡購物情緒，進而導致交易額變化；李凱亮（Lee K）等[14]認為，消費者感知產品或服務風險的能力、網絡零售商運營環境是影響消費者網絡購物的主要因素；惲澤孫（Yun Z）等[15]的研究顯示，網絡零售企業改進網店布局及網站設計有利于收集網絡消費者信息，提高購物愉悅程度；廖子奇（Liao Z）等[16]基于對我國香港地區民眾的調查發現，有用性和便捷性對消費者選擇網絡購物具有積極影響；潘煜等[17]認為，消費者由于在網絡環境中不能獲得產品完全信息，加之擔心資金安全問題，進而對網絡零售商心存疑慮，故網絡零售商必須在提供服務的同時努力提高消費者網絡購物安全感；趙衛宏[18]認為，網絡零售中的顧客價值影響網絡零售商的店鋪構建；錢德拉什卡蘭（Chandrashekaran R）[19]分析了消費者如何評估線上線下價格及其選擇網絡購物的原因，其研究結果顯示，是否選擇網絡購物受到性別差異的影響；王國順等[20]認為，零售企業可以通過消費者信任來實現實體和網絡零售的協同發展。

三是網絡零售業發展亟待轉型升級、優化市場結構。張慶亮等[21]分析了網絡零售面臨的設施、技術、信用等問題，提出了推動網絡零售發展的相應解決策略；格雷瓦爾（Grewal D）等[22]認為，盡管網絡零售發展迅速，但仍然存在諸多薄弱環節，應從結構和功能上加以改善；張贊等[23]將網絡零售服務質量、誠信水平及網民規模引入霍特林（Hotelling）線性城市模型，其研究結論顯示，網絡零售商的進入增加了零售行業市場績效；張贊等[24]在對我國網絡零售產業組織進行SCP范式分析的基礎上指出，B2C交易規模較大，但市場績效不夠顯著；王國順等[25]提出，應提高傳統零售和網絡零售的資源共享率以促進二者協同發展；劉文綱等[26]提出，傳統零售企業向網絡零售轉型是大勢所趨，并建議傳統零售企業根據業態、所擁有資源及市場需求變動選擇協同發展模式；郭馨梅等[27]認為，應加速線上線下零售融合以打造便捷的網絡購物平臺；謝莉娟[28]認為，面對互聯網時代“脫媒”的沖擊，企業有必要對供應鏈進行逆向整合，通過流通環節分工調整與協同機制創新實現轉型升級。

綜上所述，學術界較多從互聯網優勢、消費者偏好、零售商行為等維度入手探討網絡零售相關業態的興起和變遷，相關研究成果對把握網絡零售發展動因具有重要參考價值，但較少關注互聯網滲透水平和物流效率對網絡零售的影響。此外，現有研究較多局限于對網絡購物現象的描述性或規范性分析，在深入研究網絡零售發展影響因素及相關機理方面仍然面臨諸多挑戰，如互聯網滲透、物流效率與網絡零售是否存在均衡關系，網絡零售對互聯網滲透水平和物流效率變動的響應哪個更敏感，互聯網滲透水平和物流效率變動對網絡零售發展的貢獻哪個更大？鑒于此，本文嘗試從理論和實證角度著手分析互聯網滲透水平、物流效率對網絡零售發展的影響和作用。

二、網絡零售企業交易成本生成機理及決定因素的理論分析

（一）基本假設

假設1：互聯網信息承載量有限，網絡零售企業在運營過程中會形成引致網絡擁堵的商業垃圾信息及違約服務等非期望產出。

假設2：網絡零售企業行為選擇與電子商務稅率和商業垃圾信息供給權交易價格③相關，而且電子商務稅率和商業垃圾信息供給權價格越高，網絡零售企業遵從互聯網產業規制的意愿越低。

假設3：網絡零售企業接受互聯網產業規制的意愿與政府監管力度正相關，且不存在固定罰款。

假設4：網絡零售企業治理商業垃圾信息及服務技術水平不變，不存在商業技術進步。

假設5：征收電子商務稅的信息是完全的，互聯網交易市場是完全競爭的。

（二）網絡零售企業交易成本生成機理

假定一個經濟體中網絡零售企業i（i∈n）的商業垃圾信息量為為嚴格的互聯網產業規制下的網絡零售企業垃圾信息量，為寬松的互聯網產業規制下的網絡零售企業垃圾信息量。假設網絡零售企業i的商業垃圾信息治理成本cri和違約服務成本cdi是商業垃圾信息量ei的函數，即有；商業垃圾信息供給權價格為pe；所有網絡零售企業商業垃圾信息總量為EΦ，政府管理部門分配給眾多網絡零售企業的商業垃圾信息產生總量HΦ≤EΦ；網絡零售企業i所擁有的商業垃圾信息供給權數量為hi，其中網絡零售企業i從政府獲得的初始商業垃圾信息供給權數量為≥0，hi≥0，當≥hi時，網絡零售企業i可以出售商業垃圾信息供給權，反之則意味著網絡零售企業i需要從其他網絡零售企業處購買新的商業垃圾信息供給權（數量為hi-），購買成本為pe×（hi-），此時網絡零售企業接受互聯網產業規制的意愿存在顯著的不確定性。

如果互聯網產業規制較為嚴格，網絡零售企業i嚴格遵照網絡交易規則產生的垃圾信息量就會小于或等于其商業垃圾信息供給權的擁有量④，即ei≤hi。否則，就意味著網絡零售企業i可能會選擇采取銷售假冒偽劣商品等機會主義行為，設違規經營所導致的商業垃圾信息量為wi，則wi=ei-hi≥0。政府或規制者一旦發現網絡零售企業i有機會主義或敗德行為傾向，就會對企業進行相應的懲罰或沒收相關財產，由于我們假定不存在固定罰款，則其罰款函數為 （fiwi），與wi正相關，即f（′w）≥0。引入外生變量，即政府監管水ii平λ，此時網絡零售企業面臨的懲罰函數為λf（iwi）。因此，當網絡零售企業傾向于接受互聯網產業規制時，網絡零售企業的交易成本主要包括商業垃圾信息治理成本、違約成本、購買商業垃圾信息供給權（網絡內容）的成本和受政府罰款的成本。

（三）網絡零售企業交易成本最優化及其決定因素

基于前文所述以及網絡零售企業交易成本結構，互聯網產業規制下網絡零售企業i需要進行決策的變量主要是商業垃圾信息量ei及其所擁有的商業垃圾信息供給權數量hi。考慮到網絡零售企業i交易成本的最優化問題，首先建立成本最小化函數：

運用以拉格朗日法求極值的方法構建如下拉格朗日函數：

其中，α≥0，β≥0。

假設式（1）中的目標函數是嚴格凸的，而且不等式的約束條件是線性的，其庫恩—塔克一階條件為：

由于ei≥0、hi≥0，故β=0、α=0。進一步將式（4）、式（5）兩邊相加可以得到：

這就意味著，網絡零售企業的行為決策僅與商業垃圾信息供給權交易價格pe有關，而與政府監管水平和策略無關。考慮到β=0，由式（5）可知，pe=λf'i（wi）。該等式暗含的經濟學邏輯為，網絡零售企業遵照互聯網產業規制的臨界點是商業垃圾信息供給權的價格pe等于邊際罰款的金額。同時，不難發現，政府監管水平λ=pe/f'i（wi）。如果將違規經營造成的垃圾信息量wi為零視為企業違規的臨界點，那么網絡零售企業接受互聯網產業規制的均衡條件為λ=pe/f'i（0）。進而，可以看出，當λ≥pe/f'i（0）時，接受互聯網產業規制是網絡零售企業最優的行為選擇；當λ≤pe/f'i（0）時，網絡零售企業傾向于選擇違規經營，且其最優的商業垃圾信息產生量=∫f（pe/λ）。

基于上述邏輯，不難發現，如果不考慮政府監管和零售策略的差異，影響網絡零售發展的根本動因在于網絡內容服務（ICP）許可證交易價格，而該許可證市場價格的高低通常取決于平臺經濟發展階段、信息技術（IT）產業發達程度、互聯網滲透水平、物流效率、需求水平、消費者偏好等多重因素，其中互聯網滲透水平和物流效率至關重要。

三、模型、變量與數據

（一）常數替代彈性（CES）生產函數的一般形式

阿羅（Arrow K J）等[29]提出的CES生產函數的基本形式為：

其中，Y表示總產出，A（A＞0）為效率系數，K、L分別表示資本和勞動力投入，λ為資本K的份額參數，且滿足λ∈（0，1），ρ為要素替代彈性參數。

對式（9）兩邊取對數并進行泰勒級數展開，整理后得到式（10）：

由此可見，轉換后的CES生產函數會根據ρ值的不同而表現出不同的性質，與CD函數相比，其擬合能力更強且更符合實際情況。

（二）二級四要素CES生產函數的構建

克萊因（Klein L）等[30]曾在CES生產函數的基礎上將人力要素分為白領和藍領工人兩個部分來研究IT投入對美國企業規模報酬的作用。這啟示我們，在研究網絡零售影響因素時，可將資本投入中促進互聯網滲透的技術資本和人力投入中改進物流效率的那一部分人力投入分離出來。由于本文側重研究互聯網滲透水平和物流效率對網絡零售的作用，同時鑒于王貽志等[31]在采用二級四要素模型和兩個二級三要素模型分析研發（R&D）投入產出效應時的作用差異，本文擬構建如下二級四要素模型：

其中，Y為被解釋變量，表示網絡零售總額；KI、KE為解釋變量，表示促進互聯網滲透的技術資本投入和其他資本投入；LI、LE為解釋變量，表示改進物流效率的人力投入及其他人力投入；a、b分別是LE、KE的份額參數；m為規模報酬參數，當m＞1、m=1、m＜1時，分別表示所研究對象為規模報酬遞增、不變、遞減。

模型的第一層次為：

模型的第二層次分別為：

參考李子奈[32]的估計方法，將第二層次的模型式（13）和式（14）分別在ρ1、ρ2處進行泰勒展開，并代入第一層次的模型，即式（12）在ρ=0處的二級泰勒展開式，得到下式：

鑒于本文主要分析互聯網滲透水平和物流效率對網絡零售的影響，加之上式計算的復雜性以及多重共線性的影響，省略方程中與KE、LE有關的項以及交互項和高階項。初步得到如下方程：

式（16）中，ε為隨機擾動項。通過變量替換，式（16）可表示為：

（三）數據與變量說明

在數據選擇方面，實證研究涉及網絡零售總額、互聯網滲透指數、物流強度⑤三個時間序列變量，分別記為ORS、IPI、LOD，其中ORS為被解釋變量，IPI、LOD為解釋變量。鑒于直接衡量我國互聯網滲透水平和物流效率的統計指標十分缺乏，本文選取網絡零售交易額（億元）來表征網絡零售發展規模（ORS），基于互聯網普及率（%）、光纜線路長度（千米）、IPv4地址數（萬個）、人均國民收入（元）、普通高校在校學生數（萬人）進行因子分析，進而根據因子得分提取一個主成分，構建互聯網滲透指數（IPI），用人均國民收入（元）與貨物周轉量（噸公里）之比的倒數表征物流強度（LOD）。

需要說明的是，研究樣本僅限于2001—2016年中國網絡零售交易額，該數據來自歷年《中國電子商務市場數據監測報告》⑥，其他數據均來自歷年《中國統計年鑒》。除此之外，在構建模型時，為消除時間序列劇烈波動和異方差的影響，本文分別對三個變量取對數，并記為lnORS、lnIPI、lnLOD。

四、實證分析

（一）VAR模型構建與檢驗

向量自回歸（Vector Autoregression，VAR）模型⑦與以經濟理論為基礎的結構化模型相比，不僅可以有力揭示變量間變化規律，而且便于研究隨機擾動項對多變量自回歸系統的動態影響，因此可以預測和考察經濟指標間的互動關系。

1.變量平穩性檢驗

通常情況下，確保每一個變量的平穩性是進行VAR模型估計的基礎，加之脈沖函數的檢驗結果要求在誤差向量為白噪聲序列向量的前提下進行，故首先對本文各時間序列變量進行平穩性檢驗。一般而言，通常用單位根來檢驗序列的平穩性，故選用較為常用的ADF檢驗對變量lnORS、lnIPI、lnLOD的平穩性進行考察。結果參見表1。不難發現，三個原序列變量在1%和5%的水平上均不平穩，因而有必要對其進行一階差分后再進行ADF檢驗。結果表明，在1%的顯著性水平上，一階差分變量lnORS、lnIPI、lnLOD均通過了平穩性檢驗，故所有變量均為一階單整，即I（1）。

2.因果關系檢驗

單位根檢驗驗證了變量的平穩性，但具體方向上的因果關系尚不明確。為進一步了解變量間相互影響機制，需要在建立模型之前對變量進行格蘭杰因果檢驗。結果參見表2。

由表2可以發現，在5%的顯著性水平下，lnIPI是lnORS的格蘭杰原因，表明互聯網滲透水平對網絡零售發展具有促進作用；在相同的顯著性水平下，lnORS是lnLOD的格蘭杰原因，說明網絡零售的發展帶動了物流效率的提升，但lnLOD不是lnORS的格蘭杰原因，這與我們的預期相反。究其原因，主要有三點：一是格蘭杰因果檢驗重在考察一個變量是否對另外一個變量具有預測能力；二是相關數據的可得性可能弱化了檢驗結果；三是我國電子商務物流發展相對滯緩，導致其格蘭杰因果關系尚未顯現。

3.VAR模型最優滯后期確定

為保持滯后期與自由度間均衡，使模型具有良好解釋能力，本文應用Stata14.0軟件，在考慮五種常用信息準則、VAR模型擬合度（R2=0.993 3）、擾動項是否為白噪聲、殘差是否服從正態分布等因素的基礎上，將VAR模型的最優滯后期確定為1。具體參見表3。

4.VAR模型的建立和穩定性檢驗

基于上述變量單位根檢驗、因果關系檢驗以及模型滯后期的確定，同時考慮到對式（17）進行變量置換，建立VAR模型如下：

式（18）中，Y表示網絡零售總額，α、β分別表示互聯網滲透水平和物流強度對網絡零售總額的影響程度，ε為誤差項。

根據Stata14.0軟件對VAR模型的參數估計值，可以得到以下三個方程式：

表1 時間序列單位根檢驗結果

表2 格蘭杰因果關系檢驗結果

需要說明的是，該VAR模型全部根的倒數的模均小于1，即所有根的倒數均落在單位圓內（如圖1所示）。很顯然，滯后一階的模型擬合度較高且比較穩定。

（二）協整檢驗分析

多數情況下，一般采用差分方法使非平穩時間序列平穩，但差分后的序列有時會降低模型的解釋力，使之失去原有的經濟意義。對此通常采用恩格爾（Engle R F）和格蘭杰（Granger C J）提出的協整理論方法予以解決，本文亦采用該方法進行協整分析。檢驗結果參見表4。

協整檢驗結果表明，在5%的顯著性水平上，約翰森（Johansen）檢驗拒絕了r≤0的原假設（r表示協整關系的個數），卻接受了協整個數至多為1的假設，說明LnORS、LnIPI、LnLOD三個變量之間存在長期穩定的均衡關系。具體標準化協整方程系數參見表5。

由表5可以得到協整方程：

由式（22）可以看出，長期來講，互聯網滲透指數每上升一個百分點，網絡零售總額就會擴大3.913 706%；物流強度每降低一個百分點，即物流效率每提高一個百分點，網絡零售總額就會擴大2.145 852%。

（三）脈沖響應與方差分解

1.脈沖響應函數分析

為更好地研究lnORS、lnIPI、lnLOD之間的動態關系，需要在原有的VAR模型基礎之上利用脈沖響應函數來解釋變量之間的相互影響和受沖擊程度。圖2、圖3清晰地反映出了lnIPI、lnLOD所受到的一個正的標準差新息沖擊給lnORS帶來的脈沖響應路徑。其中，圖2表明，無論是短期內還是長期內，互聯網滲透指數對網絡零售總額都有正向影響，且短期內沖擊更為明顯。在第1期時，互聯網滲透指數受到外部條件沖擊后，網絡零售總額沒有反應，第2期則明顯提升0.100 4%，且前4期內均有緩慢提高，直至達到最大值0.119 0%，之后各期呈緩慢下降趨勢。圖3顯示，當物流強度受到外部條件沖擊后，網絡零售總額第1期尚無反應，第2期顯著提升0.021 4%，后期勢頭不斷增強達到最高，而后逐期弱化。

進一步比較我國網絡零售總額對互聯網滲透指數和物流強度的脈沖響應路徑可以發現，一方面，無論是互聯網滲透指數還是物流效率都會將之受到的沖擊傳遞至網絡零售發展總額，且產生較為正面的促進作用；另一方面，網絡零售總額對互聯網滲透指數的脈沖響應更加敏感。

2.方差分解

圖1 VAR模型平穩性檢驗結果（伴隨矩陣的根）

表4 協整檢驗結果

表5 標準化協整方程系數表

方差分解是根據分解系統中不同內生變量貢獻的差異，對各變量的重要程度進行評價。本文構建的VAR模型方差分解結果（具體參見表6）顯示，我國網絡零售發展規模除受來自自身的沖擊外，互聯網滲透指數變動的貢獻率在第2期達到了16.378 7%，即我國網絡零售發展水平預測方差的16.378 7%可由互聯網滲透水平變動解釋，且第2期之后各期的貢獻率有逐漸上升趨勢，第9期之后增幅開始下降；物流強度變動的貢獻率在第2期僅為0.7437%，即我國網絡零售發展水平預測方差的0.743 7%可由物流強度水平變動解釋，之后幾期均保持較為穩定的增長，但自第4期開始呈現出微弱下降趨勢，這也進一步驗證了上文提到的物流效率滯后于網絡零售發展的猜想。相比較而言，互聯網滲透水平變動的貢獻率遠遠超過物流效率變動的貢獻率，即前者對我國網絡零售發展水平的影響遠遠大于后者。

圖2 lnORS對lnIPI的脈沖響應

圖3 lnORS對lnLOD的脈沖響應

表6 lnORS變量方差分解

五、結論與政策啟示

（一）研究結論

其一，從長期來看，我國網絡零售發展與互聯網滲透水平、物流效率之間存在較為穩定的均衡關系。互聯網滲透水平的提高顯著促進了網絡零售的增長，而物流效率對網絡零售發展的積極影響尚未充分顯現。因此，為推動我國網絡零售可持續發展，不僅需要提高互聯網滲透水平，提高物流效率也是非常有必要的。

其二，從動態影響角度看，無論是互聯網滲透水平還是物流效率，都會將之所受到的外部沖擊傳遞到網絡零售系統，進而產生積極的促進作用。但是，網絡零售的發展對互聯網滲透水平的脈沖響應較之物流效率更加敏感。

其三，互聯網滲透水平的貢獻率遠遠超過物流效率的貢獻率，前者對網絡零售發展的影響較之后者更為顯著。從目前來看，互聯網滲透水平是推動網絡零售發展的重要因素，電子商務物流的發展仍有巨大空間。

（二）政策啟示

一要進一步加強零售網絡基礎設施建設。電子商務的可持續發展必須以優越的網絡條件為基礎，伴隨著網絡通信技術的進步，我國電子商務交易規模不斷擴大，第三方支付比重大幅提升，網絡零售呈現出良好發展勢頭，但與流通強國相比，我國網絡基礎設施條件仍然存在較大差距。比如，2004年我國互聯網寬帶服務商達到2.3個/千萬人，相當于當年高收入國家的0.08%，2015年該指標上升到101個/千萬人，與2004年自身規模相比增加了42.91倍，但仍然僅僅相當于高收入國家的0.85%。不難看出，盡管我國互聯網基礎設施發展水平已經顯著提高，但在國際上依然處于劣勢地位。從長期來看，一方面，我國有必要繼續加大互聯網基礎設施建設投入，提高網絡傳輸效率，提升網絡服務水平；另一方面，要繼續加強對信息技術產業的支持，努力健全與網絡零售相關的互聯網基礎設施開發體系，大力降低交易成本，改善交易效率，提高零售服務國際競爭力。

二要進一步提高互聯網滲透率和網絡零售技術研發水平。一般而言，網絡滲透率越高，網絡零售發展前景越廣闊。2004—2015年，我國互聯網用戶數量年均增長率達到20.06%，高于世界平均水平和中高收入國家水平。目前，我國互聯網用戶絕對規模已經位居世界前列，但相對規模水平不高，與高收入國家相比仍然存在一定差距。2004年，我國互聯網用戶相對規模為72.53個/千人，相當于同年高收入國家水平的13.21%；2015年，這一指標擴大到了503個/千人，與2004年自身的規模相比增加了5.94倍，相當于高收入國家水平的62.08%。上述數據顯示，我國互聯網普及率正在大幅提高，但網絡零售優勢的充分發揮并不僅僅取決于網絡普及水平，更取決于互聯網滲透水平。當務之急，我國必須努力挖掘互聯網潛力，提升互聯網滲透水平，優化網絡零售消費結構，提高網絡零售消費質量。此外，政府部門還應從安全認證、數據監測、電子支付、物流追蹤等多個層面入手引導并鼓勵企業以市場需求為導向加強網絡零售技術自主創新，促進網絡零售可持續發展。

三要加快完善電子商務物流與配送體系，逐步提高網絡零售績效。相關經驗表明，網絡零售的健康發展必須基于較為發達的交通運輸體系和高效的物流配送系統。1997—2015年，我國公路、高速公路、鐵路、電氣化鐵路及鐵路無縫線路里程逐年大幅攀升，特別是高速公路超速發展。1997年，我國高速公路里程僅為0.48萬千米，2015年達到12.35萬千米，相當于1997年的25.73倍。毋庸置疑，公路和鐵路運輸基礎環境的改善為物流配送注入了巨大活力。近年來，我國網絡零售交易規模的擴大不僅源于網絡信息技術的風口效應，而且受益于逐步改進的交通運輸條件。此外，現代電子商務和網絡零售的持續發展也離不開高效的物流配送系統。目前，我國電子商務物流成本相對較高，物流效率呈緩慢提升態勢，其年均增長率僅為1.48%。總體而言，我國網絡零售發展的支撐環境日益改善，龐大的消費需求蘊涵著巨大的網絡零售發展潛力，但物流效率在一定程度上制約著網絡零售的可持續發展。因此，各級政府和物流管理部門有必要強化網絡零售規制，優化網絡零售營商環境，提高網絡零售供應鏈集成水平，合理應用區塊鏈技術深入挖掘互聯網和物聯網潛能，推動網絡零售物流體系向網絡化、數字化、智慧化、智能化方向健康發展。

四要逐步優化網絡零售規制體系及相關制度安排。互聯網交易的虛擬性、交互性可能會衍生信用風險、網絡風險、道德風險，從而擾亂商品流通市場秩序，惡化市場競爭結構，導致交易成本大幅增加，給監管部門帶來一定的困擾。因此，政府部門和相關機構必須結合國情盡快完善網絡零售規制體系，營造良好網絡交易環境。首先，要構建一套適應網絡零售發展，涵蓋網絡信息安全、金融監管、稅收監管、電子支付、知識產權保護、貿易爭端等內容的法制體系，規范網絡零售商及利益相關者行為；其次，要在加強國內網絡零售規制的同時，積極鼓勵開展國際間互聯網交易機制磋商與合作，占據跨境電子商務規則制高點，謀求數字貿易話語權，力爭為我國網絡零售商嵌入全球價值鏈和全球供應網絡奠定堅實基礎，提供有力保障。

注釋：

①網絡零售是以信息技術為基礎、以互聯網為媒介的商品或服務的零星交易活動或分銷模式，目前主要涵蓋B2C和C2C兩種形式。

②筆者構建了互聯網滲透指數（IPI），用以表征互聯網滲透水平，指互聯網滲透于社會經濟生活的廣度和深度。該指標有別于互聯網滲透率（Internet Population Penetration）。有文獻將互聯網滲透率稱為互聯網普及率或互聯網覆蓋率，一般用互聯網網民數量與總人口數量之比來表示，此概念較早出現于20世紀90年代中后期擁有“互聯網女皇”之稱的瑪麗·米克爾（Mary Meeker）主持發布的互聯網趨勢報告。

③商業垃圾信息供給權交易實質上是網絡內容服務（ICP）許可證（牌照）交易。

④一般情況下，為規避處罰，電子商務企業總是力求使自身商業垃圾信息數量小于或者等于自身所擁有的商業垃圾信息供給權數量。

⑤物流強度亦稱物流密集度，是衡量物流效率的重要經濟指標，物流強度越大，物流效率越低。該指標由筆者構建，以貨物周轉量和交通運輸倉儲及郵電業增加值的商來表示。

⑥此報告由中國電子商務研究中心發布。中國電子商務研究中心重點跟蹤、研究并服務于泛電商行業，其目標在于進一步深化和擴展電子商務研究。

⑦VAR模型旨在將時間序列系統中的每一個內生變量視為所有內生變量滯后值的函數，其基準形式通常為。其中，y為時間序列變量，k為滯后階數，t為樣本個數，ai為k×k維系數矩陣，ut為k維擾動列向量。

⑧式（22）中的ecm代表均衡誤差。