網(wǎng)絡零售市場發(fā)展對我國商貿流通業(yè)影響實證研究

吳兆吉吉

中圖分類號：F724? ?文獻標識碼：A

內容摘要：網(wǎng)絡零售市場是商貿流通業(yè)與互聯(lián)網(wǎng)深度融合的產(chǎn)物，它的發(fā)展必然對商貿流通業(yè)產(chǎn)生一定影響。本文從我國網(wǎng)絡零售市場發(fā)展現(xiàn)狀入手，基于網(wǎng)絡零售市場以及商貿流通業(yè)相關數(shù)據(jù)，采用定量分析的方法探究網(wǎng)絡零售市場發(fā)展對商貿流通業(yè)的影響。研究表明：我國商貿流通業(yè)產(chǎn)值與網(wǎng)絡零售市場、網(wǎng)購人次之間均為正相關關系，其中網(wǎng)購人次對商貿流通業(yè)的影響系數(shù)較大;網(wǎng)絡零售市場規(guī)模擴大與商貿流通業(yè)產(chǎn)值提升之間互為格蘭杰因果關系，而網(wǎng)購人次的增長是商貿流通業(yè)產(chǎn)值增長的格蘭杰原因;商貿流通業(yè)對網(wǎng)絡零售市場的脈沖響應程度在前中期較弱，但是后期迅速增長，商貿流通業(yè)對網(wǎng)購人次的脈沖響應程度呈波動上升趨勢。

關鍵詞：網(wǎng)絡零售市場? ?商貿流通業(yè)? ?社會商品零售總額? ?實證分析

相關研究概述

隨著居民人均可支配收入水平的增長，居民的個人消費能力也有了顯著提升，伴隨著居民消費水平的上升，居民對消費方式多樣性以及消費產(chǎn)品差異化的要求日趨提升。網(wǎng)絡零售市場是商貿流通業(yè)與互聯(lián)網(wǎng)深度融合的產(chǎn)物，它的出現(xiàn)為廣大居民提供了新的消費模式，因而深受廣大消費者喜愛（楊守德等，2018）。2017年我國網(wǎng)購人次達到5.6億人次，網(wǎng)絡交易規(guī)模達到了71575億元，這說明我國網(wǎng)絡零售市場發(fā)展迅速，已經(jīng)達到了較大規(guī)模（楊守德等，2017）。網(wǎng)絡零售市場是商貿流通業(yè)的轉型升級，它的發(fā)展必然會對我國商貿流通業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生深遠影響。趙東明等（2013）基于我國網(wǎng)絡零售市場交易規(guī)模和社會零售商品交易總額探究網(wǎng)絡零售市場對我國商貿流通業(yè)的影響，研究表明網(wǎng)絡零售市場的發(fā)展對我國商貿流通業(yè)發(fā)展具有一定的促進作用。由于他使用的數(shù)據(jù)跨度較小，得到的結論并不能準確地反映事實情況。李冰等（2017）認為我國正處于消費升級時期，網(wǎng)絡零售市場的出現(xiàn)和發(fā)展?jié)M足了居民對消費方式變革的需求，因而對居民消費具有一定的帶動作用，由此帶動了我國商貿流通業(yè)的發(fā)展，說明了網(wǎng)絡零售市場發(fā)展對商貿流通業(yè)的影響機制。趙海亮（2017）探究了實體商貿流通業(yè)與網(wǎng)絡零售業(yè)之間的關系，認為我國網(wǎng)絡零售市場的發(fā)展帶動了商貿流通業(yè)的發(fā)展，但同時也對實體商貿流通業(yè)形成了一定的“擠出效應”，導致實體商貿流通業(yè)增長速度下滑。與趙海亮的研究類似，周敏（2017）也探究了網(wǎng)絡零售市場對實體商貿流通業(yè)的影響，認為網(wǎng)絡零售市場憑借低成本、高效率獲得消費者的喜愛，它的發(fā)展對我國實體商貿流通業(yè)轉型升級具有一定的促進作用。楊守德等（2018）認為我國網(wǎng)絡零售業(yè)正處于深刻變革之中，它的發(fā)展不僅可以帶動我國商貿流通業(yè)的發(fā)展而且對于我國經(jīng)濟發(fā)展水平的提升也具有正向推動作用。

通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，學者們有關網(wǎng)絡零售市場和商貿流通業(yè)的研究主要采用定性分析的方法，定量分析較少。本文從我國網(wǎng)絡零售市場發(fā)展現(xiàn)狀入手，基于我國網(wǎng)絡零售市場以及商貿流通業(yè)相關數(shù)據(jù)，采用定量分析的方法探究網(wǎng)絡零售市場發(fā)展對我國商貿流通業(yè)的影響，以期能夠彌補以往研究的不足，為后來學者的研究提供借鑒參考。

我國網(wǎng)絡零售市場發(fā)展現(xiàn)狀

第一，我國網(wǎng)絡零售市場發(fā)展迅速，規(guī)模逐漸壯大。具體數(shù)據(jù)如圖1所示，左側縱軸表示我國網(wǎng)絡零售市場交易規(guī)模，右側表示網(wǎng)絡零售市場交易規(guī)模年度增長率。2011年我國網(wǎng)絡零售市場交易規(guī)模僅為7816億元，但是增長速度較快，達到了36.32%，2012年總量已經(jīng)達到了13110億元，2013年進一步擴大到18636億元，增長速率為42.15%;2014年我國網(wǎng)絡零售市場迅猛發(fā)展，增長速度為79.7%，突破2萬億元;此后我國網(wǎng)絡零售市場交易規(guī)模增長速率有所下滑，但是增長總量依然可觀，2015年達到3.8萬億，2016年突破5萬億，2017年達到71575億元。可以說，我國網(wǎng)絡零售市場已經(jīng)達到了較大規(guī)模（汪振杰等，2017）。

第二，我國網(wǎng)購人次不斷增多，具體情況如圖2所示。由圖2可知，我國參與網(wǎng)購的人次逐年增多 。2011年我國參與網(wǎng)購的人次為2.47億，2012年突破3億人次，增長速率為26.3%，此后我國網(wǎng)購人次分別于2014年突破4億人次，2015年達到5億人次，2017年為5.6億人次，7年間增長近2.27倍。此外，我國網(wǎng)購人次增長速率從2012年以后逐漸下滑，2014年為21%，2015年降為9%，2016年為7%，2017年僅為5%。

第三，我國網(wǎng)絡零售市場發(fā)展也存在一些問題。如東、中、西部發(fā)展差距過大，城鄉(xiāng)之間發(fā)展差距較大;網(wǎng)絡零售市場產(chǎn)品質量參差不齊;政府對網(wǎng)絡零售市場的重視力度不夠，監(jiān)管力度不強等（常亮，2017）。

網(wǎng)絡零售市場發(fā)展對我國商貿流通業(yè)影響實證

（一）變量設置與數(shù)據(jù)來源

本文的研究主題是我國網(wǎng)絡零售市場發(fā)展對商貿流通業(yè)影響，首先需要確定網(wǎng)絡零售市場和商貿流通業(yè)的衡量指標。不同的學者使用了不同的指標進行衡量，有學者使用社會消費品零售總額度量商貿流通業(yè)發(fā)展狀況，但這一指標范圍過大，可能會導致計量分析出現(xiàn)較大誤差。也有學者根據(jù)商貿流通業(yè)的定義，將其涉及的行業(yè)產(chǎn)值進行加總得到商貿流通業(yè)產(chǎn)值，這種方式較為合理，可以精確地反映商貿流通業(yè)的發(fā)展狀況（吳紅，2014），所以本文使用這一指標衡量商貿流通業(yè)發(fā)展狀況，使用SM表示，為被解釋變量。網(wǎng)絡零售市場發(fā)展狀況，學者們最常使用的是網(wǎng)絡零售市場交易規(guī)模，當然也有學者選擇網(wǎng)購人次等指標（萬琴，2014），為了全面分析我國網(wǎng)絡零售市場狀況，本文對學者們使用的指標進行歸納，使用網(wǎng)購零售市場交易規(guī)模以及網(wǎng)購人次反映我國網(wǎng)絡零售市場發(fā)展狀況，分別使用WG和WR表示，二者均為為解釋變量。

本文選取的2000-2017年網(wǎng)絡零售市場交易規(guī)模以及網(wǎng)購人次數(shù)據(jù)來源于電子商務研究中心，而2000-2017年商貿流通業(yè)產(chǎn)值是筆者將住宿、餐飲、郵電等行業(yè)產(chǎn)值加總得到的，原始數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計總局。

3.VAR（3）結果。建立VAR（K）模型需要對VAR模型最佳滯后期K進行檢驗，得到最佳滯后期K，本文根據(jù)AIC和SC準則判斷本文所建立的VAR模型最佳滯后期為3期。由此，本文重新建立了VAR（3），具體結果如表2所示。

由表2可知：VAR（3）的結果進一步驗證了lnSM與lnWG、lnWR之間的長期均衡關系，小括號里為標準差，方括號為t值。但是，VAR模型并不能說明這些變量之間的具體關系是怎樣的。

4.格蘭杰因果關系檢驗。對lnSM、lnWG以及l(fā)nWR進行格蘭杰因果關系檢驗，結果如表3所示。由表3 lnSM、lnWG以及l(fā)nWR格蘭杰檢驗結果可知：lnSM不是lnWG的格蘭杰原因置信概率為0.0015，所以拒絕H0，lnSM是lnWG的格蘭杰原因;同理可知，lnWG是lnSM的格蘭杰原因，LnWR是lnSM的格蘭杰原因;而H3置信概率為0.3594，高于0.05，所以接受H3， lnSM不是lnWR的格蘭杰原因。綜上可知，lnSM與lnWG互為格蘭杰原因，而lnWR是lnSM的單向格蘭杰原因。

5.脈沖響應分析。lnSM對lnWG和lnWR的脈沖響應如圖3和圖4所示。由圖3可知，lnSM對lnWG前中期的脈沖響應較弱，基本趨于0，但是7-8期開始上升，8期以后快速上升，這與我國網(wǎng)絡零售市場的發(fā)展歷程基本相符。由圖4可知，lnSM對lnWR的脈沖響應呈波動上升的趨勢，在5期以后達到較大響應程度，說明我國網(wǎng)絡人數(shù)的增長對商貿流通業(yè)發(fā)展的影響較為顯著。

結論與建議

本得出以下結論：經(jīng)協(xié)整分析可知我國商貿流通業(yè)產(chǎn)值與網(wǎng)絡零售市場、網(wǎng)購人次之間均為正相關關系，其中網(wǎng)購人次對商貿流通業(yè)的影響系數(shù)較大，說明網(wǎng)購人次對我國商貿流通業(yè)產(chǎn)值的影響程度較深;VAR（3）進一步驗證了網(wǎng)購人次、網(wǎng)絡零售市場規(guī)模與我國商貿流通業(yè)產(chǎn)值之間存在長期均衡關系;格蘭杰因果關系檢驗說明我國網(wǎng)絡零售市場規(guī)模擴大與商貿流通業(yè)產(chǎn)值提升之間互為格蘭杰因果關系，而網(wǎng)購人次的增長是商貿流通業(yè)產(chǎn)值增長的格蘭杰原因;脈沖響應函數(shù)說明了我國商貿流通業(yè)對網(wǎng)絡零售市場的脈沖響應程度在前中期較弱，但是后期迅速增長，這與我國網(wǎng)絡零售市場起步晚、發(fā)展速度快的現(xiàn)狀相符，而商貿流通業(yè)對網(wǎng)購人次的脈沖響應程度呈波動上升趨勢。總體來說，我國網(wǎng)絡零售市場對商貿流通業(yè)的影響是深遠的，發(fā)展網(wǎng)絡零售市場能夠帶動我國商貿流通業(yè)的發(fā)展。

由此，本文提出如下政策建議：第一，大力發(fā)展網(wǎng)絡零售市場。網(wǎng)絡零售市場作為傳統(tǒng)商貿流通業(yè)與互聯(lián)網(wǎng)深度融合的產(chǎn)物，對我國商貿流通業(yè)的發(fā)展具有較大促進作用，為此，我國政府應該出臺相關政策鼓勵地方政府以及企業(yè)發(fā)展網(wǎng)絡零售市場（趙宇，2014）;做好網(wǎng)絡零售市場的監(jiān)管工作，規(guī)范我國從事網(wǎng)絡零售市場的企業(yè)行為，努力促進我國網(wǎng)絡零售市場“走出去”與國際接軌。第二，提升互聯(lián)網(wǎng)普及率。網(wǎng)絡零售市場的發(fā)展必然要依賴于互聯(lián)網(wǎng)設備，而當前我國互聯(lián)網(wǎng)普及率與發(fā)達國家相比仍有較大差距。所以，我國政府應該增加在網(wǎng)聯(lián)網(wǎng)設備方面的投資力度，增設局域網(wǎng)等互聯(lián)網(wǎng)設備，同時鼓勵發(fā)展互聯(lián)網(wǎng)設備企業(yè)。第三，注重居民消費觀念的引導。目前我國參與網(wǎng)購的居民數(shù)量在5.6億左右，與我國龐大人口基數(shù)相比，這一數(shù)據(jù)還有待提升，尤其是廣大農村地區(qū)居民參與網(wǎng)購的意愿不足（胡永銓等，2012）。所以，我國各級地方政府應該注重對居民意愿的引導，鼓勵農村居民參與網(wǎng)購，從而擴大我國網(wǎng)絡零售市場規(guī)模。

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