計量經(jīng)濟學(xué)課程論文之電子商務(wù)

XII我國電子商務(wù)發(fā)展影響因素的計量分析摘要：我國的電子商務(wù)概念產(chǎn)生于1995年，隨著電子商務(wù)的發(fā)展，2011年我國電子商務(wù)交易規(guī)模接近7萬億元，在GDP的所占比重已經(jīng)上升到13%；2007年至2010年，電子商務(wù)交易額年均增長均超過30%。到2011年底，我國網(wǎng)絡(luò)購物用戶規(guī)模達到1.94億人，網(wǎng)絡(luò)零售總額已經(jīng)超過7500億元，在社會消費品零售總額中所占比例超過4%，有效地促進了消費增長。馬云認(rèn)為電子商務(wù)市場的發(fā)展，取決于以下五個因素：一是誠信體系的建立，如果沒有基本的誠信，所謂的電子商務(wù)就只能停留在信息流上。二是要建立電子交易市場平臺的概念，比如阿里巴巴。三是完善搜索引擎這一電子商務(wù)的關(guān)鍵工具。四是支付體系在手段上要有大膽突破。五是電子商務(wù)未來3年在軟件上必須取得突破，以實現(xiàn)電子商務(wù)在支付和物流上的重大突破。關(guān)鍵字：電子商務(wù)實證分析人均可支配收入

目錄一、引言： 3二、相關(guān)人物及理論分析： 3三、實證分析： 4（一）相關(guān)數(shù)據(jù) 4（二）模型設(shè)定及回歸 6四、模型檢驗 6（一）經(jīng)濟學(xué)檢驗 6（二）統(tǒng)計學(xué)檢驗 7（三）計量經(jīng)濟學(xué)檢驗 74.3.1多重共線性檢驗及修正 74.3.2異方差檢驗及修正 84.3.3自相關(guān)檢驗及修正 9（四）結(jié)果 11五、結(jié)論與分析： 11六、參考文獻 12

一、引言：我國的電子商務(wù)概念產(chǎn)生于1995年，隨著電子商務(wù)的發(fā)展，2011年我國電子商務(wù)交易規(guī)模接近7萬億元，在GDP的所占比重已經(jīng)上升到13%數(shù)據(jù)來自億邦動力/20120305/41492.shtml；2007年至2010年，電子商務(wù)交易額年均增長均超過30%。到2011年底，我國網(wǎng)絡(luò)購物用戶規(guī)模達到1.94億人，網(wǎng)絡(luò)零售總額已經(jīng)超過7500億元，在社會消費品零售總額中所占比例超過數(shù)據(jù)來自億邦動力/20120305/41492.shtml以淘寶網(wǎng)為例，如圖在05—11年短短7年中銷售額翻了幾番，電子商務(wù)的發(fā)展是越來越快，尤其是最近幾年。有分析稱，電子商務(wù)的規(guī)模將在2012年達到12.7億數(shù)據(jù)來自艾瑞咨詢數(shù)據(jù)來自艾瑞咨詢圖1.1數(shù)據(jù)來自新華網(wǎng)和億邦動力網(wǎng)本文立足于我國電子商務(wù)交易總額，基于2000-2011年的數(shù)據(jù)，利用Eviews軟件工具，通過實證分析研究對電子商務(wù)產(chǎn)生影響的定量因素，研究討論我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、網(wǎng)絡(luò)普及率、物流業(yè)增加值對我國電子商務(wù)規(guī)模的影響。二、相關(guān)人物及理論分析：（一）相關(guān)人物馬云：認(rèn)為電子商務(wù)市場的發(fā)展，取決于以下五個因素：一是誠信體系的建立，如果沒有基本的誠信，所謂的電子商務(wù)就只能停留在信息流上。二是要建立電子交易市場平臺的概念，比如阿里巴巴。三是完善搜索引擎這一電子商務(wù)的關(guān)鍵工具。四是支付體系在手段上要有大膽突破。五是電子商務(wù)未來3年在軟件上必須取得突破，以實現(xiàn)電子商務(wù)在支付和物流上的重大突破。劉強東：（京東商城的董事長）認(rèn)為電子商務(wù)最大的瓶頸是誠信危機。在現(xiàn)在的大好時機下如果能將“中國制造”和電子商務(wù)做一個很好的結(jié)合，就可能讓國內(nèi)龐大的傳統(tǒng)制造業(yè)得到二次轉(zhuǎn)型。李小龍：認(rèn)為影響我國電子商務(wù)體系是本身的因素如：我國網(wǎng)絡(luò)建設(shè)情況，網(wǎng)絡(luò)安全問題，網(wǎng)上支付，電子商務(wù)法律等這些因素的任何一個方面除了漏洞都會造成人們對電子商務(wù)缺乏信心，造成信用危機。柴躍廷.：認(rèn)為影響當(dāng)今中國電子商務(wù)發(fā)展的四個因素是網(wǎng)絡(luò)建設(shè)狀況、電子支付手段、物流配送體系、企業(yè)信息化水平。（二）、理論分析企業(yè)可以通過電子商務(wù)進行相互連接，進行數(shù)據(jù)傳輸，共享等節(jié)省大筆資金，而消費者也能從網(wǎng)購中，電子商務(wù)的各種方便中享受到便捷與迅速。結(jié)合各位研究者的綜合概括，影響電子商務(wù)的因素主要有收入、網(wǎng)絡(luò)發(fā)展情況、安全情況、和物流發(fā)展情況。由于進行網(wǎng)購和電子商務(wù)的大多是處于經(jīng)濟較繁榮地區(qū)，所以本文采用了城鎮(zhèn)居民可支配收入來作為收入的定量分析因素。本文一共采用了三個因素來說明影響電子商務(wù)的定量因素：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、網(wǎng)絡(luò)普及率、物流業(yè)增加值。三、實證分析：（一）相關(guān)數(shù)據(jù)表3.1電子商務(wù)規(guī)模與其影響因素的數(shù)據(jù)年份電子商務(wù)規(guī)模Y（億元）城鎮(zhèn)居民人均可支配X1（元）網(wǎng)絡(luò)普及率X2(%)物流業(yè)增加值X3（億元）2000824.662802.46887200112006859.63.37429200218097702.84.67927200334648472.26.29112200448009421.67.3107762005740010493.08.51227120061580011759.510.51443020072740013785.8161820020083150015780.822.62150920093600017174.728.92307820104700019109.434.32731020117000021810.038.332000數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒2011、國務(wù)院發(fā)展研究信息中心網(wǎng)（1）趨勢圖圖3.1電子商務(wù)與其影響因素的趨勢圖（2）描述性統(tǒng)計表3.2描述性統(tǒng)計X1X2X3Mean12387.4515.2416715910.75Median11126.259.50000013350.50Maximum21810.0038.3000032000.00Minimum6280.0002.4000006887.000Std.Dev.5119.21312.683888430.976Skewness0.4948270.7189170.609499Kurtosis1.9809642.0152242.088950Jarque-Bera1.0089251.5185761.157985Probability0.6038300.4680000.560463Observations121212（二）模型設(shè)定及回歸根據(jù)數(shù)據(jù)的特點和多次實證實驗，選擇了以下的半對數(shù)模型。DependentVariable:LNYMethod:LeastSquaresDate:12/15/12Time:21:50Sample:20002011Includedobservations:12VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-38.651512.868338-13.475230.0000LNX13.9830481.1869793.3556190.0100X2-0.0651510.008411-7.7463120.0001LNX31.2093290.9486401.2748020.2382R-squared0.996887Meandependentvar9.124210AdjustedR-squared0.995719S.D.dependentvar1.527760S.E.ofregression0.099961Akaikeinfocriterion-1.506880Sumsquaredresid0.079937Schwarzcriterion-1.345245Loglikelihood13.04128F-statistic853.8268Durbin-Watsonstat2.589959Prob(F-statistic)0.000000(2.868338)(1.186979)(0.008411)(0.948640)t=-13.475233.355619-7.7463121.274802=0.996887=0.995719F=853.8268df=8四、模型檢驗（一）經(jīng)濟學(xué)檢驗在假定說明在假定其他條件不變的情況下，人均可支配收入增加1%，電子商務(wù)規(guī)模模增加3.983048%，在假定其他條件不變的情況下，網(wǎng)絡(luò)普及率增加1%，電子商務(wù)減少0.065151%。在假定說明在假定其他條件不變的情況下，物流業(yè)增加值增加1%，電子商務(wù)規(guī)模模增加1.209329%。其中網(wǎng)絡(luò)普及率不符合符合經(jīng)濟學(xué)意義。（二）統(tǒng)計學(xué)檢驗（1）t檢驗在置信水平為0.5的情況下，的t值的絕對值分別為3.355619，-7.746312，1.274802。網(wǎng)絡(luò)普及率的t值不顯著。（2）F檢驗F=853.8268>F(3，8)=4.07F檢驗符合（3）擬合優(yōu)度=0.996887=0.995719模型擬合好。因為該模型=0.996887=0.995719可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗值為853.8268，明顯顯著，而t值卻有部分不顯著。這表明很可能存在嚴(yán)重的多重共線性。（三）計量經(jīng)濟學(xué)檢驗4.3.1多重共線性檢驗及修正多重共線性的檢驗LNX1LNX3X2LNX11.0000000.9981270.960484LNX30.9981271.0000000.961990X20.9604840.9619901.000000由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，確實存在嚴(yán)重多重共線性。修正多重共線性變量LNX1X2LNX3參數(shù)估計值3.6299070.1080552.817539t統(tǒng)計量19.140246.74313017.55033R20.9734290.8197220.9685550.9707720.8016940.965410其中加入LNX1的方程大，以LNX1為基礎(chǔ)，順次加入。變量LNX1X2LNX3LNX1,X25.557238(21.24041)-0.065093(-7.669551)0.995690LNX1,LNX34.243684(1.301141)-0.478507(-0.188541)0.967652由表得,當(dāng)再加入X2,時，X2的t值合格，但是符號相反。不符合經(jīng)濟學(xué)意義。當(dāng)加入LNX3時，t值不合格，不符合統(tǒng)計學(xué)學(xué)意義，所以X2，LNX3引起的嚴(yán)重多重共線性，應(yīng)剔除。得回歸結(jié)果：DependentVariable:LNYMethod:LeastSquaresDate:12/16/12Time:16:37Sample:20002011Includedobservations:12VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-24.800681.774041-13.979760.0000LNX13.6299070.18964819.140240.0000R-squared0.973429Meandependentvar9.124210AdjustedR-squared0.970772S.D.dependentvar1.527760S.E.ofregression0.261190Akaikeinfocriterion0.303873Sumsquaredresid0.682201Schwarzcriterion0.384691Loglikelihood0.176760F-statistic366.3486Durbin-Watsonstat0.579328Prob(F-statistic)0.000000所以模型應(yīng)該為(1.774041)(0.189648)t=-13.9797619.14024=0.973429=0.970772F=366.3486DW=0.5793284.3.2異方差檢驗及修正此處用WHITE檢驗法檢驗。WhiteHeteroskedasticityTest:F-statistic0.323399Probability0.731757Obs*R-squared0.804575Probability0.668789TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:12/16/12Time:16:00Sample:20002011Includedobservations:12VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-6.65539913.59292-0.4896220.6361LNX11.4027942.9079460.4824000.6410LNX1^2-0.0731180.155294-0.4708380.6490R-squared0.067048Meandependentvar0.056850AdjustedR-squared-0.140275S.D.dependentvar0.066939S.E.ofregression0.071480Akaikeinfocriterion-2.226486Sumsquaredresid0.045984Schwarzcriterion-2.105260Loglikelihood16.35892F-statistic0.323399Durbin-Watsonstat1.548013Prob(F-statistic)0.731757從表中可以看出nR2=0.804575，由white檢驗知，在a=0.05下，查自相關(guān)檢驗分布表得臨界值(2)=5.9915,LNX1，LNX1^2的t值不顯著，nR2=0.804575<(2)=5.9915,所以接受原假設(shè)，拒絕備擇假設(shè)，表明模型不存在異方差。4.3.3自相關(guān)檢驗及修正自相關(guān)檢驗先用圖示檢驗法檢驗。在eviews的處理下，和的散點圖如圖：由于大部分的點都落在一、三象限，推測可能存在著正自相關(guān)。為了更準(zhǔn)確，再采用DW檢驗。DW檢驗用于檢驗一階序列相關(guān)，較圖示法更為精準(zhǔn)。如果模型不存在一階序列相關(guān)，則認(rèn)為不存在高階序列相關(guān)。由回歸分析結(jié)果可知，該模型DW=0.579328在=0.05水平下，由于n=12，k=2，查表得=0.812，=1.579。由于DW<，模型的確存在著正自相關(guān)。自相關(guān)的修正為了解決自相關(guān)問題，選用科克倫-奧克特迭代法。首先得出殘差序列回歸方程：得廣義差分方程DependentVariable:LNY-0.699536*LNY(-1)Method:LeastSquaresDate:12/16/12Time:16:55Sample(adjusted):20012011Includedobservations:11afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-5.5709411.313929-4.2399110.0022LNX1-0.699536*LNX1(-1)2.9826360.4521326.5968270.0001R-squared0.828631Meandependentvar3.089751AdjustedR-squared0.809590S.D.dependentvar0.403226S.E.ofregression0.175952Akaikeinfocriterion-0.474245Sumsquaredresid0.278632Schwarzcriterion-0.401900Loglikelihood4.608348F-statistic43.51813Durbin-Watsonstat1.596866Prob(F-statistic)0.000100由表得回歸方程：Se=(1.313929)(0.452132)t=-4.2399116.596827=0.828631=0.809590F=43.51813df=9DW=1.596866其中，由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量減少了一個，為11個，DW=1.596866>，說明模型中已無自相關(guān)。同時R2，t，F(xiàn)統(tǒng)計量均達到理想水平。（四）結(jié)果該模型的最后結(jié)果是：Se=(1.313929)(0.452132)t=-4.2399116.596827=0.828631=0.809590F=43.51813df=9DW=1.596866其中，五、結(jié)論與分析：從回歸函數(shù)可以看出我國電子商務(wù)交易額受人均可支配收入影響較大，受網(wǎng)絡(luò)普及率和物流業(yè)增加值的影響較小，所以如果想繼續(xù)擴大電子商務(wù)規(guī)模，政府應(yīng)該努力提高人均可支配收入。出現(xiàn)此結(jié)果的原因：電子商務(wù)規(guī)模一般是由B2B,B2C,C2C三個構(gòu)架組成，通過一系列的數(shù)據(jù)分析如圖，其中B2B占了主要份額。而B2B是企業(yè)間的電子商務(wù)，一般不依靠第三方物流，也與網(wǎng)絡(luò)普及率的相關(guān)性很小，所以模型回歸的結(jié)果是電子商務(wù)的規(guī)模與城鎮(zhèn)人均可支配收入關(guān)系較為緊密，而與網(wǎng)絡(luò)普及率和物流業(yè)增加值相關(guān)性不大。

六、參考文獻[1]許書杰,周連秋.影響電子商務(wù)發(fā)展的因素及對策[J].中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)會計,2005,(0