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      電子商務對中國經(jīng)濟增長因素的協(xié)整分析

      2021-09-27 16:31:30張婧
      現(xiàn)代營銷·理論 2021年6期
      關鍵詞:VAR模型電子商務

      張婧

      摘要:本論文為本人畢業(yè)論文研究方向的一部分補充內(nèi)容,側重于中國新媒體迅速發(fā)展發(fā)展形勢下電子商務對中國經(jīng)濟增長的影響因素分析,雖然之前很多學者都曾對經(jīng)濟增長與不同要素之間的關系做了理論研究,并且采用了不同方法,從不同角度進行了分析,但還是有一些不足之處,比如選取的時間序列數(shù)據(jù)不夠新,變量分析單一等等。本文從理論角度出發(fā),運用統(tǒng)計分析描述經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)狀及演變趨勢,并且基于時間序列數(shù)據(jù),運用協(xié)整分析理論,誤差修正模型,格蘭杰因果檢驗,脈沖響應函數(shù)及方差分解等檢驗影響因素與中國經(jīng)濟增長之間的關系,希望可以為更好的促進經(jīng)濟增長提供理論依據(jù)。

      關鍵詞:電子商務;VAR模型;經(jīng)濟增長因素

      一、研究方法

      本文主要利用時間序列分析,協(xié)整理論與方法,配合統(tǒng)計學工具Eviews軟件,通過建立計量模型對相關問題進行實證分析和討論,從而求證電子商務交易對中國經(jīng)濟增長的影響關系。

      首先根據(jù)已有論文進行檢索和篩選,歸納出中國國內(nèi)最新研究成果,總結前人的研究現(xiàn)狀,理論觀點和統(tǒng)計方法。再利用理論知識對收集的時間序列數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計描述,并進行相關的實證研究,采用單位根檢驗,VAR模型建立,協(xié)整檢驗,格蘭杰因果檢驗等方法得出研究結果,從而為接下來的進一步分析打下堅實基礎。

      二、測度體系的構建與指標選取

      綜合國內(nèi)外研究學者對電子商務發(fā)展水平測度的研究成果,本文選取了中國互聯(lián)網(wǎng)研究與發(fā)展中心發(fā)布的《中國電子商務指數(shù)測算研究報告》中的評價體系,鑒于指標數(shù)據(jù)的客觀性和可得性,本文從9大類28個指標中,選取7個評價指標來測算電子商務發(fā)展對我國經(jīng)濟的影響。

      三、數(shù)據(jù)的選取

      本文選取2005年到2018年的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP,單位:億元)作為衡量經(jīng)濟增長的變量,選取電子商務交易總額(ECTS,單位:萬億元),電子商務交易比重(ECTP,單位:百分比),作為衡量電子商務影響效果交易規(guī)模的變量,選取網(wǎng)站數(shù)量(WEB,單位:萬)作為電子商務使用強度基礎設施類變量,選取快遞服務業(yè)務量(EDI,單位:萬件)作為電子商務使用強度行業(yè)類變量。數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國電子商務報告》《中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展報告》《中國快遞行業(yè)發(fā)展報告》,并運用計量軟件Eviews 9.0進行分析。

      四、數(shù)據(jù)處理

      先對原始數(shù)據(jù)采取對數(shù)處理,取對數(shù)之后不會改變原始序列的性質和變量間的協(xié)整關系,還能夠縮小數(shù)據(jù)的絕對值,消除異方差,降低不平穩(wěn)性,因此,分別用了LNGDP、LNECTS、LNECTP、LNWEB和LNEDI來表示所選變量。

      在進行計量分析之前,為了防止發(fā)生因數(shù)據(jù)不平穩(wěn)帶來的“偽回歸”現(xiàn)象,有必要先檢驗變量的穩(wěn)定性,為此,本文運用了ADF單位根驗證法。

      由ADF檢驗結果可知,各個數(shù)據(jù)列表的原序列都存在單位根,lngdp是非平穩(wěn)序列,然而一階差分以后,呈現(xiàn)出平穩(wěn)序列,即各個序列都是一階單整序列,存在協(xié)整關系,因此,可以繼續(xù)進行協(xié)整分析。

      五、ADF檢驗結果

      由ADF檢驗結果可知,各個數(shù)據(jù)列表的原序列都存在單位根,lngdp是非平穩(wěn)序列,然而一階差分以后,呈現(xiàn)出平穩(wěn)序列,即各個序列都是一階單整序列,存在協(xié)整關系,因此,可以繼續(xù)進行協(xié)整分析。

      六、Var模型的建立

      為了防止出現(xiàn)虛假回歸的情況,在建立VAR模型和分析格蘭杰因果關系之前,需要對數(shù)據(jù)進行ADF檢驗來判斷其平穩(wěn)性,同時觀察并明確延遲的階數(shù),由于文中ADF檢驗結果顯示各時間序列均平穩(wěn),所以可以利用得到的平穩(wěn)序列建立VAR模型并進行格蘭杰因果檢驗,脈沖響應函數(shù)和方差分解。同時在不斷的實驗中,按照VAR模型的AIC準則得到VAR的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

      利用eviews軟件可以建立出如下的VAR模型如下:

      表的模型結果顯示,整個模型的AIC都是負值,對數(shù)似然函數(shù)(loglikelihood)均大于29,從全局看,認為模型的效果較好,可以用來做實證分析。

      七、Var模型的穩(wěn)定性檢驗

      Var模型系統(tǒng)穩(wěn)定的充分必要條件是模型中所有特征根的倒數(shù)的模都小于1,即表現(xiàn)為點在單位圓之內(nèi),因此,在檢驗VAR模型是否穩(wěn)定時,若得到檢驗結果全部顯示在單位圓之內(nèi),那么就說明VAR模型穩(wěn)定,反之,若是有部分根的模型在單位圓之外的情形,則var模型不穩(wěn)定,也就是說,估計的某些結果可能會無效,需要重新建立。

      輸出結果如所示:

      從表中顯示的結果得到,模型中全部特征根倒數(shù)的模都小于1,故上文中建立VAR模型系統(tǒng)是穩(wěn)定的,為了能夠更加直觀的表示所有特征根倒數(shù)的模落在單位圓內(nèi)的具體情況,畫出模型系統(tǒng)AR根圖,由上圖可知 每個特征根倒數(shù)的模都在單位圓內(nèi)部,沒有處在單位圓外面的情況,所以根據(jù)穩(wěn)定性檢驗可知,本文的VAR模型具有穩(wěn)定性,并且研究的問題具有統(tǒng)計學意義。

      八、協(xié)整檢驗

      根據(jù)上文結論,通過協(xié)整檢驗法來分析LNGDP與變量之間是否存在協(xié)整關系,由于經(jīng)過多次反復試驗,我們可以得到VAR的滯后期為2而johansen協(xié)整檢驗的滯后期是在var模型滯后期的基礎上減去1,因此,可以得出協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后期為1,相應的檢驗結果如下:

      由以上兩個表結果可知,LNGDP與變量之間全部否定原假設,則變量lnects,lnweb,lnedi至少有一個協(xié)整關系。因此,經(jīng)濟增長跟電子商務交易總額,網(wǎng)站數(shù)量,快遞服務業(yè)務量之間存在的其中一個協(xié)整關系式如下所示:

      LNGDP= 0.367688lnects+ 0.503158lnectp+ 1.050165lnweb+ 0.276463lnedi

      從上述表達式中可以看出來,電子商務強度的網(wǎng)站數(shù)量對國民經(jīng)濟影響高于其他因素,且電子商務交易總額,電子商務交易比重,網(wǎng)站數(shù)量,快遞服務業(yè)務量這幾個變量與經(jīng)濟增長成長期的正相關,當變量數(shù)值持續(xù)提高時,會導致我國國內(nèi)生產(chǎn)總值不斷增加。其國內(nèi)生產(chǎn)總值與電子商務交易總額的彈性為0.367688,這意味著當電子商務交易總額向上變動為1%時,我國的GDP就增長0.367688%;國內(nèi)生產(chǎn)總值與電子商務交易比重的彈性為0.503158,這意味著當電子商務交易比重向上變動為1%時,我國的GDP就增長0.503158;國內(nèi)生產(chǎn)總值與網(wǎng)站數(shù)量的彈性為1.050165,這意味著當與網(wǎng)站數(shù)量向上變動為1%時,我國的GDP就增長1.050165;中國內(nèi)生產(chǎn)總值與快遞服務業(yè)務量的彈性為0.276463,這意味著當快遞服務業(yè)務量向上變動為1%時,我國的GDP就增長0.276463;

      九、格蘭杰因果檢驗

      為了分析我國經(jīng)濟增長與電子商務交易總額,電子商務交易比重,網(wǎng)站數(shù)量,快遞服務業(yè)務量之間是否存在相互的因果關系以及作用方向如何,下面對lngdp,lnects,lnectp,lnweb,lnedi進行granger因果檢驗,用eviews中的檢驗方法進行研究,如表所示,在5%的顯著性水平上,通過網(wǎng)站數(shù)量的拒絕,快遞服務業(yè)務量的拒絕,電子商務交易總額拒絕,可以得出網(wǎng)站數(shù)量和快遞服務業(yè)務量是互為因果關系的,電子商務交易總額和網(wǎng)站數(shù)量是互為因果關系的,根據(jù)第一個拒絕可以得出電子商務交易總額是電子商務交易比重的原因。從格蘭杰結論分析得出,與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間接受原假設,既不存在因果關系。在10%的顯著性水平上,除快遞服務業(yè)務量外,全部拒絕原假設,即存在因果關系。

      十、脈沖響應分析

      為了讓檢驗更加真實有效,下面進一步采用脈沖響應函數(shù)來分析我國居民消費,剛固定資產(chǎn)投資和進出口貿(mào)易的變動對國內(nèi)生產(chǎn)總值變動所產(chǎn)生的作用水平。

      其主要表現(xiàn)的是在保持其他變量t期及之前各期不變的情況下施加一次沖擊的響應過程,能夠比較全面的反映出各個變量間的動態(tài)影響關系,由于上文建立的VAR模型系統(tǒng)是穩(wěn)定的,因此利用Eviews軟件得出相關脈沖響應函數(shù)。

      由上圖可以看到,中間實線代表受1單位脈沖沖擊以后脈沖響應函數(shù)圖像,兩側虛線代表脈沖影響函數(shù)走勢的2倍標準誤差,如圖可知,從第一期開始,電子商務交易總額、電子商務交易比重、網(wǎng)站數(shù)量對國內(nèi)生產(chǎn)總值就有影響,并且電子商務交易比重大體保持正向且穩(wěn)定,在二期有一個小波動,但一直保持影響,之后趨于穩(wěn)定,并且存在經(jīng)濟學意義。電子商務交易比重和網(wǎng)站數(shù)量前期有下降趨勢,3階段后保持穩(wěn)定,也就是說電子商務交易比重和網(wǎng)站數(shù)量對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響相對來說有負影響,存在經(jīng)濟學意義。

      由于快遞服務業(yè)務量的脈沖響應圖是發(fā)散裝并且最后結論不趨于零,說明分析結果不成立,并且結論沒有經(jīng)濟學意義。

      十一、結論

      本文運用協(xié)整檢驗和誤差修正模型,通過格蘭杰因果分析檢驗和方差分解等方法,實證研究了中國2005-2018年電子商務交易總額,電子商務交易比重,網(wǎng)站數(shù)量,快遞服務業(yè)務與經(jīng)濟增長之間的關系,得出研究結論如下:

      (一)有從長期看,子商務交易總額,電子商務交易比重,網(wǎng)站數(shù)量,快遞服務業(yè)務都與經(jīng)濟增長存在著長期穩(wěn)定的均衡關系,且在協(xié)整方程中,電子商務交易總額,電子商務交易比重,選取網(wǎng)站數(shù)量,脈沖指數(shù)都為正,這數(shù)值表明與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)同向變化,并在長期發(fā)展中,對經(jīng)濟增長起著促進作用。

      (二)從短期趨勢來看,通過向量誤差修正模型能夠得出,電子商務交易總額、電子商務交易比重、網(wǎng)站數(shù)量對經(jīng)濟增長拉動的作用,都沒有在長期下顯著,這表明三者的作用周期較長,短時間內(nèi),他們對經(jīng)濟增長并沒有顯著拉動作用。

      (三)從格蘭杰因果檢驗可知,在5%的顯著性水平上,因果關系并不明顯,在10%的顯著性水平上,除快遞服務業(yè)務外,互為因果關系,說明電子商務交易總額、電子商務交易比重、網(wǎng)站數(shù)量之間是有相互作用的。

      參考文獻:

      [1] 電子商務對省域經(jīng)濟增長影響的實證分析

      [2] 電子商務發(fā)展水平測度及其對經(jīng)濟發(fā)展影響的實證研究——以浙江省為例

      [3] 電商扶貧對我國經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響 ——基于中國31省份2012—2018年面板數(shù)據(jù)的實證研究

      [4] 電子商務促進經(jīng)濟發(fā)展的效果測度研究

      [5] 電子商務對經(jīng)濟發(fā)展的促進效果測度

      [6] 電子商務對新疆經(jīng)濟發(fā)展促進作用分析

      [7] 電子商務發(fā)展的時空分異及對經(jīng)濟增_省略__基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析_王新宇

      [8] 電子商務發(fā)展對經(jīng)濟增長作用的實證分析_李恒宇

      [9] 電子商務發(fā)展對經(jīng)濟增長作用路徑的實證分析_王蓓

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