跨境电子商务与贸易增长的互动发展

■ 梁利培 （郑州财经学院 郑州 450000）

跨境电子商务与贸易增长的互动发展

■ 梁利培 （郑州财经学院 郑州 450000）

本文从理论分析和实证检验两个角度探析了跨境电子商务与我国贸易发展间的关系，研究发现，电子商务交易额的变化，将引致国家贸易进出口总额同向变化，即二者间呈现显著的正相关关系，只是在影响程度上较弱，无法实现大幅的变化；而网络用户规模的变化，将引致国家贸易进出口总额同向变化，即二者间呈现显著的正相关关系，且影响程度较强。且电子商务交易额与网络用户规模两者的发展水平将直接对我国的整体对外贸易产生影响；而发达的对外贸易水平将带来跨境电子商务的同步发展，即我国进出口总额与跨境电子商务发展间存在相互性。

跨境电子商务 贸易增长 互动发展 关系

不同于传统贸易的大型“集装箱”模式，跨境电商以其独有的高效率、高频率交易特征异军突起，成为跨境贸易的重要组成部分。虽然跨境电子商务的单笔订单额往往较小，但产业发展速度快，其所贡献的总交易额不容置疑，相关数据显示，近年来，我国出口增速呈现放缓的趋势，2014年，我国进出口、出口和进口分别增长3.4%、6.1%和0.4%，较2012年的出口增速6.2%，略有下降，但跨境电子商务的发展却呈现出逐年上涨的态势，由2012年的2.3万亿元跃升至2014年的3.75万亿元，同比平均增长39%，其增速已远高于同期外贸增速。这种新型的销售途径和贸易形式在突破传统贸易销售模式的同时，正逐渐成为我国贸易新的增长点。基于此，有必要对两者间的关系进行深入的探析，以期更好地服务于产业发展。

我国跨境电子商务现状及发展趋势分析

跨境电子商务的含义来看，其专指隶属于不同国家的交易主体的、以电子商务平台为主要交易中介的、通过跨境物流送达商品，并最终完成交易、实现进出口贸易的一种新型国际商业活动。从跨境电商发展来看，虽然早在1997年我国的出口电商迎来了发展的契机，但此后几年均处于探索期，直至2012年12月19日国家跨境电子商务服务试点才正式启动，虽然起步较晚，但发展至今该贸易模式已由萌芽走向了快速成长期，其巨大的市场潜力也正成为跨境贸易不可忽视的力量。

（一）发展规模

从我国跨境电子商务市场交易规模来看，1997年-2004年我国出口电商尚处于探索期，交易规模极为有限，2005年后方进入出口电商的启动阶段，2008年跨境电商总额达到0.8万亿，待至2010年跨境电子商务已达到最快的增长速度，交易总额为1.3万亿元，截至2014年跨境电商总额已达到3.75万亿元，具体见图1。可见自2010年开始，跨境电商交易额年平均增长速度始终维持在30%以上，已远远超过同期外贸增速。这也意味着跨境电子商务已越来越成为国际贸易的发展的新趋势，是我国贸易发展不可忽视的新亮点和新动力。

从我国跨境电商进出口规模结构来看，2013年我国出口电商所占比例为88.1%，进口电商为11.9%；2014年我国跨境电商出口占比达85.4%，进口占比达14.6%，具体见图2。虽然目前出口电商所占比重较高但进口电商所占份额却呈现出扩大的趋势。伴随我国对外贸易政策的变革以及网购市场的逐步开放，可以预测未来我国进口电商的比重还会进一步增大。这也再次证明跨境电商对贸易发展的主要驱动力在于跨境电商政策的密集出台，促使传统企业乐意进入这一领域，并逐步成为企业自身发展的重要选择。

（二）发展趋势

一是伴随跨境电子商务的普及，通讯、电子等新技术的出现及发展将进一步助推跨境电子商务步入深入发展阶段。随着电子商务交易模式被消费者广泛接受，其对于相关的服务需求也日益增多，尤其是在物流与支付等方面，这就促使电商模式必须注重于相关技术的适时结合，及时更新，以便更好地满足消费者的新需求。

二是相较于B2B 模式，B2C模式在核心业务、盈利、现金流、员工配备等方面更能为企业带来福利，未来将进入跨境B2C 市场爆发式增长阶段。这主要是基于B2C模式可以通过对市场信息的实时掌握，及时调整自我生产状况，从而赢得消费者认可并更好的发展潜在客户，最终形成小众、细分、长期的客户群的特点，确保了企业更大的发展空间；加之商家与消费者的直接对接，免去了中间商从而极大的降低了交易成本，确保了厂商更大的盈利空间。

三是伴随跨境电子商务模式的发展，个人海外跨境消费将同步增长。从相关统计数据来看，自2008年至今海外代购交易额已从24.1亿元跃升至1650亿美元，7年的时间里增长了近68倍；且“海淘”消费者的分布范围也由最初的北京、上海、广州等一线城市，扩展至三、四线城市。这均证明了我国个人海外跨境消费增长速度之快。

跨境电子商务与贸易增长的互动发展机制

从跨境电商的实证来看，其虽然不同于传统的贸易形势但两者在本质上却是一致的，这就意味着贸易的整体状况和增长速度将对跨境电商发展产生直接影响：贸易水平若较高则该区域的跨境电子商务活动就会随着贸易的发展而越发频繁，反之则会被较低的贸易水平限制其较一般的发展。这就意味着，跨境电子商务的发展将成为助推整体贸易发展的新动力，但贸易跨境电子商务的发展也受到整体贸易水平的影响，即两者间存在互动性。

（一）跨境电子商务对贸易增长的助推效应

来自于价格的优势是刺激贸易率上升的重要方式，跨境电子商务因为交易方式的电子化突破了场所的限制，与需求者的直接对接避免了中间商服务费的支付以及为搜寻潜在客户而支付的相关费用。具体而言，该模式下的价格优势主要来自于以下方面：避免为探寻交易对象而支付的额外费用、避免支付价格搜寻的额外费用、避免支付与交易相关的考察和培训费用、避免承担因犯机会主义行为而造成的损失、避免因参与市场交易所必须支付的额外的监管费用。当然单从费用支付一方面来探寻跨境电子商务的贸易刺激效应显得过于简略，事实上这种费用的减少所来了的不仅是价格上的优势，还会进一步影响整个贸易流程：宏观层面上，各国间贸易活动的频繁加剧了国际市场的形成，所提供服务的专业化也进一步提升了国际分工的细化程度；同时，贸易流程的压缩避免了额外费用的支付，提升了各国间的贸易率。微观层面上，各国间交易行为的增多有力扩展了企业参与国际交易的机会，拓展了其潜在市场范围；突破传统贸易在场所等方面的限制，丰富了企业与企业间、企业与客户间贸易合同的订立形式；对于传统贸易形势的改变，使得参与外贸交易的企业逐步摆脱传统的规模限制，可以向小单、多生产模式方向转型，不仅有效促进了外贸企业品牌和产品创新转型升级，更带来了整个对外贸易的转型升级，其对于对外贸易的具体传导机制如图3所示。

图1　我国跨境电子商务市场交易规模

图2　2008-2014年我国跨境电商交易规模进出口结构图

图3　跨境电子商务对贸易增长的助推效应

图4　贸易增长对跨境电子商务发展的促进效应

（二） 贸易增长对跨境电子商务发展的促进效应

对于跨境电子商务长期发展而言，稳定的经济基础和发达的贸易水平是其主要保障，来自于贸易的促进效用则主要体现于此，一方面，区域贸易水平的上升将直接带来本国经济水平的同步上升，使得国家在国际市场中更能占据优势地位，进而促使本国货币逐步走向国际化，一旦国际市场对本国货币充当贸易结算、交易媒介，将直接优化跨境电子商务的网上支付环境，使得跨境电商面临更多的发展机会；另一方面，贸易总量的上涨意味着国际市场需求的增长，对于跨境电商而言就会带来更多的发展机会，带来跨境电商的持续创新与发展，具体促进路径见图4。

跨境电子商务与贸易增长互动发展的实证分析

为进一步探析跨境电子商务与贸易增长间的互动关系，文章通过构建模型，选取相关的数据进一步检验电子商务发展水平对我国贸易影响的程度是否显著。现假设将国家整体贸易水平作为衡量贸易增长发展水平的主要变量，则选择我国进出口贸易总额为衡量我国贸易增长水平的主要变量；对于贸易交易主要指贸易货物交易，在此研究中不包含对外贸易服务交易，则所选取的数据主要为实物交易数据；在构建具体模型时不考虑经济波动、汇率浮动、宏观政策变化及价格变动等因素的影响。

（一）指标选取

综合考虑模型关注的焦点为电子商务发展水平对我国贸易的影响方向和程度，相关数据的可获取性，以及相关研究结论，选择我国进出口总额（EM）为因变量，以此衡量贸易增长水平；由于电子商务的出现与发展均与网络息息相关，网路用户的规模直接影响着电子商务的发展空间，而网络用户的交易行为更是直接影响着电子商务交易额，因此，选择电子商务交易额（EB）和网络用户规模（OU）作为自变量，以此衡量电子商务发展水平。

（二）数据来源

参考文章研究焦点为跨境电子商务交易对国际贸易的影响，因此剔除国内贸易部分；同时，考虑到跨境电商正式步入快速发展阶段的时间，选择2001-2014 年的年度数据，其中，国家进出口总额数据来自于《中国统计年鉴》（2002-2013年）；电子商务交易额的相关数据来自于中国电子商务研究中心和艾瑞统计报告；网络用户规模统计则来自于中国国际电子商务中心和中国经济与社会发展统计相关数据库，具体见表1。

为消除数据间多重共线性和异方差，避免数据出现伪回归现象，将三个序列的数据取自然对数，则：

（三）模型的构建与检验

1.单位根检验。为避免虚假回归现象，先采用单位根检验法对三个序列进行平稳性检验，具体见表2。

从表2可见，在10%的水平下，跨境电子商务交易额的水平序列统计值显著小于该水平的特征值，证明该序列是平稳的；但贸易进出口总额和网络用户规模的ADF统计值却未通过 1%、5%和 10%的显著水平检验，即该序列存在不平稳性。再分别进行一阶差分，可以发现一阶差分后中国进出口总额与电子商务交易额的ADF 统计值通过 1%、5%和 10%的显著水平检验，即存在单位根；而网络用户规模的一阶差分虽在1%置信区间的临界值小于 ADF 统计值，但未通过 5%和 10%水平检验，故进行二阶差分，此后可以发现，进出口额、电子商务交易额和网络用户规模均在 10%置信区间的临界值均大于 ADF 统计值，则说明变量在二阶差分上无单位根，证明三个序列为二阶单整。这满足进行协整性检验的条件，考虑到检验形式和滞后期对协整检验结果的影响，在此之前将先构建VAR 模型，以便确定最优滞后期。

2. VAR模型构建。基于上述变量进一步构建三维的向量自回归模型，以该向量自回归模型的滞后结构为基础，进而确定VAR 模型的滞后阶数，具体见表3。

从表3不难看出，对于所选择的评价指标的滞后期均为2，则进一步构建VAR（2）模型：

3.Johansen协整检验。前面单位根检验已证明LNEM、LNEB 、LNOU 均为二阶单整序列，则将在构造残差积矩阵基础上，根据迹的统计值进一步验证在5%的显著水平下变量间否存在协整关系，具体见表4。

从表4可以看出，首行检验表明迹统计值与最大特征值均大于 5%临界点的值，这意味着LNEM、LNEB 、LNOU变量间存在长期协整关系。第二行检验表明迹统计值与最大特征值均小于 5%临界点的值，即LNEM、LNEB 、LNOU变量间至多存在一个协积向量。第三行检验值表明迹统计值与最大特征值均小于 5%临界点的值，此时无法拒绝原假设，即LNEM、LNEB 、LNOU变量间不存在两个协积向量。这就意味着在5%的置信水平上，LNEM、LNEB 、LNOU变量之间有且只有一个协整关系。

4.OLS 估计。为进一步检验模型的拟合优度将专门进行 LNEM 关于 LNEB 、LNOU 的 OLS 回归，可知：

表1　2001-2014 年相关数据统计表

表2　单位根检验

表3　滞后期确定标准

表4　变量协整检验结果

表5　Granger 因果关系检验

可见模型总的拟合优度为0.914，模型拟合效果较好。意味着跨境电子商务交易额每上升 1 个单位，将导致贸易进出口总额上升 0.501 个单位；而网络用户规模每扩大1 个单位，将导致贸易进出口总额上升2.529 个单位。

5.格兰杰因果关系检验。为进一步确定变量之间的相互关系，将对 VAR 模型进行格兰杰因果检验。选取 5%的置信区间，变量的最大滞后期为 1，且假设变量间不存在格兰杰因果关系。假设 F服从 F（N，T- 2N）分布，若Fδ（ N，T- 2N）≥F，则接受原假设；若Fδ（ N，T- 2N）＜F，则拒绝原假设，具体见表5。

由表5可以看出，Fδ（1，11）=4.79＜5.119，拒绝原假设，即意味着电子商务交易额和进出口总额间存并非不存在格兰杰因果关系，也即电子商务交易额变化将导致进出口总额变化；Fδ（1，11）=4.79＜4.930，即意味着进出口总额与电子商务交易额和间存并非不存在格兰杰因果关系，也即进出口额也是电子商务交易额的格兰杰原因，这与前文分析结论一致；Fδ（1，11）=4.79＜4.921，拒绝原假设，即意味着网络用户规模和进出口总额间存并非不存在格兰杰因果关系，但进出口总额不是网络用户规模的格兰杰原因，即两者间呈现单向因果关系。

6.误差修正模型。进一步以滞后一期残差项作为误差修正项，利用 Eviews6.0建立lnEM 关于 lnEB、lnOU 的误差修正模型：

综合以上研究，不难发现长期内，电子商务交易额每变化 1 个单位，将引致国家贸易进出口总额同向变化 0.501 个单位，即二者间呈现显著的正相关关系，只是在影响程度上较弱，无法实现大幅的变化；网络用户规模每变化1 个单位，将引致国家贸易进出口总额同向变化 2.529 个单位，即二者间呈现显著的正相关关系，且影响程度较强。短期来看，则电子商务交易额每变化 1 个单位，将引致国家贸易进出口总额同向变化0.291 个单位，网络用户规模每变化1 个单位，将引致国家贸易进出口总额同向变化0.870 个单位，来自于网络用户规模的影响程度仍然较大。且电子商务交易额与网络用户规模均是我国进出贸易口总额的格兰杰原因，即两者的发展水平将直接对我国的整体对外贸易产生影响；我国进出口总额同时也是电子商务交易额的格兰杰原因，即发达的对外贸易水平将带来跨境电子商务的同步发展，也即我国进出口总额与跨境电子商务发展间存在相互性。

综上所述，本文通过理论分析和实证检验均证明跨境电子商务与我国贸易发展间存在互动关系，但目前来自于跨境电商的刺激效应还并不十分显著，对于我国进出口贸易发展的助推效应还十分有限，这可能与我国目前跨境电商交易的规范性有关，如无法有效规避跨境电子商务交易的风险、尚未构建统一的跨境电子交易规则、无法提供完善的跨境电子商务税收制度等一系列因素，而这也是未来研究应该关注的焦点所在。

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