联立方程组模型论文

联立方程组模型论文（精选5篇）

联立方程组模型论文 第1篇

1 辽宁省能源供需特点

能源消费总量增长迅速,能源供需矛盾日益加剧。从能源供需总量上看,2010年辽宁省能源生产总量为6769.5万t标准煤,比1978年增长了约3000万t标准煤,而2010年辽宁省能源消费总量为5261.5万t标准煤,比1978年增长了约4倍。迅猛的能源消费增长速度,已造成全省严峻的能源短缺问题(图1),19952010年辽宁省能源供需差额不断增大。

能源消费以煤为主,能源供需结构单一。2010年原煤产量占一次能源产量的比重为73.9%,原油为22.2%、天然气为1.6%、水电为1.9%。从能源消费结构看,2010年原煤消费量占能源消费总量的比重为67.9%,原油为27.3%、天然气为1.3%、水电为0.6%。近年来虽然能源消费中煤炭所占的比重有所下降,石油消费增长迅速,但以煤为主的单一结构却很难调整,这与全国的能源消费结构现状相符[11]。

各行业能源消耗不均衡突出,第二产业能耗强度较大。电力、燃气、水的生产和供应业、制造业、采矿业在能源消费中占重要地位,其中电力、燃气、水的生产和供应业所占比重近50%,而这些行业目前的技术水平与生产效率都较低。在三大产业中,2010年第一产业耗能量为266.7万t标准煤、第二产业耗能量为11112.3万t标准煤、第三产业耗能量为2348.5万t标准煤,这一现状严重阻碍着辽宁省能源利用效率的提高,同时也给生态环境带来了巨大压力。

2 研究方法

2.1 联立方程组模型

在很多情况下,经济现象极为复杂,其中经济变量之间的关系是相互依存、相互因果的。即一个经济变量影响另一个经济变量,反过来这个变量又受到其他经济变量的影响,且多个变量的值是同时决定的,该类经济现象即为经济系统。相对于单方程模型而言,联立方程模型基于系统的视角考虑不同变量之间的相互作用,能完整有效地将能源系统之间的相互关系表达出来,模型估计结果也更为有效[12],联立方程组模型在对经济系统的研究中已受到广泛应用[13]。一般的联立方程系统形式为:f(yt,zt,△)=ut。式中,y为内生变量向量,z为外生变量向量,u为一个可能存在序列相关的扰动项向量,t表示样本。

能源供给与能源需求之间并不是相互孤立的,而是相互联系且构成一个有机系统。本文建立反映能源供需关系的计量经济联立方程组模型,对辽宁省能源供需的影响因素及相互关系进行定量分析。选取3个内生变量、3个滞后的内生变量和6个外生变量来分析能源供需之间的内在关系,变量之间的关系见图2。在联立方程系统中,每个相互或共同依赖的变量称为内生变量,每个内生变量都要用一个方程来表示,模型中Y1、Y2、Y3是内生变量。外生变量是联立方程系统外决定的变量,影响系统但是本身不受系统的影响,模型中X1-X6是外生变量。滞后内生变量是联立方程系统中不可或缺的一部分,用以反映经济系统的动态性与连续性,模型中Y1(-1)、Y2(-1)、Y3(-1)分别为Y1、Y2、Y3滞后一期变量,外生变量与滞后内生变量又统称为先决变量。

2.2 数据处理

本文选取19952011年相关数据对辽宁省能源需求、供给及相互关系进行分析,各变量含义与指标见表1。除2011年能源消费量、能源生产量、能源进口量、能源加工转换率为预测数据外,其余数据均选自2012年《辽宁统计年鉴》。为减小异方差性的影响及实现非线性关系的线性化处理,对各变量做对数处理。

3 基于联立方程组模型的能源供需研究

3.1 模型建立与识别

根据能源供需关系图,式(1)为联立方程模型,其中C(1)-C(9)为系数。方程一为能源需求方程,表示能源需求受经济增长、人口增长与能源供给影响;方程二为能源供给方程,表示能源供给受能源进口、投资及能源需求的影响;方程三为能源经济效率方程,表示能源经济效率受产业结构、技术进步、能源消费量及上一期单位能耗国民生产总值的影响。由于受指标数据可得性的限制,上述影响因素虽不能完全反应能源供需情况,但基本涵盖了主要影响方面。

在对联立方程组模型进行估计之前,必须首先考虑联立方程组模型的识别问题。联立方程模型可识别的必要条件是G-1Mi,Mi=(G+K)-(gi+ki),式中,G为该联立方程组内生变量个数,K为联立方程组中先决变量的个数,gi、ki分别为出现在第i个方程中内生变量以及先决变量的个数[14]。根据式(1)建立的联立方程组模型可知3个方程均可识别。

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3.2 结果分析

在估计方法上,采用三阶段最小二乘法(3SLS)。三阶段最小二乘法可同时估计模型中的所有方程,且能有效地利用样本信息,其估计结果有效性明显高于二阶段最小二乘法(2SLS)和有限信息极大似然法(LIML)[15]。利用Eviews 6.0软件对模型采用三阶段最小二乘法进行参数估计,得出联立方程组模型:

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从模型估计结果来看(表2),方程一与方程三对样本的拟合较好,R2分别为0.979、0.984,调整后的R2分别为0.973、0.978,解释变量能对被解释变量97%以上的离差做出解释。方程二的拟合效果较差,R2仅为0.674,且能源进口与投资两个变量的系数符号与实际经济意义相悖,X3与X4的P值指标显著大于0.05。综合考虑,本文仅对能源需求方程与能源经济效率方程进行分析说明,而将能源供给作为影响能源需求的因素之一来考虑。

从能源需求方程中可见,经济增长对能源需求的影响系数为0.554,经济每增长1%,能源需求量将增加0.554%,经济增长速度要快于能源消费增长速度;人口增长对能源需求的影响更加突出,人口每增长1%,能源需求量将增加2.643%;能源需求受上期能源供给的影响,即本期能源供给直接影响下一期能源需求,能源供给与需求成正相关。从能源经济效率方程中看出,能源经济效率受能源加工转换率的影响较大,能源加工转换率提高1%,能源经济效率将提高1.318%。能源加工转换率代表着技术进步,这一结论也证明了技术进步对推动能源节约与高效利用的重要作用。随着第三产业比重的提高,能源经济效率也在提高,第三产业比重每提高1%,能源经济效率将提高0.555%。能源消费量是直接影响能源经济效率的因素,提高能源经济效率的关键在于降低单位GDP能源消耗,提高能源经济收益。

4 结论与对策

辽宁省能源供需现状不容乐观,能源供需特点为:能源消费总量增长迅速,能源供需矛盾日益加剧;能源消费以煤为主,能源供需结构单一;各行业能源消耗不均衡突出,第二产业能耗强度大。这些因素均严重制约着辽宁省能源的可持续发展,在未来的发展中必须高度重视能源供需问题,缓解能源供需矛盾。

在能源供需系统中,能源需求、能源供给与能源经济效率相互联系、相互作用,共同影响能源及能源市场的发展。能源供给影响能源需求,能源需求又直接影响能源经济效率,能源经济效率通过影响经济增长间接影响能源需求。在各影响因素中,经济增长、人口增长对能源需求的影响较大,能源经济效率受能源加工转换率的影响较大。

为实现可持续发展目标,辽宁省能源发展要综合考虑经济、社会、环境效益,将水电、天然气和核电作为优先发展和利用的清洁能源;煤炭等能源行业努力实现安全高效生产、清洁供应;促进可再生能源产业化发展,协调能源产业与其他产业的发展和布局,大力发展与能源相关的高端科技服务业[16];推动能源科技创新,建设能源科技平台;加强能源资源勘探与勘测投入,保障能源稳定供应;促进废物资源化,开发能源矿产高附加值产品[17];积极探索新兴能源供给系统,深化能源价格机制改革。

摘要：为了实现辽宁省能源的可持续利用,在对辽宁省能源供需现状分析的基础上,利用1995—2011年能源供需相关数据建立联立方程组模型,对辽宁省能源供需影响因素及相互关系进行定量分析。结果表明,能源供给影响能源需求,能源需求又直接影响能源经济效率,能源经济效率通过影响经济增长反作用于能源需求。在各影响因素中,经济与人口增长对能源需求的影响较突出,能源经济效率受能源加工转换率的影响较大。

联立方程组模型论文 第2篇

对外贸易与经济增长的相互关系问题一直是经济学界关注的焦点问题,如Edwards (1998)通过对30个发展中国家1970-1983年的数据进行检验,认为开放的国家伴随着经济的高增长[1]。Kwanh和Cosomities(1990)以中国1952-1985年的数据为样本,运用Granger因果检验方法,发现出口与产出之间互为因果关系[2]。随着我国对外贸易的飞速发展,国内众多学者对我国对外贸易与经济增长之间的关系进行了实证研究,许和连、赖明勇(2001)采用协整检验和格兰杰因果检验方法,对中国1978-1998年的出口与经济增长关系进行了实证分析,结果表明,GDP、出口与贸易条件之间存在长期的稳定均衡关系[3]。石传玉等(2003)对1952-2000年间我国GDP与进出口的有关数据进行协整分析,发现进口增长对我国经济增长具有较大的促进作用,而出口增长对经济增长的影响不显著[4]。

改革开放以来,我国高新技术产品贸易有了较大发展,高新技术产品贸易的年均增长速度高于国民经济的增长速度,也高于国内高新技术产业的增长速度,对国内高新技术产业和国民经济的发展发挥了重要推动作用。对我国高新技术产品贸易与我国经济增长的关系研究就显得日趋重要。贺骁,廖维琳(2004)以我国1991-2001年的统计数据为样本,研究发现:我国高新技术产品进出口贸易增长是促进经济增长的重要因素之一,并且进口作用大于出口[5]。许统生,涂远芬(2006)以我国1991-2004年的统计数据为样本,应用协整理论和误差修正模型,研究发现:我国高新技术产品贸易与经济增长之间存在长期稳定均衡关系,而且高新技术产品进口对经济增长的贡献大于出口对经济增长的贡献[6]。

上述专家学者研究问题的结论和方法具有极其重要的指导作用。然而,目前研究还存在一定的局限性:第一,有些研究基本上是采用回归分析方法,而对于时间序列数据的回归分析必须以样本数据的平稳性为前提条件,对非平稳性的时间序列直接应用回归分析有可能产生“伪回归”,从而得出错误的结论;第二,一般的定量研究,对模型的可靠性没有做进一步的检验;第三,简单的回归易于把解释变量和被解释变量相混淆,把不存在因果关系的变量经过“伪回归”后做出因果关系分析;第四,由于经济增长与高新技术产品进口、出口之间存在交互作用,采用单方程经济模型,易产生变量的内生性偏差,因此,有必要通过多方程模型(Johansen协整检验、联立方程组模型等)来分析变量之间的长期均衡关系;第五,我国近几年的经济又发生了变化,有必要对高新技术产品贸易与GDP的关系做进一步分析。

二、研究方法

20世纪70、80年代, Granger和Newbold通过多次模拟分析,发现非平稳的时间序列变量会造成“伪回归”现象,因此对非平稳时间序列不能直接应用传统的最小二乘回归。Enger和Granger提出了随机时间序列分析方法。这一方法的基础思想是:如果两个或两个以上的变量值呈现非平稳性,但它们是同阶单整的,变量之间有可能存在某种长期稳定关系,即协整关系[7]P258。笔者基于这一理论考察我国高新技术产品贸易与GDP之间是否存在长期稳定关系。分析方法具体如下。

单位根检验。最常见的时间数列的平稳性检验就是单位根检验。笔者将采用ADF(Augmented Dickey一Fuller)法检验变量的平稳性。对于非平稳的变量还需要检验其差分的平稳性。如果变量的n阶差分是平稳的,则称此变量是n阶单整,记为I(n)。所有变量同阶单整是变量之间存在协整关系和因果关系的必要条件[8]P160。

因果关系检验。Granger(1969)提出的因果关系检验解决了变量之间是否及如何构成因果关系的问题。其基本原理是:在做y对其他变量(包括自身的过去值)的回归时,如果把的滞后值包括进来能显著地改进对y的预测,就可以说x变化是y变化的原因[9]。

Johansen协整检验。Stock证明,对于同阶单整的两变量回归方程,可以用ADF法检验回归残差的平稳性,通常称之为EG两步法。对存在协整关系的两变量时间序列,可以直接使用OLS方法来分析变量之间的均衡关系。但是,当模型中含有2个以上外生变量时,可能有1个以上协整向量存在,难以用EG两步法区分协整向量的个数[8]P168。Johansen与Juselius于1990年提出了一种基于向量自回归模型的多重协整检验方法,解决了两个以上变量的协整关系问题,通常称为Johansen检验。

联立方程组模型。如果两个以上变量不存在惟一协整关系,尤其外生变量的符号不符合经济意义时,可以应用联立方程组模型来分析两个以上变量的长期均衡关系。对于联立方程组模型中的单方程(即结构式方程),只有在可识别的条件下才能被估计,结构式方程是否可以识别存在如下定理:在一个含有M个联立方程组的模型中,一个方程如果能被识别,该方程所排除的前定变量的个数必须不少于它所含有的内生变量的个数减1,即:K-k≥m-1(其中K为模型中前定变量的个数,k为给定方程中前定变量的个数,m为给定方程内生变量的个数),对于可以识别的方程组模型,一般可以用二阶段最小二乘法来进行估计[10]。根据估计结果,还有必要从拟合优度、F检验统计量值、样本回归系数的t检验值,是否存在自相关、异方差性等方面,对模型的可靠性做进一步的分析[11]。

笔者以1991-2006年为统计样本,应用格兰杰因果关系分析法及联立方程组模型,分别考察我国高新技术产品贸易与我国GDP之间的因果关系,以及他们之间的长期均衡关系。在实证研究结果基础上,最后给出研究的结论和政策启示。

三、计量检验结果

(一)样本数据的建立

笔者选取的样本区间是1991-2006年。我国的GDP、高新技术产品进口额(M)、出口额(X) 的数据均来自历年《中国统计年鉴》以及商务部网站。由于样本区间大,统计数据多,这里省去模型应用的原始统计数据,直接给出我国GDP(单位为亿元)、高新技术产品出口额、进口额(单位为亿美元)的自然对数值,分别用ln GDP、ln X、ln M表示(见表1)。

资料来源:根据历年《中国统计年鉴》以及商务部网站计算整理。

(二)变量的平稳性检验

应用Eviews软件,对表1中的ln GDP、ln X 、In M序列分别进行单位根检验,检验结果见表2。从表2可以看出,通过相应的检验方式,各变量一阶差分的ADF检验统计量值均小于对应的5%或10%临界值,表明各变量均是平稳的。因此,各变量都是1阶单整系列,于是进一步检验变量之间的因果关系。

(三)因果关系检验

对变量ln GDP分别与ln X、ln M进行因果关系检验,观察他们之间的因果关系。Granger因果关系检验对设定的滞后阶数很敏感,在检验之前,利用

说明:检验形式中C、T和K分别表示单位根检验方程中的常数项、时间趋势和滞后阶数;N是指不包括C或T,滞后阶数由AIC和SC准则确定,一般选择AIC和SC最小的检验类型;*表示10%临界值。

说明: 表示ln Xln GDP不是ln GDP的Granger的原因,其他类推;F的P值小于0.05,表示在5%的显著水平下,拒绝零假设,否则,接受零假设。

说明:似然比统计值大于5%临界值,表示在5%的显著水平下,拒绝零假设,否则,接受零假设。

AIC和SC准则对不同滞后期的检验结果进行评价,一般地以AIC和SC取值最小为依据[7]P266。同时,检验的模型均不存在1阶自相关性,检验结果见表3。从表3看出,在5%显著水平下,我国高新技术产品出口变化、进口变化是我国GDP变化的原因,而我国GDP变化不是我国高新技术产品出口变化、进口变化的原因。我国高新技术产品出口变化是进口变化的原因,而我国高新技术产品进口变化不是出口变化的原因。基于此检验结果可以确定模型的基本形式,即ln X应为自变量,ln GDP应为因变量、 ln M既可为自变量也可为因变量。

(四)Johansen协整检验

ln GDP、ln X、ln M序列均为I(1)序列,满足Johansen协整检验的条件,Johansen协整检验结果见表4。在5%显著水平下,协整向量个数为2, ln GDP、ln X、ln M存在两个协整关系。进一步研究发现,其中一个协整关系,ln M外生变量的符号不符合经济意义,因此,下面应用联立方程组模型来分析ln GDP、ln X、ln M 之间的长期均衡关系。

(五)联立方程组模型的建立、识别和估计

根据因果关系分析的结论,经过反复试验法,并且把存在自相关的模型进行校正,引入滞后一期的ln GDP作为滞后内生变量,建立如下联立方程组模型的基本形式。

ln GDPt=α0+α1ln Xt+α2ln GDPt-1+μt1 (1)

ln GDP=β0+β1ln Mt+β2ln GDPt-1+μt2 (2)

ln Mt=γ0+γ1ln Xt+γ2ln GDPt-1+μt3 (3)

上述方程组中,K=2,方程(1)、(2)、(3)中k分别为2、1、2,对应的m值分别为1、2、1,则方程(1)、(2)、(3)均为恰好识别方程,用二阶段最小二乘法来进行估计,结果见(4)、(5)和(6)。

ln GDPt=2.9502+0.1104ln Xt+0.6926lnGDPt-1+μt1 (4)

t: (3.1563) (2.4156) (6.5394)

校正的R2=0.9854 D.W.=0.9950 F=474.4776 Pr ob.=0.000

ln GDPt=2.1813+0.1233ln Mt+0.7501lnGDPt-1+μt2 (5)

t: (3.7184) (2.6716) (9.9460)

校正的R2=0.9881 D.W.=1.0357 F=580.3944 Prob.=0.000

ln Mt=6.2367+0.8956ln Xt-0.4661ln GDPt-1+μt3 (6)

t: (3.8039) (11.1689) (-2.5092)

校正的R2=0.9852 D.W.=1.3442 F=465.5542 Prob.=0.000

(六)对模型结果的分析

从式(4)、式(5)、式(6)的结果看,拟合优度均在98%以上。在5%的显著水平下,样本的回归系数都是显著的。从经济意义上考虑,样本的回归系数符号是合理的。对式(4)、式(5)、式(6)的残差进行LM检验,在5%的显著水平下,LM(1)检验相伴概率分别为0.0666、0.0585、0.5136,表明模型均不存在一阶自相关。对式(4)、式(5)、式(6)的残差进行异方差性White检验,在5%的显著水平下,检验相伴概率分别为0.3475、0.3686,0.0652,表明式(4)、式(5)、式(6)均不存在异方差。模型中各方程式的F检验值均比较大,说明模型是有效的[12]。

从长期来看,式(4)结果表明,ln GDP关于ln X的长期弹性为0.3591(0.1104/(1-0.6926)),如果我国高新技术产品出口额每增长1%,我国GDP会增长0.36%左右。式(5)结果表明,ln GDP关于ln M的长期弹性为0.4934(0.1233/(1-0.7501)),如果我国高新技术产品进口额每增长1%,我国GDP会增长0.49%左右。因此,高新技术产品进口对GDP增长的贡献大于高新技术产品出口的贡献。同时,式(6)结果表明,ln M关于ln X的长期弹性为0.8956,如果我国高新技术产品出口额每增长1%,我国高新技术产品进口额会增长0.9%左右。

四、研究结论、原因分析和政策启示

(一)研究结论及原因分析

1.我国高新技术产品出口、进口与GDP之间均存在单向因果关系,我国高新技术产品进口变化、出口变化分别是GDP变化的原因。其理由在于:出口是拉动一国经济增长的三驾马车之一。高新技术产品进口之所以能够促进我国经济增长,主要有以下两个原因:一是先进技术和设备的进口,产生的技术溢出效应,促进了我国相关产业的快速发展,加快了产业结构的转换和升级的步伐,从而促进了我国经济增长。二是进口到我国的高新技术产品很快转化为最终消费,进一步刺激了投资需求,直接推动了我国经济增长。

2.我国高新技术产品出口变化是进口变化的原因,我国高新技术产品出口对高新技术产品进口有明显的促进作用,而不是相反。主要原因:一是我国正处于发展中国家,在我国拥有劳动力资源禀赋优势的情况下,我国的出口应该为进口服务,即出口的目的是为了进口国内的稀缺资源如技术、先进设备等。二是我国高新技术产品出口促进了我国经济增长,我国经济的快速增长又扩大了我国对国外高新技术产品的需求,表明我国国内高新技术产品市场供不应求,为供给约束型市场结构。

3.我国高新技术产品进口对经济增长的贡献大于高新技术产品出口的贡献。其主要原因在于:一方面,我国是科技相对落后的国家,许多高新技术产业的发展对外技术依赖程度相当高。另一方面,我国高新技术产业还处在世界生产价值链的末端,高新技术产品出口主要是以加工贸易的方式出口,真正具有高附加值的产品出口不多。因此,相对高新技术产品进口来讲,出口对经济增长的贡献较小。

(二)政策启示

1.要大力发展我国高新技术产业,促进高新技术产品出口。

我国高新技术产品出口对经济增长的作用小于进口的作用,而且国际竞争力还较低,国际市场赢利率低。而高新技术产品贸易状况代表一个国家在世界经济分工中所处的地位,因此,实施科技兴贸战略,大力发展高新技术产品出口是我国赶超世界强国的必由之路。千方百计扩大高新技术产品出口,更好地参与国际分工,从贸易获得更多的收益,这既是我国目前的紧迫任务,也是长期战略选择。

2.重视高新技术产品进口,促进我国经济的快速发展。

高新技术产品进口对经济发展的作用主要在于:首先,有利于满足我国高新技术产品的市场需求,进一步刺激投资需求,有利于推动我国经济增长。第二,有利于我国利用世界技术资源,提高经济增长质量和产业结构的优化升级。第三,有利于我国培育创新机制,推动技术创新。对于高新技术产品,如果说出口是技术进步的结果,进口则促进了技术进步。因此,我国应该重视高新技术产品进口的作用,建立技术引进、消化、吸收、创新的良性循环机制,走跨越式技术发展道路,促进我国经济的快速发展。

参考文献

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[3]许和连,赖明勇.我国出口与经济增长关系分析[J].湖南大学学报,2001(9):33-35.

[4]石传玉,王亚菲,王可.我国对外贸易与经济增长关系的实证分析[J].南开经济研究,2003(1):53-58.

[5]贺骁,廖维琳.高新技术产品进出口贸易对经济增长的作用[J].国际贸易问题,2004(5):13-16.

[6]许统生,涂远芬.高新技术产品贸易与我国经济增长的长、短期关系——基于协整理论和误差修正模型检验[J].统计研究,2006(5):60-63.

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联立方程组模型论文 第3篇

从 “十一五”开始我国将转变经济增长方式列入规划。在经济增长方式转变的过程中,由于技术进步以及生产方式的改进会进一步对就业产生挤出效应,使得原本的就业问题更加严峻。因此必须对传统的经济增长模式进行反思和重构,从而真正实现转变经济增长方式与扩大就业的有机耦合。

林左鸣( 2004) 教授创立的广义虚拟经济学( 认为广义虚拟经济是主要以满足人们心理需求为主导的经济) 为我们找到破解保增长与促就业两难困境的良方提供了一种新的理论支持。在广义虚拟经济时代,经济增长不仅是基于产品的稀缺性,更多是基于人们差异化的心理需求。朱金生等( 2013) 在此基础上提出我国的经济发展与就业增长未能实现同步共进、协同耦合的根本原因在于我国的增长方式还停留在粗放阶段,产业结构中的广义虚拟经济部门发展相对滞后。与传统以满足人们衣、食、住、行等生理需求为主的 “物本经济”不同,广义虚拟经济是以满足人们 “乐”的心理和精神需求为主的基于马克思 “生活对象化”人类活动图式的人本经济。由于人们精神需求的无止境使得后者创造的需求是无限的,而从供给方来看,人力资本是企业利用信息资源创造虚拟价值的关键。由于人力资本主要是后天获得的,相较于传统的劳动、资本、土地等要素资源来说,其可塑性强、供给弹性大,如果把面向人们生活的广义虚拟经济发展起来,就能充分发挥其劳动就业弹性强的优势,在 “新常态”下促成经济增长方式转变和就业增长的协同耦合。

美国和日本在经济全球化的浪潮中既是中国国际市场上的有力竞争者,更是发展广义虚拟经济、转变经济增长方式和促进就业的东西方的先进国家和典型代表。我国正在加快 “一带一路”建设、加快构建开放型经济新体制,更要博采众长,吸取先进国家的发展经验为我所用。因此在当前全球竞争进入广义虚拟经济主导制胜和国内处于经济增长方式转变的背景下,以美、日、中为例的国际视角比较研究,有助于人们更好地认识到在广义虚拟经济发展的不同阶段对国内就业的影响,提供更科学的相关顶层制度设计。

二、美、日、中三国广义虚拟经济发展与就业增长现状: 统计描述

( 一) 广义虚拟经济的分类核算方法

关于广义虚拟经济的内涵,林左鸣教授( 2005) 认为,广义虚拟经济是跨越了历史的长河出现的一条延长了的经济链条,是一条跟人们日常生活息息相关的经济轨道。这一链条上必须加上 “乐”这个元素。乐的经济链条是广义虚拟经济的突出代表。以影视娱乐、旅游休闲、古董字画、体育锻炼等服务行业组成的巨大产业集群不断壮大,在中国国内生产总值中份量稳步增加,这些产业所制造或者说服务的正是人们日益增加的消费需求所伴随的虚拟价值。尹国平( 2010) 认为,广义虚拟经济与传统经济在财富的定义上有所不同,前者将所有可以服务人的心理需求的产品或服务都囊括其中,而且形式不限于证券、金融衍生产品等狭义的形式,更是以文化、体育、艺术、娱乐、互联网等广义的形式层出不穷。

基于广义虚拟经济的核心内涵或定义,一些学者对广义虚拟经济的分类方法进行了一些有益的探索。如李小宁( 2011) 认为可以对广义虚拟经济部门进行这样的划分: 可直接定价的、不能直接定价的。张运良和陈旭( 2012) 认为广义虚拟经济是服务业中的非实体经济性服务业,因而对服务业进行了三级分类,认为广义虚拟经济性服务业属于其中的补充性服务业、新兴服务业和非物质需求型服务业。但以上分类缺陷在于: 前者仅是从理论上对广义虚拟经济进行了划分,并未对具体的行业进行明确的分类; 后者仅是对服务业内部进行的划分,未涉及整个国民经济部门。所以我们无法在实证中直接运用该分类来搜集数据做实证分析。赵洪江( 2014) 根据林左鸣教授对广义虚拟经济的定义和我国的国民经济分类体系将:H ( 住宿和餐饮业) 、I ( 信息传输、软件和信息技术服务业) 、J ( 金融业) 、L ( 租赁和商务服务业) 、M( 科学研究和技术服务业) 、N ( 水利、环境和公共设施管理业) 、O ( 居民服务、修理和其他服务业) 、P( 教育) 、Q ( 卫生和社会工作) 、R ( 文化、体育和娱乐业) 、S ( 公共管理、社会保障和社会组织) 、T( 国际组织) 这一系列产业划分为广义虚拟经济产业。本文认为赵洪江的分类方法不仅符合广义虚拟经济的核心概念,同时十分具体明确,易于整理和计算。故本文将以上国民经济分类体系中挑选出的产业划为广义虚拟经济产业,其余为传统实体经济产业。

( 二) 美国、日本、中国广义虚拟经济发展与就业增长现状

按照上文的统计分类核算方法,选取1980 - 2013 年的相关数据,统计整理出三国广义虚拟经济发展与就业增长的概况,见表1。

由表1 可知,1980 年以来美国广义虚拟经济产业生产总值在美国GDP中的比重持续上升,从1980 年的50. 11% 持续增长到了2013 年的63. 96% ,广义虚拟经济已经成为美国经济的主导。日本在此期间同样由传统实体经济过渡到广义虚拟经济主导的经济增长方式。日本广义虚拟经济的比重从1980 年到2013 年整体呈上升趋势,即使在1990 年到2010 年所谓的日本 “失落的二十年”期间比重也是持续提高。可见战后日本的经济增长方式的转变从未停止,广义虚拟经济产业一直在蓬勃发展,从之前的不足GDP一半的比重,逐渐攀升到58. 49% 以上,成为了日本经济的支柱,同时也基本完成了经济增长方式的转变: 由重工业、化工业等实体经济产业为主转移到汽车、电子行业,再到由信息科技产业、动漫娱乐产业、数字媒体产业领导的广义虚拟经济产业为主的新经济结构。相比之下,我国广义虚拟经济产值占我国GDP的比重较美国和日本低了太多,直到2013 年其比重才达到25. 66% ,距离经济发达国家和地区的水平还相去甚远。

在就业方面,自1980 年以来,美国广义虚拟经济产业的就业人口比重基本保持着上升的趋势,从1980 年的53. 66% 一直增长到2013 年的67. 48% 。同样,日本广义虚拟经济产业的就业人口比重也是持续上升,从1980 年的41. 96% 上升到2013 年的58. 11% 。对比美国和日本广义虚拟经济就业人口的变化趋势我们可以看出,随着一国经济增长方式的转变、产业结构的升级,越来越多的劳动力将从传统实体经济产业流动到广义虚拟经济产业中。我国广义虚拟经济产业就业人口比重虽然总体上保持了上升趋势,但直到2013 年还不到总就业人口的30% ,较之美国和日本仍有较大差距,说明我国广义虚拟经济还有很大的增长潜力,还需要大力发展。

(单位:%)

资料来源:世界银行数据库(http://data.worldbank.org.cn/);中国国家统计局网站http://www.stats.gov.cn(2014)。

朱金生等( 2013) 认为,有别于传统物本经济的广义虚拟经济的 “收入需求弹性递增规律”、“边际报酬递增规律”和劳动力市场分割的存在,将驱动劳动就业人口不断从传统实体经济部门流动到新兴广义虚拟经济部门,从而有助于一国产业结构升级、经济增长方式转变以及就业的数量、质量和结构优化。

为了进一步量化比较美、日、中三国广义虚拟经济发展对就业增长的作用,本文基于美日中三国1995 - 2013 年的时间序列数据,通过构建联立方程模型,对比分析广义虚拟经济对各国就业的直接、间接以及总效应。

三、实证分析

( 一) 理论框架及模型构建

本文假设一个国家的生产活动满足Cob - Douglas生产函数,则产出Y由资本K 、劳动L和技术水平A决定,表达式为: Y = AKαLβ。

其中Y由各国GDP表示,并按照上文分解为广义虚拟经济生产总值( YGV) 和传统实体经济生产总值( YTR) 。两边取对数简化后可得广义虚拟经济对就业直接影响的表达式:

根据保罗·萨缪尔森,威廉·诺德豪斯( 1999) 关于投资的理论,投资由收益、成本和预期决定: K= K( Y,NE,R,Tax,Y') ,其中预期Y' = Y'( Y_ 1,NE_ 1) 。整理得:

其中NE 、R 、Tax分别为净出口、利率和税率,Y_ 1 、NE_ 1 为相应的滞后期。

综合技术水平A一般来说与国内科研支出、国外新技术和产品的引进、外商直接投资的技术外溢等因素有关,于是我们可以得到如下方程:

其中TDI、TFI、HTI、FDI分别为国内技术投入、国外技术投入、高科技产品进口以及外商直接投资。

根据产业关联理论( 里昂惕夫,1990) ,广义虚拟经济的发展也会影响传统实体经济的发展进而作用于就业。再次运用Cob - Douglas生产函数我们可以得到:

表明传统实体经济的发展不仅受自身资本以及劳动投入的影响,还与广义虚拟经济的发展有关。

综上所述,可以构建出测算广义虚拟经济对国内就业直接和间接影响的模型:

其中 ε1、ε2、ε3、ε4为随机扰动项,广义虚拟经济发展对一国就业增长的总效应= 直接效应+ 间接效应= C( 3) + [C( 2) * C( 21) + C( 4) * C( 8) + C( 5) * C( 15) ]。

( 二) 数据说明

本文联立方程数据来自各国统计部门和世界银行数据库的行业及总体数据,产业数据按上文的划分标准重新加总,模型中各解释变量如下所示:

L为各国就业总人数( 万人) ; YGV、YTR分别为各国广义虚拟经济和传统实体经济产业GDP ( 中国: 亿元; 美日: 亿美元) ; K为各国固定资产投资总额( 中国: 亿元; 美日: 亿美元) ; A为各国全员劳动生产率,用实际GDP与L的比值表示( 中国: 亿元/万人; 美日: 亿美元/万人) ; NE为各国净出口总额,NE_ 1 为前一年总额( 中国: 亿元; 美日: 亿美元) ; R为各国央行公布的一年期基础贷款利率; TAX为税收总额占K的比重; TDI为各国政府财政支出中的科技支出( 中国: 亿元; 美日: 亿美元) ; TFI为各国技术引进合同金额( 亿美元) ; HFI为各国高科技产品进口总额( 亿美元) ; FDI为各国外商直接投资总额( 亿美元) 。

本文运用的是联立方程模型,可通过对方程右边变量的系数计算来估计其对方程左边的全国总就业的直接和间接效应。解联立方程模型一般有跨方程加权法、似不相关回归法、两阶段最小二乘法、三阶段最小二乘法、广义矩法和完全信息极大似然估计法,本文采用的是三阶段最小二乘法( 3SLS) 。

( 三) 参数估计

通过Eviews6. 0 软件可以充分运用到所有搜集到的数据并且只需要一次回归即可得到本文需要的系数的估计结果,然后根据联立方程模型中变量系数的显著性剔除某些变量来完善模型,最后得到最优模型和最优解。基础模型的估计结果和最优模型估计结果见表2。

注: Adj R2( 1) 表示联立方程模型中方程( 1) 的调整的决定系数,其余指标含义以此类推。***、**、*分别表示在1% 、5% 、10% 的水平上显著,下同。

由表2 可知基础模型大部分系数通过了1% 或者5% 显著性水平检验,模型中方程拟合度表现很好,R2均超过了99% 。在逐步剔除了不显著的解释变量后,我们得到了更为精确的最终模型。

同理,为定量测算美国、日本两个发达国家广义虚拟经济发展对就业的直接和间接影响,选取世界银行数据库( http: / /data. worldbank. org. cn /) 公布的美国和日本的经济数据,采用修改后的最终模型进行估计,得到结果如表3 所示。

由表3 可见,美、日两国联立方程模型中各系数均通过了显著性检验,并且Adj - R2在0. 89 - 1 之间,说明调整后的联立方程模型对观测值的拟合程度很高。

四、中、美、日三国广义虚拟经济对就业影响的结果比较

整理表2、表3 联立方程模型估计系数结果后可得出中国、美国、日本广义虚拟经济对就业的直接、间接及总效应。具体结果见表4。

从表4 的对比来看,美国、日本、中国广义虚拟经济对就业的直接效应都是正值。但在对就业的影响程度上有较大差异,其中美国的直接就业效应最为显著( 0. 60% ) ,日本次之( 0. 56% ) ,中国最末( 0. 31% ) 。之所以美国、日本的直接就业效应比我国强,是因为上述两国均通过积极发展广义虚拟经济促进经济增长方式转变。根据白雪洁( 2003) 的研究,早在20 世纪80 年代末,美、日两国相继进行了产业结构调整,主导产业呈现出服务化、信息化趋势,对国内就业带来了直接影响。从美国角度出发,在布雷顿森林体系崩溃后,美国没有通过贬值来维护本国商品在国际市场上的竞争力,而是通过强势美元提供了一种国家信心和信用。这说明美国经济的发展模式不再局限于对实物产品的生产,而是更加注重对广义虚拟经济主导权的掌控( 田大瑜,2010) 。进入21 世纪以来,以物联网为代表的广义虚拟经济产业迅速崛起促进了金融危机后美国的 “再工业化”,在改造传统产业的同时促进了文化、教育、信息等新兴产业的技术升级,创造了就业( 萧琛等,2011) 。对于日本而言,1955 年以后,日本产业和就业结构变迁过程中呈现出明显的工业化和服务业化的态势,在产业内部尤其是制造业也存在产业从轻工业向重工业和高新技术产业升级的趋势( 关雪凌等,2012) 。

从间接效应看,美国的广义虚拟经济通过影响传统实体经济、全社会固定资产投资、综合技术水平产生的间接就业效应都是负值,日本和中国的前两项均为正值,最后一项与美国一致都是负值。究其原因是因为广义虚拟经济的间接效应及其作用机理更为复杂,甚至可能因时因地因作用对象而异。

首先分析广义虚拟经济与传统实体经济以及固定资产投资的关系。由于广义虚拟经济的概念提出较新,相关研究可从现有对虚拟经济与实体经济以及固定资产投资关系的一些文献成果看出端倪。王洪波( 2012) 认为,虚拟经济是实体经济运行过程中产生并依附存在的经济形式。在一定程度内,虚拟经济的发展会促进实体经济运行,但虚拟经济一旦失控会给实体经济带来负面影响。刘霞( 2010) 对美国20 世纪90 年代实体经济与虚拟经济关系的研究证实了这一点,与美国股市泡沫形成巨大反差的是实体投资的锐减。经济运行过程中实体经济与虚拟经济的背离造成对实体经济资金的挤占,从而使投资率下降。由此可见,美国广义虚拟经济对实体经济及全社会固定资产投资总体表现为挤出效应,间接就业效应为负也自然不难理解。相较于美国,日本和中国广义虚拟经济的发展相对落后,其对实体经济及全社会固定资产投资总体表现为挤入效应,间接就业效应为正,且广义虚拟经济发展更落后的中国间接就业效应更大一些。这与周莹莹等( 2014) 关于我国1998 - 2012 年度虚拟经济发展对实体经济投资影响的研究结果相符。研究发现虚拟经济发展无论是在短期还是长期均对实体经济投资有促进作用,且长期效果更为显著。

再看广义虚拟经济通过影响综合技术水平产生的间接就业效应,三国均为负,其中美国最小、日本居中,中国相对较大。一般而言,技术进步对就业的影响在短期中表现为冲击效应,长期则为补偿效应。冲击效应是指科学技术的提高导致机器对普通劳动的替代,使一部分从事简单劳动的工人被顶换出来,导致用人单位对从事简单劳动的工人需求量的降低; 而所谓的补偿效应,是因为一国的技术进步引起劳动生产率的提高,导致企业产品生产成本的降低和价格的下降,引起消费需求的增加和市场的扩大,并继而通过行业上下游产业链的拓展,使产业得以发展,从而创造大量的就业岗位; 同时技术进步也会创造出一些高新技术产业,增加高层次人才的就业需求。美国是世界技术创新的领导者,广义虚拟经济发展所要求的高素质人力资源富集,广义虚拟经济发展带来的技术进步导致的就业冲击效应相对较小,补偿效应相对较大。而我国则正好相反。

最后从总效应来看,美、日、中三国广义虚拟经济生产总值每增加1% ,就业人口总数分别提升0. 5129% 、0. 4627% 和0. 1186% 。

五、结语

作为现代服务经济的代表和经济转型的发展方向,广义虚拟经济已经成为新经济时代下各国争夺世界经济话语权的重要标的,美国凭借国民经济中60% 以上的广义虚拟经济比重走在了世界前列。日本紧随其后,也在想方设法谋求广义虚拟经济的国际话语权。而我国无论是广义虚拟经济产值还是就业比重都不到总量的1 /3,发展相当滞后,需要从战略高度引起重视,并采取有效对策。

1. 科学认识广义虚拟经济发展对国计民生的重要意义。传统的经济增长和就业增长不一致、不同步、不协同耦合的原因在于未能充分从经济增长模式上认识问题的症结所在。在加快经济增长方式转变的过程当中,如果把主要面向人们精神生活的广义虚拟经济发展起来,就能充分发挥其劳动就业弹性强的优势,在 “新常态”下促成经济增长方式转变和就业增长的协同耦合。通过广义虚拟经济发展和就业增长的协同耦合,真正实现中国经济增长模式的转型和 “中国梦”。

2. 合理促进传统实体经济与广义虚拟经济的协调发展。满足人们物质需要为主的传统实体经济与满足人们心理和精神需要的广义虚拟经济,是一对相辅相成的对立统一关系,必须协调发展。传统实体经济发展落后,导致人们的基本需求无法满足,精神生活和追求就成为无本之木; 广义虚拟经济发展过度或过低,势必引起经济崩溃或滞涨。为此,要汲取美国次贷危机、日本失去的二十年等国际国内历次金融危机所带来的教训,加强金融监管、风险控制等相关制度建设,防范和化解二者比例失调和失控所带来的经济风险和失业率增加引致的社会政治风险。

3. 继续实施 “科教兴国” 战略,加强人力资本培育,激励科技创新,提高全要素生产率,推动经济增长方式转变。强化科学技术是第一生产力的思想,充分发挥技术对经济发展和就业增长的补偿效应,降低其冲击效应。坚持教育为本,加大健康投资,加强人才引进,加快人力资本储备。在广义虚拟经济时代,以满足人们心理和精神需求为主的虚拟价值的创造在国民经济中占主导地位,较之传统生产要素而言,人力资本素质和数量更为重要。为此应加大对教育、文化和医疗的投资力度,提高劳动者素质水平和健康水平; 为各类优秀人才创造良好的流动环境,激励科技创新,提高全要素生产率,推动经济增长方式转变,吸引国内外高素质的人力资本流入到广义虚拟经济的各行各业,促进广义虚拟经济发展和就业增长的良性互动。

参考文献

[1]白雪洁.日本与美国产业结构变动的经济增长与就业效果比较[J].现代日本经济,2003(5):30-35.

[2]关雪凌,丁振辉.日本产业结构变迁与经济增长[J].世界经济研究,2012(7):80-86.

[3]李小宁.一种广义虚拟经济的分类方法[J].广义虚拟经济研究,2011,2(4):46-52.

[4]林左鸣.看不见的心—虚拟经济时代的到来[M].北京:中国经济版社,2004.

[5]林左鸣.虚拟价值引论——广义虚拟经济视角研究[J].北京航空航天大学学报:社会科学版,2005,18(3):21-25.

[6]刘霞.对美国虚拟经济与实体经济的分析与思考[J].兰州学刊,2010(1):64-67.

[7]田大瑜.美国经济的信用卡效应分析——基于广义虚拟经济视角分析资本流入美国的根源[J].广义虚拟经济研究,2010,1(1):38-45.

[8]王洪波.我国虚拟经济对实体经济增长效应的实证分析[J].海南金融,2012(6):25-28+88.

[9]尹国平.广义虚拟经济视角下的财富、价值与生活[J].北京航空航天大学学报:社会科学版,2010,23(2):62-65.

[10]张运良,陈旭.广义虚拟经济视角下的服务业经济理论研究与应用[J].广义虚拟经济研究,2012,3(3):58-64.

[11]朱金生,徐宏慧,杨超.广义虚拟经济发展与就业增长的相互关系及其作用机理[J].云南民族大学学报:哲学社会科学版,2013,30(3):82-88.

联立方程组模型论文 第4篇

近年来, 国外许多学者研究外商直接投资 (Foreign direct investment, FDI) 对东道国生态环境带来何种效应问题存在以下两种观点:一些研究得出FDI会对东道国的生态环境带来负效应。Walter和Ugelow (1979, 1982) 提出了“污染避难所假说”。后来Baumol和Oates在理论上对这个假说进行了系统的证明, 并提出若发展中国家采取的环境标准较低的话, 那么将会变成世界污染产业的转移地。Zarsky, L (1999) 也认为FDI对环境的影响是负面的至少存在六种FDI影响宏观环境变量的潜在途径。另一些观点认为FDI对东道国带来的生态环境效应为正。如Eskel and&Harrison (2002) , 认为FDI既促进了一个国家的技术进步, 又可以通过引进环境友好型技术和产品来提高一国的环境福利。国内学者一般认为FDI带来的生态环境的效应为负。应瑞瑶, 周力 (2006) 基于“污染避难所假说”, 采用计量分析研究FDI与环境问题的关系, 得出在我国各地区FDI的相对水平与工业污染程度正相关, 且东部比中部和西部地区更突出。在时间序列上, FDI与我国工业污染呈U型的“环境污染曲线”。

在建设长株潭资源节约型、环境友好型城市群和促进湖南省产业结构的升级的背景下, 探讨FDI的生态环境效应的机理, 分析FDI是通过何种途径给湖南省带来生态环境效应的, 这对最大程度地降低外资企业对湖南省生态环境的负面效应意义重大。鉴于此, 本文将运用湖南省1990-2008年的年度FDI和工业废水排放量数据来检验FDI是如何直接或间接的通过规模、结构和技术效应三条路径对湖南省生态环境产生影响的。

二、FDI生态环境效应的机理计量分析

(一) 计量模型构建

本文借鉴JieHe (2006) 的五等式联立方程组, 实证检验FDI给东道国或地区带来的规模、结构和技术效应, 从而直接或间接的分析对湖南省生态环境质量产生影响, 模型构建如表1所示。

(二) 变量的选取及数据的说明

回归分析采用1990-2008年度相关数据, FDI用每年实际利用外资额 (万美元) 乘以当年人民币对美元的中间汇价表示 (万元) ;资本形成总额 (亿元) 表示资本;年末从业人员总数 (万人) 表示劳动人数;用工业废水排放量 (万吨) 作为生态环境质量变量;因为人均国内生产总值的变动和国内生产总值的变动具有很强的相关性, 所以一个地区的经济规模用人均国内生产总值 (万元) 来表示;一个地区的产业结构状况用工业总产值占国内生产总值的比重 (%) 表示;用每单位产值需排放废水量的倒数来表示技术效应;环境管制强度用环保机构从业人员表示;劳动力成本用职工平均工资 (元/人) 表示。以上涉及到的数据均来自于《湖南省国民经济和社会发展统计公报》、《环境统计年鉴》、《湖南统计年鉴》各期。实证分析中运用了SEM (联立方程模型) 来进行估计, 进行回归分析时, 对方程的两边取双对数, 具体待估的模型及系数如下:

三、计量结果及其分析

借助Eviews3.1分析软件, 采用加权最小二乘法 (Weighted Least Squares) 对模型参数进行估计。估计结果如下:

从方程1来看, 整个方程的回归系数显著 (t统计量对应的p值较小) , R-squared=0.999946说明总体拟合优度值较高。方程中的LNY、LNΩ前的系数分别为1.109950、0.897964, 均为正值, 这说明规模效应、结构效应对湖南省工业废水排放总量的影响显著为正;LNτ前的系数为负值 (-1.000790) , 说明技术效应对湖南省工业废水排放总量的影响显著为负。LNKf前的系数为0.005797, 说明FDI对工业废水排放总量的直接影响显著为正, FDI每增加1%, 工业废水排放总量分别会增加0.0058%。

从方程2来看, 因为R-squared=0.963423, 说明方程总体拟合较好。LNFDI前的系数为0.057423且通过了t检验, 说明了外商直接投资每增加1%, 就会引起规模效应扩大0.057423%。根据方程1中的结论, 规模效应对湖南省工业废水排放总量的效应为正, 从而可知FDI间接地对湖南省工业废水排放总量产生了正面的影响, 即FDI影响湖南省生态环境质量的规模效应为负。

从方程3来看, LNR前的系数为-0.657624, 说明实施严格的环境管制会使污染工业产业所占比重有所下降;LNFDI前的系数为-0.028246, 说明FDI促进了污染产业结构的优化, 但R-squared=0.150874, 可知方程总体拟合得不理想, 这两者的系数都十分不显著。

从方程4来看, 从R-squared=0.648025可知模型整体拟合得还能接受, LNY与LNFDI前的系数分别为1.003038、0.263813且基本通过t检验。两者前的系数值为正, 说明Y和FDI的增加都有助于我省环境保护技术水平的提高, 使得生产单位产品所排放的工业废水有所减少。

方程5为FDI的决定方程, R-squared=0.747342可知方程整体拟合得还能接受。方程中LNR (-1) (前期的环境管制强度) 系数为负, 说明严格的环境管制会使FDI有所下降, 但该系数不显著, 说明环境管制不是FDI目前进行区位选择的重要因素。

参考文献

[1].Zarsky, L.Havens, halos and spaghetti:untangling the evidence about foreign di-rect investment and the environment[J].OECD Foreign Direct Investment and the Evironment, 1999.

[2].应瑞瑶, 周力.外商直接投资、工业污染与环境规制——基于中国数据的计量经济学分析[J].财贸经济, 2006 (1) .

[3].湖南省统计局.湖南省国民经济和社会发展统计公报2007、2008[R].2004.

联立方程组模型论文 第5篇

电子商务是现代社会进行交易的代表方式之一。电子商务发展初期,交易规模较小,2000年电商零售额仅为3.77亿元,占当年社会销售品零售总额的万分之一,然而到2014年,电子商务零售额达到13万亿元,占社会销售品零售总额的比重过半,电子商务开始进入高速发展期,与此同时,第三方支付伴随电子商务应运而生并迅速发展。第三方支付发展的转折点是2008年,其开始为消费者所信任并被使用。2008年第三方支付交易规模为3000亿元,第三方支付从无到有,经历了将近8年的低潮期,发展至今市场交易规模已超过13万亿元。网上支付用户规模和网上购物用户规模稳步增长,到2015年第二季度分别达到3.59亿元和3.74亿元,比上年年底分别增长了17.9%和3.5%。

有学者对电子商务和第三方支付、电子商务和网上购物用户、第三方支付和网上支付用户之间的关系进行了研究。张虹(2000)和王浩(2000)定性地分析了我国电子商务发展的制约条件,均认为网络支付是限制电子商务发展的关键因素。丁夷等(2006)进一步研究了限制电子商务发展的因素,对张虹(2000)和王浩(2000)的研究结果进行了肯定。

网上购物用户规模因素是推进电子商务交易不可缺少的重要条件。张黎(2006)指出,网上购物用户是电子商务的使用主体,其购物习惯容易受先前购物经验的影响,良好的购物体验会提高用户的积极性,扩大交易规模。郭赞伟(2010)比较了中国与美国、韩国、英国的网络购物用户规模和电子商务交易规模,认为我国的网络购物用户还可以推动电子商务进一步发展。

徐超(2013)详细阐述了第三方支付体系的范畴,第三方支付体系包括线上支付和线下支付两个主要部分。网络支付体系的使用者主要是网上支付用户,通过互联网支付和移动支付完成网络支付。网上支付用户增加会促进第三方支付线上支付交易量增大。

可以看出,既有研究多是定性描述电子商务和第三方支付、电子商务和网上用户规模、第三方支付和网上用户规模之间的单向影响因素,而对于他们之间的相互影响及彼此影响的程度,目前没有学者对其进行定量研究。定量分析电子商务与第三方支付和网上用户规模三者之间的相互关联和影响具有十分重要的意义,本文将收集官方数据测定电子商务和第三方支付、电子商务和网上用户规模、第三方支付和网上用户规模之间的相互影响程度,基于联立方程模型,定量分析影响电子商务交易规模、第三方支付交易规模和网上用户规模等各类因素的具体数据,探索它们的相关关系并提出切实的发展建议。

二、模型设定

为定量研究电子商务交易规模、第三方支付交易规模、网上用户规模等因素之间的相互影响,需建立模型来对电子商务交易规模、第三方支付交易规模、网上支付用户规模的影响因素进行分析。

在电子商务模型建立方面,电子商务除受第三方支付、网上购物用户规模影响外,还受物流(使用快递服务行业的业务收入代替)、居民可支配收入(根据数据的可获得性,将居民可支配收入分为城镇居民可支配收入和农村居民可支配收入两个因素)的影响。尹世久等(2009)采用问卷调查的方法,通过Logit模型定量研究消费者使用电子商务的原因,研究变量包括消费者的文化程度、网络购物安全性、消费者收入、网购便利性等因素,但并未直接计算出影响程度的数值。因此,本文在电子商务模型中选择居民可支配收入作为影响因子。

在第三方支付模型研究方面,第三方支付除了受电子商务和网上支付用户规模的影响,还受信用卡发行量的影响。第三方支付体系不仅包括网络支付体系,还渗透到线下支付。线下支付的用户主要是信用卡用户,信用卡用户选择第三方支付的线下支付是因为某些银行的线下POS机不能刷信用卡,而第三方支付的线下POS机可以。本文根据对第三方支付体系的定义,选择电子商务交易规模、影响网络支付体系的网上支付用户规模和影响线下支付的信用卡发行量等因素,建立第三方支付交易规模的方程。

在网上支付用户规模方面,除了受第三方支付的影响,还受网上购物用户规模的影响。网上购物用户规模扩大,会导致网上交易的次数增多,引发用户对网上支付的需求,使得网上支付用户规模扩大。

建立相关关系的模型时,首先应该确定变量的规则。由于在定量对电子商务、第三方支付和网络购支基础设施的相互影响进行研究时,方程中选择变量的单位和量级不同,无法对数据进行加权平均,所以要对数据进行标准化处理。笔者选择对变量进行双对数处理,建立双对数联立方程组。对原始数据做双对数处理,可以减轻模型变量的共线性和异方差性,使数据序列更加平稳和平滑,提高模型的拟合度,便于直接计算出因变量受自变量变化影响的弹性系数。

根据上述分析,本文拟建立从2009年第一季度到2015年第一季度连续25个季度探讨电子商务交易规模、第三方支付交易规模以及网上支付用户规模三者之间相互关系的双对数联立方程组模型。引入下列模型变量:①内生变量:电子商务交易总额(ET)、第三方支付交易规模(TP)、网上支付用户规模(OPU);②外生变量:城镇居民可支配收入(UR)与农村居民纯收入(RR)、网上购物用户规模(OSU)、快递服务行业的业务收入(LO)、信用卡发行量(CD)。设立如下表述以上变量之间关系的双对数联立方程组:

其中:C1、C7、C11分别为常数项;μ1i、μ2i、μ3i分别表示误差项;LN代表双对数函数;C2~C6、C8~C10、C12~C13分别表示被解释变量对相应的解释变量变化的影响敏感度,即弹性系数。

三、联立方程模型识别

因为方程可能不具有唯一的统计形式,所以要对联立方程模型进行识别。首先应用秩条件来判断方程是否可被识别,在判断方程可以被识别之后,再利用阶条件判断方程是恰好识别还是过度识别。

(一)应用秩条件

秩条件的判别方法是:设定包含M个方程的方程组,若方程(i)的秩R(i)<M-1,则方程(i)不可识别;若秩R(i)=M-1,则方程(i)可识别。

首先,将联立方程组的干扰项删去,得到新的联立方程组,即方程(4)、(5)、(6);然后,根据新方程组获得参数,结果见表1。

判断方程(4)是否可识别,利用表1,划去方程(4)的参数行,再删去方程(4)变量系数不为0的列,最后得到的矩阵为,该矩阵的秩R(4)=2,该方程组内方程数M=3,因此M-1=R(4),所以该方程可识别。同理可证方程(5)、(6)也是可识别的。

(二)阶条件

设定方程所有变量为H个,内生变量为K个,待识别方程包含变量G个。阶条件为:若H-G=K-1,则方程恰好识别;若H-G>K-1,则方程过度识别;若H-G<K-1,则方程不可识别。

因为所有方程的变量总数H=8,内生变量数K=3,方程(4)、(5)、(6)的变量数分别为G4=6,G5=4,G6=3,所以方程(4)是恰好识别的方程,方程(5)、(6)是过度识别的方程。

四、模型的计量经济学分析

(一)数据收集

本文中电子商务交易规模数据来源于2009~2015年艾瑞咨询电子商务市场季度数据;第三方支付交易规模是指互联网支付、移动支付和线下支付的总和,数据来源于2009年第一季度~2015年第一季度艾瑞咨询的第三方支付市场季度数据;网上支付用户规模和网上购物用户规模数据来源于CNNIC(中国互联网络信息中心)的2009年1月第23次至2015年7月第36次中国互联网络发展状况统计报告。由于该报告中只有2009~2015年第二季度和第四季度的统计数据,根据过去一年的第四季度统计数和第二年的第二季度的统计数据,采用中位数求出第二年第一季度的网上购物、支付用户规模,同理得出第二年第三季度数据。城镇居民可支配收入和农村居民纯收入数据来源于国家统计局的季度数据。快递服务行业的业务收入由国家邮政局公布的2009~2015年邮政业运行情况报告得出,报告对象为邮政企业和全国快递服务企业业务收入。信用卡发行量数据由2009年第一季度~2015年第一季度支付体系运行总体情况得出;个别报告中存在数据缺失,因此有一些数据由笔者采用趋势移动平均法计算整理得出。表2是主要变量的描述性统计结果。

(二)数据处理

前述模型的方程组中有两个方程过度识别,二阶最小二乘法(2SLS)可以有效解决过度识别问题,下面选择2SLS对联立方程进行回归处理,并使用EVIEWS 7.0处理模型数据,所得结果见表3。

(三)结果分析

1. 电子商务交易规模方程。

由表3可知,除了农村居民纯收入,其他变量都通过了电子商务交易规模方程的显著性检验。电子商务交易规模主要受到第三方支付交易规模、快递服务行业的业务收入、网上购物用户规模和城镇居民可支配收入四个因素的影响。假设四个因素对电子商务交易规模的整体影响为1,按照四个因素的系数大小确定各自所占比例和排名。在总的影响因子为1时,第三方支付交易规模、快递服务行业的业务收入、城镇居民可支配收入以及网上购物用户规模对电子商务交易规模的影响因子分别为0.63、0.55、0.13、0.1,第三方支付交易规模对电子商务交易规模的影响最显著,其次是快递服务行业的业务收入,再次是城镇居民可支配收入,影响最弱的因子是网上购物用户规模。

注:表中括号内数值为t值,∗、∗∗、∗∗∗分别表示在10%、5%、1%的统计水平上显著。

第三方支付交易规模对电子商务交易规模的影响在1%的水平上显著为正,第三方支付交易规模每增加1%个单位,电子商务交易规模将增加0.63%个单位。该结果与之前学者的研究相一致(如赵小波,2012)。第三方支付之所以能促进电子商务交易规模的增长,是因为两个方面:一是第三方支付可以为电子商务提供信用担保,保障交易双方的资金安全。假使卖家的商品有质量问题,买家可以向第三方支付平台申请退款,买方不再处于劣势地位,也不需要担心卖家收钱之后不发货。二是第三方支付使用方便。不论是在哪个开户银行,消费者只需要掌握第三方支付统一支付界面的操作流程即可完成支付。第三方支付的安全性和便捷性能够满足用户的支付需求,简化电子商务支付的流程,买家和卖家可跨越时间和空间的限制,随时随地进行交易,增加了电子商务交易额。

快递服务行业的业务收入对电子商务交易规模的影响在1%的水平上显著为正,其业务收入每增加1%个单位,电子商务交易规模将增加0.55%个单位。快递服务行业对电子商务的影响仅次于第三方支付。快递服务直接影响电子商务交易过程的商品流动,第三方支付直接影响电子商务交易过程的资金安全,对两者进行比较可以发现,消费者重视资金安全甚于掌握商品物流状况。但是两者都是影响电子商务交易的重要因素。物流、信息流、商流、资金流贯穿在电子商务交易过程中,是电子商务交易的一部分,共同为电子商务服务。

网上购物用户规模对电子商务交易规模的影响在5%的水平上显著为正,网上购物用户规模每增加1%个单位,电子商务交易规模将增加0.1%个单位。网上购物用户以互联网为基础,进行电子商务交易。网上购物用户规模增加,代表用户对电子商务的需求增加,此时市场需求曲线向右移动;在产能过剩的情况下,商品的供应量不会短缺,假设产品供给曲线不变,均衡价格和产量就会上升,导致电子商务交易额增加。此外,在网上购物用户使用电子商务交易过程中,成功的购物体验会吸引用户再次使用电商平台。网上购物用户再次选择同一家电商平台,而电商平台会根据用户需求推荐相应的商品,用户在购物过程中享受到便利性,对电商平台产生忠诚度和依赖感,从而增大电子商务交易规模。

城镇居民可支配收入对电子商务交易规模的影响在1%的水平上显著为正,居民可支配收入每增加1%个单位,电子商务交易规模将增加0.13%个单位。数据结果与杜森·贝利的相对消费理论相吻合。该理论认为,居民的消费取决于两个因素:过去的消费习惯和周围的消费水平。消费水平会随着收入的增加而提高,但是不会立刻随着收入水平的降低而降低,即消费具有惯性。由于我国居民在每年的第一季度可支配收入最高,所以消费水平会增加,购买商品的金额必定会增加,因此电子商务交易规模也会随之增加。由于居民的消费短时间内不会随着收入水平的降低而降低,所以即使第二季度可支配收入降低,居民的购物标准也不会明显降低。第三季度和第四季度的收入又开始增长,导致居民消费水平全年基本保持一致。因此,电子商务交易规模一直保持着上升的趋势。

2. 第三方支付交易规模方程。

从表3可以看出,电子商务交易规模、网上支付用户规模和信用卡发行量都通过了显著性检验。三个因素系数总和为1.2,当三个因素同时增加1%个单位时,第三方支付交易规模会增加1.2%个单位。这三个因素中电子商务交易规模对第三方支付的影响最大,为0.78;其次是信用卡发行量,为0.38;最后是网上支付用户规模,为0.04。

电子商务市场交易规模对第三方成交额的影响最为显著。在其他解释变量不变的条件下,如果电子商务交易规模每增加1%个单位,第三方支付成交额会增加0.78%个单位。第三方支付的诞生源于电子商务交易中的诚信问题,第三方支付的产业链由三部分组成:支付层、中间层以及应用层。银联、银行构成基础支付层,如果没有该层,支付缺乏终端,无法进行。网站商家和消费者构成应用层,收付款使用第三方支付,他们是第三方支付的直接受益者。中间层是第三方支付服务层,连接银行、银联终端和商家、消费者。第三方电子支付想要稳健发展,三者缺一不可。电子商务刚好连接位于第三方支付应用层的商家和消费者,为第三方支付提供客户,对第三方支付起着极为重要的作用。电子商务交易规模增大,需要支付的订单数量就会增多,第三方支付交易规模也会相应增大。此外,第三方支付的成功也使得消费者信任第三方支付企业,更多地利用第三方支付,从而促进第三方支付企业的发展。

网上支付用户规模对第三方支付交易规模的影响在5%的水平上显著为正,网上支付用户规模每增加1%个单位,第三方支付交易规模将增加0.04%个单位。消费者使用网上支付表现出其对第三方支付的认同感。网上支付用户规模增加,说明交易基数增大,用户需求增加,导致总体使用次数增大,从而促进第三方支付发展壮大。与其他两个因素相比,网上支付用户规模对第三方支付交易规模的影响程度最小,可能是因为相当一部分用户是“僵尸”用户,不常使用网上支付或者网上支付金额较低。

信用卡发行量对第三方支付交易规模的影响在1%的水平上显著为正,信用卡发行量每增加1%个单位,第三方支付交易规模将增加0.38%个单位。数字100市场研究公司所做的信用卡/第三方支付用户研究报告显示,高达95%的信用卡用户都会选择第三方支付进行交易,综合统计使用第三方支付的用户,使用量最高的是网络购物,其次是网上缴费和网上转账。此外,第三方支付企业开始进军线下POS机行业,基于有些银行的POS机不能刷信用卡这一问题,信用卡的线下服务也越来越依赖第三方支付企业。信用卡发行量对第三方支付交易规模的影响大于网上支付用户规模对第三方支付的影响,说明三个因素共同作用的条件下,线下支付同样具有广阔的市场,不容小觑。

3. 网上支付用户规模方程。

网上支付用户规模方程中的两个变量——第三方支付交易规模和网上购物用户规模都通过了2SLS回归下的显著性检验。网上购物用户规模对网上支付用户规模的影响大于第三方支付的影响,是第三方支付交易规模影响程度的2.15倍。在其他条件不变的情况下,每增加1%个单位的网上购物用户规模,所导致的网上支付用户规模增加量比第三方支付交易规模引发的网上支付用户规模增加量高0.45%个单位。

第三方支付交易规模对网上支付用户规模的影响在1%的水平上显著为正,第三方支付交易规模每增加1%个单位,网上支付用户规模将增加0.39%个单位。主要原因在于第三方支付涉及越来越多的支付范畴,涵盖网络购物、电信缴费、网络游戏、航空客票等各个领域。涉及领域越宽广,对消费者的吸引力越强。现代生活节奏加快,第三方支付以其方便快捷的优点,被越来越多的人接受,第三方支付交易规模的增长促进了网上支付用户规模的增长。

网上购物用户规模对网上支付用户规模的影响在1%的水平上显著为正,网上购物用户规模每增加1%个单位,网上支付用户规模将增加0.84%个单位。只要用户使用网上购物,就会形成交易,完整的交易过程必定涉及支付流程。通常网上购物用户使用的支付方式有两种:第三方支付和网上银行。2008年底,网上支付用户规模占全体网民数量的17.6%,网上银行使用率占19.3%,后者略高于前者。到2015年6月底,网上支付用户规模占全体网民的53.6%,网上银行用户规模占46%。网上支付用户规模增长率明显高于网上银行用户规模增长率。可见,近几年超过半数网上购物用户选择网上支付完成交易,与网上支付用户规模方程结果相符。

五、结论和建议

(一)主要结论

本文建立电子商务交易规模、第三方支付交易规模、网上支付用户规模三个方程的联立方程组,探讨了电子商务和第三方支付之间交互影响的定量关系,得到如下结论:

1. 电子商务交易规模和第三方支付规模相互影响、相互促进。

电子商务促进第三方支付的发展,第三方支付又促进电子商务的发展,两者相辅相成,共同发展。电子商务交易规模关于第三方支付交易规模变化的弹性系数为0.63,小于第三方支付交易规模关于电子商务交易规模变化的弹性系数0.78,说明电子商务对第三方支付的促进作用更明显。

2. 第三方支付交易规模和网上支付用户规模相互影响,相互促进。

网上支付用户规模关于第三方支付交易规模变化的弹性系数是0.39,第三方支付交易规模关于网上支付用户规模变化的弹性系数是0.04。第三方支付的交易规模除了受网上支付用户规模的影响,还受电子商务和信用卡发行量的影响。网上支付用户规模越大,对第三方支付的需求量就会越大。

3. 电子商务的发展受多种因素影响。

第三方支付只是影响电子商务发展的因素之一,快递及服务业业务收入、网上购物用户规模、城镇居民可支配收入都会影响电子商务的发展。其中,前三项因素都涉及电子商务交易流程的有关环节。

(二)政策建议

2015年以来,“互联网+”已经成为我国经济转型升级的重要手段。电子商务发展又是各种“产业+互联网”最直接、易见效的途径,其既依赖于又能促进第三方支付市场的扩大和网上支付用户规模的扩张,统筹兼顾地搞好这三方面的建设和发展对我国电子商务发展乃至落实“互联网+”的经济发展战略将产生倍增效应,起到事半功倍的“催化剂”作用。

1. 电子商务应该发展产业新优势。

电子商务迅猛发展得益于不缴纳税费,商品价格低廉。但是国家已经开始制定网上征税的章程,因此电子商务的价格优势在不久的将来可能消失殆尽,拓展新的产业优势已刻不容缓。首先,电商平台应引进新技术,弥补电子商务的不足。例如,之前网上购物用户在网站购买衣服的最大弊端是不可以直接试衣,这是线下消费者规避网购的原因之一,如今购物平台可以引进3D技术,为用户提供虚拟试衣间。用户的需求得到满足,电子商务产业才能赢得顾客的认可。其次,政府应该推动电子商务与传统产业协调发展,促进产业升级和转移。消费品行业在电子商务网站中所占比例明显高于工业行业,发达地区电子商务企业偏多。在这种不平衡的情况下,电子商务网站可以吸引工业企业加入平台或者自建平台,为工业企业创造商机;在偏远地区投入资金开展电子商务教程,将偏远地区的商品带入大众视线中,丰富电子商务商品类型和品种。

2. 第三方支付建设重点在于资金安全和信用担保。

在资金安全方面,第三方支付企业要加强对注册用户的审核,确保用户信息真实,使消费者最终能获得欺诈者的确切信息。此外,国家应制定相关法律赋予第三方支付平台冻结资金的权限,并按照法律规定确定第三方支付平台监管不力应承担的民事责任以及赔偿金额。同时,为了防止第三方支付企业滥用权限,对第三方支付企业冻结资金行为需要进行专门的监督和管理。消费者也应增强识别支付陷阱的能力,尽可能选择信用等级高的卖家,谨慎购物。

在信用担保方面:首先,第三方支付企业应加强自身信用,取得合作平台和消费者的信任;其次,整个电子商务产业链需要协同合作,调派数据处理人员构建第三方评级机构,制定评级指标,采用公允方法对交易双方进行信用评价,约束交易双方的行为;最后,针对第三方支付在电子商务中存在的其他缺陷,应该征求各方意见,共同构建良好的电子商务环境。

3. 确保网上支付用户信息安全。

目前,对于消费者信息遭到泄露,还无法确定权责,不利于用户对网络的使用,国家应尽早制定个人信息保护法等相关法律,根据情节轻重制裁以用户个人信息牟利或者恶意泄露的犯罪者,对未来发生的信息泄露犯罪起到震慑作用。此外,电子商务企业需要增加技术投入和引进更多专业人才,加强对用户信息数据的保护。技术部门不仅要在内部进行技术交流和技术升级,还要发挥开放式创新的特点,建立信息技术交流平台,积极地获取外部的建议,以期更好地保护用户个人信息。

参考文献

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陈祥碧,宋伟斌,胡丹.电子商务第三方支付制度变迁研究[J].财会月刊,2011(35).

丁夷,张凌.论我国电子商务发展的制约因素及其对策[J].现代情报,2011(4).