简介:关于零售额自变量方面的论文题目、论文提纲、零售额自变量论文开题报告、文献综述、参考文献的相关大学硕士和本科毕业论文。
陆大伟1,孙英隽2
【摘 要】通过近几年内我国B2C零售额对多个同期的变量指标进行多元线性回归,用Eviews软件对数据进行实证分析,得出在存在一个为正的时间趋势,而在控制该时间趋势对Ｂ２Ｃ零售额的偏效应后,城镇人均可支配收入和农村人均可支配收入分别与我国B2C零售额存在显著的正相关与负相关.
【关键字】 B2C零售额；多元线性回归分析；ADF检验
Research on the Influence Factors of B2C E-commerce Retail Sales in China
LU Da-wei, SUN Ying-jun
(University of Shanghai for Science and Technology, Shanghai 200093, China)
Abstract: In this paper, we will use recent years’ China’s B2C retail sales as dependent variable and other independent variables to make a multivariate linear regression through Eviews to carry out empirical analysis and finally obtained the conclusion that there are a positive influence factor as time trend and if we control its partial effect, urban per capita disposable income and rural per capita disposable income exist significant positive and negative correlations on B2C retail sales respectively.
Key words: B2C retail sales, multivariate linear regression, ADF test
引言
近些年来,随着信息技术的飞速发展,网络已经融入到人们的生活、工作的各个角落,成为了社会正常运转的一个必不可少的部分,同时也催生了诸多与网络相关的新兴行业,而电子商务是其中的典型代表,并成为了人们日常消费的一个热门选择.根据相关数据统计,2015年我国社会消费品零售总额预计将会超过30万亿元,位居世界第二.消费对经济增长的贡献将近60%,成为了推动我国经济增长首要动力.今年我国网络零售额预计达到4万亿元,位居世界第一,同时其占我国社会总零售额占比达到了12.74%.
在易观智库发布的《中国网络零售B2C市场季度监测报告2015年第4季度》一文中显示,在2015年,我国B2C网络零售总额达到了20136.3亿元,比2014全年上涨了近46.96%.同年,B2C以52.5%的份额首次超过了C2C,并在可预计的未来依然会达到更大的占比（B2C零售额及其增长率如图1所示）,B2C零售额的增长速率也远远超出了社会总体零售的增长速率（如图2所示）.
在整体社会经济当中,以B2C为代表的电子商务展现了惊人的活力,它的发展成为了推动国家经济发展的强有力动力之一,同时它本身存在的购买商品过程便利、商品售价相对低廉以及商品种类的多样化等特点也为人们的日常生活带来了诸多好处.对于中国B2C零售额影响因素的研究,旨在探讨B2C行业发展的规律,使其能健康良好的发展,在国民经济中发挥更好的作用.
1.文献综述
随着电子商务的飞速发展,它在国民消费这块,乃至在整个国民经济中都发挥着越来越大的作用,同时也引起了越来越多社会的关注,其中也包括许多学者,这里我将简要阐述我完成本文前所阅览的一些文献.
万琴（2014）[1]运用灰色系统理论对影响我国电子商务交易规模的因素进行了研究,认为我国移动电子商务的用户规模、互联网宽带接人用户、我国B2C和C2C电子商务企业数量这三个关联因子与我国电子商务交易规模关联度最高.郝晓龙（2015）[2]对我国当前B2C行业现状进行深入分析,认为目前我国B2C行业中存在着买卖双方信用问题、相关法律法规以及政策的不完善、支付的安全以及物流的问题等.林永绿（2016）[3]通过2013年我国31个省份的地区生产总值对各省的电子商务数据进行分析,认为互联网上网人数与企业电子商务销售额这两个变量对经济发展有显著影响.陈毅文、马继伟（2012）[4]以消费者的角度作为切入点,从消费者特征以及明网上购物认知特征两方面对消费者购买行为的影响着手,探讨了影响消费者购买决策的因素同时探讨了各个变量之间的关系.倪红耀（2013）[5]研究了消费者在B2C电子商务中的重购意愿的影响因素,得出网站的使用质量、产品质量和服务质量三个因素是正向影响消费者购物意愿的主要原因.马汉武、刘兴祥（2013）[6]对B2C平台制定双边用户之间的论文范文结构问题进行了研究,得出在处于静态模型的均衡状态,平台企业对双边用户的论文范文结构不同时,平台企业的收益表达式都是不相同的,收益也是不同的.
2．B2C零售额影响因素的实证分析
2.1 变量的选取：
本文旨在讨论影响我国B2C零售额的各种因素,选取了2013年第一季度到2015年第四季度的我国B2C行业零售额作为因变量,并选取了同时期内的其他7个变量作为自变量,通过计量软件Eviews对因变量和自变量进行多元线性回归分析,考察它们之间的系数和显著性,寻找它们与B2C零售额之间的关系并给与经济解释.
因变量（被解释变量）
Y：2013年1月至2015年9月之间每月所在季度的B2C零售额（单位：亿元）
自变量（解释变量）
X1：互联网宽带接入用户数（单位：万户）,本文从国家统计局网站选取了2013年1月至2015年9月之间每月互联网宽带接入用户数量作为自变量.
X2：我国手机上网用户数（单位：万户）,本文从国家统计局网站以及中国论文范文《通信行业经济运行情况报告》中选取了2013年1月至2015年9月之间每月互联网宽带接入用户数量作为自变量.
X3：美元对人民币汇率,本文从新浪汇率板块中中行钞卖价（100美元/人民币）为依准,选取了2013年1月至2015年9月间每月14日、15日、16日三天中的汇率值的中位数作为自变量.
X4：居民消费论文范文指数(上年同月=100),本文从国家统计局网站中选取了2013年1月至2015年9月之间居民消费论文范文指数作为自变量.
X5：城镇居民人均可支配收入（单位：元）,本文从国家统计局网站中选取了2013年1月至2015年9月之间每月在其所在季度城镇居民人均可支配收入作为自变量.
X6：农村居民人均可支配收入（单位：元）,本文从国家统计局网站中选取了2013年1月至2015年9月之间每月在其所在季度农村居民人均可支配收入作为自变量.
X7：二值变量,在2014年3月以及之前的值为0,在2014年4月以及之后的值为1.
初步推测：
X1与X2主要考虑固定端以及移动端网络用户的变化是否会对B2C零售额产生影响,反映着能够进行B2C网络购物的潜在客户的基数,现实中客户基数的扩大会导致交易量的增加,认为存在正相关.
X3与X4主要考虑汇率以及论文范文指数变动带来的商品相对论文范文变动对B2C零售额产生影响（或者说替代效应）.其中美元对人民币汇率提高反映着购买国外商品的成本提升使消费者倾向于购买国内商品,从而认为存在正相关；居民消费论文范文指数的上升反映着人民币购买力的下降,消费者倾向较少消费支出,所以认为是负相关的.
X5与X6主要考虑个人收入的变动对B2C零售额产生影响（或者说收入效应）.一般认为人的边际消费倾向衡正,个人的收入的增长会导致消费的增长,认为两者都存在正相关.
X7考虑了在2014年3月15日后新消法正式在实施后,其中“七天无理由退货政策”的实施是否对我国B2C零售额产生影响.认为“七天无理由退货政策”是对消费者进行网络消费的一种激励,存在正相关.
2.2 数据的处理：（具体数据如表1所示）
基于表1中的数据,对因变量与各自变量之间进行相关系数进行分析,得出关于因变量与自变量之间是否存在相关性以及是正相关还是负相关的初步结论（具体相关系数如表2所示）.
从表2中可以看出自变量月所在季度的B2C零售额与互联网宽带接入用户数、我国手机上网用户数、美元对人民币汇率、城镇居民人均可支配收入、农村居民人均可支配收入、新消法的实施存在正相关,与居民消费论文范文指数存在负相关.与上述的初步推测相符.
在上述所以自变量中,互联网宽带接入用户数、我国手机上网用户数、新消法的实施三个自变量的相关系数都超过0.85,认为存在高度相关.
2.2.1多元线性回归
在处理时间序列数据的时候,因变量对自变量进行OLS最小二成回归时有以下假设：
①线性、平稳性和弱相关
随机过程{(Xt1 ,Xt2 ,Xt3 ….Xtk ,Yt):t=1,t=2,…}时平稳的、弱相关的,并服从线性模型
②无完全共线性
在样本中,没一个自变量是常数或者是其他几个自变量的线性组合.
③零条件均值
解释变量是同期外生的,即
④同方差
误差是同期同方差的,即
⑤无序列相关
对所有的t≠s,都有
2.2.1变量平稳性测试
本文的数据是典型的时间序列数据,对平稳性的检测是必要的,否则将会伴随伪回归现象,使最终结果的有效性大打折扣.在本文中,将通过ADF检验来实现对变量的平稳性检测.
最终得到的结果为：Y、X4、X5、X6四个变量通过了ADF检验.余下的X1、X2、X3、X7四个变量则未通过检测.同时,除了X7 变量外,其余的变量都存在着确定性的趋势.
处理办法：对随机的趋势,则需要通过差分来解除.对确定的趋势,可以通过增加趋势变量来解除.
对X1,X2,X3,X7进行差分处理,得到dX1、dX2、dX3、dX7,对它们再次进行ADF检验,这次这些变量的差分全部通过了检验.
2.2.2变量多重共线性测试
7个自变量之间的相关系数如表3示：
其中,X1（互联网宽带接入用户）与X2（我国手机上网用户数）之间的相关系数达到了0.935,具有高度的相关性,这两者之间必须删去一个自变量,在这里我们舍去了自变量X1.
2.2.3进行OLS回归
Y对X2、X3、X4、X5、X6、X7进行回归分析,过程如下.
去除确定性趋势影响,添加趋势变量T：
（1）
去除随机性趋势影响,进行差分：
（2）
最终得到：
（3）
其中,dY、dX2、dX3、dX4、dX5、dX6、dX7都是平稳的,可以进行OLS回归.
得到多远线性回归模型：
（4）
从结果中可以看出,dX2、dX3、dX4的P值都小于0.05,甚至都小于0.1,说明在0.05的显著性水平上无法拒绝原假设,即认为这些自变量对因变量的影响并不显著.现在将dX2、dX3、dX4舍去,得到如下：
（5）
在该模型下,X5、X6通过了t检验,在0.05的显著性水平上显著,而X7则没有通过t检验（P值为0.0618>,0.05）,故在此基础上剔除去,同时Y、X5、X6不存在平稳性问题,故可以直接进行OLS回归（加入趋势变量T以除去确定性趋势）.
得到模型如下：
（6）
在此模型中所有的变量都极其显著,R2=0.975547,表明拟合值的波动可以解释实际值波动的97.5%.
2.2.4序列相关性检验
首先检验DW值,从DW检验临界值表中查的n=33,k=3的情况下,DL=1.258,DU=1.651.以上说明在样本数量为33,自变量数量为3的情况下,0<,DW<,1.258时序列存在正相关,1.651<,DW<,2.349时误差序列不存在序列相关, 2.742<,DW<,4时序列存在负相关,1.258<,DW<,1.651或者2.349<,DW<,2.742时序列相关性不确定.上述模型的DW值为1.34614,属于1.258至1.651,说明该模型的序列相关性存不确定,需要进行序列相关性检验.
对原模型进行广义差分,消除变量的序列相关.由公式：
我们推得：
即ρ的估计值为
模型两边同时减去0.32693倍的Yt-1得到如下：
（7）
在DW检验临界值表中,n=32,k=3的情况下,DL=1.244,DU=1.650.说明0<,DW<,1.244时序列存在正相关,1.650<,DW<,2.350时误差序列不存在序列相关, 2.756<,DW<,4时序列存在负相关,1.244<,DW<,1.650或者2.350<,DW<,2.756时序列相关性不确定.上述模型的DW值为2.27517,属于1.650至2.350,说明不存在序列相关性了.
2.2.5异方差性检验
提取模型中的残差,用残差的平方对上述广义差分后的自变量进行OLS回归得到如下结果：
（8）
其中所有的变量都不显著,而F统计量的P值为0.853513,所以可以看出并不存在异方差性.
2.2.6最终的多远线性回归模型为：
（9）
2.3计量模型的检验
2.3.1经济意义的检验
由上述得到的回归结果中可以得知,在其他自变量不变的情况下,当月所在的季度的城镇居民人均可支配收入每增加一元,当月所在季度的B2C零售额减少0.922337亿元；当月所在的季度的农村居民人均可支配收入每增加一元,当月所在季度的B2C零售额增加1.76405亿元,同时B2C每季度的零售额存在一个正的趋势,每经过一个月当月所在季度的B2C零售额增加139.956亿元的期望值.
2.3.2统计意义的检验
①拟合优度检验（R2检验）：本次多元线性回归的可决系数R2=0.959273,其修正可决系数也达到了0.95491,从统计意义上讲,被解释变量的拟合值的波动占据了总波动的95.9%,或者说拟合值能解释被解释变量近96%的波动变化,即“城镇居民人均可支配收入”（X5）、“农村居民人均可支配收入”（X6）以及时间趋势三个解释变量可以解释被解释变量（我国B2C网络零售额）绝大部分波动.
②F统计量检验：针对,给定显著性水平,其中,通过查询F分布表得,而本多远线性回归模型的F统计量为219.8375,远远大于2.95,从而拒绝原假设,认为在显著性水平为0.05的情况下,三个解释变量在统计上是联合显著的.
③t统计量检验：针对,给定显著性水平,以为本多元线性回归方程的自由度,通过查询t分布表得,在本多元线性回归模型中,β4、β5、β7的拟合值的t统计量分别为-7.501876、6.110814、24.09653,它们的绝对值都远远大于2.048.从而拒绝了,也即是说在显著性水平为0.05的情况下,三个解释变量对被解释变量在统计上都是显著的.
3.结论
本文通过计量经济学的方法,用B2C零售额对互联网宽带接入用户数、我国手机上网用户数、美元对人民币汇率、居民消费论文范文指数、城镇居民人均可支配收入、农村居民人均可支配收入以及新消法实施等因素进行了多元线性回归分析.得出的结果与初步推测的结果大相径庭：互联网宽带接入用户数、我国手机上网用户数、美元对人民币汇率、居民消费论文范文指数对B2C的零售额不存在显著的影响,新消法的实施（主要是七天无理由退货的政策）对B2C的零售额存在积极影响但依然不够充分显著.
在本文中,我们得知存在着三个显著的因素：城镇居民人均可支配收入、农村居民人均可支配收入以及时间趋势.B2C零售额随时间有着增长的趋势,而城镇居民人均可支配收入、农村居民人均可支配收入与B2C零售额分别存在反向与正向的关系.这反映了在控制了时间趋势性因素后,对于城镇的居民或者说那些购买物品机会成本不大的人来说,B2C购物或者说网络购物是一个劣等商品,其随着收入的增加而减少；同时,对于农村的居民或者说那些购买物品机会成本很大的人来说,B2C购物或者说网络购物是一个正常商品,其随着收入的增加而增加.
当前我国的城镇化率为55%,相较于西方发达国家70%-80%的城镇化率依然有着巨大的发展空间,同时也意味着将来的数年内依然会存在许多的非城镇居民.对于这些购买物品并不方便的人来说B2C以及网络零售有着巨大的发展空间.反过来讲,B2C零售业或者电子商务零售业增长在我国推进城镇化的背景下,预计将在未来城镇化进展到一定程度时迎来其发展的瓶颈,但这依然改变不了其在当前以及将来处于连续高度活跃的发展阶段并且占据越来越大的国民经济比重.
零售额:（2014遂宁中考数学试题视频讲解解析）在函数y=1/(x-1) 中，自变量x的取值范围是
我国是世界上网络零售的第一大国,并且其网络零售依然处于快速增长阶段的阶段中,成为推动中国经济发展的强大动力,而这高速发展是基于其较好满足了人们在新兴网络时代的对消费的需求变化.我国政府应该把握当前的发展机会,出台促进网络零售的政策以及对行业进行适当的监管,让网络零售给整个社会带来更多的福利.
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论文范文：13681737632
单位：上海理工大学
地址：上海市军工路516号
邮编：200093
总结：本文关于零售额自变量论文范文,可以做为相关参考文献。
零售额引用文献:
