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跨境電商發(fā)展與品牌國際化的實證檢驗

（一）模型選擇和指標(biāo)選取
VAR模型把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型，能夠在很大程度上避免由于外生變量的遺漏和錯誤導(dǎo)致的問題，因此近年來被廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟及其他領(lǐng)域研究。VAR模型非常適合用于兩個或三個變量之間的互動關(guān)系研究，因此我們選擇VAR模型分析跨境電商發(fā)展和品牌國際化之間的互動影響關(guān)系。
在指標(biāo)的選擇上，本文選擇跨境電商出口交易額作為衡量跨境電商發(fā)展的指標(biāo)，記為X。在品牌國際化的發(fā)展程度上，目前學(xué)界通常認(rèn)為海外商標(biāo)的注冊數(shù)量能夠代表品牌國際化的水平，本文選擇其中最具代表性的馬德里商標(biāo)國際注冊數(shù)量作為衡量品牌國際化的指標(biāo)，記為Y。由于跨境電商的發(fā)展基本是在2008年全球金融危機之后才逐漸興起而被重視，故選取的時間跨度為2008～2017年?？缇畴娚坛隹跀?shù)據(jù)來自于中國產(chǎn)業(yè)信息網(wǎng)的數(shù)據(jù)整理，我國馬德里商標(biāo)國際注冊數(shù)量的數(shù)據(jù)由世界知識產(chǎn)權(quán)組織WIPO網(wǎng)站整理而得。具體指標(biāo)和含義如表1所示。
（二）平穩(wěn)性檢驗
對于時間序列數(shù)據(jù)，如果直接建立模型易產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，因此需先對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，如不平穩(wěn)進(jìn)行差分后再進(jìn)行檢驗。利用EVIEWS10.0軟件對變量、取對數(shù)后的變量以及變量對數(shù)的一階差分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，ADF檢驗結(jié)果見表2所示。
從表2可以看出，跨境電商出口額（X）和馬德里國際商標(biāo)注冊數(shù)量（Y）均在取對數(shù)一階差分后平穩(wěn)，滿足協(xié)整檢驗條件。
（三）協(xié)整檢驗
根據(jù)表2平穩(wěn)性檢驗結(jié)果，跨境電商出口額對數(shù)和馬德里商標(biāo)注冊量對數(shù)均為一階單整，服從同階單整條件。雖然也可以直接采用一階差分?jǐn)?shù)據(jù)建立VAR模型，但是由于現(xiàn)實跨境電商數(shù)據(jù)較少，為了避免差分導(dǎo)致數(shù)據(jù)遺失，而對原數(shù)據(jù)取對數(shù)則不會導(dǎo)致此問題，且取對數(shù)后還能盡量減少異方差的問題，故我們繼續(xù)采用Johansen協(xié)整檢驗法對跨境電商出口額對數(shù)（lnX）和馬德里商標(biāo)注冊數(shù)量對數(shù)（lnY）進(jìn)行協(xié)整檢驗，結(jié)果如表3所示。
從表3可以看出，在5%置信水平下，假設(shè)兩個變量不存在協(xié)整的前提下，跡統(tǒng)計量為18.77615，大于5%臨界值，表明拒絕不存在協(xié)整的假設(shè)，而不能拒絕至少存在一個協(xié)整的假設(shè)前提。因此，可以認(rèn)為跨境電商出口和馬德里商標(biāo)注冊存在協(xié)整關(guān)系。
（四）建立VAR模型和穩(wěn)定性檢驗
接下來，對跨境電商出口對數(shù)（lnX）和馬德里國際商標(biāo)注冊對數(shù)（lnY）建立VAR模型。在建立VAR模型前，需要先確定變量的滯后階數(shù)。通過eviews軟件確定滯后階數(shù)，顯示結(jié)果如表4所示。根據(jù)AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，滯后二期是最優(yōu)選擇結(jié)果。
建立二階向量自回歸模型，結(jié)果顯示大多數(shù)系數(shù)都很顯著。接下來對模型的聯(lián)合顯著性進(jìn)行檢驗，結(jié)果顯示各階系數(shù)均很顯著。繼續(xù)檢驗殘差是否存在自相關(guān)，結(jié)果如表5所示，顯示可以接受殘差“無自相關(guān)”的原假設(shè)。
H0：no autocorrelation at lag order
進(jìn)一步采用AR根估計法對VAR模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果顯示所有特征值全部落在單位圓內(nèi)，如圖1所示，故此VAR模型是穩(wěn)定的。
（五）格蘭杰因果檢驗
為了研究跨境電商出口和馬德里商標(biāo)注冊之間的長期因果關(guān)系，接下來對兩者進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果如表6所示。原假設(shè)X→Y代表假設(shè)跨境電商不是引起馬德里國際商標(biāo)增加的原因，Y→X代表假設(shè)馬德里商標(biāo)增長對跨境電商沒有影響。根據(jù)格蘭杰檢驗結(jié)果顯示，兩種假設(shè)前提下的p值均小于0.05，表示在5%顯著水平下拒絕原假設(shè)，即跨境電商出口和以我國馬德里國際商標(biāo)注冊代表的品牌國際化存在長期雙向因果關(guān)系。
（六）脈沖響應(yīng)分析
為了研究跨境電商出口對馬德里商標(biāo)注冊的相互沖擊程度和持續(xù)時間，對跨境電商出口對數(shù)（lnX）和馬德里商標(biāo)注冊對數(shù)（lnY）進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，結(jié)果如圖2和圖3所示。圖2表示跨境電商出口水平lnX的沖擊對馬德里商標(biāo)注冊水平lnY的響應(yīng)，結(jié)果顯示，跨境電商出口會對馬德里商標(biāo)注冊產(chǎn)生正向影響，在第3期達(dá)到峰值之后逐漸趨于0。圖3表示馬德里商標(biāo)注冊lnY的沖擊引起跨境電商出口lnX的反應(yīng)，與圖2相比，響應(yīng)圖差別不大，幅度稍小，也是正向影響，峰值點為第2期，隨后趨于平穩(wěn)。
（七）Ols分析
最后為了檢驗我國跨境電商出口對實現(xiàn)品牌國際化的長期影響程度，運用最小二乘法對lnX和lnY進(jìn)行參數(shù)估計，可以得到如下回歸模型：

F檢驗和T檢驗在5%水平下均可通過檢驗，DW值趨近于2，經(jīng)查表判定不存在殘差自相關(guān)問題。R2為0.38，表明跨境電商出口對數(shù)（lnX）約可以解釋馬德里商標(biāo)注冊數(shù)量對數(shù)（lnY）38%的變動，因為在現(xiàn)實經(jīng)濟中，除了跨境電商出口之外，我國的對外投資、外貿(mào)出口以及GDP增長等其他因素也是影響我國品牌國際化發(fā)展的重要因素，但是這部分不在本文討論范圍內(nèi)。根據(jù)OLS估計結(jié)果顯示，跨境電商出口對數(shù)每增長1個單位，可以帶動馬德里國際商標(biāo)注冊數(shù)量對數(shù)增長19%。

標(biāo)簽：阿壩四平十堰青島日照晉城潛江湘西

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