數字消費對商貿流通的偏離效應研究

邢曉溪 博士 郭克莎 教授

（1、中國社會科學院工業經濟研究所 北京 100836；2、北京中科益安智能工程技術研究院有限公司 北京 100176）

數字消費概念闡釋

數字消費廣義概念是指用移動終端支付的所有消費。這種消費模式一般必須依賴于大型網站或者是權威性的支付軟件，進而保證交易雙方的安全性。交易環境主要依靠平臺信用度支撐。數字消費類別中，第三方支付發展較為快速。數字消費的發展主要分為電商、金融、轉賬以及消費四個階段。截止到2019年，數字消費大部分交易額已經轉移到線下掃碼消費模式上。從如今市場消費模式來看，現金消費已經很少見到，商家在收款時更愿意提供收款二維碼。這種線下掃碼支付的廣泛使用，在一定程度上推動數字消費快速發展。于消費者而言，數字消費具有高效性和便利性。

數字消費平臺能夠提供銀行卡等支付路徑的端口，連接銀行進行資金結算處理。同時，平臺將消費者與商戶連接，提供快捷、方便的購物通道。目前，數字消費主要以支付寶和銀聯支付為代表。且第三方支付技術為數字消費相關應用平臺提供統一的網關接口，解決接口問題和信用問題。假設交易雙方均為理性人，在交易中沒有第三方參與情況下，賣家發貨后，買家收到貨的最大收益是不進行付款。同樣的，假設買家先付款，賣家在資金到賬之后取得的最大收益是不發貨。在買家確認商品質量后，通過向第三方平臺發送指令，交易才能達成，雙方都不會有損失，為商家與消費者營造一個良好的數字消費環境。由此可知，數字消費流程能夠實現資金貨物分離目的，從而保證在交易過程中的交易安全性，以及買賣雙方平等關系，利于促進數字消費順利實施（見圖1）。

數字消費對商貿流通的影響機理分析

伴隨著數字支付方式在商貿流通企業內部的創新應用，促使企業逐步進入數字消費時代。且數字消費迅猛發展，已經改變了商貿流通企業與消費者的資產管理與支付方式，對商貿流通產生兩方面的影響。

圖1 數字消費流程

表1 數據ADF平穩性檢驗

表2 V向量自回歸模型滯后階數檢驗

圖2 模型穩定性檢驗

一方面，數字消費導致商貿流通企業資產流動方式趨于單一。在數字消費方式尚未普及之前，活期存儲與現金之間的轉化存在明顯時間、交易額與人力成本差異。隨著數字消費方式普及應用，消費者可借助第三方支付與電子貨幣等數字交易方式，實現不同層次貨幣轉換。而將這種交易方式應用到商貿流通業之中，各個金融資產能夠在短時間內進行匹配關聯，然后實施有效配置。但是，商貿流通企業采用這種交易方式，不斷進行現金與活期存款間的資金轉換。這種資產轉換頻率不斷增加，使得企業內部金融資產存在形式也不斷轉換，縮小內部資產流動差異性，不利于企業內部資產流動。

另一方面，數字消費模糊了消費者與商家的貨幣交易界限。數字消費方式具有優越、便捷性，能夠保證商貿流通資產交易保持在一種形態上。數字消費方式具有高流動與低交易成本的特性，可以將任意一種貨幣形態轉換為數字形式，且轉換方式容易達成。消費者可將活期存儲轉換到第三方支付賬戶中，然后在商貿流通相關平臺上完成產品交易。這種資產交易方式，具有較強的可替代性，逐步模糊了傳統金融資產之間的界限，提升企業貨幣流通速率，進而加快商貿流通企業發展速率。

在商貿流通企業資產流動過程中，數字消費產生的影響為負，與商貿流通發生偏離。而在消費者與商家的貨幣交易中，數字消費對生產商、零售商、物流商等商貿流通企業發展起到良好推動作用，無明顯偏離現象。因此，這一矛盾的出現，仍需要繼續對數字消費對商貿流通的偏離效應進行深入探討。

變量選取與模型構建

（一）變量選取

基于上述理論分析，可以發現在不同條件下，數字消費對商貿流通產生不同影響，甚至會出現偏離現象。為證明這一觀點，本文進一步選取相關數據進行建模分析。具體變量設置如下：

數字消費的交易規模EM。2006～2019年，第三方支付交易額增長速率顯著，幅度超過800倍，這在一定程度上反映數字消費呈現“爆發式”發展趨勢。由此，選取2006年第一季度到2019年第二季度的第三方互聯網交易額，表征數字消費的交易規模。為縮小數值取值范圍，對該數據進行對數處理，具體表示為lnEM。

商貿流通速度Vi。計算用到費雪方程MV=PY，其中PY代表GDP，M代表貨幣供給量。商貿流通速度可經費雪方程變形得到：V=GDP/M。因商貿流通發展具有層次性，故本研究中，將商貿流通速度按V1，V2，V3三個層次表達。

虛擬變量用Di表示。2011年起，央行借助發放第三方支付牌照的方式，逐步規范第三方支付行業，促進數字消費逐漸向規范化發展。且于2019年，時任中國人民銀行金融穩定局局長王景武表示，要在《非金融機構支付服務管理辦法》基礎上，加快制定《非金融機構支付服務管理辦法》，填補了數字消費監管依據的空白。數字消費不僅脫離傳統金融機構的束縛，在降低交易成本的同時，提升商貿流通速度。因此，選擇2010年9月數據作為虛擬變量，探索數字消費規范化發展對商貿流通速度存在的可能性影響。

表3 格蘭杰因果關系檢驗

控制變量選取現金比率CR與經濟增長率RGDP表示。現金比率CR即現金與廣義貨幣的比值。在數字消費時代，受替代轉化效應影響，現金使用頻率降低，促使高層次貨幣存量上升，這種趨勢必然加快商貿流通速度。根據費雪方程MV=PY可知，貨幣供給量與商貿流通速度成反比。但是這一結果的前提是名義GDP為定值，而我國名義GDP具有可變屬性。因此，經濟增長率變化程度取決于上述分析是否成立，若貨幣供應量小于經濟增長幅度，商貿流通速率也呈上升趨勢。

為保證數據選取的統一性，選取數據時間范圍為2006年第一季度至2019年第二季度，共計54個季度數據。研究所用的第三方互聯網交易額數據來源于wind資訊金融終端，其余數據均來源于中國人民銀行和國家統計局網站。

圖3 V1對各變量沖擊的影響

圖4 V2對各變量沖擊的影響

圖5 V3對各變量沖擊的影響

（二）單位根檢驗與模型構建

由于本文研究選取數據為季度數據，大部分數據會受到交易日和季節性因素的影響，因此利用Census X12方法對所選數據進行季節調整。調整后數據顯示“拒絕”，則需要觀察數據是否存在較大季節性差異，再決定是否采用該數據。如果顯示結果為“接受”，則可直接采用選用數據。為避免數據出現偽回歸現象，采取左側單邊檢驗ADF單位根檢驗法，檢驗選取數據是否具有平穩性（見表1）。

根據表1可知，原序列不存在單位根。顯著性水平在10%時，模型中的時間序列均為平穩型，可構建VAR模型。模型構建之前，先進行傳統線性回歸，構建如下模型：

以平穩變量為基礎，進行模型回歸，得到如下3個VAR模型。

根據上式可知，從選取數據來看，數字消費對商貿流通速度的影響為負，且數字消費預估系數在5%以下較為顯著。長期視角觀察這一結果，可以看出數字消費對商貿流通速度有“擠占效應”，數字消費對商貿流通發展具有偏離性。但與理論研究不符合的是，理論分析認為數字消費對商貿流通速度存在正負影響作用，偏離也具有不確定性。若想深入研究這一矛盾，單純分析數字發展速度與商貿流通速度存在誤差可能較大，因此需要用計量方法進行驗證。

實證結果分析

（一）滯后階數檢驗

為完整描述數字消費與商貿流通之間的動態偏離特征，降低模型誤差，需要確定滯后階段。采用LR、FPE與AIC等方法，檢驗商貿流通速度滯后階數（見表2）。結果顯示，V1、V2與V3的最優滯后階數為3。

（二）平穩性檢驗

進一步使用圖形法和數值法檢測模型平穩性。其中，每個模型都是滯后3期5個變量，特征根共15個。為方便觀察，采取圖形法觀察特征根倒數分布情況（見圖2）。依圖2可知，單位圓外圍沒有特征根出現，每個模型的特征根倒數都位于圓內。觀察圖2中的數值可知，3個模型特征根倒數位均于邊緣，且小于單位1。因此得出結論，建立的3個VAR模型均具有穩定性，可以繼續下一步驟的分析。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

本文檢測目的是驗證某一變量滯后值是否有能力預測被解釋變量。由于涉及到的變量以及所建立的模型數量均較多，所以在進行格蘭杰因果關系檢驗時，只檢驗被解釋變量的核心解釋變量，檢測結果如表3所示。

由表3可知，在顯著性水平為1%時，lnEM是V1與V3的格蘭杰原因；在顯著性水平為10%時，lnEM是V2的格蘭杰原因。由此證明，第三方支付交易規模的變動能夠解釋并預測商貿流通速度。并且在顯著性水平為10%時，V1、V2與V3都不是lnEM的格蘭杰原因，由此說明，lnEM與Vi之間存在的格蘭杰因果關系為單向關系。Di在顯著性水平為5%時，是V1的格蘭杰原因，在顯著性水平為1%時是V3的格蘭杰原因。同樣的，V1與V3都不是Di的格蘭杰原因，則說明Di與V1與V3也只存在單向格蘭杰因果關系。但是不同于預期的是，在V2層面，顯著性水平為10%時，Di和V2不存在格蘭杰因果關系。整體來看，數字消費都是影響商貿流通速度的格蘭杰原因，其滯后值也能在一定程度上解釋商貿流通速度，二者之間存在一定偏離效應。

（四）脈沖響應分析

引入脈沖效應函數來衡量隨機擾動項，通過相應函數圖，觀察各變量之間的短期動態效應，進而研究數字消費對商貿流通的偏離效應。各個變量對Vi的脈沖響應沖擊結果如圖3、圖4、圖5所示。

如脈沖響應沖擊圖所示，商貿流通速度Vi對其余變量沖擊前期影響明顯，逐漸趨近0，證明了所建立模型的合理性。

觀察Vi對lnEM的沖擊反應發現，V1與V3在前兩期反應為正，第三期為負，隨后趨向于零，V2在前兩期表現為負，最終趨向于零。說明前期階段數字消費規模對V1與V3起到正向促進作用，對V2起到負向作用。產生這一結果的原因是，受到沖擊后，前期V1受到的替代加速效應明顯，商貿流通速度增加；V2受到替代轉化效應明顯，活期存款增加，商貿流通速度下降；V3前期貨幣存款增加，商貿流通速度增加。隨后，受數字消費對商貿流通速度的“擠占效應”，導致商貿流通速度下降，直至沖擊逐漸消失。整體來看，數字消費對于商貿流通無明顯偏離效應。

從Vi對Di的沖擊來看，V2與V3長時間段內反應為正，第六期后趨向于零，但V1對其沖擊的反應均為負，第四期后逐漸趨向于零值。說明數字支付規范發展事件對V2與V3有推動作用，對V1起負向作用。分析可能存在的原因為：隨著數字消費逐漸規范，對現金流通速度產生的“擠占效應”導致V1下降，而受益于數字消費替代加速效應，因此V2與V3提高。由此可知，前期數字消費對于商貿流通產生偏離效應，后期逐漸減少并消失。

從Vi對CR的沖擊來看，V1、V2與V3的反應都是先負后正最終趨近于零。說明在前期，現金比率的提高會導致商貿流通速度降低，后期產生推動作用，最后作用逐漸消失。分析原因可知，貨幣增發可能引起貨幣比率增加，商貿流通速度下降。而經濟在不斷發展，后期就會促進整體商貿流通速度上升。且從Vi對 RGDP的沖擊來看，短期內，呈先下降后上升的趨勢，最后逐漸趨于零。原因可能與CR前期原因相同，貨幣增發結束后，經濟增長率提升，中期商貿流通速度增加。可見，受現金比率和經濟增長的影響，前期數字消費對商貿流通產生一定偏離效應，后期這種偏離效應逐步消失。

結論

通過實驗模型數據來看，數字消費對于商貿流通的偏離效應較為復雜，不同層次的商貿流通速度在影響力度和影響方向上有明顯差異。因此，數字消費平臺在現有運營基礎上，逐漸規范運營方式，合理調控第三方支付規模，進而規避數字消費對國家經濟帶來的風險以及一些不利影響。同時，在經濟平穩發展過程中，提高數字消費對商貿流通的推動力。相關部門應逐漸引入先進數字技術，不斷研發第三方支付技術，營造一個良好的數字消費場景，提高數字消費對于商貿流通的正向推動作用。此外，由于數字消費可能對貨幣供給產生負面效應，監管局需進一步完善客戶備付金等制度，從而縮減這一負面影響。