数字消费对商贸流通的偏离效应研究

邢晓溪 博士 郭克莎 教授

（1、中国社会科学院工业经济研究所 北京 100836；2、北京中科益安智能工程技术研究院有限公司 北京 100176）

数字消费概念阐释

数字消费广义概念是指用移动终端支付的所有消费。这种消费模式一般必须依赖于大型网站或者是权威性的支付软件，进而保证交易双方的安全性。交易环境主要依靠平台信用度支撑。数字消费类别中，第三方支付发展较为快速。数字消费的发展主要分为电商、金融、转账以及消费四个阶段。截止到2019年，数字消费大部分交易额已经转移到线下扫码消费模式上。从如今市场消费模式来看，现金消费已经很少见到，商家在收款时更愿意提供收款二维码。这种线下扫码支付的广泛使用，在一定程度上推动数字消费快速发展。于消费者而言，数字消费具有高效性和便利性。

数字消费平台能够提供银行卡等支付路径的端口，连接银行进行资金结算处理。同时，平台将消费者与商户连接，提供快捷、方便的购物通道。目前，数字消费主要以支付宝和银联支付为代表。且第三方支付技术为数字消费相关应用平台提供统一的网关接口，解决接口问题和信用问题。假设交易双方均为理性人，在交易中没有第三方参与情况下，卖家发货后，买家收到货的最大收益是不进行付款。同样的，假设买家先付款，卖家在资金到账之后取得的最大收益是不发货。在买家确认商品质量后，通过向第三方平台发送指令，交易才能达成，双方都不会有损失，为商家与消费者营造一个良好的数字消费环境。由此可知，数字消费流程能够实现资金货物分离目的，从而保证在交易过程中的交易安全性，以及买卖双方平等关系，利于促进数字消费顺利实施（见图1）。

数字消费对商贸流通的影响机理分析

伴随着数字支付方式在商贸流通企业内部的创新应用，促使企业逐步进入数字消费时代。且数字消费迅猛发展，已经改变了商贸流通企业与消费者的资产管理与支付方式，对商贸流通产生两方面的影响。

图1 数字消费流程

表1 数据ADF平稳性检验

表2 V向量自回归模型滞后阶数检验

图2 模型稳定性检验

一方面，数字消费导致商贸流通企业资产流动方式趋于单一。在数字消费方式尚未普及之前，活期存储与现金之间的转化存在明显时间、交易额与人力成本差异。随着数字消费方式普及应用，消费者可借助第三方支付与电子货币等数字交易方式，实现不同层次货币转换。而将这种交易方式应用到商贸流通业之中，各个金融资产能够在短时间内进行匹配关联，然后实施有效配置。但是，商贸流通企业采用这种交易方式，不断进行现金与活期存款间的资金转换。这种资产转换频率不断增加，使得企业内部金融资产存在形式也不断转换，缩小内部资产流动差异性，不利于企业内部资产流动。

另一方面，数字消费模糊了消费者与商家的货币交易界限。数字消费方式具有优越、便捷性，能够保证商贸流通资产交易保持在一种形态上。数字消费方式具有高流动与低交易成本的特性，可以将任意一种货币形态转换为数字形式，且转换方式容易达成。消费者可将活期存储转换到第三方支付账户中，然后在商贸流通相关平台上完成产品交易。这种资产交易方式，具有较强的可替代性，逐步模糊了传统金融资产之间的界限，提升企业货币流通速率，进而加快商贸流通企业发展速率。

在商贸流通企业资产流动过程中，数字消费产生的影响为负，与商贸流通发生偏离。而在消费者与商家的货币交易中，数字消费对生产商、零售商、物流商等商贸流通企业发展起到良好推动作用，无明显偏离现象。因此，这一矛盾的出现，仍需要继续对数字消费对商贸流通的偏离效应进行深入探讨。

变量选取与模型构建

（一）变量选取

基于上述理论分析，可以发现在不同条件下，数字消费对商贸流通产生不同影响，甚至会出现偏离现象。为证明这一观点，本文进一步选取相关数据进行建模分析。具体变量设置如下：

数字消费的交易规模EM。2006～2019年，第三方支付交易额增长速率显著，幅度超过800倍，这在一定程度上反映数字消费呈现“爆发式”发展趋势。由此，选取2006年第一季度到2019年第二季度的第三方互联网交易额，表征数字消费的交易规模。为缩小数值取值范围，对该数据进行对数处理，具体表示为lnEM。

商贸流通速度Vi。计算用到费雪方程MV=PY，其中PY代表GDP，M代表货币供给量。商贸流通速度可经费雪方程变形得到：V=GDP/M。因商贸流通发展具有层次性，故本研究中，将商贸流通速度按V1，V2，V3三个层次表达。

虚拟变量用Di表示。2011年起，央行借助发放第三方支付牌照的方式，逐步规范第三方支付行业，促进数字消费逐渐向规范化发展。且于2019年，时任中国人民银行金融稳定局局长王景武表示，要在《非金融机构支付服务管理办法》基础上，加快制定《非金融机构支付服务管理办法》，填补了数字消费监管依据的空白。数字消费不仅脱离传统金融机构的束缚，在降低交易成本的同时，提升商贸流通速度。因此，选择2010年9月数据作为虚拟变量，探索数字消费规范化发展对商贸流通速度存在的可能性影响。

表3 格兰杰因果关系检验

控制变量选取现金比率CR与经济增长率RGDP表示。现金比率CR即现金与广义货币的比值。在数字消费时代，受替代转化效应影响，现金使用频率降低，促使高层次货币存量上升，这种趋势必然加快商贸流通速度。根据费雪方程MV=PY可知，货币供给量与商贸流通速度成反比。但是这一结果的前提是名义GDP为定值，而我国名义GDP具有可变属性。因此，经济增长率变化程度取决于上述分析是否成立，若货币供应量小于经济增长幅度，商贸流通速率也呈上升趋势。

为保证数据选取的统一性，选取数据时间范围为2006年第一季度至2019年第二季度，共计54个季度数据。研究所用的第三方互联网交易额数据来源于wind资讯金融终端，其余数据均来源于中国人民银行和国家统计局网站。

图3 V1对各变量冲击的影响

图4 V2对各变量冲击的影响

图5 V3对各变量冲击的影响

（二）单位根检验与模型构建

由于本文研究选取数据为季度数据，大部分数据会受到交易日和季节性因素的影响，因此利用Census X12方法对所选数据进行季节调整。调整后数据显示“拒绝”，则需要观察数据是否存在较大季节性差异，再决定是否采用该数据。如果显示结果为“接受”，则可直接采用选用数据。为避免数据出现伪回归现象，采取左侧单边检验ADF单位根检验法，检验选取数据是否具有平稳性（见表1）。

根据表1可知，原序列不存在单位根。显著性水平在10%时，模型中的时间序列均为平稳型，可构建VAR模型。模型构建之前，先进行传统线性回归，构建如下模型：

以平稳变量为基础，进行模型回归，得到如下3个VAR模型。

根据上式可知，从选取数据来看，数字消费对商贸流通速度的影响为负，且数字消费预估系数在5%以下较为显著。长期视角观察这一结果，可以看出数字消费对商贸流通速度有“挤占效应”，数字消费对商贸流通发展具有偏离性。但与理论研究不符合的是，理论分析认为数字消费对商贸流通速度存在正负影响作用，偏离也具有不确定性。若想深入研究这一矛盾，单纯分析数字发展速度与商贸流通速度存在误差可能较大，因此需要用计量方法进行验证。

实证结果分析

（一）滞后阶数检验

为完整描述数字消费与商贸流通之间的动态偏离特征，降低模型误差，需要确定滞后阶段。采用LR、FPE与AIC等方法，检验商贸流通速度滞后阶数（见表2）。结果显示，V1、V2与V3的最优滞后阶数为3。

（二）平稳性检验

进一步使用图形法和数值法检测模型平稳性。其中，每个模型都是滞后3期5个变量，特征根共15个。为方便观察，采取图形法观察特征根倒数分布情况（见图2）。依图2可知，单位圆外围没有特征根出现，每个模型的特征根倒数都位于圆内。观察图2中的数值可知，3个模型特征根倒数位均于边缘，且小于单位1。因此得出结论，建立的3个VAR模型均具有稳定性，可以继续下一步骤的分析。

（三）格兰杰因果关系检验

本文检测目的是验证某一变量滞后值是否有能力预测被解释变量。由于涉及到的变量以及所建立的模型数量均较多，所以在进行格兰杰因果关系检验时，只检验被解释变量的核心解释变量，检测结果如表3所示。

由表3可知，在显著性水平为1%时，lnEM是V1与V3的格兰杰原因；在显著性水平为10%时，lnEM是V2的格兰杰原因。由此证明，第三方支付交易规模的变动能够解释并预测商贸流通速度。并且在显著性水平为10%时，V1、V2与V3都不是lnEM的格兰杰原因，由此说明，lnEM与Vi之间存在的格兰杰因果关系为单向关系。Di在显著性水平为5%时，是V1的格兰杰原因，在显著性水平为1%时是V3的格兰杰原因。同样的，V1与V3都不是Di的格兰杰原因，则说明Di与V1与V3也只存在单向格兰杰因果关系。但是不同于预期的是，在V2层面，显著性水平为10%时，Di和V2不存在格兰杰因果关系。整体来看，数字消费都是影响商贸流通速度的格兰杰原因，其滞后值也能在一定程度上解释商贸流通速度，二者之间存在一定偏离效应。

（四）脉冲响应分析

引入脉冲效应函数来衡量随机扰动项，通过相应函数图，观察各变量之间的短期动态效应，进而研究数字消费对商贸流通的偏离效应。各个变量对Vi的脉冲响应冲击结果如图3、图4、图5所示。

如脉冲响应冲击图所示，商贸流通速度Vi对其余变量冲击前期影响明显，逐渐趋近0，证明了所建立模型的合理性。

观察Vi对lnEM的冲击反应发现，V1与V3在前两期反应为正，第三期为负，随后趋向于零，V2在前两期表现为负，最终趋向于零。说明前期阶段数字消费规模对V1与V3起到正向促进作用，对V2起到负向作用。产生这一结果的原因是，受到冲击后，前期V1受到的替代加速效应明显，商贸流通速度增加；V2受到替代转化效应明显，活期存款增加，商贸流通速度下降；V3前期货币存款增加，商贸流通速度增加。随后，受数字消费对商贸流通速度的“挤占效应”，导致商贸流通速度下降，直至冲击逐渐消失。整体来看，数字消费对于商贸流通无明显偏离效应。

从Vi对Di的冲击来看，V2与V3长时间段内反应为正，第六期后趋向于零，但V1对其冲击的反应均为负，第四期后逐渐趋向于零值。说明数字支付规范发展事件对V2与V3有推动作用，对V1起负向作用。分析可能存在的原因为：随着数字消费逐渐规范，对现金流通速度产生的“挤占效应”导致V1下降，而受益于数字消费替代加速效应，因此V2与V3提高。由此可知，前期数字消费对于商贸流通产生偏离效应，后期逐渐减少并消失。

从Vi对CR的冲击来看，V1、V2与V3的反应都是先负后正最终趋近于零。说明在前期，现金比率的提高会导致商贸流通速度降低，后期产生推动作用，最后作用逐渐消失。分析原因可知，货币增发可能引起货币比率增加，商贸流通速度下降。而经济在不断发展，后期就会促进整体商贸流通速度上升。且从Vi对 RGDP的冲击来看，短期内，呈先下降后上升的趋势，最后逐渐趋于零。原因可能与CR前期原因相同，货币增发结束后，经济增长率提升，中期商贸流通速度增加。可见，受现金比率和经济增长的影响，前期数字消费对商贸流通产生一定偏离效应，后期这种偏离效应逐步消失。

结论

通过实验模型数据来看，数字消费对于商贸流通的偏离效应较为复杂，不同层次的商贸流通速度在影响力度和影响方向上有明显差异。因此，数字消费平台在现有运营基础上，逐渐规范运营方式，合理调控第三方支付规模，进而规避数字消费对国家经济带来的风险以及一些不利影响。同时，在经济平稳发展过程中，提高数字消费对商贸流通的推动力。相关部门应逐渐引入先进数字技术，不断研发第三方支付技术，营造一个良好的数字消费场景，提高数字消费对于商贸流通的正向推动作用。此外，由于数字消费可能对货币供给产生负面效应，监管局需进一步完善客户备付金等制度，从而缩减这一负面影响。