吳芍希

摘 要：本文選取2013-2019年的季度數(shù)據(jù)，對(duì)移動(dòng)支付和傳統(tǒng)支付之間的相互影響進(jìn)行分析，并分別進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、VAR向量自回歸模型以及Granger因果檢驗(yàn)。研究結(jié)果顯示：滯后一期的移動(dòng)支付筆數(shù)增長(zhǎng)與當(dāng)期的銀行卡支付筆數(shù)增長(zhǎng)存在顯著負(fù)向關(guān)系;移動(dòng)支付交易筆數(shù)和交易金額的持續(xù)上漲會(huì)導(dǎo)致銀行卡支付交易筆數(shù)和交易金額的下降;移動(dòng)支付交易筆數(shù)和移動(dòng)支付交易金額均分別為銀行卡支付交易筆數(shù)和交易金額的Granger原因，但銀行卡支付的交易筆數(shù)和交易金額均不是移動(dòng)支付交易筆數(shù)和交易金額的Granger原因。

關(guān)鍵詞：移動(dòng)支付;傳統(tǒng)支付;VAR模型;Grange因果分析

中圖分類(lèi)號(hào)：F27 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2021.14.030

隨著互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展，中國(guó)大陸移動(dòng)支付業(yè)務(wù)的規(guī)模已經(jīng)從2013年的9.64萬(wàn)億元增長(zhǎng)到2018年的277.39萬(wàn)億元，體現(xiàn)了巨大的市場(chǎng)發(fā)展?jié)摿Γ惨鹆嗣襟w及學(xué)術(shù)界的關(guān)注，但同時(shí)也對(duì)傳統(tǒng)支付方式形成了巨大的沖擊。作為一種非主流金融機(jī)構(gòu)的支付方式，它們也從非主流金融機(jī)構(gòu)變成了另一種支付方式。例如，支付寶日均交易額已達(dá)106億元，占全國(guó)零售額的6%，其中很大一部分是通過(guò)移動(dòng)支付的，這種支付方式在市場(chǎng)上的廣泛應(yīng)用。可見(jiàn)，近年來(lái)移動(dòng)支付正在飛速增長(zhǎng)，而以銀行卡支付為代表的傳統(tǒng)支付方式增長(zhǎng)緩慢甚至出現(xiàn)了零增長(zhǎng)的情況。移動(dòng)支付與傳統(tǒng)支付方式之間的變化趨勢(shì)是否具有相關(guān)性、移動(dòng)支付的迅速發(fā)展對(duì)銀行卡支付造成了怎樣的沖擊，這是監(jiān)管層、消費(fèi)者、商戶以及零售支付服務(wù)提供商都非常關(guān)心的問(wèn)題，也是學(xué)術(shù)研究的重點(diǎn)問(wèn)題。

1 變量的選取和數(shù)據(jù)的處理

本文選取2013-2019年的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行官方網(wǎng)站的支付體系運(yùn)行總體情況報(bào)告，其中2019年數(shù)據(jù)只包括第1季度和第2季度，樣本空間為26。本文從增長(zhǎng)筆數(shù)和增長(zhǎng)金額兩個(gè)方面分別構(gòu)建VAR模型，其中增長(zhǎng)交易筆數(shù)VAR模型中包括變量移動(dòng)支付交易筆數(shù)同比增長(zhǎng)率（MPn）和銀行卡交易筆數(shù)同比增長(zhǎng)率（CPn）;增長(zhǎng)交易金額VAR模型中包括移動(dòng)支付交易金額同比增長(zhǎng)率（MP）和銀行卡交易金額同比增長(zhǎng)率（CP）。

2 移動(dòng)支付與傳統(tǒng)支付相互影響的實(shí)證分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用目前較為流行且成熟的ADF法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。從表1中可以看出，四個(gè)變量的ADF統(tǒng)計(jì)值均在5%和10%的顯著性水平下大于臨界值，說(shuō)明這四個(gè)變量均存在單位根，為非平穩(wěn)序列，需要進(jìn)一步對(duì)各變量進(jìn)行一階差分系列檢驗(yàn)。各變量的一階差分序列的ADF統(tǒng)計(jì)值均在5%和10%的顯著性水平下小于臨界值，說(shuō)明一階差分后的時(shí)間序列均不存在單位根，為一階差分平穩(wěn)序列。交易筆數(shù)VAR模型和交易金額VAR模型中的變量均為一階單整時(shí)間序列。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

通過(guò)上述平穩(wěn)性檢驗(yàn)可以看出，雖然本文中的時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，但差分后均為一階單整序列，本文進(jìn)一步采用Johansen檢驗(yàn)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，需要解決的另一個(gè)重要問(wèn)題就是滯后階數(shù)的確定。在選擇滯后階數(shù)時(shí)，需要考慮兩方面：一方面滯后階數(shù)越大，越能完整的反應(yīng)所構(gòu)建的模型的動(dòng)態(tài)特征;但是另一方面，滯后階數(shù)越大，需要估計(jì)的參數(shù)也越多，這將減少模型的自由度。因此在滯后階數(shù)的選擇時(shí)，需要綜合考慮。當(dāng)前確定滯后階數(shù)的方法主要AIC、SIC信息準(zhǔn)則法和LR似然比檢驗(yàn)法。本文交易筆數(shù)VAR模型和交易金額VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)均為1，存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

3 VAR模型

綜合考慮以上檢驗(yàn)方法，確定最佳滯后期為1，因此，交易筆數(shù)和交易金額兩個(gè)VAR模型的形式均為VAR（1）。其中交易筆數(shù)VAR模型的結(jié)果為：

R2為0.476874，調(diào)整R2為0.429317。從方程1中可以看出，滯后一期的移動(dòng)支付筆數(shù)增長(zhǎng)與當(dāng)期的銀行卡支付筆數(shù)增長(zhǎng)存在顯著負(fù)向關(guān)系。即移動(dòng)支付筆數(shù)增加1%，在一個(gè)季度后可能導(dǎo)致銀行卡支付筆數(shù)下降約0.0319%，且在10%的顯著性水平下顯著。同時(shí)，從方程2中可以看出，滯后一期的銀行卡支付筆數(shù)與移動(dòng)支付筆數(shù)之間存在正向關(guān)系，即銀行卡支付筆數(shù)增加1%，在一個(gè)季度后可能會(huì)使移動(dòng)支付筆數(shù)增加1.1024%，但此時(shí)并不顯著。

交易金額VAR模型的結(jié)果為：

其中，R2為0.688948，調(diào)整R2為0.660670。從方程3中可以看出，滯后一期的移動(dòng)支付金額增長(zhǎng)與當(dāng)期的銀行卡支付金額增長(zhǎng)存在負(fù)向關(guān)系。即移動(dòng)支付金額增加1%，在一個(gè)季度后可能導(dǎo)致銀行卡支付金額下降約0.0291%，且在1%的顯著性水平下顯著。同時(shí)，從方程4中可以看出，滯后一期的銀行卡支付金額與移動(dòng)支付金額之間存在負(fù)向關(guān)系，即銀行卡支付金額增加1%，在一個(gè)季度后可能會(huì)使移動(dòng)支付金額下降2.0350%，但此時(shí)并不顯著。

4 Granger因果檢驗(yàn)

在基于VAR模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步檢驗(yàn)移動(dòng)支付交易筆數(shù)、交易金額與銀行卡支付交易筆數(shù)、交易金額之間是否具有統(tǒng)計(jì)意義上的因果關(guān)系，需要進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，前文已經(jīng)檢驗(yàn)VAR模型的最佳滯后期（滯后期為1）即為Granger因果檢驗(yàn)的最佳滯后期。交易筆數(shù)和交易金額的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果如表2和表3所示。

由表2中可以看出，當(dāng)銀行卡支付交易筆數(shù)為被解釋變量時(shí)，P值為0.0719，拒絕原假設(shè)，可見(jiàn)移動(dòng)支付交易筆數(shù)是銀行卡支付交易筆數(shù)的Granger原因，說(shuō)明移動(dòng)支付交易筆數(shù)的波動(dòng)對(duì)銀行卡支付交易筆數(shù)有一定的影響;當(dāng)移動(dòng)支付交易筆數(shù)為被解釋變量時(shí)，P值為0.4501，可見(jiàn)銀行卡支付交易筆數(shù)不是移動(dòng)支付交易筆數(shù)的Granger原因。由表3中可以看出，當(dāng)銀行卡支付交易金額為被解釋變量時(shí)，P值為0.0129，可見(jiàn)移動(dòng)支付交易金額是銀行卡支付交易金額的Granger原因，說(shuō)明移動(dòng)支付交易金額的波動(dòng)對(duì)銀行卡支付交易金額有一定的影響;當(dāng)移動(dòng)支付交易金額為被解釋變量時(shí)，P值為0.4791，可見(jiàn)銀行卡支付交易金額不是移動(dòng)支付交易金額的Granger原因。

從上述Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果中可以看出，移動(dòng)支付交易筆數(shù)和移動(dòng)支付交易金額均分別為銀行卡支付交易筆數(shù)和交易金額的Granger原因，但反之銀行卡支付的交易筆數(shù)和交易金額均不是移動(dòng)支付交易筆數(shù)和交易金額的Granger原因。

5 結(jié)束語(yǔ)

總而言之，移動(dòng)支付交易筆數(shù)和移動(dòng)支付交易金額均分別為銀行卡支付交易筆數(shù)和交易金額的Granger原因，并且滯后一期的移動(dòng)支付筆數(shù)增長(zhǎng)與金額增長(zhǎng)對(duì)銀行卡支付筆數(shù)和金額均有顯著負(fù)向影響，但反之銀行卡支付的交易筆數(shù)和交易金額均不是移動(dòng)支付交易筆數(shù)和交易金額的Granger原因。可見(jiàn)移動(dòng)支付是引起銀行卡支付變化的原因，主要原因在于近年來(lái)，全球電子商務(wù)蓬勃發(fā)展，智能手機(jī)等移動(dòng)終端設(shè)備大量普及，中國(guó)的移動(dòng)支付無(wú)論是技術(shù)還是市場(chǎng)規(guī)模都在迅猛發(fā)展，傳統(tǒng)的購(gòu)物、餐飲、打車(chē)等已經(jīng)在很大程度實(shí)現(xiàn)了移動(dòng)支付，金融行業(yè)、醫(yī)療行業(yè)甚至政務(wù)服務(wù)等也在積極開(kāi)發(fā)移動(dòng)支付功能。隨著移動(dòng)支付在各行各業(yè)的不斷滲透，移動(dòng)支付很有可能代替銀行卡支付，從而對(duì)傳統(tǒng)的銀行卡支付形成較大的沖擊。

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