田鳳歡

內容摘要：移動支付自進入實體零售業(yè)后很快成為了主要支付方式之一，零售業(yè)支付環(huán)節(jié)的形態(tài)隨之發(fā)生了巨大的變化。基于此，本文研究移動支付對我國零售業(yè)的影響，從三個視角梳理移動支付對實體零售企業(yè)績效影響的機理，在理論分析的基礎上分別就移動支付對財務績效和非財務績效兩方面的影響提出了假設，分別驗證支付環(huán)節(jié)對顧客滿意度的影響及移動支付對支付環(huán)節(jié)各觀測變量的影響，最后結合二者的結果作出實證判斷。

關鍵詞：移動支付 零售業(yè) 公司績效

移動支付對實體零售企業(yè)績效影響機理

績效的內涵首先表現(xiàn)在企業(yè)的經(jīng)濟效益上，主要通過財務指標得到反映，其次是表現(xiàn)在企業(yè)的經(jīng)營目標上。就移動支付而言，其對企業(yè)財務經(jīng)營成果的影響主要表現(xiàn)為提高了消費者的購買傾向和結算效率，顧客接待量提高。由此增加了銷售量。銷量的提高，不但對企業(yè)的存貨周轉率產(chǎn)生影響，也對非財務績效產(chǎn)生影響。

交易成本視角。阿羅和Williamson認為支付及其成本屬于交易成本，隨著交易成本的減少，交易雙方的效用也會隨之增加。當前，移動支付仍屬于新興的支付方式，作為其中比較流行的微信支付，僅需借助消費者手機的微信客戶端就可實現(xiàn)交易。就顯性成本而言，消費者其僅需要開通微信支付功能并將金額充入賬戶或者選擇第三方支付代扣的方式。對于商家來說，微信支付可采用直接掃碼方式收取金錢、POS機掃碼收取金錢、讓消費者掃描商戶微信二維碼實現(xiàn)收取金錢?？傊?，商家負擔的額外成本會大大降低。就隱形成本而言，在所有支付方式中，移動支付效率最高且避免了假幣風險，雖然在技術方面存在一些安全隱患，但風險總體較低。

經(jīng)濟學視角。消費行為中，“快樂”是整個消費行為及所得商品帶來的滿足感，“痛苦”即消費中消費者付出對價所帶來的心理負面感受。從獲得效用層面，不同的支付方式?jīng)]有什么差異。在減少“痛苦”上，支付方式不同則顯現(xiàn)出很大的不同，這里只考慮消費者付出一定貨幣及時間所帶來的“痛苦”。在相同支付額度下，不同的支付方式賦予消費者不同的資源敏感性，這取決于與貨幣的距離感，因而實體形態(tài)的紙幣較電子貨幣更能提高消費者的資源敏感度。此外，時間的損耗也是對消費者消費行為產(chǎn)生反向心理影響的重要因素。根據(jù)行為經(jīng)濟學心理賬戶理論的“收益-損失”分析模型可推斷，在移動支付下消費者傾向于消費，可對零售商的銷售起到一定的促進作用。

外部性視角。移動支付是基于移動互聯(lián)網(wǎng)的新型支付方式，除了移動支付服務提供商之外還存在至少兩類主體，即使用移動支付的商戶和消費者。嚴格來說，這兩類主體都是移動支付的使用者。三類主體中，移動支付運營商為其他兩個主體提供支付服務，為使討論有所側重，假設使用移動支付的商戶及消費者數(shù)量增多并不對移動支付服務的提供產(chǎn)生影響，并只存在一個移動支付服務提供者和網(wǎng)絡。同時，移動支付工具實際上也是電子錢包，更多的使用者會使其進行資金往來的便利性增加，這是消費者之間直接傳導的正外部性。和消費者的情況類似，采用移動支付的商家增多可吸引更多人使用移動支付，由此會給其他商家使用移動支付帶來更多效用。

實證分析

（一）假設提出

移動支付可通過減少支付環(huán)節(jié)的時間耗損等途徑提高支付的效率，從而顯著提高高頻次交易型零售企業(yè)（超市、便利店等）的銷貨效率。在財務績效指標中，這一效應將影響存貨周轉率的表現(xiàn)。因此提出假設：

H1：移動支付對以超市/便利店業(yè)態(tài)為主的實體零售企業(yè)存貨周轉率產(chǎn)生顯著影響；

H2：移動支付對我國實體零售企業(yè)顧客滿意度產(chǎn)生顯著影響。

（二）移動支付對財務績效影響的實證分析

1.樣本的選取與數(shù)據(jù)來源。本節(jié)據(jù)《國民經(jīng)濟行業(yè)分類GB/T4754-2011》和中國證監(jiān)會行業(yè)分類標準（CSRC標準），通過Choice金融終端獲取零售業(yè)上市企業(yè)名單。篩選樣本公司及實證研究所需的各項財務數(shù)據(jù)主要來自中國上市公司資訊網(wǎng)、RESSET數(shù)據(jù)庫、Choice金融終端等。據(jù)上市Chioce金融終端統(tǒng)計，截止2017年4月前，滬深交易所零售行業(yè)的上市公司共有90家，其中2015-2016財務年度零售業(yè)務平均收入比重達70%以上的滬深上市公司共計63家，在這63家零售企業(yè)中依據(jù)引入移動支付的時間是否可得和樣本相關數(shù)據(jù)是否完整、有效兩項標準來進行相應的篩選，最終有46家公司符合要求（受篇幅所限，具體公司未列出）。

2.樣本的配對樣本均值T檢驗。通過定基比較觀察樣本公司在引入移動支付后財務績效水平相較引入之前是否有顯著變化。一方面，引入移動支付后當年及下一年，超市/便利店樣本企業(yè)的庫存周轉率均得到提高，但兩組配對樣本的P值都大于0.05，因而這種變化的顯著性還不夠高。另一方面，百貨樣本企業(yè)的庫存周轉率在引入移動支付后呈下降的狀態(tài)。三組配對樣本的P值分別為0.839、0.523、0.002，可見這種變化在整體的顯著性上非常低。根據(jù)實際經(jīng)濟意義、顯著性水平及數(shù)據(jù)均值的變化，可判斷移動支付對百貨業(yè)態(tài)零售企業(yè)庫存周轉率應該沒有太大影響（受篇幅限制，超市/便利店樣本企業(yè)庫存周轉率成對樣本檢驗等結果未列出）。

3.回歸分析。移動支付大規(guī)模普及的時間較短，自2014年至2016年前后只有三年時間。高鐵梅（2007）認為，當數(shù)據(jù)的時間維度較小時，可直接采用面板數(shù)據(jù)進行建模。因此，本文將使用2012-2016年樣本企業(yè)的面板數(shù)據(jù)進行多元回歸分析。庫存周轉率是衡量企業(yè)運營能力的一個重要財務指標。根據(jù)趙泉午等人（2010）的研究，企業(yè)費用率、企業(yè)規(guī)模等因素會對庫存周轉率產(chǎn)生顯著影響。本文選取變量如表1所示，根據(jù)選取的變量建立模型：

將面板數(shù)據(jù)載入模型得整體擬合指標，模型總體擬合效果較好，調整R2達到了0.817，模型很好地解釋了庫存周轉率。觀察表2中修改前的系數(shù)回歸結果，發(fā)現(xiàn)移動支付和GDP增長率的顯著性較差，P值都遠大于0.05，其它變量的顯著性良好。因此，剔除顯著性最差變量GDP增長率，重新進行回歸擬合。剔除GDP增長率變量后，模型調整R2提高到0.82，模型對因變量的解釋程度得到了提升。觀察回歸結果可看到移動支付變量的P值提高到了0.086，在10%的顯著性水平上對因變量產(chǎn)生顯著影響。因此，可認為移動支付變量對因變量產(chǎn)生了顯著的影響，假設H1得到驗證。結果顯示，移動支付變量的標準系數(shù)為0.148，對存貨周轉率起到了正向影響（受篇幅所限，整體擬合結果未列出）。

將百貨業(yè)態(tài)零售上市企業(yè)面板數(shù)據(jù)代入模型，剔除顯著性較差的變量直到除移動支付外其他變量均通過顯著性檢驗，得到的移動支付P值為0.221。同時，移動支付變量系數(shù)為負，可判斷移動支付在百貨業(yè)態(tài)中對存貨周轉率并無顯著影響。

（三）移動支付對非財務績效影響實證分析

1.構建模型、設計問卷。本小節(jié)參考國內外眾多學者的成果，建立相應理論模型，如圖1所示。橢圓形代表潛變量，矩形代表觀測變量，箭頭代表其影響關系。各潛變量中，除了本節(jié)需要研究的支付過程外，還有其它八個潛變量，這些變量由總共29個觀測變量進行描繪。模型中各變量的具體情況如下：潛變量包括購物便利Z1、企業(yè)聲譽Z2、購物環(huán)境Z3、商品設施Z4、人員服務Z5、價格感知Z6、支付過程Z7、售后服務Z8、店內商品Z9、顧客滿意度Z10，每個潛變量由2-3個觀測變量進行度量，如購物便利Z1的觀測變量包括交通便利a1、營業(yè)時間a2、存放物品便利性a3。

本研究設計了問卷，旨在研究上市零售企業(yè)績效變化，以大型零售商對零售上市企業(yè)進行近似替代，采用消費者評價矩陣的形式獲取數(shù)據(jù)。為保證客觀性，在題項的設置上不突出支付環(huán)節(jié)及移動支付的特殊性，本研究共收集389份有效問卷。一般而言，考量題項設置的可靠性主要通過Cronbach α信度系數(shù)作為依據(jù)，通過SPSS計算問卷可靠性，得出本問卷總體信度為0.971，遠高于0.8，具有較高的信度，因而問卷題項的設計合理（受篇幅所限，顧客滿意度影響因素變量情況未列出）。

2.支付環(huán)節(jié)對實體零售企業(yè)顧客滿意度影響的分析。第一，數(shù)據(jù)的效度與模型的完善。通過Amos進行運算處理，得到模型整體擬合結果，0.000小于0.05，模型需要修正。本文根據(jù)Amos提供的部分修正指標結果，添加四組變量的共變關系，在模型圖上顯示為這四組變量內分別增加一條雙向箭頭。修正模型后，再次載入數(shù)據(jù)進行運算，得出良好的擬合結果，接受修改后的模型（受篇幅所限，結構方程模型部分修正指標、修改后結構方程模型適配度未列出）。第二，結構方程模型運行結果及分析?；貧w系數(shù)和顯著性結果如表3，可知支付環(huán)節(jié)對顧客滿意度的影響在0.001的水平上是顯著的。系數(shù)為正，代表存在正相關關系，支付環(huán)節(jié)水平的提高可顯著提高顧客滿意度水平。支付環(huán)節(jié)的三個觀測變量也具備較好的顯著性，三個變量的系數(shù)均為正值，符合基本邏輯。支付環(huán)節(jié)的系數(shù)為0.089，表明其它因素不變，支付環(huán)節(jié)每提高一單位，顧客滿意度提高0.089。

3.移動支付對支付環(huán)節(jié)的影響。數(shù)據(jù)顯示，移動支付相對傳統(tǒng)支付方式（銀行卡、現(xiàn)金）具有明顯優(yōu)勢。對所得樣本數(shù)據(jù)進行配對均值T檢驗，六對樣本P值均低于0.001，代表其差異具備統(tǒng)計上極強的顯著性；均值一欄均為正值，表明移動支付在支付環(huán)節(jié)的三個觀測變量上對紙幣、銀行卡均具備顯著的優(yōu)勢。根據(jù)實證分析，可認為移動支付的出現(xiàn)提高了零售業(yè)中支付環(huán)節(jié)中的三個觀測變量，通過提高支付環(huán)節(jié)的水平提升顧客滿意度（受篇幅限制，三種主要支付方式的配對樣本T檢驗結果未列出）。

結論與建議

首先，移動支付的引入顯著提高了超市及便利店等具有高交易頻率特征業(yè)態(tài)的財務績效水平，但這種影響并未在百貨這類非高頻次交易特征的業(yè)態(tài)中顯現(xiàn)，這主要由于支付環(huán)節(jié)在兩類業(yè)態(tài)中有著不同的作用。在高頻次交易特征的業(yè)態(tài)中，支付的效率制約了商戶接待客戶能力的上限；而在低頻次交易特征的業(yè)態(tài)中，支付環(huán)節(jié)的效率并不對其接待能力造成制約。其次，移動支付的引入顯著提高了實體零售企業(yè)非財務績效水平。這種影響主要源于移動支付的引入提高了零售業(yè)中支付環(huán)節(jié)的速度、準確性即便利性等變量水平，從而提升了顧客主觀層面的心理感受水平。

通過實證分析建議：首先應創(chuàng)新移動支付方式，提升移動支付的效率從而提升服務水平。其次，應重點提升移動支付方式的多樣化，并及時更新最新形式的移動支付手段。最后，基于當前移動支付的應用范圍不斷擴大，應用頻率的提升，零售業(yè)應從心理層面把握消費者采用移動支付的心理，在一定程度上減輕移動支付帶來的“負罪感”和消費壓力。

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