移動支付影響家庭消費行為作用機理與實證分析

張岳 彭世廣

內(nèi)容提要：本文通過機理分析并基于2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)實證檢驗移動支付對家庭消費水平與消費結構的影響。研究說明移動支付會刺激家庭消費，促進家庭消費結構升級。一是非現(xiàn)金支付便捷交易、弱化購買支付的心理壓力，促進消費。二是消費信貸起到中介作用，移動支付通過增強家庭信貸消費的可能性進而影響消費水平與消費結構。三是金融素養(yǎng)在移動支付對家庭消費水平、消費結構的影響過程中有一定的調(diào)節(jié)作用。

關鍵詞：移動支付;消費水平;消費結構;金融素養(yǎng)

中圖分類號：F063.2 文獻標識碼：A 文章編號：1001-148X（2020）05-0105-07

一、引言

改革開放以后，消費對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的貢獻率不斷攀升，由1978年38.3%增長為2017年的58.8%。但是與發(fā)達國家70%-80%的消費貢獻率相比，我國消費貢獻率依然較低，消費拉動經(jīng)濟發(fā)展的空間依然很大。近年來，消費需求不足、消費結構升級放緩已成為制約經(jīng)濟發(fā)展的一大瓶頸。因此促進消費提質(zhì)升級已成為新時代經(jīng)濟質(zhì)量和動力變革的關鍵因素。

進入21世紀后，隨著科學技術發(fā)展的日新月異，居民消費的支付方式不斷變革，作為新時代四大發(fā)明之一的移動支付極大地便利了人們的消費活動。當前我國移動支付用戶規(guī)模由2012年的0.55億人增加到2018年的5.83億人，增長率達960%;使用移動支付的手機網(wǎng)民比例由2012年的13.2%增加到71.4%（數(shù)據(jù)來源：CNNIC）。移動支付在便捷消費的同時能否改變家庭消費行為？本文通過分析回答這個問題。

二、理論分析與假設

隨著經(jīng)濟學關于消費理論研究由早期的宏觀視角不斷向微觀視角轉(zhuǎn)變，經(jīng)濟學家相繼提出了“絕對收入假說”、“相對收入假說”、“持久收入假說”、“生命周期假說”等消費決定理論。1980年Thaler首次提出了“心理賬戶（mental accounting）”理論，這一理論解釋了心理賬戶是如何影響個體“理性”進而對消費行為產(chǎn)生作用。進一步，Prelec和Loewenstein提出了“雙通道心理賬戶”理論，認為人們在消費時存在兩個通道，其中一個通道記錄了從消費中獲得的正效用，即“從消費中體驗到的快樂”;另一個通道則記錄了為獲得收益而支付的負效用，即“支付時感到的疼痛”。如果消費者獲得的正效用大于負效用，則其“得到”感會更強，如果負效用大于正效用，則“失去”感會激烈。在此基礎上，聯(lián)結理論認為，消費與支付之間是相關聯(lián)的，存在著兩個系數(shù)，即快樂弱化系數(shù)α與痛苦鈍化系數(shù)β，快樂弱化系數(shù)是消費時獲得的快樂被支付痛苦降低的程度，痛苦鈍化系數(shù)是支付的痛苦被消費獲得的快樂所降低的程度。消費時所使用的支付方式影響著這種聯(lián)結，現(xiàn)金支付使聯(lián)結更加緊密，使用現(xiàn)金進行付款將使支付痛苦更加明顯，消費快樂被極大弱化。信用卡支付存在著支付透明度低的特點（Soman，2003），也使其聯(lián)結變得較為松散，進而使消費者支付痛苦被更多的鈍化，消費滿足感更加明顯，進而可以促進消費（楊晨等，2015）。移動支付是通過移動通信設備、利用無線通信技術來進行貨幣價值轉(zhuǎn)移并清償債權債務關系，移動支付的方式多樣，可以與儲蓄卡、信用卡、螞蟻花唄、京東白條等多種渠道相聯(lián)系，在使用其進行消費時，沒有真實現(xiàn)金的流失，僅僅是展示或揮動一下通信設備，在獲得便利性的同時使得支付痛苦極大減弱，消費者獲得了更大的消費滿足感，因此使其消費量上升。對于一個家庭而言，若家庭成員更多的使用移動支付，則會提高家庭的消費水平。因此，本文提出以下假設。

假設1：移動支付對家庭消費水平具有正向影響。

大部分學者將家庭消費分為兩部分：生存性消費與發(fā)展享受性消費。生存性消費是指為維持勞動力的生產(chǎn)和再生產(chǎn)而發(fā)生的基本消費，發(fā)展享受性消費是指為追求更高生活質(zhì)量和未來發(fā)展機會而發(fā)生的消費。移動支付依托于互聯(lián)網(wǎng)技術的發(fā)展，已有學者證明互聯(lián)網(wǎng)技術對于居民消費結構升級具有重要作用，其具有促進消費結構由生存性消費為主轉(zhuǎn)變?yōu)榘l(fā)展性消費為主的潛力（劉湖和張家平，2016）。信用卡作為一種便利的支付方式，其在減弱支付痛感的同時也推動了當期預算約束曲線外移，擴充了消費可行集（王巧巧等，2018）;而移動支付不僅可與信用卡綁定，其本身也提供了諸如螞蟻花唄、京東白條等信貸方式。結合前文理論分析，與移動支付相伴隨的是支付痛苦的進一步鈍化，這本身就會造成一定的非計劃購買，而在預算可行的條件下，這種非計劃購買往往更多集中于平時無法完全滿足的發(fā)展享受性消費需求上面，因此使用移動支付將更多擴展消費者總消費中發(fā)展享受性消費的部分。綜上所述，本文提出以下假設。

假設2：移動支付促進家庭發(fā)展性消費比例增加。

金融素養(yǎng)反映了人們對經(jīng)濟金融知識的掌握程度以及對經(jīng)濟金融信息的敏感程度，擁有較高的金融素養(yǎng)，往往使消費者在消費過程中更加理性。移動支付減弱了消費與支付的聯(lián)結，會造成消費者一定程度的沖動消費，但是較高的金融素養(yǎng)會使消費者具有較強的理財意識以及嚴謹?shù)南M計劃;此外，接收更多的經(jīng)濟金融信息會使消費者對價格信號更為敏感，這類人群在購物時能更多關注商品成本與其帶來的效用。所以金融素養(yǎng)會負向調(diào)節(jié)移動支付對消費水平的影響。從消費結構的角度來看，移動支付會使家庭發(fā)展享受性消費比例增加，較高的金融素養(yǎng)往往體現(xiàn)了較強的理財能力和自我規(guī)劃，這類人群往往具備一定學習意識，會更重視自我發(fā)展，因此在移動支付刺激消費的過程中，這些人會更重視發(fā)展享受性消費。綜上所述，本文提出以下假設。

假設3：金融素養(yǎng)負向調(diào)節(jié)移動支付對消費水平的影響，但是會正向調(diào)節(jié)移動支付對發(fā)展性消費占比的影響。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

本文數(shù)據(jù)主要來自于2017年西南財經(jīng)大學開展的中國家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS），該數(shù)據(jù)樣本量為40011戶。問卷包括人口統(tǒng)計特征，資產(chǎn)與負債，保險與保障，支出與收入，金融知識、基層治理與主觀態(tài)度五大板塊。本文在進行實證分析前，對數(shù)據(jù)進行了處理，首先，剔除了從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與工商業(yè)經(jīng)營的樣本，原因在于這些家庭收入缺乏穩(wěn)定性，使用截面數(shù)據(jù)分析其消費行為不夠客觀;其次，剔除了嚴重超前消費的樣本，即消費率（家庭全年總消費與全年總收入之比）大于2的樣本;最后，剔除了變量有極端異常值和缺失值的樣本，例如家庭人均消費小于0、家庭成員平均年齡大于120。最終使用的數(shù)據(jù)樣本量為15657。

（二）變量定義

被解釋變量：（1）消費水平，以家庭人均消費對數(shù)值進行衡量，即家庭全年總消費與家庭成員數(shù)之比并取對數(shù)。（2）消費結構，使用發(fā)展性消費占比進行衡量，即家庭全年發(fā)展性消費與家庭全年總消費之比。其中，家庭總消費的核算，將衣食住行消費（伙食、衣物、日常用品、物業(yè)水電、家政服務、住房維修擴建、交通與通訊）、文化娛樂消費（含旅游消費）、教育培訓消費、醫(yī)療保健消費等計入在內(nèi);對發(fā)展性消費的核算，將教育培訓消費、文化娛樂消費（含旅游消費）、健身消費、美容消費、交通與通訊消費、家政服務消費計入在內(nèi)。

解釋變量：是否有家庭成員使用移動支付。2017年中國家庭金融調(diào)查問卷中詢問了家庭成員在購物時一般會使用哪些支付方式，其中選項4為通過手機、pad等移動終端支付（包括支付寶、微信支付、手機銀行、Apple pay等），若受訪戶選擇該選項，則此樣本該變量取1，否則取0。

分組變量：金融素養(yǎng)。金融素養(yǎng)包括主觀與客觀兩個維度，主觀金融素養(yǎng)是投資者對金融知識的自我肯定，其通過詢問受訪者對金融產(chǎn)品與服務的了解程度進行構造?？陀^金融素養(yǎng)是投資者對金融知識的真實掌握，往往通過詢問標準化金融知識題目進行構造。對于金融素養(yǎng)的度量，目前學術界并未形成統(tǒng)一標準。蘇嵐嵐等（2017）從客觀金融素養(yǎng)角度出發(fā)并采用因子分析法進行衡量，吳衛(wèi)星等（2018）對金融素養(yǎng)的度量則側(cè)重于主觀維度。此外，張峰（2017）使用“家庭中是否有金融從業(yè)人員”、“您是否關注經(jīng)濟方面的信息”作為金融素養(yǎng)的代理變量?；跇颖緮?shù)據(jù)考慮，本文使用“您平時對經(jīng)濟、金融方面的信息關注程度如何”作為金融素養(yǎng)的代理變量，盡管這一問題是受訪者進行主觀回答，但是對于關注經(jīng)濟金融信息的受訪者而言，其必然會在接受這些信息的過程中提高客觀金融知識水平，因此使用其作為代理變量能較為綜合的反映受訪者真實金融素養(yǎng)水平。

控制變量：大量文獻實證了人口年齡結構（汪偉和劉玉飛，2017）、家庭健康風險、住房（何興強和史衛(wèi)，2014）、收入、教育程度等家庭特征會影響家庭消費行為，因此，本文對可能影響家庭消費的如下變量進行控制，具體見表1。其中，家庭成員是否健康主要依據(jù)問卷中“與同齡人相比，某成員現(xiàn)在的身體狀況如何？”這一問題進行判斷，若選擇選項“4.不好”或“5.非常不好”，則認定為不健康。家庭成員受教育水平由1到9分別代表沒上過學、小學、初中、高中、中專/職高、大專/高職、大學本科、碩士研究生、博士研究生。

（三）模型設定

為驗證假設1與假設2，構建模型表達式如下：

其中，Yi代表被解釋變量Avec或Dcr，Z代表控制變量集合，εi為服從標準正態(tài)分布的擾動項，β0為常數(shù)項。如果系數(shù)β1為正，則本文假設得到驗證。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

根據(jù)表1對所選取變量的描述性統(tǒng)計結果，家庭人均消費對數(shù)值均值為9.72，發(fā)展性消費占比均值為13.82%，可以說明當前我國家庭消費仍以生存性消費為主。在購物時有成員使用移動支付的家庭占比達到34%，對經(jīng)濟金融信息比較關注的家庭占比35.24%?？刂谱兞恐?，家庭成員平均年齡51.62，男性、老年人、未成年人占比均值分別為48.79%、30.57%、8.35%，身體不健康家庭成員占比均值為13.12%，全樣本平均受教育水平為4.07，樣本中79.83%受訪戶居住在自有住房。

由于選取了較多控制變量，本文對變量進行了多重共線性檢驗，通過計算各變量VIF值發(fā)現(xiàn)Age的VIF值最高，為5.50，遠低于10，因此可以認定變量之間不存在共線問題。

（二）移動支付對家庭消費水平的影響

表2中列示了為驗證假設1與假設2的基本回歸結果，本文使用穩(wěn)健標準誤對回歸結果進行修正，方程聯(lián)合顯著性檢驗結果說明所有模型均具有較強的解釋力。為保證結果穩(wěn)健性，先在不加入控制變量的條件下進行回歸，其中回歸1為未加入控制變量的回歸結果，Mp的系數(shù)為0.3986，通過顯著性水平1%的T檢驗。加入控制變量后，Mp系數(shù)為0.1872，在1%顯著性水平下異于0。

依據(jù)回歸2的結果可知，移動支付確實促進了家庭消費，相比于不使用移動支付的家庭，有家庭成員使用移動支付的家庭人均消費要高18.72%，假設1得到驗證。從控制變量來看，家庭成員平均年齡與家庭人均消費呈正相關。男性成員占比、未成年人撫養(yǎng)比與家庭人均消費為負相關關系，男性成員占比越多，家庭人均消費越少，相比女性而言，男性的消費傾向較弱;家庭未成年人占比越大，家庭人均消費越低，這與部分已有研究一致（顏建曄等，2019）。身體不健康家庭成員占比的系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，這是因為在消費中統(tǒng)計了醫(yī)療支出，因此不健康的家庭成員越多，造成的醫(yī)療消費就會越大。家庭平均受教育程度的系數(shù)為0.1342，在1%顯著性水平下異于0，家庭成員平均受教育水平越高，人均消費越多，擁有較高教育水平的居民往往收入更為穩(wěn)定，在此基礎上預防性儲蓄動機可能更弱（宋全云等，2019）。自有住房在10%顯著性水平下對家庭人均消費產(chǎn)生負向影響，這與傳統(tǒng)的住房資產(chǎn)效應理論相違背，原因在于住房資產(chǎn)效應的發(fā)揮本身就具有一定前提條件，對于具有多套房產(chǎn)的家庭而言，住房的資產(chǎn)效應可能更為明顯，但對于只有一套住房的家庭而言，由于存在著較強的遺產(chǎn)動機和“安土重遷”理念，其自有房產(chǎn)的資產(chǎn)效應不明顯（裴育和徐煒鋒，2017），與此同時，在存在潛在購房動機的情況下，自住房產(chǎn)的資產(chǎn)效應會進一步減弱。收入對家庭人均消費產(chǎn)生顯著正向影響，這與傳統(tǒng)的經(jīng)濟理論相一致。

（三）移動支付對家庭消費結構的影響

為驗證假設2，本文使用家庭發(fā)展性消費占比作為被解釋變量進行回歸，表2方程聯(lián)合顯著性檢驗結果說明所有模型均具有較強的解釋力。為保證結果穩(wěn)健性，回歸3是未加入控制變量的回歸結果，Mp系數(shù)為0.1101，通過1%顯著性水平的T檢驗，意味著移動支付對家庭發(fā)展性消費占比具有顯著正向影響;回歸4為加入控制變量的回歸結果，Mp系數(shù)為0.0386，通過1%顯著性水平的T檢驗，說明移動支付提高了家庭發(fā)展性消費占比。假設2得到驗證。

從控制變量來看，男性家庭成員占比的系數(shù)顯著為負，男性成員占比越大，發(fā)展性消費占比會更少。老年家庭成員占比的系數(shù)顯著為正，老年人占比越大，發(fā)展性消費占比也隨之上升。關于老年人占比與發(fā)展性消費占比的關系，當前學術界并無一致結論，部分學者認為兩者之間負相關（王聰和杜奕璇，2019），部分學者則認為老齡化促進了家庭消費結構升級（汪偉和劉玉飛，2017）。筆者贊同后者觀點，老年人往往對食品、衣著方面不會過分重視，但是相比于年輕人，老年人往往擁有更多閑暇時間進行文化娛樂活動，特別是對于空巢期家庭，為了擺脫寂寞感，老年人會更頻繁的參加文娛活動或者進行旅游，老年家庭具有提高生活品質(zhì)的傾向（楊贊等，2013）。未成年家庭成員占比的系數(shù)顯著為正，未成年人占比越大，家庭會進行更多的教育培訓支出。家庭平均受教育程度與發(fā)展性消費占比呈現(xiàn)顯著正相關關系，家庭平均受教育水平越高，會越重視文化娛樂、教育培訓等活動，因此會相應提高這些項目的消費占比。家庭是否自有住房的系數(shù)為0.0078，通過1%顯著性水平的T檢驗，意味著居住在自有住房的家庭更傾向于發(fā)展性消費。收入水平與發(fā)展性消費占比呈現(xiàn)正相關，這與當前研究相符合（魏勇等，2017）。

（四）金融素養(yǎng)對移動支付影響家庭消費行為的調(diào)節(jié)效應檢驗

本文使用金融素養(yǎng)變量將全樣本分為兩個子樣本，使用對經(jīng)濟、金融信息的關注程度進行衡量，其關注度高低與金融素養(yǎng)成正向關系。表3列示了金融素養(yǎng)對移動支付影響家庭消費水平的調(diào)節(jié)效應檢驗結果，方程聯(lián)合顯著性檢驗結果說明所有模型均具有較強的解釋力。

依據(jù)表3中回歸5、回歸7結果可知，金融素養(yǎng)較高的家庭樣本中，Mp系數(shù)為0.1197，通過1%顯著性水平的T檢驗;在金融素養(yǎng)較差的樣本中，Mp系數(shù)為0.2233，通過1%顯著性水平T檢驗。由此可知，相對于金融素養(yǎng)較好家庭而言，移動支付對金融素養(yǎng)較差家庭的影響較大，在金融素養(yǎng)較高的樣本中，使用移動支付將使家庭平均消費水平上升11.97%，而在金融素養(yǎng)較差的樣本中，使用移動支付將使家庭平均消費水平上升22.33%。由此可見，金融素養(yǎng)確實在移動支付影響家庭消費水平的過程中起到負向調(diào)節(jié)作用。

依據(jù)表3中回歸6、回歸8結果可知，無論是金融素養(yǎng)較高的家庭還是金融素養(yǎng)較差家庭，移動支付都會對發(fā)展性消費占比產(chǎn)生顯著正向影響，這進一步佐證了本文假設2。但是從系數(shù)來看，金融素養(yǎng)較高的家庭樣本，其Mp系數(shù)大于金融素養(yǎng)較差的樣本。這意味著，移動支付對家庭消費結構的影響中，金融素養(yǎng)也起到了調(diào)節(jié)作用，移動支付對金融素養(yǎng)較高家庭消費結構的影響大于金融素養(yǎng)較差的家庭。綜上所述，本文假設3得到驗證。

（五）內(nèi)生性問題的處理

在上文回歸中可能存在內(nèi)生性問題，一方面可能由于模型設定中遺漏變量而導致，另一方面，家庭消費水平提高的表現(xiàn)在于購買頻率的增加或單次購買金額的增大，為了提高付款便利性，家庭成員可能更多的使用移動支付，因此被解釋變量與解釋變量之間可能存在互為因果的問題。進一步，本文對全樣本以及金融素養(yǎng)高、金融素養(yǎng)差兩個子樣本都進行了DWH檢驗，檢驗結果也拒絕了“移動支付為外生變量”的假設。鑒于此，必須對可能存在的內(nèi)生性加以考慮。參考尹志超等（2019）做法，選擇是否有家庭成員擁有智能手機作為工具變量并進行二階段最小二乘回歸，擁有智能手機與是否使用移動支付密切相關，但是擁有智能手機并不會對家庭消費行為產(chǎn)生直接影響，在理論上該工具變量符合要求。

表4為使用二階段最小二乘法進行回歸的結果。在回歸9、回歸10中使用工具變量進行2SLS估計時，其中第一階段F值為1325.60（Prob=0），工具變量T值為15.97，據(jù)此可拒絕弱工具變量假設。在金融素養(yǎng)較高子樣本中使用工具變量進行2SLS估計時，其中第一階段F值為609.74（Prob=0），工具變量T值為8.40;在金融素養(yǎng)較差子樣本中，第一階段F值為607.78（Prob=0），工具變量T值為14.09，均可拒絕弱工具變量假設。

根據(jù)表4回歸結果可知，方程均通過顯著性檢驗?；貧w9、回歸10中Mp系數(shù)顯著為正，說明前文結論依然成立?；貧w11與回歸13相比，Mp系數(shù)較低，意味著金融素養(yǎng)較差家庭移動支付對消費水平的影響更大;回歸12與回歸14相比，Mp系數(shù)較高，意味著金融素養(yǎng)較高家庭移動支付對消費結構的影響更大，因此在考慮內(nèi)生性問題的條件下，本文假設3也成立。

五、進一步分析——移動支付對家庭消費的影響機制

前文分析說明，移動支付會顯著提高家庭消費水平、促進家庭消費結構升級。依據(jù)本文理論分析，移動支付與信用卡、螞蟻花唄等多種消費信貸形式相聯(lián)結，這些消費信貸方式緩解了消費者面臨的流動性約束，對消費有刺激作用。消費者在使用移動支付減弱支付痛感的同時，面對移動支付提供的多種消費信貸渠道，會增加消費者使用消費信貸的可能性，進而提高消費水平，升級消費結構。因此，消費信貸可能在移動支付與家庭消費之間起到中介作用。為驗證這一假設，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）的逐步檢驗方法，構建模型如下所示：

上式中，Yi代表被解釋變量Avec或Dcr，Z代表控制變量集合，εi為服從標準正態(tài)分布的擾動項，β0為常數(shù)項。Credit為中介變量“家庭目前是否有未償還的消費信貸”，如果有，則變量取值為1，否則為0。由于模型（2）中被解釋變量Credit為二值變量，因此使用Probit模型進行估計。逐步檢驗法的具體檢驗過程為：第一步檢驗（1）中β1是否顯著，即判斷移動支付對家庭消費水平、消費結構的主效應是否顯著。第二步檢驗（2）、（3）中的β2、β4是否顯著，若兩個系數(shù)均顯著，則認為存在中介效應;當β2、β4中至少有一個不顯著時，為避免出現(xiàn)第二類錯誤，需進行Sobel檢驗，檢驗統(tǒng)計量為m=β^2β^4/sβ2β4，其中，sβ2β4=2β^2s2β4+β^4s2β2，sβ2、sβ4分別為相應系數(shù)的標準誤，若Sobel檢驗顯著，則仍然認為存在中介效應。最后檢驗（3）中的β3是否顯著，判斷是完全中介還是部分中介，若其顯著，則認為存在部分中介，否則為完全中介效應。上述步驟中，第一步已在前文完成，表1的回歸結果證明移動支付確實顯著影響家庭消費水平與消費結構。

表5為利用模型（2）、（3）對全樣本進行回歸的結果。回歸15結果顯示，Mp系數(shù)為0.5316，且通過1%水平的T檢驗，說明移動支付會促進家庭進行消費信貸。回歸16中，Mp系數(shù)為0.1667，Credit系數(shù)為0.1000，均通過T檢驗，證明移動支付確實通過影響消費信貸進而影響家庭平均消費水平?；貧w17中，Mp與Credit系數(shù)也顯著為正，說明消費信貸在移動支付對家庭消費結構的影響過程中起到部分中介作用。

六、結論

移動支付作為一種便捷的支付方式，它似乎是突然而至，但給人們家庭生活和社會經(jīng)濟帶來的變化將是逐步展現(xiàn)的。本文對移動支付與家庭消費活動變化的討論可以得出以下結論：總體看，移動支付促進了家庭消費水平和消費結構的提升。一是其支付方式方便交易活動，促進交易達成;非現(xiàn)金支付方式弱化了購買時的心理壓力，促進了家庭消費。二是移動支付平臺自身提供或與信用卡綁定提供一定的信用功能，緩解了消費者的流動性約束，擴大了家庭消費預算邊界，并對家庭消費水平與結構有部分中介性影響。三是家庭金融素養(yǎng)在移動支付對家庭消費水平的影響中有負向調(diào)節(jié)作用，但會結構性正向調(diào)節(jié)家庭發(fā)展性消費的占比，即移動支付對金融素養(yǎng)較高家庭消費結構的影響大于金融素養(yǎng)較差的家庭。

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