張?jiān)? 彭世廣

內(nèi)容提要：本文通過機(jī)理分析并基于2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)移動支付對家庭消費(fèi)水平與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。研究說明移動支付會刺激家庭消費(fèi)，促進(jìn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)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(jìn)消費(fèi)。二是消費(fèi)信貸起到中介作用，移動支付通過增強(qiáng)家庭信貸消費(fèi)的可能性進(jìn)而影響消費(fèi)水平與消費(fèi)結(jié)構(gòu)。三是金融素養(yǎng)在移動支付對家庭消費(fèi)水平、消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響過程中有一定的調(diào)節(jié)作用。

關(guān)鍵詞：移動支付;消費(fèi)水平;消費(fèi)結(jié)構(gòu);金融素養(yǎng)

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

一、引言

改革開放以后，消費(fèi)對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的貢獻(xiàn)率不斷攀升，由1978年38.3%增長為2017年的58.8%。但是與發(fā)達(dá)國家70%-80%的消費(fèi)貢獻(xiàn)率相比，我國消費(fèi)貢獻(xiàn)率依然較低，消費(fèi)拉動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間依然很大。近年來，消費(fèi)需求不足、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級放緩已成為制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一大瓶頸。因此促進(jìn)消費(fèi)提質(zhì)升級已成為新時(shí)代經(jīng)濟(jì)質(zhì)量和動力變革的關(guān)鍵因素。

進(jìn)入21世紀(jì)后，隨著科學(xué)技術(shù)發(fā)展的日新月異，居民消費(fèi)的支付方式不斷變革，作為新時(shí)代四大發(fā)明之一的移動支付極大地便利了人們的消費(fèi)活動。當(dāng)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(dá)960%;使用移動支付的手機(jī)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(fèi)的同時(shí)能否改變家庭消費(fèi)行為？本文通過分析回答這個(gè)問題。

二、理論分析與假設(shè)

隨著經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于消費(fèi)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(jì)學(xué)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(fèi)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(gè)體“理性”進(jìn)而對消費(fèi)行為產(chǎn)生作用。進(jìn)一步，Prelec和Loewenstein提出了“雙通道心理賬戶”理論，認(rèn)為人們在消費(fèi)時(shí)存在兩個(gè)通道，其中一個(gè)通道記錄了從消費(fèi)中獲得的正效用，即“從消費(fèi)中體驗(yàn)到的快樂”;另一個(gè)通道則記錄了為獲得收益而支付的負(fù)效用，即“支付時(shí)感到的疼痛”。如果消費(fèi)者獲得的正效用大于負(fù)效用，則其“得到”感會更強(qiáng)，如果負(fù)效用大于正效用，則“失去”感會激烈。在此基礎(chǔ)上，聯(lián)結(jié)理論認(rèn)為，消費(fèi)與支付之間是相關(guān)聯(lián)的，存在著兩個(gè)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(fèi)時(shí)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(fèi)獲得的快樂所降低的程度。消費(fèi)時(shí)所使用的支付方式影響著這種聯(lián)結(jié)，現(xiàn)金支付使聯(lián)結(jié)更加緊密，使用現(xiàn)金進(jìn)行付款將使支付痛苦更加明顯，消費(fèi)快樂被極大弱化。信用卡支付存在著支付透明度低的特點(diǎn)（Soman，2003），也使其聯(lián)結(jié)變得較為松散，進(jìn)而使消費(fèi)者支付痛苦被更多的鈍化，消費(fèi)滿足感更加明顯，進(jìn)而可以促進(jìn)消費(fèi)（楊晨等，2015）。移動支付是通過移動通信設(shè)備、利用無線通信技術(shù)來進(jìn)行貨幣價(jià)值轉(zhuǎn)移并清償債權(quán)債務(wù)關(guān)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(jìn)行消費(fèi)時(shí)，沒有真實(shí)現(xiàn)金的流失，僅僅是展示或揮動一下通信設(shè)備，在獲得便利性的同時(shí)使得支付痛苦極大減弱，消費(fèi)者獲得了更大的消費(fèi)滿足感，因此使其消費(fèi)量上升。對于一個(gè)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(fèi)水平。因此，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：移動支付對家庭消費(fèi)水平具有正向影響。

大部分學(xué)者將家庭消費(fèi)分為兩部分：生存性消費(fèi)與發(fā)展享受性消費(fèi)。生存性消費(fèi)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(fèi)，發(fā)展享受性消費(fèi)是指為追求更高生活質(zhì)量和未來發(fā)展機(jī)會而發(fā)生的消費(fèi)。移動支付依托于互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展，已有學(xué)者證明互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)對于居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級具有重要作用，其具有促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)由生存性消費(fèi)為主轉(zhuǎn)變?yōu)榘l(fā)展性消費(fèi)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(shí)也推動了當(dāng)期預(yù)算約束曲線外移，擴(kuò)充了消費(fèi)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(jié)合前文理論分析，與移動支付相伴隨的是支付痛苦的進(jìn)一步鈍化，這本身就會造成一定的非計(jì)劃購買，而在預(yù)算可行的條件下，這種非計(jì)劃購買往往更多集中于平時(shí)無法完全滿足的發(fā)展享受性消費(fèi)需求上面，因此使用移動支付將更多擴(kuò)展消費(fèi)者總消費(fèi)中發(fā)展享受性消費(fèi)的部分。綜上所述，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)2：移動支付促進(jìn)家庭發(fā)展性消費(fèi)比例增加。

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

假設(shè)3：金融素養(yǎng)負(fù)向調(diào)節(jié)移動支付對消費(fèi)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(fèi)占比的影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（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(cái)經(jīng)大學(xué)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(jì)特征，資產(chǎn)與負(fù)債，保險(xiǎn)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(jìn)行實(shí)證分析前，對數(shù)據(jù)進(jìn)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(fèi)行為不夠客觀;其次，剔除了嚴(yán)重超前消費(fèi)的樣本，即消費(fèi)率（家庭全年總消費(fèi)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(fèi)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(fèi)水平，以家庭人均消費(fèi)對數(shù)值進(jìn)行衡量，即家庭全年總消費(fèi)與家庭成員數(shù)之比并取對數(shù)。（2）消費(fèi)結(jié)構(gòu)，使用發(fā)展性消費(fèi)占比進(jìn)行衡量，即家庭全年發(fā)展性消費(fèi)與家庭全年總消費(fèi)之比。其中，家庭總消費(fèi)的核算，將衣食住行消費(fèi)（伙食、衣物、日常用品、物業(yè)水電、家政服務(wù)、住房維修擴(kuò)建、交通與通訊）、文化娛樂消費(fèi)（含旅游消費(fèi)）、教育培訓(xùn)消費(fèi)、醫(yī)療保健消費(fèi)等計(jì)入在內(nèi);對發(fā)展性消費(fèi)的核算，將教育培訓(xùn)消費(fèi)、文化娛樂消費(fèi)（含旅游消費(fèi)）、健身消費(fèi)、美容消費(fèi)、交通與通訊消費(fèi)、家政服務(wù)消費(fèi)計(jì)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(shí)一般會使用哪些支付方式，其中選項(xiàng)4為通過手機(jī)、pad等移動終端支付（包括支付寶、微信支付、手機(jī)銀行、Apple pay等），若受訪戶選擇該選項(xiàng)，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(gè)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(wù)的了解程度進(jìn)行構(gòu)造?？陀^金融素養(yǎng)是投資者對金融知識的真實(shí)掌握，往往通過詢問標(biāo)準(zhǔn)化金融知識題目進(jìn)行構(gòu)造。對于金融素養(yǎng)的度量，目前學(xué)術(shù)界并未形成統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)。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(jìn)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(guān)注經(jīng)濟(jì)方面的信息”作為金融素養(yǎng)的代理變量。基于樣本數(shù)據(jù)考慮，本文使用“您平時(shí)對經(jīng)濟(jì)、金融方面的信息關(guān)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(jìn)行主觀回答，但是對于關(guān)注經(jīng)濟(jì)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(shí)金融素養(yǎng)水平。

控制變量：大量文獻(xiàn)實(shí)證了人口年齡結(jié)構(gòu)（汪偉和劉玉飛，2017）、家庭健康風(fēng)險(xiǎn)、住房（何興強(qiáng)和史衛(wèi)，2014）、收入、教育程度等家庭特征會影響家庭消費(fèi)行為，因此，本文對可能影響家庭消費(fèi)的如下變量進(jìn)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(jìn)行判斷，若選擇選項(xiàng)“4.不好”或“5.非常不好”，則認(rèn)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(xué)、小學(xué)、初中、高中、中專/職高、大專/高職、大學(xué)本科、碩士研究生、博士研究生。

（三）模型設(shè)定

為驗(yàn)證假設(shè)1與假設(shè)2，構(gòu)建模型表達(dá)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(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的擾動項(xiàng)，β0為常數(shù)項(xiàng)。如果系數(shù)β1為正，則本文假設(shè)得到驗(yàn)證。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)表1對所選取變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，家庭人均消費(fèi)對數(shù)值均值為9.72，發(fā)展性消費(fèi)占比均值為13.82%，可以說明當(dāng)前我國家庭消費(fèi)仍以生存性消費(fèi)為主。在購物時(shí)有成員使用移動支付的家庭占比達(dá)到34%，對經(jīng)濟(jì)金融信息比較關(guān)注的家庭占比35.24%?？刂谱兞恐校彝コ蓡T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(jìn)行了多重共線性檢驗(yàn)，通過計(jì)算各變量VIF值發(fā)現(xiàn)Age的VIF值最高，為5.50，遠(yuǎn)低于10，因此可以認(rèn)定變量之間不存在共線問題。

（二）移動支付對家庭消費(fèi)水平的影響

表2中列示了為驗(yàn)證假設(shè)1與假設(shè)2的基本回歸結(jié)果，本文使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤對回歸結(jié)果進(jìn)行修正，方程聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)結(jié)果說明所有模型均具有較強(qiáng)的解釋力。為保證結(jié)果穩(wěn)健性，先在不加入控制變量的條件下進(jìn)行回歸，其中回歸1為未加入控制變量的回歸結(jié)果，Mp的系數(shù)為0.3986，通過顯著性水平1%的T檢驗(yàn)。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(jié)果可知，移動支付確實(shí)促進(jìn)了家庭消費(fèi)，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(fèi)要高18.72%，假設(shè)1得到驗(yàn)證。從控制變量來看，家庭成員平均年齡與家庭人均消費(fèi)呈正相關(guān)。男性成員占比、未成年人撫養(yǎng)比與家庭人均消費(fèi)為負(fù)相關(guān)關(guān)系，男性成員占比越多，家庭人均消費(fèi)越少，相比女性而言，男性的消費(fèi)傾向較弱;家庭未成年人占比越大，家庭人均消費(fèi)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?yàn)樵谙M(fèi)中統(tǒng)計(jì)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(fèi)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(fèi)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(chǔ)上預(yù)防性儲蓄動機(jī)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(fèi)產(chǎn)生負(fù)向影響，這與傳統(tǒng)的住房資產(chǎn)效應(yīng)理論相違背，原因在于住房資產(chǎn)效應(yīng)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(yīng)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(qiáng)的遺產(chǎn)動機(jī)和“安土重遷”理念，其自有房產(chǎn)的資產(chǎn)效應(yīng)不明顯（裴育和徐煒鋒，2017），與此同時(shí)，在存在潛在購房動機(jī)的情況下，自住房產(chǎn)的資產(chǎn)效應(yīng)會進(jìn)一步減弱。收入對家庭人均消費(fèi)產(chǎn)生顯著正向影響，這與傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論相一致。

（三）移動支付對家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響

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

從控制變量來看，男性家庭成員占比的系數(shù)顯著為負(fù)，男性成員占比越大，發(fā)展性消費(fèi)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(fèi)占比也隨之上升。關(guān)于老年人占比與發(fā)展性消費(fèi)占比的關(guān)系，當(dāng)前學(xué)術(shù)界并無一致結(jié)論，部分學(xué)者認(rèn)為兩者之間負(fù)相關(guān)（王聰和杜奕璇，2019），部分學(xué)者則認(rèn)為老齡化促進(jìn)了家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級（汪偉和劉玉飛，2017）。筆者贊同后者觀點(diǎn)，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(shí)間進(jìn)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(jìn)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(jìn)行更多的教育培訓(xùn)支出。家庭平均受教育程度與發(fā)展性消費(fèi)占比呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，家庭平均受教育水平越高，會越重視文化娛樂、教育培訓(xùn)等活動，因此會相應(yīng)提高這些項(xiàng)目的消費(fèi)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(yàn)，意味著居住在自有住房的家庭更傾向于發(fā)展性消費(fèi)。收入水平與發(fā)展性消費(fèi)占比呈現(xiàn)正相關(guān)，這與當(dāng)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(fèi)行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

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

依據(jù)表3中回歸5、回歸7結(jié)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(yàn);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(yàn)。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(fèi)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(fèi)水平上升22.33%。由此可見，金融素養(yǎng)確實(shí)在移動支付影響家庭消費(fèi)水平的過程中起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

依據(jù)表3中回歸6、回歸8結(jié)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(fèi)占比產(chǎn)生顯著正向影響，這進(jìn)一步佐證了本文假設(shè)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(fèi)結(jié)構(gòu)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(fèi)結(jié)構(gòu)的影響大于金融素養(yǎng)較差的家庭。綜上所述，本文假設(shè)3得到驗(yàn)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(shè)定中遺漏變量而導(dǎo)致，另一方面，家庭消費(fèi)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(jìn)一步，本文對全樣本以及金融素養(yǎng)高、金融素養(yǎng)差兩個(gè)子樣本都進(jìn)行了DWH檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果也拒絕了“移動支付為外生變量”的假設(shè)。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(jī)作為工具變量并進(jìn)行二階段最小二乘回歸，擁有智能手機(jī)與是否使用移動支付密切相關(guān)，但是擁有智能手機(jī)并不會對家庭消費(fèi)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(jìn)行回歸的結(jié)果。在回歸9、回歸10中使用工具變量進(jìn)行2SLS估計(jì)時(shí)，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(shè)。在金融素養(yǎng)較高子樣本中使用工具變量進(jìn)行2SLS估計(jì)時(shí)，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(shè)。

根據(jù)表4回歸結(jié)果可知，方程均通過顯著性檢驗(yàn)?；貧w9、回歸10中Mp系數(shù)顯著為正，說明前文結(jié)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(fèi)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(fèi)結(jié)構(gòu)的影響更大，因此在考慮內(nèi)生性問題的條件下，本文假設(shè)3也成立。

五、進(jìn)一步分析——移動支付對家庭消費(fèi)的影響機(jī)制

前文分析說明，移動支付會顯著提高家庭消費(fèi)水平、促進(jìn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)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(fèi)信貸形式相聯(lián)結(jié)，這些消費(fèi)信貸方式緩解了消費(fèi)者面臨的流動性約束，對消費(fèi)有刺激作用。消費(fèi)者在使用移動支付減弱支付痛感的同時(shí)，面對移動支付提供的多種消費(fèi)信貸渠道，會增加消費(fèi)者使用消費(fèi)信貸的可能性，進(jìn)而提高消費(fèi)水平，升級消費(fèi)結(jié)構(gòu)。因此，消費(fèi)信貸可能在移動支付與家庭消費(fèi)之間起到中介作用。為驗(yàn)證這一假設(shè)，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）的逐步檢驗(yàn)方法，構(gòu)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(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的擾動項(xiàng)，β0為常數(shù)項(xiàng)。Credit為中介變量“家庭目前是否有未償還的消費(fèi)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(jìn)行估計(jì)。逐步檢驗(yàn)法的具體檢驗(yàn)過程為：第一步檢驗(yàn)（1）中β1是否顯著，即判斷移動支付對家庭消費(fèi)水平、消費(fèi)結(jié)構(gòu)的主效應(yīng)是否顯著。第二步檢驗(yàn)（2）、（3）中的β2、β4是否顯著，若兩個(gè)系數(shù)均顯著，則認(rèn)為存在中介效應(yīng);當(dāng)β2、β4中至少有一個(gè)不顯著時(shí)，為避免出現(xiàn)第二類錯(cuò)誤，需進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為m=β^2β^4/sβ2β4，其中，sβ2β4=2β^2s2β4+β^4s2β2，sβ2、sβ4分別為相應(yīng)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤，若Sobel檢驗(yàn)顯著，則仍然認(rèn)為存在中介效應(yīng)。最后檢驗(yàn)（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(rèn)為存在部分中介，否則為完全中介效應(yīng)。上述步驟中，第一步已在前文完成，表1的回歸結(jié)果證明移動支付確實(shí)顯著影響家庭消費(fèi)水平與消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

表5為利用模型（2）、（3）對全樣本進(jìn)行回歸的結(jié)果?；貧w15結(jié)果顯示，Mp系數(shù)為0.5316，且通過1%水平的T檢驗(yàn)，說明移動支付會促進(jìn)家庭進(jìn)行消費(fèi)信貸?；貧w16中，Mp系數(shù)為0.1667，Credit系數(shù)為0.1000，均通過T檢驗(yàn)，證明移動支付確實(shí)通過影響消費(fèi)信貸進(jìn)而影響家庭平均消費(fèi)水平?；貧w17中，Mp與Credit系數(shù)也顯著為正，說明消費(fèi)信貸在移動支付對家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響過程中起到部分中介作用。

六、結(jié)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(jì)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(fèi)活動變化的討論可以得出以下結(jié)論：總體看，移動支付促進(jìn)了家庭消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的提升。一是其支付方式方便交易活動，促進(jìn)交易達(dá)成;非現(xiàn)金支付方式弱化了購買時(shí)的心理壓力，促進(jìn)了家庭消費(fèi)。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(fèi)者的流動性約束，擴(kuò)大了家庭消費(fèi)預(yù)算邊界，并對家庭消費(fèi)水平與結(jié)構(gòu)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(fèi)水平的影響中有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，但會結(jié)構(gòu)性正向調(diào)節(jié)家庭發(fā)展性消費(fèi)的占比，即移動支付對金融素養(yǎng)較高家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響大于金融素養(yǎng)較差的家庭。

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