移動支付對居民消費的影響
——基于CHFS的實證分析

冒金鳳， 孫英雋

(上海理工大學 管理學院, 上海 200093)

2019年，中國社會消費品零售總額41.2萬億元，同比增長8%，消費對經濟增長貢獻率為57.8%，連續6年成為經濟增長第一拉動力。黨的十九大報告提出完善促進消費的體制機制的重要目標，增強消費對經濟發展的基礎性作用。因此，研究居民消費的影響因素對拉動經濟增長具有重要意義。

隨著新型支付方式的產生，不少學者開始研究電子支付對居民消費的影響。移動支付，又稱手機支付，是指移動客戶端利用手機、平板電腦等電子產品來進行電子貨幣支付，將互聯網、終端設備、金融機構有效地聯合起來，形成的新型支付體系。隨著移動互聯網技術的發展以及智能手機的普及，移動支付在支付方式中的占比逐漸增大。2019年中國移動支付業務金額達到347.11萬億元，同比增長25.13%。從2012年移動支付快速發展，對應著居民消費率的緩慢增長，移動支付是否與居民消費有關？是否能夠顯著地刺激消費增長？

1 文獻綜述

1.1 支付方式與消費者行為

支付方式主要有現金支付、電子支付，其中電子支付是由銀行卡支付、互聯網支付以及移動支付構成的。支付寶和微信等移動支付工具集流動性與收益性于一身，一方面對傳統的支付方式造成了沖擊；另一方面，其提供的理財工具為家庭提供了更多的持幣方式選擇，在一定程度上替代了儲蓄存款[1]。謝平、劉海二提出移動支付是電子貨幣形態的主要表現形式，并且其網絡規模效應將使得人們減少對現金貨幣的需求，對貨幣的存在形式以及需求與供給都產生影響[2]。

國內外研究支付方式對消費者的影響主要集中在對信用卡的研究上。Chatterjee 和 Rose通過實驗驗證消費者使用不同支付方式對購買產品所獲得的感受是不同的。刷卡支付時消費者關注的更多的是產品帶來的收益，現金支付時消費者關注的更多的是產品所花的成本[3]。研究表明使用信用卡支付的消費者在回想以往的消費時，以消費愉悅感居多，從而有利于增加后續產品消費，特別是奢侈品[4]、不健康食品等的消費，甚至產生沖動消費[5]。王巧巧等研究了信用卡支付對消費水平和消費結構的影響，發現信用卡支付能夠提高總消費支出，并且通過消費信用擴張來實現消費結構升級[6]。李廣子、王健基于某信用卡信用額度調整為樣本，考察消費信貸對消費行為的影響，發現消費信貸增加會促進消費，同時也會促進消費者調整消費結構[7]。

近些年國內研究者開始研究移動支付對居民消費總額的影響。裴輝如、胡月得出移動支付與居民消費之間的長期均衡關系，即移動支付對居民消費具有一定刺激作用，再利用誤差修正模型，得出移動支付將會以0.971 3的調整力度將居民消費拉回均衡關系[8]。王曉彥、胡德寶通過實驗研究現金支付、信用卡、螞蟻花唄、支付寶以及微信支付等不同支付方式對消費金額的影響，發現移動支付能夠刺激消費，其中螞蟻花唄能夠明顯刺激消費金額增長，而支付寶、微信支付兩種方式的作用沒有明顯差異[9]。劉向東、張舒研究發現使用移動支付方式的消費者其線下消費金額和消費頻率均有顯著提升，且隨著使用的持續其促進作用逐漸增強[10]。

1.2 支付方式影響機制

1.2.1 雙通道心理賬戶理論

雙通道心理賬戶理論認為，人們將不同形式的財富劃分到不同的心理賬戶里，不同的心理賬戶具有不同的記賬方式和心理運算規則。這種心理記賬方式使得最簡單的“理性人假設”不再滿足，影響著消費者的消費行為。雙通道理論認為人們在做消費決策時有兩個心理通道，一個記錄從消費中獲得的正面效應，即從消費中獲得的快樂，另一個記錄在消費中為得到產品而獲得的負面效應，即因支付而體驗到的疼痛感。而消費者在消費中獲得的快樂更多還是疼痛更多取決于消費與支付的聯結程度。如果消費與支付緊密聯結，消費者體驗到的更多的是疼痛感。

移動支付作為一種新型支付方式，采用掃碼支付、刷臉支付等形式，包含類似信用支付的螞蟻花唄、京東白條。掃碼支付和刷臉支付使得金錢以數字形式在消費者的電子賬戶中，消費者對支付金錢的疼痛感有所減弱。而螞蟻花唄等具有延期性支付的方式，使消費者的消費與支付具有間隔時間，消費在還款日才會體會支付的疼痛，從而刺激消費者的非預期消費。劉向東、張舒運用雙通道理論，從貨幣來源和支付過程兩個方面討論移動支付對線下消費行為的影響。他們認為，從貨幣來源角度看，移動支付方式的借貸功能與心理賬戶特征能夠有效刺激消費；從支付過程看，移動支付方式有利于進一步降低支付疼痛感，改善購物體驗，能夠促進線下消費[10]。

1.2.2 交易成本低

1)降低時間成本。當用傳統支付方式進行消費時，人們要排隊等待結賬找零，當選擇信用卡支付時，還要進行刷卡簽字等程序，兩者都會耗費時間。而移動支付是利用互聯網用移動端進行操作的，支付過程簡單，掃碼即可支付，便捷高效，無須浪費時間。

2)降低支付成本。現金支付時，買賣雙方就達成的價格進行交易，消費者需要支付確定的金額。移動支付能夠享受到商家的優惠活動以及平臺贈送的滿減紅包及獎勵金優惠，使得消費者支付成本降低。

3)降低機會成本。現金支付時，人們需要留充足的現金在身邊以備不時之需，無現金社會里人們將身邊的現金都儲存在電子賬戶中，而這些電子賬戶中的貨幣是可以產生利息的，減少現金支付的機會成本。

1.2.3 流動性約束低

根據消費理論，消費者最終消費商品數量由消費者無差異曲線與預算約束線的切點決定。現金支付時，因為預算約束線的存在，消費者不會購買超出所擁有的現金數量的商品。移動支付擁有延期支付的功能，能夠允許消費者先消費后支付。當消費者當期收入不足時，移動支付可以緩解消費者的短期流動性約束，則消費者的預算約束線向上移動，與消費者的無差異效用曲線的切點向上移動，從而消費者購買更多原來預算之外的商品，增加消費額。

2 研究設計

2.1 模型

根據消費的影響因素，設定移動支付對居民消費的影響模型為

C=α+βMobpay+γX+ε

(1)

式中：C表示居民消費，本文研究移動支付對不同類型消費支出的影響，分別是家庭總消費、生存型消費、發展型消費和享受型消費；Mobpay表示移動支付變量，如果家庭擁有移動支付就為1，沒有則為0；X表示控制變量；ε表示殘差項。

模型中的移動支付變量可能產生內生性問題。為了消除內生性的影響，采用兩階段最小二乘法，借鑒文獻[1]，用社區內除自身以外使用移動支付的家庭比重作為工具變量。家庭是否使用移動支付與其所處地區息息相關，一個家庭是否使用移動支付與其所處地區其他相似家庭是有關的，但是該家庭的消費跟其他家庭是否使用移動支付工具是無關的，所以該工具變量是可行的。

2.2 數據

使用的數據來自西南財經大學2017年在全國開展的中國家庭金融調查(CHFS)。CHFS共采集樣本40 011戶，覆蓋全國29個省、355個區縣、1 428個社區，具有全國、省級和部分副省級城市代表性。中國家庭金融調查包括人口統計學特征、資產與負債、保險與保障、收入與支出等方面的數據信息。在負債部分，能獲得家庭購物支付方式的信息；在支出部分，能獲得家庭消費支出類信息，為本文研究移動支付與居民消費提供了研究基礎。

2.3 變量選擇

2.3.1 移動支付

移動支付是消費者通過手機、便攜式平板電腦，以個人信用或貨幣存款在移動支付服務商處向商家支付等價值的數據獲得商品或服務而完成的交易[1]。中國家庭金融調查問卷中關于支付方式的問題為: 您和您家人在購物時(包括網購)，一般會使用下列哪些支付方式? (可多選): ①現金;②刷卡(包括銀行卡、信用卡等);③通過電腦支付(包括網銀、支付寶等);④通過手機、Pad等移動終端支付(包括支付寶App、微信支付、手機銀行、Apple pay等);⑤其他。將答案中包含了選項④的定義為使用移動支付，賦值為1，其余的則賦值為0。

2.3.2 居民消費

研究移動支付對居民消費的影響，鑒于CHFS中的消費支出數據以家庭為單位，所以本文所研究的實際為家庭消費受移動支付的影響。其中用到的是家庭的總消費額total_consump。為了研究移動支付對生存型消費、發展型消費、享受型消費3種類型消費的影響，分別采用了食品支出c_food，教育支出c_edu，文化娛樂支出c_culture 3個變量來衡量。

2.3.3 控制變量

參考各種文獻，采用的控制變量為戶主特征變量(性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、風險態度)、家庭特征變量(總資產、總收入、家庭規模)和地區特征變量。經過數據處理，提出缺失的樣本后，還剩39 473戶。

3 實證結果分析

3.1 移動支付與家庭總消費

表1中已加入控制變量，第(1)列給出移動支付對家庭總消費的影響。在控制戶主特征變量、家庭特征變量以及地區特征變量后，發現移動支付的回歸系數為1.482，并在1%的顯著性水平下顯著，說明選擇使用移動支付的家庭會增加家庭總消費。

表1 移動支付與家庭總消費

考慮到移動支付變量可能具有內生性問題，用社區內其他使用移動支付的家庭的比例作為移動支付的工具變量對模型做兩階段最小二乘估計。第(2)列底部是用DWH檢驗對移動支付進行內生性檢驗的結果，F值為112.981，在1%的顯著性水平下拒絕不存在內生性的原假設，說明移動支付變量存在內生性問題。在兩階段工具變量估計中，一階段F值為878.729，大于10%偏誤水平下的臨界值16. 38，因而拒絕了弱工具變量假設。第(2)列是兩階段最小二乘估計的結果，結果顯示，移動支付的估計參數為6.543，在1%的水平下顯著，進一步證明了移動支付對家庭消費具有正向作用。

3.2 移動支付與生存型消費、發展型消費、享受型消費

將食品支出、教育支出、文娛支出分別與移動支付進行OLS估計和2SLS估計，結果見表2(已加入控制變量)。

表2 移動支付與3種支出

第(1)、(2)列是移動支付對食品支出的影響估計結果。第(2)列DWH檢驗結果在1%的水平上拒絕了移動支付不存在內生性的假設，說明其具有內生性，因而第(1)列回歸基準結果是有偏的。第(2)列兩階段最小二乘回歸系數為2.761，在1%的水平上顯著，說明使用移動支付會增加家庭的食品支出。

第(3)、(4)列是移動支付對教育支出的影響估計結果。第(4)列DWH檢驗結果在10%的水平上不拒絕移動支付不存在內生性的假設，所以該模型中移動支付不存在內生性，可以參考最小二乘估計的估計系數。回歸系數為0.225，在1%的水平下顯著，說明移動支付對家庭教育支出也有正向影響。

第(5)、(6)列是移動支付對文娛支出的影響估計結果。兩階段最小二乘估計系數為0.208，在1%的水平上顯著，說明使用移動支付的家庭比不使用移動支付的家庭在文娛支出上消費得更多。

對比移動支付對3種消費支出的影響估計系數，其中食品支出的估計系數最大，其次是教育支出，最后是文娛支出，由此可以推出移動支付對食品支出的影響最大，對文娛支出的影響最小。

4 移動支付對居民消費影響的異質性

4.1 移動支付對居民消費影響的年齡差異

表3分析了移動支付對不同年齡階段家庭消費的影響。將樣本分為戶主年齡60歲以下的家庭和戶主年齡60歲以上的家庭，分別代表中青年家庭和老年家庭。第(2)列中，60歲以上的家庭，使用移動支付的比不使用移動支付的家庭消費增加1.789倍，對比表2中移動支付系數6.543，可見移動支付對老年人家庭的總消費的影響沒有那么大。通過對比第(4)、(6)、(8)列與表3中的數據，60歲以上家庭受移動支付影響的食品、教育、文娛支出都小于表2中的影響。這可能是因為，相對于中青年人，老年人對新鮮事物的接受能力低，不善于使用移動支付，加上老年人大多退休，收入較低，不容易沖動消費，因此移動支付對老年人的影響較小。

表3 不同年齡的移動支付影響差異

4.2 移動支付對居民消費影響的教育差異

表4分析了移動支付對戶主不同學歷分組的家庭消費的影響。將樣本家庭按照專科及以下，本科及以上學歷分為兩類。第(2)列中表示，當戶主受教育程度為專科及以下時，移動支付使家庭總消費增加了3.033倍，相對于沒有加入交互項的結果，說明戶主學歷水平較低的家庭消費受移動支付的正向影響較小，家庭的食品支出、文娛支出也是如此。第(6)列顯示教育支出回歸的各項系數不顯著。這可能是因為，戶主受教育水平低的家庭總收入相對較低，即使是先消費后付款的支付方式，并不能改變他們相對較少的預算約束，從而不能刺激他們的非預期消費。

表4 不同教育水平的移動支付影響差異

4.3 移動支付對居民消費影響的城鄉差異

表5分析了移動支付對處于農村和城市的家庭消費的影響。第(2)列中兩階段估計系數為2.516，對比沒有引入交互項的估計系數，可知移動支付對農村家庭的總消費的正向影響不大。對于食品支出、教育支出、文娛支出也是如此。這可能是，對于農村家庭而言，移動支付的普及率并不是很高，并且農村家庭的消費觀念較為保守，不容易產生沖動消費，所以消費受移動支付的正向效應較小。

表5 城鄉間移動支付影響差異

5 結論

對移動支付影響居民消費的理論機制進行了闡釋，基于中國家庭金融調查(CHFS)2017年的數據進行實證分析。為了消除內生性的影響，分別將家庭總消費，食品支出、教育支出、文娛支出與移動支付進行了兩階段最小二乘估計，結果顯示，移動支付對家庭總消費具有顯著的正向影響。同時，移動支付對家庭食品支出、教育支出、文娛支出都具有顯著的正向影響，其中移動支付對食品支出的正向影響最大，對文娛支出的正向影響最小。

研究了移動支付對不同群體的異質性影響。將樣本按照戶主年齡、戶主受教育年限以及家庭所處地區分組。研究發現，戶主為60歲以上的老年人家庭受移動支付的影響較小，戶主學歷較低的家庭受移動支付的正面影響較小，農村地區家庭消費受移動支付的正向影響較小。

中國應進一步完善移動支付市場體系，拉動經濟穩定增長。首先，豐富移動支付的使用和服務場景，使得移動支付更加普及，拓展部分民生領域移動支付覆蓋面。深化公共交通、健康醫療、商務服務等領域，刺激消費者的消費欲望，為居民生活提供便利。其次，加強金融科技的研發，推動移動支付業務的創新。使得消費的步驟更加簡單，交易成本減少，使消費與支付聯結度更低，減少消費者消費時的支付疼痛感，從而刺激居民消費。