移动支付对居民消费的影响——基于CHFS的实证分析

冒金凤， 孙英隽

(上海理工大学 管理学院, 上海 200093)

2019年，中国社会消费品零售总额41.2万亿元，同比增长8%，消费对经济增长贡献率为57.8%，连续6年成为经济增长第一拉动力。党的十九大报告提出完善促进消费的体制机制的重要目标，增强消费对经济发展的基础性作用。因此，研究居民消费的影响因素对拉动经济增长具有重要意义。

随着新型支付方式的产生，不少学者开始研究电子支付对居民消费的影响。移动支付，又称手机支付，是指移动客户端利用手机、平板电脑等电子产品来进行电子货币支付，将互联网、终端设备、金融机构有效地联合起来，形成的新型支付体系。随着移动互联网技术的发展以及智能手机的普及，移动支付在支付方式中的占比逐渐增大。2019年中国移动支付业务金额达到347.11万亿元，同比增长25.13%。从2012年移动支付快速发展，对应着居民消费率的缓慢增长，移动支付是否与居民消费有关？是否能够显著地刺激消费增长？

1 文献综述

1.1 支付方式与消费者行为

支付方式主要有现金支付、电子支付，其中电子支付是由银行卡支付、互联网支付以及移动支付构成的。支付宝和微信等移动支付工具集流动性与收益性于一身，一方面对传统的支付方式造成了冲击；另一方面，其提供的理财工具为家庭提供了更多的持币方式选择，在一定程度上替代了储蓄存款[1]。谢平、刘海二提出移动支付是电子货币形态的主要表现形式，并且其网络规模效应将使得人们减少对现金货币的需求，对货币的存在形式以及需求与供给都产生影响[2]。

国内外研究支付方式对消费者的影响主要集中在对信用卡的研究上。Chatterjee 和 Rose通过实验验证消费者使用不同支付方式对购买产品所获得的感受是不同的。刷卡支付时消费者关注的更多的是产品带来的收益，现金支付时消费者关注的更多的是产品所花的成本[3]。研究表明使用信用卡支付的消费者在回想以往的消费时，以消费愉悦感居多，从而有利于增加后续产品消费，特别是奢侈品[4]、不健康食品等的消费，甚至产生冲动消费[5]。王巧巧等研究了信用卡支付对消费水平和消费结构的影响，发现信用卡支付能够提高总消费支出，并且通过消费信用扩张来实现消费结构升级[6]。李广子、王健基于某信用卡信用额度调整为样本，考察消费信贷对消费行为的影响，发现消费信贷增加会促进消费，同时也会促进消费者调整消费结构[7]。

近些年国内研究者开始研究移动支付对居民消费总额的影响。裴辉如、胡月得出移动支付与居民消费之间的长期均衡关系，即移动支付对居民消费具有一定刺激作用，再利用误差修正模型，得出移动支付将会以0.971 3的调整力度将居民消费拉回均衡关系[8]。王晓彦、胡德宝通过实验研究现金支付、信用卡、蚂蚁花呗、支付宝以及微信支付等不同支付方式对消费金额的影响，发现移动支付能够刺激消费，其中蚂蚁花呗能够明显刺激消费金额增长，而支付宝、微信支付两种方式的作用没有明显差异[9]。刘向东、张舒研究发现使用移动支付方式的消费者其线下消费金额和消费频率均有显著提升，且随着使用的持续其促进作用逐渐增强[10]。

1.2 支付方式影响机制

1.2.1 双通道心理账户理论

双通道心理账户理论认为，人们将不同形式的财富划分到不同的心理账户里，不同的心理账户具有不同的记账方式和心理运算规则。这种心理记账方式使得最简单的“理性人假设”不再满足，影响着消费者的消费行为。双通道理论认为人们在做消费决策时有两个心理通道，一个记录从消费中获得的正面效应，即从消费中获得的快乐，另一个记录在消费中为得到产品而获得的负面效应，即因支付而体验到的疼痛感。而消费者在消费中获得的快乐更多还是疼痛更多取决于消费与支付的联结程度。如果消费与支付紧密联结，消费者体验到的更多的是疼痛感。

移动支付作为一种新型支付方式，采用扫码支付、刷脸支付等形式，包含类似信用支付的蚂蚁花呗、京东白条。扫码支付和刷脸支付使得金钱以数字形式在消费者的电子账户中，消费者对支付金钱的疼痛感有所减弱。而蚂蚁花呗等具有延期性支付的方式，使消费者的消费与支付具有间隔时间，消费在还款日才会体会支付的疼痛，从而刺激消费者的非预期消费。刘向东、张舒运用双通道理论，从货币来源和支付过程两个方面讨论移动支付对线下消费行为的影响。他们认为，从货币来源角度看，移动支付方式的借贷功能与心理账户特征能够有效刺激消费；从支付过程看，移动支付方式有利于进一步降低支付疼痛感，改善购物体验，能够促进线下消费[10]。

1.2.2 交易成本低

1)降低时间成本。当用传统支付方式进行消费时，人们要排队等待结账找零，当选择信用卡支付时，还要进行刷卡签字等程序，两者都会耗费时间。而移动支付是利用互联网用移动端进行操作的，支付过程简单，扫码即可支付，便捷高效，无须浪费时间。

2)降低支付成本。现金支付时，买卖双方就达成的价格进行交易，消费者需要支付确定的金额。移动支付能够享受到商家的优惠活动以及平台赠送的满减红包及奖励金优惠，使得消费者支付成本降低。

3)降低机会成本。现金支付时，人们需要留充足的现金在身边以备不时之需，无现金社会里人们将身边的现金都储存在电子账户中，而这些电子账户中的货币是可以产生利息的，减少现金支付的机会成本。

1.2.3 流动性约束低

根据消费理论，消费者最终消费商品数量由消费者无差异曲线与预算约束线的切点决定。现金支付时，因为预算约束线的存在，消费者不会购买超出所拥有的现金数量的商品。移动支付拥有延期支付的功能，能够允许消费者先消费后支付。当消费者当期收入不足时，移动支付可以缓解消费者的短期流动性约束，则消费者的预算约束线向上移动，与消费者的无差异效用曲线的切点向上移动，从而消费者购买更多原来预算之外的商品，增加消费额。

2 研究设计

2.1 模型

根据消费的影响因素，设定移动支付对居民消费的影响模型为

C=α+βMobpay+γX+ε

(1)

式中：C表示居民消费，本文研究移动支付对不同类型消费支出的影响，分别是家庭总消费、生存型消费、发展型消费和享受型消费；Mobpay表示移动支付变量，如果家庭拥有移动支付就为1，没有则为0；X表示控制变量；ε表示残差项。

模型中的移动支付变量可能产生内生性问题。为了消除内生性的影响，采用两阶段最小二乘法，借鉴文献[1]，用社区内除自身以外使用移动支付的家庭比重作为工具变量。家庭是否使用移动支付与其所处地区息息相关，一个家庭是否使用移动支付与其所处地区其他相似家庭是有关的，但是该家庭的消费跟其他家庭是否使用移动支付工具是无关的，所以该工具变量是可行的。

2.2 数据

使用的数据来自西南财经大学2017年在全国开展的中国家庭金融调查(CHFS)。CHFS共采集样本40 011户，覆盖全国29个省、355个区县、1 428个社区，具有全国、省级和部分副省级城市代表性。中国家庭金融调查包括人口统计学特征、资产与负债、保险与保障、收入与支出等方面的数据信息。在负债部分，能获得家庭购物支付方式的信息；在支出部分，能获得家庭消费支出类信息，为本文研究移动支付与居民消费提供了研究基础。

2.3 变量选择

2.3.1 移动支付

移动支付是消费者通过手机、便携式平板电脑，以个人信用或货币存款在移动支付服务商处向商家支付等价值的数据获得商品或服务而完成的交易[1]。中国家庭金融调查问卷中关于支付方式的问题为: 您和您家人在购物时(包括网购)，一般会使用下列哪些支付方式? (可多选): ①现金;②刷卡(包括银行卡、信用卡等);③通过电脑支付(包括网银、支付宝等);④通过手机、Pad等移动终端支付(包括支付宝App、微信支付、手机银行、Apple pay等);⑤其他。将答案中包含了选项④的定义为使用移动支付，赋值为1，其余的则赋值为0。

2.3.2 居民消费

研究移动支付对居民消费的影响，鉴于CHFS中的消费支出数据以家庭为单位，所以本文所研究的实际为家庭消费受移动支付的影响。其中用到的是家庭的总消费额total_consump。为了研究移动支付对生存型消费、发展型消费、享受型消费3种类型消费的影响，分别采用了食品支出c_food，教育支出c_edu，文化娱乐支出c_culture 3个变量来衡量。

2.3.3 控制变量

参考各种文献，采用的控制变量为户主特征变量(性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、风险态度)、家庭特征变量(总资产、总收入、家庭规模)和地区特征变量。经过数据处理，提出缺失的样本后，还剩39 473户。

3 实证结果分析

3.1 移动支付与家庭总消费

表1中已加入控制变量，第(1)列给出移动支付对家庭总消费的影响。在控制户主特征变量、家庭特征变量以及地区特征变量后，发现移动支付的回归系数为1.482，并在1%的显著性水平下显著，说明选择使用移动支付的家庭会增加家庭总消费。

表1 移动支付与家庭总消费

考虑到移动支付变量可能具有内生性问题，用社区内其他使用移动支付的家庭的比例作为移动支付的工具变量对模型做两阶段最小二乘估计。第(2)列底部是用DWH检验对移动支付进行内生性检验的结果，F值为112.981，在1%的显著性水平下拒绝不存在内生性的原假设，说明移动支付变量存在内生性问题。在两阶段工具变量估计中，一阶段F值为878.729，大于10%偏误水平下的临界值16. 38，因而拒绝了弱工具变量假设。第(2)列是两阶段最小二乘估计的结果，结果显示，移动支付的估计参数为6.543，在1%的水平下显著，进一步证明了移动支付对家庭消费具有正向作用。

3.2 移动支付与生存型消费、发展型消费、享受型消费

将食品支出、教育支出、文娱支出分别与移动支付进行OLS估计和2SLS估计，结果见表2(已加入控制变量)。

表2 移动支付与3种支出

第(1)、(2)列是移动支付对食品支出的影响估计结果。第(2)列DWH检验结果在1%的水平上拒绝了移动支付不存在内生性的假设，说明其具有内生性，因而第(1)列回归基准结果是有偏的。第(2)列两阶段最小二乘回归系数为2.761，在1%的水平上显著，说明使用移动支付会增加家庭的食品支出。

第(3)、(4)列是移动支付对教育支出的影响估计结果。第(4)列DWH检验结果在10%的水平上不拒绝移动支付不存在内生性的假设，所以该模型中移动支付不存在内生性，可以参考最小二乘估计的估计系数。回归系数为0.225，在1%的水平下显著，说明移动支付对家庭教育支出也有正向影响。

第(5)、(6)列是移动支付对文娱支出的影响估计结果。两阶段最小二乘估计系数为0.208，在1%的水平上显著，说明使用移动支付的家庭比不使用移动支付的家庭在文娱支出上消费得更多。

对比移动支付对3种消费支出的影响估计系数，其中食品支出的估计系数最大，其次是教育支出，最后是文娱支出，由此可以推出移动支付对食品支出的影响最大，对文娱支出的影响最小。

4 移动支付对居民消费影响的异质性

4.1 移动支付对居民消费影响的年龄差异

表3分析了移动支付对不同年龄阶段家庭消费的影响。将样本分为户主年龄60岁以下的家庭和户主年龄60岁以上的家庭，分别代表中青年家庭和老年家庭。第(2)列中，60岁以上的家庭，使用移动支付的比不使用移动支付的家庭消费增加1.789倍，对比表2中移动支付系数6.543，可见移动支付对老年人家庭的总消费的影响没有那么大。通过对比第(4)、(6)、(8)列与表3中的数据，60岁以上家庭受移动支付影响的食品、教育、文娱支出都小于表2中的影响。这可能是因为，相对于中青年人，老年人对新鲜事物的接受能力低，不善于使用移动支付，加上老年人大多退休，收入较低，不容易冲动消费，因此移动支付对老年人的影响较小。

表3 不同年龄的移动支付影响差异

4.2 移动支付对居民消费影响的教育差异

表4分析了移动支付对户主不同学历分组的家庭消费的影响。将样本家庭按照专科及以下，本科及以上学历分为两类。第(2)列中表示，当户主受教育程度为专科及以下时，移动支付使家庭总消费增加了3.033倍，相对于没有加入交互项的结果，说明户主学历水平较低的家庭消费受移动支付的正向影响较小，家庭的食品支出、文娱支出也是如此。第(6)列显示教育支出回归的各项系数不显著。这可能是因为，户主受教育水平低的家庭总收入相对较低，即使是先消费后付款的支付方式，并不能改变他们相对较少的预算约束，从而不能刺激他们的非预期消费。

表4 不同教育水平的移动支付影响差异

4.3 移动支付对居民消费影响的城乡差异

表5分析了移动支付对处于农村和城市的家庭消费的影响。第(2)列中两阶段估计系数为2.516，对比没有引入交互项的估计系数，可知移动支付对农村家庭的总消费的正向影响不大。对于食品支出、教育支出、文娱支出也是如此。这可能是，对于农村家庭而言，移动支付的普及率并不是很高，并且农村家庭的消费观念较为保守，不容易产生冲动消费，所以消费受移动支付的正向效应较小。

表5 城乡间移动支付影响差异

5 结论

对移动支付影响居民消费的理论机制进行了阐释，基于中国家庭金融调查(CHFS)2017年的数据进行实证分析。为了消除内生性的影响，分别将家庭总消费，食品支出、教育支出、文娱支出与移动支付进行了两阶段最小二乘估计，结果显示，移动支付对家庭总消费具有显著的正向影响。同时，移动支付对家庭食品支出、教育支出、文娱支出都具有显著的正向影响，其中移动支付对食品支出的正向影响最大，对文娱支出的正向影响最小。

研究了移动支付对不同群体的异质性影响。将样本按照户主年龄、户主受教育年限以及家庭所处地区分组。研究发现，户主为60岁以上的老年人家庭受移动支付的影响较小，户主学历较低的家庭受移动支付的正面影响较小，农村地区家庭消费受移动支付的正向影响较小。

中国应进一步完善移动支付市场体系，拉动经济稳定增长。首先，丰富移动支付的使用和服务场景，使得移动支付更加普及，拓展部分民生领域移动支付覆盖面。深化公共交通、健康医疗、商务服务等领域，刺激消费者的消费欲望，为居民生活提供便利。其次，加强金融科技的研发，推动移动支付业务的创新。使得消费的步骤更加简单，交易成本减少，使消费与支付联结度更低，减少消费者消费时的支付疼痛感，从而刺激居民消费。