移動(dòng)支付對(duì)異質(zhì)性消費(fèi)行為的影響研究

馬妮娜，韓 幫

(1.安徽工商職業(yè)學(xué)院，安徽 合肥 230041；2.國(guó)元農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)安徽分公司，安徽 合肥 230000)

一、引言與文獻(xiàn)回顧

移動(dòng)支付是伴隨互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)發(fā)展逐漸興起的一種新型支付方式。據(jù)中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心2019年上半年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，我國(guó)居民很大程度上接受了移動(dòng)支付方式，其中手機(jī)支付用戶(hù)6.21億，網(wǎng)絡(luò)支付用戶(hù)總體達(dá)到6.33億。移動(dòng)支付方式興起的背后是網(wǎng)絡(luò)交易模式的普及，尤其是電子商務(wù)的快速發(fā)展，極大改變了居民的傳統(tǒng)消費(fèi)觀與支付觀，為居民提供了更多的消費(fèi)選擇，電子商務(wù)也成為移動(dòng)支付的重要窗口。甚至可以說(shuō)，電子商務(wù)的交易行為必須依托移動(dòng)支付完成，因此，我們?cè)谟懻撘苿?dòng)支付對(duì)居民消費(fèi)的影響作用時(shí)，需要將電商交易過(guò)程中的移動(dòng)支付行為做進(jìn)一步分析。現(xiàn)有研究對(duì)移動(dòng)支付與居民消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行了諸多討論，如：王曉彥、胡德寶認(rèn)為，移動(dòng)支付是刺激消費(fèi)增長(zhǎng)的重要因素，各類(lèi)移動(dòng)支付方式所產(chǎn)生的消費(fèi)引致效應(yīng)存在一定差異，尤其是螞蟻花唄對(duì)居民的網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)具有明顯的促進(jìn)作用，而微信支付與支付寶所引起的消費(fèi)變化不存在顯著差異。[1]劉萬(wàn)華基于廣義線性模型對(duì)移動(dòng)支付的經(jīng)濟(jì)效益進(jìn)行了分析，認(rèn)為移動(dòng)支付對(duì)居民消費(fèi)具有顯著影響，并且隨著移動(dòng)支付方式的普及，其所產(chǎn)生的消費(fèi)沖擊作用在持續(xù)增強(qiáng)。[2]劉向東、張舒認(rèn)為，移動(dòng)支付對(duì)居民消費(fèi)行為的影響存在著異質(zhì)性作用，不同人群對(duì)移動(dòng)支付的依賴(lài)性也存在差異，隨著個(gè)體對(duì)移動(dòng)支付依賴(lài)性的增強(qiáng)，移動(dòng)支付的消費(fèi)效應(yīng)也在相應(yīng)提升。[3]韓永、李成明基于醫(yī)療保健視角指出，移動(dòng)支付對(duì)家庭醫(yī)療保健支出的影響作用存在區(qū)域間及個(gè)體間差異，東部地區(qū)及城市居民更傾向于采用移動(dòng)支付方式進(jìn)行相應(yīng)的醫(yī)療保健消費(fèi)，與此相反，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)及農(nóng)村居民在醫(yī)療保健方面的消費(fèi)仍然以現(xiàn)金為主。[4]裴輝儒、胡月認(rèn)為，隨著居民收入水平的提升，移動(dòng)支付對(duì)消費(fèi)的刺激作用會(huì)增強(qiáng)且持續(xù)，兩者存在動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。[5]陳秀珍、黃艷會(huì)在研究中提到，移動(dòng)支付是我國(guó)支付模式變革的重要趨勢(shì)，尤其是70后與80后群體在移動(dòng)支付中起著主導(dǎo)地位，不過(guò)也要注意，移動(dòng)支付的經(jīng)濟(jì)紅利呈現(xiàn)出逐漸減弱的趨勢(shì)，這也要求移動(dòng)支付在技術(shù)層面的不斷革新。[6]

綜上所述，移動(dòng)支付方式是影響居民消費(fèi)的重要因素，尤其在互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)快速普及背景下，移動(dòng)支付正在成為現(xiàn)代支付的主流方式。然而，現(xiàn)有研究仍存在以下不足：一是相關(guān)研究側(cè)重從消費(fèi)群體的角度對(duì)異質(zhì)性進(jìn)行界定，即關(guān)注移動(dòng)支付對(duì)不同群體消費(fèi)行為的影響差異，而有關(guān)移動(dòng)支付對(duì)各類(lèi)消費(fèi)影響的研究仍然有待豐富；二是現(xiàn)有研究側(cè)重從線性視角考察移動(dòng)支付對(duì)居民消費(fèi)的影響作用，但是由于空間差異等因素引起的非線性問(wèn)題沒(méi)有充分討論。本文擬在對(duì)居民消費(fèi)類(lèi)型劃分的基礎(chǔ)上，構(gòu)建空間杜賓模型與分位數(shù)回歸，實(shí)證分析居民在電子商務(wù)交易中的移動(dòng)支付水平對(duì)各類(lèi)消費(fèi)影響的空間效應(yīng)及非線性作用，為刺激消費(fèi)增長(zhǎng)提供實(shí)證參考。

二、變量及數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文采用面板數(shù)據(jù)對(duì)移動(dòng)支付與異質(zhì)性消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，我們僅對(duì)2013—2018年全國(guó)30省份的相關(guān)指標(biāo)采集數(shù)據(jù)(西藏、港澳臺(tái)地區(qū)暫不收集)，全樣本為平衡面板數(shù)據(jù)，主要包括被解釋變量、解釋變量與控制變量，具體說(shuō)明如下：

1.被解釋變量：異質(zhì)性消費(fèi)。消費(fèi)的異質(zhì)性表現(xiàn)在消費(fèi)結(jié)構(gòu)層面，包括：(1)基礎(chǔ)性消費(fèi)，指服裝衣著、食品百貨、居住條件方面的消費(fèi)支出；(2)發(fā)展性消費(fèi)，指交通運(yùn)輸、通信娛樂(lè)、生活服務(wù)、教育文化等方面的消費(fèi)支出；(3)保障性消費(fèi)，指醫(yī)療保健支出。

2.解釋變量：移動(dòng)支付水平。移動(dòng)支付是電子支付的一種表現(xiàn)形式，與其相對(duì)的為現(xiàn)金支付，從電子商務(wù)的角度來(lái)看，移動(dòng)支付規(guī)模可以通過(guò)居民的電商產(chǎn)品及服務(wù)購(gòu)買(mǎi)總額與商家的營(yíng)業(yè)額或者銷(xiāo)售總額衡量，從數(shù)據(jù)的可獲得性來(lái)看，居民的購(gòu)買(mǎi)情況過(guò)于分散，不同電商交易平臺(tái)的購(gòu)買(mǎi)情況并不相同，這也導(dǎo)致購(gòu)買(mǎi)總額指標(biāo)的獲取存在一定的技術(shù)難度；而自2013年起，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局已經(jīng)開(kāi)始對(duì)電商平臺(tái)銷(xiāo)售情況等相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行收錄，在數(shù)據(jù)獲得性方面來(lái)看，電子商務(wù)銷(xiāo)售額具有更大的數(shù)據(jù)收集優(yōu)勢(shì)，劉向東等在研究中基于微觀層面將居民的移動(dòng)支付金額作為代理變量，從銷(xiāo)售端來(lái)看商家的銷(xiāo)售額。本文選取2013—2018年我國(guó)30省份的電子商務(wù)銷(xiāo)售額衡量居民在電子商務(wù)方面的移動(dòng)支付水平。

3.控制變量。(1)經(jīng)濟(jì)水平：從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一般規(guī)律來(lái)看，消費(fèi)水平會(huì)伴隨經(jīng)濟(jì)水平的提升而逐漸上升，并且現(xiàn)有研究也證明，對(duì)于經(jīng)濟(jì)水平更為發(fā)達(dá)的地區(qū)，居民的移動(dòng)支付行為更為普遍，消費(fèi)需求也相對(duì)較大。考慮到我國(guó)人口分布的差異性，我們采用了人均GDP衡量經(jīng)濟(jì)水平。(2)居民收入：收入與消費(fèi)是相輔相成的，收入在消費(fèi)增長(zhǎng)過(guò)程中起著決定性作用，一般而言，在不考慮儲(chǔ)蓄因素的影響下，居民消費(fèi)水平與收入水平也存在著線性發(fā)展的趨勢(shì)，本文將城鎮(zhèn)居民收入作為居民收入的代理變量。(3)產(chǎn)業(yè)水平：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)決定了市場(chǎng)服務(wù)的供給規(guī)模與類(lèi)型，從現(xiàn)階段來(lái)看，我國(guó)產(chǎn)業(yè)水平的提升也是第三產(chǎn)業(yè)地位不斷上升的過(guò)程，即意味著隨著產(chǎn)業(yè)水平的提升，商品與服務(wù)的供給規(guī)模在不斷擴(kuò)大，結(jié)構(gòu)在不斷優(yōu)化。文中采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重衡量產(chǎn)業(yè)水平。

考慮到模型的異方差問(wèn)題，我們首先對(duì)除產(chǎn)業(yè)水平外的其他變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，再進(jìn)行實(shí)證分析。各變量均值描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1：

表1 主要變量均值描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

三、空間面板杜賓模型估計(jì)結(jié)果

(一)空間杜賓模型構(gòu)建

異質(zhì)性是區(qū)域發(fā)展過(guò)程中普遍存在的問(wèn)題，要提升研究結(jié)果的有效性就需要控制區(qū)域異質(zhì)性對(duì)變量關(guān)系的額外干擾，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)情況是，各地區(qū)之間不僅僅是獨(dú)立的經(jīng)濟(jì)體，在地理空間層面存在緊密的關(guān)系，因此在實(shí)證研究中需要對(duì)空間的異質(zhì)性問(wèn)題引起的額外干擾進(jìn)行排除。在這里，我們主要考察本地移動(dòng)支付對(duì)鄰近地區(qū)異質(zhì)性消費(fèi)的空間溢出性，構(gòu)建空間面板杜賓模型，形式如下：

(1)

式(1)中，Y與X分別為異質(zhì)性消費(fèi)與移動(dòng)支付，K為控制變量，WX與WK分別為移動(dòng)支付與控制變量的空間項(xiàng)，i與t分別為個(gè)體效應(yīng)與時(shí)間效應(yīng)，e與ε分別為常數(shù)項(xiàng)與殘差。

(二)一般線性面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果

首先構(gòu)建移動(dòng)支付對(duì)居民消費(fèi)引致效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，表2中模型1—模型3分別為基礎(chǔ)性消費(fèi)、發(fā)展性消費(fèi)與保障性消費(fèi)作為被解釋變量的回歸估計(jì)結(jié)果，可以明顯看到，模型1與模型3中移動(dòng)支付對(duì)居民消費(fèi)的影響作用均不顯著，只有模型2的估計(jì)結(jié)果在5%水平上達(dá)到顯著。從影響方向來(lái)看，移動(dòng)支付對(duì)基礎(chǔ)性消費(fèi)表現(xiàn)出一定的抑制作用，對(duì)發(fā)展性與保障性消費(fèi)有促進(jìn)作用。三模型擬合度均大于0.8，處于可接受范圍，F(xiàn)檢驗(yàn)均在1%水平上顯著，說(shuō)明模型的估計(jì)結(jié)果解釋力度適當(dāng)。總體來(lái)看，移動(dòng)支付對(duì)各類(lèi)型消費(fèi)支出的影響作用有明顯差異，后文將繼續(xù)從空間計(jì)量層面對(duì)這一關(guān)系進(jìn)行分析，以考察空間約束條件下移動(dòng)支付對(duì)異質(zhì)性消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)溢出。

表2 面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

(三)空間面板杜賓模型估計(jì)結(jié)果

進(jìn)一步采用空間杜賓模型分析移動(dòng)支付對(duì)居民消費(fèi)引致效應(yīng)的空間溢出性，在表3中模型4—模型6分別給出了基礎(chǔ)性消費(fèi)、發(fā)展性消費(fèi)與保障性消費(fèi)作為被解釋變量的空間杜賓模型顯著性檢驗(yàn)結(jié)果，只有模型4與模型5的關(guān)鍵參數(shù)rho值在1%水平上達(dá)到顯著性，模型6中的rho值并不顯著，說(shuō)明移動(dòng)支付對(duì)基礎(chǔ)性與發(fā)展性消費(fèi)的影響作用存在顯著的空間外溢，但是對(duì)保障性消費(fèi)的空間溢出性并不顯著。

表3 空間面板杜賓模型回歸結(jié)果

從表4中模型4—模型6的分效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，在考慮空間溢出性后，移動(dòng)支付對(duì)基礎(chǔ)性與保障性消費(fèi)的引致效應(yīng)有抑制作用，但不顯著，對(duì)發(fā)展性消費(fèi)有促進(jìn)作用，且較為顯著。不過(guò)相比面板數(shù)據(jù)的系數(shù)值，直接效應(yīng)檢驗(yàn)中移動(dòng)支付對(duì)各類(lèi)消費(fèi)的引致效應(yīng)明顯削弱了，說(shuō)明在沒(méi)有考慮空間異質(zhì)性問(wèn)題時(shí)，移動(dòng)支付的消費(fèi)引致效應(yīng)存在著過(guò)高估計(jì)的風(fēng)險(xiǎn)。從間接效應(yīng)的結(jié)果來(lái)看，移動(dòng)支付對(duì)基礎(chǔ)性與保障性消費(fèi)的促進(jìn)作用均在5%水平上達(dá)到顯著，其對(duì)保障性消費(fèi)的影響仍然表現(xiàn)為不顯著的抑制作用。說(shuō)明本地移動(dòng)支付水平的提升對(duì)鄰近地區(qū)的基礎(chǔ)性與發(fā)展性消費(fèi)起到了顯著的經(jīng)濟(jì)引致效應(yīng)，但是對(duì)于保障消費(fèi)的空間溢出性并不顯著。再來(lái)看總效應(yīng)的情況，移動(dòng)支付對(duì)基礎(chǔ)性與發(fā)展性消費(fèi)的影響仍然表現(xiàn)為顯著的促進(jìn)作用，其對(duì)保障消費(fèi)的抑制作用沒(méi)有發(fā)生明顯變化。

表4 分效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

依據(jù)空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果，基于異質(zhì)性消費(fèi)視角，移動(dòng)支付的消費(fèi)引致效應(yīng)存在著明顯差異，總體而言，移動(dòng)支付對(duì)本地基礎(chǔ)性與保障性消費(fèi)表現(xiàn)出不顯著的抑制作用，其對(duì)發(fā)展性消費(fèi)的增長(zhǎng)起到了顯著促進(jìn)作用；本地移動(dòng)支付對(duì)鄰近地區(qū)的基礎(chǔ)性與發(fā)展性消費(fèi)具有顯著的空間溢出性，對(duì)保障性消費(fèi)的空間溢出并不顯著。

四、面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸估計(jì)結(jié)果

(一)分位數(shù)回歸模型構(gòu)建

Koenker和Bassett分位數(shù)回歸思想描述了不同分位點(diǎn)下解釋變量對(duì)被解釋變量的影響作用。當(dāng)分位數(shù)回歸是通過(guò)使加權(quán)誤差絕對(duì)值之和最小得到參數(shù)的估計(jì)時(shí)，估計(jì)量受異常值影響波動(dòng)較小，因此描述更加精確，結(jié)果更加穩(wěn)健。[7]本文將分位數(shù)回歸模型構(gòu)建如下：[8]

(2)

(3)

顯然，根據(jù)q值的不同可以取不同的分位點(diǎn)，假設(shè)q=0.5，則為中位數(shù)回歸。目標(biāo)函數(shù)則轉(zhuǎn)化為(4)：

(4)

表5 面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸估計(jì)結(jié)果

中位數(shù)回歸，也是最小絕對(duì)值離差估計(jì)量，計(jì)量結(jié)果更加穩(wěn)健，更不易受到極端值的影響，較均值回歸有穩(wěn)定優(yōu)勢(shì)。我們分別選取了0.1、0.25、0.5、0.75與0.9作為分位點(diǎn)進(jìn)行回歸估計(jì)，基于篇幅，表5僅給出了不同分位數(shù)下移動(dòng)支付對(duì)各類(lèi)消費(fèi)的系數(shù)值估計(jì)結(jié)果。

從分位數(shù)回歸估計(jì)結(jié)果可以看到，移動(dòng)支付對(duì)基礎(chǔ)性消費(fèi)的影響在不同分位點(diǎn)下的情況存在差異明顯，在1%的水平上，0.1、0.5和0.75分位點(diǎn)下的系數(shù)估計(jì)值顯著，在0.25同0.9分位點(diǎn)上的系數(shù)值，二者均表現(xiàn)為不顯著抑制作用，總體上表現(xiàn)出倒“N”型變化趨勢(shì)。移動(dòng)支付對(duì)發(fā)展性消費(fèi)的影響更多的表現(xiàn)為促進(jìn)作用，尤其在分位點(diǎn)大于等于0.5后，移動(dòng)支付的系數(shù)值均表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用。移動(dòng)支付對(duì)保障性消費(fèi)的影響表現(xiàn)出明顯的抑制作用，除了0.1分位點(diǎn)外，其他分位點(diǎn)下的系數(shù)值達(dá)到顯著時(shí)均已在1%水平上。

根據(jù)分位數(shù)的回歸結(jié)果，移動(dòng)支付對(duì)異質(zhì)性消費(fèi)的影響存在著一定的非線性趨勢(shì)，對(duì)于基礎(chǔ)性消費(fèi)而言，移動(dòng)支付的影響作用呈現(xiàn)出倒“N”型的多階段變化趨勢(shì)；對(duì)于發(fā)展性消費(fèi)而言，當(dāng)居民消費(fèi)處于中高水平時(shí)，移動(dòng)支付的消費(fèi)引致效應(yīng)更加明顯；對(duì)于保障性消費(fèi)而言，移動(dòng)支付對(duì)消費(fèi)增長(zhǎng)具有明顯的約束作用，并且隨著居民消費(fèi)支出的增加，這種約束性呈現(xiàn)出一定的增強(qiáng)趨勢(shì)。

五、結(jié)論與建議

1.結(jié)論：本研究得出以下結(jié)論：從空間關(guān)系來(lái)看，移動(dòng)支付對(duì)本地基礎(chǔ)性與保障性消費(fèi)抑制作用不顯著，其對(duì)發(fā)展性消費(fèi)有顯著促進(jìn)作用；本地移動(dòng)支付對(duì)鄰近地區(qū)基礎(chǔ)性與發(fā)展性消費(fèi)表現(xiàn)出顯著的空間溢出性，對(duì)保障性消費(fèi)的空間溢出性并不顯著。從分位數(shù)回歸結(jié)果來(lái)看，移動(dòng)支付對(duì)基礎(chǔ)性消費(fèi)的影響表現(xiàn)出倒“N”型變化，其對(duì)發(fā)展性與保障性消費(fèi)的影響分別表現(xiàn)出較為明顯的促進(jìn)與抑制作用，尤其在移動(dòng)支付處于高水平時(shí)，這一現(xiàn)象更為明顯。

2.建議：(1)加強(qiáng)對(duì)移動(dòng)支付的風(fēng)險(xiǎn)管理，營(yíng)造良好的電子支付環(huán)境。移動(dòng)支付方式的普及是技術(shù)進(jìn)步的必然結(jié)果，但在這一過(guò)程中也要注意對(duì)移動(dòng)支付的風(fēng)險(xiǎn)管理工作，這是保障移動(dòng)支付安全性的前提條件，也是促進(jìn)居民消費(fèi)持續(xù)增長(zhǎng)的重要保障。一是要鼓勵(lì)第三方移動(dòng)支付平臺(tái)加大對(duì)安全技術(shù)的研發(fā)與投入力度，不斷更新安全系統(tǒng)，提升支付平臺(tái)的安保性能，減少由于技術(shù)漏洞引起的安全問(wèn)題；二是政府要加強(qiáng)監(jiān)管，對(duì)支付平臺(tái)制定科學(xué)、合理的準(zhǔn)入機(jī)制，完善移動(dòng)支付的風(fēng)險(xiǎn)責(zé)任分擔(dān)體系，將其納入到法律法規(guī)的管理范疇，嚴(yán)厲打擊破壞移動(dòng)支付安全的行為，為移動(dòng)支付營(yíng)造良好的網(wǎng)絡(luò)安全環(huán)境。[9](2)鼓勵(lì)移動(dòng)支付模式的區(qū)域普及，持續(xù)激發(fā)居民的消費(fèi)潛力。移動(dòng)支付對(duì)我國(guó)居民基礎(chǔ)性與發(fā)展性消費(fèi)的促進(jìn)作用是顯而易見(jiàn)的，鼓勵(lì)移動(dòng)支付的區(qū)域普及是激發(fā)居民消費(fèi)潛力的重要?jiǎng)恿ΑＲ訌?qiáng)在鄉(xiāng)村等經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，鄉(xiāng)村電子商務(wù)的發(fā)展與農(nóng)戶(hù)的網(wǎng)購(gòu)網(wǎng)銷(xiāo)行為相互依賴(lài)，逐漸縮小城鄉(xiāng)間、區(qū)域間移動(dòng)支付與居民消費(fèi)的差異性。要根據(jù)不同地區(qū)居民各具特色的消費(fèi)習(xí)慣，制定符合居民消費(fèi)特征的移動(dòng)支付模式，鼓勵(lì)當(dāng)?shù)鼐用竦囊苿?dòng)支付行為，促進(jìn)移動(dòng)支付與居民消費(fèi)的協(xié)調(diào)發(fā)展。[10]