馬妮娜，韓 幫

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

一、引言與文獻回顧

移動支付是伴隨互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)發(fā)展逐漸興起的一種新型支付方式。據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心2019年上半年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，我國居民很大程度上接受了移動支付方式，其中手機支付用戶6.21億，網(wǎng)絡(luò)支付用戶總體達到6.33億。移動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)消費觀與支付觀，為居民提供了更多的消費選擇，電子商務(wù)也成為移動支付的重要窗口。甚至可以說，電子商務(wù)的交易行為必須依托移動支付完成，因此，我們在討論移動支付對居民消費的影響作用時，需要將電商交易過程中的移動支付行為做進一步分析?，F(xiàn)有研究對移動支付與居民消費的關(guān)系進行了諸多討論，如：王曉彥、胡德寶認為，移動支付是刺激消費增長的重要因素，各類移動支付方式所產(chǎn)生的消費引致效應(yīng)存在一定差異，尤其是螞蟻花唄對居民的網(wǎng)絡(luò)消費具有明顯的促進作用，而微信支付與支付寶所引起的消費變化不存在顯著差異。[1]劉萬華基于廣義線性模型對移動支付的經(jīng)濟效益進行了分析，認為移動支付對居民消費具有顯著影響，并且隨著移動支付方式的普及，其所產(chǎn)生的消費沖擊作用在持續(xù)增強。[2]劉向東、張舒認為，移動支付對居民消費行為的影響存在著異質(zhì)性作用，不同人群對移動支付的依賴性也存在差異，隨著個體對移動支付依賴性的增強，移動支付的消費效應(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，移動支付對家庭醫(yī)療保健支出的影響作用存在區(qū)域間及個體間差異，東部地區(qū)及城市居民更傾向于采用移動支付方式進行相應(yīng)的醫(yī)療保健消費，與此相反，經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)及農(nóng)村居民在醫(yī)療保健方面的消費仍然以現(xiàn)金為主。[4]裴輝儒、胡月認為，隨著居民收入水平的提升，移動支付對消費的刺激作用會增強且持續(xù)，兩者存在動態(tài)均衡關(guān)系。[5]陳秀珍、黃艷會在研究中提到，移動支付是我國支付模式變革的重要趨勢，尤其是70后與80后群體在移動支付中起著主導(dǎo)地位，不過也要注意，移動支付的經(jīng)濟紅利呈現(xiàn)出逐漸減弱的趨勢，這也要求移動支付在技術(shù)層面的不斷革新。[6]

綜上所述，移動支付方式是影響居民消費的重要因素，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)重從消費群體的角度對異質(zhì)性進行界定，即關(guān)注移動支付對不同群體消費行為的影響差異，而有關(guān)移動支付對各類消費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支付對居民消費的影響作用，但是由于空間差異等因素引起的非線性問題沒有充分討論。本文擬在對居民消費類型劃分的基礎(chǔ)上，構(gòu)建空間杜賓模型與分位數(shù)回歸，實證分析居民在電子商務(wù)交易中的移動支付水平對各類消費影響的空間效應(yīng)及非線性作用，為刺激消費增長提供實證參考。

二、變量及數(shù)據(jù)說明

本文采用面板數(shù)據(jù)對移動支付與異質(zhì)性消費的關(guān)系進行實證分析，鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，我們僅對2013—2018年全國30省份的相關(guān)指標采集數(shù)據(jù)(西藏、港澳臺地區(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，具體說明如下：

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

2.解釋變量：移動支付水平。移動支付是電子支付的一種表現(xiàn)形式，與其相對的為現(xiàn)金支付，從電子商務(wù)的角度來看，移動支付規(guī)?？梢酝ㄟ^居民的電商產(chǎn)品及服務(wù)購買總額與商家的營業(yè)額或者銷售總額衡量，從數(shù)據(jù)的可獲得性來看，居民的購買情況過于分散，不同電商交易平臺的購買情況并不相同，這也導(dǎo)致購買總額指標的獲取存在一定的技術(shù)難度；而自2013年起，國家統(tǒng)計局已經(jīng)開始對電商平臺銷售情況等相關(guān)指標進行收錄，在數(shù)據(jù)獲得性方面來看，電子商務(wù)銷售額具有更大的數(shù)據(jù)收集優(yōu)勢，劉向東等在研究中基于微觀層面將居民的移動支付金額作為代理變量，從銷售端來看商家的銷售額。本文選取2013—2018年我國30省份的電子商務(wù)銷售額衡量居民在電子商務(wù)方面的移動支付水平。

3.控制變量。(1)經(jīng)濟水平：從經(jīng)濟發(fā)展的一般規(guī)律來看，消費水平會伴隨經(jīng)濟水平的提升而逐漸上升，并且現(xiàn)有研究也證明，對于經(jīng)濟水平更為發(fā)達的地區(qū)，居民的移動支付行為更為普遍，消費需求也相對較大。考慮到我國人口分布的差異性，我們采用了人均GDP衡量經(jīng)濟水平。(2)居民收入：收入與消費是相輔相成的，收入在消費增長過程中起著決定性作用，一般而言，在不考慮儲蓄因素的影響下，居民消費水平與收入水平也存在著線性發(fā)展的趨勢，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)決定了市場服務(wù)的供給規(guī)模與類型，從現(xiàn)階段來看，我國產(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題，我們首先對除產(chǎn)業(yè)水平外的其他變量進行對數(shù)處理，再進行實證分析。各變量均值描述統(tǒng)計結(jié)果見表1：

表1 主要變量均值描述統(tǒng)計結(jié)果

三、空間面板杜賓模型估計結(jié)果

(一)空間杜賓模型構(gòu)建

異質(zhì)性是區(qū)域發(fā)展過程中普遍存在的問題，要提升研究結(jié)果的有效性就需要控制區(qū)域異質(zhì)性對變量關(guān)系的額外干擾，我國經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)實情況是，各地區(qū)之間不僅僅是獨立的經(jīng)濟體，在地理空間層面存在緊密的關(guān)系，因此在實證研究中需要對空間的異質(zhì)性問題引起的額外干擾進行排除。在這里，我們主要考察本地移動支付對鄰近地區(qū)異質(zhì)性消費的空間溢出性，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)性消費與移動支付，K為控制變量，WX與WK分別為移動支付與控制變量的空間項，i與t分別為個體效應(yīng)與時間效應(yīng)，e與ε分別為常數(shù)項與殘差。

(二)一般線性面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果

首先構(gòu)建移動支付對居民消費引致效應(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、發(fā)展性消費與保障性消費作為被解釋變量的回歸估計結(jié)果，可以明顯看到，模型1與模型3中移動支付對居民消費的影響作用均不顯著，只有模型2的估計結(jié)果在5%水平上達到顯著。從影響方向來看，移動支付對基礎(chǔ)性消費表現(xiàn)出一定的抑制作用，對發(fā)展性與保障性消費有促進作用。三模型擬合度均大于0.8，處于可接受范圍，F(xiàn)檢驗均在1%水平上顯著，說明模型的估計結(jié)果解釋力度適當?？傮w來看，移動支付對各類型消費支出的影響作用有明顯差異，后文將繼續(xù)從空間計量層面對這一關(guān)系進行分析，以考察空間約束條件下移動支付對異質(zhì)性消費的經(jīng)濟溢出。

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結(jié)果

進一步采用空間杜賓模型分析移動支付對居民消費引致效應(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、發(fā)展性消費與保障性消費作為被解釋變量的空間杜賓模型顯著性檢驗結(jié)果，只有模型4與模型5的關(guān)鍵參數(shù)rho值在1%水平上達到顯著性，模型6中的rho值并不顯著，說明移動支付對基礎(chǔ)性與發(fā)展性消費的影響作用存在顯著的空間外溢，但是對保障性消費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)檢驗結(jié)果來看，在考慮空間溢出性后，移動支付對基礎(chǔ)性與保障性消費的引致效應(yīng)有抑制作用，但不顯著，對發(fā)展性消費有促進作用，且較為顯著。不過相比面板數(shù)據(jù)的系數(shù)值，直接效應(yīng)檢驗中移動支付對各類消費的引致效應(yīng)明顯削弱了，說明在沒有考慮空間異質(zhì)性問題時，移動支付的消費引致效應(yīng)存在著過高估計的風(fēng)險。從間接效應(yīng)的結(jié)果來看，移動支付對基礎(chǔ)性與保障性消費的促進作用均在5%水平上達到顯著，其對保障性消費的影響仍然表現(xiàn)為不顯著的抑制作用。說明本地移動支付水平的提升對鄰近地區(qū)的基礎(chǔ)性與發(fā)展性消費起到了顯著的經(jīng)濟引致效應(yīng)，但是對于保障消費的空間溢出性并不顯著。再來看總效應(yīng)的情況，移動支付對基礎(chǔ)性與發(fā)展性消費的影響仍然表現(xiàn)為顯著的促進作用，其對保障消費的抑制作用沒有發(fā)生明顯變化。

表4 分效應(yīng)檢驗結(jié)果

依據(jù)空間杜賓模型的估計結(jié)果，基于異質(zhì)性消費視角，移動支付的消費引致效應(yīng)存在著明顯差異，總體而言，移動支付對本地基礎(chǔ)性與保障性消費表現(xiàn)出不顯著的抑制作用，其對發(fā)展性消費的增長起到了顯著促進作用；本地移動支付對鄰近地區(qū)的基礎(chǔ)性與發(fā)展性消費具有顯著的空間溢出性，對保障性消費的空間溢出并不顯著。

四、面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸估計結(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下解釋變量對被解釋變量的影響作用。當分位數(shù)回歸是通過使加權(quán)誤差絕對值之和最小得到參數(shù)的估計時，估計量受異常值影響波動較小，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，假設(shè)q=0.5，則為中位數(shù)回歸。目標函數(shù)則轉(zhuǎn)化為(4)：

(4)

表5 面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸估計結(jié)果

中位數(shù)回歸，也是最小絕對值離差估計量，計量結(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。我們分別選取了0.1、0.25、0.5、0.75與0.9作為分位點進行回歸估計，基于篇幅，表5僅給出了不同分位數(shù)下移動支付對各類消費的系數(shù)值估計結(jié)果。

從分位數(shù)回歸估計結(jié)果可以看到，移動支付對基礎(chǔ)性消費的影響在不同分位點下的情況存在差異明顯，在1%的水平上，0.1、0.5和0.75分位點下的系數(shù)估計值顯著，在0.25同0.9分位點上的系數(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。移動支付對發(fā)展性消費的影響更多的表現(xiàn)為促進作用，尤其在分位點大于等于0.5后，移動支付的系數(shù)值均表現(xiàn)出顯著的促進作用。移動支付對保障性消費的影響表現(xiàn)出明顯的抑制作用，除了0.1分位點外，其他分位點下的系數(shù)值達到顯著時均已在1%水平上。

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

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)系來看，移動支付對本地基礎(chǔ)性與保障性消費抑制作用不顯著，其對發(fā)展性消費有顯著促進作用；本地移動支付對鄰近地區(qū)基礎(chǔ)性與發(fā)展性消費表現(xiàn)出顯著的空間溢出性，對保障性消費的空間溢出性并不顯著。從分位數(shù)回歸結(jié)果來看，移動支付對基礎(chǔ)性消費的影響表現(xiàn)出倒“N”型變化，其對發(fā)展性與保障性消費的影響分別表現(xiàn)出較為明顯的促進與抑制作用，尤其在移動支付處于高水平時，這一現(xiàn)象更為明顯。

2.建議：(1)加強對移動支付的風(fēng)險管理，營造良好的電子支付環(huán)境。移動支付方式的普及是技術(shù)進步的必然結(jié)果，但在這一過程中也要注意對移動支付的風(fēng)險管理工作，這是保障移動支付安全性的前提條件，也是促進居民消費持續(xù)增長的重要保障。一是要鼓勵第三方移動支付平臺加大對安全技術(shù)的研發(fā)與投入力度，不斷更新安全系統(tǒng)，提升支付平臺的安保性能，減少由于技術(shù)漏洞引起的安全問題；二是政府要加強監(jiān)管，對支付平臺制定科學(xué)、合理的準入機制，完善移動支付的風(fēng)險責(zé)任分擔(dān)體系，將其納入到法律法規(guī)的管理范疇，嚴厲打擊破壞移動支付安全的行為，為移動支付營造良好的網(wǎng)絡(luò)安全環(huán)境。[9](2)鼓勵移動支付模式的區(qū)域普及，持續(xù)激發(fā)居民的消費潛力。移動支付對我國居民基礎(chǔ)性與發(fā)展性消費的促進作用是顯而易見的，鼓勵移動支付的區(qū)域普及是激發(fā)居民消費潛力的重要動力。要加強在鄉(xiāng)村等經(jīng)濟欠發(fā)達地區(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)戶的網(wǎng)購網(wǎng)銷行為相互依賴，逐漸縮小城鄉(xiāng)間、區(qū)域間移動支付與居民消費的差異性。要根據(jù)不同地區(qū)居民各具特色的消費習(xí)慣，制定符合居民消費特征的移動支付模式，鼓勵當?shù)鼐用竦囊苿又Ц缎袨?，促進移動支付與居民消費的協(xié)調(diào)發(fā)展。[10]