收稿日期：2023-03-30；修回日期：2023-12-15

基金項目： 國家社會科學基金重點項目（20AJL016）；首都經濟貿易大學博士研究生學術新人計劃項目（2022XSXR13）

作者簡介：尹志超（1976—），男，四川廣元人，博士，首都經濟貿易大學金融學院教授，博士生導師，研究方向：家庭金融、銀行管理、應用微觀計量經濟學；通信作者：郭潤東（1995—），男，山西運城人，首都經濟貿易大學金融學院博士研究生，研究方向：家庭金融、應用微觀計量經濟學。

摘要：基于2017年和2019年中國家庭金融調查數(shù)據(jù)，使用固定效應模型、工具變量估計、Tobit模型和差分模型，研究了移動支付對家庭旅游消費的影響。結果表明：移動支付能夠顯著提高家庭出游概率、促進家庭旅游消費，且對高收入、高人力資本、城鎮(zhèn)和老年家庭影響更大。機制檢驗發(fā)現(xiàn)，移動支付通過提升居民信任水平、提高支付便利性促進家庭旅游消費。鑒于此，應深入發(fā)展智慧旅游，驅動旅游消費智慧化、數(shù)字化升級。

關鍵詞： 移動支付；出游決策；旅游消費

中圖分類號：F832；F59文獻標識碼：A文章編號：1003-7217（2024）02-0002-07

一、引言

黨的二十大報告明確提出，“著力擴大內需，增強消費對經濟發(fā)展的基礎性作用”。旅游消費作為服務型消費的典型代表，有很強的綜合性和帶動性，能夠不斷拓展消費升級新空間[1]。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，居民國內旅游總消費由1994年的1023.5億元升至2021年的29190.7億元，居民人均旅游支出由1994年的195.3元上升至2021年的899.3元①。這表明，居民家庭已經把消費擴展到服務享受和文化體驗，旅游消費成為促進中國經濟高質量發(fā)展的重要著力點。與此同時，近年來隨著智能手機的迅速普及以及金融科技的快速發(fā)展，移動支付以及數(shù)字貨幣等數(shù)字金融蓬勃興起，對全球經濟發(fā)展和居民生活帶來全方位沖擊[2，3]。旅游業(yè)各種業(yè)態(tài)均以支付為核心，支付方式的演變催生新的旅游消費體驗。移動支付打通了“線上”與“線下”旅游消費場景的新窗口，能夠下沉到“吃住行游購娛”全方位渠道，從而驅動旅游消費場景升級，深刻改變居民旅游出行決策和消費習慣。因此，全面分析移動支付對家庭出游決策以及旅游消費的凈效應具有重要的現(xiàn)實意義。

現(xiàn)有文獻有關家庭旅游消費的影響因素主要從家庭微觀層面進行探討，主要集中在以下三個方面。第一，家庭經濟狀況對旅游消費的影響。學者們利用家庭微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，家庭收入對家庭出游概率及旅游消費產生顯著的正向影響[1]。除家庭收入以外，馬軼群使用非線性平滑機制轉移模型發(fā)現(xiàn)家庭債務對旅游消費的影響是不斷變化的，當家庭債務超過一定閾值時，其對家庭旅游消費的促進作用會轉變?yōu)橐种芠4]。第二，家庭結構對旅游消費的影響。Alegre等使用2006—2010年西班牙家庭預算調查數(shù)據(jù)，實證研究發(fā)現(xiàn)，家庭成員數(shù)量對家庭出游決策以及旅游消費有顯著的抑制作用[5]。第三，家庭生命周期階段對旅游消費的影響。對于青年家庭而言，年齡對旅游出行欲望有顯著負向影響，但對旅游支出有顯著正向影響，當戶主年齡在25～34歲時家庭旅游消費支出達到高峰[6]。對于老年家庭來說，退休顯著降低了家庭旅游消費水平，可能的原因是退休后醫(yī)療服務支出增加，擠占家庭旅游消費[7]。除了以上三個方面，現(xiàn)有研究表明高鐵開通、互聯(lián)網(wǎng)使用等均對家庭旅游消費產生重要影響[8，9]。

依托大數(shù)據(jù)、區(qū)塊鏈等信息技術演變的移動支付在近年來獲得快速發(fā)展，因此也引起國內外學者重點關注。當前有關移動支付的文獻主要探討其帶來的微觀效應，學者們發(fā)現(xiàn)，移動支付能夠降低不確定事件對家庭收入帶來的負向沖擊[10]、增強家庭資金流動性[11]、提高家庭創(chuàng)業(yè)概率 [12]以及降低家庭儲蓄率 [13]。

關于移動支付與家庭消費的相關文獻，已有的理論分析表明，移動支付能夠在一定程度上刺激居民消費，當居民消費偏離長期均衡時，移動支付會以0.91的調整力度對其進行矯正 [14]。實證研究方面，移動支付能夠弱化支付購買心理壓力、緩解信貸約束，從而刺激家庭居民消費，促進家庭消費結構升級[15]。在新冠疫情影響下我國居民家庭消費顯著下降，而移動支付因其線上支付和線下無接觸支付的便利性，顯著促進我國城鎮(zhèn)家庭消費[16]?？梢钥闯?，現(xiàn)有文獻關于移動支付對居民消費的影響已有諸多討論。值得注意的是，旅游消費作為消費的重要組成部分，因其關聯(lián)產業(yè)多、順應居民消費需求程度高，在促增長、優(yōu)結構、惠民生中發(fā)揮著重要作用。然而，當前鮮有文獻討論移動支付對家庭旅游消費以及出游決策的影響。移動支付因其支付便利性和增強信任水平等特征，能否促進家庭出游決策和旅游消費還需進一步檢驗。

鑒于此，利用具有全國代表性的家庭金融調查數(shù)據(jù)，考察移動支付對家庭旅游消費的影響及作用機制。首先，從移動支付的視角研究家庭旅游消費行為，為理解移動支付與家庭旅游消費的關系提供新的視角與經驗證據(jù)。其次，不僅利用固定效應模型和工具變量估計緩解了不隨時間變化因素、遺漏變量、逆向因果導致的內生性問題，還基于差分模型檢驗移動支付對家庭旅游消費增量的影響，更好地識別了移動支付與家庭旅游消費間的因果效應。最后，從支付便利性以及信任水平兩個視角切入，深入研究移動支付影響家庭旅游消費的作用機制。

二、理論分析與研究假說

根據(jù)購買時間模型，消費者為方便購買商品而持有貨幣，當消費者持有的實際貨幣余額越多時，其交易所需時間就越短，相應的閑暇時間也會越多[17]。移動支付作為新型支付方式能夠極大提升支付便利性[18]。一方面，居民在制定出游規(guī)劃時可以通過各類旅行App線上篩選出最符合自身預期的旅行目的地，而不用通過親友推薦或傳統(tǒng)媒介獲取相關旅游目的地信息。在篩選出旅行目的、制定最優(yōu)旅行規(guī)劃之后，即可立即在線上進行旅行支付，有利于家庭出游。另一方面，在居民“吃住行游購娛”全過程中，通過“掃一掃”“刷臉”等即可完成支付，既方便又快捷，極大提升居民旅游消費體驗。因此，移動支付可能通過提高支付的便利性影響家庭出游決策以及旅游消費。

與此同時，消費者個人信任傾向會對其最終購買意愿產生顯著影響[19]。相較于經常消費性項目，出行、旅游等活動單價較高，交易支付時潛在的逆向選擇以及道德風險問題也更加突出，信任對旅游以及娛樂等非經常性消費項目的影響更大[20]。而移動支付能夠在一定程度上緩解買賣雙方互不信任問題。首先，在居民“吃住行游購娛”全過程中通過移動支付交易所產生的消費大數(shù)據(jù)可以為旅游服務提供商和游客信用進行評價，緩解雙方信息不對稱問題，從而增強彼此信任度。其次，在旅行過程中通過移動支付完成的所有消費均可溯源，能極大程度減少假幣欺詐、搶劫偷盜等行為，給旅行者提供一個有序、安全的支付環(huán)境，提升交易雙方信任水平。最后，微信、支付寶等第三方支付平臺，能夠為旅行服務提供商與游客交易提供擔保，極大緩解交易雙方的不信任問題。因此，移動支付可能通過構建旅游服務供應商與旅客的信任機制影響家庭出游決策以及旅游消費。據(jù)此，提出：

假說1移動支付能夠提高家庭出游意愿，促進家庭旅游消費。

假說2移動支付通過提高支付便利性和提升居民信任水平來提高家庭出游意愿和旅游消費水平。

三、數(shù)據(jù)來源與實證模型

（一）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來自中國家庭金融調查與研究中心在2017年和2019年采集的中國家庭金融調查（China Household Finance Survey，CHFS）數(shù)據(jù)。CHFS樣本分布于29個?。▍^(qū)、市）（除新疆、西藏、港澳臺地區(qū)）、367個縣（區(qū)、縣級市）、1481個社區(qū)，覆蓋家庭4萬余戶。問卷涵蓋家庭人口特征、收入與各類支出、支付習慣以及資產與負債等相關信息，具有較高的數(shù)據(jù)質量和代表性，為檢驗移動支付對家庭旅游消費的凈效應提供重要數(shù)據(jù)支持。對樣本做出如下處理：（1）分別將2017年和2019年個人、家庭、社區(qū)數(shù)據(jù)庫進行匹配并合并；（2）剔除核心變量缺失的樣本。最終保留34580個家庭樣本。

（二）變量介紹

1.解釋變量。移動支付相關問題在CHFS問卷中的選項包括：①現(xiàn)金支付；②通過信用卡、銀行卡等支付；③通過電腦支付；④通過手機、iPad等移動終端支付（支付寶、微信、Apple Pay等）；⑤其他。參考已有文獻的做法[13]，將受訪者通過選項④進行日常支付定義為使用移動支付，并賦值為1，否則為0。

2.被解釋變量。被解釋變量包括家庭出游決策、家庭旅游支出以及家庭旅游支出占比。根據(jù)CHFS問卷定義的家庭旅游支出包括旅行中產生的各種交通費、門票費以及住宿費等，包括本地旅游與外地旅游。若家庭旅游支出大于0，則定義為家庭出游，將其賦值為1，否則為0。家庭旅游支出占比定義為家庭旅游支出占家庭總支出的比重。

3.控制變量。借鑒現(xiàn)有文獻的做法[1，13，21]，選取的控制變量包括：戶主層面特征變量（年齡、已婚、受教育年限、健康狀況、城鎮(zhèn)、有工作）、家庭層面特征變量（是否擁有自有住房、家庭規(guī)模、總收入、總負債、總資產）。同時，為了剔除使用智能手機對家庭旅游消費的影響，進一步控制了戶主是否使用智能手機。具體的變量描述性統(tǒng)計見表1。

（三）模型設定

為考察移動支付對家庭出游決策以及旅游消費的影響，計量模型設定如下：

其中，i代表家庭， t代表年份。Tourit是家庭出游決策變量，TCit為家庭旅游消費變量，Paymentit代表移動支付變量。Xit表示戶主和家庭層面控制變量。ci代表家庭固定效應，λt為年份固定效應，εit代表隨機擾動項。此外，使用Tobit模型檢驗移動支付對家庭旅游消費占比的凈效應，使用差分模型考察2017年和2019年兩期一直使用移動支付和新增移動支付對家庭旅游消費的影響，相關估計結果將在下文給出。

（四）內生性討論

盡管基于中國家庭金融調查2017年和2019年平衡面板數(shù)據(jù)，使用雙向固定效應模型控制不隨時間變化因素對估計結果的影響，一定程度上緩解了基準模型的內生性偏誤，但計量模型（1）和模型（2）中仍存在由逆向因果和遺漏變量問題導致的內生性問題。一方面，家庭有可能為提高支付便捷度以及獲得更好的旅游體驗而安裝第三方支付平臺并使用移動支付，因此可能帶來反向因果問題。另一方面，游客自身旅行偏好、性格特征、成長經歷等不可觀測因素可能既會影響其移動支付使用，也會影響其旅游支出，從而產生遺漏變量問題。

使用工具變量法緩解計量模型（1）中遺漏變量和逆向因果造成的內生性估計偏誤。借鑒現(xiàn)有研究的思路，選取同社區(qū)除本家庭外移動支付平均使用率作為工具變量[13，22]。已有研究表明，同一社區(qū)中具有大致相同特征（年齡、家庭地位等）的群體之間存在同儕效應[23]。一方面，由于存在同儕效應，家庭是否使用移動支付與其生活所在地區(qū)密切相關。因此，家庭移動支付使用與同社區(qū)其他家庭移動支付使用情況密切相關，理論上滿足相關性。另一方面，社區(qū)內除本家庭外其他家庭移動支付使用不會對本家庭旅游支出產生直接影響，滿足外生性條件。上述分析表明，該工具變量在理論上是可行的，具體檢驗結果會在實證結果分析部分給出。

四、實證結果分析

（一）基準回歸

1.固定效應模型估計結果。表2給出了移動支付對家庭旅游消費的影響。表2中列（1）～列（4）均控制了戶主和家庭層面特征變量、家庭以及年份固定效應。表2中列（1）和列（2）考察移動支付對家庭出游決策的影響。表2中列（1）FE估計結果顯示，移動支付估計系數(shù)為0.0731，且在1%置信水平上顯著。該結果表明，移動支付能夠將家庭出游概率提高7.31%。表2中列（2）給出了FEIV估計，結果表明在考慮列（1）內生性問題后，移動支付對家庭出游決策的影響依然顯著為正，估計系數(shù)為0.1880。這意味著，相較于未使用移動支付家庭，使用移動支付能夠將家庭出游概率提升18.80%。表2中列（3）和列（4）報告了移動支付對家庭旅游支出的估計結果，列（3）FE估計結果表明，移動支付能夠顯著促進家庭旅游支出，估計系數(shù)為0.0502，且在1%置信水平上顯著。表2中列（4）為FE-IV估計。結果顯示，在考慮列（3）內生性問題后，移動支付能夠將家庭旅游支出提高8.83%。Davidson-MacKinnon檢驗結果在1%置信水平上拒絕移動支付估計不存在內生性的原假設，表明移動支付變量在基準模型估計中是內生的。一階段估計F值為161.45，超過了臨界值16.38，表明使用的工具變量并不是弱工具變量。一階段t值為59.45，說明移動支付與工具變量具有相關性。以上分析表明，移動支付能夠顯著提高家庭出游概率、促進家庭旅游消費。

2.Tobit模型估計結果。移動支付對家庭旅游支出占比的估計結果見表3中列（1）和列（2）。表3中列（1）Tobit模型估計顯示，移動支付估計系數(shù)為0.0406，且在1%置信水平上顯著。表明相較于未使用移動支付家庭，使用移動支付能夠將家庭旅游支出占比提高4.06%，經濟意義顯著。表3中列（2）為IV-Tobit模型估計的結果，估計系數(shù)為0.0697，且在1%置信水平上顯著為正。表明在使用工具變量法后，移動支付依然能夠顯著提升家庭旅游支出占比。以上分析表明，移動支付能夠顯著提升家庭旅游消費占比。

3.差分模型估計結果。為考察一直使用移動支付與新增移動支付對家庭旅游消費的影響，進一步使用差分模型進行估計。表3中列（3）的估計結果表明，移動支付能夠顯著提升家庭旅游支出，并且相較于未使用移動支付和新增移動支付，一直使用移動支付對家庭旅游支出的促進作用更強。表3列（4）的估計結果表明，相較于未使用移動支付和一直使用移動支付，新增移動支付對家庭旅游支出增量的促進作用更強，進一步證實了移動支付對家庭旅游支出的正向作用。

綜上所述，移動支付能夠顯著提高家庭出游意愿，促進家庭旅游消費，研究假說1成立。

（二）穩(wěn)健性檢驗②

為了驗證基準回歸結果的穩(wěn)健性，首先，使用人均家庭旅游消費替換家庭旅游消費進行FE和FEIV估計。估計結果表明，移動支付能夠將家庭人均旅游消費提高2.8%，表明移動支付對家庭旅游消費的促進作用是穩(wěn)健的。其次，為檢驗工具變量估計的穩(wěn)健性，借鑒Conley等提出的近似于零方法（LTZ），該方法假定對工具變量的約束條件依然存在，但從“完全外生”變成了“近似外生”[24]。鑒于此，假設使用的IV為近似外生，通過放松IV排他性約束條件，使用LTZ方法檢驗近似外生條件下IV估計結果的穩(wěn)健性。結果表明，在IV近似外生條件下，移動支付對家庭出游決策和旅游消費的估計系數(shù)仍顯著為正，基準回歸結果依然保持穩(wěn)健。

五、機制檢驗與異質性分析

（一）機制檢驗

1.移動支付、支付便利性與家庭旅游消費。已有研究表明移動支付能夠極大地提升支付的便利性[18]。居民在外出旅游的過程中，通過“掃一掃”“刷臉”等即可完成旅行支付，極大地提升旅游體驗。且居民網(wǎng)上購物頻率越高，表明數(shù)字金融越能便利支付[18]。因此，使用居民是否網(wǎng)上購物作為支付便利性的代理變量，若家庭進行網(wǎng)上購物，則將其賦值為1，否則為0。表4中報告了移動支付、支付便利性與家庭旅游消費的估計結果。表4中列（1）FE估計結果顯示，移動支付與網(wǎng)上購物交互項的估計系數(shù)為0.0462，在1%置信水平上顯著。表明當家庭對支付便利性有較高需求時，移動支付對家庭出游決策的正向影響更顯著。表4中列（2）為FE-IV估計，結果表明在克服列（1）模型可能存在的內生性問題后，結果依然保持不變。表4列（3）FE估計結果表明，移動支付與網(wǎng)上購物交互項的估計系數(shù)在5%置信水平上顯著為正。這意味著，移動支付對支付便利需求更高的家庭旅游消費影響更大。表4列（4）FE-IV估計結果依然支持這一結論。以上分析表明，移動支付可以通過便利支付渠道促進家庭出游以及旅游消費。

2.移動支付、信任與家庭旅游消費。由于只有2017年CHFS問卷中涉及有關信任的問題，因此表5僅使用2017年CHFS截面數(shù)據(jù)考察移動支付是否會通過影響居民信任水平，進而對家庭出游決策以及家庭旅游消費產生影響。表5中列（1）OLS模型估計結果表明，移動支付與信任的交互項在1%置信水平上顯著，估計系數(shù)為0.0372，表明當家庭對信任需求更高時，移動支付對家庭出游決策的正向影響更強。表5中列（2）2SLS估計結果表明，這一結論在克服移動支付內生性問題后依然成立。表5中列（3）和列（4）移動支付與信任交互項的估計系數(shù)分別為0.1220和0.3440，且均在1%置信水平上顯著。表明當家庭對信任需求更高時，移動支付對其旅游消費的正向影響更強。移動支付的出現(xiàn)有效緩解了旅游供應商與游客的信息不對稱問題，依托第三方支付平臺建立了一個健康有序的交易環(huán)境，因而能夠緩解游客旅游過程中的不信任問題，從而提高家庭出游意愿和旅游消費水平。以上分析表明，移動支付能夠增強信任從而提高家庭出游意愿以及旅游消費水平。

綜上所述，移動支付能夠通過提高支付便利性和提升居民信任水平這兩個渠道來提高家庭出游意愿以及旅游消費水平，研究假說2成立。

（二）異質性分析

1.物質資本異質性分析。表6中面板A估計結果表明，移動支付對高收入群體出游決策以及旅游消費的影響更大?？赡艿脑蚴菍τ诘褪杖肴后w而言，移動支付可能對其生存性消費產生了一定的促進作用。而旅游作為更高層次的享樂型消費，高收入群體在滿足了生存性消費的基礎上，開始追求享樂型消費，在這一過程中移動支付為高收入群體提供了更加優(yōu)質的旅游消費體驗。

2.人力資本異質性分析。表6中面板B報告了移動支付對不同人力資本家庭出游決策以及旅游消費的估計結果。估計結果表明，移動支付對高人力資本家庭出游決策以及旅游消費的影響更大。相較于高人力資本家庭，一方面，低人力資本家庭往往接觸并使用移動支付的頻率更低，很少或幾乎不會使用與旅游相關的App查閱信息、制訂出行計劃；另一方面，低人力資本家庭可能接受新鮮事物的能力較差，不愿意嘗試使用移動支付便利其生活，因此大大弱化了移動支付對其出游決策以及旅游消費的影響。

3.年齡異質性分析。Bernini和Cracolici的研究表明年齡對家庭旅游支出有顯著的促進作用[6]。那么移動支付對不同年齡群體出行意愿以及旅游支出有何影響？表6中面板C估計結果表明，移動支付對老年群體旅游消費的影響更大。隨著數(shù)字經濟的不斷發(fā)展，數(shù)字鴻溝問題不斷凸顯，對經濟的發(fā)展和個人的福利產生極大的負向作用[25]。以上結果表明，移動支付在促進家庭出游以及旅游消費的過程中并沒有產生更大的“數(shù)字鴻溝”?？赡艿脑蚴?，老年群體在未使用智能手機和移動支付時，由于“數(shù)字鴻溝”的存在可能會對其福利產生一定的損失，而當老年人開始使用智能手機并用移動支付進行旅行支付時，移動支付會對其出游決策以及旅游消費產生正向影響。

4.城鄉(xiāng)異質性分析。表6中面板D給出了移動支付對家庭出游決策以及旅游消費的城鄉(xiāng)差異。結果表明，移動支付對城鎮(zhèn)家庭出游決策以及旅游消費的影響更大。首先，相較于農村地區(qū)，城鎮(zhèn)地區(qū)移動通信基站覆蓋更廣且穩(wěn)定性更強，城鎮(zhèn)居民更愿意通過移動支付在各類旅游App平臺訂購相關產品。其次，城鎮(zhèn)地區(qū)基礎設施建設更加完善，高鐵、飛機等交通工具方便居民出游。以上分析表明，移動支付對城鎮(zhèn)家庭出游決策以及旅游消費的影響更大。

六、結論與建議

基于中國家庭金融調查2017年和2019年面板數(shù)據(jù)，研究了移動支付對家庭旅游消費的影響。研究發(fā)現(xiàn)，移動支付顯著提高家庭出游意愿、促進旅游消費以及提高旅游支出占比。差分模型估計結果表明，一直使用移動支付對家庭旅游消費的促進作用更強，而新增移動支付對家庭旅游支出增量的促進作用更強，進一步證實了移動支付對家庭旅游支出的正向作用。機制分析表明，支付便利性以及提高居民信任水平是移動支付影響家庭旅游支出的重要機制。同時移動支付對家庭旅游消費的影響存在異質性，表現(xiàn)為對高收入、高人力資本、老年和城鎮(zhèn)家庭旅游消費的促進效用更大。

基于以上研究結論，提出以下對策建議：

第一，擴大移動支付規(guī)模，彌合數(shù)字鴻溝。政府相關部門和旅游服務供應商應進一步擴大移動支付規(guī)模、縮小數(shù)字鴻溝，充分利用旅行支付產生的海量數(shù)據(jù)，了解游客旅行習慣和消費偏好，“描繪”游客旅行偏好，為游客制訂個性化、多樣化旅行計劃。第二，加強信息基礎設施建設，發(fā)揮移動支付的普惠特性。一方面，政府相關部門應加強我國農村地區(qū)信息基礎設施建設，發(fā)揮移動支付的普惠性。另一方面，在政策上簡化農村家庭支付賬戶開立與限額要求，在稅費上加大農村支付減稅降費政策力度等。第三，大力推進旅游消費智慧化、數(shù)字化轉型。一方面，旅游服務供應商應大力加強與第三方支付平臺的合作，打造諸如手機虛擬“旅行卡”等數(shù)字化產品，進一步提升便利性，從而拉動旅游消費。另一方面，應積極探索“支付+旅行”新模式，進一步增強游客信任感，改善游客旅行體驗，助力旅游消費智慧化、數(shù)字化轉型。

注釋：

① 數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局，歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。http：∥www.stats.gov.cn/sj/ndsj/。

② 因篇幅有限，穩(wěn)健性檢驗結果不做報告，如有需要可向作者索取。

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（責任編輯：厲亞）