马妮娜，韩 帮

(1.安徽工商职业学院，安徽 合肥 230041；2.国元农业保险安徽分公司，安徽 合肥 230000)

一、引言与文献回顾

移动支付是伴随互联网技术发展逐渐兴起的一种新型支付方式。据中国互联网络信息中心2019年上半年统计数据，我国居民很大程度上接受了移动支付方式，其中手机支付用户6.21亿，网络支付用户总体达到6.33亿。移动支付方式兴起的背后是网络交易模式的普及，尤其是电子商务的快速发展，极大改变了居民的传统消费观与支付观，为居民提供了更多的消费选择，电子商务也成为移动支付的重要窗口。甚至可以说，电子商务的交易行为必须依托移动支付完成，因此，我们在讨论移动支付对居民消费的影响作用时，需要将电商交易过程中的移动支付行为做进一步分析。现有研究对移动支付与居民消费的关系进行了诸多讨论，如：王晓彦、胡德宝认为，移动支付是刺激消费增长的重要因素，各类移动支付方式所产生的消费引致效应存在一定差异，尤其是蚂蚁花呗对居民的网络消费具有明显的促进作用，而微信支付与支付宝所引起的消费变化不存在显著差异。[1]刘万华基于广义线性模型对移动支付的经济效益进行了分析，认为移动支付对居民消费具有显著影响，并且随着移动支付方式的普及，其所产生的消费冲击作用在持续增强。[2]刘向东、张舒认为，移动支付对居民消费行为的影响存在着异质性作用，不同人群对移动支付的依赖性也存在差异，随着个体对移动支付依赖性的增强，移动支付的消费效应也在相应提升。[3]韩永、李成明基于医疗保健视角指出，移动支付对家庭医疗保健支出的影响作用存在区域间及个体间差异，东部地区及城市居民更倾向于采用移动支付方式进行相应的医疗保健消费，与此相反，经济欠发达地区及农村居民在医疗保健方面的消费仍然以现金为主。[4]裴辉儒、胡月认为，随着居民收入水平的提升，移动支付对消费的刺激作用会增强且持续，两者存在动态均衡关系。[5]陈秀珍、黄艳会在研究中提到，移动支付是我国支付模式变革的重要趋势，尤其是70后与80后群体在移动支付中起着主导地位，不过也要注意，移动支付的经济红利呈现出逐渐减弱的趋势，这也要求移动支付在技术层面的不断革新。[6]

综上所述，移动支付方式是影响居民消费的重要因素，尤其在互联网技术快速普及背景下，移动支付正在成为现代支付的主流方式。然而，现有研究仍存在以下不足：一是相关研究侧重从消费群体的角度对异质性进行界定，即关注移动支付对不同群体消费行为的影响差异，而有关移动支付对各类消费影响的研究仍然有待丰富；二是现有研究侧重从线性视角考察移动支付对居民消费的影响作用，但是由于空间差异等因素引起的非线性问题没有充分讨论。本文拟在对居民消费类型划分的基础上，构建空间杜宾模型与分位数回归，实证分析居民在电子商务交易中的移动支付水平对各类消费影响的空间效应及非线性作用，为刺激消费增长提供实证参考。

二、变量及数据说明

本文采用面板数据对移动支付与异质性消费的关系进行实证分析，鉴于数据的可获得性，我们仅对2013—2018年全国30省份的相关指标采集数据(西藏、港澳台地区暂不收集)，全样本为平衡面板数据，主要包括被解释变量、解释变量与控制变量，具体说明如下：

1.被解释变量：异质性消费。消费的异质性表现在消费结构层面，包括：(1)基础性消费，指服装衣着、食品百货、居住条件方面的消费支出；(2)发展性消费，指交通运输、通信娱乐、生活服务、教育文化等方面的消费支出；(3)保障性消费，指医疗保健支出。

2.解释变量：移动支付水平。移动支付是电子支付的一种表现形式，与其相对的为现金支付，从电子商务的角度来看，移动支付规模可以通过居民的电商产品及服务购买总额与商家的营业额或者销售总额衡量，从数据的可获得性来看，居民的购买情况过于分散，不同电商交易平台的购买情况并不相同，这也导致购买总额指标的获取存在一定的技术难度；而自2013年起，国家统计局已经开始对电商平台销售情况等相关指标进行收录，在数据获得性方面来看，电子商务销售额具有更大的数据收集优势，刘向东等在研究中基于微观层面将居民的移动支付金额作为代理变量，从销售端来看商家的销售额。本文选取2013—2018年我国30省份的电子商务销售额衡量居民在电子商务方面的移动支付水平。

3.控制变量。(1)经济水平：从经济发展的一般规律来看，消费水平会伴随经济水平的提升而逐渐上升，并且现有研究也证明，对于经济水平更为发达的地区，居民的移动支付行为更为普遍，消费需求也相对较大。考虑到我国人口分布的差异性，我们采用了人均GDP衡量经济水平。(2)居民收入：收入与消费是相辅相成的，收入在消费增长过程中起着决定性作用，一般而言，在不考虑储蓄因素的影响下，居民消费水平与收入水平也存在着线性发展的趋势，本文将城镇居民收入作为居民收入的代理变量。(3)产业水平：产业结构决定了市场服务的供给规模与类型，从现阶段来看，我国产业水平的提升也是第三产业地位不断上升的过程，即意味着随着产业水平的提升，商品与服务的供给规模在不断扩大，结构在不断优化。文中采用第三产业产值比重衡量产业水平。

考虑到模型的异方差问题，我们首先对除产业水平外的其他变量进行对数处理，再进行实证分析。各变量均值描述统计结果见表1：

表1 主要变量均值描述统计结果

三、空间面板杜宾模型估计结果

(一)空间杜宾模型构建

异质性是区域发展过程中普遍存在的问题，要提升研究结果的有效性就需要控制区域异质性对变量关系的额外干扰，我国经济发展的现实情况是，各地区之间不仅仅是独立的经济体，在地理空间层面存在紧密的关系，因此在实证研究中需要对空间的异质性问题引起的额外干扰进行排除。在这里，我们主要考察本地移动支付对邻近地区异质性消费的空间溢出性，构建空间面板杜宾模型，形式如下：

(1)

式(1)中，Y与X分别为异质性消费与移动支付，K为控制变量，WX与WK分别为移动支付与控制变量的空间项，i与t分别为个体效应与时间效应，e与ε分别为常数项与残差。

(二)一般线性面板数据模型估计结果

首先构建移动支付对居民消费引致效应的面板数据固定效应模型，表2中模型1—模型3分别为基础性消费、发展性消费与保障性消费作为被解释变量的回归估计结果，可以明显看到，模型1与模型3中移动支付对居民消费的影响作用均不显著，只有模型2的估计结果在5%水平上达到显著。从影响方向来看，移动支付对基础性消费表现出一定的抑制作用，对发展性与保障性消费有促进作用。三模型拟合度均大于0.8，处于可接受范围，F检验均在1%水平上显著，说明模型的估计结果解释力度适当。总体来看，移动支付对各类型消费支出的影响作用有明显差异，后文将继续从空间计量层面对这一关系进行分析，以考察空间约束条件下移动支付对异质性消费的经济溢出。

表2 面板数据固定效应模型回归结果

(三)空间面板杜宾模型估计结果

进一步采用空间杜宾模型分析移动支付对居民消费引致效应的空间溢出性，在表3中模型4—模型6分别给出了基础性消费、发展性消费与保障性消费作为被解释变量的空间杜宾模型显著性检验结果，只有模型4与模型5的关键参数rho值在1%水平上达到显著性，模型6中的rho值并不显著，说明移动支付对基础性与发展性消费的影响作用存在显著的空间外溢，但是对保障性消费的空间溢出性并不显著。

表3 空间面板杜宾模型回归结果

从表4中模型4—模型6的分效应检验结果来看，在考虑空间溢出性后，移动支付对基础性与保障性消费的引致效应有抑制作用，但不显著，对发展性消费有促进作用，且较为显著。不过相比面板数据的系数值，直接效应检验中移动支付对各类消费的引致效应明显削弱了，说明在没有考虑空间异质性问题时，移动支付的消费引致效应存在着过高估计的风险。从间接效应的结果来看，移动支付对基础性与保障性消费的促进作用均在5%水平上达到显著，其对保障性消费的影响仍然表现为不显著的抑制作用。说明本地移动支付水平的提升对邻近地区的基础性与发展性消费起到了显著的经济引致效应，但是对于保障消费的空间溢出性并不显著。再来看总效应的情况，移动支付对基础性与发展性消费的影响仍然表现为显著的促进作用，其对保障消费的抑制作用没有发生明显变化。

表4 分效应检验结果

依据空间杜宾模型的估计结果，基于异质性消费视角，移动支付的消费引致效应存在着明显差异，总体而言，移动支付对本地基础性与保障性消费表现出不显著的抑制作用，其对发展性消费的增长起到了显著促进作用；本地移动支付对邻近地区的基础性与发展性消费具有显著的空间溢出性，对保障性消费的空间溢出并不显著。

四、面板数据分位数回归估计结果

(一)分位数回归模型构建

Koenker和Bassett分位数回归思想描述了不同分位点下解释变量对被解释变量的影响作用。当分位数回归是通过使加权误差绝对值之和最小得到参数的估计时，估计量受异常值影响波动较小，因此描述更加精确，结果更加稳健。[7]本文将分位数回归模型构建如下：[8]

(2)

(3)

显然，根据q值的不同可以取不同的分位点，假设q=0.5，则为中位数回归。目标函数则转化为(4)：

(4)

表5 面板数据分位数回归估计结果

中位数回归，也是最小绝对值离差估计量，计量结果更加稳健，更不易受到极端值的影响，较均值回归有稳定优势。我们分别选取了0.1、0.25、0.5、0.75与0.9作为分位点进行回归估计，基于篇幅，表5仅给出了不同分位数下移动支付对各类消费的系数值估计结果。

从分位数回归估计结果可以看到，移动支付对基础性消费的影响在不同分位点下的情况存在差异明显，在1%的水平上，0.1、0.5和0.75分位点下的系数估计值显著，在0.25同0.9分位点上的系数值，二者均表现为不显著抑制作用，总体上表现出倒“N”型变化趋势。移动支付对发展性消费的影响更多的表现为促进作用，尤其在分位点大于等于0.5后，移动支付的系数值均表现出显著的促进作用。移动支付对保障性消费的影响表现出明显的抑制作用，除了0.1分位点外，其他分位点下的系数值达到显著时均已在1%水平上。

根据分位数的回归结果，移动支付对异质性消费的影响存在着一定的非线性趋势，对于基础性消费而言，移动支付的影响作用呈现出倒“N”型的多阶段变化趋势；对于发展性消费而言，当居民消费处于中高水平时，移动支付的消费引致效应更加明显；对于保障性消费而言，移动支付对消费增长具有明显的约束作用，并且随着居民消费支出的增加，这种约束性呈现出一定的增强趋势。

五、结论与建议

1.结论：本研究得出以下结论：从空间关系来看，移动支付对本地基础性与保障性消费抑制作用不显著，其对发展性消费有显著促进作用；本地移动支付对邻近地区基础性与发展性消费表现出显著的空间溢出性，对保障性消费的空间溢出性并不显著。从分位数回归结果来看，移动支付对基础性消费的影响表现出倒“N”型变化，其对发展性与保障性消费的影响分别表现出较为明显的促进与抑制作用，尤其在移动支付处于高水平时，这一现象更为明显。

2.建议：(1)加强对移动支付的风险管理，营造良好的电子支付环境。移动支付方式的普及是技术进步的必然结果，但在这一过程中也要注意对移动支付的风险管理工作，这是保障移动支付安全性的前提条件，也是促进居民消费持续增长的重要保障。一是要鼓励第三方移动支付平台加大对安全技术的研发与投入力度，不断更新安全系统，提升支付平台的安保性能，减少由于技术漏洞引起的安全问题；二是政府要加强监管，对支付平台制定科学、合理的准入机制，完善移动支付的风险责任分担体系，将其纳入到法律法规的管理范畴，严厉打击破坏移动支付安全的行为，为移动支付营造良好的网络安全环境。[9](2)鼓励移动支付模式的区域普及，持续激发居民的消费潜力。移动支付对我国居民基础性与发展性消费的促进作用是显而易见的，鼓励移动支付的区域普及是激发居民消费潜力的重要动力。要加强在乡村等经济欠发达地区网络基础设施建设，乡村电子商务的发展与农户的网购网销行为相互依赖，逐渐缩小城乡间、区域间移动支付与居民消费的差异性。要根据不同地区居民各具特色的消费习惯，制定符合居民消费特征的移动支付模式，鼓励当地居民的移动支付行为，促进移动支付与居民消费的协调发展。[10]