臧旭恒 董婧璇

( 1.山東師范大學(xué) 國家與區(qū)域財(cái)富研究院，山東 濟(jì)南,250358；2.山東師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南,250358)

近年來，隨著城鎮(zhèn)化和信息化的推進(jìn)，我國經(jīng)濟(jì)增長模式由主要依賴投資需求拉動和出口需求拉動模式轉(zhuǎn)變?yōu)閲鴥?nèi)消費(fèi)需求拉動模式。自2013年至2019年，消費(fèi)對GDP的貢獻(xiàn)率由50.3%穩(wěn)步提升至57.8%(如圖1)。2018年9月中共中央、國務(wù)院出臺的《關(guān)于完善促進(jìn)消費(fèi)機(jī)制體制進(jìn)一步激發(fā)居民消費(fèi)潛力的若干意見》中明確指出，增強(qiáng)消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用對于構(gòu)建符合我國長遠(yuǎn)戰(zhàn)略利益的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式十分重要。2019年政府工作報(bào)告中也明確提出“促進(jìn)形成強(qiáng)大國內(nèi)市場，持續(xù)釋放內(nèi)需潛力的任務(wù)要求”?？梢?，消費(fèi)已經(jīng)成為國家實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長的重要動力來源，是國家實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的必然選擇。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局官方數(shù)據(jù)，2013年至2019年，從消費(fèi)總量角度，居民人均消費(fèi)支出由1.32萬元逐年上升至2.16萬元；從消費(fèi)結(jié)構(gòu)角度，居民恩格爾系數(shù)由31.2%逐年下降至28.2%，傳統(tǒng)的食品及衣著等基礎(chǔ)類消費(fèi)需求下降，而交通通信、文教娛樂及醫(yī)療保健等服務(wù)性消費(fèi)需求上升；從消費(fèi)意愿角度，消費(fèi)者更加追求消費(fèi)對象的品質(zhì)，比如對食品的消費(fèi)更加注重膳食均衡，對耐用品的消費(fèi)更加注重智能化和舒適度。這均顯示中國居民消費(fèi)不斷優(yōu)化升級。消費(fèi)是衡量居民生活質(zhì)量水平、評估家庭生活幸福程度的重要指標(biāo)，探究我國居民消費(fèi)的影響因素，具有重要意義。

圖1：中國銀行業(yè)離柜交易額、平均離柜率及居民消費(fèi)率(2013—2019年) 注：①離柜交易額是指銀行離開柜臺辦理業(yè)務(wù)交易額；②離柜率是指銀行離開柜臺辦理業(yè)務(wù)交易額與總業(yè)務(wù)交易額之比。③數(shù)據(jù)來源：離柜交易額及離柜交易率均來源于中國銀行業(yè)協(xié)會官網(wǎng)；居民消費(fèi)率來源于國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)。

盡管我國金融市場發(fā)展迅速，但微觀家庭仍然受到一定的金融約束。根據(jù)2017年CHFS中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，26.21%的家庭認(rèn)為缺乏投資渠道，30.45%的負(fù)債家庭對于目前銀行提供的貸款服務(wù)并不滿意。不滿意的主要原因包括：貸款期限及貸款方式并不合理、貸款額度無法滿足其需求、銀行貸款利率過高、貸款辦理程序繁瑣、貸款審批時間過長等。可以看出，傳統(tǒng)金融服務(wù)方式仍存在非常大的弊端。隨著金融和科技的不斷創(chuàng)新，憑借成本低、效率高和覆蓋廣等特點(diǎn)，依托大數(shù)據(jù)和云計(jì)算的電子銀行發(fā)展迅速。電子銀行是互聯(lián)網(wǎng)金融的重要組成部分，它作為新型金融服務(wù)方式，一方面成為傳統(tǒng)銀行業(yè)務(wù)的有效補(bǔ)充；另一方面帶給金融消費(fèi)者新的體驗(yàn)。2006年3月1日，中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會公布《電子銀行業(yè)務(wù)管理辦法》，并對電子銀行業(yè)務(wù)進(jìn)行定義，其是指商業(yè)銀行等銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)利用面向社會公眾開放的通訊通道或開放型公眾網(wǎng)絡(luò)，以及銀行為特定自助服務(wù)設(shè)施或客戶建立的專用網(wǎng)絡(luò)，向客戶提供的銀行服務(wù)。電子銀行業(yè)務(wù)包括利用計(jì)算機(jī)和互聯(lián)網(wǎng)開展的銀行業(yè)務(wù)(以下簡稱“網(wǎng)上銀行業(yè)務(wù)”)，利用電話等聲訊設(shè)備和電信網(wǎng)絡(luò)開展的銀行業(yè)務(wù)(以下簡稱“電話銀行業(yè)務(wù)”)，利用移動電話和無線網(wǎng)絡(luò)開展的銀行業(yè)務(wù)(以下簡稱“手機(jī)銀行業(yè)務(wù)”)，以及其他利用電子服務(wù)設(shè)備和網(wǎng)絡(luò)，由客戶通過自助服務(wù)方式完成金融交易的銀行業(yè)務(wù)(以下簡稱“自助銀行業(yè)務(wù)”)。由于操作簡單、不受時空限制等優(yōu)勢，電子銀行廣受用戶接受，發(fā)展十分迅速。如圖1所示，中國銀行離柜交易額2013年僅為1091.07萬億元，2019年已迅速增長至2057.71萬億元。此外，各大商業(yè)銀行同時開始“互聯(lián)網(wǎng)+金融”的創(chuàng)新步伐，積極開拓新的業(yè)務(wù)增長點(diǎn)，強(qiáng)化科技人才的引進(jìn)培養(yǎng)，增加電子銀行產(chǎn)品種類，實(shí)施“瘦身戰(zhàn)略”，減少高低柜工作人員數(shù)量，撤并低產(chǎn)網(wǎng)點(diǎn)，打造新型銀行服務(wù)模式。2013年至2019年，中國銀行業(yè)平均離柜率由63.23%增長至89.77%。與此同時，我國居民消費(fèi)率自2013年也一直呈現(xiàn)上升趨勢(如圖1)。那么，電子銀行是否能夠影響家庭消費(fèi)呢？電子銀行是否能夠通過為居民帶來便捷的金融服務(wù)進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)呢？傳統(tǒng)商業(yè)銀行大力發(fā)展電子銀行業(yè)務(wù)是否具有一定的戰(zhàn)略意義呢？進(jìn)一步來看，在中國實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的過程中，發(fā)展不充分不平衡的矛盾凸顯，這是因?yàn)槲覈鴮儆诙青l(xiāng)結(jié)構(gòu)，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)觀念與消費(fèi)行為偏好存在著巨大差異。相較于農(nóng)村地區(qū)，城鎮(zhèn)地區(qū)信息資源和金融資源更為豐富，居民金融知識水平更高，更能夠有效利用各類金融工具合理規(guī)劃自身消費(fèi)。此外，由于消費(fèi)者風(fēng)險(xiǎn)偏好、教育水平及收入水平存在差異，消費(fèi)者對電子銀行等新興事物的接受程度也具有差異。因此，研究中國居民消費(fèi)不能一概而論，應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注異質(zhì)性消費(fèi)者行為。本文基于異質(zhì)性消費(fèi)者角度，研究電子銀行對家庭消費(fèi)的影響，并探究其內(nèi)在機(jī)制，這對提高居民消費(fèi)率，激發(fā)居民消費(fèi)潛力，進(jìn)而擴(kuò)大國內(nèi)內(nèi)需市場，更好地發(fā)揮消費(fèi)對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用，具有重要的理論及現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)回顧與理論分析

互聯(lián)網(wǎng)金融模式是既不同于商業(yè)銀行間接融資、也不同于資本市場直接融資的第三種金融融資模式。(1)謝平、鄒傳偉：《互聯(lián)網(wǎng)金融模式研究》，《金融研究》2012年第12期。目前，國內(nèi)學(xué)者采用不同數(shù)據(jù)，從不同角度研究了互聯(lián)網(wǎng)金融對家庭消費(fèi)水平及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響(2)王茜：《“互聯(lián)網(wǎng)+”促進(jìn)我國消費(fèi)升級的效應(yīng)與機(jī)制》，《財(cái)經(jīng)論叢》2016年第12期；崔海燕：《互聯(lián)網(wǎng)金融對中國居民消費(fèi)的影響研究》，《經(jīng)濟(jì)問題探索》2016年第1期；郭慶、劉彤彤：《P2P網(wǎng)貸對中國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的多重影響效應(yīng)——基于省際動態(tài)面板模型的分析》，《經(jīng)濟(jì)體制改革》2018年第2期；邢天才、張夕：《互聯(lián)網(wǎng)消費(fèi)金融對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)升級與消費(fèi)傾向變動的影響》，《當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究》2019年第5期。，但將互聯(lián)網(wǎng)金融與消費(fèi)結(jié)合起來進(jìn)行研究的國外文獻(xiàn)仍較為有限。Francesco(2020)研究發(fā)現(xiàn)金融科技APP提供的消費(fèi)信貸功能能夠增加家庭消費(fèi)，降低家庭儲蓄率，促進(jìn)家庭購買更多彈性消費(fèi)品。(3)Francesco D, “Perceived precautionary savings motives: evidence from Fintech”, NBER working paper, 2020.可以看出，以往研究大多以P2P網(wǎng)絡(luò)借貸平臺、眾籌類網(wǎng)絡(luò)投資公司、理財(cái)寶類理財(cái)公司及第三方支付平臺等互聯(lián)網(wǎng)金融公司作為研究對象，研究其對家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用。但目前國內(nèi)有關(guān)電子銀行對家庭消費(fèi)影響的理論檢驗(yàn)及實(shí)證研究較少。互聯(lián)網(wǎng)金融公司在迅速發(fā)展的過程中，出現(xiàn)由于法律法規(guī)不夠完善等原因造成的監(jiān)管不嚴(yán)、金融違約成本低等問題。而電子銀行依托于商業(yè)銀行強(qiáng)大的資本金支持和信用優(yōu)勢，金融風(fēng)險(xiǎn)更低，其對消費(fèi)的影響也值得我們進(jìn)一步研究。

學(xué)者們從緩解流動性約束、降低交易成本、便利居民支付等不同視角出發(fā)，探究互聯(lián)網(wǎng)金融對消費(fèi)的影響機(jī)制。流動性約束是制約我國居民消費(fèi)的重要原因(4)萬廣華、張茵、牛建高：《流動性約束、不確定性與中國居民消費(fèi)》，《經(jīng)濟(jì)研究》2001年第11期；宋明月：《中國居民預(yù)防性儲蓄與消費(fèi)行為研究》，北京：中國社會科學(xué)出版社，2019年，第35頁。，消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)不僅對居民消費(fèi)有顯著正向影響(5)Jappelli T and Pagano M, “Consumption and capital market imperfections:an international comparison”, American Economic Review, Vol.79, No.5, 1989, pp.1088-1105; Williams G and Caporale G.M, “Monetary Policy and Financial Liberalization: The Case of United Kingdom Consumption”, Journal of Macroeconomics, Vol.23, No.2, 2002, pp.177-197；臧旭恒、李燕橋：《消費(fèi)信貸、流動性約束與中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為——基于2004-2009年省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)》 2012年第2期。，還能夠推進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。但傳統(tǒng)金融市場面臨信息不對稱問題和道德風(fēng)險(xiǎn)問題(6)Stiglitz J.E and Weiss A, “Credit rationing in markets with imperfect information”, American economic review,Vol.71, No.3, 1981, pp.393-410.，投資者也經(jīng)常因?yàn)榈盅浩飞?、貸款額度小等原因被傳統(tǒng)金融拒之門外(7)Carter M.R, “Equilibrium credit rationing of small farm agriculture”, Journal of development economics, Vol.28, No.1, 1988, pp.83-103; 何明生、帥旭：《融資約束下的農(nóng)戶信貸需求及其缺口研究》，《金融研究》2008年第7期。。而互聯(lián)網(wǎng)金融能夠掌握貸款者全面的信用記錄，降低道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇風(fēng)險(xiǎn)，提高消費(fèi)者信貸可及性，激發(fā)其信貸需求，緩解家庭流動性約束，進(jìn)而提升消費(fèi)水平。(8)傅秋子、黃益平：《數(shù)字金融對農(nóng)村金融需求的異質(zhì)性影響——來自中國家庭金融調(diào)查與北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)的證據(jù)》，《金融研究》2018年第11期；尹志超、張?zhí)枟潱骸督鹑诳杉靶浴⒒ヂ?lián)網(wǎng)金融和家庭信貸約束——基于CHFS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究》，《金融研究》2018年第11期；易行健、周利：《數(shù)字普惠金融發(fā)展是否顯著影響了居民消費(fèi)——來自中國家庭的微觀數(shù)據(jù)》，《金融研究》2018年第11期。從降低交易成本角度，Adams and Nehman(1979)提出傳統(tǒng)貸款方式交易成本較高，需要耗費(fèi)大量的時間和精力，并需要支付交通費(fèi)、手續(xù)費(fèi)等各種費(fèi)用。(9)Adams D.W and Nehman G.I, “Borrowing costs and the demand for rural credit”, Journal of development studies, Vol.15, No.1, 1979, pp.165-176.互聯(lián)網(wǎng)金融服務(wù)應(yīng)用新的信息技術(shù)，有多元化的交易平臺和交易方式，不僅降低交易成本，還能夠拓展消費(fèi)交易的時間和空間，進(jìn)而影響居民的消費(fèi)行為。(10)張李義、涂奔：《互聯(lián)網(wǎng)金融對中國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的差異化影響——從消費(fèi)金融的功能性視角出發(fā)》，《財(cái)貿(mào)研究》2017年第8期。從便利居民支付角度，已有文獻(xiàn)指出網(wǎng)上購物的廣泛性、便捷性及低成本為居民消費(fèi)提供了廣闊的發(fā)展空間(11)秦芳、吳雨、魏昭：《網(wǎng)絡(luò)購物促進(jìn)了我國家庭的消費(fèi)嗎——來自中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2017年第6期。，各類商品信息只需要一鍵查詢，系統(tǒng)即可篩選出匹配消費(fèi)者偏好的產(chǎn)品，降低消費(fèi)者的搜尋成本?！爸Ц秾殹薄拔⑿胖Ц丁钡鹊谌狡脚_也為居民消費(fèi)提供便捷通道，兩者的結(jié)合營造了良好的網(wǎng)上消費(fèi)環(huán)境，加速了居民的消費(fèi)決策，刺激居民消費(fèi)。

綜上所述，相比傳統(tǒng)金融，互聯(lián)網(wǎng)金融能夠便利居民貸款、便利居民支付及降低金融交易成本，為居民提供更加便捷的金融服務(wù)，進(jìn)而促進(jìn)家庭消費(fèi)。電子銀行是互聯(lián)網(wǎng)金融的重要組成部分，但目前有關(guān)電子銀行對居民消費(fèi)影響的研究仍然較少。電子銀行是否會促進(jìn)家庭消費(fèi)呢？是否能夠幫助家庭實(shí)現(xiàn)消費(fèi)升級呢？電子銀行影響家庭消費(fèi)的內(nèi)在機(jī)理是什么呢？其對具有不同特征家庭的消費(fèi)是否有異質(zhì)性影響呢？這些都是亟待解決的問題。首先，相比傳統(tǒng)銀行貸款，網(wǎng)上銀行及手機(jī)銀行推出“裝修貸款”“汽車貸款”“教育貸款”“醫(yī)療貸款”等多樣化的貸款類別，滿足消費(fèi)者多樣化的貸款需求。此外，電子銀行也為貸款需求者提供了便捷的貸款申請方式，“快貸”等一鍵貸款方式為消費(fèi)者帶來良好的金融服務(wù)體驗(yàn)，降低了消費(fèi)者貸款門檻及往返銀行的費(fèi)用，分期付款等方式提高消費(fèi)者當(dāng)期購買力，有效緩解消費(fèi)者的流動性約束，釋放家庭日常的消費(fèi)需求。其次，各大銀行推出的“云支付”等新型支付方式能夠滿足居民隨時隨地的消費(fèi)需求，也使居民不再擔(dān)心現(xiàn)金丟失風(fēng)險(xiǎn)以及為防范風(fēng)險(xiǎn)而付出的成本，加速家庭的消費(fèi)決策，有效刺激家庭的消費(fèi)需求。最后，電子銀行也為家庭提供了多樣化的投資品種，以及便捷的資產(chǎn)購買方式，增加家庭金融資產(chǎn)配置的多樣性，降低家庭的不確定性預(yù)期，進(jìn)而促進(jìn)家庭消費(fèi)。本文也將從便利居民支付、降低交易成本和促進(jìn)家庭資產(chǎn)配置多樣性三個角度，探究電子銀行是否能夠通過為居民提供更加便捷的金融服務(wù)，進(jìn)而影響家庭消費(fèi)的理論機(jī)制。

二、計(jì)量模型與變量設(shè)定

(一)計(jì)量模型設(shè)定

為考察電子銀行對家庭消費(fèi)的影響，本文參考凱恩斯的經(jīng)典消費(fèi)理論模型設(shè)置基準(zhǔn)模型，基準(zhǔn)模型如(1)式及(2)式：

Consumptioni=β0+β1E-banki+β2Zi+ui

(1)

Food_ri=β0+β1E-banki+β2Zi+ui

(2)

模型(1)中，Consumptioni作為被解釋變量，表示家庭i的年消費(fèi)支出的對數(shù)形式；模型(2)中，F(xiàn)ood_ri作為被解釋變量，表示家庭i的恩格爾系數(shù)；在(1)式及(2)式中，E-banki表示家庭i的電子銀行參與程度，衡量指標(biāo)包括join(是否開通任意一類電子銀行)、d(開通電子銀行種類數(shù)目)、Internetbank(是否開通網(wǎng)上銀行)、Mobilebank(是否開通手機(jī)銀行)、Phonebank(是否開通電話銀行)、Self_servicebank(是否開通自助銀行)；Zi表示控制變量；ui表示誤差項(xiàng)。

在異質(zhì)性分析部分，本文采用加入交乘項(xiàng)的方法探究電子銀行對具有不同特征消費(fèi)者的異質(zhì)性影響，分別設(shè)置模型如下：

Consumptioni=β0+β1E-banki+β2E-banki×Riski+β3Riski+β4Zi+ui

(3)

Food_ri=β0+β1E-banki+β2E-banki×Riski+β3Riski+β4Zi+ui

(4)

Consumptioni=β0+β1E-banki+β2E-banki×Fin_leveli+β3Fin_leveli+β4Zi+ui

(5)

Food_ri=β0+β1E-banki+β2E-banki×Fin_leveli+β3Fin_leveli+β4Zi+ui

(6)

Consumptioni=β0+β1E-banki+β2E-banki×Rurali+β3Rurali+β4Zi+ui

(7)

Food_ri=β0+β1E-banki+β2E-banki×Rurali+β3Rurali+β4Zi+ui

(8)

模型(3)(4)(5)(6)(7)(8)分別研究了電子銀行對具有不同風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度消費(fèi)者、不同金融知識水平消費(fèi)者及城鄉(xiāng)居民的異質(zhì)性影響。Riski代表消費(fèi)者的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，本文賦值“風(fēng)險(xiǎn)偏好者”為“1”，“風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者”為“0”。此外，本文選擇“是否上過金融課程”作為金融知識水平的代理變量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，若戶主“上過金融課程”，F(xiàn)in_leveli取值為“1”，若戶主“沒上過金融課程”，F(xiàn)in_leveli取值為“0”。最后，本文定義若戶主為“農(nóng)村居民”，Rurali取值為“1”，否則取值為“0”。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2015年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)庫，樣本覆蓋全國29個省(自治區(qū)、直轄市)，351個縣(區(qū)、縣級市)，1,396個村(居)委會，包括37,289戶家庭的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、資產(chǎn)與負(fù)債、保險(xiǎn)與保障、支出與收入等信息，為本文研究電子銀行對家庭消費(fèi)的影響提供了數(shù)據(jù)支持。本文剔除所有核心解釋變量缺失值和異常值樣本，即回答“不知道”或“拒絕回答”樣本，經(jīng)過清理得到25,758個樣本量。又由于問卷中某些家庭的消費(fèi)和收入數(shù)據(jù)存在異常值，故本文對其進(jìn)行1%的雙邊截尾處理，最后得到24,791個樣本。

(三)變量設(shè)定

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為家庭消費(fèi)，按照國家統(tǒng)計(jì)局分類標(biāo)準(zhǔn)，我國居民消費(fèi)支出分為食品煙酒、衣著、居住、生活用品及服務(wù)、交通和通信、教育文化和娛樂、醫(yī)療保健和其他類支出八大類別。CHFS關(guān)于家庭消費(fèi)支出項(xiàng)目包括：食品支出、平均每月水/電/燃料支出、日用品支出(不包括食品、衣著)、家政服務(wù)支出、交通支出、通信支出、娛樂支出、衣著支出、住房/裝修/維修/擴(kuò)建支出、暖氣費(fèi)支出、購買家庭耐用品支出、購買奢侈品支出、教育培訓(xùn)支出、購買交通工具及零部件支出、旅游支出和醫(yī)療保健支出。本文將CHFS家庭消費(fèi)支出項(xiàng)目按照統(tǒng)計(jì)局分類標(biāo)準(zhǔn)劃分為八大類，居住類支出包括水/電/燃料支出、住房裝修/維修/擴(kuò)建支出、暖氣費(fèi)支出；生活用品及服務(wù)支出包含日用品支出(不包括食品、衣著)、家政服務(wù)支出、家庭耐用品支出；交通和通信類支出包括交通支出、通信支出、購買交通工具及零部件支出；教育文化和娛樂支出包括娛樂支出、教育培訓(xùn)支出、旅游支出；食品支出、衣著支出、醫(yī)療保健支出三類可直接與國家統(tǒng)計(jì)局分類標(biāo)準(zhǔn)一一對應(yīng)。

2.核心解釋變量

本文的解釋變量為家庭電子銀行的參與程度。CHFS調(diào)查問卷中有關(guān)電子銀行的問題為：“您家主要使用過/開通了下面哪些形式的銀行服務(wù)？1.銀行網(wǎng)點(diǎn)柜臺；2.網(wǎng)上銀行；3.電話銀行；4.‘村村通’惠農(nóng)金融服務(wù)點(diǎn)；5.手機(jī)銀行；6.自助銀行；7.其他?！备鶕?jù)此問題，如果回答中包含“網(wǎng)上銀行”選項(xiàng)，則令變量Internetbank等于1，否則等于0；如果回答中包含“電話銀行”選項(xiàng)，則令變量Phonebank等于1，否則等于0；若回答中包含“手機(jī)銀行”選項(xiàng)，令變量Mobilebank等于1，否則等于0；若回答中包含“自助銀行”選項(xiàng)，則令變量Self_service等于1，否則等于0。此外，本文形成綜合指標(biāo)d和join，分別代表家庭電子銀行開通種類數(shù)目和是否開通任意一類電子銀行。若家庭開通或使用上述四類電子銀行中的至少一種，則join等于1，否則等于0。

3.控制變量

為了更加嚴(yán)格地論證電子銀行與家庭消費(fèi)之間的關(guān)系，控制不同家庭間的異質(zhì)性問題，本文設(shè)置家庭層面和戶主層面的控制變量。戶主層面涵蓋的變量能夠體現(xiàn)家庭戶主的個體特征，包括戶主的性別、年齡、教育程度、健康狀況、金融知識水平、風(fēng)險(xiǎn)偏好、婚姻狀況、是否為共產(chǎn)黨員；家庭層面的變量包括家庭年收入、家庭所在地區(qū)、是否為農(nóng)村家庭、是否有車、房產(chǎn)數(shù)量、戶主在本村/城市的有血緣關(guān)系的親戚個數(shù)。各變量的定義及描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。調(diào)查樣本中，農(nóng)村家庭占比24.3%，戶主平均年齡52歲，僅有24.9%的家庭戶主為風(fēng)險(xiǎn)偏好者，有關(guān)金融知識問題的答對個數(shù)平均為1.14個。網(wǎng)上銀行、手機(jī)銀行、電話銀行、自助銀行的開通率分別為24.5%、14.6%、5.1%、38.4%，可以看出，自助銀行的居民使用率最高，其次是網(wǎng)上銀行、手機(jī)銀行，電話銀行的居民使用率最低。

表1：主要變量的定義及描述性統(tǒng)計(jì)

(四)內(nèi)生性討論

本文模型(1)中，可能會因?yàn)殡p向因果或遺漏變量的原因存在難以克服的內(nèi)生性問題。一方面，家庭在消費(fèi)的過程中，除了增加對資金量的需求還會增加對資金便利性的要求，家庭開通電子銀行的意愿提高。另一方面，影響家庭消費(fèi)的因素有很多，除本文的控制變量外，還可能受到家庭對未來預(yù)期等一系列不可觀察因素的影響，導(dǎo)致電子銀行的系數(shù)估計(jì)有偏誤。

為解決模型(1)的內(nèi)生性問題，參照Bucher-Koenen & Luasardi(2011)的方法(12)Bucher Koenen et al., “Financial literacy and retirement planning in Germany”, Journal of pension economics and finance, Vol.10, No.4, 2011, pp.565-584.，本文選取家庭所在城市除該家庭以外的平均電子銀行開通率作為工具變量，采用兩階段最小二乘法。如果家庭所在城市除該家庭以外的平均電子銀行開通率較高，則該城市金融科技發(fā)展較快，每戶家庭開通電子銀行概率也會提高。且工具變量只能通過影響該家庭電子銀行開通情況這一單一渠道來影響該家庭消費(fèi)，滿足排他性約束。實(shí)證檢驗(yàn)部分將會給出相關(guān)詳細(xì)的內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)是否開通電子銀行對家庭總消費(fèi)的影響

表2第(1)列報(bào)告是否開通任意一類電子銀行對家庭總消費(fèi)影響的OLS估計(jì)結(jié)果。是否開通任意一類電子銀行系數(shù)為0.189，在1%的水平下顯著為正，表明開通或使用任意類別電子銀行能夠顯著增加家庭總消費(fèi)。此外，從其他變量來看，戶主受教育程度、家庭年收入、金融知識水平、風(fēng)險(xiǎn)偏好者、已婚、家庭有車及在本村/城市有血緣關(guān)系的親戚個數(shù)均對家庭總消費(fèi)有顯著正向影響；農(nóng)村家庭、西部家庭、戶主性別男性、年齡及身體健康均對家庭總消費(fèi)有顯著負(fù)向影響；家庭房產(chǎn)數(shù)量和戶主是否是共產(chǎn)黨員對家庭消費(fèi)的影響并不顯著。這與以往研究結(jié)果一致，也符合事實(shí)邏輯。

OLS估計(jì)因?yàn)閮?nèi)生性問題可能導(dǎo)致結(jié)果有偏，因此本文選取家庭所在城市的除該家庭以外的平均電子銀行開通率作為工具變量，并進(jìn)行Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)(下稱DWH檢驗(yàn))和弱工具變量檢驗(yàn)，表2第(2)列報(bào)告兩階段工具變量回歸結(jié)果。DWH檢驗(yàn)結(jié)果顯示p值為0.004，拒絕外生變量原假設(shè)。此外，第一階段F值為395.686，超過經(jīng)驗(yàn)值10，說明不存在弱工具變量問題。IV-2SLS估計(jì)結(jié)果表明，是否開通任意類別電子銀行的系數(shù)為0.622，在1%的水平下顯著。因此，無論是OLS回歸，還是IV-2SLS回歸，參與任意一類電子銀行對家庭總消費(fèi)均有顯著促進(jìn)作用。

表2中(3)(4)列分別報(bào)告是否使用任何一類電子銀行對家庭恩格爾系數(shù)影響的OLS回歸結(jié)果和IV-2SLS回歸結(jié)果。參照以往文獻(xiàn)，并結(jié)合第(4)列DWH檢驗(yàn)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)在此模型中不存在內(nèi)生性問題，即OLS回歸結(jié)果是無偏的。OLS回歸結(jié)果中，在5%的顯著性水平下，邊際效應(yīng)為-0.013，說明使用任意一類電子銀行能夠顯著降低恩格爾系數(shù)，改善居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

(二)家庭電子銀行使用廣度、總消費(fèi)及恩格爾系數(shù)

為研究電子銀行使用廣度對總消費(fèi)及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，本文分別檢驗(yàn)家庭電子銀行開通種類數(shù)目對總消費(fèi)和恩格爾系數(shù)的影響，估計(jì)結(jié)果如表3所示。第(2)列為兩階段工具變量回歸結(jié)果，顯著通過弱工具變量檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)。電子銀行開通種類數(shù)目的系數(shù)為0.405，表明在1%顯著性水平下，開通電子銀行種類數(shù)目越多，家庭總消費(fèi)水平越高。第(3)列中，電子銀行開通種類的系數(shù)為-0.014，說明在1%的顯著性水平下，電子銀行開通種類數(shù)目能夠降低恩格爾系數(shù)，促進(jìn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。

表2：是否開通任意一類電子銀行與家庭消費(fèi)

(三)不同電子銀行類別與總消費(fèi)

接下來，分別研究網(wǎng)上銀行、手機(jī)銀行、電話銀行、自助銀行對總消費(fèi)的影響。為準(zhǔn)確估計(jì)每一類電子銀行對家庭總消費(fèi)的影響，本文進(jìn)行樣本清理，剔除參與二類及以上電子銀行的樣本，得到樣本量6533個?；貧w模型中構(gòu)建三個0-1虛擬變量，若虛擬變量dummy1、dummy2、dummy3值為0，表示家庭參與自助銀行；若虛擬變量dummy1取值為1，表示家庭參與網(wǎng)上銀行，虛擬變量dummy2取值為1，表示家庭參與手機(jī)銀行，虛擬變量dummy3取值為1，表示家庭參與電話銀行。dummy1-dummy3的系數(shù)分別衡量了使用自助銀行的家庭與使用網(wǎng)上銀行、手機(jī)銀行、電話銀行家庭的消費(fèi)差距。從表4回歸結(jié)果來看，相較于自助銀行，參與網(wǎng)上銀行及手機(jī)銀行能夠顯著促進(jìn)家庭消費(fèi)，但電話銀行與自助銀行在影響家庭消費(fèi)方面并無顯著差距。

表3:家庭電子銀行開通種類、總消費(fèi)及恩格爾系數(shù)

表4:電子銀行類別及總消費(fèi)

(四)電子銀行與各分項(xiàng)消費(fèi)支出

為了進(jìn)一步探究四類電子銀行對八項(xiàng)消費(fèi)支出比例的影響，本文分別將四類電子銀行對八項(xiàng)消費(fèi)支出比例進(jìn)行回歸分析。表5的回歸結(jié)果表明，開通或使用四類電子銀行對居民衣著類支出、日用品類支出、文教娛樂類支出及其他類消費(fèi)支出比例均有顯著促進(jìn)作用。但對于家庭居住類支出、交通通信類支出及醫(yī)療保健類支出分項(xiàng)，開通或使用電子銀行對這三類消費(fèi)支出比例的影響并不顯著。這說明家庭居住類、交通通信類及醫(yī)療保健類等發(fā)展型消費(fèi)需求已經(jīng)基本得到滿足，電子銀行的使用更能夠增加家庭文教娛樂等享受型消費(fèi)支出比例，有助于居民實(shí)現(xiàn)消費(fèi)升級。進(jìn)一步分析，在居民衣著、日用品及文教娛樂等支出分項(xiàng)上，網(wǎng)上銀行和手機(jī)銀行的回歸系數(shù)均大于電話銀行和自助銀行，可能的解釋為網(wǎng)上銀行和手機(jī)銀行的使用，更加便利居民網(wǎng)絡(luò)購物和網(wǎng)絡(luò)支付，刺激居民增加這三類消費(fèi)分項(xiàng)的支出。

表5:電子銀行與各分項(xiàng)消費(fèi)支出

四、機(jī)制分析

由于數(shù)據(jù)可得性問題，本文將從電子銀行能夠便利居民支付、降低交易成本和促進(jìn)家庭資產(chǎn)配置多樣性三個角度，探究電子銀行通過為居民提供更加便捷的金融服務(wù)，進(jìn)而刺激家庭消費(fèi)的理論機(jī)制。調(diào)查問卷中有關(guān)電子銀行使用用途的問題分別為：“您家使用網(wǎng)上銀行的主要用途是？”“您家使用手機(jī)銀行的主要用途是？”統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，家庭使用網(wǎng)上銀行的主要用途前三名依次是：網(wǎng)上購物電子支付、賬戶間轉(zhuǎn)賬、向支付寶等第三方支付平臺轉(zhuǎn)賬；家庭使用手機(jī)銀行的主要用途前三名依次是：賬戶間轉(zhuǎn)賬、繳納各類生活用費(fèi)、向支付寶等第三方支付平臺轉(zhuǎn)賬。可以看出，網(wǎng)上銀行和手機(jī)銀行能夠改變居民現(xiàn)金交易習(xí)慣，便利支付是居民選擇使用電子銀行的主要原因。為進(jìn)一步驗(yàn)證電子銀行的便利居民支付機(jī)制，我們首先探討電子銀行是否能夠刺激居民網(wǎng)絡(luò)購物。前文研究結(jié)果表明，相比電話銀行和自助銀行，網(wǎng)上銀行和手機(jī)銀行更能顯著促進(jìn)家庭消費(fèi)，并且這兩類電子銀行業(yè)務(wù)類型覆蓋面最廣、居民使用頻率最高。因此，下文將從電子銀行使用廣度(電子銀行開通種類)、網(wǎng)上銀行及手機(jī)銀行三個角度分別進(jìn)行考察。表6為實(shí)證結(jié)果，電子銀行開通種類、網(wǎng)上銀行及手機(jī)銀行均能夠顯著增加消費(fèi)者網(wǎng)購支出，進(jìn)而提升家庭總消費(fèi)水平。家庭因?yàn)榫W(wǎng)絡(luò)支付便利性和網(wǎng)上商品多樣性選擇網(wǎng)購，而支付便利是通過手機(jī)銀行、網(wǎng)上銀行等形式實(shí)現(xiàn)的。因此得出結(jié)論，電子銀行能夠通過便利支付機(jī)制促進(jìn)居民消費(fèi)，這也與已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論一致。(13)易行健、周利：《數(shù)字普惠金融發(fā)展是否顯著影響了居民消費(fèi)——來自中國家庭的微觀數(shù)據(jù)》，《金融研究》2018年第11期。

表6: 電子銀行與家庭消費(fèi)：影響機(jī)制一

調(diào)查問卷中有關(guān)消費(fèi)者享受金融服務(wù)成本的問題為：“您估計(jì)多少分鐘可以到達(dá)最近的銀行服務(wù)機(jī)構(gòu)？”到達(dá)最近銀行服務(wù)機(jī)構(gòu)所需時間越長，則消費(fèi)者享受金融服務(wù)需要付出的交通成本和時間成本越高。共有5，884個家庭回答此問題，消費(fèi)者到達(dá)最近銀行服務(wù)機(jī)構(gòu)的平均路程時間為23.81分鐘。本文按照消費(fèi)者到達(dá)銀行服務(wù)機(jī)構(gòu)所需時間將樣本平均分為2組，即高交易成本組與低交易成本組。實(shí)證結(jié)果如表7所示，電子銀行開通種類、網(wǎng)上銀行及手機(jī)銀行對低交易成本家庭消費(fèi)的邊際影響依次是0.135、0.251及0.251，而對高交易成本家庭消費(fèi)的邊際影響依次是0.139、0.337及0.335，可以看出電子銀行對承受高交易成本家庭的消費(fèi)促進(jìn)作用更加顯著。因此可以得出結(jié)論，相對于成本較高的傳統(tǒng)金融服務(wù)方式，電子銀行通過拓展居民消費(fèi)交易的時間和空間，可降低居民往返銀行的交通成本及時間成本，提高居民的金融可及性，進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)。

表7：電子銀行與家庭消費(fèi)：影響機(jī)制二

多樣化的資產(chǎn)配置能夠降低資產(chǎn)組合的風(fēng)險(xiǎn)，因此持有多樣化資產(chǎn)配置的家庭能夠分散風(fēng)險(xiǎn)，降低其風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期，進(jìn)而影響家庭的消費(fèi)支出水平。Rowland(1999)指出交易費(fèi)用的提高會降低家庭投資組合的多樣性，投資者持有較少種類資產(chǎn)的原因是由于高昂的信息成本。(14)Rowland P.F, “Transaction costs and international portfolio diversification”, Journal of international economics, Vol.49, No.1, 1999, pp.145-170.網(wǎng)上銀行和手機(jī)銀行能夠?yàn)榫用裉峁└颖憬莸慕鹑谫Y產(chǎn)購買渠道，并提供與居民盈利需求、安全需求、流動需求相匹配的金融產(chǎn)品，提高家庭各類金融資產(chǎn)的可及性，為家庭帶來更多能夠選擇的資產(chǎn)類型，增加家庭金融資產(chǎn)配置的多樣性，降低家庭財(cái)產(chǎn)性收入的不確定性，進(jìn)而促進(jìn)家庭消費(fèi)。為驗(yàn)證此作用機(jī)制，本文參照Abreu(2010)的方法(15)Abreu M and Mendes V, “Financial literacy and portfolio diversification”, Quatitative Finance, Vol.10, No.5, 2010, pp.515-528.，通過家庭持有金融資產(chǎn)種類數(shù)目考察家庭金融資產(chǎn)配置的多樣性，問卷中金融資產(chǎn)類型包括活期存款、定期存款、股票、基金、金融理財(cái)產(chǎn)品、金融衍生品、非人民幣金融資產(chǎn)及貴金屬。表8給出了參與電子銀行對家庭配置金融資產(chǎn)種類的影響?？梢钥闯觯娮鱼y行能夠顯著提高家庭金融資產(chǎn)配置多樣性，降低家庭收入的不確定性，進(jìn)而促進(jìn)家庭消費(fèi)支出。

五、異質(zhì)性分析

(一)消費(fèi)者風(fēng)險(xiǎn)偏好的異質(zhì)性分析

為探究電子銀行對不同風(fēng)險(xiǎn)偏好消費(fèi)者的異質(zhì)性作用，本文賦值“風(fēng)險(xiǎn)偏好者”為“1”，“風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者”為“0”，并分別加入電子銀行開通種類、網(wǎng)上銀行及手機(jī)銀行與“風(fēng)險(xiǎn)偏好者”的交乘項(xiàng)?；貧w結(jié)果如表9所示，(1)(2)(3)列分別報(bào)告了電子銀行開通種類、網(wǎng)上銀行及手機(jī)銀行對不同風(fēng)險(xiǎn)偏好消費(fèi)者總消費(fèi)的異質(zhì)性影響，交叉項(xiàng)系數(shù)分別為-0.304、-1.813、-2.319，均在1%水平下顯著為負(fù)，表明電子銀行對風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者總消費(fèi)的促進(jìn)作用更加明顯?？赡艿慕忉屖?，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者對未來不確定因素關(guān)注較多，受到粘性效應(yīng)、習(xí)慣效應(yīng)及耐久效應(yīng)的影響更大，為應(yīng)對未來不確定性，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者消費(fèi)支出較少。因此，相較于風(fēng)險(xiǎn)偏好者，開通或使用電子銀行更能夠緩解風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者的預(yù)算約束，提升其總消費(fèi)水平。第(4)(5)(6)列分別報(bào)告了電子銀行開通種類、網(wǎng)上銀行及手機(jī)銀行對不同風(fēng)險(xiǎn)偏好消費(fèi)者恩格爾系數(shù)的異質(zhì)性影響，交乘項(xiàng)系數(shù)均不顯著，表明電子銀行在促進(jìn)消費(fèi)者消費(fèi)升級方面，風(fēng)險(xiǎn)偏好者與風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者并無顯著性區(qū)別。

表8: 電子銀行與家庭消費(fèi)：影響機(jī)制三

表9: 電子銀行與家庭消費(fèi)：風(fēng)險(xiǎn)偏好的異質(zhì)性

(二)消費(fèi)者金融知識水平的異質(zhì)性分析

Cole et al.(2009) & Miller et al.(2009)指出，金融知識水平會顯著影響家庭對金融業(yè)務(wù)的使用。(16)Cole Shawn et al., “Price or knowledge? What drives demand for financial services in emerging markets?”, The journal of finance, Vol.66, No.6, 2011, pp.1933-1967; Miller et al., “The case for financial literacy in developing countries: promoting access to finance by empowering consumers”, World bank, DFID, OECD and CGAP Joint Note, Washington, DC.因此，金融知識水平不同的消費(fèi)者對電子銀行業(yè)務(wù)的掌握情況也不盡相同。為驗(yàn)證電子銀行對不同金融知識水平消費(fèi)者的異質(zhì)性影響，本文選擇“是否上過金融課程”作為金融知識水平的代理變量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。回歸結(jié)果如表10所示，(4)(5)(6)列結(jié)果顯示，相較于沒有上過金融課程的家庭，電子銀行開通種類、網(wǎng)上銀行及手機(jī)銀行對上過金融課程家庭的恩格爾系數(shù)影響更大，也證實(shí)電子銀行更能夠幫助高金融知識水平群體實(shí)現(xiàn)消費(fèi)升級的結(jié)論?？赡艿慕忉尀椋瑢τ诟呓鹑谥R水平群體，其對電子銀行產(chǎn)品及內(nèi)容的接受程度更高，使用電子銀行頻率更高、使用范圍更廣，進(jìn)而刺激家庭發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)。因此，電子銀行更能夠幫助高金融知識水平群體實(shí)現(xiàn)消費(fèi)升級。

(1)(2)(3)列顯示，對于沒有上過金融課程的家庭，電子銀行開通種類、網(wǎng)上銀行及手機(jī)銀行對其總消費(fèi)影響更大?？赡艿脑蚴牵徒鹑谥R水平群體對傳統(tǒng)金融產(chǎn)品及業(yè)務(wù)了解不足，風(fēng)險(xiǎn)偏好較低，金融產(chǎn)品投資期限較長，面臨更大的流動性約束和信貸約束，使用電子銀行能夠緩解其流動性約束，進(jìn)而促進(jìn)消費(fèi)。

表10：電子銀行與家庭消費(fèi)：金融知識水平(是否上過金融課程)異質(zhì)性

(三)城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析

我國屬于二元城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)，“城市和農(nóng)村所擁有的生產(chǎn)要素稟賦是極為不同的”(17)張宗斌、湯子玉、辛大楞：《城市化與城市規(guī)模對中美對外直接投資區(qū)位選擇的影響研究》，《中國人口·資源與環(huán)境》2019年第12期。，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也具有顯著差異。相較于農(nóng)村地區(qū)，城鎮(zhèn)地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施和社會保障更加完善，城鎮(zhèn)居民可支配收入更高，對電子銀行等新興事物的接受能力更強(qiáng)，能夠更有效率地利用各類互聯(lián)網(wǎng)金融工具規(guī)劃自身消費(fèi)。而農(nóng)村地區(qū)的消費(fèi)習(xí)慣和消費(fèi)意識可能會更加固化，因此，電子銀行對城鄉(xiāng)家庭消費(fèi)具有異質(zhì)性影響。如表11所示，對于家庭總消費(fèi)，電子銀行開通種類、網(wǎng)上銀行及手機(jī)銀行分別與農(nóng)村居民產(chǎn)生交乘項(xiàng)，系數(shù)依次為-0.203、-1.242和-1.540，均在1%的水平下顯著為負(fù)。而對于家庭恩格爾系數(shù)，在1%的顯著性水平下，交乘項(xiàng)系數(shù)依次是0.026、0.058和0.077。這說明電子銀行更能夠顯著促進(jìn)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)和幫助城鎮(zhèn)家庭實(shí)現(xiàn)消費(fèi)升級。

表11：電子銀行與家庭消費(fèi)：城市農(nóng)村異質(zhì)性

(四)消費(fèi)者收入水平的異質(zhì)性分析

接下來我們探討，電子銀行對不同收入水平的消費(fèi)者是否有異質(zhì)性影響？為解決這一問題，本文將樣本家庭按照收入由低到高排序，分為低收入水平組與高收入水平組。表12的回歸結(jié)果表明，對于兩組家庭樣本，使用電子銀行均能夠顯著增加家庭總消費(fèi)。進(jìn)一步分析，T檢驗(yàn)結(jié)果顯示回歸系數(shù)在高低收入組之間存在顯著差別，且低收入組的三項(xiàng)回歸系數(shù)均高于高收入組，這說明隨著家庭收入的提升，電子銀行對總消費(fèi)的邊際影響逐漸下降。這與已有研究結(jié)論一致，高收入階層受到的流動性約束較弱，數(shù)字普惠金融對其消費(fèi)的促進(jìn)作用較為有限。我國經(jīng)濟(jì)迅速增長的同時，很大一部分家庭進(jìn)入高收入階層，但我國的收入分配結(jié)構(gòu)中，中低收入家庭仍占據(jù)很大比例，收入分配十分不均衡。(18)臧旭恒、陳斌開、尹志超、汪偉、易行?。骸丁靶鹿诜窝滓咔榕c消費(fèi)”專家筆談》，《消費(fèi)經(jīng)濟(jì)》2020年第3期。相較于高收入家庭，低收入家庭受到更大的流動性約束，電子銀行不僅能夠提供“快貸”等一鍵貸款業(yè)務(wù)，也提供裝修貸款、汽車貸款、醫(yī)療貸款及教育貸款等多種貸款品種，滿足家庭多樣化的貸款需求，降低貸款人貸款門檻，簡化其貸款辦理手續(xù)，緩解低收入家庭流動性約束，進(jìn)而促進(jìn)家庭消費(fèi)。

表12：電子銀行與家庭消費(fèi)：收入水平異質(zhì)性

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)穩(wěn)健性檢驗(yàn)1：以發(fā)展型消費(fèi)占比及享受型消費(fèi)占比衡量家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)

馬克思和恩格斯將消費(fèi)資料劃分為生存資料、發(fā)展資料及享受資料。有較多文獻(xiàn)也以此為根據(jù)將消費(fèi)行為劃分為生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)及享受型消費(fèi)。上文僅使用恩格爾系數(shù)衡量家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)有一定的局限性。接下來，我們將分別使用發(fā)展型消費(fèi)占總消費(fèi)比例及享受型消費(fèi)占總消費(fèi)比例衡量家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而探究電子銀行對家庭消費(fèi)升級的影響。發(fā)展型消費(fèi)是指消費(fèi)者以自身發(fā)展為目的而進(jìn)行的消費(fèi)，本文發(fā)展型消費(fèi)包括交通支出、通信支出、購買交通工具及零部件支出和教育培訓(xùn)支出；享受型消費(fèi)是指消費(fèi)者以自身享樂為目的而進(jìn)行的消費(fèi)，本文享受型消費(fèi)包括娛樂支出、購買奢侈品支出、旅游支出及醫(yī)療保健支出。實(shí)證結(jié)果如表13所示，在1%的顯著性水平下，電子銀行開通種類、網(wǎng)上銀行及手機(jī)銀行均能夠增加家庭享受型消費(fèi)占比，但網(wǎng)上銀行及手機(jī)銀行對家庭發(fā)展型消費(fèi)占比影響并不顯著，這與前文研究結(jié)論一致。

表13：穩(wěn)健性檢驗(yàn)1：以發(fā)展型消費(fèi)占比及享受型消費(fèi)占比衡量家庭消費(fèi)消費(fèi)結(jié)構(gòu)

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)2：更換風(fēng)險(xiǎn)偏好變量

本文更換風(fēng)險(xiǎn)偏好代理變量，以驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性。CHFS調(diào)查問卷中另一關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)偏好的問題是：“如果您有一筆資金用于投資，您最愿意選擇哪種投資項(xiàng)目？”我們將選擇“高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)的項(xiàng)目”“略高風(fēng)險(xiǎn)、略高回報(bào)的項(xiàng)目”視為風(fēng)險(xiǎn)偏好者；將選擇“平均風(fēng)險(xiǎn)、平均回報(bào)的項(xiàng)目”視為風(fēng)險(xiǎn)中性者；將選擇“低風(fēng)險(xiǎn)、低回報(bào)的項(xiàng)目”“略低風(fēng)險(xiǎn)、略低回報(bào)的項(xiàng)目”視為風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者。表14是關(guān)于消費(fèi)者風(fēng)險(xiǎn)偏好的描述性統(tǒng)計(jì)，可以看出，消費(fèi)者風(fēng)險(xiǎn)偏好越大，開通電子銀行的意愿越大。如表15所示，電子銀行開通種類、手機(jī)銀行及網(wǎng)上銀行的系數(shù)由高到低排列，依次為風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者、風(fēng)險(xiǎn)中性者和風(fēng)險(xiǎn)偏好者，這進(jìn)一步證實(shí)前文結(jié)論，電子銀行對風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者總消費(fèi)的促進(jìn)作用更加顯著。

表14：關(guān)于消費(fèi)者風(fēng)險(xiǎn)偏好的描述性統(tǒng)計(jì)

表15：穩(wěn)健性檢驗(yàn)2：更換風(fēng)險(xiǎn)偏好變量

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)3：以答對金融問題的個數(shù)衡量金融知識水平

衡量戶主金融知識水平的問題共有3個，分別考查“利率計(jì)算”“通貨膨脹”和“投資風(fēng)險(xiǎn)”。本文以答對問題個數(shù)定義金融知識水平，答對0、1、2、3道題分別代表低金融知識消費(fèi)者、較低金融知識消費(fèi)者、較高金融知識消費(fèi)者和高金融知識消費(fèi)者。表16描述了不同金融知識水平消費(fèi)者開通電子銀行的比例，我們可以看到，隨著消費(fèi)者金融知識水平的提升，開通各類電子銀行的消費(fèi)者比例也逐漸上升。

表16：金融知識的描述性統(tǒng)計(jì)

金融知識水平的提升顯著提高家庭開通電子銀行的比例。進(jìn)一步檢驗(yàn)不同金融知識水平的家庭，看其開通或使用電子銀行對家庭消費(fèi)的促進(jìn)效果是否一樣，其研究結(jié)果如表17所示。對于任何一組樣本，電子銀行均顯著促進(jìn)家庭總消費(fèi)，并顯著降低家庭恩格爾系數(shù)。隨著金融知識水平的提高，電子銀行開通種類、網(wǎng)上銀行和手機(jī)銀行對恩格爾系數(shù)的邊際影響逐漸增加，表明電子銀行更有助于高金融知識水平群體實(shí)現(xiàn)消費(fèi)升級。

表17：穩(wěn)健性檢驗(yàn)3：更換金融知識水平變量

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)4：PSM傾向匹配得分法

本文以是否使用任意一類電子銀行作為分組標(biāo)識變量，利用基于反事實(shí)框架的傾向匹配得分法(Propensity Score Matching,PSM)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，傾向得分匹配法的核心是盡量用相似特征的實(shí)驗(yàn)組與對照組進(jìn)行比較，以減少估計(jì)偏誤。本文以未參與電子銀行的家庭作為控制組，參與電子銀行的家庭作為實(shí)驗(yàn)組，選取基準(zhǔn)回歸中所有的控制變量作為協(xié)變量，平均處理效應(yīng)(the Average Effect of the Treatment on the Treated，ATT)則是參與任意一類電子銀行家庭的消費(fèi)差異。估計(jì)結(jié)果如表18所示，可以看出，是否參與任意一類電子銀行的系數(shù)均為正值，且在5%水平下顯著，說明電子銀行能夠促進(jìn)家庭總消費(fèi)。

表18：穩(wěn)健性檢驗(yàn)4：PSM傾向匹配得分法

七、結(jié)論

近年來，電子銀行憑借效率高、操作簡單、不受時空限制等獨(dú)特優(yōu)勢迅速發(fā)展。本文基于中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，選擇工具變量，就電子銀行對中國居民消費(fèi)的影響進(jìn)行了理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，電子銀行能夠顯著增加家庭消費(fèi)，并降低家庭恩格爾系數(shù)?；诋愘|(zhì)性消費(fèi)者角度，電子銀行對風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者、低金融知識水平和低收入水平家庭的消費(fèi)促進(jìn)作用更加顯著。

本文研究結(jié)果表明，推廣電子銀行，特別是在低收入、低金融知識群體間推廣電子銀行，可以使他們獲得更加便捷的金融服務(wù)，進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)和實(shí)現(xiàn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。相關(guān)政策建議如下：第一，加大電子銀行宣傳力度，提升居民電子銀行使用率。銀監(jiān)會、銀行業(yè)協(xié)會、各大商業(yè)銀行應(yīng)加強(qiáng)向消費(fèi)者宣傳有關(guān)電子銀行的基礎(chǔ)知識，減少居民對電子銀行業(yè)務(wù)的安全憂慮。第二，特別需要關(guān)注低收入群體、低金融知識群體和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避群體，在開通其電子銀行的同時，應(yīng)教會其使用方法，以提高消費(fèi)者對電子銀行的使用頻率。第三，鼓勵金融機(jī)構(gòu)進(jìn)行業(yè)務(wù)創(chuàng)新，關(guān)注消費(fèi)者的金融消費(fèi)體驗(yàn)，適當(dāng)簡化電子銀行操作流程，完善金融服務(wù)，提高消費(fèi)者滿意度。