齊紅倩,馬湲君

(1.吉林大學 數(shù)量經濟研究中心,吉林 長春 130012;2.吉林大學 商學院,吉林 長春 130012)

消費結構升級是實現(xiàn)中國經濟高質量發(fā)展的重要前提。除了提高居民收入和改變居民消費偏好外,有必要利用技術進步和金融系統(tǒng)高度融合的手段促進居民消費結構升級。互聯(lián)網(wǎng)金融正是結合技術進步和金融理論以及衍生手段的一種區(qū)別于傳統(tǒng)金融的新模式?；ヂ?lián)網(wǎng)金融的本質是傳統(tǒng)金融機構和互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)利用互聯(lián)網(wǎng)、信息通信等技術提供的資金融通、支付、投資和信息等中介服務。因其具有交易成本低、效率高、服務便捷等明顯的普惠特征和長尾優(yōu)勢,既迎合了居民家庭緩解收支不平衡、實現(xiàn)消費跨期平滑的廣泛需求,也在促進消費結構升級過程中給予家庭多樣化的金融支持。

與傳統(tǒng)金融比較,互聯(lián)網(wǎng)金融對家庭消費結構的影響體現(xiàn)在金融可得性和信貸需求兩方面。從理論上看,互聯(lián)網(wǎng)金融比傳統(tǒng)金融的覆蓋面更全,在供給側的技術層面拓展了時間、空間的金融可得性,使金融供給總量增加,消費者獲得金融供給的時間更短,空間成本更低,可獲得性效率增強,間接促進了消費結構升級。在這種金融可獲得性增強的基礎上,在需求層面刺激和催生了消費者的超前消費意愿,形成信貸依賴偏好,在一定的信用保障下促進了信貸需求。尤其對于掌握了一定技術并具有較高邊際消費傾向的群體,這兩點表現(xiàn)得更加明顯。面對經濟和社會不確定性,尤其是新冠肺炎疫情的沖擊,作為金融供給主體的銀行、消費金融公司等機構適時調整互聯(lián)網(wǎng)金融業(yè)務,推出延期還款、分期還款等業(yè)務,配合政府發(fā)放的消費券等促銷活動,最大限度保障和提升了居民家庭的金融可得性水平,為我國消費市場復蘇提供了助力。同時,疫情期間出現(xiàn)的遠程辦公、線上醫(yī)療、網(wǎng)絡教育等新業(yè)態(tài)為金融需求群體提供了互聯(lián)網(wǎng)平臺上的新增信貸需求,客觀上形成了居民或家庭依賴互聯(lián)網(wǎng)金融進行超前消費的新型模式。因此,隨著互聯(lián)網(wǎng)和信息技術的日益普及,互聯(lián)網(wǎng)金融通過金融可得性和信貸需求兩種手段,實現(xiàn)了居民家庭消費的結構升級。

一、理論基礎與文獻綜述

(一)收入、互聯(lián)網(wǎng)金融與消費結構升級

經典的消費理論認為收入是決定家庭消費的最關鍵要素,收入水平的提升是消費結構升級的核心動力。絕對收入假說認為消費主要取決于當前可支配收入[1];持久收入假說認為居民只會對持久穩(wěn)定的收入做出消費反應,暫時性的收入更可能會轉化為儲蓄[2];生命周期假說則在假定消費者理性的情況下提出居民會根據(jù)自己一生的全部預期收入安排消費,以實現(xiàn)效用最大化[3]。因此,無論是當期的可支配收入、穩(wěn)定的持久性收入還是預期的一生收入,均構成促成居民消費結構升級的現(xiàn)實基礎。

關聯(lián)收入與消費結構升級的渠道在于金融及其功能的實現(xiàn)。在現(xiàn)實交易過程中,消費結構升級目標的實現(xiàn)依賴于金融渠道和手段。隨著技術進步和人工智能的發(fā)展,“互聯(lián)網(wǎng)+金融”模式突破了傳統(tǒng)金融在交易過程中的限制,在傳統(tǒng)金融功能的基礎上,更加突出體現(xiàn)了基礎功能和衍生功能的變化和效率[4]。

首先,對家庭消費者而言,互聯(lián)網(wǎng)金融模式下的電子支付和消費信貸彌補了傳統(tǒng)金融覆蓋不足的分散化、小額化等金融業(yè)務,且無需擔保抵押等特點也擴大了金融交易范圍;同時,互聯(lián)網(wǎng)金融使用過程的操作簡單、應用廣泛等特點,也縮小了居民家庭的當期預算約束限制,導致居民家庭當期消費總量的增加[5]。其次,互聯(lián)網(wǎng)金融的技術創(chuàng)新逐漸替代了傳統(tǒng)金融的現(xiàn)金和信用卡支付,使交易過程的時間、流程縮短,降低了銀行的用工成本,也節(jié)省了用戶的時間和線下辦理業(yè)務的成本[6]。因此,互聯(lián)網(wǎng)金融同時提高了銀行和用戶辦理業(yè)務的效率以及金融使用效率。從某種意義上說,互聯(lián)網(wǎng)金融提高了居民家庭當期相對的可支配收入,間接促進了家庭消費結構升級。最后,在金融衍生功能方面,互聯(lián)網(wǎng)金融包含的基金、保險等理財業(yè)務具有明顯的資產保障效應,既滿足了居民家庭不同期限的緩沖儲備需求,降低了不確定性風險,又給予消費者高于傳統(tǒng)儲蓄的投資利率和投資渠道,從而提高了居民家庭的持久性收入和預期收入[7]?；ヂ?lián)網(wǎng)金融多樣化的衍生功能也引導居民家庭產生了消費結構升級需求。

(二)相關文獻綜述

圍繞互聯(lián)網(wǎng)金融影響居民家庭消費結構升級的討論主要集中在以下三方面:一是從互聯(lián)網(wǎng)金融的功能性視角出發(fā),探討互聯(lián)網(wǎng)金融提升家庭消費結構升級意愿方面的貢獻;二是從實證的角度直接測算互聯(lián)網(wǎng)金融對居民家庭消費水平或消費結構的影響程度;三是互聯(lián)網(wǎng)金融通過金融可得性、信貸需求對居民家庭消費結構升級產生的影響。

關于互聯(lián)網(wǎng)金融在提升家庭消費結構升級意愿方面的貢獻,劉斐[8]認為互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展帶來的創(chuàng)新和便捷的消費模式本身就是一種刺激居民主觀消費意愿的變革性力量。凌煉等[9]提出使用互聯(lián)網(wǎng)支付產生的心理賬戶損失遠低于現(xiàn)金支付導致實際賬戶受損帶來的心理賬戶損失,且分期付款、先體驗后付款等服務增加了居民超前消費和沖動性消費的可能性,這也是互聯(lián)網(wǎng)金融加速居民消費決策過程、推動家庭消費結構升級的重要原因。

為驗證互聯(lián)網(wǎng)金融對居民家庭消費水平或消費結構的影響程度,部分學者進行了實證檢驗。依托互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展和普及,國內外電商平臺憑借種類豐富的產品、高效完善的配送體系給予消費者更加暢通的消費渠道和良好的購物環(huán)境[10]。崔海燕[11]研究發(fā)現(xiàn),當期第三方互聯(lián)網(wǎng)支付交易規(guī)模每增加1億元,同期居民消費總額將增加0.382億元,即加快互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展能夠有效增加居民當期的消費水平。趙保國等[12]基于VAR模型的實證結果表明互聯(lián)網(wǎng)金融既能拉動居民的基本生存性消費支出,也有效驅動了居民消費結構由傳統(tǒng)型向享受型和發(fā)展型升級。楊偉明等[13]進一步將數(shù)字金融細分為三個子維度,發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)金融無論從覆蓋廣度、使用深度還是數(shù)字化程度方面均可顯著提高居民整體消費水平、促進消費結構升級。

有關互聯(lián)網(wǎng)金融通過提高金融可得性、引導信貸需求促進居民家庭消費結構升級的研究主要有如下兩方面:一方面,互聯(lián)網(wǎng)金融具備的開放性、信息共享性以及交易成本優(yōu)勢,通過降低金融準入門檻、精簡金融服務流程等途徑既增加了居民家庭的金融可得性,也有效緩解了金融排斥現(xiàn)象[14-15],這從供給側擴大了金融服務的覆蓋群體和使用范圍,整體提高了居民家庭的消費能力;另一方面,互聯(lián)網(wǎng)金融的本質是提供線上金融服務的普惠性平臺,有助于改善信貸市場供求機制、緩解家庭信貸約束,這對于對接家庭不同類型的信貸需求,從需求側催生新的信貸需求和超前消費意愿、持續(xù)帶動社會消費增長具有積極意義。尹志超等[16]的實證結果表明,使用互聯(lián)網(wǎng)金融有效降低了家庭供給型信貸約束,在家庭難以獲得正規(guī)金融服務的情況下促進家庭產生消費信貸需求。何啟志等[17]基于馬克思消費信貸理論指出,互聯(lián)網(wǎng)金融通過提高消費信貸的可獲得性提升了居民的消費意愿,且實證研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)金融對居民消費具有線性和非線性的雙重正向刺激作用,已成為居民家庭消費結構升級的重要推動力量。

綜合上述研究,已有文獻在討論互聯(lián)網(wǎng)金融與居民消費結構升級問題時多以典型化事實為基礎進行理論機制分析,少數(shù)實證研究則以宏觀數(shù)據(jù)為主,難以從微觀視角認識和反映互聯(lián)網(wǎng)金融對居民家庭消費結構升級的影響。另外,現(xiàn)有研究大多對互聯(lián)網(wǎng)金融和居民消費之間的關系進行了實證檢驗,而對于二者間作用路徑和中介變量的作用缺少相應的實證研究。鑒于此,本文擬在如下兩個方面進行深入探討:其一,借助西南財經大學建立的中國家庭金融調查(China Household Finance Survey,CHFS)微觀數(shù)據(jù),有針對性地探究使用互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭享受型消費和發(fā)展型消費的影響效果;其二,為更好地識別互聯(lián)網(wǎng)金融與居民家庭消費升級之間的關系,基于互聯(lián)網(wǎng)金融影響居民消費的理論機制,將分別代表家庭消費能力和消費意愿的金融可得性和信貸需求引入分析過程,研究互聯(lián)網(wǎng)金融促進家庭消費的具體路徑,為后續(xù)擴大內需、推動居民家庭消費升級提供理論基礎和可操作性建議。

二、模型與變量設定

(一)模型介紹

1.Probit模型

為檢驗互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭消費的影響及作用機制,本文首先構建Probit模型進行實證研究。

Prob(Ci=1|Xi)=αIFi+Xiβ+εi

(1)

其中,Ci作為被解釋變量,是家庭享受型消費和發(fā)展型消費的代理變量,包括文化娛樂、旅游、家庭耐用品、保健健身、教育培訓、交通工具6項消費,i表示樣本家庭。IFi代表互聯(lián)網(wǎng)金融,表示家庭是否使用互聯(lián)網(wǎng)金融。Xi為控制變量,包括家庭層面的收入、資產、受教育程度、就業(yè)水平、健康狀況,戶主層面的性別、年齡、婚姻狀況以及省份虛擬變量。

式(1)中互聯(lián)網(wǎng)金融與家庭消費之間可能存在反向因果、遺漏變量所導致的內生性問題,從而引發(fā)模型估計偏誤。為解決這一問題,本文選取“戶主是否通過互聯(lián)網(wǎng)渠道關注財經新聞”作為互聯(lián)網(wǎng)金融的工具變量,利用Ivprobit模型進行估計。如果家庭戶主(經濟來源主要承擔者或主事者)在日常生活中關注經濟、金融方面的信息并經常使用互聯(lián)網(wǎng)瀏覽財經新聞,那么該家庭使用互聯(lián)網(wǎng)金融的可能性也非常大,即二者之間高度相關,而戶主是否通過互聯(lián)網(wǎng)關注財經新聞對家庭日常消費并沒有明顯和直接的影響,既滿足了工具變量的相關性要求,也滿足了工具變量的外生性要求。由于自變量與工具變量均為二值變量,傳統(tǒng)的兩階段回歸方法并不適用,且Probit和Ivprobit模型的邊際影響不等同于回歸系數(shù)值,各變量的估計參數(shù)不能直觀解釋其經濟含義。對此,本文使用Stata16軟件中ERM框架下的eprobit命令進行回歸,并在回歸后進一步計算解釋變量的邊際效應。

2.中介效應檢驗

為進一步分析互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭消費結構升級的影響路徑,即互聯(lián)網(wǎng)金融是否通過提高家庭的金額可得性和信貸需求促進家庭消費結構升級,本文構建中介效應模型進行檢驗,如圖1所示。

圖1 中介效應模型

FCi=γ1+cIFi+Xiθ+μ1i

(2)

Mi=γ2+aIFi+μ2i

(3)

FCi=γ3+c′IFi+bMi+Xiθ+μ3i

(4)

其中,FCi表示家庭消費情況,是家庭各項享受型和發(fā)展型消費和人均總消費對數(shù)的代理變量;Mi為中介變量,是金融可得性和信貸需求的代理變量;γ和μi分別表示常數(shù)項和殘差項。式(2)對應圖1(a),系數(shù)c表示互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭消費升級的總效應;式(3)對應圖1(b)中互聯(lián)網(wǎng)金融對中介變量的影響路徑,系數(shù)a即為IFi對Mi的效應;式(4)包含圖1(b)中控制中介變量后,互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭消費結構升級的影響以及中介變量對城鎮(zhèn)家庭消費結構升級的影響兩條路徑,系數(shù)c′即為控制Mi后IFi對FCi的直接效應,系數(shù)b表示控制IFi后Mi對FCi的效應,a和b的乘積ab為中介效應。

參考溫忠麟等[18]提出的中介效應檢驗程序,對金融可得性和信貸需求的中介作用進行檢驗。由于CHFS的受訪家庭過去一年對上述各項消費為0的情況較多,為避免OLS回歸產生的估計偏差,采用Tobit模型估計上述模型的系數(shù)。

(二)數(shù)據(jù)說明與變量設置

1.數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自CHFS微觀數(shù)據(jù)庫[19]。該調查于2011年啟動,每兩年進行一次,本研究使用的數(shù)據(jù)為2017年第三輪追蹤調查數(shù)據(jù),覆蓋了全國29個省、自治區(qū)、直轄市(中國香港、澳門、臺灣、新疆和西藏除外),樣本規(guī)模為40 011戶。與以往幾輪調查相比,2017年采集的數(shù)據(jù)詳細詢問了家庭使用互聯(lián)網(wǎng)支付和理財?shù)惹闆r,為本文研究互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭消費結構升級的微觀影響提供了數(shù)據(jù)支撐。由于互聯(lián)網(wǎng)金融在城鎮(zhèn)地區(qū)的發(fā)展更為成熟,剔除了農村地區(qū)和一些關鍵變量缺失或異常的樣本,最終得到有效樣本共26 776戶。

2.變量說明

本文重點關注互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭消費結構升級的影響,以及金融可得性和信貸需求作為中介在互聯(lián)網(wǎng)金融促進家庭消費過程中所發(fā)揮的作用,相關變量設置如下:

(1)互聯(lián)網(wǎng)金融。從互聯(lián)網(wǎng)支付、互聯(lián)網(wǎng)理財以及互聯(lián)網(wǎng)經營情況三個方面考察城鎮(zhèn)家庭互聯(lián)網(wǎng)金融的使用情況,并設置為虛擬變量。對應CHFS調查問卷中的問題分別為“您和您家人在購物時(包括網(wǎng)購),一般會使用下列哪些支付方式?”“目前您家購買的互聯(lián)網(wǎng)理財產品余額是多少?”以及“您家最主要的一個工商業(yè)生產經營項目的經營形式?”若受訪者的回答包含使用電子支付、互聯(lián)網(wǎng)理財產品的具體余額或網(wǎng)絡經營,則對“互聯(lián)網(wǎng)金融”變量賦值1,若不包含上述回答,則賦值0。

(2)城鎮(zhèn)家庭消費結構。從享受型消費和發(fā)展型消費兩個層面考察城鎮(zhèn)家庭消費結構,如表1所示,共包含六類與家庭日常生活關聯(lián)性較強的消費,并以互聯(lián)網(wǎng)金融能否增加家庭產生上述6類消費的可能性作為消費結構升級的判斷依據(jù)。在CHFS調查問卷中涉及的問題為“去年,您家在該項目上的支出為多少錢?”若受訪者的回答為具體數(shù)額或范圍,則對應虛擬變量賦值1,若回答為“無該項支出”,則賦值0。

表1 城鎮(zhèn)家庭消費結構變量描述

(3)金融可得性和信貸需求。尹志超等[20]根據(jù)CHFS 2015年的數(shù)據(jù),以小區(qū)為單位計算了樣本家庭活期存款開戶行的家數(shù),用以度量金融可得性,這種衡量方法較為微觀和貼近現(xiàn)實。由于2017年CHFS的調查問卷做出了調整,刪減了與家庭活期賬戶開戶行相關的問題,考慮到數(shù)據(jù)限制,本文參考其微觀度量方法,以樣本家庭人均儲蓄卡和活期存折的數(shù)量間接衡量家庭金融可得性,在CHFS調查問卷中對應的問題為“目前,您家有幾張銀行儲蓄卡和活期存折?”本文關注的信貸需求為居民家庭的生活類信貸需求。2017年CHFS調查從住房、汽車等方面詢問了家庭的信貸需求情況,問卷中設計的問題為“您家是否因買房、買車、教育、醫(yī)療、投資等需要資金,需要多少資金?”在實證分析中,本文將信貸需求變量設置為家庭信貸需求金額的對數(shù)。

(4)其他控制變量。為分析互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭消費的影響及機制,本文參照已有文獻,選取反映家庭特征、戶主特征的控制變量,考慮到各個省份的政治、經濟、文化等因素差異較大,均可能對家庭消費選擇產生影響,因此在實證研究中還引入了省份虛擬變量。詳細的變量說明及描述性統(tǒng)計結果見表2和表3。

表2 變量選擇及說明

表3 變量描述性統(tǒng)計結果

從表3的描述性統(tǒng)計結果來看,樣本家庭中使用互聯(lián)網(wǎng)金融的比例為38.7%,普及率不足50%,說明互聯(lián)網(wǎng)金融在城鎮(zhèn)家庭中的影響力和輻射半徑有待進一步提升;在家庭享受型和發(fā)展型消費中,城鎮(zhèn)家庭更為偏好和注重文化娛樂消費和教育培訓消費,其次是旅游消費、耐用品消費,過去一年在保健健身和交通工具方面消費的家庭僅占總樣本的12%左右。

三、實證分析

(一)互聯(lián)網(wǎng)金融與城鎮(zhèn)家庭消費結構升級

1.享受型消費

互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭享受型消費的影響結果見表4。第(1)(3)(5)列分別報告了互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭文化娛樂、旅游以及家庭耐用品消費的Probit回歸結果,表示互聯(lián)網(wǎng)金融的變量對家庭各項享受型消費影響的邊際效應均在1%的水平下顯著為正,這表明互聯(lián)網(wǎng)金融能夠明顯增加城鎮(zhèn)家庭進行享受型消費的可能性。針對互聯(lián)網(wǎng)金融可能存在的內生性問題,第(2)(4)(6)列報告了Ivprobit模型的兩階段回歸結果。在第一階段的估計中,F值均為158.25(P<0.001),超過了10的經驗值,不存在弱工具變量問題,且Wald檢驗結果均在1%的水平下拒絕了不存在內生性的原假設,說明互聯(lián)網(wǎng)金融在家庭享受型消費決策中存在內生性,Probit回歸結果有偏,因而選擇“戶主通過互聯(lián)網(wǎng)渠道關注財經新聞”作為工具變量是合理的。

表4 互聯(lián)網(wǎng)金融對家庭享受型消費的影響估計結果

從第(2)(4)(6)列的Ivprobit回歸結果來看,使用互聯(lián)網(wǎng)金融能夠分別提高家庭文化娛樂消費、旅游消費以及耐用品消費65.7%、56.1%、39.6%的可能性,即互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭享受型消費有著十分顯著的促進作用。這可能源于以下幾方面原因:一是互聯(lián)網(wǎng)金融為家庭享受型消費提供了線上渠道,在為家庭節(jié)省消費成本的同時讓文娛、旅游以及購置耐用品等消費活動變得更加便捷和多元;二是互聯(lián)網(wǎng)金融在不斷發(fā)展的過程中創(chuàng)造了豐富多樣的消費品和服務,刺激了家庭的主觀享受型消費需求;三是互聯(lián)網(wǎng)金融減弱了家庭的短期流動性約束,能夠幫助消費者平滑當期和跨期的享受型消費,給予居民家庭更多基于自身偏好選擇消費品和提高生活品質的空間。

在其他控制變量對城鎮(zhèn)家庭消費的影響方面,總體上看,家庭收入和資產水平的提升均有助于提高家庭進行享受型消費的可能性,可見家庭財富水平仍是影響家庭消費決策的最根本因素;受教育程度越高的家庭越注重精神層面和生活品質上的追求,就業(yè)水平越低的家庭有越多的閑暇時間和精力“享受生活”,這兩類家庭在文化娛樂和旅游方面產生開支的可能性也更大;平均身體狀況較好的家庭和女性戶主家庭旅游出行的可能性更大,身體狀況較差的家庭和男性戶主家庭則更加偏好購買實物類商品;戶主已婚有助于促進家庭進行文化娛樂和旅游消費;戶主年齡和年齡平方/100對文化娛樂和旅游消費的邊際效應在1%的水平下顯著,據(jù)此可計算出年齡與文化娛樂和旅游消費的拐點分別為3.48歲和8.58歲,小于戶主最小年齡16歲,即戶主年齡與家庭文化娛樂消費和旅游消費均為非線性關系,戶主年齡越大的家庭對于文化娛樂消費越為偏好,而年輕家庭選擇旅游出行的可能性明顯更大。

2.發(fā)展型消費

進一步關注互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭發(fā)展型消費的影響,結果見表5。與上文一致,使用工具變量估計后的第一階段F值超過了10的經驗值,且通過了Wald內生性檢驗,這表明Probit回歸結果有偏,互聯(lián)網(wǎng)金融能夠分別顯著提高家庭保健健身、教育培訓以及交通工具消費32.7%、44.0%和6.7%的可能性。整體來看,互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭發(fā)展型消費的促進效果小于享受型消費,這反映了城鎮(zhèn)居民整體的消費升級傾向,即在快節(jié)奏的現(xiàn)代社會,城鎮(zhèn)家庭使用互聯(lián)網(wǎng)金融滿足享受型消費需求的意愿高于發(fā)展型消費。在發(fā)展型消費中,互聯(lián)網(wǎng)金融對于家用交通工具消費的促進作用明顯低于保健健身和教育培訓消費?？梢?互聯(lián)網(wǎng)金融所提供的金融支持以小額化和分散化為主,如增加了家庭購買保健健身商品的渠道、為線上教育和培訓活動提供了平臺等,但對于家庭大額消費和非剛需消費的平滑作用有限,在購置交通工具時,城鎮(zhèn)家庭更可能向傳統(tǒng)金融機構尋求融資支持。

其他控制變量方面,家庭收入水平的提升可以提高城鎮(zhèn)家庭發(fā)展型消費的概率;資產水平和受教育程度越高的家庭對身心健康越注重,在保健健身方面消費的可能性越高,但這部分家庭在教育培訓和交通工具方面消費的可能性較低,可能源于資產和受教育水平較高的家庭本身對于成人學習培訓的需求較低,且已經購置過交通工具;就業(yè)水平較高的家庭和男性戶主家庭在發(fā)展型消費中更加偏好切實提升生活品質和便捷度的交通工具,而就業(yè)水平較低的家庭可能為退休人口較多的老年家庭或因受教育程度不足導致就業(yè)受限的家庭,因此在保健健身和教育培訓方面消費的可能性更高;家庭健康狀況對家庭發(fā)展型消費偏好存在顯著影響,健康狀況越好的家庭對于子女教育和成人培訓越為關注,而健康狀況較差的家庭對保健健身的消費需求更大,且更易購置提高生活便利化程度的交通工具;從戶主年齡來看,發(fā)展型消費群體呈現(xiàn)年輕化趨勢,戶主年齡越小的家庭越可能在教育培訓和交通工具方面消費。

(二)中介效應檢驗

1.金融可得性

金融可得性作為中介變量的檢驗結果見表6。各項變量的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著,說明互聯(lián)網(wǎng)金融在對家庭各項享受型消費和發(fā)展型消費的影響中,金融可得性的中介效應均顯著成立。根據(jù)各系數(shù)的符號可知,金融可得性在互聯(lián)網(wǎng)金融對教育培訓消費的影響中表現(xiàn)為遮掩效應,在對其他5類消費的影響中表現(xiàn)為部分中介效應。

表6 金融可得性的中介效應檢驗估計結果

遮掩效應是中介效應分析中普遍存在的一種現(xiàn)象,指直接效應與間接效應的符號相反,總效應被遮掩的情況。互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭教育培訓消費的影響為正,但通過提高家庭金融可得性對教育培訓消費的影響為負。一方面,互聯(lián)網(wǎng)金融通過為教育培訓機構提供網(wǎng)絡教學平臺,解決了教學時間和空間限制問題、簡化了獲取教育資源的流程,從而促進了城鎮(zhèn)家庭的教育培訓消費;另一方面,城鎮(zhèn)家庭利用金融手段平滑或節(jié)省了教育培訓的成本,降低了該項消費,因而兩種效應同時存在,但作用效果相反。

在互聯(lián)網(wǎng)金融促進家庭文化娛樂、旅游、耐用品、保健健身以及交通工具消費的過程中,金融可得性的提高起到了顯著的正向中介作用,中介效應占比分別為3.94%、7.54%、9.28%、6.28%和8.91%。這說明互聯(lián)網(wǎng)金融通過增加城鎮(zhèn)家庭獲取金融服務的途徑和便利性,幫助其實現(xiàn)消費平滑和跨期配置,從而提高了家庭享受型和發(fā)展型消費支出。其中,相比于文化娛樂、旅游和保健健身消費,金融可得性在提高家庭實物類商品消費方面貢獻水平更高?？梢?城鎮(zhèn)家庭通過互聯(lián)網(wǎng)金融享受到金融服務后,流動性約束下降,消費能力增強,在多出的這部分可支配收入中,城鎮(zhèn)家庭更加偏好購置在日常生活中能夠長期使用、提高生活質量和便捷度的商品。

2.信貸需求

信貸需求作為中介變量的檢驗結果見表7。結果顯示,互聯(lián)網(wǎng)金融對信貸需求的影響系數(shù)在1%的水平下顯著為正,邊際系數(shù)大小為0.647,即使用互聯(lián)網(wǎng)金融能夠有效催生城鎮(zhèn)家庭的信貸需求,增加家庭消費意愿。第(6)列的回歸結果中,由于信貸需求對旅游消費的估計系數(shù)不顯著,本文采用Bootstrap法進行檢驗,結果依舊為中介效應不顯著,這表明在互聯(lián)網(wǎng)金融促進家庭旅游消費的過程中,信貸需求并未發(fā)揮明顯的中介作用。在第(3)(9)(12)(15)(18)列的回歸結果中,各項變量的估計系數(shù)均在1%的水平下顯著為正,說明在互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭文化娛樂、耐用品、保健健身、教育培訓以及交通工具消費的影響機制中,信貸需求起到了部分中介作用,但中介效果低于金融可得性,分別為1.54%、1.89%、1.23%、2.40%和6.10%?？梢?互聯(lián)網(wǎng)金融對于引導家庭信貸需求、促進家庭消費結構升級具有積極意義,但由于互聯(lián)網(wǎng)金融為城鎮(zhèn)家庭提供的信貸服務存在限額,其適用范圍主要是小額化和分散化的超前消費需求,且家庭信貸需求一般以滿足剛需為主,因此對于城鎮(zhèn)家庭而言,信貸需求的提升在推動家庭消費結構升級方面的貢獻有限。

表7 信貸需求的中介效應檢驗估計結果

3.中介效應分析

在互聯(lián)網(wǎng)金融對家庭消費總額的影響中,金融可得性和信貸需求分別發(fā)揮的中介作用見表8。各項變量的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正,說明金融可得性和信貸需求的部分中介效應顯著成立。從影響路徑來看,互聯(lián)網(wǎng)金融通過提高城鎮(zhèn)家庭的金融可得性、引導城鎮(zhèn)家庭釋放信貸需求促進家庭整體消費總額提高,但兩種影響路徑的中介效果存在一定差異,根據(jù)中介效應與總效應比值,金融可得性的效應量為22.29%,信貸需求為15.55%,明顯大于二者在享受型消費和發(fā)展型消費中所發(fā)揮的作用?？梢?互聯(lián)網(wǎng)金融通過為城鎮(zhèn)家庭提供靈活有力的金融支持、引導家庭產生消費信貸需求,正在逐漸成為促進城鎮(zhèn)家庭衣食住行等基本生存型消費的重要渠道。在我國構建“以國內循環(huán)為主,國內國際雙循環(huán)相互促進”發(fā)展格局的關鍵時期,有必要充分利用互聯(lián)網(wǎng)金融能夠將金融科技和數(shù)字化技術融入居民消費的核心優(yōu)勢,持續(xù)激發(fā)居民家庭的消費潛力,從需求側夯實經濟內循環(huán)格局的根基,實現(xiàn)更加強勁和可持續(xù)的經濟發(fā)展。

表8 互聯(lián)網(wǎng)金融對家庭消費總額的中介效應估計結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

為考察上述回歸結果的可靠性,本文分別對前文兩部分實證分析進行了穩(wěn)健性檢驗,并匯報了關鍵解釋變量的檢驗結果。

1.替代變量

考慮到互聯(lián)網(wǎng)金融在城鎮(zhèn)家庭日常生活中的主要用途,本文基于調查問卷中設置的問題“您目前主要利用互聯(lián)網(wǎng)進行以下哪些活動?”若樣本家庭的回答包含“購買產品”或“銷售產品和服務”則賦值1,用以替代互聯(lián)網(wǎng)金融變量。變量替代后的主要變量回歸結果見表9。使用工具變量估計的第一階段F值超過了10的經驗值,且通過了Wald內生性檢驗,這表明Probit回歸結果有偏。Ivprobit回歸結果顯示,互聯(lián)網(wǎng)金融替代變量的回歸系數(shù)均顯著為正,即使用互聯(lián)網(wǎng)金融能夠明顯提升城鎮(zhèn)家庭享受型和發(fā)展型消費的概率,且對享受型消費的促進效果大于發(fā)展型消費,從側面反映出本文的結果具有一定的穩(wěn)健性。

表9 互聯(lián)網(wǎng)金融替代變量的回歸估計結果

2.Bootstrap檢驗

本文選用統(tǒng)計效力較高的Bootstrap檢驗法,驗證金融可得性和信貸需求所發(fā)揮中介效應的顯著性。結果顯示,以金融可得性為中介變量時,全部變量的直接效應和中介效應均顯著,且95%置信區(qū)間均不包含0,說明中介效應顯著成立,根據(jù)符號可知金融可得性在互聯(lián)網(wǎng)金融對教育培訓消費的作用機制中表現(xiàn)為遮掩效應,在其他消費中為部分中介效應;以信貸需求為中介變量時,除旅游消費的中介效應不顯著外,其他均顯著為正,且95%置信區(qū)間均不包含0,進一步驗證了前文的結論(1)受篇幅限制,檢驗結果未列出,可向筆者索要。。

四、結論與建議

本文基于中國家庭金融調查(CHFS)2017年的數(shù)據(jù),采用Ivprobit、中介效應檢驗等分析方法從微觀視角研究了互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭消費結構升級的影響,主要結論如下:(1)互聯(lián)網(wǎng)金融能顯著提高城鎮(zhèn)家庭享受型消費和發(fā)展型消費的可能性,與發(fā)展型消費相比,互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭享受型消費升級的促進效果更為顯著,這說明城鎮(zhèn)家庭在消費結構升級過程中,更加傾向于利用互聯(lián)網(wǎng)金融滿足享受型消費需求。(2)金融可得性的中介效應顯著成立,即互聯(lián)網(wǎng)金融通過增加城鎮(zhèn)家庭享受金融服務的渠道以及獲取金融資源的便利性,降低了家庭的流動性約束,有助于提高城鎮(zhèn)家庭當期和預期的消費能力,最終提升家庭消費總額,實現(xiàn)家庭消費結構升級。(3)除旅游消費外,信貸需求在互聯(lián)網(wǎng)金融對城鎮(zhèn)家庭享受型、發(fā)展型消費以及消費總額的影響路徑中均發(fā)揮了顯著的中介作用,即互聯(lián)網(wǎng)金融有利于引導家庭產生和釋放消費信貸需求,從而增加家庭主觀消費意愿、促進家庭消費結構升級。

基于上述分析,本文認為,面對我國未來以消費支撐經濟增長的發(fā)展趨勢,提振內需不僅要繼續(xù)擴大消費規(guī)模,更需要借助金融科技、數(shù)字化等手段突破消費限制,提高居民家庭的當期消費能力和消費意愿,實現(xiàn)居民家庭消費結構升級。相關政策建議如下:第一,鼓勵銀行、互聯(lián)網(wǎng)金融公司等機構與文化娛樂、旅游、耐用品生產、保健健身、教育培訓以及交通工具等產業(yè)開展深度合作,積極開發(fā)和創(chuàng)新消費金融產品,根據(jù)服務對象的微觀特征、消費習慣以及商品種類等細化金融產品或服務功能,在擴大互聯(lián)網(wǎng)金融普及程度和輻射半徑的同時,增加居民家庭在消費結構升級中獲得的體驗感和滿足感。第二,加速互聯(lián)網(wǎng)金融下沉進程和簡化弱勢群體獲得金融資源的流程,通過各種渠道開展理財投資和金融技能講座,適當放低特定群體的互聯(lián)網(wǎng)金融準入門檻,強化互聯(lián)網(wǎng)金融平臺與智能手機終端的融合,在增加弱勢群體獲取金融資源渠道的基礎上,使更多居民成為互聯(lián)網(wǎng)金融使用群體,通過互聯(lián)網(wǎng)消費習慣的養(yǎng)成,提升居民家庭的消費能力。第三,鼓勵銀行和金融機構充分運用大數(shù)據(jù)等現(xiàn)代分析手段,利用互聯(lián)網(wǎng)金融小額化、分散化、長尾化和普惠化的優(yōu)勢特征,增加居民有效信貸需求;同時,依據(jù)社會消費趨勢的變化,合理調節(jié)消費信貸的覆蓋和應用范圍,擴大居民家庭融資需求,增加居民家庭的消費意愿,為擴大內需和經濟內循環(huán)提供持續(xù)動力。