互联网金融对城镇家庭消费结构升级的影响

齐红倩,马湲君

(1.吉林大学 数量经济研究中心,吉林 长春 130012;2.吉林大学 商学院,吉林 长春 130012)

消费结构升级是实现中国经济高质量发展的重要前提。除了提高居民收入和改变居民消费偏好外,有必要利用技术进步和金融系统高度融合的手段促进居民消费结构升级。互联网金融正是结合技术进步和金融理论以及衍生手段的一种区别于传统金融的新模式。互联网金融的本质是传统金融机构和互联网企业利用互联网、信息通信等技术提供的资金融通、支付、投资和信息等中介服务。因其具有交易成本低、效率高、服务便捷等明显的普惠特征和长尾优势,既迎合了居民家庭缓解收支不平衡、实现消费跨期平滑的广泛需求,也在促进消费结构升级过程中给予家庭多样化的金融支持。

与传统金融比较,互联网金融对家庭消费结构的影响体现在金融可得性和信贷需求两方面。从理论上看,互联网金融比传统金融的覆盖面更全,在供给侧的技术层面拓展了时间、空间的金融可得性,使金融供给总量增加,消费者获得金融供给的时间更短,空间成本更低,可获得性效率增强,间接促进了消费结构升级。在这种金融可获得性增强的基础上,在需求层面刺激和催生了消费者的超前消费意愿,形成信贷依赖偏好,在一定的信用保障下促进了信贷需求。尤其对于掌握了一定技术并具有较高边际消费倾向的群体,这两点表现得更加明显。面对经济和社会不确定性,尤其是新冠肺炎疫情的冲击,作为金融供给主体的银行、消费金融公司等机构适时调整互联网金融业务,推出延期还款、分期还款等业务,配合政府发放的消费券等促销活动,最大限度保障和提升了居民家庭的金融可得性水平,为我国消费市场复苏提供了助力。同时,疫情期间出现的远程办公、线上医疗、网络教育等新业态为金融需求群体提供了互联网平台上的新增信贷需求,客观上形成了居民或家庭依赖互联网金融进行超前消费的新型模式。因此,随着互联网和信息技术的日益普及,互联网金融通过金融可得性和信贷需求两种手段,实现了居民家庭消费的结构升级。

一、理论基础与文献综述

(一)收入、互联网金融与消费结构升级

经典的消费理论认为收入是决定家庭消费的最关键要素,收入水平的提升是消费结构升级的核心动力。绝对收入假说认为消费主要取决于当前可支配收入[1];持久收入假说认为居民只会对持久稳定的收入做出消费反应,暂时性的收入更可能会转化为储蓄[2];生命周期假说则在假定消费者理性的情况下提出居民会根据自己一生的全部预期收入安排消费,以实现效用最大化[3]。因此,无论是当期的可支配收入、稳定的持久性收入还是预期的一生收入,均构成促成居民消费结构升级的现实基础。

关联收入与消费结构升级的渠道在于金融及其功能的实现。在现实交易过程中,消费结构升级目标的实现依赖于金融渠道和手段。随着技术进步和人工智能的发展,“互联网+金融”模式突破了传统金融在交易过程中的限制,在传统金融功能的基础上,更加突出体现了基础功能和衍生功能的变化和效率[4]。

首先,对家庭消费者而言,互联网金融模式下的电子支付和消费信贷弥补了传统金融覆盖不足的分散化、小额化等金融业务,且无需担保抵押等特点也扩大了金融交易范围;同时,互联网金融使用过程的操作简单、应用广泛等特点,也缩小了居民家庭的当期预算约束限制,导致居民家庭当期消费总量的增加[5]。其次,互联网金融的技术创新逐渐替代了传统金融的现金和信用卡支付,使交易过程的时间、流程缩短,降低了银行的用工成本,也节省了用户的时间和线下办理业务的成本[6]。因此,互联网金融同时提高了银行和用户办理业务的效率以及金融使用效率。从某种意义上说,互联网金融提高了居民家庭当期相对的可支配收入,间接促进了家庭消费结构升级。最后,在金融衍生功能方面,互联网金融包含的基金、保险等理财业务具有明显的资产保障效应,既满足了居民家庭不同期限的缓冲储备需求,降低了不确定性风险,又给予消费者高于传统储蓄的投资利率和投资渠道,从而提高了居民家庭的持久性收入和预期收入[7]。互联网金融多样化的衍生功能也引导居民家庭产生了消费结构升级需求。

(二)相关文献综述

围绕互联网金融影响居民家庭消费结构升级的讨论主要集中在以下三方面:一是从互联网金融的功能性视角出发,探讨互联网金融提升家庭消费结构升级意愿方面的贡献;二是从实证的角度直接测算互联网金融对居民家庭消费水平或消费结构的影响程度;三是互联网金融通过金融可得性、信贷需求对居民家庭消费结构升级产生的影响。

关于互联网金融在提升家庭消费结构升级意愿方面的贡献,刘斐[8]认为互联网金融发展带来的创新和便捷的消费模式本身就是一种刺激居民主观消费意愿的变革性力量。凌炼等[9]提出使用互联网支付产生的心理账户损失远低于现金支付导致实际账户受损带来的心理账户损失,且分期付款、先体验后付款等服务增加了居民超前消费和冲动性消费的可能性,这也是互联网金融加速居民消费决策过程、推动家庭消费结构升级的重要原因。

为验证互联网金融对居民家庭消费水平或消费结构的影响程度,部分学者进行了实证检验。依托互联网金融的发展和普及,国内外电商平台凭借种类丰富的产品、高效完善的配送体系给予消费者更加畅通的消费渠道和良好的购物环境[10]。崔海燕[11]研究发现,当期第三方互联网支付交易规模每增加1亿元,同期居民消费总额将增加0.382亿元,即加快互联网金融发展能够有效增加居民当期的消费水平。赵保国等[12]基于VAR模型的实证结果表明互联网金融既能拉动居民的基本生存性消费支出,也有效驱动了居民消费结构由传统型向享受型和发展型升级。杨伟明等[13]进一步将数字金融细分为三个子维度,发现互联网金融无论从覆盖广度、使用深度还是数字化程度方面均可显著提高居民整体消费水平、促进消费结构升级。

有关互联网金融通过提高金融可得性、引导信贷需求促进居民家庭消费结构升级的研究主要有如下两方面:一方面,互联网金融具备的开放性、信息共享性以及交易成本优势,通过降低金融准入门槛、精简金融服务流程等途径既增加了居民家庭的金融可得性,也有效缓解了金融排斥现象[14-15],这从供给侧扩大了金融服务的覆盖群体和使用范围,整体提高了居民家庭的消费能力;另一方面,互联网金融的本质是提供线上金融服务的普惠性平台,有助于改善信贷市场供求机制、缓解家庭信贷约束,这对于对接家庭不同类型的信贷需求,从需求侧催生新的信贷需求和超前消费意愿、持续带动社会消费增长具有积极意义。尹志超等[16]的实证结果表明,使用互联网金融有效降低了家庭供给型信贷约束,在家庭难以获得正规金融服务的情况下促进家庭产生消费信贷需求。何启志等[17]基于马克思消费信贷理论指出,互联网金融通过提高消费信贷的可获得性提升了居民的消费意愿,且实证研究发现互联网金融对居民消费具有线性和非线性的双重正向刺激作用,已成为居民家庭消费结构升级的重要推动力量。

综合上述研究,已有文献在讨论互联网金融与居民消费结构升级问题时多以典型化事实为基础进行理论机制分析,少数实证研究则以宏观数据为主,难以从微观视角认识和反映互联网金融对居民家庭消费结构升级的影响。另外,现有研究大多对互联网金融和居民消费之间的关系进行了实证检验,而对于二者间作用路径和中介变量的作用缺少相应的实证研究。鉴于此,本文拟在如下两个方面进行深入探讨:其一,借助西南财经大学建立的中国家庭金融调查(China Household Finance Survey,CHFS)微观数据,有针对性地探究使用互联网金融对城镇家庭享受型消费和发展型消费的影响效果;其二,为更好地识别互联网金融与居民家庭消费升级之间的关系,基于互联网金融影响居民消费的理论机制,将分别代表家庭消费能力和消费意愿的金融可得性和信贷需求引入分析过程,研究互联网金融促进家庭消费的具体路径,为后续扩大内需、推动居民家庭消费升级提供理论基础和可操作性建议。

二、模型与变量设定

(一)模型介绍

1.Probit模型

为检验互联网金融对城镇家庭消费的影响及作用机制,本文首先构建Probit模型进行实证研究。

Prob(Ci=1|Xi)=αIFi+Xiβ+εi

(1)

其中,Ci作为被解释变量,是家庭享受型消费和发展型消费的代理变量,包括文化娱乐、旅游、家庭耐用品、保健健身、教育培训、交通工具6项消费,i表示样本家庭。IFi代表互联网金融,表示家庭是否使用互联网金融。Xi为控制变量,包括家庭层面的收入、资产、受教育程度、就业水平、健康状况,户主层面的性别、年龄、婚姻状况以及省份虚拟变量。

式(1)中互联网金融与家庭消费之间可能存在反向因果、遗漏变量所导致的内生性问题,从而引发模型估计偏误。为解决这一问题,本文选取“户主是否通过互联网渠道关注财经新闻”作为互联网金融的工具变量,利用Ivprobit模型进行估计。如果家庭户主(经济来源主要承担者或主事者)在日常生活中关注经济、金融方面的信息并经常使用互联网浏览财经新闻,那么该家庭使用互联网金融的可能性也非常大,即二者之间高度相关,而户主是否通过互联网关注财经新闻对家庭日常消费并没有明显和直接的影响,既满足了工具变量的相关性要求,也满足了工具变量的外生性要求。由于自变量与工具变量均为二值变量,传统的两阶段回归方法并不适用,且Probit和Ivprobit模型的边际影响不等同于回归系数值,各变量的估计参数不能直观解释其经济含义。对此,本文使用Stata16软件中ERM框架下的eprobit命令进行回归,并在回归后进一步计算解释变量的边际效应。

2.中介效应检验

为进一步分析互联网金融对城镇家庭消费结构升级的影响路径,即互联网金融是否通过提高家庭的金额可得性和信贷需求促进家庭消费结构升级,本文构建中介效应模型进行检验,如图1所示。

图1 中介效应模型

FCi=γ1+cIFi+Xiθ+μ1i

(2)

Mi=γ2+aIFi+μ2i

(3)

FCi=γ3+c′IFi+bMi+Xiθ+μ3i

(4)

其中,FCi表示家庭消费情况,是家庭各项享受型和发展型消费和人均总消费对数的代理变量;Mi为中介变量,是金融可得性和信贷需求的代理变量;γ和μi分别表示常数项和残差项。式(2)对应图1(a),系数c表示互联网金融对城镇家庭消费升级的总效应;式(3)对应图1(b)中互联网金融对中介变量的影响路径,系数a即为IFi对Mi的效应;式(4)包含图1(b)中控制中介变量后,互联网金融对城镇家庭消费结构升级的影响以及中介变量对城镇家庭消费结构升级的影响两条路径,系数c′即为控制Mi后IFi对FCi的直接效应,系数b表示控制IFi后Mi对FCi的效应,a和b的乘积ab为中介效应。

参考温忠麟等[18]提出的中介效应检验程序,对金融可得性和信贷需求的中介作用进行检验。由于CHFS的受访家庭过去一年对上述各项消费为0的情况较多,为避免OLS回归产生的估计偏差,采用Tobit模型估计上述模型的系数。

(二)数据说明与变量设置

1.数据来源

本文数据来自CHFS微观数据库[19]。该调查于2011年启动,每两年进行一次,本研究使用的数据为2017年第三轮追踪调查数据,覆盖了全国29个省、自治区、直辖市(中国香港、澳门、台湾、新疆和西藏除外),样本规模为40 011户。与以往几轮调查相比,2017年采集的数据详细询问了家庭使用互联网支付和理财等情况,为本文研究互联网金融对城镇家庭消费结构升级的微观影响提供了数据支撑。由于互联网金融在城镇地区的发展更为成熟,剔除了农村地区和一些关键变量缺失或异常的样本,最终得到有效样本共26 776户。

2.变量说明

本文重点关注互联网金融对城镇家庭消费结构升级的影响,以及金融可得性和信贷需求作为中介在互联网金融促进家庭消费过程中所发挥的作用,相关变量设置如下:

(1)互联网金融。从互联网支付、互联网理财以及互联网经营情况三个方面考察城镇家庭互联网金融的使用情况,并设置为虚拟变量。对应CHFS调查问卷中的问题分别为“您和您家人在购物时(包括网购),一般会使用下列哪些支付方式?”“目前您家购买的互联网理财产品余额是多少?”以及“您家最主要的一个工商业生产经营项目的经营形式?”若受访者的回答包含使用电子支付、互联网理财产品的具体余额或网络经营,则对“互联网金融”变量赋值1,若不包含上述回答,则赋值0。

(2)城镇家庭消费结构。从享受型消费和发展型消费两个层面考察城镇家庭消费结构,如表1所示,共包含六类与家庭日常生活关联性较强的消费,并以互联网金融能否增加家庭产生上述6类消费的可能性作为消费结构升级的判断依据。在CHFS调查问卷中涉及的问题为“去年,您家在该项目上的支出为多少钱?”若受访者的回答为具体数额或范围,则对应虚拟变量赋值1,若回答为“无该项支出”,则赋值0。

表1 城镇家庭消费结构变量描述

(3)金融可得性和信贷需求。尹志超等[20]根据CHFS 2015年的数据,以小区为单位计算了样本家庭活期存款开户行的家数,用以度量金融可得性,这种衡量方法较为微观和贴近现实。由于2017年CHFS的调查问卷做出了调整,删减了与家庭活期账户开户行相关的问题,考虑到数据限制,本文参考其微观度量方法,以样本家庭人均储蓄卡和活期存折的数量间接衡量家庭金融可得性,在CHFS调查问卷中对应的问题为“目前,您家有几张银行储蓄卡和活期存折?”本文关注的信贷需求为居民家庭的生活类信贷需求。2017年CHFS调查从住房、汽车等方面询问了家庭的信贷需求情况,问卷中设计的问题为“您家是否因买房、买车、教育、医疗、投资等需要资金,需要多少资金?”在实证分析中,本文将信贷需求变量设置为家庭信贷需求金额的对数。

(4)其他控制变量。为分析互联网金融对城镇家庭消费的影响及机制,本文参照已有文献,选取反映家庭特征、户主特征的控制变量,考虑到各个省份的政治、经济、文化等因素差异较大,均可能对家庭消费选择产生影响,因此在实证研究中还引入了省份虚拟变量。详细的变量说明及描述性统计结果见表2和表3。

表2 变量选择及说明

表3 变量描述性统计结果

从表3的描述性统计结果来看,样本家庭中使用互联网金融的比例为38.7%,普及率不足50%,说明互联网金融在城镇家庭中的影响力和辐射半径有待进一步提升;在家庭享受型和发展型消费中,城镇家庭更为偏好和注重文化娱乐消费和教育培训消费,其次是旅游消费、耐用品消费,过去一年在保健健身和交通工具方面消费的家庭仅占总样本的12%左右。

三、实证分析

(一)互联网金融与城镇家庭消费结构升级

1.享受型消费

互联网金融对城镇家庭享受型消费的影响结果见表4。第(1)(3)(5)列分别报告了互联网金融对城镇家庭文化娱乐、旅游以及家庭耐用品消费的Probit回归结果,表示互联网金融的变量对家庭各项享受型消费影响的边际效应均在1%的水平下显著为正,这表明互联网金融能够明显增加城镇家庭进行享受型消费的可能性。针对互联网金融可能存在的内生性问题,第(2)(4)(6)列报告了Ivprobit模型的两阶段回归结果。在第一阶段的估计中,F值均为158.25(P<0.001),超过了10的经验值,不存在弱工具变量问题,且Wald检验结果均在1%的水平下拒绝了不存在内生性的原假设,说明互联网金融在家庭享受型消费决策中存在内生性,Probit回归结果有偏,因而选择“户主通过互联网渠道关注财经新闻”作为工具变量是合理的。

表4 互联网金融对家庭享受型消费的影响估计结果

从第(2)(4)(6)列的Ivprobit回归结果来看,使用互联网金融能够分别提高家庭文化娱乐消费、旅游消费以及耐用品消费65.7%、56.1%、39.6%的可能性,即互联网金融对城镇家庭享受型消费有着十分显著的促进作用。这可能源于以下几方面原因:一是互联网金融为家庭享受型消费提供了线上渠道,在为家庭节省消费成本的同时让文娱、旅游以及购置耐用品等消费活动变得更加便捷和多元;二是互联网金融在不断发展的过程中创造了丰富多样的消费品和服务,刺激了家庭的主观享受型消费需求;三是互联网金融减弱了家庭的短期流动性约束,能够帮助消费者平滑当期和跨期的享受型消费,给予居民家庭更多基于自身偏好选择消费品和提高生活品质的空间。

在其他控制变量对城镇家庭消费的影响方面,总体上看,家庭收入和资产水平的提升均有助于提高家庭进行享受型消费的可能性,可见家庭财富水平仍是影响家庭消费决策的最根本因素;受教育程度越高的家庭越注重精神层面和生活品质上的追求,就业水平越低的家庭有越多的闲暇时间和精力“享受生活”,这两类家庭在文化娱乐和旅游方面产生开支的可能性也更大;平均身体状况较好的家庭和女性户主家庭旅游出行的可能性更大,身体状况较差的家庭和男性户主家庭则更加偏好购买实物类商品;户主已婚有助于促进家庭进行文化娱乐和旅游消费;户主年龄和年龄平方/100对文化娱乐和旅游消费的边际效应在1%的水平下显著,据此可计算出年龄与文化娱乐和旅游消费的拐点分别为3.48岁和8.58岁,小于户主最小年龄16岁,即户主年龄与家庭文化娱乐消费和旅游消费均为非线性关系,户主年龄越大的家庭对于文化娱乐消费越为偏好,而年轻家庭选择旅游出行的可能性明显更大。

2.发展型消费

进一步关注互联网金融对城镇家庭发展型消费的影响,结果见表5。与上文一致,使用工具变量估计后的第一阶段F值超过了10的经验值,且通过了Wald内生性检验,这表明Probit回归结果有偏,互联网金融能够分别显著提高家庭保健健身、教育培训以及交通工具消费32.7%、44.0%和6.7%的可能性。整体来看,互联网金融对城镇家庭发展型消费的促进效果小于享受型消费,这反映了城镇居民整体的消费升级倾向,即在快节奏的现代社会,城镇家庭使用互联网金融满足享受型消费需求的意愿高于发展型消费。在发展型消费中,互联网金融对于家用交通工具消费的促进作用明显低于保健健身和教育培训消费。可见,互联网金融所提供的金融支持以小额化和分散化为主,如增加了家庭购买保健健身商品的渠道、为线上教育和培训活动提供了平台等,但对于家庭大额消费和非刚需消费的平滑作用有限,在购置交通工具时,城镇家庭更可能向传统金融机构寻求融资支持。

其他控制变量方面,家庭收入水平的提升可以提高城镇家庭发展型消费的概率;资产水平和受教育程度越高的家庭对身心健康越注重,在保健健身方面消费的可能性越高,但这部分家庭在教育培训和交通工具方面消费的可能性较低,可能源于资产和受教育水平较高的家庭本身对于成人学习培训的需求较低,且已经购置过交通工具;就业水平较高的家庭和男性户主家庭在发展型消费中更加偏好切实提升生活品质和便捷度的交通工具,而就业水平较低的家庭可能为退休人口较多的老年家庭或因受教育程度不足导致就业受限的家庭,因此在保健健身和教育培训方面消费的可能性更高;家庭健康状况对家庭发展型消费偏好存在显著影响,健康状况越好的家庭对于子女教育和成人培训越为关注,而健康状况较差的家庭对保健健身的消费需求更大,且更易购置提高生活便利化程度的交通工具;从户主年龄来看,发展型消费群体呈现年轻化趋势,户主年龄越小的家庭越可能在教育培训和交通工具方面消费。

(二)中介效应检验

1.金融可得性

金融可得性作为中介变量的检验结果见表6。各项变量的回归系数均在1%的水平下显著,说明互联网金融在对家庭各项享受型消费和发展型消费的影响中,金融可得性的中介效应均显著成立。根据各系数的符号可知,金融可得性在互联网金融对教育培训消费的影响中表现为遮掩效应,在对其他5类消费的影响中表现为部分中介效应。

表6 金融可得性的中介效应检验估计结果

遮掩效应是中介效应分析中普遍存在的一种现象,指直接效应与间接效应的符号相反,总效应被遮掩的情况。互联网金融对城镇家庭教育培训消费的影响为正,但通过提高家庭金融可得性对教育培训消费的影响为负。一方面,互联网金融通过为教育培训机构提供网络教学平台,解决了教学时间和空间限制问题、简化了获取教育资源的流程,从而促进了城镇家庭的教育培训消费;另一方面,城镇家庭利用金融手段平滑或节省了教育培训的成本,降低了该项消费,因而两种效应同时存在,但作用效果相反。

在互联网金融促进家庭文化娱乐、旅游、耐用品、保健健身以及交通工具消费的过程中,金融可得性的提高起到了显著的正向中介作用,中介效应占比分别为3.94%、7.54%、9.28%、6.28%和8.91%。这说明互联网金融通过增加城镇家庭获取金融服务的途径和便利性,帮助其实现消费平滑和跨期配置,从而提高了家庭享受型和发展型消费支出。其中,相比于文化娱乐、旅游和保健健身消费,金融可得性在提高家庭实物类商品消费方面贡献水平更高。可见,城镇家庭通过互联网金融享受到金融服务后,流动性约束下降,消费能力增强,在多出的这部分可支配收入中,城镇家庭更加偏好购置在日常生活中能够长期使用、提高生活质量和便捷度的商品。

2.信贷需求

信贷需求作为中介变量的检验结果见表7。结果显示,互联网金融对信贷需求的影响系数在1%的水平下显著为正,边际系数大小为0.647,即使用互联网金融能够有效催生城镇家庭的信贷需求,增加家庭消费意愿。第(6)列的回归结果中,由于信贷需求对旅游消费的估计系数不显著,本文采用Bootstrap法进行检验,结果依旧为中介效应不显著,这表明在互联网金融促进家庭旅游消费的过程中,信贷需求并未发挥明显的中介作用。在第(3)(9)(12)(15)(18)列的回归结果中,各项变量的估计系数均在1%的水平下显著为正,说明在互联网金融对城镇家庭文化娱乐、耐用品、保健健身、教育培训以及交通工具消费的影响机制中,信贷需求起到了部分中介作用,但中介效果低于金融可得性,分别为1.54%、1.89%、1.23%、2.40%和6.10%。可见,互联网金融对于引导家庭信贷需求、促进家庭消费结构升级具有积极意义,但由于互联网金融为城镇家庭提供的信贷服务存在限额,其适用范围主要是小额化和分散化的超前消费需求,且家庭信贷需求一般以满足刚需为主,因此对于城镇家庭而言,信贷需求的提升在推动家庭消费结构升级方面的贡献有限。

表7 信贷需求的中介效应检验估计结果

3.中介效应分析

在互联网金融对家庭消费总额的影响中,金融可得性和信贷需求分别发挥的中介作用见表8。各项变量的回归系数均在1%的水平下显著为正,说明金融可得性和信贷需求的部分中介效应显著成立。从影响路径来看,互联网金融通过提高城镇家庭的金融可得性、引导城镇家庭释放信贷需求促进家庭整体消费总额提高,但两种影响路径的中介效果存在一定差异,根据中介效应与总效应比值,金融可得性的效应量为22.29%,信贷需求为15.55%,明显大于二者在享受型消费和发展型消费中所发挥的作用。可见,互联网金融通过为城镇家庭提供灵活有力的金融支持、引导家庭产生消费信贷需求,正在逐渐成为促进城镇家庭衣食住行等基本生存型消费的重要渠道。在我国构建“以国内循环为主,国内国际双循环相互促进”发展格局的关键时期,有必要充分利用互联网金融能够将金融科技和数字化技术融入居民消费的核心优势,持续激发居民家庭的消费潜力,从需求侧夯实经济内循环格局的根基,实现更加强劲和可持续的经济发展。

表8 互联网金融对家庭消费总额的中介效应估计结果

(三)稳健性检验

为考察上述回归结果的可靠性,本文分别对前文两部分实证分析进行了稳健性检验,并汇报了关键解释变量的检验结果。

1.替代变量

考虑到互联网金融在城镇家庭日常生活中的主要用途,本文基于调查问卷中设置的问题“您目前主要利用互联网进行以下哪些活动?”若样本家庭的回答包含“购买产品”或“销售产品和服务”则赋值1,用以替代互联网金融变量。变量替代后的主要变量回归结果见表9。使用工具变量估计的第一阶段F值超过了10的经验值,且通过了Wald内生性检验,这表明Probit回归结果有偏。Ivprobit回归结果显示,互联网金融替代变量的回归系数均显著为正,即使用互联网金融能够明显提升城镇家庭享受型和发展型消费的概率,且对享受型消费的促进效果大于发展型消费,从侧面反映出本文的结果具有一定的稳健性。

表9 互联网金融替代变量的回归估计结果

2.Bootstrap检验

本文选用统计效力较高的Bootstrap检验法,验证金融可得性和信贷需求所发挥中介效应的显著性。结果显示,以金融可得性为中介变量时,全部变量的直接效应和中介效应均显著,且95%置信区间均不包含0,说明中介效应显著成立,根据符号可知金融可得性在互联网金融对教育培训消费的作用机制中表现为遮掩效应,在其他消费中为部分中介效应;以信贷需求为中介变量时,除旅游消费的中介效应不显著外,其他均显著为正,且95%置信区间均不包含0,进一步验证了前文的结论(1)受篇幅限制,检验结果未列出,可向笔者索要。。

四、结论与建议

本文基于中国家庭金融调查(CHFS)2017年的数据,采用Ivprobit、中介效应检验等分析方法从微观视角研究了互联网金融对城镇家庭消费结构升级的影响,主要结论如下:(1)互联网金融能显著提高城镇家庭享受型消费和发展型消费的可能性,与发展型消费相比,互联网金融对城镇家庭享受型消费升级的促进效果更为显著,这说明城镇家庭在消费结构升级过程中,更加倾向于利用互联网金融满足享受型消费需求。(2)金融可得性的中介效应显著成立,即互联网金融通过增加城镇家庭享受金融服务的渠道以及获取金融资源的便利性,降低了家庭的流动性约束,有助于提高城镇家庭当期和预期的消费能力,最终提升家庭消费总额,实现家庭消费结构升级。(3)除旅游消费外,信贷需求在互联网金融对城镇家庭享受型、发展型消费以及消费总额的影响路径中均发挥了显著的中介作用,即互联网金融有利于引导家庭产生和释放消费信贷需求,从而增加家庭主观消费意愿、促进家庭消费结构升级。

基于上述分析,本文认为,面对我国未来以消费支撑经济增长的发展趋势,提振内需不仅要继续扩大消费规模,更需要借助金融科技、数字化等手段突破消费限制,提高居民家庭的当期消费能力和消费意愿,实现居民家庭消费结构升级。相关政策建议如下:第一,鼓励银行、互联网金融公司等机构与文化娱乐、旅游、耐用品生产、保健健身、教育培训以及交通工具等产业开展深度合作,积极开发和创新消费金融产品,根据服务对象的微观特征、消费习惯以及商品种类等细化金融产品或服务功能,在扩大互联网金融普及程度和辐射半径的同时,增加居民家庭在消费结构升级中获得的体验感和满足感。第二,加速互联网金融下沉进程和简化弱势群体获得金融资源的流程,通过各种渠道开展理财投资和金融技能讲座,适当放低特定群体的互联网金融准入门槛,强化互联网金融平台与智能手机终端的融合,在增加弱势群体获取金融资源渠道的基础上,使更多居民成为互联网金融使用群体,通过互联网消费习惯的养成,提升居民家庭的消费能力。第三,鼓励银行和金融机构充分运用大数据等现代分析手段,利用互联网金融小额化、分散化、长尾化和普惠化的优势特征,增加居民有效信贷需求;同时,依据社会消费趋势的变化,合理调节消费信贷的覆盖和应用范围,扩大居民家庭融资需求,增加居民家庭的消费意愿,为扩大内需和经济内循环提供持续动力。