移动支付对农村家庭消费结构的影响研究

doi:10.12677/ecl.2024.1341235

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移动支付对农村家庭消费结构的影响研究
Study on the Influence of Mobile Payment on Rural Household Consumption Structure

DOI: 10.12677/ecl.2024.1341235, PDF, HTML, XML,
作者: 张羽兴：贵州大学经济学院，贵州贵阳
关键词: 移动支付；家庭消费结构；家庭信用负债；OLS回归；Mobile Payment； Household Consumption Structure； Household Credit Liabilities； OLS Regression

摘要: 随着数字技术的飞速进步，移动支付作为一种新兴电子支付方式在我国迅猛发展，深刻地改变了居民的支付习惯和消费模式。本研究基于2019年中国家庭金融调查(CHFS)的数据，采用OLS回归、分位数回归以及中介效应等分析方法，深入探讨了移动支付如何影响农村家庭的消费结构，并考察了作用机制。研究结果显示：(1) 移动支付显著促进了农村家庭的消费结构升级，这一发现通过工具变量法和替换被解释变量进行了稳健性检验后结果依然成立；(2) 异质性分析揭示，移动支付有助于提升农村整体消费水平，对低收入水平和中西部地区家庭的消费结构升级具有更显著的正向作用；(3) 作用机制分析指出，移动支付通过提高家庭负债水平来促进农村家庭消费结构升级。本文的研究结论为推动移动支付在农村地区的普及提供理论依据和参考；为扩大内需、畅通内循环提供了方向和思路。

Abstract: With the rapid advancements in digital technology, mobile payments have swiftly gained traction as an innovative electronic transaction mode within China. This transformation has fundamentally reshaped consumer spending behaviors among residents. Leveraging data from 2019’s China Household Finance Survey (CHFS), our study employs OLS regression, Quantile regression, and intermediary effect analyses to comprehensively investigate how mobile payments impact rural household expenditure structures while scrutinizing underlying mechanisms. Our findings indicate that: (1) Mobile payments notably drive enhancements in rural household expenditure structures—a conclusion substantiated through rigorous testing using instrumental variable methods alongside alternative explanatory variables; (2) Heterogeneity analysis uncovers that mobile payments foster improvements in overall rural spending levels with particularly pronounced benefits for elevating expenditure structures among low-income households as well as those residing in central and western regions; (3) Mechanism analysis underscores how increased household debt serves as a catalyst for advancing rural household expenditure structures via widespread adoption of mobile payments. These research insights furnish a theoretical foundation for advocating wider adoption of mobile payments across rural landscapes while offering strategic pathways to bolster domestic demand alongside streamlining internal circulation.

文章引用：张羽兴. 移动支付对农村家庭消费结构的影响研究[J]. 电子商务评论, 2024, 13(4): 976-986. https://doi.org/10.12677/ecl.2024.1341235

1. 引言

党的十九届五中全会提出，要加快构建以内循环为主体，国内国际双循环相互促进的新发展格局。由此，经济发展的驱动力开始从出口转向内需。增强内需的关键在于挖掘国内消费市场的潜能，优化居民消费模式，推动居民消费水平的提升，农村消费市场无疑是个大市场。因此，如何提升农村家庭的消费水平，促进农村家庭消费结构升级是本文重点关注的问题。

随着互联网技术、5G网络的发展，我国已进入蓬勃发展的大数据时代。在科技革新的浪潮中，移动支付作为一项新兴技术，深刻地重塑了人们的消费模式和思维，为刺激整体消费需求提供了一个新的观察维度。中国支付清算协会数据显示，2013年至2022年，全国移动支付业务笔数从54.51亿笔增长至11,412.97亿笔，增长了208倍，交易金额从10.83万亿元增长至816.95万亿元，增长了74倍。这说明随着移动互联网发展，消费者支付习惯发生了根本性改变，用户越来越习惯通过线上支付应用程序转账、消费。在移动支付的助推下，我国已连续11年稳居全球最大的网络零售市场宝座。2023年，全国网上零售额高达15.4万亿元，连续11年荣登全球榜首。移动支付普及率达到86%，居全球第一。移动支付打破了时空的约束，使得消费不再局限于“面对面”，移动支付正通过消费便利化、提升消费体验等渠道促进农村家庭消费结构的升级。

移动支付技术的快速发展有利于挖掘潜在消费者，有效地释放了农村居民家庭的消费欲望，并进一步推动了消费结构的优化升级[1]。倾向于频繁使用移动支付服务的农村居民对投资和发展性消费的意愿会增强，如购买旅游产品、教育产品和文化娱乐产品，一定程度上会促进消费结构升级[2]。移动支付业务开启了新的支付方式，使农村居民的消费摆脱了时间和空间的局限，利用现代网络技术可以随时随地完成消费支付[3]。移动支付会使消费者产生一种心理账户效应，相较于现金消费，在此种效应条件下消费者对于消费金额的“承受”能力较强，通过实证研究，发现使用移动支付能够大幅度提升消费水平和消费次数[4]。有学者从成本理论、金融素养和偏好理论对移动支付影响消费进行分析，提出移动支付通过节省时间成本、降低搜寻成本及减少支付成本，从而提升民众消费水平[5]。有学者将支付结果与偏好理论相结合，进而研究其对家庭消费的影响[6] [7]。Jack和Suri研究发现，移动货币M-PESA的用户能够减轻因不确定性事件(比如重大疾病、失业、家畜逝世、农作物欠收或商业失败)导致的收入负面波动，从而稀释风险[8]。Riley使用坦桑尼亚的数据分析发现，在遭遇村级暴雨侵袭之际，移动货币用户亦能遏制消费下滑[9]。一些专家学者认为移动支付有助于稀释风险，减轻意外事件对消费水平下降的负面影响，能够减少交易成本，增进收入，展现出显著的经济成效。

众多研究认为，移动支付对居民消费存在正向显著影响。已有研究大多从支付便利、心理账户、成本理论、金融素养、偏好理论和经济效应等方面对移动支付影响消费进行分析，鲜少有将信用负债纳入移动支付对消费的影响分析。与现有研究相比，本文可能的边际贡献在于：第一，本研究运用截面数据从实证角度分析了移动支付对农村家庭消费结构的具体影响。这一研究不仅弥补了现有实证分析的不足，而且为理解移动支付如何影响农村家庭消费结构提供了新的视角；第二，将信用负债纳入移动支付与农村家庭消费关系的研究中，通过中介效应分析进一步探讨移动支付对农村家庭消费影响的机制，并根据家庭的消费水平差异、收入水平差异和地区差异等特征分析移动支付影响消费的异质性作用，从而提出有益的政策参考。

2. 理论分析及假说

2.1. 移动支付对农村家庭消费的影响

互联网技术和电商的迅猛发展，无疑彻底重塑了农村居民的消费模式。他们不再仅仅依赖于传统的实体店，如小卖部、农贸市场、夜市摊贩以及超市，而是能够借助网络购物的力量，突破地域的界限，在家中就能轻松选购到心仪的商品。这种转变不仅拓宽了他们的购物渠道，也大大提升了他们的消费体验。此外，网络购物的商品种类繁多，为居民提供了更广泛的选择权。网络消费还突破了时间的束缚，免去了实体店铺因营业时间限制而无法购物的困扰，也无需特意预留采购时间，利用零碎时间即可完成购物。

移动支付作为网络消费的桥梁，方便了农村居民的消费需求，提升了结算速度也降低了资金清算和存储的风险，对我国居民消费起到显著的促进作用。目前，众多研究者已普遍认同移动支付对家庭消费的积极促进作用。移动支付能显著刺激家庭消费[10]。在比较未使用移动支付的家庭与使用移动支付的农村家庭时，发现前者在总消费和发展型消费的比重上普遍较低[1]。基于此，本文提出：

假说1：移动支付会推动农村家庭消费结构优化升级。

2.2. 移动支付对农村家庭消费影响的作用机制

消费者在使用现金支付时，面临着消费的流动性约束，这会导致消费者减少消费，增加储蓄。然而，采用移动支付能够降低流动性约束，提高居民家庭信贷水平，进而提高其“超前消费”和“冲动消费”的可能性，从而影响家庭消费相对剥夺。柴时军研究表明移动支付显著推动了家庭财务杠杆的放大和债务风险的加剧，移动支付的使用显著提升了家庭资产负债率和债务收入比[11]。数字支付提高了家庭获得正规信贷的可能性[12]，正规信贷可以提高家庭消费水平[13]，会刺激消费者增加部分商品消费，进而对消费整体产生积极影响[14]。移动支付为用户提供了关联多张银行卡和多种支付渠道的可能性，这不仅解决了用户因缺乏现金而可能遇到的消费难题，还鼓励了他们进行非计划的购物行为[10]。Soman研究发现，信用卡支付透明度低，减小消费者支付痛感，加大消费快感进而刺激消费，提高家庭消费水平[15]。基于此，提出：

假说2：移动支付可以通过提升家庭负债水平进而促进农村家庭消费结构升级。

3. 研究设计

3.1. 模型设定

3.1.1. OLS回归模型

为了探究移动支付对农村家庭消费结构的影响，本文建立模型(1)：

$c o n s u m p t i o n_{i} = α + β p a y m e n t_{i} + γ c o n t r o l_{i} + λ_{j} + ε_{i}$ (1)

其中： $c o n s u m p t i o n_{i}$ 代表家庭i的消费； $p a y m e n t_{i}$ 代表家庭i是否使用移动支付； $c o n t r o l_{i}$ 表示家庭i的一系列控制变量；α为常数项系数，β为核心解释变量 $p a y m e n t_{i}$ 的回归系数， $λ_{j}$ 表示省份固定效应， $ε_{i}$ 表示随机误差项。

3.1.2. 中介效应模型

$Z_{i} = α_{0} + β_{0} p a y m e n t_{i} + γ c o n t r o l_{i} + λ_{j} + ε_{i}$ (2)

$c o n s u m p t i o n_{i} = α_{0} + β_{1} p a y m e n t_{i} + β_{2} Z_{i} + γ c o n t r o l_{i} + λ_{j} + ε_{i}$ (3)

其中， $Z_{i}$ 为中介变量，表明家庭i是否有信用负债，用来分析移动支付对农村家庭消费结构升级的影响机制。其余公式符号含义与式(1)相同。

3.2. 数据来源

本研究数据源自西南财经大学2019年在全国29个省份(自治区、直辖市)进行的家庭金融调查(CHFS)数据，涵盖了家庭、个人以及非问卷变量三个数据集。其中，家庭层面的数据包含了家庭资产负债、收入消费等方面的情况，个人层面的数据详细记录了个人工作情况、健康状况等方面的信息，为本文研究非农就业对农村家庭消费的影响提供了重要的数据支撑。在样本筛选过程中，根据本文的研究主体，我们首先对家庭、个人、非问卷变量数据库进行匹配，接着进行必要的数据筛选和处理，最终得到实证样本27,148。

3.3. 变量说明

3.3.1. 被解释变量

家庭消费为本文的被解释变量，参考已有文献，将其分为生存型消费(consumption1)和发展享受型消费(consumption2)。生存型消费主要包括伙食费、衣着和居住支出，而发展享受型消费则涵盖交通通讯、医疗保健、文化娱乐、教育培训、旅游度假、家政服务以及其他非生存型消费支出，为了减小回归结果的误差，分别对生存型消费和发展享受型消费取对数，以代入回归模型进行回归。

3.3.2. 核心解释变量

移动支付(payment)为本文的核心解释变量。参照选取左晓慧等[16]和张文文等[17]的做法，使用CHFS问卷中的问题“目前，您家是否开通支付宝、微信支付、京东网银钱包、百度钱包等第三方支付账户？”，回答“是”记为1，否则为0。

3.3.3. 中介变量

本文的中介变量为家庭信用负债(debt)，通过阅读已有文献，本文发现家庭信贷是基于负债角度，故采用家庭教育负债、医疗负债、信用卡负债和其他负债来衡量家庭是否有借款或贷款指标，有记为1，否则为0。

3.3.4. 控制变量

参照文洪星和韩青、尹志超等的做法，本文选取的控制变量主要分为户主特征、家庭特征两个维度[18] [19]。其中，户主特征有户主的性别、年龄、婚姻情况、受教育情况、健康情况；家庭特征有家庭的规模、家庭的净资产、住房、汽车拥有情况。相关变量的描述性统计如表1所示。

4. 实证研究

4.1. 基准回归

本文利用OLS回归模型就移动支付对农村家庭消费结构的影响展开分析，由于变量可能在模型中产生异方差的问题，因此本文采用了稳健标准误的方法进行基准回归。表2展示了基准回归结果。由表可知，无论纳入控制变量前后，移动支付对农村家庭两种消费的影响都在1%的水平上正向显著。此外，移动支付每提高1%，农村家庭生存型消费增加0.254%，发展享受型消费增加0.467%。不难看出，相较于生存型消费，移动支付对农村家庭发展享乐型消费的促进作用更强，说明移动支付能够推动农村家庭消费结构优化升级，验证了本文提出的假说1。

Table 1. Description of main variables and descriptive statistics

表1. 主要变量说明与描述性统计

变量类型	变量名称	变量符号	标准差	最小值	最大值
被解释变量	生存型消费	consumption1	0.949	2.996	14.165
被解释变量	发展享受型消费	consumption2	1.179	2.708	13.17
核心解释变量	移动支付	payment	0.495	0	1
户主特征变量	性别	gender	0.353	0	1
	年龄	age	12.589	19	102
	婚姻状况	marriage	0.278	0	1
	受教育状况	degree	1.138	1	8
	健康情况	health	1.02	1	5
家庭特征变量	家庭规模	family	1.802	1	15
	净资产	total asset	1.449	3.091	21.465
	是否有车	car	0.446	0	1
	是否有房	house	0.271	0	1
中介变量	家庭信用负债	debt	0.369	0	1
工具变量	智能手机使用	smartphone	0.448	0	1

Table 2. Baseline regression results

表2. 基准回归结果

变量	(1) consumption1	(2) consumption1	(3) Consumption2	(4) Consumption2
payment	0.662^***	0.254^***	0.864^***	0.467^***
payment	(60.450)	(20.585)	(59.008)	(27.340)
gender		−0.093^***		−0.113^***
gender		(−6.599)		(−5.765)
age		−0.007^***		−0.008^***
age		(−15.188)		(−12.173)
marriage		0.060^***		0.064^**
marriage		(3.151)		(2.436)
degree		0.044^***		0.070^***
degree		(8.870)		(10.418)
health		−0.032^***		0.140^***
health		(−5.926)		(19.678)
family		0.113^***		0.177^***
family		(36.243)		(37.275)
total_asset		0.162^***		0.148^***
total_asset		(35.261)		(23.891)
car		0.085^***		0.117^***
car		(7.161)		(7.180)
house		−0.414^***		−0.289^***
house		(−21.076)		(−10.080)
_cons	9.713^***	8.017^***	8.842^***	6.541^***
_cons	(194.181)	(98.036)	(125.541)	(57.947)
省份固定效应	Yes	Yes	Yes	Yes
N	27148	27148	24007	24007
adj. R²	0.180	0.306	0.168	0.295

注：^***、^**、^*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，下同。

4.2. 稳健性检验

4.2.1. 工具变量方法

利用OLS回归模型进行实证分析，可能会受到反向因果、遗漏变量、测量误差和自相关等问题的干扰，从而导致模型估计不准。一般而言，工具变量法是解决以上内生性问题的不二选择，借鉴尹志超(2019)等构建工具变量的思路和原则，本文采用“家庭目前是否使用智能手机”作为移动支付影响家庭消费结构的工具变量来进行回归[20]。选取该工具变量的原因在于：第一，使用智能手机是移动支付的基本条件，二者高度相关，满足相关性条件；第二，使用智能手机难以直接影响农村家庭消费结构，满足外生性条件。

表3是工具变量的两阶段最小二乘估计结果。由表3可知，在第一阶段回归中，是否使用智能手机在1%的水平上显著促进农村家庭进行移动支付，第一阶段的F值为70.417，Stock和Yogo (2002)在研究中指出，当2SLS的第一阶段的F值大于10%偏误水平下的临界值16.38时，则不存在弱工具变量的问题[21]。由此可见，本文选取的工具变量是较为合适的。在第二阶段回归中，核心解释变量移动支付均在1%的水平上促进农村家庭消费，且移动支付每提高1%，生存型消费增加1.489%，发展享受型消费增加5.141%，可见移动支付对农村家庭生存型消费的影响明显大于生存型消费，家庭消费结构得到升级，假说1再次得到验证。

4.2.2. 替换被解释变量

消费结构升级的主要特征表现为生存型消费支出减少，发展享受型消费支出增加，为了更直观地评估消费结构升级状况，本文参考现有文献的方法，定义了消费结构升级指数(index)，将消费结构升级指数定义为发展享受型消费支出与家庭消费总支出之比，以此来替换被解释变量，以确认基准回归结果的稳健性。表4的结果显示，在纳入控制变量后，移动支付的回归系数依然在1%的水平上显著，与基准回归结果一致，进一步证实了上文研究结论的稳健性。

4.3. 机制检验

根据相关理论分析，移动支付可以通过影响家庭信用负债水平来推进农村家庭消费结构升级。所以，

Table 3. 2SLS regression results

表3. 2SLS回归结果

变量	(1) payment 第一阶段回归	(2) consumption1 第二阶段回归	1 payment 第一阶段回归	2 consumption2 第二阶段回归
payment		1.489^***		5.141^***
payment		(5.400)		(8.163)
smartphone	0.354^***		0.354^***
smartphone	(53.917)		(53.917)
控制变量	Yes	Yes	Yes	Yes
_cons	0.139^***	7.482^***	0.139^***	4.581^***
_cons	(3.404)	(49.083)	(3.404)	(13.156)
省份固定效应	Yes	Yes	Yes	Yes
hausman	27.953^***		257.229^***
第一阶段F值	70.417		70.417
N	24007	24007	24007	24007
R²	0.411	0.038	0.411	0.034

Table 4. Robustness tests for replacement explained variables

表4. 替换被解释变量的稳健性检验

变量	(1) index	(2) index
payment	0.011^***	0.025^***
payment	(5.919)	(11.481)
_cons	0.174^***	0.114^***
_cons	(19.199)	(7.488)
控制变量	No	Yes
省份固定效应	Yes	Yes
N	24007	24007
adj. R²	0.021	0.060

本研究运用中介效应模型，从负债层面探讨移动支付对农村家庭消费结构升级的作用机制。

中介效应模型的回归结果如表5所示，列(1)和列(4)结果显示，移动支付对农村家庭消费的影响在1%的水平上显著正相关，而对发展享受型消费的影响大于生存型消费，说明移动支付能够显著促进农村家庭消费结构升级；列(2)结果显示，移动支付对农村家庭信用负债的影响也在1%水平上显著正相关，说明移动支付对家庭信用负债也存在着显著促进作用；列(3)和列(5)纳入中介变量后的结果显示，移动支付对农村家庭消费的影响均在1%的水平上显著正相关，且对发展享受型消费的回归系数明显大于生存型消费，此外，家庭信用负债对消费的影响也在1%水平上显著正相关。这一结果验证了，移动支付可以通过影响家庭信用负债来促进农村家庭消费结构升级。据此，假说H2得到验证，移动通过提高家庭负债水平促进农村家庭消费结构升级。

Table 5. Regression results of intermediary model

表5. 中介模型回归结果

变量	(1) consumption1	(2) debt	(3) consumption1	(4)	(5)
变量	(1) consumption1	(2) debt	(3) consumption1	consumption2
payment	0.257^***	0.048^***	0.253^***	0.467^***	0.453^***
payment	(19.939)	(8.250)	(19.605)	(27.340)	(26.472)
debt			0.075^***		0.285^***
debt			(5.199)		(15.408)
_cons	7.998^***	0.336^***	7.973^***	6.541^***	6.445^***
_cons	(92.424)	(9.349)	(91.922)	(57.947)	(57.111)
控制变量	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes
省份固定效应	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes
N	24007	24007	24007	24007	24007
adj. R²	0.311	0.058	0.312	0.295	0.302

4.4. 异质性分析

4.4.1. 消费水平差异

理论上来看，由于移动支付能够缓解流动性约束，提高居民家庭信贷水平，进而提高其“超前消费”和“冲动消费”，低消费阶层的家庭可能有更强的消费动机。为此，本文就移动支付对农村家庭消费在不同分位点上产生的影响进行分析。从表6的估计结果来看，移动支付对农村家庭消费的促进作用在不同分位点上呈现下降趋势，且均在1%的水平上显著。由此可见，移动支付更能促进低消费水平的农村家庭消费，以缩小农村各消费水平家庭的消费差距，提高农村整体消费水平，进而促进消费结构升级。

Table 6. Impact of mobile payments on rural household consumption: quantile regression

表6. 移动支付对农村家庭消费的影响：分位数回归

变量	(1) QR_10	(2) QR_30	(3) QR_50	(4) QR_70	(5) QR_90
payment	0.353^***	0.318^***	0.304^***	0.250^***	0.170^***
payment	(0.019)	(0.013)	(0.015)	(0.012)	(0.021)
_cons	7.933^***	8.445^***	8.919^***	9.291^***	9.515^***
_cons	(0.089)	(0.0623)	(0.057)	(0.061)	(0.099)
控制变量	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes
N	24007	24007	24007	24007	24007

4.4.2. 收入水平差异

消费还受到收入水平的影响，不同收入水平的家庭其消费观念也不同，且消费结构也深受影响。为考察移动支付对农村家庭消费结构的影响是否因收入水平差异而存在异质性，本文将样本分为三组：低收入家庭、中等收入家庭、高收入家庭，将其代入基准模型中回归进行异质性检验。表7结果显示，移动支付对家庭两种消费的影响均在1%上水平显著为正，且发展享受型消费的系数均高于生存型消费，但低收入家庭发展享受型消费的系数明显大于生存型消费，说明移动支付更能促进低收入家庭的消费结构升级，其原因可能是中高等收入家庭的消费不依赖经济限制，消费模式已高度发展，消费结构已达到较高水平，且家庭早已实现移动支付自由，因此家庭消费不易因支付手段变化而调整；对于低收入家庭来说，尚未实现经济自由，家庭消费所受约束条件过多，移动支付能缓解这些约束，刺激其消费，故家庭消费结构会升级。

Table 7. Heterogeneity analysis: Differences in income levels

表7. 异质性分析：收入水平差异

变量	(1) 低收入	(2) 中等收入	(3) 高收入	(4) 低收入	(5) 中等收入	(6) 高收入
变量	consumption1			consumption2
payment	0.149^***	0.286^***	0.278^***	0.491^***	0.417^***	0.476^***
payment	(6.101)	(14.015)	(11.686)	(16.587)	(14.677)	(15.891)
控制变量	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes
_cons	7.864^***	8.053^***	7.689^***	6.261^***	6.992^***	5.806^***
_cons	(68.703)	(70.190)	(63.880)	(42.839)	(47.494)	(36.919)
N	8003	8002	8002	8003	8002	8002
adj. R²	0.272	0.154	0.160	0.281	0.183	0.178

4.4.3. 地区差异

由于地区经济发展水平、文化习俗、价值观念等存在客观差异，移动支付对家庭消费结构的影响或许因地域不同而呈现异质性。因此，本文将样本根据地域划分为中、西、东部地区，并将其纳入基准模型中进行异质性分析。表8结果显示，移动支付对中部、西部、东部三个地区的家庭消费的影响均在1%水平上正向显著；相比东部地区，中部和西部地区移动支付对家庭生存型消费的影响显著低于家庭发展享受型消费，这说明移动支付更能促进中西部地区的农村家庭消费结构升级。这一结果可能的原因在于：相较东部地区，中西部地区经济发展水平相对滞后，移动支付在中西部地区发挥了更明显的作用，进而促进家庭消费结构升级。

Table 8. Heterogeneity analysis: regional differences

表8. 异质性分析：地区差异

变量	(1) 中部	(2) 西部	(4) 东部	(5) 中部	(6) 西部	(7) 东部
变量	consumption1			consumption2
payment	0.214^***	0.313^***	0.590^***	0.514^***	0.400^***	0.590^***
payment	(8.507)	(14.174)	(16.744)	(16.982)	(16.321)	(16.744)
控制变量	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes
_cons	7.635^***	7.804^***	5.415^***	6.242^***	6.382^***	5.415^***
_cons	(54.590)	(67.982)	(36.766)	(36.350)	(50.132)	(36.766)
N	6797	7722	8226	6797	7722	8226
adj. R²	0.278	0.255	0.279	0.328	0.250	0.279

5. 结论与政策建议

5.1. 结论

农村家庭消费结构升级不仅是构建新发展格局的关键一环，更是加快实现农业农村现代化的重要途径。移动支付在释放农村消费潜力，促进农村家庭消费结构升级中发挥了关键作用，本文从家庭负债水平的视角切入，基于CHFS2019数据，运用OLS回归实证分析移动支付对农村家庭消费结构的影响，然后采用中介效应模型检验移动支付对农村家庭消费结构的影响机制。研究显示，移动支付能显著促进农村家庭消费结构升级，为确保研究结果的可靠性，本研究采用了工具变量法来处理潜在的内生性问题，并通过替换被解释变量稳健性检验得到证实。在核心结论的基础上，本文深入研究了移动支付对不同消费水平、收入水平和不同地区的农村家庭消费结构的差异化影响。研究发现，移动支付更能促进低消费水平的家庭消费；相对于中高等收入家庭，移动支付更能显著促进低收入水平的家庭消费结构升级；相对于东部地区，移动支付对中西部地区的农村家庭消费结构升级的促进作用更为有力。

5.2. 政策建议

第一，提高支付便利性和包容性，推动移动支付的便民化发展。随着移动支付高速发展，一些消费场景和消费群体产生了新的问题和堵点。从用户端来说：一是造成“数字鸿沟”，老年人等群体依然偏好现金支付，感到不便，二是外籍来华人员对国内支付环境不习惯、不适应；从商户端来说，商户境外银行卡受理终端(POS机)覆盖率不足、现金使用“找零难”、现金“购票难”及“出行难”等问题客观存在，支付服务包容性、便民化有待提升。为了应对这些问题，相关机构和部门应该积极采取措施，坚持“支付为民”，加快完善相关制度办法，加大资源投入，打通服务堵点，努力营造更加开放、包容、多元的支付体系和支付环境。例如，银行和金融机构可以加大对老年人的金融知识普及力度，通过开设讲座、发放宣传资料等方式，帮助他们了解移动支付等新型支付方式的运作原理和使用方法。同时，针对这些特殊群体，可以通过提供更加简便、易懂的支付服务来帮助他们跨越支付鸿沟，可以推出专门针对老年人的支付APP。此外，改善现金使用环境，不断提升外币兑换和现金服务水平，推动重点场所和重点商户受理境外银行卡，切实改善银行卡受理环境。

重视移动支付风险管理，保障移动支付安全有效。移动支付的使用可能会涉及一些资金、用户隐私等安全问题，很多人对移动支付的安全性认识不足，从而增加了风险。因此，相关机构应该通过各种渠道，如社交媒体、线下讲座等，来普及移动支付安全知识，提高公众的风险防范意识。政府和企业也应积极采取措施来降低移动支付风险。政府可以加强对移动支付平台的监管，确保其合规合法经营。企业则可以通过技术创新来提高移动支付的安全性，如引入先进的加密技术、智能风控系统等。这些举措都将有助于降低移动支付风险，保障用户的资金安全。

第三，推广适合农村地区适配的多样化、差异化的移动支付业务。为了方便农村居民使用移动支付，政府和企业应当共同努力，完善农村地区的基础设施建设。具体来说，政府应当加大投入，改善农村地区的网络基础设施，提高网络覆盖率和质量，为移动支付提供良好的网络环境。移动支付企业也应当加大投入，优化移动支付系统，提高系统稳定性和安全性，确保农村居民能够顺畅地使用移动支付。为了更好地满足农村居民的需求，政府部门和移动支付企业应当加大对农村地区移动支付业务的投入和支持。政府可以出台相关政策，鼓励移动支付企业在农村地区设立分支机构，提供技术支持和资金支持，帮助农村地区发展移动支付业务。同时，移动支付企业也应该积极响应政府号召，加大对农村地区的投入，推出适应乡村市场的移动支付方案，针对不同地域和消费群体采取差异化的推广策略，实施差异化和个性化的宣传和推广，打造易于操作且适合各类消费群体的支付解决方案，从而提升农村居民的支付体验。

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