趙 俊，尹曉梅

(安徽外國語學(xué)院 國際經(jīng)濟(jì)學(xué)院，合肥 231201)

作為數(shù)字經(jīng)濟(jì)重要組成部分的移動支付，憑借其高效便捷、低交易成本和能夠提供多種金融服務(wù)等優(yōu)勢得到了越來越多用戶的青睞。中國支付清算協(xié)會最新發(fā)布的《2022年移動支付用戶問卷調(diào)查報告》顯示，2022年，每天使用移動支付的用戶占比為74.0%，每周使用3次以上移動支付的用戶占比為17.0%。在用戶規(guī)模和使用頻率增加的驅(qū)動下，未來移動支付交易規(guī)模將持續(xù)增長。隨著移動互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展和智能手機(jī)的普及，移動支付已逐漸滲透到居民家庭的日常工作和生活等多個領(lǐng)域。學(xué)界目前已經(jīng)從移動支付對居民家庭的創(chuàng)業(yè)、消費、儲蓄、保險參與和金融資產(chǎn)配置等經(jīng)濟(jì)行為的影響開展了相應(yīng)的實證研究[1]119，[2-5]，而這些經(jīng)濟(jì)行為都與家庭財富的積累有著密切的聯(lián)系。那么，移動支付對家庭財富積累是否有影響以及會產(chǎn)生怎樣的影響？饒育蕾等研究發(fā)現(xiàn)，移動支付顯著提升了居民家庭配置風(fēng)險資產(chǎn)的意愿[6]92。由此推斷，移動支付是否可能通過促進(jìn)家庭參與股市配置風(fēng)險性金融資產(chǎn)而間接提升家庭財富？《每日經(jīng)濟(jì)新聞》發(fā)布的《中國財富管理市場報告(2022)》指出，財富管理機(jī)構(gòu)中的投資顧問群體由賣方銷售向買方投資顧問轉(zhuǎn)型是必然趨勢。美國投資顧問協(xié)會發(fā)布的行業(yè)分析報告指出，買方投資顧問更多是站在客戶視角并以客戶的最佳利益為優(yōu)先考慮的。那么，投資顧問能否借助其信息和專業(yè)優(yōu)勢幫助居民家庭降低參與股市的風(fēng)險并提升投資收益進(jìn)而對家庭財富產(chǎn)生正向影響？本文主要討論：(1)在普惠金融的時代背景下，股市參與和投資顧問在居民家庭的移動支付行為對家庭財富影響中的作用機(jī)制，以期進(jìn)一步充實和完善學(xué)界對家庭財富影響因素的研究成果。(2)如何為擴(kuò)大全民移動支付的普及率以及大力培養(yǎng)可為居民家庭提供專業(yè)投資咨詢服務(wù)的買方投資顧問群體，為居民提升家庭財富水平提供參考。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

國內(nèi)外學(xué)者圍繞家庭財富的問題已經(jīng)從多個角度開展了相應(yīng)的研究，現(xiàn)將主要成果梳理如下：

Harrison等發(fā)現(xiàn)，社會互動有助于居民家庭參與股市時獲取有價值的信息，進(jìn)而促進(jìn)其家庭財富水平的提升[7]；Guiso 等發(fā)現(xiàn)，戶主的社會信任度會提升其投資的參與度，進(jìn)而促進(jìn)其家庭財富增值[8]；Meng發(fā)現(xiàn)，中國城鎮(zhèn)居民中的高收入家庭財富積累速度更快[9]；Calvet等發(fā)現(xiàn)，貧窮的、受教育程度低的家庭更可能作出錯誤的投資[10]；Rooij 等首次證實，居民金融素養(yǎng)有助于家庭財富的提升[11]；Behrman發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)對家庭財富積累的影響顯著[12]；Ozili指出，數(shù)字金融促進(jìn)了發(fā)展中國家的家庭財富提升[13]。

陳彥斌發(fā)現(xiàn)，受教育程度越高，家庭財富積累越多[14]；梁運文等發(fā)現(xiàn)，家庭總收入水平的提升能顯著促進(jìn)家庭財富的積累[15]；羅楚亮指出，家庭收入的提升可以顯著促進(jìn)家庭財富的積累[16]；肖爭艷等發(fā)現(xiàn)，社會互動促進(jìn)了戶主投資參與度的提升，并間接促進(jìn)了家庭財富的積累[17]；尹志超等證實，金融知識對家庭財富的正向影響顯著[18]；袁微等發(fā)現(xiàn)，相比于未經(jīng)歷過拆遷的家庭，拆遷家庭一般會因為獲得拆遷補(bǔ)償而擁有更高的家庭財富水平[19]；羅娟等發(fā)現(xiàn)，參與股市、使用信用卡和咨詢金融顧問均能顯著促進(jìn)家庭財富的積累[20]；李曉艷發(fā)現(xiàn)，家庭創(chuàng)業(yè)對家庭財富的積累有顯著的正向影響[21]；周天蕓等指出，生活滿意度的提升有助于家庭財富的積累[22]；葛永波等證實，醫(yī)療支出水平的提高對家庭財富的積累產(chǎn)生不利影響[23]。

通過文獻(xiàn)綜述發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學(xué)者從移動支付的視角研究其對家庭財富影響機(jī)制的相關(guān)文獻(xiàn)還比較少。流動性約束理論表明，當(dāng)經(jīng)濟(jì)主體資金不足且不能及時從外部獲取融資時，就不易實現(xiàn)預(yù)期的消費或者投資。Jack指出，移動支付可以幫助居民家庭拓寬金融服務(wù)通道，并有效降低家庭面臨的流動性約束及不確定性風(fēng)險，進(jìn)而影響其風(fēng)險投資行為[24]。饒育蕾等指出，居民可以憑借其產(chǎn)生的信用積分獲取移動支付服務(wù)商提供的小額信貸，緩解其家庭面臨的流動性約束，促進(jìn)家庭降低預(yù)防性儲蓄并參與風(fēng)險投資[6]94。宋寶琳的研究證實，參與股票等風(fēng)險性金融資產(chǎn)投資能夠顯著促進(jìn)家庭財富的積累[25]。那么，移動支付是否會通過促進(jìn)居民家庭參與股市的方式提升家庭財富？據(jù)此，提出假設(shè)1和假設(shè)2。

H1：移動支付對家庭財富具有顯著的正向影響

H2：股市參與在移動支付和家庭財富二者的關(guān)系中發(fā)揮中介效應(yīng)

信息不對稱理論表明，信息充分者會借助向信息貧乏者傳遞比較有價值的信息而獲益，而信息貧乏者也盡可能努力地向信息充分者獲取更多有價值的信息，以降低交易風(fēng)險。二者的關(guān)系會影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)的配置效率，進(jìn)而促進(jìn)家庭財富的提升[26]。Marine等指出，金融投資的非專業(yè)人士可能容易將股票市場看成是投機(jī)博弈的場所[27]。而投資顧問可以憑借其自身和平臺優(yōu)勢獲取有價值的信息，幫助客戶降低由于信息不對稱所帶來的投資決策風(fēng)險，從而提升其財富增值的概率。那么，投資顧問是否能夠借助其優(yōu)勢幫助居民家庭降低參與股市時的決策風(fēng)險、提升股票投資收益、進(jìn)而促進(jìn)其家庭財富的積累？據(jù)此，提出假設(shè)3和假設(shè)4。

H3：投資顧問在股市參與和家庭財富的關(guān)系中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)效應(yīng)

H4：投資顧問在移動支付通過股市參與影響家庭財富的這一中介關(guān)系中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)效應(yīng)

二、數(shù)據(jù)來源、模型構(gòu)建與變量說明

(一)數(shù)據(jù)來源

樣本數(shù)據(jù)來自中國家庭金融調(diào)查中心于2017年發(fā)布的覆蓋全國29個省份共計40011個家庭，剔除有極端值或缺失值的樣本，最終獲取9199個有效樣本。

(二)模型構(gòu)建

結(jié)合文獻(xiàn)綜述和前文提出的研究假設(shè)，構(gòu)建有調(diào)節(jié)的中介模型(如圖1所示)，分析移動支付對家庭財富的影響，并進(jìn)一步探究投資顧問是否會調(diào)節(jié)股市參與在移動支付與家庭財富之間的中介效應(yīng)。

圖1 移動支付影響家庭財富的有調(diào)節(jié)的中介模型

(三)變量說明

1.被解釋變量

家庭財富，參考周天蕓等[28]的方法對家庭凈資產(chǎn)進(jìn)行對數(shù)化處理以測度家庭財富。

2.核心解釋變量

移動支付，參考尹志超等[1]124的方法，根據(jù)對CHFS問卷中“您和您家人在購物時，一般會使用下列哪些支付方式？”這一問題的回答結(jié)果構(gòu)建二值變量，對包含選項4的家庭界定為選擇了移動支付并賦值為1，否則為 0。

3.中介變量

股市參與，參考王聰?shù)萚29]的方法構(gòu)建二值變量，對有股票賬戶的家庭界定為股市參與并賦值為1，否則為0。

4.調(diào)節(jié)變量

投資顧問，根據(jù)CHFS問卷中對“您家是否有投資顧問？” 這一問題的回答結(jié)果構(gòu)建二值變量，對回答“是”的家庭賦值為1，否則為0。

5. 控制變量

參考國內(nèi)外學(xué)者圍繞家庭財富影響因素的代表性成果，選擇受訪者的金融知識、社會信任、主觀幸福感、年齡、性別、是否受過高等教育、婚姻狀況、健康水平作為個體特征變量；選擇家庭收入、醫(yī)療保障、家庭創(chuàng)業(yè)、信用卡使用、房屋拆遷和社會互動等作為家庭特征變量；選擇城鄉(xiāng)的類別作為區(qū)域特征變量。

三、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表1為各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，樣本數(shù)據(jù)中采用移動支付的家庭占比為39.6%，未來仍有較大的提升空間。參與股市和有投資顧問的家庭分別為13.9%和1.7%。金融知識平均得分僅為0.320，而受過高等教育的家庭也僅占2.4%。這說明國內(nèi)大多數(shù)家庭受高等教育程度偏低，投資專業(yè)水平均亟待提升。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(二)主效應(yīng)、中介效應(yīng)、調(diào)節(jié)效應(yīng)和有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗

表2的回歸結(jié)果顯示：模型1中移動支付對家庭財富具有顯著的正向影響(β=0.127，p<0.01)，假設(shè)1驗證通過；除了受訪者的年齡、性別、婚姻狀況和健康水平這幾個變量對于家庭財富的影響不顯著之外，其余控制變量均對家庭財富有顯著的影響。這與目前國內(nèi)外學(xué)者圍繞家庭財富影響因素的代表性研究結(jié)果趨于一致。

表2 回歸結(jié)果

根據(jù)溫忠麟等提出的檢驗中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的方法[30]，模型3中移動支付對股市參與有顯著的正向影響，模型4中移動支付和股市參與均對家庭財富產(chǎn)生了顯著的正向影響。與模型2相比，模型4中移動支付對家庭財富的回歸系數(shù)由0.118下降至0.073，且Adj R-squared值由0.290顯著提高至0.309。這說明股市參與在移動支付和家庭財富之間存在著部分中介效應(yīng)，假設(shè)2驗證通過。當(dāng)解釋變量和調(diào)節(jié)變量均為類別變量時，無需對其進(jìn)行中心化處理，如果這兩個變量交互項的回歸系數(shù)顯著，則存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。解釋變量股市參與和調(diào)節(jié)變量家庭顧問均為類別變量，不需要對其進(jìn)行中心化處理，二者的交互項對家庭財富的正向影響顯著(β=0.518，p<0.01)。同時，模型5與模型4相比，股市參與對家庭財富的回歸系數(shù)由0.735上升為0.754。這說明投資顧問正向調(diào)節(jié)了股市參與對家庭財富的影響，假設(shè)3驗證通過。

根據(jù)溫忠麟等提出的檢驗有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的方法[31]，具體步驟如下：(1)進(jìn)行家庭財富對移動支付和投資顧問的回歸，檢驗移動支付的系數(shù)是否顯著；(2)進(jìn)行股市參與對移動支付和投資顧問的回歸，檢驗移動支付的系數(shù)是否顯著；(3)進(jìn)行家庭財富對移動支付、投資顧問和股市參與的回歸，檢驗股市參與的系數(shù)是否顯著；(4)進(jìn)行家庭財富對移動支付、投資顧問和股市參與以及投資顧問與股市參與的交互項的回歸，檢驗二者交互項的系數(shù)是否顯著。如果以上4個步驟對應(yīng)的回歸系數(shù)均顯著，說明存在著有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。模型2中移動支付對家庭財富的正向影響顯著(β=0.118，p<0.01)；模型3中移動支付對股市參與的正向影響顯著(β=0.284，p<0.01)；模型4中股市參與對家庭財富的正向影響顯著(β=0.735，p<0.01)；模型5中投資顧問與股市參與的交互項對家庭財富的正向影響顯著(β=0.518，p<0.05)。由此可知，投資顧問正向調(diào)節(jié)了股市參與在移動支付和家庭財富關(guān)系中的中介效應(yīng)，假設(shè)4得到驗證。

(三)異質(zhì)性檢驗

1.城鄉(xiāng)差異

表3的結(jié)果顯示，移動支付對于農(nóng)村和城鎮(zhèn)家庭財富的正向影響均顯著，而且對城鎮(zhèn)家庭的正向影響更大。

表3 回歸結(jié)果：城鄉(xiāng)差異

2.地區(qū)差異

表4的結(jié)果顯示，移動支付對東部和中部地區(qū)家庭財富的正向影響顯著，但對東北和西部地區(qū)家庭財富的正向影響沒有通過數(shù)據(jù)驗證。

表4 回歸結(jié)果：地區(qū)差異

3.創(chuàng)業(yè)差異

表5的結(jié)果顯示，無論是創(chuàng)業(yè)家庭還是非創(chuàng)業(yè)家庭，移動支付對于其家庭財富的正向影響均顯著，而且對創(chuàng)業(yè)家庭的正向影響更大。

表5 回歸結(jié)果：創(chuàng)業(yè)差異

(四)穩(wěn)健性檢驗

考慮家庭財富增多以后也可能會促進(jìn)家庭購買智能手機(jī)、ipad等移動設(shè)備并采用移動支付的方式，因此，家庭財富和移動支付之間可能存在逆向因果問題。同時，家庭是否采用移動支付也會受到個人的消費習(xí)慣和所在地區(qū)移動支付的普及度等因素的影響，而這些因素均不易觀測。由此可知，移動支付可能因為逆向因果和遺漏變量而存在內(nèi)生性問題。參考尹志超[1]119的做法，選擇家庭是否擁有智能手機(jī)作為工具變量，借助2SLS法進(jìn)行估計，回歸結(jié)果如表6所示。

一階段的F統(tǒng)計值為158.004，大于10%偏誤水平下的臨界值16.38[32]，說明弱工具變量問題不存在。Wald檢驗的P值小于0.01，說明移動支付這個變量存在內(nèi)生性。Hausman檢驗得到的P值也小于0.01，說明工具變量回歸與普通回歸的結(jié)果具有顯著差異。因此，在修正了內(nèi)生性偏誤問題以后，移動支付對家庭財富回歸系數(shù)的絕對值較之前更大，這表明移動支付對家庭財富的正向影響顯著的結(jié)論穩(wěn)健。

四、研究結(jié)論

基于流動性約束理論和信息不對稱理論，構(gòu)建一個有調(diào)節(jié)的中介模型，將股市參與和投資顧問納入移動支付對家庭財富的影響路徑中，并從城鄉(xiāng)差異、地區(qū)差異和創(chuàng)業(yè)差異的視角對移動支付對家庭財富的影響問題進(jìn)行了異質(zhì)性檢驗。主要結(jié)論如下：

第一，移動支付對家庭財富具有顯著的正向影響(β=0.127，p<0.01)，除了受訪者的年齡、性別、婚姻狀況和健康水平這幾個變量對家庭財富的影響不顯著之外，其余控制變量均對家庭財富有顯著的影響。股市參與在移動支付和家庭財富之間存在著部分中介效應(yīng)。投資顧問正向調(diào)節(jié)股市參與對家庭財富的影響，并正向調(diào)節(jié)股市參與在移動支付和家庭財富關(guān)系中的中介效應(yīng)。

第二，異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明，移動支付對農(nóng)村和城鎮(zhèn)家庭財富的正向影響均顯著，而且對城鎮(zhèn)家庭的正向影響更大。移動支付對東部和中部地區(qū)家庭財富的正向影響顯著，但對東北和西部地區(qū)家庭財富的正向影響沒有通過數(shù)據(jù)驗證。移動支付對創(chuàng)業(yè)家庭和非創(chuàng)業(yè)家庭財富的正向影響均顯著，而且對創(chuàng)業(yè)家庭的正向影響更大。

第三，選擇家庭是否擁有智能手機(jī)作為工具變量，借助2SLS法進(jìn)行估計。在修正了內(nèi)生性偏誤問題以后，移動支付對家庭財富回歸系數(shù)的絕對值較之前更大，表明移動支付對家庭財富的正向影響顯著的結(jié)論是穩(wěn)健的。