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(dòng)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(huì)最新發(fā)布的《2022年移動(dòng)支付用戶問卷調(diào)查報(bào)告》顯示，2022年，每天使用移動(dòng)支付的用戶占比為74.0%，每周使用3次以上移動(dòng)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(dòng)下，未來移動(dòng)支付交易規(guī)模將持續(xù)增長。隨著移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展和智能手機(jī)的普及，移動(dòng)支付已逐漸滲透到居民家庭的日常工作和生活等多個(gè)領(lǐng)域。學(xué)界目前已經(jīng)從移動(dòng)支付對(duì)居民家庭的創(chuàng)業(yè)、消費(fèi)、儲(chǔ)蓄、保險(xiǎn)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(shí)證研究[1]119，[2-5]，而這些經(jīng)濟(jì)行為都與家庭財(cái)富的積累有著密切的聯(lián)系。那么，移動(dòng)支付對(duì)家庭財(cái)富積累是否有影響以及會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響？饒育蕾等研究發(fā)現(xiàn)，移動(dòng)支付顯著提升了居民家庭配置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的意愿[6]92。由此推斷，移動(dòng)支付是否可能通過促進(jìn)家庭參與股市配置風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)而間接提升家庭財(cái)富？《每日經(jīng)濟(jì)新聞》發(fā)布的《中國財(cái)富管理市場報(bào)告(2022)》指出，財(cái)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(huì)發(fā)布的行業(yè)分析報(bào)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(xiǎn)并提升投資收益進(jìn)而對(duì)家庭財(cái)富產(chǎn)生正向影響？本文主要討論：(1)在普惠金融的時(shí)代背景下，股市參與和投資顧問在居民家庭的移動(dòng)支付行為對(duì)家庭財(cái)富影響中的作用機(jī)制，以期進(jìn)一步充實(shí)和完善學(xué)界對(duì)家庭財(cái)富影響因素的研究成果。(2)如何為擴(kuò)大全民移動(dòng)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(cái)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(cái)富的問題已經(jīng)從多個(gè)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(huì)互動(dòng)有助于居民家庭參與股市時(shí)獲取有價(jià)值的信息，進(jìn)而促進(jìn)其家庭財(cái)富水平的提升[7]；Guiso 等發(fā)現(xiàn)，戶主的社會(huì)信任度會(huì)提升其投資的參與度，進(jìn)而促進(jìn)其家庭財(cái)富增值[8]；Meng發(fā)現(xiàn)，中國城鎮(zhèn)居民中的高收入家庭財(cái)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(cuò)誤的投資[10]；Rooij 等首次證實(shí)，居民金融素養(yǎng)有助于家庭財(cái)富的提升[11]；Behrman發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)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(cái)富提升[13]。

陳彥斌發(fā)現(xiàn)，受教育程度越高，家庭財(cái)富積累越多[14]；梁運(yùn)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(cái)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(cái)富的積累[16]；肖爭艷等發(fā)現(xiàn)，社會(huì)互動(dòng)促進(jìn)了戶主投資參與度的提升，并間接促進(jìn)了家庭財(cái)富的積累[17]；尹志超等證實(shí)，金融知識(shí)對(duì)家庭財(cái)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(huì)因?yàn)楂@得拆遷補(bǔ)償而擁有更高的家庭財(cái)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(cái)富的積累[20]；李曉艷發(fā)現(xiàn)，家庭創(chuàng)業(yè)對(duì)家庭財(cái)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(cái)富的積累[22]；葛永波等證實(shí)，醫(yī)療支出水平的提高對(duì)家庭財(cái)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(dòng)支付的視角研究其對(duì)家庭財(cái)富影響機(jī)制的相關(guān)文獻(xiàn)還比較少。流動(dòng)性約束理論表明，當(dāng)經(jīng)濟(jì)主體資金不足且不能及時(shí)從外部獲取融資時(shí)，就不易實(shí)現(xiàn)預(yù)期的消費(fèi)或者投資。Jack指出，移動(dòng)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(dòng)性約束及不確定性風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而影響其風(fēng)險(xiǎn)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(dòng)支付服務(wù)商提供的小額信貸，緩解其家庭面臨的流動(dòng)性約束，促進(jìn)家庭降低預(yù)防性儲(chǔ)蓄并參與風(fēng)險(xiǎn)投資[6]94。宋寶琳的研究證實(shí)，參與股票等風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資能夠顯著促進(jìn)家庭財(cái)富的積累[25]。那么，移動(dòng)支付是否會(huì)通過促進(jìn)居民家庭參與股市的方式提升家庭財(cái)富？據(jù)此，提出假設(shè)1和假設(shè)2。

H1：移動(dòng)支付對(duì)家庭財(cái)富具有顯著的正向影響

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

信息不對(duì)稱理論表明，信息充分者會(huì)借助向信息貧乏者傳遞比較有價(jià)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(jià)值的信息，以降低交易風(fēng)險(xiǎn)。二者的關(guān)系會(huì)影響家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置效率，進(jìn)而促進(jìn)家庭財(cái)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(tái)優(yōu)勢獲取有價(jià)值的信息，幫助客戶降低由于信息不對(duì)稱所帶來的投資決策風(fēng)險(xiǎn)，從而提升其財(cái)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(shí)的決策風(fēng)險(xiǎn)、提升股票投資收益、進(jìn)而促進(jìn)其家庭財(cái)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(cái)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(dòng)支付通過股市參與影響家庭財(cái)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(gè)省份共計(jì)40011個(gè)家庭，剔除有極端值或缺失值的樣本，最終獲取9199個(gè)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(dòng)支付對(duì)家庭財(cái)富的影響，并進(jìn)一步探究投資顧問是否會(huì)調(diào)節(jié)股市參與在移動(dòng)支付與家庭財(cái)富之間的中介效應(yīng)。

圖1 移動(dòng)支付影響家庭財(cái)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(cái)富，參考周天蕓等[28]的方法對(duì)家庭凈資產(chǎn)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理以測度家庭財(cái)富。

2.核心解釋變量

移動(dòng)支付，參考尹志超等[1]124的方法，根據(jù)對(duì)CHFS問卷中“您和您家人在購物時(shí)，一般會(huì)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(duì)包含選項(xiàng)4的家庭界定為選擇了移動(dòng)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(duì)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(duì)“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(duì)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(cái)富影響因素的代表性成果，選擇受訪者的金融知識(shí)、社會(huì)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(gè)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(huì)互動(dòng)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(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表1為各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，樣本數(shù)據(jù)中采用移動(dòng)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(shí)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(jì)

(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(yàn)

表2的回歸結(jié)果顯示：模型1中移動(dòng)支付對(duì)家庭財(cái)富具有顯著的正向影響(β=0.127，p<0.01)，假設(shè)1驗(yàn)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(gè)變量對(duì)于家庭財(cái)富的影響不顯著之外，其余控制變量均對(duì)家庭財(cái)富有顯著的影響。這與目前國內(nèi)外學(xué)者圍繞家庭財(cái)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(yàn)中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的方法[30]，模型3中移動(dòng)支付對(duì)股市參與有顯著的正向影響，模型4中移動(dòng)支付和股市參與均對(duì)家庭財(cái)富產(chǎn)生了顯著的正向影響。與模型2相比，模型4中移動(dòng)支付對(duì)家庭財(cái)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(dòng)支付和家庭財(cái)富之間存在著部分中介效應(yīng)，假設(shè)2驗(yàn)證通過。當(dāng)解釋變量和調(diào)節(jié)變量均為類別變量時(shí)，無需對(duì)其進(jìn)行中心化處理，如果這兩個(gè)變量交互項(xiàng)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(duì)其進(jìn)行中心化處理，二者的交互項(xiàng)對(duì)家庭財(cái)富的正向影響顯著(β=0.518，p<0.01)。同時(shí)，模型5與模型4相比，股市參與對(duì)家庭財(cái)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(duì)家庭財(cái)富的影響，假設(shè)3驗(yàn)證通過。

根據(jù)溫忠麟等提出的檢驗(yàn)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(cái)富對(duì)移動(dòng)支付和投資顧問的回歸，檢驗(yàn)移動(dòng)支付的系數(shù)是否顯著；(2)進(jìn)行股市參與對(duì)移動(dòng)支付和投資顧問的回歸，檢驗(yàn)移動(dòng)支付的系數(shù)是否顯著；(3)進(jìn)行家庭財(cái)富對(duì)移動(dòng)支付、投資顧問和股市參與的回歸，檢驗(yàn)股市參與的系數(shù)是否顯著；(4)進(jìn)行家庭財(cái)富對(duì)移動(dòng)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(xiàng)的回歸，檢驗(yàn)二者交互項(xiàng)的系數(shù)是否顯著。如果以上4個(gè)步驟對(duì)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(dòng)支付對(duì)家庭財(cái)富的正向影響顯著(β=0.118，p<0.01)；模型3中移動(dòng)支付對(duì)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(duì)家庭財(cái)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(xiàng)對(duì)家庭財(cái)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(dòng)支付和家庭財(cái)富關(guān)系中的中介效應(yīng)，假設(shè)4得到驗(yàn)證。

(三)異質(zhì)性檢驗(yàn)

1.城鄉(xiāng)差異

表3的結(jié)果顯示，移動(dòng)支付對(duì)于農(nóng)村和城鎮(zhèn)家庭財(cái)富的正向影響均顯著，而且對(duì)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(dòng)支付對(duì)東部和中部地區(qū)家庭財(cái)富的正向影響顯著，但對(duì)東北和西部地區(qū)家庭財(cái)富的正向影響沒有通過數(shù)據(jù)驗(yàn)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(dòng)支付對(duì)于其家庭財(cái)富的正向影響均顯著，而且對(duì)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(yàn)

考慮家庭財(cái)富增多以后也可能會(huì)促進(jìn)家庭購買智能手機(jī)、ipad等移動(dòng)設(shè)備并采用移動(dòng)支付的方式，因此，家庭財(cái)富和移動(dòng)支付之間可能存在逆向因果問題。同時(shí)，家庭是否采用移動(dòng)支付也會(huì)受到個(gè)人的消費(fèi)習(xí)慣和所在地區(qū)移動(dòng)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(dòng)支付可能因?yàn)槟嫦蛞蚬瓦z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(jì)，回歸結(jié)果如表6所示。

一階段的F統(tǒng)計(jì)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(yàn)的P值小于0.01，說明移動(dòng)支付這個(gè)變量存在內(nèi)生性。Hausman檢驗(yàn)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(dòng)支付對(duì)家庭財(cái)富回歸系數(shù)的絕對(duì)值較之前更大，這表明移動(dòng)支付對(duì)家庭財(cái)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(dòng)性約束理論和信息不對(duì)稱理論，構(gòu)建一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型，將股市參與和投資顧問納入移動(dòng)支付對(duì)家庭財(cái)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(duì)移動(dòng)支付對(duì)家庭財(cái)富的影響問題進(jìn)行了異質(zhì)性檢驗(yàn)。主要結(jié)論如下：

第一，移動(dòng)支付對(duì)家庭財(cái)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(gè)變量對(duì)家庭財(cái)富的影響不顯著之外，其余控制變量均對(duì)家庭財(cái)富有顯著的影響。股市參與在移動(dòng)支付和家庭財(cái)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(duì)家庭財(cái)富的影響，并正向調(diào)節(jié)股市參與在移動(dòng)支付和家庭財(cái)富關(guān)系中的中介效應(yīng)。

第二，異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，移動(dòng)支付對(duì)農(nóng)村和城鎮(zhèn)家庭財(cái)富的正向影響均顯著，而且對(duì)城鎮(zhèn)家庭的正向影響更大。移動(dòng)支付對(duì)東部和中部地區(qū)家庭財(cái)富的正向影響顯著，但對(duì)東北和西部地區(qū)家庭財(cái)富的正向影響沒有通過數(shù)據(jù)驗(yàn)證。移動(dòng)支付對(duì)創(chuàng)業(yè)家庭和非創(chuàng)業(yè)家庭財(cái)富的正向影響均顯著，而且對(duì)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(jì)。在修正了內(nèi)生性偏誤問題以后，移動(dòng)支付對(duì)家庭財(cái)富回歸系數(shù)的絕對(duì)值較之前更大，表明移動(dòng)支付對(duì)家庭財(cái)富的正向影響顯著的結(jié)論是穩(wěn)健的。