移动支付对家庭股市参与的影响_杨阳.pdf

第 35 卷第 1 期管理评论Vol.35,No.12023 年 1 月Management ReviewJan.,2023移动支付对家庭股市参与的影响杨 阳 吴子硕 尹志超(首都经济贸易大学金融学院,北京 100070)摘要:近年来,移动支付迅速普及,对家庭金融行为产生不可小觑的影响。本文基于 20172019 年中国家庭金融调查(CHFS)数据,实证研究了移动支付对家庭股市参与及回报的影响。为克服内生性问题,本文使用双向固定效应和工具变量法进行估计。研究结果表明,移动支付可以提高家庭参与股市概率,但是移动支付对股市盈利无显著促进作用。机制分析结果显示,移动支付主要通过金融信息获取、转变风险态度、提高信任感及提高信贷可得促进家庭参与股市。异质性分析表明,移动支付对城镇地区、一二三线城市地区及金融可得性强区域的家庭作用更明显;对中年家庭、中高收入及中高资产家庭效果更突出。本文的研究为理解股市有限参与之谜提供了新的视角,为制定相关政策提供了经验依据。关键词:移动支付;股市参与;股市盈利;信息获取;风险偏好收稿日期:2021-10-11基金项目:国家社会科学基金重点项目(20AJL016);国家社会科学基金重大项目(21&ZD087);北京社会科学基金项目(20JJB014)。作者简介:杨阳,首都经济贸易大学金融学院副教授,博士;吴子硕(通讯作者),首都经济贸易大学金融学院博士研究生;尹志超,首都经济贸易大学金融学院教授,博士生导师,博士。中国人民银行官网:http:/ 言改革开放以来,中国经济快速发展,资本市场不断完善,风险资产供给增加。与此同时,中国家庭收入也呈上升趋势。然而,中国家庭风险市场的参与程度并没有因收入增加而提升。据中国家庭金融调查数据,2011 年、2013 年、2015 年、2017 年、2019 年中国家庭参与股市的比例分别为 8%、8%、10%、8%、5.8%,与西方发达国家相比,股市参与程度整体仍然处于较低水平。中国家庭股票市场“有限参与”问题已经引起学界的广泛关注1。党的十九届五中全会提出了“十四五”时期推动共同富裕迈出坚实步伐的重点任务,资本市场作为提高居民财产性收入、分享经济增长成果的重要渠道之一,对促进共同富裕目标的实现发挥着重要的作用。家庭在面临不确定情况下,合理使用金融工具投资风险市场有助于提高财产性收入,实现资产的保值增值。鉴于此,探究中国家庭股票市场“有限参与”之谜,不仅有助于推动金融市场的发展,还有助于为中国家庭带来更多金融福利,对推动共同富裕迈出坚实步伐具有重要意义。随着数字化时代的到来,移动支付已渗透到家庭生活的方方面面。作为世界最大的移动支付市场,2021年 6 月中国移动支付用户规模已达到 8.72 亿,新冠疫情期间移动支付更加显现出不可替代的作用,下沉市场也得到了进一步拓展。据中国人民银行发布的2021 年第三季度支付体系运行总体情况,移动支付业务量继续保持上升趋势,业务数量达到 390.77 亿笔,金额达到 126.81 万亿元,同比分别增长 13.28%、8.62%。移动支付作为新型的“互联网+”的支付方式已逐渐取代传统的现金支付、刷卡支付,为居民的生活带来了极大便利。与此同时,移动支付也拓展了交易的边界,推动了普惠金融发展,提升了金融服务可得性。例如,余额宝、零钱通的理财功能可以使用户逐渐了解基金、股票等金融产品,拉近了居民与金融市场的距离,提升了家庭进入金融市场的可能性。综上所述,移动支付对家庭的金融观念以及金融行为产生了不可小觑的影响,移动支付可能对家庭参与股票等高风险市场有正向促进作用。作为数字金融的重要一环,目前移动支付相关研究主要从创业、消费、货币需求等方面分析其对家庭金融行为的影响2-5,国内外尚缺乏将移动支付与家庭股票市场参与行为相结合的研究文献。在此背景下,本文利用中国家庭金融调查(CHFS)20172019 年数据,探究移动支付对中国家庭股市参与及回报的影响以及作用机理。本文贡献包括:一是立足于中国移动支付市场快速发展和家庭股票市场参与度低的事实,系统研究了移动支付对家庭股市参与及股市回报的影响,拓展并丰富了“股市有限参与”领域的研究;二是发现并验证了移动支付对家庭股市参与的作用渠道;三是通过异质性分析,进一步考察DOI:10.14120/11-5057/f.2023.01.020第 1 期杨 阳,等:移动支付对家庭股市参与的影响53 了地区异质性和家庭特征异质性带来的影响。上述研究对部分解释中国家庭股票市场“有限参与”之谜,完善资本市场建设以及实现共同富裕的目标等政策制定提供了有益的视角和经验。本文余下内容安排如下:第二部分梳理了股市参与和移动支付的相关文献,并提出研究假设;第三部分介绍本文使用的数据和变量;第四部分为实证模型和内生性讨论;第五部分为实证研究;第六部分进行机制探讨;第七部分进行异质性分析;第八部分进行稳健性检验;最后是结论部分。文献综述与理论假说1、文献综述本文主要从以下视角梳理移动支付与家庭股市参与及股市回报关系的相关文献。首先,市场摩擦视角分析。已有研究结果表明,随着市场摩擦的增加,家庭将降低对股票资产的投资1。市场摩擦又细分为金融发展水平限制、借贷约束及参与成本。Christelis 等6研究发现,金融市场发展使得家庭加大对股票市场的投资。尹志超等7认为金融可得性可以促进家庭参与股票市场,且提高股票资产在金融资产中的占比。移动支付使得被传统金融排斥在外的居民获得金融服务,提高了居民的金融可得性2,推动了金融的发展8。信贷约束一般出现在跨期选择模型中,受到信贷约束的家庭面临的不确定性较高,进而导致家庭进入股票市场的可能性较小9。较高的信息成本、交易成本是阻碍家庭进入股票市场的重要因素10,11。互联网使用不仅减少了交易成本12,其作为一种信息渠道替代了传统社会互动,降低了信息成本13,进而促进家庭参与股票市场。而移动支付的使用不仅能够帮助家庭获得正规借贷,有效缓解借贷约束14,同时丰富了家庭获取信息的渠道及降低了交易成本2,15。其次,行为因素视角分析。行为因素对家庭参与股市也有重要影响,具体包括社会互动、信任、风险偏好及投资者情绪等。社会互动作为社会资本的重要构成因素,通过社会乘数效应促进家庭参与股市16,关系通过社会互动和信息的获取渠道促进家庭参与股市,但却无法帮助家庭从股市中获得回报17。同样,作为社会资本的信任对家庭参与股市也有显著正向影响18,19。股票资产作为高风险高回报金融产品,需要家庭成员有一定的风险偏好。Gomes 和 Michaelides20通过建立生命周期模型,发现了不同风险态度的群体参与股市的程度存在差异,风险偏好的人群更愿意参与股市,这与姜树广等21得出的结论一致。移动支付通过网络信息互动功能使得家庭社会网络得到保障及扩张22。同时,移动支付平台的理财功能推动了家庭参与对安全性要求极高的金融资产交易,有效提高了家庭信任感23,并提高了家庭风险承担能力15,24。情绪是行为中较为复杂的一面,同样会对股票市场产生影响25。裘江南和葛一迪26发现,投资者的负面情绪会对股市产生不利影响,而且拥有乐观情绪的投资者的股票收益高于悲观情绪的投资者27,28。最后,背景风险视角分析。健康风险作为背景风险之一,影响家庭股票资产在总资产中的比重,且健康状况良好的家庭,其参与股市的可能性越大29。同样,收入风险作为众多背景风险的起源,对家庭经济行为有着不可忽视的影响。Pratt 和 Zeckhauser30发现,收入风险使得投资者拥有较低水平的风险资产。Jack 和Suri31研究发现,移动支付有助于分散家庭风险。此外,在家庭特征方面,教育水平32、认知能力33、年龄34、家庭结构35都对股市参与有显著的影响。通过梳理上述文献可以发现,移动支付具有提高家庭金融可得性、缓解家庭信贷约束、降低家庭交易成本、拓展家庭社会网络、分散家庭风险及转变风险态度等作用,为本文机制探讨提供了有益借鉴。此外,目前鲜有文献从移动支付角度探讨家庭股市参与的问题,同时,在微观家庭层面探讨影响股市回报因素的文献也较为稀缺。虽然有数字金融与优化家庭资产配置方面的研究文献15,但由于该研究使用的是代表省、市、县三个层级的数字普惠金融指数,仍然未能从微观家庭层面检验数字金融与家庭股市参与及股市回报之间的关系。而本文从微观家庭层面系统研究了移动支付对家庭股市参与及回报的影响,得到了更为细致深入的分析结果,拓展并丰富了“股市有限参与”领域的研究,为进一步完善资本市场及加快共同富裕步伐提供有益视角。2、理论假说基于以上文献,本文利用 CHFS 数据,试图从更为微观的角度考察家庭使用移动支付对金融行为的影响。具体地,从信息获取成本、风险偏好理论、信息不对称理论及信贷可得性角度来探讨移动支付对中国家庭参与股市的促进机制,拓展并丰富家庭风险资产配置领域的实证研究。首先,移动支付提高了家庭对金融信息的关注度,减小了其获取信息的成本。一方面,移动支付作为新型金融科技的重要组成部分,依托于互联网、云计算技术,以其便利性、安全性等为家庭提供了安全可信的金融54 管理评论第 35 卷信息获取渠道,降低了获取信息的成本。例如,支付宝、微信及手机银行对金融信息的推送在无形中可以提高使用者对其的关注度,居民足不出户就可以获得金融信息。另一方面,已有研究发现社会网络有助于居民获得有效的信息16。受新冠疫情影响,居民出行受到了一定的限制。移动支付打破了物理空间的限制,其在线交易以及信息互动功能扩展了居民的社会网络,而社会网络是居民间接获取信息的重要渠道。基于上述理由,本文提出如下假设:H1:移动支付通过提高居民金融信息关注度、降低信息获得成本从而促进家庭参与股市。其次,股票是一种高收益、高风险的投资方式,需要投资者具有较高的风险偏好。中国居民投资观念相对保守、厌恶风险的人数较多,一定程度上限制了股市的发展,也影响了家庭金融福利的获得。然而,互联网发展有效改变了居民的风险态度36,移动支付依托于互联网信息技术及云计算技术整合大量碎片化信息,进而有助于转变居民的风险偏好。鉴于此,本文提出如下假设:H2:移动支付通过转变居民风险态度促进其参与股市。再次,移动支付综合运用云计算、区块链、人工智能等技术,在支付安全、个人隐私保护等方面构建了透明、安全、高效的信任机制。移动支付能够有效缓解信息不对称的问题,以支付宝、微信为典型代表的第三方支付平台为商户与购买者搭建了中介平台,构建了信用的中转机制。Guiso 等37研究发现,信任能够提高家庭参与股市等风险金融市场的概率,增加家庭对股票等风险金融资产的配置。鉴于此,本文提出如下假设:H3:移动支付通过提高居民信任感促进其参与股市。最后,数字金融,尤其是移动支付的普及拓展了居民借贷的渠道,提高了金融服务的可得性。一方面,移动支付平台实现了资金需求端与供给端的有效对接,降低了居民获得贷款的时间成本。2021 年蚂蚁花呗被正式纳入中国人民银行的征信系统,这一举措可以有效帮助金融机构采集家庭征信信息,提高家庭信用水平,进而提高家庭获得正规借贷的概率。另一方面,移动支付带动银行卡使用的同时,可以为银行等金融机构提供大量客户信息,有利于金融机构评估消费者信贷资质14,有效降低因信息不对称导致的逆向选择及道德风险对消费者获得信贷的影响。从生命周期理论来看,信贷的获得有利于促进家庭进入股市。鉴于此,本文提出如下假设:H4:移动支付通过提高居民信贷可获得性促进其参与股市。数据和变量1、数据来源本文使用西南财经大学于 20172019 年开展的两轮中国家庭金融调查数据。中国家庭金融调查(ChinaHousehold Finance Survey,CHFS)是中国家庭金融调查与研究中心在全国范围内开展的抽样调查项目,旨在收集有关家庭金融微观层次的相关信息。CHFS 在样本人口年龄结构、城乡人口结构、性别结构等多个方面与国家统计局相一致,数据具有代表性(甘犁等38)。2017 年第四轮中国家庭金融调查覆盖了全国 29 个省(区、市)、355 个县(区、市)、1428 个社区(村),共获得 40011 户家庭调查样本;2019 年第五轮中国家庭金融调查覆盖了全国 29 个省(区、市)、345 个县(区、市)、1359 个社区(村),共获得 34643 户家庭调查样本的人口统计学特征、资产与负债、保险与保障、支出与收入、金融知识、家庭教育等方面的详细情况。2、变量说明(1)被解释变量。本文研究移动支付对股市参与及股市回报的影响,被解释变量为股市参与及股市回报。借鉴朱光伟等17的研究,本文依据中国家庭金融调查问卷以家庭是否参与股市作为被解释变量,以是否盈利度量股市回报,以股票资产占金融资产的比重衡量家庭参与股市的深度。(2)解释变量。本文的核心解释变量为移动支付。参考尹志超等2的做法,根据 2017 年中国家庭金融调查问卷内容,本文将使用手机、iPad 等移动终端支付(包括支付宝、微信、手机银行、Apple pay 等)的家庭赋值为 1,否则为 0。由于 2019 年调查问卷中问题设计有变化,本文将家庭开通支付宝、微信支付、京东网银钱包、百度钱包等第三方支付账户的家庭赋值为 1,否则为 0。(3)控制变量。本文控制了代表家庭特征和户主特征的变量,包括收入、净资产(总资产-总负债)、负债、孩子占比(16 岁及以下孩子占家庭总人数比)、老人占比(60 岁及以上老人占家庭总人数比)、养老保险参与(家庭有人参与养老保险为 1,否则为 0)、医疗保险参与(家庭有人参与养老保险为 1,否则为 0)、自有住房(有自有住房为 1,否则为 0)、年龄、年龄的平方、已婚(已婚为 1,否则为 0)、教育年限(没上过学为 0,小学为第 1 期杨 阳,等:移动支付对家庭股市参与的影响55 6,初中为 9,高中及中专为 12,大专为 15,大学本科为 16,硕士学历为 19,博士学历为 22)、健康水平(非常健康、健康为 1,否则为 0)、农村户口(农业户口为 1,否则为 0)、工作(户主有工作为 1,否则为 0)。3、描述性统计 表 1 列示了各变量描述性统计结果。从表 1 可以看出,股市参与率仅为 6.22%,而股票资产占金融资产的比值仅为 0.77%,表明中国参与股市的家庭仍然较少。使用移动支付的家庭达到 34.63%,说明移动支付已经得到一定程度的普及,但未来仍有较大的推广空间。在家庭特征和户主特征方面,参加社会养老保险和社会医疗保险的家庭占比达到 91.12%、95.60%,而拥有住房家庭的比例达到 90.48%。值得关注的是,家庭老人占比为 38.26%,户主的平均年龄达到 57 岁,这表明中国老龄化社会正在到来。86%的户主处于已婚状态,63%的户主处于就业状态,58%的户主为农村户口。户主的平均受教育年限为 8.76 年,户主健康的比例为 40.41%,这表明中国户主的教育程度和健康程度仍处于较低水平。表 1 描述性统计变量观测值均值标准差最小值最大值股市参与344960.06220.241601股票资产占比343780.00770.063601移动支付344960.34630.475801家庭总收入3449610.03433.2920-15.519717.9788家庭净资产3449612.06953.7981-15.256020.4139家庭负债344963.36585.0519016.8600孩子占比344960.10950.164200.8老人占比344960.38260.413501养老保险参与344960.91120.284301医疗保险参与344960.95600.204901自有住房344960.90480.293401年龄3449657.100713.168717117年龄的平方/1003449634.339015.09482.89136.89已婚344960.86070.346101教育年限344968.76333.9894022健康水平344960.40410.490701农村户口344960.58980.491801工作344960.63700.480801注:家庭总收入、家庭净资产及家庭负债已取自然对数。因总收入中包含股票收入,为避免逆向因果对估计结果的影响,本文将股票收入从总收入中剔除。因净资产中包含股票资产,为避免逆向因果对估计结果的影响,本文将股票资产从净资产中剔除。模型设定1、模型设定为探究移动支付对家庭股市参与的影响,本文采用如下回归模型:Stockit=0+1Paymentit+2Xit+i+t+eit(1)其中,下标 i 代表家庭,t 代表时间。Stockit代表第 i 个家庭在 t 时间的股市参与。Paymentit代表第 i 个家庭在 t 时间的家庭的移动支付使用情况。Paymentit=1 代表第 i 个家庭在时间 t 内使用移动支付,Paymentit=0代表第 i 个家庭在时间 t 内未使用移动支付。Xit为控制变量,包括户主特征变量及家庭特征变量,i和 t分别代表家庭固定效应和年份固定效应,扰动项 eitN(0,2)。为探讨移动支付对股市参与深度的影响,本文参照 Guiso 等37的做法,以股票资产占金融资产的比重度量股市参与深度。因未参与股市的家庭股票比重为零,为解决数据截断和角点解问题,本文采用 Tobit 模型进行估计。yit=max(0,yit)(2)yit=0+1Paymentit+2Xit+eit(3)其中,yit代表第 i 个家庭在 t 时间的家庭的股市参与深度,Paymentit以及 Xit与上文一致,扰动项 eitN(0,2)。为进一步考察移动支付影响家庭股市参与的机制,建立如下模型:56 管理评论第 35 卷Stockit=0+1Paymentit+2Paymentit Yit+3Yit+4Xit+i+t+eit(4)其中,Yit代表第 i 个家庭在 t 时间的金融信息关注、社会网络、风险偏好、社会信任及信贷可得性。PaymentitYit为是否使用移动支付(Paymentit)和Yit的交互项,Stockit代表第 i 个家庭在 t 时间的股市参与,Xit为其他控制变量,i和 t分别代表家庭固定效应和年份固定效应,扰动项 eitN(0,2)。此外,本文使用股市盈利作为被解释变量,探讨移动支付是否可以帮助家庭从股市获得盈利,从而达到财产性收入增长的目的。当家庭进入股市时才能从股市中得到回报,故选取如下 Heckman Probit 模型:P(Stockit=1paymentit,X1it)=(0+1paymentit+2X1it)(5)P(Profitit=1paymentit,X2it)=(0+1paymentit+2X2it+)(6)Heckman Probit 模型分为两步:第一步为家庭是否参与股市的方程;第二步为家庭股市是否盈利的方程。其中,为逆米勒比率,X2it为其他控制变量,包括家庭总收入、净资产、总负债、年龄、年龄的平方、已婚、教育年限、户主工作、农村户口。相对于 X1it,X2it去掉了孩子占比、老人占比、养老保险、医疗保险、健康水平等家庭的背景风险变量,最大程度降低了估计偏误。考虑到炒股年数越多的家庭因积累的经验越多,从股市中盈利的可能性越大,在 X2it中还控制了炒股年数。2、内生性分析本文使用双向固定效应解决了不随时间变化的遗漏变量问题。但模型(1)中,移动支付仍可能存在内生性问题。其一,本文存在遗漏变量问题。文化背景、风俗习惯、家庭自身的传统、偏好及地域等不可观测变量,可能既会影响家庭移动支付使用,同时影响家庭参与股市。例如,家庭的支付习惯及接受新鲜事物能力。受支付习惯和接受新鲜事物能力影响,一部分消费者可能不习惯使用移动支付,一部分消费者受限于知识水平,掌握新技能的能力较弱。两者会对家庭参与股市产生一定影响,故而产生内生性。其二,测量误差问题。微观调查数据中移动支付使用可能存在一定测量误差,从而影响移动支付度量的准确度,进而产生内生性。其三,逆向因果问题。如果家庭正是出于参与股市的动机,对移动支付的使用需求有所提高,可能产生逆向因果问题。为更好解决内生性问题,本文借鉴尹志超等5的做法,使用社区内除本家庭外使用移动支付家庭的比例作为本家庭使用移动支付的工具变量,进行两阶段估计。一方面,“近邻效应”使个体易受到周围环境的影响。在移动支付使用率比较高的社区,已具备了良好的移动支付环境,受邻居行为和观念的影响,为避免被边缘化的风险,本家庭使用移动支付的概率也会提高。因此,同社区其余家庭的平均使用移动支付水平与本家庭使用移动支付是高度相关的。另一方面,其他家庭使用移动支付的程度并不会影响本家庭参与股市,两者不存在相关关系。因此,社区内除本家庭外使用移动支付家庭的比例作为本家庭使用移动支付的工具变量同时满足相关性和外生性,适合作为工具变量。实证研究1、移动支付与家庭股市参与概率关系的分析首先分析移动支付对家庭股市参与的影响,结果如表 2 所示,表 2 中(1)列、(2)列分别为双向固定效应和使用工具变量后的双向固定效应的估计结果。回归结果显示,移动支付的边际效应为正,即移动支付显著提高了家庭参与股市的概率。(1)列的移动支付的回归系数为 1.89%,且在 1%的水平上显著为正。(2)列的移动支付的回归系数为 4.38%,且在 10%的水平上显著为正。两阶段估计结果中,一阶段的 F 值为 310.49,工具变量 t 值为 15.93,F 值大于 10%偏误水平下的临界值 16.83,不存在弱工具变量问题。实证结果表明移动支付显著提高了家庭参与股市的概率。接下来,本文分析其他控制变量对股市参与的影响。从表 2(1)列的结果可以发现,家庭净资产对提高股票市场参与具有促进作用。相比之下,家庭总收入并没有产生正向影响。相比总收入,家庭净资产更能体现财富累积的效果。净资产越多,防范和承受风险的能力也越强。股市本身作为一种高风险投资行为,家庭拥有较多净资产会促进其进入股票市场。老年人口占比大的家庭储蓄倾向更大,股市的参与意愿降低,这与蓝嘉俊等35研究的结论保持一致。蓝嘉俊等35认为,少儿占比与股市参与有负相关关系。本文发现,少儿占比降低了股市参与概率,但在统计意义上并不显著,这可能与本文使用的面板数据中少儿占比变化较小有一定关系。社会保险作为对冲家庭风险的重要工具,在一定程度上降低了家庭面临大额支出的不确定性,进而对股市参与产生显著的正向影响,这与林靖等39的结论一致。已有研究表明,房产可以降低家庭股市的参与程度,对股票投资具有显著的“挤出效应”40。本文同样发现,家庭自有住房抑制了参与股市的概率。第 1 期杨 阳,等:移动支付对家庭股市参与的影响57 Fagereng 等41认为,随着年龄的增长,家庭退出股市的概率增大。本文同样发现年龄对股市参与有负向影响,但在统计意义上不显著。户主健康状况并不会对家庭进入股市产生显著的影响,这与吴卫星等29得出的结论不一致。可能的原因为,本文使用平衡面板数据,户主健康水平变化较小。户主拥有工作也会提高家庭参与股市的可能性,有关不同职业的异质性影响未来还需要进一步讨论。表 2 移动支付与股市参与变量(1)(2)股市参与(FE)股市参与(FE-IV)移动支付0.0189 (0.0035)0.0438(0.0263)家庭总收入-0.0007 (0.0003)-0.0007(0.0037)家庭净资产0.0010 (0.0001)0.0090(0.0037)家庭负债0.0003(0.0003)0.0003(0.0003)孩子占比-0.0127(0.0143)-0.0141(0.0146)老人占比-0.0039(0.0077)0.0015(0.0098)养老保险参与0.0009(0.0031)0.0001(0.0044)医疗保险参与0.0130 (0.0045)0.0123(0.0058)自有住房-0.0146 (0.0056)-0.0147 (0.0051)年龄-0.0032(0.0012)-0.0004(0.0011)年龄的平方/100-0.0000(0.0011)0.0002(0.0010)已婚0.0046(0.0057)0.0040(0.0057)教育年限-0.0009(0.0005)-0.0010(0.0006)健康水平-0.0030(0.0028)-0.0031(0.0028)户主工作0.0076(0.0030)0.0075(0.0035)农村户口0.0093(0.0057)0.0092(0.0067)家庭固定效应YesYes时间固定效应YesYes样本数3449634496R20.00630.0027一阶段 F 值310.49工具变量 t 值15.93注:、和分别代表 1%、5%、10%的显著性水平;括号内是异方差稳健标准误。下同。2、移动支付与家庭股市参与深度关系的分析以上分析证实了移动支付对家庭参与股市概率的显著影响。接下来,本文采用 Tobit 模型分析移动支付对家庭股市参与深度的影响。表 3 报告了回归结果,表 3 中,(1)列为使用 Tobit 模型进行估计的结果,(2)列为考虑到内生性问题,使用同一社区内其他家庭使用移动支付的均值作为移动支付的工具变量进行估计的结果。从表 3 中可以发现,移动支付的估计系数分别为 22.70%、88.59%,在 1%显著性水平下都为正,说明移动58 管理评论第 35 卷支付在提高家庭参与股市概率的同时,对家庭加大股票资产配置也起到了促进作用。表 3 移动支付与股票资产占比变量(1)(2)股票资产占比(Tobit)股票资产占比(IV-tobit)移动支付0.2270 (0.0052)0.8859 (0.1909)家庭总收入-0.0230 (0.0027)-0.0269 (0.0029)家庭净资产0.1814 (0.0135)0.1675 (0.0139)家庭负债-0.0033(0.0022)-0.0070(0.0024)孩子占比0.0773(0.0816)-0.1214 (0.0833)老人占比0.0448(0.0441)0.1943 (0.0617)养老保险参与0.0908(0.0676)0.0575(0.0686)医疗保险参与0.1455(0.0765)0.1219(0.0771)年龄0.0250 (0.0063)0.0375 (0.0073)年龄的平方/100-0.0229 (0.0057)-0.0229 (0.0060)已婚-0.0039(0.0348)-0.0028(0.0351)教育年限0.0505 (0.0042)0.0405 (0.0050)健康水平-0.0031(0.0028)-0.0029(0.0241)户主工作0.0079 (0.0227)-0.0611 (0.0319)农村户口-0.3830(0.0375)-0.3151 (0.0416)省份固定效应YesYes时间固定效应YesYes样本数3437834378R20.34343、移动支付与家庭股市盈利关系的分析借鉴朱光伟等17的做法,本文采用 Heckman Probit 模型探讨移动支付与股市盈利之间的关系,回归结果如表 4 所示。第一步是关于家庭是否参与股市的回归,本文重点关注表 4 中的第二步回归结果。表 4中(2)列结果显示,移动支付对股市盈利并无显著影响,可能的原因是,一方面,股市盈利需要投资者时常关注国内外的货币政策、财政政策、产业政策等相关政策,并根据对政策的解读及趋势判断从而决定股市投资方向及规模,进而获得股市盈利,而移动支付的使用并不能帮助投资者提高对政策准确判断的能力。另一方面,股市盈利还需要投资者具备一定公司层面的基本面分析和技术面分析的能力。投资者通过对行业状况及公司财务状况做出准确判断,并结合以往统计数据来预估股票未来的行情,进而获得比较理想的回报。而基本面分析和技术面分析能力的提高需要其较长期经验及知识的积累,移动支付在短期内对投资者提升分析能力的助力作用十分有限。炒股年数对股市盈利有显著的正向影响,可能的原因是炒股时间越长,投资者积累的投资经验越多,无论对政策解读判断的准确度还是基本面以及技术面分析的能力都有所提升,进而从股市中获得盈利的概率越高,这与朱光伟等17的结论一致。炒股年限每增加 1 个单位,从股市中盈利的概率提高 2.08%。第 1 期杨 阳,等:移动支付对家庭股市参与的影响59 表 4 移动支付与股市盈利(1)(2)变量股市参与股市盈利第一步回归第二步回归移动支付1.1269 (0.0660)0.4772(0.3426)炒股年数0.0208 (0.0060)其他控制变量 1YesYes其他控制变量 2YesYes随机固定效应YesYes时间固定效应YesYes样本数344962122机制分析上述实证结果表明移动支付显著地促进了家庭股市参与,那么移动支付具体通过什么渠道促进家庭股市参与呢?本部分基于上文提出的信息成本理论、风险偏好、信息不对称理论、信贷可得性四个视角,考察移动支付促进股市参与的内在机制。1、基于金融信息关注及获取视角的考察Vissing-Jorgensen42认为,股市参与需要一定成本,包括进入成本、交易成本及获取信息成本,受到成本的制约,家庭进入股市的可能性将会降低。此外,当投资者所获得信息不完全时,家庭的投资决策会受到影响43。相反,股市信息的有效获取可以促进家庭进入股市16。互联网技术的发展扩展了居民获得信息的渠道,降低了获取信息的成本,提升了家庭获取信息的能力36。为了考察信息获取机制,本文基于中国家庭金融调查问卷设计,将对经济、金融信息关注度分为非常关注、很关注、一般关注的家庭定义为直接获取金融信息的家庭。在此处引入移动支付与金融信息关注的交互项来验证信息获取机制的成立。表5 中(1)列、(2)列分别列示了 FE 和 FE-IV 的估计结果。具体地,(1)列移动支付与金融信息关注的交互项在 1%的显著性水平上为正,即移动支付可以通过提高居民对金融信息的关注度提高股市参与的概率。(2)列使用社区均值做工具变量解决内生性问题后估计结果依然稳健。表 5 移动支付、信息获取与股市参与变量(1)(2)股市参与(FE)股市参与(FE-IV)移动支付0.0136 (0.0033)0.0389(0.0267)移动支付金融信息获取0.0295 (0.0089)0.0348(0.0151)金融信息获取0.0068(0.0035)0.0048(0.0061)其他控制变量YesYes家庭固定效应YesYes时间固定效应YesYes样本数3449634496R20.00920.0052中国是一个十分重视社会网络的国家,社会网络作为家庭内生禀赋,对家庭投资行为有不可忽视的影响。社会网络作为社会资本的重要一环,有着风险分担和传递信息的作用44,可以分散家庭的投资风险,弱化家庭规避风险程度,从而促进家庭参与股市45。同时,社会网络可以增强家庭获取信息的能力,且提高与他人交流互动的频率,进而影响自身的投资选择16。移动支付技术突破了空间和时间的限制,通过收发红包、在线交流等途径巩固了家庭的社会网络水平。本文以社会网络作为间接获得信息的途径,参照胡金焱和张博46的做法,以家庭节假日(春节、中秋节等)、红白喜事(做寿、庆生等)收支总和的自然对数作为社会网络的代理变量,通过引入移动支付和社会网络交互项的方式考察此渠道的有效性。表 6 中(1)列、(2)列分别列60 管理评论第 35 卷出了 FE 和 FE-IV 的估计结果,在处理内生性后结果仍然显著为正,表明移动支付通过加强社会网络进一步提高了对家庭股市参与的正向影响,即移动支付的间接获得信息机制成立,以上结果验证了假设 1。表 6 移动支付、社会网络与股市参与变量(1)(2)股市参与(FE)股市参与(FE-IV)移动支付0.0015(0.0057)0.0186(0.0304)移动支付社会网络0.0028 (0.0008)0.0040(0.0017)社会网络0.0001(0.0003)-0.0004(0.0006)其他控制变量YesYes家庭固定效应YesYes时间固定效应YesYes样本数3449634496R20.00780.00402、基于风险偏好视角的考察风险态度是影响家庭参与股票市场的关键因素,Tobin47的两基金分离定理表明,居民的风险态度将会影响其对风险资产的持有量。据 CHFS 20172019 年数据,中国风险偏好家庭仅占 6.38%,表明中国居民大多趋于保守,厌恶风险。虽然风险态度与主观感受与认知有关,其也会随着时间的推移和外部环境的改变而发生变化。那么,在数字化时代的大背景下,居民的风险态度是否会发生变化呢?张世虎和顾海英36发现,互联网通过信息获取渠道改变了乡村居民的风险态度。虽然互联网上的诈骗案以及资金被盗问题,恶化了居民的风险厌恶态度,但以手机银行等为代表的规范平台,以其巨大投资规模、便利支付、良好信誉取得广大人民群众的信任,有效转变居民的风险厌恶态度。参照吴雨等15的做法,基于中国家庭金融调查问卷,本文将投资倾向为高风险、高回报项目及略高风险、略高回报项目的家庭定义为风险偏好家庭,通过引入移动支付和风险偏好交互项来考察此机制。表 7 中(1)列、(2)列分别列出了 FE 和 FE-IV 的估计结果,两个交互项的系数都显著为正,表明移动支付有助于提高家庭风险偏好从而促进家庭参与股市,验证了假设 2。表 7 移动支付、风险偏好与股市参与变量(1)(2)股市参与(FE)股市参与(FE-IV)移动支付0.0170 (0.0035)0.0399(0.0265)移动支付风险偏好0.0252(0.0136)0.0433(0.0180)风险偏好0.0112(0.0070)0.0019(0.0101)其他控制变量YesYes家庭固定效应YesYes时间固定效应YesYes样本数3449634496R20.00800.00453、基于社会信任视角的考察诚信是为人之本,是为人处事的一种美德。中华文化崇尚诚信,诚信也是社会主义核心价值观。信任同样作为社会资本的一个方面,能够提高家庭股市等风险金融市场的参与概率,增加家庭股票等风险金融资产的配置18。信任也属于个人属性的一种,随着环境的变化、时间的推移,信任感也在发生变化。已有研究发现互联网使用对居民的信任感既有正向影响又有负向影响。王伟同和周佳音48发现,互联网不同的使用渠道对信任产生不同的影响,通过促进社交、改善人际关系提升社会信任水平,通过影响社会公平认知降低了社会信任水平。移动支付虽然依托于互联网技术,但其可以整合大量用户信息,从而有效建设社会信任体系。而初始信任能够持续稳定地影响互联网理财使用意愿49。由于 2019 年 CHFS 问卷中没有信任有关问题设第 1 期杨 阳,等:移动支付对家庭股市参与的影响61 计,此处采用 2017 年 CHFS 问卷中“您对陌生人的信任程度”度量社会信任,通过 OLS 和 2SLS 回归分析来考察移动支付通过提升社会信任进而促进家庭参与股市机制的成立。表 8 的(1)列、(2)列分别为 OLS、2SLS 的估计结果,两列交互项系数都显著为正,这也证实了此机制的存在性,验证了假设 3。表 8 移动支付、社会信任与股市参与变量(1)(2)股市参与(OLS)股市参与(2SLS)移动支付0.0449 (0.0099)0.1661 (0.0316)移动支付社会信任0.0277 (0.0043)0.0755 (0.0103)社会信任0.0064 (0.0012)-0.0144 (0.0022)其他控制变量YesYes省份固定效应YesYes样本数3954639546R20.16260.06644、基于信贷可得视角的考察信贷具有平滑生命周期中因收入而降低股票投资的作用。受到流动性约束和信贷约束的家庭参与股市的可能性较小,流动性约束会制约家庭进入风险资产市场9。移动支付平台为居民提供小额信贷服务,同时,移动支付使用产生的信用积分有助于家庭提高其信用水平,从而帮助家庭获得正规信贷或互联网信贷。杨波等14研究发现,数字金融,尤其是移动支付有效帮助家庭获得正规信贷,且对“长尾”家庭的作用更为显著。基于以上