移动支付对居民家庭金融资产配置的影响_董婧璇.pdf

南 开 经 济 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES2022 年 第 12 期 No.12 2022 DOI:10.14116/j.nkes.2022.12.005 79 移动支付对居民家庭金融资产 配置的影响 董婧璇 臧旭恒 姚 健 摘 要：本文从家庭金融资产配置多样性和家庭金融资产配置有效性两个维度，使用2019 年中国家庭金融调查(CHFS)数据，基于移动支付的视角，探讨数字金融对居民家庭金融资产配置的影响。通过研究发现，移动支付能够显著提高家庭金融资产配置多样性和有效性程度。机制分析表明，移动支付能够通过提高金融知识水平、提高财产性收入水平及缓解流动性约束等路径优化家庭金融资产配置。异质性分析表明，移动支付对家庭金融资产配置的优化作用在城镇地区、东部地区、受教育程度较高及金融知识水平较高的家庭中更加显著。得出相关结论有助于厘清数字金融作用于家庭投资行为的影响机制，有利于政府及金融机构制定相应的促进金融创新举措，提高政策精准程度，增加居民财产性收入，提升家庭福祉水平，促进国内大循环目标的实现。关键词：数字金融；移动支付；家庭金融资产配置多样性；家庭金融资产配置有效性；夏普比率 一、引 言 伴随我国经济的迅速崛起和资本市场的日益完善，居民财富和资产规模不断提升，居民家庭资产配置也由以房产、车辆等固定资产为主，进入到向风险金融资产配置加速的拐点。根据中国家庭金融调查(CHFS)数据显示，20172019 年，我国家庭平均总资产由 104.57 万元增长至 114.67 万元，其中风险性金融资产增幅最大，达到15.16%。“十四五”规划明确提出，拓展居民收入增长渠道，多渠道增加城乡居民财产性收入，创新更多适应家庭财富管理需求的金融产品。居民家庭在选择金融产品时，考虑的因素主要包括资产的收益性、风险性及流动性。不同因素之间不可分离、相互制约，如风险性越高的资产收益性越高，流动性较低的资本收益性较高，如何在资产的收益性、风险性及流动性之间取得平衡以及通过金融市场实现资源跨期有效配置成为学术界和居民家庭关注的重点问题。董婧璇，山东师范大学经济学院(邮编：250358)、山东管理学院经贸学院(邮编：250358)，E-mail：；臧旭恒(通讯作者)，山东师范大学经济学院(邮编：250358)、山东大学经济学院(邮编：250100)，E-mail：；姚 健，山东大学经济学院(邮编：250100)，E-mail：yaojian0628 。本文是国家社会科学基金重大项目“中国家庭经济风险测度、成因及外溢性研究”(21&ZD088)的成果。作者感谢匿名评审专家和编辑部的宝贵意见。文责自负。董婧璇、臧旭恒、姚 健：移动支付对居民家庭金融资产配置的影响 80 值得注意的是，近年来兴起的数字金融为解决这一问题提供了可能。数字金融是一种交易成本低、信息不对称程度低、支付便捷的新型金融形式。数字金融为家庭提供了更加丰富多样的金融产品，提高了家庭的风险金融市场参与程度，促使家庭进行多样化投资，优化家庭金融资产配置。作为最重要的数字金融形式，以微信、支付宝为主要媒介的移动支付已经在广大城市、农村地区得到推广。根据中国支付清算协会数据显示，20082020 年，电子支付业务的笔数和金额分别由 183.27 亿笔、633.00 万亿元增长至 2352.25 亿笔、2711.81 万亿元。2020 年共处理移动支付业务 1232.20 亿笔，业务金额为 432.16 万亿元，分别较 2019 年增长 21.48%和 24.50%。与此同时，截至2020 年底，余额宝用户数量已超过 6 亿，资金规模超过 1.93 万亿元。由此可见，移动支付的迅速发展突破了地理和时间上的限制，可能对居民家庭的投资行为产生重要影响。然而，目前关注移动支付与家庭金融资产配置的相关研究并不多见，已有的文献也多集中于数字金融对家庭风险金融市场参与的影响(魏昭和宋全云，2016；路晓蒙等，2019；周雨晴和何广文，2020)，忽视了数字金融对家庭金融资产配置多样性及有效性的影响。家庭金融资产配置多样性及有效性均是衡量家庭投资组合是否合理的指标。已有学者对家庭投资组合中金融资产种类数目与不确定性风险进行实证研究，发现家庭能够通过多样化配置金融资产有效降低投资组合风险，捕捉各类金融资产的投资机会，优化金融资产配置，是不确定情况下家庭最理性的选择(Fama，1976)。近年来，受益于投资组合指数替代法的引进和微观调查数据的丰富完善，部分学者根据市场指数的历史收益和波动情况及家庭持有各类风险金融资产的比重，构造加权平均夏普比率，以替代家庭的投资账户数据(吴卫星等，2015；杜朝运和丁超，2016)。夏普比率综合考虑了家庭持有投资组合的收益及风险，能够衡量家庭投资组合的优化程度。作为最重要的数字金融形式，移动支付能否影响家庭金融资产配置的多样性及有效性，其具体影响和作用机制究竟如何，对此需要进行严谨的实证分析。研究和关注该问题，在微观层面上，有助于家庭根据金融资产的持有情况实现投资组合的有效合理配置和家庭财富的积累增值；在宏观层面上，有助于政府及金融机构完善多层次资本市场体系，制定相应的促进金融创新举措，健全有益于释放内需潜力的金融健康发展环境，实现国内大循环的目标。基于以上背景，本文采用 2019 年中国家庭金融调查(CHFS)数据，评估了移动支付对家庭金融资产配置行为的影响与机制。结果表明，移动支付对家庭金融资产配置的多样性及有效性均具有显著正向影响。机制分析表明，移动支付主要通过提高家庭金融知识水平、增加家庭财产性收入及缓解家庭流动性约束路径来优化家庭金融资产配置。异质性分析显示，移动支付对家庭投资组合的优化作用在城镇地区、东部地区、受教育程度较高及金融知识水平较高的家庭中更加显著。同时，本文还为金融创新举措的制定和完善提供了有益启示，应加大数字普惠金融的服务力度，推动政策向服务 电子支付业务包括网上支付、电话支付、手机支付、ATM 业务、POS 业务和其他电子支付等 6 种业务 类型。数据来源：中国支付清算协会官网数据。南 开 经 济 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES2022 年 第 12 期 No.12 2022 81 弱势群体倾斜，发挥数字金融在优化家庭金融资产配置中的重要作用，最终提升居民家庭的财富水平和福祉水平，进而激发居民家庭的消费热情。二、相关文献综述 关于家庭金融资产配置的研究，传统的家庭资产选择理论指出，当构建投资组合时，为实现给定风险下的期望收益最大化，家庭应将财富按照一定比例投资于所有的风险资产(Markowitz，1952)。然而，现有研究发现，现实中家庭的风险金融市场参与程度远低于理论预测，仅有少部分家庭投资风险金融资产(Campbell，2006)，且风险金融资产占总资产比例较低，这也被称为“有限参与之谜”(Rooij 等，2011)。年龄(Guiso等，2004；王聪等，2017)、人力资本(Zagorsky，2007；张号栋和尹志超，2016)、流动性约束(Cardak 和 Wilkins，2009)及社会制度(宗庆庆等，2015；卢亚娟等，2019)等因素可能是家庭有限参与风险金融市场的原因。近年来，数字金融的迅速发展对家庭经济、金融行为产生了重要影响。一些学者开始探究数字金融对居民家庭金融资产配置的影响，多数相关学者认为数字金融发展有助于提高家庭参与风险金融市场的概率(魏昭和宋全云，2016；路晓蒙等，2019；周雨晴和何广文，2020)。关于家庭金融资产配置的多样性，已有文献多集中于对股票投资组合多样性的研究，揭示了家庭构建股票投资组合时存在严重的多样化不足问题。Kelly(1995)分析美国消费者金融调查数据发现，位于中位数的股东仅拥有一种股票，且其所持股票大多属于雇主公司。Calvet 等(2007)提出，家庭持有投资组合效率低下的重要原因分别是家庭不参与风险金融市场及家庭持有风险金融资产的多样化程度极低。Dimmock 等(2016)发现，当投资者面临不确定性风险时，更倾向于持有雇主公司的股票，而不持有国外公司的股票，持有投资组合的分散化程度显著降低。此外，金融素养(Guiso 和Jappelli，2010)、风险态度(李雅君等，2015)及交易成本(Nieuwerburgh 和 Veldkamp，2009)等因素可能也是影响家庭金融资产配置多样性的重要因素。也有学者研究发现，房产对居民家庭金融资产配置多样性具有负面影响，对于年轻人而言，在尚未偿还住房贷款前，住房资产等非流动性资产使其面临较大的流动性约束，挤出了股票、基金等风险性金融资产的投资，降低了家庭金融资产配置多样性程度(Sinai 和 Souleles，2005)。对于家庭金融资产配置有效性，由于家庭持有的投资组合差异巨大，无法用统一的效用函数衡量，许多学者使用夏普比率衡量家庭金融资产配置有效性问题。Gourieroux 和 Monfort(2005)证实了夏普比率与期望效用有关，能够衡量家庭投资组合有效性问题。Calvet 等(2007)发现，大多数分散化配置资产的家庭也实现了国际多元化配置，并且他们持有投资组合的夏普比率高于国内股市的夏普比率。Pelizzon 和Weber(2008)使用指数替代的方式计算意大利居民家庭的夏普比率，并考察其投资组合有效性。Grinblatt 等(2011)发现，智商更高的家庭拥有更高的夏普比率，也更倾向于 董婧璇、臧旭恒、姚 健：移动支付对居民家庭金融资产配置的影响 82 参与股票市场。国内一些学者也采用加权平均夏普比率作为衡量家庭金融资产配置优劣的标准(吴卫星等，2015；杜朝运和丁超，2016；柴时军，2017；周聪，2021)，以探究家庭金融资产配置有效性的影响因素问题，但多集中于生命周期、社会资本、金融素养、风险态度等维度。鲜有文献从移动支付视角研究数字金融对家庭金融资产配置多样性及有效性的影响。理论上讲，移动支付可能从降低交易成本、提高家庭金融知识水平、增加家庭财产性收入及缓解家庭流动性约束等路径提高家庭金融资产配置多样性程度，优化家庭金融资产配置。第一，家庭投资组合理论指出，交易成本是家庭金融资产配置低效的重要原因。按照交易成本的来源，可以从两个角度进行考虑。其一是配置金融资产所需的即时性成本，在金融制度不够完善的背景下，过高的交易成本会产生金融排斥(星焱，2015)，使低收入群体难以进入正规金融市场，数字金融拓宽了时间和空间的限制，降低了金融市场的准入门槛，帮助家庭匹配到适合自身风险特征的金融产品。相较于现金支付，移动支付加快了资金的流通速度，使金融交易变得简单便捷，即时交易成本降低。其二是由信息不对称造成的交易成本，根据移动支付交易记录，能够完善征信系统，增加信息披露和市场透明度，弱化逆向选择风险和道德风险，节省信息搜寻成本和市场摩擦成本(周广肃和梁琪，2018)，提高家庭金融资产配置多样性，促进家庭理性投资。第二，移动支付可能通过提高家庭金融知识水平机制来提升家庭金融资产配置的多样性和有效性。吴雨等(2021)利用中国家庭金融调查数据发现，数字普惠金融能够提升家庭对经济、金融信息的关注度，促进家庭对金融信息的获取，而家庭金融信息的获取在提升家庭金融资产配置效率方面发挥着关键作用。微信、支付宝等第三方支付平台对于信息和知识的传播具有很大的便利性和普惠性(朱卫国等，2020)，为居民家庭提供知识分享和资源交流的平台，提高家庭对投资理财相关信息的关注程度，增强家庭的投资意识，使投资理财成为家庭的日常生活方式，进而优化家庭的投资决策。第三，多数学者证实了数字金融能够缓解家庭流动性约束问题(易行健和周利，2018；张勋等，2020)。在信贷市场存在摩擦的情况下，受到流动性约束的投资者无法通过借贷实现跨期平滑消费，抑制家庭的投资需求。微信、支付宝等提供的微粒贷、借呗等信贷功能能够帮助家庭缓解流动性约束和自身资源约束，有助于家庭进行有效借贷和金融资产的合理配置，实现帕累托最优状态，提高家庭投资组合多样性和有效性程度。第四，相较于传统银行储蓄，微信的理财通、支付宝的余额宝等互联网理财产品兼具高收益性和高流动性等特点，将资金量小但是数量大的移动支付用户聚集起来，使用户能够利用零散资金和时间进行理财，为家庭提供更加多元化的选择，贴近家庭的理财需求，加速财富的积累增长，优化家庭的金融资产配置。本文基于移动支付视角，对家庭金融资产配置多样性及家庭金融资产配置有效性的影响因素做出新的解释，以期为数字金融理论和家庭金融资产选择理论提供可能的补充，并力图在以下几个方面有所创新。第一，本文补充了家庭金融资产选择领域和数字金融领域的理论文献，为厘清数字金融作用于家庭投资行为的影响机制提供了微观证据。第二，分别采用家庭配置金融资产的种类数目和加权平均夏普比率衡量家庭金 南 开 经 济 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES2022 年 第 12 期 No.12 2022 83 融资产配置多样性及有效性，研究移动支付与家庭投资决策行为的关系。第三，综合考虑了移动支付对股票、理财产品、债券、贵金属、金融衍生品和非人民币资产等多种风险性金融资产的影响。第四，从提高家庭金融知识水平、增加家庭财产性收入及缓解家庭流动性约束角度探讨移动支付影响家庭金融资产配置行为的微观机制，并进行相关实证检验。第五，从城乡区域、东中西地区、受教育程度及金融知识水平等维度探讨移动支付影响家庭金融资产配置的异质性问题。三、数据来源、计量模型与变量设定 （一）数据来源及计量模型 本文数据来源于西南财经大学 2019 年中国家庭金融调查(CHFS)数据库，该调查涵盖了全国 29 个省(自治区、直辖市)、343 个县(区、县级市)，包括 34643 户家庭的人口统计学特征、支出与收入、资产与负债等信息，为本文研究移动支付对家庭金融资产配置的影响提供数据支持。由于问卷中某些家庭的总收入、总资产及总消费数据存在异常值，因而本文进行 5%的双边截尾处理，同时剔除关键变量缺失的样本，最终获得有效样本 24698 个。为分析移动支付对居民家庭金融资产配置的影响，本文设定基准计量模型如下：iciciccicDiversitypayX=+(1)*1(0)icicRiskfinRiskfin=(2)*iciciccicRiskfinpayX=+(3),1_,0=icicicRisfinSharpratioRisfin可观测不可观测(4)_=+iciciciccicSharpratiopayX(5),_0_0,_0+=iciccicicicicpayXif SharpratioSharpratioif Sharpratio (6)icpay是我们关注的解释变量，即家庭是否使用移动支付；icX是控制变量，包括家庭层面的控制变量及户主层面的控制变量；c为城市固定效应；ic为残差项，2(0,)icN。式(1)分析了移动支付对家庭金融资产配置多样性的影响，icDiversity表示家庭金融资产配置多样性，即家庭配置金融资产的种类数目，能够反映家庭配置金融资产的分散化程度。式(2)至式(6)分析了移动支付对家庭金融资产配置有效性的影响，_icSharpratio表示加权平均夏普比率，同时考虑了家庭持有投资组合的收益性和风险性，能够很好地反映家庭金融资产配置的优化程度。由于金融市场存在有限参与现象，本文参照吴卫星等(2015)的做法，采用 Heckman 两步估计法解决样本选择偏差问题。家庭投资组合夏普比率是否可以被观测到取决于家庭是否参与风险金融市场，因此第一阶段运用 Probit 模型估计参与决策方程，并计算逆米尔斯比率，如式(2)和式 董婧璇、臧旭恒、姚 健：移动支付对居民家庭金融资产配置的影响 84 (3)所示，icRiskfin是二值因变量，取 1 时表示家庭参与风险金融市场，取 0 时表示家庭不参与风险金融市场，icRiskfin的取值取决于潜变量*icRiskfin。第二阶段估计移动支付对家庭金融资产配置有效性的影响，设定模型如式(4)和式(5)所示。式(4)表示家庭是否参与风险金融市场对金融资产配置有效性产生了样本选择偏差，如果家庭参与风险金融市场，则金融资产配置有效性可以被观测到；否则，金融资产配置有效性不可以被观测到。公式(5)中，将第一阶段计算得到的逆米尔斯比率ic作为解释变量加入到回归方程中，若逆米尔斯比率ic的估计系数显著不等于零，则表示采用 OLS 估计会产生样本选择偏差问题，应采用 Heckman 两步法进行估计。此外，由于是截断数据，本文参考杜朝运和丁超(2016)的方法，采用 Tobit 模型进行估计，如式(6)所示，以此来证明结果的稳健性。（二）变量设定 1.解释变量 CHFS2019 问卷中有关“家庭是否使用移动支付”的问题是“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？1.是；2.否”。本文将选择“是”选项的家庭视为使用移动支付家庭，取值为 1；选择“否”选项的家庭视为未使用移动支付家庭，取值为 0。2.被解释变量 CHFS 数据库提供了丰富的有关家庭金融资产的相关信息，参照尹志超等(2015)的做法，本文将家庭金融资产划分为风险性金融资产和无风险性金融资产。风险性金融资产包括：股票、基金、互联网理财产品、金融理财产品、金融衍生品、贵金属、金融债券、企业债券及非人民币资产。无风险性金融资产包括：现金、股票账户现金、活期存款、定期存款及政府债券。本文关注的被解释变量分别为家庭金融资产配置多样性和家庭金融资产配置有效性。采用家庭配置金融资产的种类数目衡量家庭金融资产配置多样性，家庭配置金融资产的种类数目越多，代表家庭投资组合越分散。另外，采用加权平均夏普比率作为家庭金融资产配置有效性的代理变量，由于缺乏家庭投资账户的具体数据，参照 Pelizzon 和 Weber(2008)、Grinblatt 等(2011)和吴卫星等(2015)的方法，使用市场指数替代的方式计算不同类型金融资产的收益率和波动率，进而根据家庭持有不同类型金融资产的权重，加权平均计算得到家庭持有投资组合的加权平均夏普比率，即家庭金融资产配置有效性。夏普比率的计算公式如式(7)所示。E()=fRRSharp Ratio(7)其中，为风险性金融资产的波动率；E()R为风险性金融资产的预期收益率，fR为无风险利率，由央行发布的人民币存款基准利率表示，E()fRR则为风险性金融资产的超额收益率。具体来看，我们假设 2019 年中国家庭金融调查(CHFS)数据展现的是 2018 年 12 月的家庭金融资产配置情况。本文选取 2009 年 1 月至 2018 年 12 月作为时间区间，并以 2009 年为固定基期进行平减，采用平均化和指数替代的方式计算风险性金融资产的历史月度收益率序列。南 开 经 济 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES2022 年 第 12 期 No.12 2022 85 本文将股票、基金、债券、贵金属、金融衍生品及非人民币资产等风险性金融资产纳入考察范围。有关风险性金融资产的数据均来源于 WIND 数据库并经整理得到。股票资产的月度收益率由上证指数和深证成份指数的月度收益率加权平均得到，基金资产的月度收益率由上证基金指数和深证乐富基金指数的月度收益率加权平均得到，股票资产和基金资产收益率的计算权重均为两市成交额占总成交额的比重。利用中证综合债指数的月度收益率代表债券资产的月度收益率。相比以往文献，本文另外加入贵金属及非人民币资产两类风险性金融资产，能够更加准确地研究家庭投资组合有效性问题。采用美元的现货价格计算非人民币资产的月度收益率。采用黄金的现货价格计算贵金属的月度收益率。得到五类风险性金融资产的历史月度收益率序列后，通过计算可以得到五类风险性金融资产的几何平均收益率和波动率(即风险)，进而得到五类风险性金融资产的夏普比率。最后，本文根据每个家庭持有不同类型风险金融资产的权重计算得到每个家庭投资组合的加权平均夏普比率。3.控制变量 参考以往的研究，本文选取了一系列控制变量，包括家庭特征变量和户主特征变量。其中家庭特征变量包括是否是农村家庭、是否有车、是否有房、是否有负债、家庭总收入、家庭总资产；户主特征变量包括户主年龄及户主年龄的平方、性别、受教育程度、健康状况、婚姻状况、金融知识水平、幸福程度、是否有工作、是否有社会医疗保险、是否有社会养老保险。在回归模型中，本文分别对家庭总收入及家庭总资产进行对数化处理。4.变量的描述性统计 主要变量的描述性统计详见附录 1。从其中可知，53.1%的样本家庭使用移动支付，仅有 16.4%的家庭配置了风险性金融资产，家庭配置风险性金融资产占总资产的比重均值为 1.0%，这说明我国居民家庭的风险金融市场参与程度仍然较低。家庭平均持有不超过三种金融资产，说明我国居民家庭持有的投资组合分散化程度较低。进一步分析得到，现金、活期存款、定期存款、股票、基金、互联网理财产品、金融理财产品、CHFS 调查问卷中，受访者已完成最高学历的选项为：没上过学、小学、初中、高中、中专/职高、大专/高职、大学本科、硕士研究生、博士研究生，本文使用户主受教育年限衡量户主受教育程度，分别取值为 0、6、9、12、12、15、16、19、22。本文参考尹志超等(2014)、张号栋和尹志超(2016)的做法，采用因子分析法构建衡量户主金融知识水平的指标。2019CHFS 问卷中有关户主金融知识水平的三个问题分别是：“您平时对经济、金融方面的信息关注程度如何?”“假设银行的年利率是 4%，如果把 100 元钱存 1 年定期，1 年后获得的本金和利息有多少?”“假设银行的年利率是 5%，通货膨胀率每年是 8%，把 100 元钱存银行一年之后能够买到的东西有多少?”以上三个问题中，问题 1 衡量了户主的一般性金融知识水平，问题 2 和问题 3 分别考察了户主的利率和通货膨胀率计算能力。针对问题 2 和问题 3，我们认为回答错误和算不出来所代表的金融知识水平不同，因此分别构建两个哑变量，即是否回答正确和是否算不出来。采用因子分析法对三个问题五个变量进行因子分析，KMO 检验结果显示适合采用因子分析，最终保留一个因子，代表户主的金融知识水平。本文使用问题“总的来说，您现在觉得幸福吗？”衡量户主幸福程度。设定选择“非常幸福”“幸福”“一般”选项的受访者幸福程度较高，取值为 1；选择“不幸福”“非常不幸福”选项的受访者幸福程度较低，取值为 0。读者可扫描本文首页二维码，获取附录。后文同，不再标注。董婧璇、臧旭恒、姚 健：移动支付对居民家庭金融资产配置的影响 86 债券、贵金属、非人民币资产、衍生品等金融资产的家庭拥有率分别为 100%、82.019%、19.491%、5.017%、1.640%、10.138%、6.203%、0.263%、0.154%、0.150%、0.020%。这说明所有家庭均持有现金，较多家庭持有活期存款、定期存款及股票等传统金融产品，极少家庭选择配置贵金属、非人民币资产、衍生品等风险性金融资产，相较于传统金融理财产品，现代家庭更倾向于持有互联网金融理财产品。此外，对比使用移动支付家庭和未使用移动支付家庭的金融资产配置情况，可以发现，使用移动支付家庭的风险金融市场参与率为 27.5%，未使用移动支付家庭的风险金融市场参与率为 3.7%，均值差异在 1%的水平上显著。使用移动支付家庭和未使用移动支付家庭配置金融资产的种类数目均值分别为 2.526、1.940，表明使用移动支付家庭的金融资产配置更加多样。以夏普比率作为家庭金融资产配置有效性的代理变量，使用移动支付家庭的夏普比率均值是 0.102，未使用移动支付家庭的夏普比率均值是 0.042，初步说明家庭是否使用移动支付与金融资产配置有效性具有正相关关系。四、实证分析 （一）基准回归：移动支付对家庭金融资产配置的影响 表 1 报告了移动支付影响家庭金融资产配置的检验结果。表 1 第(1)列为加入地区固定效应的稳健 OLS 回归模型，考察了移动支付对家庭金融资产配置多样性的影响。从回归结果可知，移动支付的边际影响在 1%的水平上显著为正，表明移动支付能够显著提高家庭金融资产配置多样性。第(2)列第(4)列汇报了移动支付影响家庭金融资产配置有效性的回归结果。其中，第(2)列和第(3)列采用 Heckman 两步法进行回归分析，第(2)列是参与决策方程的回归结果，加入少儿抚养比作为识别变量；第(3)列是 Heckman 两步法第二步的回归结果，估计中逆米尔斯比率显著为正，表明样本存在选择偏差问题。移动支付的估计系数为 0.564，在 1%的水平上显著，表明参与移动支付能够显著提升家庭金融资产配置有效性，使家庭承担单位风险下获得的收益增加。其可能的解释是，由于家庭使用移动支付，能够了解和接触到更多元化的金融产品与服务，实现更多样化的投资，家庭投资收益增加的同时，投资风险也得以降低，提高了家庭金融资产的配置效率。为保证估计结果的稳健性，本文进一步采用 Tobit 模型进行估计，第(4)列为回归结果，移动支付的估计系数仍在 1%的水平上显著为正。（二）内生性分析 在上述回归中，移动支付可能存在潜在的内生性问题。首先，虽然已加入家庭层面及户主层面的控制变量，但仍然可能由于遗漏变量原因产生估计偏误。其次，家庭是否使用移动支付与某些不可观测的家庭特征密切相关，而这些家庭特征同时也影响家庭的金融资产配置行为，即可能存在反向因果问题。对此，为解决潜在的内生性问题，本文使用工具变量法(IV)进行估计。首先，借鉴宗庆庆等(2015)的方法，将样本按照户主年龄(45 岁及以下、45 岁65 岁、65 岁及以上)、户主受教育程度(初中及以下、高中 南 开 经 济 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES2022 年 第 12 期 No.12 2022 87 及职高、大专及以上)、金融知识水平、城乡类别及家庭所在城市 5 个变量分组。对于每个家庭，计算其所在组群除该家庭外其他家庭的移动支付使用率，并作为工具变量1。组群内家庭在受教育程度、金融素养和风险偏好等方面具有相似性，家庭是否使用移动支付与组群内其他家庭的移动支付使用情况具有一定相关性。组群内其他家庭的移动支付使用情况并不直接影响该家庭的金融资产配置行为，满足工具变量的外生性条件。表 2 中第(1)列和第(2)列为回归结果，Cragg-Donald Wald F 统计量分别为4985.330 和 355.933，P 值为 0.000，表明工具变量与内生变量强相关，排除了弱工具变量问题。识别不足检验的 Kleibergen-Paap rk LM 统计量也显示，选取的工具变量是有效的。处理了内生性问题后，移动支付对家庭投资组合多样性及有效性的影响依然显著为正。表 1 移动支付对家庭金融资产配置的影响(1)(2)(3)(4)家庭金融资产 配置多样性 风险金融 市场参与 家庭金融资产 配置有效性 家庭金融资产 配置有效性 Heckman Heckman 回归模型 OLS 第一阶段 第二阶段 Tobit pay*0.321*(0.014)*0.984*(0.033)*0.564*(0.123)*1.532*(0.249)youngbring *-0.132*(0.039)imr *0.658*(0.141)家庭层面控制变量是 是 是 是 户主层面控制变量是 是 是 是 地区固定效应 是 是 是 是 观测值个数 24698 24698 24698 24698 R2 00.3116 00.0230 Adj.R2 00.3034 00.0113 Pseudo.R2 00.2627 00.2051 注：参考齐红倩和刘岩(2020)的做法，使用家庭 14 岁及以下成员数量占 15 岁64 岁成员数量的比重衡量少儿抚养比。表格中汇报的是边际效应，括号内为聚类到城市层面的稳健标准误；*、*和*分别代表在 1%、5%和 10%水平上显著，下表同。此外，为保证工具变量回归结果的稳健性，参考傅秋子和黄益平(2018)、姚健和臧旭恒(2021)的研究，选取“家庭所在省份的省会城市到杭州的距离与移动支付的交互项”作为本文的第二个工具变量，估计结果如表 2 第(3)列和第(4)列所示，移动支付的系数仍显著为正。（三）稳健性检验 1.更换家庭金融资产配置多样性及有效性衡量指标 前文使用家庭配置金融资产的种类数目衡量金融资产配置多样性，使用加权平均夏普比率衡量金融资产配置有效性。下面采用不同的衡量方法进行稳健性检验。首先，参考 Woerheide 和 Persson(1993)、路晓蒙等(2019)的做法，采用式(8)衡量家庭金 董婧璇、臧旭恒、姚 健：移动支付对居民家庭金融资产配置的影响 88 融资产配置多样性。其中，iw代表不同类型金融资产占家庭总金融资产的比重，N代表家庭持有金融资产的类型，1Index越大，表示家庭金融资产配置越多样化。其次，本文采用式(9)，即采用离散度衡量家庭金融资产配置多样化程度。其中，iy表示家庭持有的金融资产种类数目，ty表示所有样本家庭持有金融资产种类数目的均值，2Index越大，说明家庭投资组合越分散。回归结果显示，移动支付的系数均在 1%的水平上显著为正(详见附录 2)，即移动支付能够显著提高家庭金融资产配置多样性。表 2 工具变量的回归结果(1)(2)(3)(4)家庭金融资产 配置多样性 家庭金融资产 配置有效性 家庭金融资产 配置多样性 家庭金融资产 配置有效性 工具变量 1 工具变量 1 工具变量 2 工具变量 2 回归模型 2SLS 2SLS 2SLS 2SLS pay*0.355*(0.030)*2.449*(0.953)*0.309*(0.014)*0.646*(0.146)imr *2.890*(1.130)*0.753*(0.166)控制变量 是 是 是 是 地区固定效应 是 是 是 是 观测值个数 24698 24698 23739 23739 R2 00.2169 00.0111 00.2149 00.0077 Kleibergen-Paap rk LM statistic 227.358*113.916*156.148*089.481*Cragg-Donald Wald F statistic 4985.330000 355.93300 1.8106 430000000000 Kleibergen-Paap rk Wald F statistic 6630.157000 174.45200 24000 705.8980 2111NiiIndexw=(8)2itIndexyy=(9)21E()1()1=tfTpftRRSortino RatioRRT(10)此外，借鉴 Farinelli 等(2008)的方法，使用索提诺比率(Sortino Ratio)衡量家庭金融资产配置有效性。如式(10)所示，tpR即小于无风险收益样本的预期收益率，211()1tTpftRRT=即下偏标准差。相比夏普比率，在评估投资组合极端风险时，索提诺比率更为审慎。附录 2 第(3)列报告了估计结果，移动支付的系数仍在 1%的显著性水平上为正，即移动支付能够显著促进家庭金融资产的有效配置。2.剔除户主为金融从业人员 相较于未从事金融行业的样本家庭，从事金融行业的样本家庭对数字金融的接受 南 开 经 济 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES2022 年 第 12 期 No.12 2022 89 能力更强，参与程度更高，可能会产生估计偏误问题。因此，剔除户主从事金融行业的样本家庭，估计结果如附录 3 第(1)列和第(2)列所示，虽然移动支付对家庭投资组合多样性及有效性的影响系数均略有降低，但依然显著为正，这与前文的估计结果一致，证明了结果的稳健性。3.替换夏普比率 2015 年 6 月 12 日证监会出台证券公司融资融券管理办法(征求意见稿)等一系列相关政策文件，取消了不适应发展的限制性规定，对我国的金融市场可能会产生较大影响，因此重新截取夏普比率的计算区间(2009 年 1 月至 2015 年 5 月)，将重新计算得到的家庭加权平均夏普比率定义为家庭金融资产配置有效性 1。此外，上文选取2009 年 1 月至 2018 年 12 月作为时间区间，因为在此区间内我国的经济经历了完整的周期(刘伟和蔡志洲，2019)，但股票市场在此区间内经历了两次大幅上涨和下跌，本文选择第二个大幅波动 2014 年 1 月至 2018 年 12 月作为新的时间区间，重新计算得到的家庭加权平均夏普比率定义为家庭金融资产配置有效性 2。结果显示，夏普比率的改变并未影响移动支付与家庭金融资产配置有效性的关系，且显著性水平也未发生改变，进一步验证了基准回归的结果(详见附录 4)。4.采用平衡面板数据 一些不随时间变化的因素可能同时影响家庭是否参与移动支付和家庭金融资产配置行为，导致估计结果出现内生性偏误，因此本文构建平衡面板数据进行稳健性检验。选取 2017 年、2019 年均被访问到的样本，经过清理共得到 19828 个样本、9914 个家庭的平衡面板数据集。为消除不可观测的、不随时间变化的因素对估计结果造成的偏误，采用控制个体、时间及地区效应的多维固定效应模型。该回归结果见附录 4 第(3)列和第(4)列，移动支付在 1%的水平上依然显著提升了家庭金融资产配置多样性及有效性程度。（四）异质性分析 我国长期存在的城乡二元分割发展格局使城镇居民与农村居民在社会保障、教育、医疗等多个方面存在显著差异，相较于农村地区，城镇地区的数字基础设施建设更加完善，金融资源更为丰富。与此同时，我国幅员辽阔，不同区域的经济实力和投资环境千差万别，东、中、西部地区家庭拥有的要素禀赋也极为不同(张宗斌等，2019；臧旭恒和董婧璇，2020)。城乡之间、不同区域之间存在的数字鸿沟导致居民家庭的金融资产配置行为可能存在极大差异。此外，已有许多文献指出，人力资本是影响居民家庭风险金融市场参与的重要因素(尹志超等，2014；张号栋和尹志超，2016)，如丰富的金融知识和较高的受教育程度有助于居民理解金融产品的收益及风险等特征，减少了配置金融资产的信息搜寻成本和处理成本，但也可能由于投资者的过度自信导致错误的投资决策。这说明，不同受教育程度及不同金融知识水平家庭的金融资产配置行为可能存在较大差异，因而在基准回归的基础上进一步考察移动支付对不同类型家庭金融资产配置行为的异质性影响很有必要。移动支付对家庭金融资产配置的异质性影响的估计结果如表 3 所示。其第(1)列 董婧璇、臧旭恒、姚 健：移动支付对居民家庭金融资产配置的影响 90 至第(4)列中的结果显示，移动支付更能够显著提高城镇家庭、东部地区家庭的金融资产配置多样性及有效性程度。这可能是因为数字普惠金融的迅速发展仍存在一定的数字鸿沟问题，城乡之间、不同区域之间居民家庭在数字金融参与方面仍存在显著差异，依旧有部分农村家庭及中西部地区家庭无法获得移动支付带来的便利，进一步拉大了城乡之间、不同区域之间居民家庭金融资产配置效率的差距。移动支付降低了金融服务的交易成本，拓宽了金融服务的时间及空间限制，但投资者能否有效地利用移动支付也依赖于其受教育程度。表 3 第(5)列和第(6)列体现了移动支付对不同受教育程度家庭金融资产配置行为的异质性影响。该估计结果显示，对于较高受教育程度、较低受教育程度的家庭，移动支付对家庭金融资产配置多样性的边际影响分别是 0.339、0.270；对家庭金融资产配置有效性的边际影响分别是 0.587、0.138。从其中可以看出，居民家庭的受教育程度越高，移动支付对其金融资产配置的优化作用越大。这可能是因为，较高受教育程度家庭拥有充足的金融知识储备和相应的自学能力，能够主动利用移动支付做出合理的投资决策，改善其金融资产配置行为，而较低受教育程度家庭欠缺金融知识和相应的自学能力，受移动支付的影响较小。进一步，本文探究了移动支付对不同金融知识水平家庭金融资产配置行为的影响差异，第(7)列和第(8)列给出了