【文章內(nèi)容簡介】 的每一個從我們的家庭樣本得出的行政位置。這使我們能夠詳細的構(gòu)建代理部署的數(shù)據(jù)，并決定我們的家庭什么時候第一次從移動支付 21 錢包得到便捷服務。在國家層面，代理數(shù)量從第一輪的約 4000 個增長到了第三輪的接近 15000 個。在 2020 年和 2020 年間，全國的代理數(shù)量增長了約 4 倍，而同期的銀行網(wǎng)點增長量約為 20%（從 887 到1063）。圖 5 顯示了移動支付錢包在我們 7700 個樣本中的增長：左邊的面板顯示了 2020 年 6 月代理的位置，右面的部分在 2020 年早期開始運作。（代理商開始運作，最近有陰影更重）許多代理商在移動支付錢包之前都與 Safari 公司有業(yè)務聯(lián)系，大約有 75%的手機銷售和 Safari 的產(chǎn)品作為他們的主營業(yè)務。 圖表 2 展示了家庭訪問代理的數(shù)據(jù)，如通過住戶一定距離內(nèi)代理的平均數(shù)和到最近代理的距離測量。在第一輪和第二輪，代理商的密度增加了一倍。到最近代理的距離改變了整個布局 —— 在底部的五分之一人口的平均距離下降 40％，而最高分位是 33％，在兩年之內(nèi)。作為對比作為對比，蘇瑞（ 2020 年）記載 1997 年和 2020 年之間化肥分銷商的距離的變 化 —— 到最近的經(jīng)銷商肥的距離下降 45％，使用量超過 7 年的時間。圖表 2 中的第二個面板顯示了最近距離的代理和第二近距離的代理之間的距離差。在第一輪的調(diào)查中，這種差異超過了 80%，但是在第二輪中降到了 40%。 我們的調(diào)查還收集了一些代理級別運營指標 —— 代理在調(diào)查的一周平均每天有十筆交易（現(xiàn)金套進和套出的服務）。當進行一個現(xiàn)金儲蓄業(yè)務，代理從儲蓄者的移動支付錢包代理賬戶中發(fā)送電子貨幣給他。因此，代理必須管理電子貨幣和現(xiàn)金的他們的庫存，并作為記 22 錄在表 2C。代理網(wǎng)絡密度的提高對于提高移動支付錢包的服務具有很重要的作用， 因為如果一個代理點的資金出現(xiàn)短缺，家庭用戶可以去附近的其他代理尋求服務。除此之外，提高密度降低了到最近代理的距離，因此，減少了訪問移動支付錢包服務的成本。 如果移動支付錢包能夠大大的減少運輸費用的交易成本，尤其是長距離的運輸，我們的理論建議以下可檢驗的假設： (i) 移動支付錢包用戶對于沖擊的反應應該小于非用戶； (ii)在一定程度上，這些差異來自于匯款行為差異，用戶使用者對于沖擊的匯款反應應該小于非用戶； (iii)積極參與者的網(wǎng)絡應該是用戶的比非用戶的更大。 備注：左側(cè)面板是在 2020 年 6 月，右側(cè)面板開始在 2020 年 3 月。暗色部分代表新的代理（每個陰影代表六個月的新增年齡，自從移動支付錢包在 2020 年啟用以來 ）。 23 我們通過使用家庭消費和沖擊水平的數(shù)據(jù)對我們的假設進行檢驗，并且通過訪問移動支付錢包代理的網(wǎng)絡信息數(shù)據(jù)進行檢驗。在這部分，我們描述了我們的經(jīng)驗規(guī)范和識別假設，還有一個 證偽 測試中，我們使用移動支付錢包之前的行為數(shù)據(jù)。 我們首先使用了一個簡單的雙重差分的策略通過下面中的移動支付錢包的用戶和非用戶在收入沖擊下消費的反應的的對比去檢驗移動支付錢包在分擔風險方面的影響。這基 本上反映了格特勒和格魯伯（ 2020 年）和格特勒，萊文和莫雷蒂（ 2020 年， 2020 年）： 24 Cijt表示在 t 時期位于 j 的家庭 i 的年人均消費額，α i 表示家庭固定影響， η jt是一組位置、時間虛擬變量， π rt是一組農(nóng)村、時間虛擬變量，如果一個家庭在過去的六個月中經(jīng)歷了消極的收入沖擊，則虛擬變量 SHOCKijt等于 1， Userijt是一個虛擬變量，它表示在調(diào)查期間是否有家庭中有移動支付錢包的用戶， Xijt是控制向量，尤其是家庭人口，戶主多年的教育和虛設職業(yè)（對農(nóng)民，經(jīng)營者和專家），金融工具的使用（銀行賬戶，儲蓄 和信貸合作社和旋轉(zhuǎn)儲蓄和信貸協(xié)會）和一個手機擁有者。在等式（ 7）中的η jt被包括來控制總體的位置水平的沖擊， π rt是用來控制城市和農(nóng)村地區(qū)不同的趨勢（其中一部分可能是導致城市和農(nóng)村流失率不同的驅(qū)動）。在實證研究中，我們表明，這些位置時間和農(nóng)村時間虛擬變量對我們的結(jié)果影響不大。我們的消費數(shù)據(jù)是每年都可收集的，以下的標準做法是在按項目的不同召回不同的模塊。特別是每年只有大型耐用消費品被召回的要求；大多數(shù)的其他項目都是短期召回并因此將包括沖擊的影響。 如果用戶家庭和非用戶家庭在面對短期消費沖擊時能夠平滑消費，系數(shù) γ和β在公式（ 7）中都應該為零。但是，如果家庭不能完全確保自己沒有移動支付錢包，γ將會為負。系數(shù)β檢驗移動支付錢包用戶是否能夠更好的平滑風險。此外，如果零假設： 25 H0 : α + β = 0 不能被拒絕，那么我們就不能拒絕移動支付用錢包用戶完全保險。 使用這個策略，我們還可以評估由移動支付錢包是否有利于風險分擔機制，特別是對匯款的作用，通過估計方程（ 7）的下面的版本： Rijt是對過去六個月匯款的測量，無論是接收匯款的概率，匯款接待人數(shù)，或是接收總值。我們收集在我們調(diào)查半年前的俄數(shù)據(jù)，這一時期每一個匯款的發(fā)送 和接收都被記錄了下來，并且伴隨著許多常見的問題（包括發(fā)送或接收它的人的關(guān)系，方法，成本，目的等）。我們還注意了發(fā)送者和接受者之間的距離和是否匯款來自用戶家庭的網(wǎng)絡的成員的數(shù)量較多。 接下來，我們討論在方程（ 7）和（ 8）之后的識別假設，以及我們怎樣使用代理數(shù)據(jù)來補充我們的核心分析。在給出我們的主要結(jié)果后，我們暫時拋開了更深入的健全性檢驗和第 V 部分的流失率問題。 對于等式（ 7）來標識 移動支付錢包 對風險分擔的因果效應 ， 26 我們必須假定交互項 UserIJT Shockijt是外生的，或與誤差 ε IJT不相 關(guān)，經(jīng)歷沖擊的用戶的主要影響是有條件的，家庭固定影響以及其他變量。這里，我們在這個假設下描述這一假設成立的情況和這個假設的地址失誤，在下一小節(jié)中。這個規(guī)范在方程⑺中已經(jīng)包括了一組家庭固定影響和一組完整的位置時間虛擬變量。如果沖擊確實是外生的，那么我們的識別假設就會被滿足。這或許有兩個原因：第一，那些被調(diào)查的家庭僅僅被要求了那些不能被預測而又影響到他們的事件；第二，被報告的沖擊與家庭水平變量的數(shù)量沒有系統(tǒng)性相關(guān)，和預期的一樣，但是他們與其他的家庭特征也不相關(guān)，也不與訪問代理和移動支付錢包的使用相關(guān)。這像疾病沖 擊一樣適用于整體沖擊。我們在圖表 3 中報道這些相關(guān)性。 備注：括號中的是穩(wěn)健標準誤差。所有的回歸是包括位置時間和農(nóng)村時間虛擬變量的面板回歸。 27 * * *在 1%的顯著水平。 * *在 5%的顯著水平。 *在 10%的顯著水平 。 在方程⑺中，移動支付錢包的內(nèi)生性使用時由于與財富有關(guān)的選擇性采納或者其他不可被觀察的被吸收到了用戶的主要影像中。我們利用我們的數(shù)據(jù)的面板結(jié)構(gòu)和包括家庭固定效應來控制內(nèi)生性的其他來源。雙重差分規(guī)范允許不可觀察的部分與移動支付錢包使用需求之間的相關(guān)，只要這些 不可觀察的部分沒有流失并且能夠幫助家庭平滑風險（他們不應該對沖擊產(chǎn)生交互作用）。家庭固定影響在規(guī)范中意味著只有那些在我們過去兩個時期的調(diào)查中移動支付錢包開關(guān)的狀態(tài)有助于 和β ^的估計。 正如已經(jīng)指出的，移動支付錢包的使用與受教育程度和利用其他金融工具有關(guān)，這些或許能夠幫助家庭平滑風險。這意味著，β可以不必須被解釋為獲取移動支付錢包本身風險分擔的效果。為了解決這個，我們提出了兩種不同的策略。第一個延伸公式（ 7）包括了使用下面規(guī)范的所有觀察到的協(xié)變量的沖擊的相互作用： Xijt與上面所描述的控制組一樣。第二 個策略是使用了代理布局的數(shù)據(jù)，如下所述。 方程⑼代表了我們整個文章中的最優(yōu)規(guī)范。利率的系數(shù)是β，這是對作為一個移動支付錢包用戶與收入沖擊之間的相互作用的 28 系數(shù)。因為使用移動支付錢包與其他觀察相關(guān)，他們可以幫助家庭平滑風險，我們應該謹慎的對β進行解釋。 通過控制與家庭特征的沖擊的相互作用（尤其是家庭人口 、 家庭戶主的教育 、 職業(yè)為 模型 的戶主，利用銀行賬戶，利用儲蓄和信貸合作社，利用輪流儲蓄和信貸協(xié)會以及一個虛擬的手機所有權(quán)） ，我們減少一些關(guān)于β解釋的關(guān)注。圖表 1A 顯示在這兩個時期的銀行賬戶的使用和存款利率以及信貸協(xié) 會有少量的增加。公式（ 9）規(guī)范了對增加使用其他金融工具可能對家庭平滑收入沖擊的能力有任何影響的控制。同樣的，手機使用量的增加在沖擊方面提供了更好的信息，因此是更好的保險。但是我們通過手機收入沖擊的使用的相互作用與上述的 Xijt Shockijt進行了控制。 移動支付錢包的高效使用要求代理點能夠提供現(xiàn)金換進和換出服務，使消費者能夠很便捷的將電子貨幣轉(zhuǎn)換為現(xiàn)金或者將現(xiàn)金轉(zhuǎn)換為電子貨幣。我們使用從代理點調(diào)查所得的數(shù)據(jù)構(gòu)建代理網(wǎng)絡快速擴張的時間輪廓，以作為我們上述分析的補充。 簡化形勢分析。 — — 我們首先考慮上述雙差分模型的簡化視角，利用地理上接近代理點的措施按規(guī)范接入每一個指標。 29 Agentijt是訪問移動支付錢包代理點的一個測量手段。這種格式與方程⑺相似。在這個規(guī)范中，我們不需要控制觀測和沖擊的相互作用，因為我們認為代理措施是外生的。然而，如果我們包括這些控制（應要求提供結(jié)果），估計的結(jié)果是極其相似的。從⑽得出的結(jié)果也將于我們在下面證偽測試的結(jié)果相對比。⑽式規(guī)范下的假設是，代理密度與不可觀測的家庭水平不系統(tǒng)性相關(guān)，它也能夠幫助家庭平滑風險。 為了支持這一假設，我們首先注意到，在我們調(diào)查期間 ，由于提供了豐厚的傭金，有很大數(shù)量的潛在代理提出了申請。這意味著代理配給被給定了一個相當嚴格和耗時的審批程序。然而，這種配給代理專營權(quán)申請人由移動運營商當?shù)氐臈l件既不系統(tǒng)也不正式。此外， 移動支付錢包的高管討論確認，公司沒有能力去活躍一些特殊地區(qū)的擴張。移動支付錢包的高管也不知道他們的代理的具體位置，所以很難相信他們能夠在對附近住戶的特征信息的基礎上尋求或批準申請。唯一的例外是內(nèi)羅比，因為前期的供過于求，新的審批被迫停止了。這是移動支付錢包的管理更具位置積極作出的決定任何代理的唯一區(qū)域。因此，我們將內(nèi)羅比排 除在我們的大多數(shù)分析之外。 如圖 5 所示，盡管代理的覆蓋密度相對較低，但在早期，由于服務主要集中于長距離匯款，所以其迅速覆蓋到了人口相對密集的地區(qū)。在我們抽樣時期的巨大變化是因為代理原有地區(qū)密度上的迅速增加，并不是在新地區(qū)的擴張。例如，在我們第一輪和第二輪的調(diào)查之中，只有 5%的人們是第一次看到新的代理的到來。在我們第二輪的 30 調(diào)查中，大約有 4%的家庭發(fā)現(xiàn)在一個指定的距離（例如 1 公里內(nèi)）內(nèi)有至少一個代理點的變化。另一方面，在第一次調(diào)查期間獲得一公里以內(nèi)的代理點是有條件的（非內(nèi)羅比樣本），在第二次調(diào)查之間，那里一公里 范圍內(nèi)的代理點增長了 100%。兩公里，五公里，十公里的代理密度的增長分別為 110%， 125%， 140%。圖表 2 中的固定樣本面板更深層次的展示了這個時期代理的增長。因為現(xiàn)金和電子貨幣存量的管理問題，這些密度的增加反映了移動支付錢包訪問功能的顯著改善。 最后，我們確定，代理的部署與觀測值在我們的數(shù)據(jù)中不存在相關(guān)性，包括財富、手機歸屬、識字和戶主的教育以及利用銀行賬戶和其他金融工具、收入震蕩和距離內(nèi)羅比的距離。 證偽檢驗 —— 該代理的數(shù)據(jù)也能讓我們從移動支付錢包前幾年使用家庭調(diào)查數(shù)據(jù)進行證偽檢驗。對于這個操作，我們 使用的是農(nóng)業(yè)政策研究所關(guān)于內(nèi)羅比在 19972020 四個時期收集的家庭農(nóng)業(yè)固定面板調(diào)查的數(shù)據(jù)，相同的數(shù)據(jù)被蘇瑞（ 2020 年）用于風險分擔的研究。這些數(shù)據(jù)與現(xiàn)在因為文章目的所收集的數(shù)據(jù)有兩個主要的差別。第一，從蘇瑞那里得來的數(shù)據(jù)僅僅是農(nóng)村家庭的數(shù)據(jù)樣本；第二，消費模塊覆蓋的物品，包括玉米消費（一個主食）和食物消耗量的一些其他部分的數(shù)量有限。我們使用玉米總消費（其中包括購買已加工和未加工的玉米以及自身的生產(chǎn)）作為第一個消費的尺度。第二項測量增加了所有的自產(chǎn)事物的消費，這將占總消費量的 40%以上。在這項證偽檢驗中 ，我們使用上面的策略來評估整個家庭風險分擔的程度的 31 差別，后來經(jīng)歷了差分訪問代理。我們使用代理訪問的措施截止至2020 年。因為在那個時期沒有 Tegemeo 關(guān)于移動支付錢包的調(diào)查，因此就沒有