風險分擔與交易成本畢業論文-wenkub.com

　 　

【正文】 有一個文獻表示，有親密關系的網絡工作可以在他們的工作中通過要求過多收稅來利用 成本，然后迫使他們隱藏收入或財富，MPESA提供的交易成本的減少可以要求更簡單更普遍的傳遞。我們沒有證據表明使用MPESA的人比那些不使用者相關的約束更弱。除此之外，他們收到的匯款來自于更深層次的戰場和更大的網絡工作成員的團體。盡管這個技術也提供一個方便又安全的存款方法，它可以促進自我保險，我們發現在提高風險傳播的背后一個很重要的原理就是匯款。像這樣的保險確實自身是有價值的，他們休克的可能性和尺度建議收入的3%4%的福利收益的封底計算。而明顯的，移動技術和移動貨幣具體轉化窮人生活的潛力，到目前為止是很少被證明的。 *在10%的顯著水平。所有這些規范被時間固定效應控制了位置?？偟膩碚f,我們發現結果與我們先前的研究成果一致。然而，我們仍然控制鄉村時間模型和結果，尤其是當我們看樣品不含Mombasa在表9中,我們顯示截面估計第一列,列2到8我們提出各種面板版本。表9為消費提供了這些結果和匯款變量。自始至終，當時間地點FE都包括在內，時間農村FE也包括在內。 *在10%的顯著水平。 異方差穩健標準誤差在括號中。在表8B中我們報告結果集的一個子集的146個社區,消耗小于約20%在社區一級(也就是說,大約十個家庭的每個社區接受采訪,至少有8個)。盡管1期的沖擊跟未來的摩擦不相關，這種情況可能發生時期1與時期2之間的沖擊驅動損耗。自始至終，當時間地點FE都包括在內，時間農村FE也包括在內。在上面的分析中，我們控制了所有的可見（除了MPESA的使用），面板和非面板樣本之間的差異及其相互作用的沖擊。我們還提出了一些魯棒性檢查試圖對磨損進行解釋。 *在10%的顯著水平。另外，本說明書中控制用于位置和時間模型和的家庭人口的措施。此外,值得注意的是,多數像MPESA一樣不能幫助平滑平均食品消費（表4A），它為我們的家庭做子樣本。在表7B中，我們使用我們的MPESA調查和限制了盡可能接近的例子去匹配在不吻合實驗中使用的資料組，僅包括鄉村或農業住戶。我的結果證實消費量與降雨沖擊量是有很大關系的，但是它對后來的有經驗的差別的代理首次展示的地區是沒有差別效應的。我們將在降雨沖擊量和家庭消費（見Suri2012的描述）量上的區域型數據與兩種后來的代理接近的測量辦法（2km密度和到最近代理的距離）連接起來，并且在表格7A部分報告的結果。 *在10%的顯著水平。在頂部面板，所有的控制時間地點和時間FE農村。備注：注：因變量：代理準入措施。然而,做與代理的兩個虛擬變量的負面沖擊,雖然經濟系數小 (記住,涉及家庭給定距離之內的代理數量的測量辦法的代理變量不是虛擬變量)。 在表6c中,我們看看是否代理首次出現與我們可以觀察出來的數據是有關聯的。疾病沖擊的因變量為人均非醫療消費。測量距離最近的代理日志的距離(米)的距離測量。這個交互作用的系數和沖擊之前如之前預判的一樣為負值——一個家庭越接近代理能夠在越大程度上抵消負面沖擊（擊更好的平滑沖擊）。圖表6B中的第一列和第二列檢查了兩公里范圍內代理密度的整體沖擊反應，分別為有和沒有位置按時間的虛擬變量。 *在10%的顯著水平。對所有列來說，負沖擊效果在代理變量的平均值下進行評價。自始至終，占長右尾的代理的數量，以及在零一些密度，我們采取的代理數的平方根。在使用代理部署數據中，我們首先在等式⑽建立了一個簡化的雙差分模型。第二個網絡規模大小的測量，我們構建的這一措施是每個家庭的總潛在的網絡規模的比例。我們通過構建在一個網絡中設置兩個活躍的成員來進行測量檢驗。 * * *在1%的顯著水平。異方差穩健標準誤差在括號中。下面是我們理論上的動機，我們探討當人們受到支持時，移動支付錢包對網絡的規模和性質的影響。自始至終，當時間地點FE都包括在內，時間農村FE也包括在內。異方差穩健標準誤差在括號中。我們進行的兩個額外的調查表明，儲蓄不是主要的機制——這些結果在網上附錄表2和3被展示。更低的交易成本可能會導致每一筆收到的匯款規模的增加或減少：更低的成本意味著收款人可以收到更大份額，但是也使其經濟性的發送更小量的匯款增加?？v觀這個圖表，相關的交互項是一致的正和顯著，顯示了用戶在遭受負面沖擊的期間收到了更多的匯款，就接收的概率而言，接收到的數和總收入。例如，通過提供一個安全的，雖然沒有報酬的儲蓄工具，它可能會導致家庭建立一個預防性的儲蓄余額。用戶在沖擊期間的反映是消費的增長，而非用戶的消費反應不但沒有增長，反而下落了。 * * *在1%的顯著水平。異方差穩健的括號中的標準誤差。第四列展示了相似的總消費結果，當我們排除了肯尼亞第二大城市蒙巴薩的時候。在圖表4B中，我們展示不同的樣本和其他消費措施的結果。然而，在底部的一行，我們報告沖擊的整體影響以及對用戶和非用戶的分別影響進行了跨列的比較。 * *在5%的顯著水平。為用戶（非使用者）的沖擊效應為用戶（非使用者）的方式進行評估。銀行賬戶的使用，SACCOs和ROSCAs。備注：因變量：記錄的人均家庭總消費量。在第三列中，我們只包括了人口的控制——大部分的風險分擔測試靈活的控制了家庭的人口結構。 * *在5%的顯著水平。為用戶（非使用者）的沖擊效應為用戶（非使用者）的方式進行評估。銀行賬戶的使用，SACCOs和ROSCAs。異方差穩健標準誤差在括號中。然而這個影響與零（注意底部固定面板）是非常不同的，這比非用戶所盡力的下降21%相比要小很多。之后我們展示使用代理部署數據和隨性的證偽檢驗的分析結果。作為排除工具，我們使用大最近代理點的距離，家庭用戶5千米以內代理點的數量和每一個對沖擊的相互影響。我們對比證偽測試的結果和現在受限制樣本的結果發現，農戶密切的反映了Tegemeo的樣本。第二項測量增加了所有的自產事物的消費，這將占總消費量的40%以上。對于這個操作，我們使用的是農業政策研究所關于內羅比在19972007四個時期收集的家庭農業固定面板調查的數據，相同的數據被蘇瑞（2012年）用于風險分擔的研究。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。例如，在我們第一輪和第二輪的調查之中，只有5%的人們是第一次看到新的代理的到來。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域。然而，這種配給代理專營權申請人由移動運營商當地的條件既不系統也不正式。從⑽得出的結果也將于我們在下面證偽測試的結果相對比。Agentijt是訪問移動支付錢包代理點的一個測量手段。移動支付錢包的高效使用要求代理點能夠提供現金換進和換出服務，使消費者能夠很便捷的將電子貨幣轉換為現金或者將現金轉換為電子貨幣。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會有少量的增加。方程⑼代表了我們整個文章中的最優規范。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。雙重差分規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，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生交互作用）。 * *在5%的顯著水平。我們在圖表3中報道這些相關性。這個規范在方程⑺中已經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。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據來補充我們的核心分析。此外，如果零假設：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。特別是每年只有大型耐用消費品被召回的要求；大多數的其他項目都是短期召回并因此將包括沖擊的影響。這基本上反映了格特勒和格魯伯（2002年）和格特勒，萊文和莫雷蒂（2006年，2009年）：Cijt表示在t時期位于j的家庭i的年人均消費額，αi 表示家庭固定影響，ηjt是一組位置、時間虛擬變量，πrt是一組農村、時間虛擬變量，如果一個家庭在過去的六個月中經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（對農民，經營者和專家），金融工具的使用（銀行賬戶，儲蓄和信貸合作社和旋轉儲蓄和信貸協會）和一個手機擁有者。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2007年啟用以來）。代理網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短缺，家庭用戶可以去附近的其他代理尋求服務。在第一輪的調查中，這種差異超過了80%，但是在第二輪中降到了40%。在第一輪和第二輪，代理商的密度增加了一倍。在2008年和2010年間，全國的代理數量增長了約4倍，而同期的銀行網點增長量約為20%（從887到1063）。他們還被問了第一次進行移動支付錢包業務的日期。采用移動支付錢包的貨幣交易成本比大多數替代品低得多，除了那些通過手進行傳遞的。然而，通過移動支付錢包的匯款數量卻有戲劇性的變化。這兩個期間通過移動支付錢包發送和接收匯款的數量發生了增長，雖然收入總額下跌剛剛超過50％。在每一個時期，在之前調查的六個月中，接收和發送匯款的價值總額是近似相等的，組成了家庭年消費量的3%至5%。積極沖擊很少見到。備注：在此期間，匯率約為75肯尼亞先令= 1美元。調查統計員設有潛在沖擊的列表，它會催促那些沒有報告任何情況的家庭，但在報告的突發事件并不僅限于此列表。對于非內羅比樣本，有1964觀察的每一輪。像圖表1A中所示，在調查的2008和2009年期間，近一半的人說他們在過去的六個月中發送過匯款，而接收傳輸的份額則從1周期的39%上漲到了2周期的42%。到目前為止，發送和接收匯款為移動支付錢包使用期間所調查的主要理由。雖然有一半的家庭至少有一個銀行賬戶，三季度報告說，他們省錢放在家里的“床墊下。圖表1A呈現了樣本數據的匯總分析。我們還詢問了金融服務使用、儲蓄等的信息。對于家庭，我們捕捉到在所有三個時期，在第二輪和第三輪之間的代理訪問變化最小，這些輪次之間并沒有太大的差異。我們重點分析這一平衡兩期面板，而不是不平衡三期面板。我們通過控制第二輪和第三輪調查之間的時間差來展示樣本家庭在整個回歸分析中提出了通過控制以下輪次(時間)的模型。同樣的后續調查在2009年12月和2010年6月進行。下面所展示的分析都是相應的再加權的。在2008年9月，我們進行了一個隨機抽取3000個家庭的調查，他們占據了肯尼亞的很大一部分。反之，在R1中，一個單一的傳輸應該具有由最小個體實現最大收入的能力。對于x∈R 213，最佳的保險協議規定了以下的消費配置：最后，對于L= 0, 1, 2，我們定義對于所有的x ∈ R0,沒有事后共享發生；如果x ∈ R1的一個交易被事后影響；并且如果x ∈ R2發生兩個交易?；蛘?，如果只有一個單一的轉移進行，這將是一個人最佳的最高收入的實現與一個與最低收入的實現。在每個顯示出的六個區域，最佳的風險共享傳輸的方向已經被指出。如果對于每一個i來說μi=1，那么每一種狀態下的總收入都應該是平均相等的。個人i的效用期望是⑴ 其中，Ci = (Ci 1, Ci 2, …, Ci S) 為個人消費量的向量，Ps是情況s出現的俄概率。我們表明，交易成本的減少擴大了積極的網絡參與者的數量，因此，這種程度的沖擊可以被平滑。在實踐中，特別是在發展中國家，這些假設是無效的。這些數據匯總