華怡婷　石寶峰

摘要：信息技術(shù)發(fā)展和居民財富水平提高使互聯(lián)網(wǎng)等新興信息載體逐漸成為家庭獲取金融信息的重要渠道。從非風險性金融和風險性金融市場參與的角度，利用中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，以家庭是否擁有智能手機或電腦作為工具變量進行面板數(shù)據(jù)回歸，研究了互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村家庭參與金融市場行為的影響。結(jié)果表明：互聯(lián)網(wǎng)使用能顯著促進農(nóng)村家庭參與金融資產(chǎn)配置，對非風險性金融資產(chǎn)的促進作用大于對風險性金融資產(chǎn)的促進作用。互聯(lián)網(wǎng)使用能夠通過金融知識或金融信息關(guān)注度來影響農(nóng)村家庭參與金融資產(chǎn)配置的決定。互聯(lián)網(wǎng)使用對風險性金融資產(chǎn)配置的影響主要體現(xiàn)在成員受教育程度高的家庭，對非風險性金融資產(chǎn)配置的影響主要體現(xiàn)在中等收入家庭。

關(guān)鍵詞：金融市場參與;互聯(lián)網(wǎng);家庭金融;金融資產(chǎn)

中圖分類號：F832? 文獻標識碼：A 文章編號：1009-9107（2022）05-0130-12

引言 家庭是社會經(jīng)濟活動的重要微觀主體，金融資產(chǎn)是家庭財產(chǎn)中最具活力的一部分，家庭金融資產(chǎn)的投資與決策行為對國民經(jīng)濟綜合實力的提升具有十分重要的影響[1]。隨著經(jīng)濟的快速增長，我國居民家庭財富水平得到大幅提升，家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)發(fā)生了較大改變。截至2020年，全國人均收入32 188.8元，同比增長4.74%，擁有可投資資產(chǎn)的家庭數(shù)量同比增長約2.1%，家庭平均金融資產(chǎn)同比增長10.33%，其中手持現(xiàn)金增加9.23%，銀行存款（含活期和定期儲蓄）增加10.21%，股票和基金類資產(chǎn)增加10.94%[2-4]?？梢钥闯?，近年家庭對于金融資產(chǎn)的投資比率呈現(xiàn)增長趨勢，并且主要來自于風險資產(chǎn)，尤以股票和基金類產(chǎn)品最為明顯。在2019年新冠肺炎疫情沖擊前，城鄉(xiāng)家庭平均參與率11.1%，其中城市家庭16.4%，農(nóng)村家庭為2.6%;全國家庭股票市場參與率9.2%，其中城市家庭13.9%，農(nóng)村家庭僅1.7%[5]。不難發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置的參與率明顯處于較低水平，風險性金融市場的參與率更是少之又少，而且城鄉(xiāng)居民家庭金融市場參與比例處于失衡狀態(tài)。2021年中央一號文件明確指出，要持續(xù)深化農(nóng)村金融改革，發(fā)展農(nóng)村數(shù)字普惠金融，并提出縮小城鄉(xiāng)收入差距同時改善農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的發(fā)展目標。作為現(xiàn)代經(jīng)濟的核心，金融尤其是農(nóng)村普惠金融支持鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略極為重要、極為關(guān)鍵的支持要素[6]。因此，在當前背景下，深入探尋影響我國農(nóng)村家庭金融市場參與的關(guān)鍵因素，破解農(nóng)村家庭金融市場的參與瓶頸，能夠為提升農(nóng)村家庭金融市場參與意向和激活農(nóng)村金融市場提供可行思路與政策借鑒。

根據(jù)投資者認知假說，信息的數(shù)量和質(zhì)量是投資者決策的重要依據(jù)[7]，而信息渠道的缺乏將成為阻礙家庭參與金融市場投資的重要原因[8]。現(xiàn)有研究鮮少關(guān)注到信息渠道對家庭金融資產(chǎn)配置的影響，尤以互聯(lián)網(wǎng)等新興信息渠道的研究更少[9]?；诖?，本文從互聯(lián)網(wǎng)使用這一信息渠道的視角，對我國農(nóng)村家庭金融市場參與的影響因素進行探究。自2013年以來，互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)的興起和普及似乎為解決此問題帶來了轉(zhuǎn)機[10]。截至2020年12月，我國農(nóng)村網(wǎng)民規(guī)模為3.09億人，占整體網(wǎng)民的31.3%，農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率達55.9%，其中使用手機網(wǎng)絡(luò)的占比99.7%，使用電腦接入互聯(lián)網(wǎng)的占比30.5%數(shù)據(jù)來源：由中國互聯(lián)網(wǎng)信息中心提供的《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》整理得出。，很多尚未接觸過計算機的農(nóng)村居民直接開始使用智能手機，以電子支付、手機銀行、網(wǎng)絡(luò)購物為主要媒介的數(shù)字金融已在廣大農(nóng)村地區(qū)得到推廣。那么，互聯(lián)網(wǎng)這一新興信息技術(shù)能否以及怎樣影響農(nóng)村家庭金融市場的參與呢？本文將探究以互聯(lián)網(wǎng)為例的信息渠道是否以及怎樣影響農(nóng)村家庭金融市場參與，并進行異質(zhì)性分析，為優(yōu)化農(nóng)村家庭的金融資產(chǎn)配置提供有益參考。

一、文獻綜述與研究假說

（一）文獻綜述

關(guān)于家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素研究已取得較為豐碩的成果，與本文相關(guān)的文獻主要有三方面：（1）家庭金融資產(chǎn)的類別劃分;（2）家庭金融市場參與的影響因素研究;（3）互聯(lián)網(wǎng)使用對風險性金融資產(chǎn)配置的影響。

家庭金融資產(chǎn)類別劃分主要有三種。（1）按風險類別劃分為非風險性金融資產(chǎn)和風險性金融資產(chǎn)[11]，其中非風險性金融資產(chǎn)包括現(xiàn)金、活期存款、定期存款、國庫債券;風險性金融資產(chǎn)包括股票、基金、金融或企業(yè)債券、金融衍生品、金融理財產(chǎn)品、外匯、黃金、借出款等金融資產(chǎn)。（2）按照風險收益大小劃分為貨幣類、證券類以及保障類[12]，其中貨幣類主要包括債券投資、銀行理財產(chǎn)品和借出款等，證券類主要包括基金、股票及金融衍生品等，保障類則包括各類保險金。（3）按照是否具有貨幣職能劃分為貨幣性金融資產(chǎn)和非貨幣性金融資產(chǎn)[13]，其中貨幣性金融資產(chǎn)通常指銀行存款和現(xiàn)金，其他類型金融資產(chǎn)為非貨幣性金融資產(chǎn)，具有較高的收益不確定性。考慮到CHFS數(shù)據(jù)的適用性和便捷性，本文將按照風險類別的劃分方式將家庭金融資產(chǎn)劃分為風險性金融資產(chǎn)和非風險性金融資產(chǎn)進行分析。

關(guān)于家庭金融市場參與的影響因素分析主要有兩方面。（1）在宏觀環(huán)境方面：金融發(fā)展水平[14]、醫(yī)療服務(wù)水平[15]以及公共衛(wèi)生安全事件[16]等宏觀環(huán)境條件能夠?qū)彝ソ鹑谫Y產(chǎn)配置產(chǎn)生顯著的影響。亞琨等學者指出，外部環(huán)境是投資者參與金融資產(chǎn)投資的基礎(chǔ)與前提，不同宏觀環(huán)境中家庭資產(chǎn)配置的影響因素具有異質(zhì)性，具體分析時須納入反映投資者所在地區(qū)特征的指標，以保證結(jié)果的無偏性[17]。（2）在微觀特征方面：一是家庭特征，主要包括人口結(jié)構(gòu)、收入水平、財富水平以及社會資本等因素對家庭金融市場參與具有顯著影響[18-19];二是個體特征，主要包括戶主年齡、性別、健康、教育、金融素養(yǎng)、生活滿意度、社會信任度以及社保參與程度等因素對家庭參與金融資產(chǎn)投資同樣具有顯著影響[20-22]。

互聯(lián)網(wǎng)的普及和應(yīng)用對經(jīng)濟、社會及個人的影響是多維的，既能從宏觀上影響經(jīng)濟增長和金融發(fā)展，又能從微觀上改變?nèi)藗兊木蜆I(yè)方式、消費決策、時間安排以及福利水平等。有學者指出，金融市場的參與傾向與認知能力密切相關(guān)，這種關(guān)聯(lián)是通過信息約束驅(qū)動的[23]，互聯(lián)網(wǎng)線上社會互動是破解信息約束的有效方式[24]，可以通過信息獲得和社會性學習機制對家庭參與金融市場投資起促進作用。關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭金融資產(chǎn)配置影響的研究相對較少，并且主要針對風險性金融市場。有學者認為互聯(lián)網(wǎng)使用對風險性金融資產(chǎn)的投資行為具有正向激勵的作用[25]。在作用機制上，已有研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用能夠通過提高金融素養(yǎng)[26]、降低市場摩擦[27]以及擴大社會網(wǎng)絡(luò)[28]等路徑來提高家庭參與風險性金融投資的概率。

綜上所述，目前對于家庭金融市場參與影響因素的研究仍然存在以下拓展的空間：（1）現(xiàn)有文獻多以風險性金融市場概括言之，或以股票等某一類金融資產(chǎn)為例，對于非風險性金融市場的研究較為匱乏;（2）研究城鎮(zhèn)家庭金融資產(chǎn)配置影響因素的文獻較多，專門針對農(nóng)村家庭金融市場參與的研究較少;（3）研究個體、家庭以及區(qū)域特征對金融資產(chǎn)配置影響的較多，關(guān)注信息渠道這一影響因素的較少。鑒于此，以中國家庭金融調(diào)查中心（CHFS）提供的農(nóng)村數(shù)據(jù)為樣本，從互聯(lián)網(wǎng)使用這一信息渠道的視角，從風險性金融和非風險性金融市場參與兩個方面展開互聯(lián)網(wǎng)使用對我國農(nóng)村家庭金融市場參與的影響研究。

（二）研究假說

根據(jù)資產(chǎn)選擇行為理論，投資者對于金融信息的認識程度在家庭金融資產(chǎn)選擇中具有重要意義[1]。由于金融產(chǎn)品具有風險收益不確定性，因此投資者在決策時需要大量的相關(guān)信息作為決策依據(jù)。但簡單地獲取和堆積信息并不能優(yōu)化家庭金融資產(chǎn)配置，及時有效的信息才能化解由信息不對稱帶來的決策偏誤，從而提高投資者的決策效率[29]。而信息渠道的選擇對信息獲取的成本、效率以及準確度起著至關(guān)重要的作用[30]。相對傳統(tǒng)信息獲取方式，互聯(lián)網(wǎng)更能有效提供具有規(guī)模性和時效性的相關(guān)信息[31]。隨著信息技術(shù)的發(fā)展和城鄉(xiāng)互聯(lián)網(wǎng)普及率的提高，互聯(lián)網(wǎng)使用在家庭金融資產(chǎn)配置領(lǐng)域的研究逐漸受到關(guān)注。家庭微觀主體可以通過使用互聯(lián)網(wǎng)來獲取符合自身需求的信息與服務(wù)，并將所獲信息應(yīng)用于金融資產(chǎn)投資決策過程，實現(xiàn)家庭使用主體效用最大化。基于上述分析，提出第一個研究假說：

H1a：互聯(lián)網(wǎng)使用能夠促進農(nóng)村家庭參與非風險性金融市場，能正向激勵農(nóng)村家庭對定期存款或國庫債券金融資產(chǎn)項目的持有;

H1b：互聯(lián)網(wǎng)使用能夠促進農(nóng)村家庭參與風險性金融市場，能正向激勵農(nóng)村家庭對股票或基金金融資產(chǎn)項目的持有。

信息搜尋是投資者參與金融市場及投資決策過程中的必要環(huán)節(jié)，信息渠道為信息傳遞和知識獲取提供了重要平臺。投資者信息渠道的多少與其信息獲取水平顯著相關(guān)[32]，不同投資者傾向于選擇不同渠道作為其信息傳遞及獲取的主要方式。在互聯(lián)網(wǎng)信息時代，對比專家咨詢、媒體新聞、親友推薦等傳統(tǒng)渠道，互聯(lián)網(wǎng)信息渠道的應(yīng)用不僅能夠幫助家庭擴大社會網(wǎng)絡(luò)、促進家庭社會資本的升級與拓展[9]，還具有降低交易和信息獲取成本[33]、促進實現(xiàn)信息共享[8]、促進信息提取和知識轉(zhuǎn)化[34]等優(yōu)勢，使投資者能夠更加有效地獲取金融市場相關(guān)信息，從而促進金融市場的參與。與城市相比，我國農(nóng)村地區(qū)的信息獲取渠道相對單一，居民金融知識較為匱乏，投資氛圍以及投資意識等相對滯后。而互聯(lián)網(wǎng)具有信息多元化、篩選效率高以及準確度高等特征[31]，這一新興信息渠道的引入有助于拓寬農(nóng)村居民的信息獲取渠道，通過海量信息和高質(zhì)量信息的精準輸入，能夠在一定程度上緩解農(nóng)村家庭參與金融市場的信息不對稱進而降低逆向選擇和道德風險，促進農(nóng)村家庭金融市場的參與。為便于更加直觀地表明互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭金融市場參與的影響，圖1列示了互聯(lián)網(wǎng)使用影響家庭金融市場參與的作用路徑。

基于以上分析，提出第二個研究假說：

H2：互聯(lián)網(wǎng)使用能夠拓寬信息渠道，通過提升金融信息的數(shù)量和質(zhì)量進一步影響家庭是否參與金融市場的決定。

家庭在進行金融資產(chǎn)配置決策時往往具有較大的特殊性和復(fù)雜性，有研究表明人力資本異質(zhì)性是造成這種差異的重要因素[35]，收入水平、健康狀況以及受教育程度等因素已被證實是具有顯著意義的人力資本特征[36-37]。首先，不同收入水平家庭對于金融市場的參與動機不同，資金短缺者參與金融市場是為了滿足對資金缺口的填補需要，資金充足者則更多是為了保證閑散資金的增值和保值。其次，不同健康狀況家庭的風險偏好不同，當家庭成員健康受到?jīng)_擊時必然伴隨著健康支出的相對增多和家庭總財富的減少，此時就致使投資者不得不減少或者退出風險性金融資產(chǎn)投資。最后，不同受教育程度的投資者對金融信息的收集和識別能力不同，一般情況下受教育程度較高的家庭成員金融素養(yǎng)較好，具有較好的風險管控能力和更高的收益水平，在良性結(jié)果的驅(qū)動下更傾向于金融市場參與。基于以上分析，提出第三個研究假說：

H3：互聯(lián)網(wǎng)使用對不同收入水平、健康狀況以及受教育程度等家庭的金融市場參與具有異質(zhì)性影響。

二、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

由于本文所有被解釋變量均為二元選擇離散變量，且使用了2015、2017年兩年的追蹤農(nóng)村家庭數(shù)據(jù)，因此采用面板數(shù)據(jù)Probit模型作為基準模型，用于分析農(nóng)村家庭互聯(lián)網(wǎng)使用對金融市場參與的影響?；灸Ｐ驮O(shè)定如下：

（二）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)主要源自西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查與研究中心組織管理的“中國家庭金融調(diào)查”項目（China Household Finance Survey，CHFS）。該數(shù)據(jù)主要基于整體抽樣方案和繪圖與末端抽樣方案兩個方面進行數(shù)據(jù)收集[38]。此處以2017年（第四輪）調(diào)查為例進行簡要說明：該輪調(diào)查在全國除新疆、西藏、上海及港澳臺地區(qū)外的29個?。ㄊ校?、355個縣域以及1 428個村（居）委會進行抽樣，獲得12 732個農(nóng)村家庭的有效樣本，其中10 085個是2015年的追蹤農(nóng)村家庭樣本。主要選取2015、2017年均被訪問到的農(nóng)村家戶數(shù)據(jù)進行分析注：未使用CHFS數(shù)據(jù)庫2019年數(shù)據(jù)的原因在于追蹤農(nóng)戶數(shù)量較少，不足以用于本文的實證分析，故僅以2015、2017兩年的數(shù)據(jù)進行探討。，這是因為互聯(lián)網(wǎng)在廣大農(nóng)村地區(qū)的興起始于2013年，到2015年才開始出現(xiàn)了飛速發(fā)展態(tài)勢?；诖?，所選問卷內(nèi)容包含戶主信息、家庭資產(chǎn)狀況（包括金融資產(chǎn)與非金融資產(chǎn)）、家庭互聯(lián)網(wǎng)使用情況、家庭成員社會保障以及家庭所在省份等維度的相關(guān)數(shù)據(jù)，在去除前后邏輯存在嚴重錯誤的樣本后，最終主要使用8 538個農(nóng)村家庭的面板數(shù)據(jù)用于分析。

（三）變量解釋與描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量。被解釋變量分別為非風險性金融市場參與、定期存款/國庫債券持有、風險性金融市場參與以及股票/基金持有。需要說明的是，本文所指的“非風險性金融市場參與”不包括現(xiàn)金的持有，這是因為現(xiàn)金不產(chǎn)生利息，從嚴格意義上講不具有投資作用，故將其剔除[12];“風險性金融市場參與”的內(nèi)容與上文風險性金融資產(chǎn)所指相同。另外，“定期存款/國庫債券”（包括國債或及地方政府債券）作為非風險性金融資產(chǎn)的部分項目，相對其他非風險性金融資產(chǎn)具有較高的投資收益率，具有一定的資產(chǎn)配置意義，故作為被解釋變量列出。同理，“股票/基金”在風險性金融資產(chǎn)投資中更具代表性，并且根據(jù)農(nóng)村家庭風險性金融資產(chǎn)投資的分布特征，相對其他風險性金融資產(chǎn)投資項目更傾向于選擇股票和基金的投資，故作為被解釋變量列出。以上被解釋變量均采用邏輯變量來表示，即1表示持有，反之取0。

2.核心解釋變量。本文關(guān)注的是互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭參與金融資產(chǎn)配置的影響，因此核心解釋變量為受訪者是否使用互聯(lián)網(wǎng)。問卷設(shè)計中農(nóng)村家庭被詢問“您使用過互聯(lián)網(wǎng)嗎？”，如果受訪者選擇“是”，則賦值為1;如果受訪者選擇“否”，則賦值為0。根據(jù)問卷調(diào)查結(jié)果統(tǒng)計，使用過互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)村家庭有2 267戶，占樣本總戶數(shù)的26.55%，沒有使用過互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)村家庭有6 271戶，占樣本總戶數(shù)的73.45%。

3.控制變量。為降低遺漏變量導(dǎo)致的計量結(jié)果偏誤，在模型中引入可控制個體、家庭和地區(qū)層面的變量。（1）個體特征變量主要包括戶主年齡（歲）、戶主性別、戶主婚姻狀況問卷中衡量戶主婚姻狀況的選項有：“未婚”“已婚”“同居”“分居”“離婚”“喪偶”“再婚”共7項，為簡要起見，根據(jù)婚姻存續(xù)狀態(tài)將“未婚”“同居”“離婚”“喪偶”賦值為0，將“已婚”“分居”“再婚”賦值為1。、戶主受教育年限、戶主政治面貌。（2）家庭特征變量主要包括家庭人口規(guī)模、家庭勞動年齡人口數(shù)（16～60歲）、家庭總收入、家庭總資產(chǎn)、家庭總負債、受訪者社會信任度、受訪者金融信息關(guān)注度、受訪者風險偏好、受訪者金融知識“受訪者金融知識”表示受訪者能正確回答金融相關(guān)問題的個數(shù)，共設(shè)有3個問題，按正確的個數(shù)取值為0～3分。 、成員最高文化程度、家庭健康人口占比、家庭有養(yǎng)老保險成員占比、家庭有醫(yī)療保險成員占比、養(yǎng)老和醫(yī)療均有成員占比、家庭房產(chǎn)擁有量等。（3）地區(qū)層面變量，通過計算和整理《中國統(tǒng)計年鑒》及《中國金融年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)，經(jīng)匹配得出人口密度（人/平方公里）、人均GDP（元）、GDP增長率（%）、金融發(fā)展程度（社會融資規(guī)模/GDP）、城鎮(zhèn)化率（%）等指標，以控制各?。ㄊ?自治區(qū)）發(fā)展狀況的差異。表1為各變量的描述性統(tǒng)計，具有較大變異性，滿足經(jīng)驗分析之需。

描述性統(tǒng)計結(jié)果表明：從非風險性金融市場參與情況來看，有85%的農(nóng)村家庭參與了非風險性金融市場的金融資產(chǎn)配置，但在非風險性金融資產(chǎn)中僅有12%的家戶將資產(chǎn)配置在定期存款或國庫券中，這表明仍然有高比例的農(nóng)村家庭將資產(chǎn)分配在了活期存款當中;從風險性金融市場參與情況來看，有16%的農(nóng)村家庭參與了風險性金融資產(chǎn)配置，但購買了股票或基金家戶的占比僅1%，表明農(nóng)村家庭風險性金融市場參與率普遍較低，且參與到股票或基金市場的更是少之又少。由此可以看出，樣本農(nóng)村家庭參與金融資產(chǎn)配置的比率普遍處于較低水平，風險性金融市場參與率遠低于非風險性金融市場，且內(nèi)部存在較為明顯的失衡關(guān)系。

（四）工具變量選取

因果關(guān)系識別過程中的內(nèi)生性是需要被充分關(guān)注和努力克服的重要議題。因此，識別互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村家庭參與金融市場參與影響的內(nèi)生性、剝離出單向的影響是本文實證分析中必須要解決的問題?？赡艽嬖诘膬?nèi)生性問題有：（1）反向因果，由于農(nóng)村家庭使用互聯(lián)網(wǎng)可能會促進或抑制金融資產(chǎn)配置的參與意愿，而反過來參與金融資產(chǎn)配置也可能會促使家戶對互聯(lián)網(wǎng)的使用，因此存在較為明顯的反向因果性;（2）測量誤差，中國家庭金融調(diào)查分別采用了分層、三階段、規(guī)模度量成比例（PPS）等方法，整體上具有較高的穩(wěn)健性;（3）遺漏變量，殘差項中可能存在既影響互聯(lián)網(wǎng)使用又影響金融市場參與的影響因素，由此導(dǎo)致估計不一致性。盡管本文在控制了不隨時間變化的家戶特征的遺漏變量和不隨家戶變化的年份特征遺漏變量后，盡可能地納入了地區(qū)層面的控制變量，但仍然可能存在因地區(qū)發(fā)展差異導(dǎo)致的經(jīng)濟發(fā)展水平、融資條件、風俗習慣等變量被遺漏。

基于此，需要進一步采用工具變量法來處理內(nèi)生性問題，工具變量的選擇要符合相關(guān)性和外生性兩個原則，參考陳云松、周廣肅等學者選取的指標[39-40]，本文將“是否擁有智能手機/計算機”設(shè)定為互聯(lián)網(wǎng)使用的工具變量。原因有兩點：首先，家庭擁有智能手機或者計算機是使用互聯(lián)網(wǎng)的前提條件，二者具有較強的相關(guān)性，符合工具變量的相關(guān)性要求;其次，家庭是否擁有智能手機或者計算機更多是反映對ICT產(chǎn)品的偏好，并不會直接對家戶的金融資產(chǎn)配置決策產(chǎn)生影響，符合工具變量的排他性約束要求。在后文的回歸過程中，本文進行了Wald檢驗和弱IV檢驗，保證了這一工具變量的可靠性。此外，還對比了其他可能的工具變量，比如“同一地區(qū)其他人平均網(wǎng)絡(luò)使用狀況”“當年月均通訊支出”“所在地區(qū)層面的互聯(lián)網(wǎng)普及率”等，考慮到與金融行為的關(guān)聯(lián)性不強且在本文實證中表現(xiàn)不是很顯著，故而認為“是否擁有智能手機/電腦”這一指標能夠相對更好地厘清僅因互聯(lián)網(wǎng)使用而產(chǎn)生的影響。

三、實證分析與機制檢驗

（一）非風險性金融市場參與的實證分析

通過上文分析可以發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)村居民家庭的金融市場參與率普遍不高，農(nóng)村地區(qū)的金融市場尤其是針對家庭的微觀金融市場仍具有較大的發(fā)展空間。下文將分別從非風險性金融市場參與、定期存款/國庫債券、風險性金融市場、股票/基金市場參與四個方面出發(fā)，展開信息時代互聯(lián)網(wǎng)的使用是否能夠促進農(nóng)村家庭參與到金融資產(chǎn)配置的實證分析。

表2展示了互聯(lián)網(wǎng)使用對非風險金融市場參與的影響。從模型1可以看出，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村家庭非風險性金融市場參與有顯著的正向影響，表明該地區(qū)使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)村家庭對非風險性金融資產(chǎn)的配置概率越高，互聯(lián)網(wǎng)的使用在某種程度上促進了非風險性金融市場參與。模型2中同時控制了時間和省份后，同樣得出互聯(lián)網(wǎng)使用對非風險性金融市場參與有顯著正向影響。模型3中，工具變量在1%水平上通過Wald檢驗，結(jié)果表明：在控制其他變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用每增加1%，家庭參與非風險性金融資產(chǎn)市場的平均概率會提高約0.154%。其他控制變量的回歸結(jié)果表明，戶主性別、戶主受教育年限、16～60歲人口數(shù)、家庭總收入、家庭總資產(chǎn)、家庭總負債、受訪者社會信任度、受訪者金融信息關(guān)注度、受訪者金融知識、成員最高文化程度、家庭健康人口占比、醫(yī)保養(yǎng)老均有成員占比、所在地區(qū)人口密度、所在地區(qū)人均GDP、所在地區(qū)GDP增長率以及所在地區(qū)城鎮(zhèn)化率等部分控制變量也對非風險性金融市場參與的影響呈現(xiàn)出顯著性影響，這與邏輯事實相符合。

與研究非風險性金融市場參與的方法類似，表3列示了互聯(lián)網(wǎng)使用對“定期存款/政府債券”持有影響的回歸結(jié)果。從模型1和模型2可以看出，互聯(lián)網(wǎng)使用對定期存款或政府債券的持有具有顯著正向影響，表明該地區(qū)農(nóng)村家庭互聯(lián)網(wǎng)的使用能夠在一定程度上促進定期存款或者政府債券持有的概率。模型3結(jié)果表明：在控制其他變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用每增加1%，農(nóng)村家庭對“定期存款/政府債券”持有的概率增加0.033%;此外，工具變量在5%水平上通過Wald檢驗，說明工具變量在此模型中也是適用的。

（二）風險性金融市場參與的實證分析

表4列示了互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村家庭“風險性金融市場參與”影響的回歸結(jié)果。從模型1和模型2可以看出，互聯(lián)網(wǎng)使用對風險性金融市場參與具有顯著正向影響，表明該地區(qū)農(nóng)村家庭互聯(lián)網(wǎng)的使用能夠在一定程度上促進風險性金融市場參與的概率。模型3的回歸結(jié)果表明：在控制其他變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用每增加1%，農(nóng)村家庭對“風險性金融市場參與”的概率增加約0.147%;此外，工具變量在1%水平上通過Wald檢驗，說明工具變量在該模型中同樣適用。

表5列示了互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村家庭“股票/基金市場參與”影響的回歸結(jié)果。從模型1和模型2可以看出，互聯(lián)網(wǎng)使用對“股票/基金市場參與”具有顯著正向影響，表明該地區(qū)農(nóng)村家庭互聯(lián)網(wǎng)的使用能夠在一定程度上促進股票或基金市場參與的概率。模型3的回歸結(jié)果表明：在控制其他變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用每增加1%，農(nóng)村家庭對“股票/基金市場參與”的概率增加約0.007%;此外，工具變量在5%水平上通過Wald檢驗，說明工具變量在該模型中也是適用的。

（三）機制檢驗

前文理論分析表明，互聯(lián)網(wǎng)使用能提升家庭獲取信息的數(shù)量和質(zhì)量，并促進金融市場參與。本文采用中介變量檢驗法，檢驗互聯(lián)網(wǎng)能否通過信息獲取來影響家庭金融市場的參與。

首先，檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用對信息質(zhì)量以及數(shù)量的影響。由于互聯(lián)網(wǎng)載體中往往伴隨著信息的過量和超載，投資者需要通過對信息進行有效篩選以提高相關(guān)信息的準確性及有效性。信息向知識的成功轉(zhuǎn)化能夠體現(xiàn)信息獲取的有效性，因此本文將分別借助“金融知識”和“金融信息關(guān)注度”來表示信息的質(zhì)量和數(shù)量?；诖?，被解釋變量是金融知識和金融信息關(guān)注度，核心解釋變量是互聯(lián)網(wǎng)使用。由于被解釋變量均為有序分類變量，本文報告同時加入工具變量的Order probit和2SLS的回歸結(jié)果，如表6所示?；ヂ?lián)網(wǎng)使用對金融知識和金融信息關(guān)注度均有顯著的正向影響，說明互聯(lián)網(wǎng)使用不僅有利于家庭金融信息的獲取，還能夠促進金融信息的篩選和知識轉(zhuǎn)化，驗證了前文的推斷。

其次，檢驗金融知識、金融信息關(guān)注度對家庭參與金融資產(chǎn)配置的影響，在解釋變量中去除互聯(lián)網(wǎng)使用變量。從表7可以看出，金融知識和金融信息關(guān)注度對參與各類金融資產(chǎn)的影響顯著為正，說明金融知識和金融信息關(guān)注度的提高能夠促進農(nóng)村家庭參與金融資產(chǎn)配置。以上是對金融信息獲取影響機制的檢驗，除此之外互聯(lián)網(wǎng)使用還可能通過影響投資者的風險偏好、社會信任度等路徑來影響金融資產(chǎn)配置的決策，本文也進行了實證檢驗。以互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任度進行回歸，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用系數(shù)估計值顯著為正;以社會信任度對各類金融資產(chǎn)參與進行回歸（此時去除了互聯(lián)網(wǎng)使用變量），然而社會信任度對定期存款/國庫債券的影響并不顯著。以互聯(lián)網(wǎng)使用對風險偏好進行回歸得出系數(shù)估計值顯著為正的結(jié)果;以風險偏好程度對各類金融資產(chǎn)參與進行回歸，發(fā)現(xiàn)風險偏好程度對風險性金融和股票/基金市場的結(jié)果為正，但并不顯著。

四、異質(zhì)性分析

（一）家庭總收入水平影響差異

表8列示了高收入、中等收入以及低收入樣本借鑒國家統(tǒng)計局的相對收入劃分方法：將樣本五等分為最低收入、低收入、中等收入、高收入和最高收入群組，再計算各自的平均收入作為高、中等和低收入的參考標準。，以及互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭金融資產(chǎn)配置的異質(zhì)性影響結(jié)果。由于定期存款/國庫債券包括于非風險性金融資產(chǎn)類，股票/基金包括于風險性金融資產(chǎn)類，故此處僅針對非風險性金融市場和風險性金融市場進行異質(zhì)性分析，以下相同。從非風險性金融市場參與來看，互聯(lián)網(wǎng)使用對各等級收入水平的家庭均有顯著正向影響，尤其是對中等收入家庭的影響更為顯著。這說明，提高中等收入群體的互聯(lián)網(wǎng)使用率能夠有效促進非風險性金融資產(chǎn)配置的參與?？赡苁且驗楦呤杖肴后w在同樣的信息條件下對于風險的容忍度更高，更加傾向于風險性金融資產(chǎn)的投資，而低收入群體囿于財富水平的限制和較高的風險厭惡程度，本身更傾向于非風險金融資產(chǎn)，因此互聯(lián)網(wǎng)使用在二者中的作用沒有中等收入群體的明顯。從風險性金融市場參與來看，互聯(lián)網(wǎng)使用對高、中、低收入水平家庭的正向影響均十分顯著。說明互聯(lián)網(wǎng)使用能夠促進農(nóng)村家庭參與風險性金融市場。

（二）家庭成員健康狀況影響差異

以往研究發(fā)現(xiàn)，投資者健康狀況較差時會負向影響對金融資產(chǎn)投資的可能性[41]。本文根據(jù)家庭健康成員占比將全樣本劃分為健康狀況良好家庭和健康狀況較差家庭，其中健康成員占比大于8%設(shè)定為健康狀況良好，反之設(shè)定為健康狀況較差。

表9結(jié)果表明，無論是健康狀況良好家庭還是健康狀況較差家庭，互聯(lián)網(wǎng)使用對非風險性金融市場和風險性金融市場的影響均呈現(xiàn)顯著的正向影響。一方面，這可能是對于農(nóng)村家庭來說，農(nóng)村金融市場的發(fā)展相對滯后，無論是健康狀況良好的家庭還是健康狀況較差的家庭均缺乏有效的投資渠道參與金融市場，使得農(nóng)村投資者的健康狀況并不會顯著影響到家庭對于金融市場參與的決定。另一方面，說明互聯(lián)網(wǎng)的使用即能促進健康狀況良好的家庭參與金融資產(chǎn)配置，亦能促進健康狀況較差家庭參與金融資產(chǎn)配置，相較而言互聯(lián)網(wǎng)使用對健康狀況良好家庭參與金融資產(chǎn)配置的促進作用更加顯著。

（三）成員最高受教育程度影響差異

戶主受教育程度在家庭參與金融市場決策中扮演著重要作用[36]，但本文認為若僅考慮戶主的受教育程度，則可能會忽略家庭成員受教育程度最高者對家庭整體認知能力的拉動作用，從而低估了家庭整體受教育程度的作用。基于此，借鑒已有文獻的劃分方法[10]，表10列示了家庭成員最高受教育程度對在小學及以下和初中及以上的兩類樣本，以及互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭金融資產(chǎn)配置的異質(zhì)性影響結(jié)果。從非風險性金融市場看，互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭成員最高受教育程度的全樣本家庭參與非風險性金融市場的促進作用均顯著。說明互聯(lián)網(wǎng)的使用確實能夠促進農(nóng)村家庭對低風險類金融資產(chǎn)的選擇，這可能是因為農(nóng)村家庭本身普遍傾向于將金融資產(chǎn)配置到非風險類金融市場中，而互聯(lián)網(wǎng)的興起可能為農(nóng)村家庭對非風險性金融資產(chǎn)的投資提供了有效的信息渠道。從風險性金融市場看，互聯(lián)網(wǎng)使用僅對家庭受教育程度在初中及以上的樣本家庭有顯著的促進作用。這一結(jié)果表明，成員受過更高教育的家庭被激發(fā)出風險性金融投資意愿的概率越大，可能是因為家庭成員的受教育程度越高，越能從整體上提升家庭對金融信息的認知能力，從而增加了風險性金融資產(chǎn)配置的可能性。

以上分析表明，互聯(lián)網(wǎng)使用對參與風險性金融資產(chǎn)配置的影響主要體現(xiàn)在成員受教育高的家庭，而對家庭收入、成員健康狀況的影響無顯著差異;互聯(lián)網(wǎng)使用對參與非風險性金融資產(chǎn)配置的影響主要體現(xiàn)在中等收入家庭，對家庭成員健康狀況、成員最高受教育程度的影響無顯著差異。

五、結(jié)論與建議

本文基于互聯(lián)網(wǎng)信息渠道這一視角，利用2015、2017年CHFS面板數(shù)據(jù)，對我國農(nóng)村家庭非風險金融資產(chǎn)和風險性金融資產(chǎn)選擇影響因素進行探究。研究發(fā)現(xiàn)：一是互聯(lián)網(wǎng)使用能夠顯著促進農(nóng)村家庭參與金融資產(chǎn)配置，對非風險性金融資產(chǎn)的促進作用略大于對風險性金融資產(chǎn)的促進作用。在加入工具變量后，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用每提升1%，可使得對非風險性金融資產(chǎn)、定期存款/國庫債券、風險性金融資產(chǎn)以及股票/基金持有的促進作用分別提升15.37%、3.30%、14.72%以及0.65%。二是驗證了互聯(lián)網(wǎng)使用能夠通過顯著影響金融知識或金融信息關(guān)注度來進一步影響農(nóng)村家庭參與金融資產(chǎn)配置。三是在考察互聯(lián)網(wǎng)使用影響家庭參與金融資產(chǎn)配置的異質(zhì)性時，發(fā)現(xiàn)對風險性金融資產(chǎn)配置的影響主要體現(xiàn)在成員受教育高的家庭，對非風險性金融資產(chǎn)配置的影響主要體現(xiàn)在中等收入家庭。以上結(jié)果說明，隨著信息時代的不斷發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)等新興信息渠道能夠緩解農(nóng)村金融服務(wù)中的信息不對稱問題，從而進一步促進家庭更積極參與金融資產(chǎn)配置，為農(nóng)村家庭獲取更多財產(chǎn)性收益提供可能。

鑒于此，提出如下建議：一是加快農(nóng)村地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，推動農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普惠化發(fā)展，在激活更多潛在用戶的同時，進一步規(guī)范信息傳輸質(zhì)量，降低農(nóng)村家庭信息篩取門檻，確保金融資產(chǎn)投資者的信息安全。二是當?shù)卣c金融機構(gòu)應(yīng)積極嘗試協(xié)同機制，充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)信息渠道的作用，加強農(nóng)村金融供給與需求的信息鏈接，鼓勵金融機構(gòu)有針對性地為不同群體開發(fā)和提供相適應(yīng)的線上金融知識培訓(xùn)，提升農(nóng)戶金融素養(yǎng)。三是農(nóng)村家庭成員需要不斷增強自身的互聯(lián)網(wǎng)知識、信息篩選能力并提高金融認知水平，充分利用互聯(lián)網(wǎng)平臺參與家庭金融相關(guān)課程的學習和培訓(xùn)，在提高互聯(lián)網(wǎng)使用率的同時提高使用效率，借助互聯(lián)網(wǎng)信息渠道有效地參與金融市場。

參考文獻：

[1]CAMPBELL J Y.Household Finance[J].The Journal of Finance，2006，61（04）：1553-1604.

[2]中華人民共和國國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2021：101-142.

[3]胡潤百富.2020方太胡潤財富報告[EB/OL].（2019-10-30）[2021-10-15].https：//www.hurun.net/zh-CN/Info/Detail？num=FEY5J1G3EQ7P.

[4]中華人民共和國國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計摘要[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2021：238-247.

[5]經(jīng)濟日報社中國經(jīng)濟趨勢研究院家庭財富調(diào)研組.中國家庭財富調(diào)查報告2019[EB/OL].（2019-10-30）[2021-10-15].http：//www.ce.cn/xwzx/gnsz/gdxw/201910/30/t20191030_33477567.shtml.

[6]王國剛.從金融功能看融資、普惠和服務(wù)“三農(nóng)”[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2018（03）：2-14.

[7]MERTON R C.A Simple Model of Capital Market Equilibrium With Incomplete Information[J].The Journal of Finance，1987，42（03）：483-510.

[8]HONG H，KUBIK J D，STEIN J C.Social Interaction and Stock-Market Participation[J].The Journal of Finance，2004，59（01）：137-163.

[9]吳衛(wèi)星，王治政，吳錕.家庭金融研究綜述——基于資產(chǎn)配置視角[J].科學決策，2015（04）：69-94.

[10]傅秋子，黃益平.數(shù)字金融對農(nóng)村金融需求的異質(zhì)性影響——來自中國家庭金融調(diào)查與北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)的證據(jù)[J].金融研究，2018（11）：68-84.

[11]田霖，金雪軍，蔣岳祥.金融包容的需求側(cè)與供給側(cè)探析——基于CHFS項目28143戶家庭的實地調(diào)查數(shù)據(jù)[J].浙江大學學報（人文社會科學版），2017，47（04）：215-230.

[12]盧亞娟，張菁晶.農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)選擇行為的影響因素研究——基于CHFS微觀數(shù)據(jù)的分析[J].管理世界，2018（05）：98-106.

[13]張淦，高潔，超范.從來資產(chǎn)短缺、家庭資產(chǎn)配置與商業(yè)銀行轉(zhuǎn)型[J].金融論壇，2017，22（02）：13-24.

[14]孫武軍，林惠敏.金融排斥、社會互動和家庭資產(chǎn)配置[J].中央財經(jīng)大學學報，2018（03）：21-38.

[15]盧亞娟，孟丹丹，劉澍.農(nóng)村家庭結(jié)構(gòu)對金融資產(chǎn)選擇的影響分析[J].財貿(mào)研究，2019，30（06）：61-73.

[16]SMALES L A.Investor Attention and Global Market Returns During the COVID-19 Crisis[J].International Review of Financial Analysis，2021，73（14）：216-222.

[17]亞琨，羅福凱，李啟佳.經(jīng)濟政策不確定性、金融資產(chǎn)配置與創(chuàng)新投資[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2018， 39（12）：95-110.

[18]王曉青.社會網(wǎng)絡(luò)、民間借出款與農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)選擇——基于中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析[J].財貿(mào)研究. 2017，28（05）：47-54.

[19]徐佳，譚婭.中國家庭金融資產(chǎn)配置及動態(tài)調(diào)整[J].金融研究，2016（12）：95-110.

[20]周慧珺，沈吉，龔六堂.中老年人健康狀況與家庭資產(chǎn)配置——基于資產(chǎn)流動性的視角[J].經(jīng)濟研究，2020，55（10）：83-97.

[21]LI J， LI Q， WEI X.Financial Literacy，Household Portfolio Choice and Investment Return[J].Pacific-Basin Finance Journal，2020，62（C）：101-370.

[22]張海洋，耿廣杰.生活滿意度與家庭金融資產(chǎn)選擇[J].中央財經(jīng)大學學報，2017（03）：48-58.

[23]CHRISTELIS D，JAPPELLI T，PADULA M.Cognitive Abilities and Portfolio Choice[J].European Economic Review，2010，54（01）：18-38.

[24]劉宏，馬文瀚.互聯(lián)網(wǎng)時代社會互動與家庭的資本市場參與行為[J].國際金融研究，2017（03）：55-66.

[25]FERNáNDEZ-LPEZ S，REY-ARES L，VIVEL-BúA M.The Role of Internet in Stock Market Participation：Just A Matter of Habit？[J].Information Technology People.2018，31（03）：869-885.

[26]朱衛(wèi)國，李駿，謝晗進.互聯(lián)網(wǎng)使用與城鎮(zhèn)家庭風險金融資產(chǎn)投資——基于金融素養(yǎng)的中介效應(yīng)[J].投資研究，2020，39（07）：24-39.

[27]周廣肅，梁琪.互聯(lián)網(wǎng)使用、市場摩擦與家庭風險金融資產(chǎn)投資[J].金融研究，2018（01）：84-101.

[28]周弘，夏鳴.互聯(lián)網(wǎng)使用與家庭風險資產(chǎn)參與：微觀證據(jù)與影響機制[J].山東理工大學學報（社會科學版），2020，36（03）：5-12.

[29]張奧西，秦海林.信息吸納與家庭金融資產(chǎn)配置——基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究[J].南方金融，2018（02）：40-50.

[30]董曉林，于文平，朱敏杰.不同信息渠道下城鄉(xiāng)家庭金融市場參與及資產(chǎn)選擇行為研究[J].財貿(mào)研究，2017，28（04）：33-42.

[31]張旭陽，吳衛(wèi)星.媒體理財信息是否助推了家庭金融參與？——基于股票和保險的研究[J].金融論壇，2020，25（02）：8-19.

[32]WOZNIAK G D.Joint Information Acquisition and New Technology Adoption：Late Versus Early Adoption[J].Review of Economics Statistics，1993（03）：438-45.

[33]邱均平，楊強，郭麗琳.互聯(lián)網(wǎng)金融理財產(chǎn)品使用影響因素研究[J].情報雜志，2015，34（01）：179-184.

[34]張正平.互聯(lián)網(wǎng)使用對居民金融素養(yǎng)的影響[J].北京工商大學學報（社會科學版），2021，36（06）：101-115.

[35]臧日宏，王宇.社會信任與城鎮(zhèn)家庭風險金融資產(chǎn)投資——基于CFPS數(shù)據(jù)的實證研究[J].南京審計大學學報，2017，14（04）：55-65.

[36]路曉蒙，李陽，甘犁，等.中國家庭金融投資組合的風險——過于保守還是過于冒進？[J].管理世界，2017（12）：92-108.

[37]陳琪，劉衛(wèi).健康支出對資產(chǎn)選擇行為的影響——基于同質(zhì)性與異質(zhì)性爭論的探討[J].上海經(jīng)濟研究，2014（06）：111-118.

[38]甘犁，尹志超，賈男，等.中國家庭資產(chǎn)狀況及住房需求分析[J].金融研究，2013（04）：1-14.

[39]陳云松.互聯(lián)網(wǎng)使用是否擴大非制度化政治參與——基于CGSS2006的工具變量分析[J].社會，2013，33（05）：118-143.

[40]周廣肅，樊綱.互聯(lián)網(wǎng)使用與家庭創(chuàng)業(yè)選擇——來自CFPS數(shù)據(jù)的驗證[J].經(jīng)濟評論，2018（05）：134-147.

[41]吳洪，徐斌，李潔.社會養(yǎng)老保險與家庭金融資產(chǎn)投資——基于家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析[J].財經(jīng)科學，2017（04）：39-51.

The Influence of Internet Use on Rural Households Financial Market ParticipationHUA Yiting，SHI Baofeng

（College of Economics and Management，Northwest A&F University，Yangling，Shaanxi712100，China）Abstract：With the development of the information age and the improvement of residents wealth，internet and other new information carriers have gradually become an important channel for families to obtain financial information.On the perspective of participation in non-risky financial and risky financial market，this paper studies the influence of Internet use on rural households participation in financial markets，which is based on the data of China Household Finance Survey，and the panel data regression is carried out by using a tool variable which is whether a family owns a smart phone or a computer.The results show that Internet use could promote rural households to participate in the allocation of financial assets significantly，the promotion of non-risky financial assets is greater than the promotion of risky financial assets.The use of the Internet could influence rural households decision on participating in financial asset allocation through financial knowledge or financial information attention.Through Heterogeneity analysis，it is concluded that the impact of Internet use on risky financial asset allocation is mainly reflected in the families with high education level，while the impact on non-risky financial asset allocation is mainly reflected in the middle income families.

Key words：financial market participation;internet use;household finance;financial asset

（責任編輯：王倩）