生 晗

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)金融學(xué)院，江蘇南京 210095）

1 引言

在我國(guó)，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)逐漸應(yīng)用到人們的日常生活和經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的方方面面，成為引導(dǎo)我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿?。根?jù)相關(guān)數(shù)據(jù)顯示：截至2018年底，我國(guó)網(wǎng)民規(guī)模約為8.29億人次，其中手機(jī)網(wǎng)民規(guī)模約為8.17億，互聯(lián)網(wǎng)普及率達(dá)59.6%，比全球平均水平高2.6個(gè)百分點(diǎn)。由此可以看出我國(guó)網(wǎng)民數(shù)量不斷提高，互聯(lián)網(wǎng)逐漸成為人們生活中不可或缺的信息渠道和交流平臺(tái)，并潛移默化的改變著人們的生產(chǎn)生活方式。

在家庭資產(chǎn)配置方面，我國(guó)家庭的金融市場(chǎng)參與度與發(fā)達(dá)國(guó)家相比還有較大的差距，當(dāng)前中國(guó)家庭的資產(chǎn)配置主要集中在房產(chǎn)和無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)（包括現(xiàn)金和存款）上，對(duì)金融市場(chǎng)的參與強(qiáng)度和廣度不夠。根據(jù)2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查報(bào)告顯示：在我國(guó)家庭金融資產(chǎn)中，存款所占比例最高，約為57.75%，其次是現(xiàn)金余額，約為17.93%，而股票、基金、金融理財(cái)產(chǎn)品總計(jì)約占21.97%，其他金融衍生品、黃金等風(fēng)險(xiǎn)投資占比不足4%。金融市場(chǎng)的“有限參與”的問題，抑制了我國(guó)家庭財(cái)產(chǎn)性收入的提高，也阻礙了我國(guó)金融市場(chǎng)的健康發(fā)展。

綜上，當(dāng)前世界進(jìn)入了“互聯(lián)網(wǎng)+”的時(shí)代，相比于傳統(tǒng)媒體，互聯(lián)網(wǎng)可以極大的降低信息傳播的成本，使互聯(lián)網(wǎng)用戶能最大程度發(fā)揮主觀能動(dòng)性，有目的地搜索所需要的信息。高效的信息查詢、獲取渠道不僅使個(gè)體的信息需求得到心理上的滿足，還能減少了認(rèn)知上的不確定性。由于互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)信息量大，投資者可以通過使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行社會(huì)性學(xué)習(xí)，進(jìn)一步提高信息吸納和處理能力，有利于促進(jìn)家庭金融資產(chǎn)的投資?；谝陨犀F(xiàn)實(shí)情況，本文提出如下科學(xué)問題：在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的大背景下，互聯(lián)網(wǎng)使用情況是否會(huì)影響家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置？對(duì)于家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)參與度和強(qiáng)度具體有什么樣的影響？

2 理論分析與假說提出

無論是國(guó)內(nèi)還是國(guó)外針對(duì)家庭資產(chǎn)配置的影響因素研究都已經(jīng)很詳細(xì)了，從投資者個(gè)體特征出發(fā)，學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)年齡、性別、婚姻、教育背景、金融素養(yǎng)、認(rèn)知能力（孟亦佳，2014）等均對(duì)家庭資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響。從家庭資產(chǎn)與財(cái)富水平出發(fā)，許多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)家庭房產(chǎn)數(shù)量、住房貸款、房地產(chǎn)價(jià)格、家庭財(cái)富水平高低、勞動(dòng)收入的波動(dòng)性也會(huì)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資產(chǎn)生直接的影響。而從宏觀角度來講，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、貨幣政策、通貨膨脹率和匯率這四者與我國(guó)家庭各項(xiàng)金融資產(chǎn)總量有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

但是以往的研究大多沒有關(guān)注互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展對(duì)于家庭資產(chǎn)配置的影響，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)對(duì)于家庭資產(chǎn)配置的影響可能存在于以下兩個(gè)方面：一方面，互聯(lián)網(wǎng)作為一種信息媒介，可滿足人們信息搜尋的需求，降低投資者信息獲取成本，降低信息不對(duì)稱性，進(jìn)而影響投資者的投資行為。缺乏相關(guān)信息渠道是阻止家庭參與金融市場(chǎng)投資的重要原因之一（Hong等，2004)。通過網(wǎng)絡(luò)投資者可以通過線上的即時(shí)溝通獲得大量的投資信息，而不再僅僅依靠家人、朋友及金融分析師的建議（Barber&Odean，2001）。信息傳播成本對(duì)于信息傳播的規(guī)模及投資者金融投資信息可得性呈負(fù)相關(guān)關(guān)系（Guiso和Jappelli，2005）。而互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展，降低了信息傳遞的成本，擴(kuò)展了信息可得的邊界，人們可以通過即時(shí)的搜索獲取金融投資信息。

另一方面，互聯(lián)網(wǎng)提高了社會(huì)互動(dòng)效率，通過頻繁的社會(huì)互動(dòng)投資者既可以獲得大量的投資信息也可以通過社會(huì)性學(xué)習(xí)提高自身金融素養(yǎng)，進(jìn)而影響到投資選擇。在中國(guó)，社會(huì)互動(dòng)對(duì)家庭股票投資或其他投資行為有顯著的正向影響，鄰里股市投資獲利和虧損的案例可能帶來示范效應(yīng)，或促進(jìn)或阻礙了家庭參與股市投資（李濤，2006a；周銘山等，2011）。劉宏、馬文瀚（2017）運(yùn)用2010年的CFPS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)線上社會(huì)互動(dòng)顯著促進(jìn)了家庭的證券投資參與和房產(chǎn)投資參與，其影響程度和顯著程度均高于已有文獻(xiàn)所關(guān)注的線下面對(duì)面社會(huì)互動(dòng)。社會(huì)互動(dòng)較多的社區(qū)其投資者參與股票市場(chǎng)的可能性越高（Brown等，2008）。而互聯(lián)網(wǎng)作為一個(gè)信息交流平臺(tái)，可以有效提高社會(huì)互動(dòng)效率。從互聯(lián)網(wǎng)使用角度出發(fā)，周廣肅、梁琪（2018）運(yùn)用2010年及2014年CFPS數(shù)據(jù)，以“家庭送出禮金對(duì)數(shù)值”為衡量社會(huì)互動(dòng)的指標(biāo)，研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用確實(shí)通過增強(qiáng)人們的社會(huì)互動(dòng)水平從而提高了風(fēng)險(xiǎn)金融投資的參與率?；ヂ?lián)網(wǎng)突破了時(shí)間、空間的限制，運(yùn)用技術(shù)手段促進(jìn)了社會(huì)互動(dòng)，提高了信息交換和社會(huì)性學(xué)習(xí)的效率，使得人們能夠更加迅速的通過人與人的交流獲得相關(guān)投資信息，對(duì)于家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置具有重要的意義。

基于對(duì)于以往文獻(xiàn)的梳理，我們發(fā)現(xiàn)對(duì)于家庭投資者來說，互聯(lián)網(wǎng)使得信息傳播與人際互動(dòng)突破了地理與時(shí)間限制，人際互動(dòng)模式也因此發(fā)生巨大變化。通過使用互聯(lián)網(wǎng)個(gè)人不僅可以獲得專業(yè)的投資信息，也可以通過線上互動(dòng)及時(shí)與其他投資者交流，提高信息交換效率，在一定程度上降低了股票、債券、基金外匯等金融產(chǎn)品的交易信息獲取成本，從而影響家庭的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置行為?；谝陨戏治觯岢霰疚难芯考僬f1和假說2：

假說1：互聯(lián)網(wǎng)使用能夠提高家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資參與度，使用互聯(lián)網(wǎng)相較于不使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭參與金融市場(chǎng)參與度更高。

假說2：互聯(lián)網(wǎng)使用能夠提高家庭金融產(chǎn)品投資強(qiáng)度。

3 數(shù)據(jù)來源、變量與模型設(shè)置

3.1 數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文數(shù)據(jù)來源于2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，2017年第四輪調(diào)查樣本覆蓋全國(guó)29個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），355個(gè)縣（區(qū)、縣級(jí)市），1428個(gè)村（居）委會(huì)，為保證數(shù)據(jù)的完整性及分析的準(zhǔn)確性，本文僅選取2017年新受訪家庭戶為樣本，剔除戶主年齡在21歲以下和90歲以上的樣本家庭，刪除缺失值和極端值后共選取了7152戶家庭為研究對(duì)象。

3.2 變量選擇和定義

3.2.1 被解釋變量。本文的被解釋變量有兩個(gè)，一個(gè)為家庭是否參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資，另一個(gè)為家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)（風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)與非風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的加總）的比重。本文定義股票、基金、債券、金融衍生品、非人民幣資產(chǎn)和黃金為風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，現(xiàn)金、活期存款、定期存款、股票賬戶現(xiàn)金余額為非風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。如果家庭購買了上述風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)則定義其參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資，沒有則相反。

3.2.2 解釋變量。本文的核心解釋變量為家庭是否使用互聯(lián)網(wǎng)。根據(jù)受訪者對(duì)問卷中“您使用過互聯(lián)網(wǎng)嗎？”的回答，將回答“是”的家庭定義為1，回答“否”的家庭定義為0。

3.2.3 控制變量?；谝延形墨I(xiàn)，本文主要從戶主特征，家庭特征及地區(qū)特征選取控制變量，具體變量說明見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)表

3.3 模型構(gòu)建

首先，本文通過Probit模型研究互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)于家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的影響。

（1）式中，u～N（0，σ2）。Y是啞變量，等于1表示家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資，0表示家庭不參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資，Internet為衡量該家庭互聯(lián)網(wǎng)使用的變量，主要包括是否使用互聯(lián)網(wǎng)，X是控制變量，主要包括戶主、家庭和地區(qū)層面的控制變量。

由于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)的比重是截?cái)嗟?，因此，本文使用Tobit模型進(jìn)一步估計(jì)互聯(lián)網(wǎng)對(duì)金融產(chǎn)品配置的影響。Tobit模型如下：

Y表示被解釋變量風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)的比重；y*表示被解釋變量大于0的部分；Internet是關(guān)注互聯(lián)網(wǎng)使用的變量；X是控制變量，主要包括戶主、家庭和地區(qū)控制變量。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

表2第（1）給出了給出了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)于家庭是否進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的回歸結(jié)果，在控制了所有可能影響到家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的其他因素后，結(jié)果顯示家庭使用互聯(lián)網(wǎng)對(duì)其參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資具有正向影響，該影響在1%的水平上顯著，即使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭比不使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的可能性更大。第（2）列給出了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)于家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)比重的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，家庭使用互聯(lián)網(wǎng)將提高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)在總金融資產(chǎn)中的比重，使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭將更多的資金配置到股票、債券、基金和金融衍生品等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上，降低了現(xiàn)金及銀行存款在家庭金融資產(chǎn)中的比重。

從戶主個(gè)體特征看，與以往研究不同，男性戶主對(duì)家庭是否參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資和參與強(qiáng)度呈負(fù)向影響，可能的原因是男性戶主的家庭負(fù)擔(dān)較重，對(duì)于投資相對(duì)來說更加謹(jǐn)慎。戶主的年齡對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的影響為倒“U”型，即隨著戶主年齡的增加，家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的概率和參與強(qiáng)度先上升后下降的趨勢(shì)。除此之外，戶主的風(fēng)險(xiǎn)偏好、受教育年限均對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資產(chǎn)生正向影響。

從家庭及地區(qū)特征來看，家庭是否擁有房產(chǎn)對(duì)于家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資并無顯著影響；家庭總收入對(duì)其則產(chǎn)生正向影響，即家庭收入越高家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的強(qiáng)度越大；家庭人口規(guī)模較大的家庭由于家庭生活負(fù)擔(dān)較重，其參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的可能性及強(qiáng)度均較低。農(nóng)村家庭相較于城鎮(zhèn)家庭在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資上投入的比重較低，東部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，家庭參與股票、基金等的投資及強(qiáng)度較中西部家庭較高。

表2 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)于家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資參與度及占比影響

4.2 內(nèi)生性處理

互聯(lián)網(wǎng)使用變量可能存在內(nèi)生性問題。首先，家庭可能在進(jìn)行股票、基金、債券投資過程中學(xué)習(xí)利用互聯(lián)網(wǎng)獲取相關(guān)信息，因此互聯(lián)網(wǎng)使用與家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資之間可能存在雙向因果關(guān)系。其次，遺漏變量問題也可能會(huì)導(dǎo)致對(duì)互聯(lián)網(wǎng)實(shí)際作用的偏誤估計(jì)，因?yàn)榛ヂ?lián)網(wǎng)使用還會(huì)受到地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及程度、網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況等因素的影響。

針對(duì)上述內(nèi)生性問題，本文參考周廣肅等（2018）的做法，選擇“同一地區(qū)、同一小區(qū)平均上網(wǎng)比例”作為互聯(lián)網(wǎng)使用的工具變量。首先，同一地區(qū)平均上網(wǎng)人數(shù)的多少，一方面反映了地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，另一方面，小區(qū)平均上網(wǎng)比例并不會(huì)對(duì)該家庭的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置情況產(chǎn)生直接影響。一般來說F值大于10%偏誤水平下的臨界值為16.38（Stock&Yogo，2005）。下表列（1）、（2）中報(bào)告的一階段 F估計(jì)值為436.58，說明不存在弱工具變量問題，選擇“同一地區(qū)、同一小區(qū)平均上網(wǎng)比例”作為工具變量是合適的。

從表3第（1）列的回歸結(jié)果可以看出，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)于家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資參與度的邊際效應(yīng)為1.036，仍在1%的水平上顯著，戶主、家庭及地區(qū)控制變量與基準(zhǔn)回歸模型基本保持一致。此外，工具變量回歸的估計(jì)系數(shù)顯著提高，說明基準(zhǔn)回歸低估了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)于促進(jìn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的作用。從表3第（2）列的回歸結(jié)果可以看出，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)比重影響的邊際效應(yīng)為0.668，相較于基準(zhǔn)模型系數(shù)有所上升，仍在1%的水平上顯著，且其他控制變量的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸也基本一致。內(nèi)生性檢驗(yàn)的結(jié)果說明，在考慮了內(nèi)生性問題后，互聯(lián)網(wǎng)使用情況仍對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置產(chǎn)生顯著的正向影響。

表3 工具變量回歸結(jié)果

5 結(jié)論與政策啟示

隨著互聯(lián)網(wǎng)的不斷發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)滲透到人們生活的方方面面，投資者利用互聯(lián)網(wǎng)可以以較低的成本獲得即時(shí)的消息，同時(shí)還可以與其他投資者進(jìn)行線上經(jīng)驗(yàn)交流，那么使用互聯(lián)網(wǎng)是否會(huì)對(duì)于投資者參與股票、基金、債券衍生品等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資產(chǎn)生正向影響？圍繞這個(gè)問題，本文利用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，以7152戶家庭為樣本，采用工具變量Probit和tobit模型實(shí)證分析了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)于推動(dòng)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資及風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資占總金融資產(chǎn)比重的影響。最后本文得出以下結(jié)論：首先，使用互聯(lián)網(wǎng)將提高家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的概率，其次，使用互聯(lián)網(wǎng)將提高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比重。

本文的結(jié)論具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。首先，互聯(lián)網(wǎng)降低了信息獲取成本，提高了投資信息的可得性，因此政府應(yīng)當(dāng)加大網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高網(wǎng)絡(luò)覆蓋率，為居民運(yùn)用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行投資提供便利。其次，互聯(lián)網(wǎng)為居民提供了線上社會(huì)互動(dòng)的可能性，因此，政府應(yīng)當(dāng)積極引導(dǎo)和規(guī)范線上投資交流平臺(tái)，保障投資信息的可靠性，避免被非法分子利用，給居民財(cái)產(chǎn)造成不必要的損失。