周 弘，夏 鳴

一、引言

近年來，隨著我國金融市場的不斷建設(shè)，供給的金融產(chǎn)品不僅僅局限于傳統(tǒng)的國債和股票，基金、信托等新型金融產(chǎn)品的出現(xiàn)，為投資者的資產(chǎn)配置提供了更多選擇。在需求方面，隨著居民財富不斷積累，傾向于通過持有各類風(fēng)險資產(chǎn)以實現(xiàn)財富增值保值的目標(biāo)。然而據(jù)中國經(jīng)濟(jì)趨勢研究院發(fā)布的《中國家庭財富調(diào)查報告2019》顯示，我國家庭金融資產(chǎn)中風(fēng)險資產(chǎn)配置比例不到一成，說明我國家庭對于風(fēng)險資產(chǎn)存在明顯“有限參與”現(xiàn)象。為了激勵家庭更多地參與風(fēng)險資產(chǎn)投資，除了要從供給和需求端進(jìn)行優(yōu)化外，更應(yīng)該探究的是究竟什么因素影響了供給到需求的中間傳導(dǎo)過程，以往學(xué)者試圖從金融素養(yǎng)[1]62-75、信息渠道[2]等因素進(jìn)行解釋。而在此之外，本文認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展帶來的投資方式轉(zhuǎn)變更值得去關(guān)注和探究。

據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心發(fā)布的《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計報告》顯示，截止2018年底，中國網(wǎng)民總數(shù)為8.29億，互聯(lián)網(wǎng)使用率達(dá)到59.6%?；诨ヂ?lián)網(wǎng)迅猛的發(fā)展，居民信息的獲取和交流方式也經(jīng)歷較大轉(zhuǎn)變。以證券交易為例，各大證券公司陸續(xù)開發(fā)了APP，使投資者能夠通過線上辦理業(yè)務(wù)，進(jìn)行股票、基金交易；同時，證券公司的APP也會經(jīng)常發(fā)布金融資訊和投資教學(xué)視頻，降低居民學(xué)習(xí)金融知識的成本。并且基于微信、微博等網(wǎng)絡(luò)社交平臺的出現(xiàn)，擴(kuò)大了居民社會互動范圍，也增強了與他人信息溝通的效率，也會進(jìn)一步作用于家庭的投資行為。那么由此產(chǎn)生的思考是，互聯(lián)網(wǎng)的使用是否顯著提高了家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的意愿呢？如果該影響存在，其中的作用機制如何？故針對以上問題，本文將通過嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶嵶C研究，探究互聯(lián)網(wǎng)使用對于家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的影響效果以及作用機制。補充以往理論分析的不足，同時對提高中國家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的積極性具有重要的指導(dǎo)意義。

二、文獻(xiàn)綜述與理論假設(shè)

(一)互聯(lián)網(wǎng)與家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與研究綜述

家庭風(fēng)險資產(chǎn)的參與是家庭金融領(lǐng)域中的一項重要研究內(nèi)容。過往學(xué)者的研究主要側(cè)重于探究影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)“有限參與”的因素，主要包括投資者個體特征、家庭經(jīng)濟(jì)特征以及社會宏觀層面的因素。在投資者特征方面，息晨[3]基于CFPS2016年的數(shù)據(jù)，考察了居民心理健康與家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)健康的心理狀態(tài)通過改變風(fēng)險態(tài)度這一渠道促進(jìn)家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的深度和廣度；羅靳雯和彭湃[4]研究發(fā)現(xiàn)，戶主受教育水平與家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的意愿，甚至是投資的收益率都顯著正相關(guān)，其中主要由于受教育水平有補償效果，縮小了投資者認(rèn)知能力的差異；在家庭經(jīng)濟(jì)特征層面，吳遠(yuǎn)遠(yuǎn)和李婧[5]基于門限回歸模型，研究發(fā)現(xiàn)財富水平對不同地區(qū)家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)配置具有顯著的門限效應(yīng)，且隨著財富水平的提高對家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的邊際影響也越來越大。而對于宏觀層面因素，甘曉麗[6]從微觀層面構(gòu)建了金融環(huán)境指標(biāo)體系，并基于此研究發(fā)現(xiàn)金融環(huán)境對家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)存在顯著的影響；個體、家庭以及社會的多種因素對家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與行為的影響較顯著，但在上述因素之外，關(guān)注互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)影響的文獻(xiàn)并不多，其中Bogan[7]研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的使用促進(jìn)了家庭對于股票的投資，但研究中忽視了互聯(lián)網(wǎng)使用潛在的內(nèi)生性；周天蕓等[8]發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展大大提升了家庭配置風(fēng)險資產(chǎn)的概率和數(shù)額，并且對于農(nóng)村地區(qū)家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的影響更為明顯；而王智茂[9]等則從信息渠道視角，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)這一信息渠道能顯著提高家庭配置風(fēng)險資產(chǎn)的規(guī)模，并且該正向促進(jìn)作用大于不動產(chǎn)對于風(fēng)險資產(chǎn)的擠出作用。

從以上文獻(xiàn)綜述發(fā)現(xiàn)，學(xué)者基于互聯(lián)網(wǎng)研究家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與行為的文獻(xiàn)較少，且缺少從用途視角考察互聯(lián)網(wǎng)對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與行為的影響。故本文將在以往研究基礎(chǔ)上有如下三個創(chuàng)新：第一，將互聯(lián)網(wǎng)用途分為學(xué)習(xí)、工作和社交三大類，考察互聯(lián)網(wǎng)不同用途對家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與行為的影響差異；第二，使用互聯(lián)網(wǎng)的重要性程度作為互聯(lián)網(wǎng)使用的工具變量，解決了內(nèi)生性問題，使模型估計結(jié)果更為準(zhǔn)確；第三，對于互聯(lián)網(wǎng)的不同用途，分別探究了其影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的作用機制。

(二)互聯(lián)網(wǎng)不同用途影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的理論機制

隨著互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)的興起，提供給居民靈活多樣的學(xué)習(xí)方式和內(nèi)容，使居民能通過互聯(lián)網(wǎng)觀看視頻和查閱資料，更為方便地學(xué)習(xí)金融知識和了解金融資訊，大大降低了居民學(xué)習(xí)金融知識的成本。除此之外，投資者通過互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)到新的金融知識后，自身金融素養(yǎng)水平也得到一定提高，對風(fēng)險資產(chǎn)投資的認(rèn)識更加深刻，從而提升了家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的深度和廣度[10]?；谝陨锨闆r，本文提出如下假設(shè)。

假設(shè)1：居民使用互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)能提高自身金融素養(yǎng)水平，進(jìn)而促進(jìn)家庭對風(fēng)險資產(chǎn)的參與。

研究表明，使用互聯(lián)網(wǎng)工作的人工資水平會相對較高，其中原因主要是互聯(lián)網(wǎng)可以使得居民在工作時獲取更好的信息幫助，加強同事之間的信息溝通，進(jìn)而提高個體收入水平[11]。而收入水平的提高增加了家庭財富積累，Peress[12]的研究表明，富有家庭相較于貧窮家庭，一方面愿意承擔(dān)金融交易所需的信息成本和交易成本；另一方面其風(fēng)險厭惡水平相對較低，導(dǎo)致投資風(fēng)險資產(chǎn)的概率更高，因此，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：居民使用互聯(lián)網(wǎng)工作能提高家庭收入，進(jìn)而促進(jìn)家庭對風(fēng)險資產(chǎn)的參與。

有學(xué)者認(rèn)為使用互聯(lián)網(wǎng)社交有助于建立和維系個人的社會網(wǎng)絡(luò)，其主要原因是網(wǎng)絡(luò)的匿名性便于開展人際交往，并且在網(wǎng)上交流比線下交流更為方便[13]。隨著居民社會網(wǎng)絡(luò)的形成與擴(kuò)大，一方面社會網(wǎng)絡(luò)中的成員通過損失互助機制，為家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)投資提供了一定的安全保障[14]；另一方面社會網(wǎng)絡(luò)中成員間通過口碑效應(yīng)、示范效應(yīng)以及較多信息交流，提高了家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的積極性[15]。據(jù)此，本文將提出假設(shè)3。

假設(shè)3：居民使用互聯(lián)網(wǎng)社交能建立并擴(kuò)大社會網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而促進(jìn)家庭對風(fēng)險資產(chǎn)的參與。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文的數(shù)據(jù)來自2014年的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)，樣本覆蓋了中國東部、中部和西部的25個城市；2014年的樣本共包括13946戶家庭共37148名家庭成員的信息，形成了家庭、成人、兒童三個數(shù)據(jù)庫。

本文的主要研究內(nèi)容為：互聯(lián)網(wǎng)的使用對家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的影響效果及作用機制。故篩選樣本的思路如下：先明確家庭中的投資決策者，將其個人統(tǒng)計特征與其家庭信息相匹配，并刪除缺失的數(shù)據(jù)后得到樣本7644個。下面是對本文將要研究的變量所作的相關(guān)說明。

1.被解釋變量

本文選取的被解釋變量為家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與，參考尹志超[1]62-75的定義，風(fēng)險資產(chǎn)參與表示家庭是否持有股票、基金、外匯、期貨、期權(quán)等風(fēng)險資產(chǎn)，在CFPS問卷中，如果家庭持有風(fēng)險資產(chǎn)中的任意一種都取值為1，沒有則取值為0。

2.解釋變量與控制變量

本文解釋變量為互聯(lián)網(wǎng)的使用，根據(jù)CFPS問卷中的問題：“是否使用互聯(lián)網(wǎng)？”將“是”的回答記為1，“否”則記為0，用虛擬變量來表示。此外，本文還進(jìn)一步考察了居民對互聯(lián)網(wǎng)的不同用途對于家庭消費的影響，故引入互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)、互聯(lián)網(wǎng)工作、互聯(lián)網(wǎng)娛樂和互聯(lián)網(wǎng)購物四個解釋變量，分別用問卷中“使用互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)(工作、娛樂、購物)的頻率”來表示，取值范圍為0—6。其他控制變量主要參考以往文獻(xiàn)，選取了年齡、性別、婚姻、受教育年限(取值為0—22)、主觀健康評價(取值為1—5，得分越高認(rèn)為自己越健康)、主觀幸福感(取值為0—10，取值越大代表幸福程度越高)、對未來的信心(取值為1—5，值越大代表信心越大)、住房狀況(房屋的產(chǎn)權(quán)是否屬于自己，屬于記為1，其他記為0)。

3.描述性統(tǒng)計分析

從表1可以看出，樣本中僅有6%的家庭參與了風(fēng)險資產(chǎn)，但對于風(fēng)險資產(chǎn)的“有限參與”現(xiàn)象在我國較為突出。有大約24%的家庭使用互聯(lián)網(wǎng)，其中，居民使用互聯(lián)網(wǎng)頻率最高的是用于社交，而使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行工作的頻率最低。此外，樣本中的大部分家庭都有美滿的婚姻，投資者的年齡約為51歲、且平均接受了8年的教育、83%的家庭都擁有屬于自己產(chǎn)權(quán)的住房，居民對自己的健康主觀打分情況顯示為一般。而在對未來的信心程度，得分達(dá)到了4分，符合我國的基本國情。

表1 描述性統(tǒng)計分析

變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值風(fēng)險資產(chǎn)參與0.060.231692互聯(lián)網(wǎng)使用0.240.4301互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)0.681.7006互聯(lián)網(wǎng)工作0.581.6706互聯(lián)網(wǎng)社交0.912.0006年齡51.0814.061692性別0.560.5001婚姻0.850.3601受教育年限7.824.41022主觀健康評價2.921.2415主觀幸福感7.512.21010對未來的信心4.001.0615住房狀況0.830.3701

(二)模型設(shè)定

本文主要研究互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的影響，因風(fēng)險資產(chǎn)參與為0—1變量，故用Probit模型估計，如下所示。

Risk_participatei=α0+α1Xi+α2Yi+εi

(1)

其中被解釋變量Risk_participatei是家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)變量，等于1表示家庭持有了任何一種風(fēng)險資產(chǎn)，否則即為0；Xi是互聯(lián)網(wǎng)使用變量和互聯(lián)網(wǎng)三個具體用途變量；Yi是控制變量；誤差項εi～N(0,σ2)。

四、實證分析

表2展示的是互聯(lián)網(wǎng)使用影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的估計結(jié)果。其中，第I列是互聯(lián)網(wǎng)使用對于家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)總體影響的估計，第II、III和IV列分別體現(xiàn)了互聯(lián)網(wǎng)三類用途影響家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的估計效果?？梢钥闯觯ヂ?lián)網(wǎng)使用變量的估計系數(shù)為0.9031，且在1%的水平上顯著，表明使用互聯(lián)網(wǎng)能正向促進(jìn)家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)。同時，對于互聯(lián)網(wǎng)的不同用途：互聯(lián)網(wǎng)工作、學(xué)習(xí)和社交均與家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的概率呈正相關(guān)，進(jìn)一步通過比較不同用途的估計系數(shù)可以看出，互聯(lián)網(wǎng)用途的不同對于家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的影響并不存在明顯的差異性，只是互聯(lián)網(wǎng)社交用途對于家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)促進(jìn)效果略為明顯。

此外，本文還考察了其他控制變量對于家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)， 年齡平方項的估計系數(shù)為負(fù)，表明隨著投資者年齡增加，其參與風(fēng)險資產(chǎn)的意愿先增加后減少，符合居民的生命周期；女性更愿意投資風(fēng)險資產(chǎn)；接受教育越多的家庭，投資風(fēng)險資產(chǎn)的可能性越大；生活幸福感越高的家庭更愿意配置風(fēng)險資產(chǎn)；而對未來信心程度較高的居民則會降低風(fēng)險資產(chǎn)的配置。

表2 互聯(lián)網(wǎng)使用影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的估計結(jié)果

變量名稱風(fēng)險資產(chǎn)投資IIIIIIIV互聯(lián)網(wǎng)使用0.9031***(0.0670)互聯(lián)網(wǎng)工作0.1385**(0.0134)互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)0.1232**(0.0139)互聯(lián)網(wǎng)社交0.1553***(0.0138)年齡0.0884***(0.01334)0.0778***(0.0135)0.0821***(0.0138)0.1058***(0.0141)年齡的平方-0.0006***(0.0001)-0.0006***(0.0001)-0.0006**(0.0001)-0.0008***(0.0001)性別-0.2134***(0.0537)-0.2438***(0.0529)-0.2177***(0.0526)-0.1933***(0.0531)婚姻0.0627(0.0839)0.0755(0.0827)0.0863(0.0824)0.0797(0.0826)受教育年限0.1100***(0.0081)0.1206***(0.0080)0.1236***(0.0080)0.1227(0.0079)主觀健康評價-0.0223(0.0255)-0.0261***(0.0249)-0.0244(0.0247)-0.0237***(0.0250)主觀幸福感0.0361**(0.1492)0.0363**(0.0146)0.0340**(0.0145)0.0345**(0.0147)對未來的信心-0.0865***(0.0295)-0.0934***(0.0288)-0.0919***(0.0287)-0.0890***(0.0291)住房狀況0.0529(0.0717)0.0394(0.0710)0.0326(0.0710)0.0544(0.0716)Pseudo R20.20780.18340.17550.1903觀測值7644764476447644

說明：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平，下同

根據(jù)上文的研究結(jié)論，可以認(rèn)為使用互聯(lián)網(wǎng)對家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)有顯著的正向影響，但是未考慮到互聯(lián)網(wǎng)使用與家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)之間可能存在內(nèi)生性的問題。具體來說，一方面參與風(fēng)險資產(chǎn)的家庭會傾向于去搜尋各種投資信息以及與人進(jìn)行溝通交流，而這些需求通過互聯(lián)網(wǎng)很容易獲得，故激勵了家庭更多使用互聯(lián)網(wǎng)；另一方面，可能存在一些無法觀測但是與互聯(lián)網(wǎng)使用情況相關(guān)的因素?；谏鲜鰞煞矫?，可能會造成估計結(jié)果存在一定偏差。故本文參考李旭洋[16]的做法，將互聯(lián)網(wǎng)對于家庭消費決策者的重要性作為工具變量，原因是只有對互聯(lián)網(wǎng)具有較高的重視程度，才可能去使用互聯(lián)網(wǎng)，滿足工具變量相關(guān)性的標(biāo)準(zhǔn)；另外，居民對于互聯(lián)網(wǎng)的重視程度不會直接影響家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)，符合工具變量外生性的選擇原則。

選擇互聯(lián)網(wǎng)的重要性作為工具變量后，然后再基于2SLS法進(jìn)行估計，表3給出了工具變量回歸的估計結(jié)果。結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的正向影響仍然十分顯著。此外，表3倒數(shù)第三行給出了Wald 檢驗結(jié)果，在1%的顯著性水平上說明了互聯(lián)網(wǎng)使用變量存在內(nèi)生性問題。此外，我們進(jìn)行弱工具變量識別檢驗，結(jié)果如倒數(shù)第二行所示：AR 值在1% 的水平上顯著，這也說明互聯(lián)網(wǎng)的重要性并不是弱工具變量。綜上所述，選擇互聯(lián)網(wǎng)重要性這一變量作為互聯(lián)網(wǎng)使用的工具變量是合理的，同時證明了互聯(lián)網(wǎng)使用對于家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)有促進(jìn)作用。

表3 工具變量回歸的估計結(jié)果

變量名家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與III互聯(lián)網(wǎng)使用1.1556***(0.0673)1.4981**(0.1165)控制變量否是Wald Test33.68***(0.0000)40.95***(0.0000)AR294.41***166.94***觀測值76447644

五、影響機制

根據(jù)前文的研究結(jié)論，已知互聯(lián)網(wǎng)的使用正向促進(jìn)家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)。但對于使用互聯(lián)網(wǎng)究竟是通過何種渠道影響家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)，其中的作用機理還不明了?；谇拔牡睦碚摲治雠c假設(shè)，下文將從“提升金融素養(yǎng)”“改善家庭收入”和“增強社會互動”三個方面對互聯(lián)網(wǎng)使用影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的理論機制進(jìn)行嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶嵶C檢驗。

(一)互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)、金融素養(yǎng)與風(fēng)險資產(chǎn)參與

由于互聯(lián)網(wǎng)的使用降低了居民學(xué)習(xí)金融知識和了解金融資訊的成本，那么，對于金融素養(yǎng)較低的居民，通過互聯(lián)網(wǎng)能方便快捷地學(xué)習(xí)到新的金融知識，提升自己的金融素養(yǎng)水平，有助于增加對風(fēng)險資產(chǎn)的認(rèn)知程度，進(jìn)而提高家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的概率。因此，本文引入“金融素養(yǎng)”這一變量，主要通過受訪者對于“利息”“物價水平”“風(fēng)險”三類問題回答結(jié)果來衡量，金融素養(yǎng)變量為正確回答的問題數(shù)目的總和，取值范圍為0～3。然后基于居民金融素養(yǎng)水平高低，劃分了金融素養(yǎng)水平很高、較高、較低以及很低四組，討論金融素養(yǎng)水平在互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)促進(jìn)家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)過程中產(chǎn)生了怎樣影響。

表4描述的是互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)對于不同金融素養(yǎng)水平居民參與風(fēng)險資產(chǎn)的影響效果。結(jié)果表明，因居民金融素養(yǎng)水平不同，互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)促進(jìn)家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的效果存在著明顯異質(zhì)性，主要表現(xiàn)為：第一，互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)變量在金融素養(yǎng)很低組別中并不顯著，說明金融素養(yǎng)很低的居民通過互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)并不能提升其家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的概率；第二，隨著居民金融素養(yǎng)的提高，互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)變量的估計系數(shù)逐漸較少。說明對于有一定金融素養(yǎng)基礎(chǔ)的居民，利用互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)，能夠顯著增加其家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的概率，并且該種促進(jìn)作用在金融素養(yǎng)較低的居民中更明顯，以上結(jié)論部分驗證了假設(shè)1的猜想。

表4 按金融素養(yǎng)水平分組考察互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的影響

變量名金融素養(yǎng)很低金融素養(yǎng)較低金融素養(yǎng)較高金融素養(yǎng)很高IIIIIIIV互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)0.0945(0.0712)0.0947***(0.0347)0.0733***(0.0263)0.0667***(0.0279)控制變量控制控制控制控制Pseudo R20.10050.11840.06300.0978觀測值5811254825471

(二)互聯(lián)網(wǎng)工作、家庭收入與風(fēng)險資產(chǎn)參與

研究表明，使用互聯(lián)網(wǎng)工作的居民的收入水平較高[17]，而高收入家庭能積累更多的財富，從而有能力參與風(fēng)險資產(chǎn)的配置。為了探究互聯(lián)網(wǎng)的使用是否通過提高家庭收入來影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與，本文引入“家庭收入”變量，并建立中介效應(yīng)模型，模型如下。

Risk_participatei=α1+α2Internet_worki+φZi+εi

(2)

lnIncomei=β1+β2Internet_worki+φZi+εi

(3)

Risk_participatei=γ1+γ2Internet_worki+γ3lnIncomei+φZi+εi

(4)

然后本文基于溫忠麟等[18]的“中介效應(yīng)檢驗”方法，探究互聯(lián)網(wǎng)工作促進(jìn)家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的作用機制。中介效應(yīng)模型的估計結(jié)果如表5所示，第I列是總效應(yīng)模型，和前文的結(jié)果一樣，互聯(lián)網(wǎng)工作對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)的參與有顯著促進(jìn)作用；第II列是對式(3)進(jìn)行的估計，可以發(fā)現(xiàn)，在1%的顯著性水平下，使用互聯(lián)網(wǎng)工作正向增加家庭的收入；第III列是對式(4)的估計結(jié)果，作為中介變量的家庭收入與家庭風(fēng)險資產(chǎn)的參與顯著正相關(guān)，且互聯(lián)網(wǎng)使用的估計系數(shù)相較于式(1)中的有所降低，驗證了中介效應(yīng)的存在。但需要明確的是，由于互聯(lián)網(wǎng)工作變量的估計系數(shù)仍然顯著，所以此處應(yīng)當(dāng)視為部分中介效應(yīng)，家庭收入只是使用互聯(lián)網(wǎng)工作影響家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的中介之一，與假設(shè)2相一致，即居民使用互聯(lián)網(wǎng)工作能增加家庭收入，進(jìn)而提高家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的意愿。

表5 中介效應(yīng)模型估計結(jié)果

(三)互聯(lián)網(wǎng)社交、社會網(wǎng)絡(luò)與風(fēng)險資產(chǎn)參與

互聯(lián)網(wǎng)社交平臺提供了家庭更多與他人交流的機會，擴(kuò)大了居民的社會網(wǎng)絡(luò)范圍，而社會網(wǎng)絡(luò)能夠通過促進(jìn)信息交流、口碑效應(yīng)顯著提高家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的概率，故為了探究互聯(lián)網(wǎng)社交能提升家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)概率是否是因為擴(kuò)大了家庭的社會網(wǎng)絡(luò)，本文引入“社會網(wǎng)絡(luò)”變量。參考以往文獻(xiàn)并結(jié)合CFPS問卷的特點，選取家庭年禮金支出的多少來體現(xiàn)家庭社會網(wǎng)絡(luò)的規(guī)模，并其取對數(shù)處理。表6展示的是加入社會網(wǎng)絡(luò)變量后，互聯(lián)網(wǎng)社交對于家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的影響結(jié)果，其中第Ⅰ列互聯(lián)網(wǎng)社交變量顯著為正，表明使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行社交能顯著增加家庭的社會資本，擴(kuò)大家庭的社會網(wǎng)絡(luò)；而第Ⅱ、Ⅲ列的結(jié)果表明，無論是否控制變量，互聯(lián)網(wǎng)社交與社會網(wǎng)絡(luò)交互項的估計系數(shù)均為正且十分顯著，說明互聯(lián)網(wǎng)社交、社會網(wǎng)絡(luò)與家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與之間的交互效應(yīng)存在，兩者的共同作用提高了家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的概率，驗證了假設(shè)3的猜想。

表6 社會網(wǎng)絡(luò)視角下互聯(lián)網(wǎng)社交對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的影響

變量名社會網(wǎng)絡(luò)風(fēng)險資產(chǎn)參與風(fēng)險資產(chǎn)參與IIIIII互聯(lián)網(wǎng)社交0.1795***(0.0214)0.0474*(0.0266)0.1561***(0.0301)互聯(lián)網(wǎng)社交*社會網(wǎng)絡(luò)0.0132*(0.0036)0.0090**(0.0036)控制變量控制不控制控制Adjust R20.0705Pseudo R20.06870.1070觀測值764476447644

六、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

基于2014年CFPS的數(shù)據(jù)，探究互聯(lián)網(wǎng)及其不同用途對家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的影響效果及作用機制，拓展了家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與行為的研究邊界。最終得到的研究結(jié)論如下：第一，互聯(lián)網(wǎng)使用能正向促進(jìn)家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)，同時對于互聯(lián)網(wǎng)的不同用途(互聯(lián)網(wǎng)工作、學(xué)習(xí)和社交)均與家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的概率呈正相關(guān)關(guān)系，但互聯(lián)網(wǎng)用途的不同對于家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的影響效果并不存在明顯的差異性；第二，金融素養(yǎng)很低的居民通過互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)并不能提升其家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的概率，對于有一定金融素養(yǎng)基礎(chǔ)的居民，互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)能夠顯著增加其家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的概率，并且隨著居民金融素養(yǎng)水平的提高，該種邊際促進(jìn)作用逐漸減少；第三，收入是使用互聯(lián)網(wǎng)工作促進(jìn)家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的中介之一，即居民使用互聯(lián)網(wǎng)工作能增加家庭收入，進(jìn)而提高家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的意愿；第四，使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行社交能顯著增加家庭的社會資本，擴(kuò)大家庭的社會網(wǎng)絡(luò)，且互聯(lián)網(wǎng)社交、社會網(wǎng)絡(luò)與家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與之間存在交互效應(yīng)，兩者的共同作用提高了家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的概率。

(二)建議

本文的結(jié)論表明，互聯(lián)網(wǎng)使用通過提升居民的金融素養(yǎng)、增加家庭收入以及擴(kuò)大社會網(wǎng)絡(luò)三個渠道，提高了家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的概率，這一結(jié)論也側(cè)面反映了中國目前仍存在的問題，如居民金融素養(yǎng)水平不高、家庭可支配收入不足等等。這些問題的存在阻礙了家庭對于風(fēng)險資產(chǎn)的參與，也不利于中國金融市場的發(fā)展壯大。第一，需要繼續(xù)大力推進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)建設(shè)與普及，鼓勵居民學(xué)會使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行學(xué)習(xí)、工作以及社交，降低家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的隱形門檻。第二，在互聯(lián)網(wǎng)的信息資訊或者產(chǎn)品介紹方面，相關(guān)部門也要加強監(jiān)督和管理，減少虛假、錯誤信息對投資者的誤導(dǎo)。第三，金融機構(gòu)也要積極開展金融教育，通過互聯(lián)網(wǎng)等創(chuàng)新型方式指導(dǎo)居民學(xué)習(xí)金融知識，進(jìn)而提高家庭對于風(fēng)險資產(chǎn)投資的認(rèn)知程度。第四，投資者也應(yīng)該基于自己在參與風(fēng)險資產(chǎn)過程中遇到的問題，積極主動地向金融機構(gòu)和親朋好友尋求幫助，既有助于擴(kuò)大社會網(wǎng)絡(luò)的規(guī)模，同時也能更理性參與風(fēng)險資產(chǎn)投資。