段軍山 邵驕陽

一、引言

家庭資產(chǎn)配置是家庭金融領域研究的重要問題(Campell，2006)。隨著我國經(jīng)濟高速發(fā)展，金融市場不斷發(fā)展，城鄉(xiāng)居民可支配收入和家庭財富也迎來了快速增長，家庭也越來越多地將財富配置到金融資產(chǎn)上。根據(jù)2017年中國家庭金融調(diào)查(CHFS 2017)的數(shù)據(jù)，全國家庭平均資產(chǎn)為137.4萬元，相比于2015年，增長了18.5%，在快速增長的家庭資產(chǎn)中，風險資產(chǎn)的增幅最大，高達38.2%。但總體上，我國家庭參與金融市場的比率仍較低，僅有不到12%的家庭持有金融風險資產(chǎn)，遠低于歐美等發(fā)達國家的比率；同時我國家庭持有的金融風險資產(chǎn)的平均水平也較低，僅為9.6萬元。我國家庭對金融資產(chǎn)的需求仍有很大的上升空間。黨的十八大報告提出要“多渠道增加居民財產(chǎn)性收入”，家庭合理配置金融資產(chǎn)，有助于擴寬家庭財產(chǎn)性收入渠道、增加金融市場資金供給、提高資源配置效率。因此，不論是從學術研究還是從金融發(fā)展的角度出發(fā)，探究影響家庭資產(chǎn)配置的因素都是一個重要的研究話題。

普惠金融可以定義為能有效和全方位地為社會所有階層和群體提供服務的金融體系(焦瑾璞等，2015)，自從“普惠金融”的概念引入到國內(nèi)，我國政府就給與了高度的關注，并對推進普惠金融發(fā)展做出了具體部署。過去幾年里，我國數(shù)字金融發(fā)展迅速，在全球產(chǎn)生很大的影響力(黃益平、黃卓，2018)。狹義的數(shù)字金融是指互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)利用數(shù)字技術開展的金融業(yè)務，但是在數(shù)字金融發(fā)展的過程中，出現(xiàn)了種種與普惠金融相悖的現(xiàn)象，如金融排斥和成本高企等(丁杰，2015)，而“數(shù)字普惠金融”，是指借助新型數(shù)字金融模式實現(xiàn)的普惠金融服務(郭峰等，2020)。當前，中國普惠金融的實踐與數(shù)字金融的創(chuàng)新發(fā)展顯示出很強的關聯(lián)性，以互聯(lián)網(wǎng)科技企業(yè)提供金融服務為代表的新型數(shù)字金融業(yè)務，通過信息化技術及產(chǎn)品創(chuàng)新，降低了家庭參與金融市場的成本，擴大了家庭選擇金融服務的范圍，數(shù)字金融已經(jīng)成為普惠金融的重要增長點。根據(jù)“北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)”，2011年我國各地級市數(shù)字普惠金融指數(shù)均值是49.4，到了2018年，這一指數(shù)的均值上升到230.5，數(shù)字普惠金融在近些年內(nèi)得到了快速的發(fā)展。與此同時，我國家庭對金融資產(chǎn)的需求也日益上升，我們需要研究，數(shù)字普惠金融的發(fā)展對家庭資產(chǎn)配置結構有著什么樣的影響。

本文使用2017年CHFS調(diào)查數(shù)據(jù)、北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)和中國城市統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，實證檢驗了數(shù)字普惠金融對家庭金融資產(chǎn)配置的影響，發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融能顯著提高家庭參與金融市場和股票市場的概率，提高配置風險資產(chǎn)和股票資產(chǎn)的比例。異質性檢驗發(fā)現(xiàn)對于城鎮(zhèn)地區(qū)的家庭和使用第三方支付的家庭中，數(shù)字普惠金融的促進效應更大。本文提出了這一影響的三條機制：數(shù)字金融降低了家庭參與成本、增加了金融可得性和擴寬了信息渠道。

本文邊際貢獻主要有以下三點：第一，以數(shù)字普惠金融發(fā)展為切入點，研究其對家庭金融市場參與和資產(chǎn)配置的影響，補充了現(xiàn)有的研究。數(shù)字金融是金融發(fā)展的一個重要方向，是落實普惠金融的重要落腳點，研究數(shù)字普惠金融對家庭資產(chǎn)配置的影響符合理論層面和實踐層面的需要。第二，本文基于文獻梳理和理論研究提出了數(shù)字普惠金融影響家庭金融行為的機制，并通過實證分析進行了檢驗。第三，進行了充實的實證檢驗，本文利用中國家庭金融調(diào)查、北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)和中國城市統(tǒng)計年鑒三種數(shù)據(jù)，在微觀層面和宏觀層面的數(shù)據(jù)上做出了穩(wěn)健完備的實證分析。

二、文獻綜述與理論機制

(一)文獻綜述

金融經(jīng)濟學通過嚴格的假設和周密的推理回答了投資者是否參與金融市場的問題：只要風險資產(chǎn)的期望回報率高于無風險利率，投資者就會愿意買入風險資產(chǎn)。然而，家庭的金融行為并不像經(jīng)典理論預測的那樣，相當一部分家庭不參與風險金融市場、不配置風險資產(chǎn)。經(jīng)典理論與家庭實際行為之間存在顯著的差異，形成了近年來被廣泛討論的金融市場“有限參與之謎”。這也是家庭金融領域的核心問題之一(Campbell, 2006)。但在現(xiàn)實中，家庭受到多種約束的限制，家庭間存在較大的異質性，影響家庭金融行為的因素也不止金融資產(chǎn)的風險和收益特征。理論與現(xiàn)實的差異與家庭的特征、經(jīng)濟環(huán)境和社會文化有關。金融素養(yǎng)是影響家庭參與金融市場的重要因素，豐富的金融知識有助于居民理解金融市場和金融產(chǎn)品的收益、風險等特征，減少了人們進行投資時的信息搜尋和信息處理成本(Hong et al.，2004)。同樣地，利用我國家庭數(shù)據(jù)，尹志超等(2014)發(fā)現(xiàn)金融知識的增加會推動家庭參與金融市場，并增加家庭在風險資產(chǎn)尤其是股票資產(chǎn)的配置。投資者所獲信息是不完全的，這會影響其投資決策，構成了投資的信息成本(郭士祺、梁平漢，2014)。Bonaparte and Kumar(2013)發(fā)現(xiàn)關注政治新聞更多的人更傾向于參與金融市場，投資的金融資產(chǎn)更多，這是因為他們積極關注政治新聞，增加了接觸金融新聞的機會，信息收集成本更低。Guiso et al.(1996)使用意大利的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，背景風險越多的居民，風險厭惡越高；而擁有社會養(yǎng)老保險會顯著提高我國家庭持有風險金融資產(chǎn)的可能性和風險金融資產(chǎn)比重(宗慶慶等，2015)。社交互動也會對家庭金融行為產(chǎn)生影響，Hong et al.(2004)發(fā)現(xiàn)社交互動能促進家庭參與股票市場，Brown et al.(2008)發(fā)現(xiàn)家庭所在社區(qū)平均持有股票水平影響家庭的股市參與。目前家庭金融領域的研究多從個人和家庭特征出發(fā)解釋家庭行為，較少有文獻從宏觀金融發(fā)展角度討論影響家庭金融行為的因素。

與本研究相關的另一支文獻是科技使用對家庭金融行為的影響。這一類文獻研究了科技進步，尤其是互聯(lián)網(wǎng)技術的進步如何影響家庭金融行為。Bogan(2008)發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)的使用能提高家庭參與股票市場的概率。Barber and Odean(2002)發(fā)現(xiàn)通過線上渠道交易股票的投資者的投資組合回報高。周廣肅、梁琪(2014)利用中國家庭數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用顯著增加了家庭投資金融風險資產(chǎn)市場的概率和持有風險資產(chǎn)的比例。這類文獻都指出互聯(lián)網(wǎng)的使用減緩了家庭面對的市場摩擦，降低了家庭參與金融市場的信息成本和參與成本。

近年來，我國數(shù)字普惠金融方興未艾，移動支付、余額寶等互聯(lián)網(wǎng)金融app功能已經(jīng)滲透進我國家庭日常生活中。依賴信息技術、大數(shù)據(jù)和云計算的數(shù)字金融在服務農(nóng)村居民和小微企業(yè)等弱勢群體方面具有天然的優(yōu)越性，進一步拓展了普惠金融的觸達能力和服務范圍，是我國普惠金融發(fā)展的重要源動力(郭峰等，2020)。Kumar and Muhota(2012)通過實證檢驗，發(fā)現(xiàn)了移動網(wǎng)絡及移動終端能夠很好的拓展金融的覆蓋率和利用效率。利用數(shù)字技術推動普惠金融發(fā)展是我國提出的重要理念。我國學者也就數(shù)字普惠金融發(fā)展做出相應的研究。易行健、周利(2018)發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融的發(fā)展顯著促進了居民消費，這種促進作用通過緩解流動性約束和便利居民支付兩種途徑來促進居民消費。傅秋子、黃益平(2018)研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字金融整體水平的提升減少了農(nóng)村生產(chǎn)性正規(guī)信貸需求概率，增加了農(nóng)村消費性正規(guī)信貸需求概率。謝絢麗等(2018)研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字金融的發(fā)展對創(chuàng)業(yè)有顯著的促進作用，對于城鎮(zhèn)化率較低的省份、注冊資本較少的微型企業(yè)有更強的鼓勵創(chuàng)業(yè)的作用。周雨晴、何廣文(2020)研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融發(fā)展促進了農(nóng)戶家庭參與金融市場的概率和配置風險金融資產(chǎn)的比例，而且當農(nóng)戶金融素養(yǎng)或智能化素養(yǎng)更高時，數(shù)字普惠金融發(fā)展對其金融市場參與和風險金融資產(chǎn)配置的影響更為強烈。但鮮有文章研究數(shù)字普惠金融發(fā)展對我國整體家庭金融資產(chǎn)配置結構的影響。

(二)數(shù)字普惠金融影響家庭資產(chǎn)配置的機制

多數(shù)家庭金融研究認為，家庭無法達到理論上的最優(yōu)風險資產(chǎn)配置比例的原因是家庭面臨很多約束，這些約束很難被理論刻畫、被數(shù)據(jù)捕捉到(Campbell，2006)。限制家庭參與金融市場的約束有很多：參與成本、金融可得性較低和信息成本等。本文認為數(shù)字普惠金融的發(fā)展正是緩解了部分家庭面臨的約束，降低了市場摩擦，從而促進家庭投資金融資產(chǎn)。因此，在理論層面，本文需要研究，數(shù)字普惠金融緩解了哪些約束，從而影響了家庭金融資產(chǎn)配置。

1.降低參與成本

數(shù)字普惠金融的發(fā)展降低了居民享受金融服務的時間成本和間接參與成本。參與金融市場的成本可以分為不同的類別：時間成本和金錢成本；一次性進入的固定成本(固定費用)和持續(xù)參與成本(交易費用)；直接參與成本和間接參與成本(金融素養(yǎng)和認知能力等)。參與成本較高是家庭不參與金融市場的主要原因(Peress，2005)，也是阻礙我國家庭參與金融投資的重要因素。在數(shù)字金融和互聯(lián)網(wǎng)技術尚未普及的時代，居民進行風險投資需要到相應的實體金融機構網(wǎng)點辦理業(yè)務，這需要花費時間成本，而數(shù)字金融很大程度上降低了時間成本。此外，數(shù)字普惠金融大大降低了間接參與成本，這一部分成本是居民參與金融市場時需要不斷提高金融素養(yǎng)和認知能力而帶來的成本，數(shù)字普惠金融不僅提供一個服務平臺，大數(shù)據(jù)技術的應用可以根據(jù)用戶特征向其推薦適合用戶的金融產(chǎn)品，彌補了一部分用戶在金融知識上的缺乏，從而促進了家庭的金融市場參與。

2.增加金融可得性

金融可得性是普惠金融要落實的重點，金融排斥也是阻礙我國居民機會均等地享受金融服務的一大難題，尹志超等(2015)研究發(fā)現(xiàn)金融可得性的提高對于家庭參與金融資產(chǎn)投資具有顯著促進作用。在數(shù)字金融普及之前，居民享受支付、投資等金融服務需要在實體金融機構辦理相應的手續(xù)，居民的金融需求受制于實體金融機構的金融服務供給。同時，我國區(qū)域發(fā)展差距大也導致了實體金融機構在地區(qū)之間的分布差異也比較大，經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的金融機構密度低，居民能接觸到的金融服務種類少、質量差，即使是有投資意愿的家庭也可能享受不到和高金融可得性地區(qū)居民一樣的金融服務，較低的金融可得性限制了家庭參與金融市場、合理配置風險資產(chǎn)。同時，傳統(tǒng)實體金融機構很難覆蓋小額金融需求。但是，數(shù)字普惠金融的發(fā)展降低了居民金融資產(chǎn)投資行為對于實體金融機構的依賴程度，通過智能設備和電子賬戶，過去受到金融排斥居民就可以享受到便利的支付、儲蓄和投資理財?shù)确?。?shù)字普惠金融將過去受到排斥的金融需求納入到現(xiàn)代金融服務中來，因此家庭參與金融市場的概率和配置風險資產(chǎn)的比例將會提升。綜上所述，數(shù)字普惠金融的發(fā)展提高了居民的金融可得性，從而促進了家庭的金融投資行為。

3.擴寬信息渠道

數(shù)字普惠金融能擴寬家庭信息渠道，幫助家庭做出合理的資產(chǎn)配置。在現(xiàn)實中做出金融決策時，家庭往往對金融產(chǎn)品和金融市場掌握的信息有限(郭士祺、梁平漢，2014)，難以實現(xiàn)最優(yōu)的資產(chǎn)配置，有時甚至因為信息不對稱而做出錯誤的金融決策。長期如此，家庭便傾向退出金融市場，不再配置風險資產(chǎn)。數(shù)字技術的發(fā)展彌補了家庭在信息渠道上的劣勢。首先，數(shù)字普惠金融服務為客戶提供了豐富的產(chǎn)品信息，家庭以往了解金融投資信息往往通過報紙、電視和社會互動等傳統(tǒng)渠道，在金融機構網(wǎng)點獲得的產(chǎn)品信息往往因區(qū)域而異。其次，基于數(shù)字技術和智能設備，數(shù)字金融擴寬了家庭了解金融產(chǎn)品的渠道，可供家庭選擇的投資產(chǎn)品大大豐富，減少了由信息不足帶來的市場摩擦對家庭金融投資的限制，進而促進了家庭對風險資產(chǎn)的配置。

根據(jù)以上分析，提出本文的研究假設：數(shù)字普惠金融發(fā)展會促進家庭參與金融市場、配置風險資產(chǎn)。

三、實證策略

(一)數(shù)據(jù)來源與變量選擇

本文實證部分所選擇的數(shù)據(jù)是西南財經(jīng)大學發(fā)布的中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(CHFS)、北京大學數(shù)字金融研究中心發(fā)布的數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)和中國城市統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，三者合并為一個數(shù)據(jù)集。本文實證中，家庭層面的變量來自CHFS，數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù)來自北大數(shù)字普惠金融指數(shù)，城市控制變量來自于中國城市統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)。本文將CHFS 2017數(shù)據(jù)、數(shù)字普惠金融指數(shù)2017年數(shù)據(jù)和2016年城市統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)匹配到地級市層面，合并為一個2017年的橫截面樣本，同時也考慮合并數(shù)字普惠金融指數(shù)2016年數(shù)據(jù)，用做穩(wěn)健性檢驗?？偨Y上述，本文采用2017年地級市層面數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù)，考察數(shù)字普惠金融發(fā)展對該地級市內(nèi)家庭金融資產(chǎn)配置的影響。

本文的變量選擇如下：

1.被解釋變量

本研究關注于家庭金融資產(chǎn)配置，被解釋變量有四個，分別是：家庭是否參與金融市場(Participant_Risk)、是否參與股票市場(Participant_Stock)、家庭持有風險資產(chǎn)比例(Proportion_Risk)和股票資產(chǎn)比例(Proportion_Stock)(尹志超等，2014)。這四個被解釋變量可分為兩個層面，金融市場參與和股票市場參與反映了家庭的投資選擇，風險資產(chǎn)比例和股票資產(chǎn)比例反映了家庭參與金融市場的深度。家庭持有金融資產(chǎn)中的風險資產(chǎn)視為金融市場參與，家庭持有股票視為股票市場參與，風險資產(chǎn)占比為風險資產(chǎn)比金融資產(chǎn)，股票資產(chǎn)占比為股票資產(chǎn)比金融資產(chǎn)。其中，風險資產(chǎn)主要包括:股票、基金、金融債券、企業(yè)債券、金融理財產(chǎn)品、金融衍生品、外匯、黃金等; 金融資產(chǎn)則包括:風險資產(chǎn)、股票賬戶現(xiàn)金、政府債券、活期存款和定期存款等。

2.核心解釋變量

核心解釋變量是“數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)”，這是一個多指標合成的總指數(shù)。為進一步研究數(shù)字普惠金融不同維度對家庭資產(chǎn)配置的影響，分別采用“覆蓋廣度”、“使用深度”和“數(shù)字化程度”三個一級指標進一步回歸。

3.控制變量

控制變量是其他影響家庭金融資產(chǎn)配置的因素。參考前人研究和影響家庭金融資產(chǎn)配置的因素，本文選擇戶主層面、家庭層面和地區(qū)層面的三類控制變量。受訪者個人層面的性別(Gender)、年齡(Age)、受教育年限(Edu)、婚姻狀態(tài)(Marry)、農(nóng)村戶口(Rural)、身體健康狀況(Health)、醫(yī)療保險(Insurance)；家庭層面的家庭總資產(chǎn)(Asset)和家庭成員數(shù)量(Member)；城市層面的人均GDP(GDP)和城市人口規(guī)模(Pop)。其中，受教育年限(Edu)是根據(jù)受訪者最高教育程度折算的；受訪者是已婚和再婚時，婚姻狀態(tài)(Marry)取值為1，否則為0；身體健康(Health)變量根據(jù)受訪者身體狀況選項上的選擇設定，如果受訪者選擇“不好”或“非常不好”，該變量取值為0，選擇“非常好”、“好”和“一般”時，該變量取值為1；如果受訪者擁有任意一種醫(yī)療保險，醫(yī)療保險(Insurance)取值為1，否則取值為0；家庭總資產(chǎn)(Asset)為家庭總資產(chǎn)的對數(shù)值；GDP為受訪者所在地級市人均GDP的對數(shù)值，Pop為受訪者所在地級市人口(以萬為單位統(tǒng)計)的對數(shù)值，選擇以上兩個地區(qū)控制變量旨在控制地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展(人均GDP)和地區(qū)規(guī)模(人口)的影響，數(shù)據(jù)來源于2017年中國城市統(tǒng)計年鑒。所有連續(xù)變量均作1%的縮尾處理。變量的詳細定義見表1。

(二)變量描述性統(tǒng)計和相關性分析

表3是對所有變量的描述性統(tǒng)計，包括平均值、標準差、最小值和最大值。在剔除樣本缺失值后，共獲得包含25531個個體的樣本。家庭金融市場參與(Participant_Risk)的平均值為0.11，說明在該樣本中僅有11%的家庭參與金融市場，持有風險資產(chǎn)；家庭股票市場參與(Participant_Stock)的平均值為0.06，該樣本中僅有6%的家庭參與股票市場，持有股票資產(chǎn)；風險資產(chǎn)持有比例(Proportion_Risk)的平均值為0.04，所有家庭持有的風險資產(chǎn)占所有金融資產(chǎn)比例為4%；股票資產(chǎn)持有比例(Proportion_Stock)平均值為0.02，所有家庭持有的股票資產(chǎn)占所有金融資產(chǎn)比例為2%。以上被解釋變量的描述性統(tǒng)計說明，我國家庭參與金融市場的比例不算高，持有的風險資產(chǎn)比例較低。數(shù)字普惠金融的平均值為232.73，標準差為24。性別(Gender)的平均值是0.79，說明在我國家庭中，多數(shù)戶主是男性；戶主受教育年限(Edu)平均值為9.02，年齡平均為58歲；多數(shù)家庭為已婚，戶主身體健康狀況較好，醫(yī)療保險覆蓋率較高。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

表2 變量描述性統(tǒng)計

表3 被解釋變量與核心解釋變量相關性分析

表4給出了被解釋變量和核心解釋變量的相關性分析?？梢钥闯觯膫€被解釋變量相關性較強，說明家庭中不同的資產(chǎn)配置選擇具有一定的關聯(lián)性。核心解釋變量數(shù)字金融指數(shù)、覆蓋廣度和使用深度與被解釋變量的正相關性較強，與上文理論分析相符，但對于兩者的因果關系，仍需實證檢驗。對核心解釋變量和控制變量進行VIF檢驗，結果表明，各變量VIF最大值均小于5，不存在嚴重多重共線性問題。

表4 數(shù)字普惠金融發(fā)展對家庭資產(chǎn)配置的影響

(三)實證模型構建

1.基準模型

本文被解釋變量“金融市場參與”和“股票市場參與”是二元離散變量，因此選擇Probit模型進行回歸，“風險資產(chǎn)占比”和“股票資產(chǎn)占比”是連續(xù)變量，但有大量家庭這兩個變量取值為0，是向左截尾數(shù)據(jù)，因此選擇Tobit模型進行回歸。

Probit模型設定如下：

Tobit估計方法中，因變量Proportion也由潛變量Proportion*決定。

2.解決內(nèi)生性問題

內(nèi)生性問題由反向因果、遺漏解釋變量和測量誤差造成，為了克服內(nèi)生性問題，本文采用工具變量法。參考謝絢麗等(2018)的研究，本文采用地級市層面的互聯(lián)網(wǎng)普及率作為數(shù)字普惠金融發(fā)展的工具變量。這一工具變量的度量方法如下：選擇2017年中國城市統(tǒng)計年鑒中互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)比上該地級市戶籍人口數(shù)，得到地級市的互聯(lián)網(wǎng)普及率。首先，這一工具變量滿足相關性。數(shù)字普惠金融通過互聯(lián)網(wǎng)實現(xiàn)，在一個地區(qū)的發(fā)展程度受到該地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及程度的限制，互聯(lián)網(wǎng)普及率高，該地區(qū)更可能數(shù)字普惠金融發(fā)展好，因此兩者具有一定的相關性。其次，在控制區(qū)域發(fā)展水平和個人特征后，互聯(lián)網(wǎng)普及率只通過影響數(shù)字金融發(fā)展來影響家庭金融資產(chǎn)配置，互聯(lián)網(wǎng)普及率滿足排他性。

四、實證結果及分析

(一)數(shù)字普惠金融發(fā)展對家庭資產(chǎn)配置的影響

下面進行數(shù)字普惠金融影響家庭金融資產(chǎn)配置的實證分析。表4給出了基準回歸模型。第(1)(2)列呈現(xiàn)了對家庭是否參與金融市場和參與股票市場的回歸結果，采用Probit模型，第(3)(4)呈現(xiàn)了對家庭風險資產(chǎn)比例和股票資產(chǎn)比例的回歸結果，采用Tobit模型。觀察所有回歸結果中數(shù)字普惠金融指數(shù)(Digital_Finance)的系數(shù)，都在1%的置信水平上顯著。第(1)列中，數(shù)字普惠金融的系數(shù)是0.0014，說明受訪家庭所在地級市的數(shù)字普惠金融指數(shù)每提高一單位，家庭參與金融市場的概率會提高0.14%。由于數(shù)字普惠金融指數(shù)的基數(shù)較大，所以這一邊際效應較小，考慮這一系數(shù)的經(jīng)濟意義：當數(shù)字普惠金融指數(shù)提高一個標準差時，家庭參與金融市場的概率會提高3.36%，與該樣本11%的金融市場參與率相比，這一數(shù)字具有顯著的經(jīng)濟意義，數(shù)字普惠金融的發(fā)展會提高家庭參與金融市場的概率。在第(2)(3)(4)列的回歸結果中，數(shù)字普惠金融指數(shù)每增加一個標準差，家庭參與股票市場的概率上升1.92%，家庭持有風險資產(chǎn)占比提高1.92%，家庭持有的股票資產(chǎn)占比提高1.20%。

在控制變量方面，本文發(fā)現(xiàn)年齡、農(nóng)村戶口和家庭成員與家庭金融市場參與、風險資產(chǎn)配置等負相關，年齡越大、農(nóng)村戶口的家庭和家庭成員多的家庭參與金融市場的概率越小，配置風險資產(chǎn)的比例越小。這可能因為居民年齡越大，對未來的生活擔憂越多，預防性儲蓄動機越強；農(nóng)村居民的各項社會保障和投資渠道不如城鎮(zhèn)居民，風險投資也就越少；家庭成員越多的家庭支出也越多，預防性儲蓄動機也越強，對風險投資的參與也越少。本文還發(fā)現(xiàn)居民的健康狀況、醫(yī)療保險和家庭總資產(chǎn)顯著正向影響家庭的金融市場參與和風險資產(chǎn)配置。地級市層面的控制變量中，人均GDP和城市人口數(shù)的系數(shù)不顯著。以上結果與前人研究結果基本一致。

(二)數(shù)字普惠金融子指數(shù)對家庭資產(chǎn)配置的影響

上文已論述，數(shù)字普惠金融的發(fā)展維度是多方面的，包括數(shù)字普惠金融的覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度，這三個方面度量了數(shù)字普惠金融的不同功能：覆蓋廣度反映了數(shù)字金融服務供給能在多大程度上保證用戶得到相應服務；使用深度反映了居民使用數(shù)字金融服務總量和活躍度；數(shù)字化程度反映了數(shù)字金融服務的低門檻優(yōu)勢。由此可以看出三個方面有所區(qū)別，應該分別考慮對家庭資產(chǎn)配置的影響。本文在主回歸模型中用三個子指數(shù)分別替換核心解釋變量Digital_Finance進入主模型回歸，得到的回歸結果如表5所示。

表5 數(shù)字普惠金融子指數(shù)對家庭資產(chǎn)配置的影響

表5的Panel A展示了數(shù)字金融覆蓋廣度對家庭資產(chǎn)配置的影響，可以看出在下列四個模型中，覆蓋廣度(Breadth)的系數(shù)為正，且均在1%的顯著性水平上顯著，說明該地區(qū)數(shù)字金融覆蓋范圍越廣，該地區(qū)家庭更可能參與金融市場和股票市場，配置更多的股票等風險資產(chǎn)。在經(jīng)濟意義上，考慮提高一個標準差的覆蓋廣度指數(shù)，家庭參與金融市場的概率會提高1.92%，股票市場參與概率會提高1.20%，風險資產(chǎn)配置比例會提高0.96%，股票資產(chǎn)配置比例會提高0.48%，經(jīng)濟意義顯著。不同于傳統(tǒng)金融通過機構網(wǎng)點和工作人員觸及客戶，數(shù)字金融的產(chǎn)品供給對每個客戶幾乎是相同的，數(shù)字金融觸及客戶的方式是通過開通電子支付賬戶來實現(xiàn)的，是否享受數(shù)字金融服務是客戶自身的選擇。開通電子支付賬戶的人數(shù)比例越大，該地區(qū)數(shù)字金融服務覆蓋面就越廣，從而促進家庭通過網(wǎng)絡參與金融市場。

Panel B展示了數(shù)字普惠金融使用深度對家庭資產(chǎn)配置的影響。在Panel B四個回歸模型中，使用深度(Depth)的回歸系數(shù)都為正，在1%的置信水平上顯著。使用深度子指數(shù)每提高一個標準差，家庭參與金融市場的概率提高2.16%，參與股票市場的概率會提高1.20%，風險資產(chǎn)配置比例提高1.20%，股票資產(chǎn)配置比例提高0.72%，這些效應都具有顯著的經(jīng)濟意義。這一結果說明數(shù)字普惠金融的使用深度對家庭金融市場參與和風險資產(chǎn)配置具有顯著的正向影響。一個地區(qū)使用各種類型數(shù)字金融服務人數(shù)越多、次數(shù)越多和交易金額越大，數(shù)字金融滿足居民金融需求越多，進而促進該地區(qū)家庭更易于參與金融市場。

Panel C展示了數(shù)字普惠金融數(shù)字化程度對家庭資產(chǎn)配置的影響。在Panel C四個回歸模型中，數(shù)字化程度(Digitization)的回歸系數(shù)均不顯著。數(shù)字化程度并不對家庭金融市場參與和風險資產(chǎn)配置產(chǎn)生積極影響。數(shù)字化程度反映了居民使用數(shù)字金融服務的便利性和低成本，體現(xiàn)了數(shù)字金融服務的低成本優(yōu)勢，這一優(yōu)勢主要體現(xiàn)在小微貸款和消費貸款上，有利于緩解居民的融資約束，而金融市場參與和風險資產(chǎn)配置屬于儲蓄上的決策，同時線上銷售的金融產(chǎn)品的交易費率并未大幅下降，所以數(shù)字化程度對家庭資產(chǎn)配置行為的影響不顯著。

從上述回歸結果和分析可以看出，數(shù)字普惠金融的不同方面對家庭資產(chǎn)配置產(chǎn)生了不同的影響，其中影響更為重要的是數(shù)字普惠金融的覆蓋廣度和使用深度，覆蓋廣度和使用深度兩者都正向影響家庭金融風險資產(chǎn)配置。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性檢驗

在解決內(nèi)生性問題上，參考謝絢麗等(2018)，本文采用地級市層面的互聯(lián)網(wǎng)普及率作為數(shù)字普惠金融發(fā)展的工具變量，采用兩階段工具變量Probit方法估計回歸方程的系數(shù)。

表6列(1)呈現(xiàn)了一階段回歸的結果，工具變量Internet的系數(shù)為正，且在1%的置信水平上顯著，說明互聯(lián)網(wǎng)普及率顯著正向影響數(shù)字普惠金融發(fā)展，一階段估計值F大于經(jīng)驗值16，排除弱工具變量的可能性?；ヂ?lián)網(wǎng)普及率是數(shù)字金融發(fā)展的前提，只有一個地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)普及率較高，數(shù)字金融才會有廣闊的發(fā)展空間，因此互聯(lián)網(wǎng)普及率正向影響數(shù)字普惠金融。表6的列(2)至列(5)呈現(xiàn)了工具變量二階段回歸結果，在正式解讀回歸結果之前，需要對核心解釋變量是否內(nèi)生進行Wald Test，檢驗結果在表6下方。內(nèi)生性的Wald Test用來檢驗普通Probit模型，與工具變量的IV-Probit模型之間是否存在系統(tǒng)差異。列(2)至列(5)的結果表明，Wald Test Chi2依次為0.20、14.41、0.02、13.26，p值分別為0.6553、0.0001、0.8861、0.0003，(2)(4)列的結果說明無法在5%的置信水平上拒絕核心解釋變量Digital_Finance是外生變量的假設，上文已論述核心解釋變量Digital_Finance是宏觀地級市層面數(shù)據(jù)，家庭風險資產(chǎn)配置是微觀家庭層面數(shù)據(jù)，兩者之間存在反向因果的可能性不大。同時本文在模型中控制了多個控制變量，包括個人層面、家庭層面和地區(qū)層面，遺漏變量的問題得到大大緩解，這可能是Wald Test無法拒絕原假設的原因。但是(3)(5)列的結果說明可以在5%的置信水平上拒絕核心解釋變量Digital_Finance是外生變量的假設，這說明在對家庭股票參與率和股票資產(chǎn)占比的回歸中，數(shù)字普惠金融變量是內(nèi)生的，這可能是因為股票投資行為與數(shù)字金融的內(nèi)生性更強。本文以地級市層面的互聯(lián)網(wǎng)普及率作為工具變量可以緩解內(nèi)生性，工具變量回歸的系數(shù)依然是顯著為正的，這說明緩解內(nèi)生性問題后，數(shù)字普惠金融依然能夠正向影響家庭參與股票市場和配置股票資產(chǎn)。

表6 采用工具變量法的回歸結果

2.穩(wěn)健性檢驗

穩(wěn)健性檢驗的目的是驗證實證結果的一致性和穩(wěn)健性，常見的穩(wěn)健性檢驗方法有更換變量、更換模型回歸等。本文分別采用更換核心解釋變量為滯后一期變量和更換回歸模型為OLS的方法進行穩(wěn)健性檢驗。

本文的被解釋變量有四個，可分為參與市場和參與深度兩個層次，對于家庭資產(chǎn)配置不同方面的刻畫較為詳細，所以無需更換被解釋變量。本文將核心解釋變量數(shù)字普惠金融指數(shù)滯后一期回歸，即采用2016年的指數(shù)，滯后一期的變量外生性更強。表7的Panel A展示了回歸的結果，四個回歸結果中數(shù)字普惠金融指數(shù)的系數(shù)均在5%的水平上顯著，表明數(shù)字普惠金融正向影響家庭金融市場參與和風險資產(chǎn)配置資產(chǎn)，數(shù)值大小與主回歸模型基本一致。表7的Panel B采用OLS回歸方法?；貧w結果表明，數(shù)字普惠金融的邊際效應均在1%的顯著性水平上顯著，與主回歸模型的結果基本一致。

表7 穩(wěn)健性檢驗回歸結果

3.采用地級市層面數(shù)據(jù)回歸

實證回歸的主要變量在統(tǒng)計層面上對等也是實證中要考慮的重要因素。在前文的研究中已經(jīng)提到，數(shù)字普惠金融水平是地級市層面的，家庭資產(chǎn)配置是家庭層面的行為，核心解釋變量與被解釋變量層面不對等可能會給研究結果造成偏誤，因此本部分穩(wěn)健性檢驗計算了地級市層面的家庭金融市場、股票市場參與比例和風險資產(chǎn)、股票資產(chǎn)的配置占比，計算方法為對CHFS 2017中相同地級市的樣本求平均，得出地級市層面數(shù)據(jù)。由于變量含義變?yōu)樵摰丶壥械募彝⑴c金融市場比例和持有風險資產(chǎn)比例，兩類變量都是刪截數(shù)據(jù)(consored)，所以本部分的回歸模型都采用Tobit模型，核心解釋變量仍是數(shù)字普惠金融指數(shù)Digital_Finance，另外加入了地級市層面的GDP、人均GDP、人均貸款余額和地區(qū)人口作為控制變量，數(shù)據(jù)來源于中國城市統(tǒng)計年鑒2016年數(shù)據(jù)，為保證外生性，故選擇滯后一期的變量。表8展示了回歸結果。Digital_Finance的系數(shù)均為正，在5%的顯著性上顯著。數(shù)字普惠金融的發(fā)展對于提高該地區(qū)參與金融市場的家庭比例和家庭配置風險資產(chǎn)占比，具有顯著的正向影響。

表8 數(shù)字普惠金融發(fā)展對家庭資產(chǎn)配置的影響(地級市層面)

4.異質性檢驗

下面進行異質性檢驗。首先考慮數(shù)字普惠金融對家庭資產(chǎn)配置在農(nóng)村家庭和城市家庭之間的不同影響。我國農(nóng)村金融需求一直以來難以滿足(傅秋子、黃益平，2018)，相較于城市地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)金融服務成本高、非正式金融活動多、農(nóng)村家庭儲蓄渠道少。數(shù)字普惠金融的發(fā)展給予了農(nóng)村家庭更多的投資渠道和機會，只需要智能手機和電子賬戶，就能享受到豐富的金融服務，數(shù)字金融也被視為促進農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展的一個重要發(fā)力點。同時也要認識到，雖然在供給側，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)居民提供了均等的金融服務，但是數(shù)字金融需求依賴于對智能設備的使用、對互聯(lián)網(wǎng)的熟悉程度等因素。平均來看，農(nóng)村家庭互聯(lián)網(wǎng)和智能設備普及率不如城鎮(zhèn)家庭，因此對數(shù)字普惠金融的利用可能不如城鎮(zhèn)家庭，數(shù)字普惠金融也會拉大城鄉(xiāng)參與金融市場的差距。具體哪一類效應更占優(yōu)勢，需要進行實證檢驗。本文采用在主回歸模型中加入數(shù)字普惠金融(Digital_Finance)與農(nóng)村戶口(Rural)的交乘項進行回歸，回歸結果如表9的Panel A所展示。Digital_Finance的系數(shù)均在1%的置信水平上顯著為正。這一系數(shù)顯著為正，說明數(shù)字普惠金融對于城鎮(zhèn)家庭的風險資產(chǎn)配置具有正向影響。交乘項系數(shù)度量了數(shù)字普惠金融影響資產(chǎn)配置在農(nóng)村家庭與城鎮(zhèn)家庭間的差異，如Panel A列(1)至列(4)所示，交乘項系數(shù)均在1%的置信水平上為負，說明在農(nóng)村家庭中，數(shù)字普惠金融對家庭資產(chǎn)配置的影響要顯著低于城鎮(zhèn)家庭?？偟膩碚f，數(shù)字普惠金融對農(nóng)村家庭參與金融市場和配置風險資產(chǎn)有正向影響，但這一效應小于城鎮(zhèn)家庭，數(shù)字普惠金融并沒有彌補城鄉(xiāng)的金融市場參與差距，而是擴大了這一差距。

接著考慮是否使用第三方支付的異質性。以支付寶為例，電子支付也是支付寶最基礎的功能，通過使用電子支付，居民可以進一步使用數(shù)字金融的其他服務，如購買風險資產(chǎn)等，因此使用第三方支付是居民通過數(shù)字金融服務參與金融市場的一個必要的條件。對于不使用第三方支付的居民，數(shù)字普惠金融對其參與金融市場的影響可能很小。CHFS 2017中有問題詢問居民是否使用第三方支付，若使用，定義變量TP=1，否則為0，在主回歸模型中加入數(shù)字普惠金融(Digital_Finance)與是否使用第三方支付(TP)的交乘項進行回歸，回歸結果如表9的Panel B展示?？梢钥闯?，四個回歸模型中，數(shù)字普惠金融系數(shù)均為正，且在5%的置信水平上顯著，說明對于不使用第三方支付的居民，數(shù)字普惠金融促進其參與金融市場和購買風險資產(chǎn)，但這一影響較弱。數(shù)字普惠金融與第三方支付的交乘項在四個回歸結果中都為正，且在1%的置信水平上顯著，相比較于不使用第三方支付的居民，數(shù)字普惠金融發(fā)展對于使用第三方支付的居民參與金融市場和購買風險資產(chǎn)具有顯著的正向影響。使用第三方支付為居民享受更多的數(shù)字金融服務提供了便利，所以正向調(diào)節(jié)了數(shù)字普惠金融影響家庭金融市場參與和資產(chǎn)配置的主效應。

表9 異質性檢驗回歸結果

(四)機制檢驗

本文提出的三個影響機制：數(shù)字普惠金融降低了家庭的參與成本、增加了家庭的金融可得性、擴寬了家庭的信息渠道。以上三個渠道較難找到合適的中介變量進行度量，因此考慮采用交乘項檢驗的方式，間接地檢驗影響機制。本文對于機制檢驗的設計如下：找到能區(qū)分家庭參與成本、金融可得性和信息渠道的變量，然后該變量與數(shù)字普惠金融的交乘項和該變量進入到計量模型中回歸。在這種間接的檢驗方式中，我們希望在高參與成本、低金融可得性、信息渠道窄的家庭中看到，數(shù)字普惠金融的影響比相應對照組家庭更大，以此來支持我們對數(shù)字普惠金融降低家庭參與成本、增加金融可得性和擴寬信息渠道的論述。

首先考慮降低參與成本的機制檢驗。上文理論分析部分已分析，數(shù)字普惠金融降低參與成本主要是降低了時間成本和間接成本，其中間接成本是受限于金融素養(yǎng)和認知能力，居民需要為參與金融市場付出的成本，包括學習金融知識、了解市場形勢所花費的時間和金錢。金融知識會影響家庭的金融市場參與和資產(chǎn)選擇，豐富的金融知識有助于居民理解金融產(chǎn)品的收益、風險等特征，減少信息搜尋和處理成本(尹志超等，2014)。因此，本文選擇金融知識來區(qū)分參與成本。相比于傳統(tǒng)的金融網(wǎng)點，數(shù)字金融可得性更高，信息的提供更全面，如果居民具有良好的金融素養(yǎng)，那么他可以較快較好的利用數(shù)字普惠金融的優(yōu)勢，配置更多的金融風險資產(chǎn)。因此，在主回歸模型中加入數(shù)字普惠金融(Digital_Finance)與金融知識高低(FK)的交乘項進行回歸，CHFS 2017中有九道問題考察受訪者金融知識，分別從利率計算、通貨膨脹和投資風險角度考察，本文按答對數(shù)目來度量受訪者金融知識，規(guī)定答對數(shù)高于中位數(shù)的為高金融知識人群，F(xiàn)K賦值為1，否則為0，回歸結果如表10 Panel A展示。四個回歸模型中數(shù)字普惠金融的系數(shù)均顯著。列(1)(2)中交乘項的系數(shù)顯著為正，說明相比于金融知識較低的人群，數(shù)字普惠金融對于高金融知識人群參與金融市場和股票市場的促進作用更大。雖然這一結果不能有力支持我們對參與成本機制的論述，但是核心解釋變量的系數(shù)顯著，表明對于低金融知識人群，數(shù)字普惠金融能顯著提高他們的金融市場參與概率和風險資產(chǎn)配置比例。數(shù)字金融彌補了金融知識不足的劣勢，降低了低金融知識人群的參與成本。列(3)(4)中交乘項的系數(shù)不顯著，數(shù)字普惠金融對風險資產(chǎn)比例的促進作用在兩類人群中沒有顯著差異。數(shù)字普惠金融對金融知識低、參與成本高的家庭參與金融市場、配置風險資產(chǎn)有著顯著的正向影響。

其次考慮增加金融可得性的機制檢驗。在傳統(tǒng)金融服務中，一個地區(qū)的人均金融機構網(wǎng)點數(shù)和金融從業(yè)者數(shù)量在平均意義上影響了家庭能享受到金融服務的質量和種類，金融從業(yè)者占比越多的地區(qū)，家庭的金融可得性越高，享受到優(yōu)質金融服務的可能性越大。因此本文將金融從業(yè)者占比定義為金融可得性的代理變量，利用2016年中國城市年鑒計算出金融從業(yè)者占總人口之比，若地級市金融從業(yè)者占比高于中位數(shù)，定義金融可得性變量(Access)為1，金融從業(yè)者占比低于中位數(shù)，定義金融可得性(Access)為0。在主回歸模型中加入數(shù)字普惠金融(Digital_Finance)與金融可得性(Access)的交乘項進行回歸，回歸結果如表10 Panel B所示。可以看出，列(1)至列(4)中，Digital_Finance均大于0，且在1%的顯著性水平上顯著，說明對于低金融可得性城市的家庭，數(shù)字普惠金融發(fā)展對家庭金融市場參與和風險資產(chǎn)配置有著積極影響。在列(1)(2)中，交乘項的系數(shù)顯著為負，說明相比較于高金融可得性城市的家庭，數(shù)字普惠金融促進家庭參與金融市場的積極作用，在低金融可得性城市的家庭中更大，從側面反映出數(shù)字普惠金融增加了這些家庭的金融可得性。在列(3)(4)中，交乘項的系數(shù)不顯著，數(shù)字普惠金融增強了家庭的金融可得性，為其參與金融市場提供了便利，但并沒有提高家庭投資風險資產(chǎn)的比重。

最后考慮擴寬信息渠道的機制檢驗。社會互動是影響家庭參與金融市場的一個重要渠道(郭士祺、梁平漢，2015)。數(shù)字普惠金融彌補了一些家庭信息渠道狹隘的弱勢，通過為家庭提供眾多金融市場產(chǎn)品信息，促進家庭參與金融市場。受限于數(shù)據(jù)可得性，本文采用每月通信費用支出作為社會互動的代理變量。CHFS 2017中有問題(G1009)詢問：“您家去年平均每個月使用電話、 手機等通信費、有線電視費、上網(wǎng)費共有多少”，該問題搜集到的數(shù)據(jù)定義為“每月通信費用”，令每月通信費用高于中位數(shù)的賦值社會互動(Social)為1，否則為0。在主回歸模型中加入數(shù)字普惠金融(Digital_Finance)與社會互動(Social)的交乘項進行回歸?；貧w結果如表10 Panel C所示。可以看出，列(1)至列(4)中，Digital_Finance均大于0，且在1%的顯著性水平上顯著，數(shù)字普惠金融對于低社交互動家庭配置風險資產(chǎn)的正向影響是顯著的，數(shù)字普惠金融緩解了信息渠道狹隘的負面影響。交乘項的系數(shù)均顯著為正，對于通信費用支出較高的家庭，數(shù)字普惠金融促進金融市場參與和風險資產(chǎn)配置的積極影響更強。雖然交乘項的系數(shù)為正，不能有力支持本文對信息渠道機制的論述，但主回歸系數(shù)相比于交乘項較大，這說明在低通信費用支出的家庭中，數(shù)字普惠金融仍存在顯著的、具有經(jīng)濟意義的影響。

表10 機制探索回歸結果

五、結論與建議

本文從家庭“有限參與金融市場”之謎出發(fā)，以宏觀地級市層面的數(shù)字普惠金融發(fā)展為切入點，分別從理論分析和實證研究的角度分析了數(shù)字普惠金融對家庭金融資產(chǎn)配置的影響，得到的主要結論有：數(shù)字普惠金融發(fā)展能顯著促進家庭參與金融市場、提高家庭配置風險資產(chǎn)的比例；數(shù)字普惠金融子指數(shù)覆蓋廣度和使用深度的影響更顯著，數(shù)字化程度的影響不顯著；在排除了內(nèi)生性問題后，本文做了解釋變量滯后一期、更換回歸模型為OLS、用地級市層面數(shù)據(jù)回歸的穩(wěn)健性檢驗，結果與主回歸模型一致，說明本文的主要結論是穩(wěn)健可靠的；異質性檢驗發(fā)現(xiàn)在城鎮(zhèn)地區(qū)的家庭和使用第三方支付的家庭中，數(shù)字普惠金融促進參與金融市場、配置風險資產(chǎn)的效應更顯著。機制分析表明，降低參與成本、增加金融可得性和擴寬信息渠道是數(shù)字普惠金融的三條作用機制。

本文提出以下三條政策建議：第一，穩(wěn)步推進數(shù)字金融發(fā)展。在本文中，數(shù)字普惠金融指數(shù)基于移動支付平臺(支付寶)的數(shù)據(jù)編制，體現(xiàn)了大型互聯(lián)網(wǎng)公司開展的金融服務對家庭部分金融需求的滿足。但從政府層面出發(fā)，作為信息中介的互聯(lián)網(wǎng)公司開展金融業(yè)務缺乏相應監(jiān)管，風險較大。發(fā)展數(shù)字金融，互聯(lián)網(wǎng)公司不應成為主體，應努力推動傳統(tǒng)金融機構開展數(shù)字金融業(yè)務，利用大數(shù)據(jù)、云計算等互聯(lián)網(wǎng)技術，降低金融業(yè)務成本和服務門檻，為家庭帶來更安全便利的金融服務，這是將普惠金融與數(shù)字金融結合的應有之意。第二，應努力滿足家庭合理的金融需求。家庭投入長期穩(wěn)定的資金是資本市場深化改革成功的必要條件，家庭穩(wěn)定持有風險資產(chǎn)、獲得財產(chǎn)性收入是實現(xiàn)家庭福利最大化的必要條件。本文發(fā)現(xiàn)我國家庭參與金融市場、配置風險資產(chǎn)的比例仍較低，存在較高的發(fā)展空間，因此，政府應逐步提升居民金融素養(yǎng)和風險意識，緩解家庭金融排斥和信貸約束，建設透明、高效、公正的多層次資本市場，為家庭參與金融市場提供良好的金融環(huán)境。第三，堅持發(fā)展普惠金融。發(fā)展普惠金融，是我國全面建成小康社會的必然要求。本文實證研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融發(fā)展促進低經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)的家庭參與金融市場的效應更顯著，對城鎮(zhèn)家庭的效應更顯著，說明在不同發(fā)展水平地區(qū)之間、城鄉(xiāng)之間，金融服務仍存在差距，因此政府和金融機構應堅持提供普惠、平等的金融服務，將更多家庭納入到金融市場中來。