生 晗

（南京农业大学金融学院，江苏南京 210095）

1 引言

在我国，互联网技术逐渐应用到人们的日常生活和经济社会发展的方方面面，成为引导我国经济转型和增长的重要动力。根据相关数据显示：截至2018年底，我国网民规模约为8.29亿人次，其中手机网民规模约为8.17亿，互联网普及率达59.6%，比全球平均水平高2.6个百分点。由此可以看出我国网民数量不断提高，互联网逐渐成为人们生活中不可或缺的信息渠道和交流平台，并潜移默化的改变着人们的生产生活方式。

在家庭资产配置方面，我国家庭的金融市场参与度与发达国家相比还有较大的差距，当前中国家庭的资产配置主要集中在房产和无风险资产（包括现金和存款）上，对金融市场的参与强度和广度不够。根据2017年中国家庭金融调查报告显示：在我国家庭金融资产中，存款所占比例最高，约为57.75%，其次是现金余额，约为17.93%，而股票、基金、金融理财产品总计约占21.97%，其他金融衍生品、黄金等风险投资占比不足4%。金融市场的“有限参与”的问题，抑制了我国家庭财产性收入的提高，也阻碍了我国金融市场的健康发展。

综上，当前世界进入了“互联网+”的时代，相比于传统媒体，互联网可以极大的降低信息传播的成本，使互联网用户能最大程度发挥主观能动性，有目的地搜索所需要的信息。高效的信息查询、获取渠道不仅使个体的信息需求得到心理上的满足，还能减少了认知上的不确定性。由于互联网平台信息量大，投资者可以通过使用互联网进行社会性学习，进一步提高信息吸纳和处理能力，有利于促进家庭金融资产的投资。基于以上现实情况，本文提出如下科学问题：在互联网发展的大背景下，互联网使用情况是否会影响家庭风险资产配置？对于家庭风险资产市场参与度和强度具体有什么样的影响？

2 理论分析与假说提出

无论是国内还是国外针对家庭资产配置的影响因素研究都已经很详细了，从投资者个体特征出发，学者研究发现年龄、性别、婚姻、教育背景、金融素养、认知能力（孟亦佳，2014）等均对家庭资产配置产生影响。从家庭资产与财富水平出发，许多学者研究发现家庭房产数量、住房贷款、房地产价格、家庭财富水平高低、劳动收入的波动性也会对家庭风险资产投资产生直接的影响。而从宏观角度来讲，经济发展水平、货币政策、通货膨胀率和汇率这四者与我国家庭各项金融资产总量有长期均衡关系。

但是以往的研究大多没有关注互联网技术的发展对于家庭资产配置的影响，互联网技术对于家庭资产配置的影响可能存在于以下两个方面：一方面，互联网作为一种信息媒介，可满足人们信息搜寻的需求，降低投资者信息获取成本，降低信息不对称性，进而影响投资者的投资行为。缺乏相关信息渠道是阻止家庭参与金融市场投资的重要原因之一（Hong等，2004)。通过网络投资者可以通过线上的即时沟通获得大量的投资信息，而不再仅仅依靠家人、朋友及金融分析师的建议（Barber&Odean，2001）。信息传播成本对于信息传播的规模及投资者金融投资信息可得性呈负相关关系（Guiso和Jappelli，2005）。而互联网技术的发展，降低了信息传递的成本，扩展了信息可得的边界，人们可以通过即时的搜索获取金融投资信息。

另一方面，互联网提高了社会互动效率，通过频繁的社会互动投资者既可以获得大量的投资信息也可以通过社会性学习提高自身金融素养，进而影响到投资选择。在中国，社会互动对家庭股票投资或其他投资行为有显著的正向影响，邻里股市投资获利和亏损的案例可能带来示范效应，或促进或阻碍了家庭参与股市投资（李涛，2006a；周铭山等，2011）。刘宏、马文瀚（2017）运用2010年的CFPS数据研究发现互联网线上社会互动显著促进了家庭的证券投资参与和房产投资参与，其影响程度和显著程度均高于已有文献所关注的线下面对面社会互动。社会互动较多的社区其投资者参与股票市场的可能性越高（Brown等，2008）。而互联网作为一个信息交流平台，可以有效提高社会互动效率。从互联网使用角度出发，周广肃、梁琪（2018）运用2010年及2014年CFPS数据，以“家庭送出礼金对数值”为衡量社会互动的指标，研究发现互联网使用确实通过增强人们的社会互动水平从而提高了风险金融投资的参与率。互联网突破了时间、空间的限制，运用技术手段促进了社会互动，提高了信息交换和社会性学习的效率，使得人们能够更加迅速的通过人与人的交流获得相关投资信息，对于家庭风险资产配置具有重要的意义。

基于对于以往文献的梳理，我们发现对于家庭投资者来说，互联网使得信息传播与人际互动突破了地理与时间限制，人际互动模式也因此发生巨大变化。通过使用互联网个人不仅可以获得专业的投资信息，也可以通过线上互动及时与其他投资者交流，提高信息交换效率，在一定程度上降低了股票、债券、基金外汇等金融产品的交易信息获取成本，从而影响家庭的风险资产配置行为。基于以上分析，提出本文研究假说1和假说2：

假说1：互联网使用能够提高家庭风险资产投资参与度，使用互联网相较于不使用互联网的家庭参与金融市场参与度更高。

假说2：互联网使用能够提高家庭金融产品投资强度。

3 数据来源、变量与模型设置

3.1 数据来源与样本选择

本文数据来源于2017年中国家庭金融调查（CHFS）数据，2017年第四轮调查样本覆盖全国29个省（自治区、直辖市），355个县（区、县级市），1428个村（居）委会，为保证数据的完整性及分析的准确性，本文仅选取2017年新受访家庭户为样本，剔除户主年龄在21岁以下和90岁以上的样本家庭，删除缺失值和极端值后共选取了7152户家庭为研究对象。

3.2 变量选择和定义

3.2.1 被解释变量。本文的被解释变量有两个，一个为家庭是否参与风险资产投资，另一个为家庭风险资产占总金融资产（风险资产与非风险资产的加总）的比重。本文定义股票、基金、债券、金融衍生品、非人民币资产和黄金为风险资产，现金、活期存款、定期存款、股票账户现金余额为非风险资产。如果家庭购买了上述风险资产则定义其参与风险资产投资，没有则相反。

3.2.2 解释变量。本文的核心解释变量为家庭是否使用互联网。根据受访者对问卷中“您使用过互联网吗？”的回答，将回答“是”的家庭定义为1，回答“否”的家庭定义为0。

3.2.3 控制变量。基于已有文献，本文主要从户主特征，家庭特征及地区特征选取控制变量，具体变量说明见表1。

表1 变量描述性统计表

3.3 模型构建

首先，本文通过Probit模型研究互联网使用对于家庭参与风险资产投资的影响。

（1）式中，u～N（0，σ2）。Y是哑变量，等于1表示家庭参与风险资产投资，0表示家庭不参与风险资产投资，Internet为衡量该家庭互联网使用的变量，主要包括是否使用互联网，X是控制变量，主要包括户主、家庭和地区层面的控制变量。

由于风险资产占总金融资产的比重是截断的，因此，本文使用Tobit模型进一步估计互联网对金融产品配置的影响。Tobit模型如下：

Y表示被解释变量风险资产占总金融资产的比重；y*表示被解释变量大于0的部分；Internet是关注互联网使用的变量；X是控制变量，主要包括户主、家庭和地区控制变量。

4 实证结果与分析

4.1 基准模型回归结果

表2第（1）给出了给出了互联网使用对于家庭是否进行风险资产投资的回归结果，在控制了所有可能影响到家庭风险资产配置的其他因素后，结果显示家庭使用互联网对其参与风险资产投资具有正向影响，该影响在1%的水平上显著，即使用互联网的家庭比不使用互联网的家庭参与风险资产投资的可能性更大。第（2）列给出了互联网使用对于家庭风险资产占总金融资产比重的回归结果，结果显示，家庭使用互联网将提高风险资产在总金融资产中的比重，使用互联网的家庭将更多的资金配置到股票、债券、基金和金融衍生品等风险资产上，降低了现金及银行存款在家庭金融资产中的比重。

从户主个体特征看，与以往研究不同，男性户主对家庭是否参与风险资产投资和参与强度呈负向影响，可能的原因是男性户主的家庭负担较重，对于投资相对来说更加谨慎。户主的年龄对风险资产投资的影响为倒“U”型，即随着户主年龄的增加，家庭参与风险资产投资的概率和参与强度先上升后下降的趋势。除此之外，户主的风险偏好、受教育年限均对家庭风险资产投资产生正向影响。

从家庭及地区特征来看，家庭是否拥有房产对于家庭风险资产投资并无显著影响；家庭总收入对其则产生正向影响，即家庭收入越高家庭参与风险资产投资的强度越大；家庭人口规模较大的家庭由于家庭生活负担较重，其参与风险资产投资的可能性及强度均较低。农村家庭相较于城镇家庭在风险资产投资上投入的比重较低，东部地区由于经济较为发达，家庭参与股票、基金等的投资及强度较中西部家庭较高。

表2 互联网使用对于家庭风险资产投资参与度及占比影响

4.2 内生性处理

互联网使用变量可能存在内生性问题。首先，家庭可能在进行股票、基金、债券投资过程中学习利用互联网获取相关信息，因此互联网使用与家庭风险资产投资之间可能存在双向因果关系。其次，遗漏变量问题也可能会导致对互联网实际作用的偏误估计，因为互联网使用还会受到地区互联网普及程度、网络基础设施建设情况等因素的影响。

针对上述内生性问题，本文参考周广肃等（2018）的做法，选择“同一地区、同一小区平均上网比例”作为互联网使用的工具变量。首先，同一地区平均上网人数的多少，一方面反映了地区互联网基础设施建设水平，另一方面，小区平均上网比例并不会对该家庭的风险资产配置情况产生直接影响。一般来说F值大于10%偏误水平下的临界值为16.38（Stock&Yogo，2005）。下表列（1）、（2）中报告的一阶段 F估计值为436.58，说明不存在弱工具变量问题，选择“同一地区、同一小区平均上网比例”作为工具变量是合适的。

从表3第（1）列的回归结果可以看出，互联网使用对于家庭风险资产投资参与度的边际效应为1.036，仍在1%的水平上显著，户主、家庭及地区控制变量与基准回归模型基本保持一致。此外，工具变量回归的估计系数显著提高，说明基准回归低估了互联网使用对于促进家庭参与风险资产投资的作用。从表3第（2）列的回归结果可以看出，互联网对于风险资产占总金融资产比重影响的边际效应为0.668，相较于基准模型系数有所上升，仍在1%的水平上显著，且其他控制变量的回归结果与基准回归也基本一致。内生性检验的结果说明，在考虑了内生性问题后，互联网使用情况仍对家庭风险资产配置产生显著的正向影响。

表3 工具变量回归结果

5 结论与政策启示

随着互联网的不断发展，互联网技术渗透到人们生活的方方面面，投资者利用互联网可以以较低的成本获得即时的消息，同时还可以与其他投资者进行线上经验交流，那么使用互联网是否会对于投资者参与股票、基金、债券衍生品等风险资产投资产生正向影响？围绕这个问题，本文利用中国家庭金融调查（CHFS）数据，以7152户家庭为样本，采用工具变量Probit和tobit模型实证分析了互联网使用对于推动家庭参与风险资产投资及风险资产投资占总金融资产比重的影响。最后本文得出以下结论：首先，使用互联网将提高家庭参与风险资产投资的概率，其次，使用互联网将提高风险资产占家庭总金融资产的比重。

本文的结论具有重要的现实意义。首先，互联网降低了信息获取成本，提高了投资信息的可得性，因此政府应当加大网络基础设施建设，提高网络覆盖率，为居民运用互联网进行投资提供便利。其次，互联网为居民提供了线上社会互动的可能性，因此，政府应当积极引导和规范线上投资交流平台，保障投资信息的可靠性，避免被非法分子利用，给居民财产造成不必要的损失。