互联网使用能优化家庭金融资产配置吗？——来自中国家庭的微观证据

○叶婷 梁嘉翔 程昆 余秀江

（华南农业大学经济管理学院，广东 广州 510642）

一、引言

随着资本市场快速发展及居民可支配收入水平的不断提高，我国各类金融产品和资产配置服务日益丰富，公众的投资理念逐渐趋向多元化。根据经典的资产组合理论，在理性人和完全市场的假设条件下，分散化投资是确定条件下最优的投资选择，投资者会将部分财富配置于风险金融资产，形成多样化、合理有效的投资组合[1]。然而，在现实情况中，我国大部分家庭的金融资产配置仍存在着缺乏多样性、结构过于单一、投资风格过于保守等问题。2019 年中国家庭金融调查数据也充分显示，风险资产在家庭资产配置中占比远低于理论最优值①根据相关参考文献，在正规金融市场上交易的风险资产为狭义风险金融资产，主要包括股票、债券（不含政府债券）、基金、理财、衍生品、黄金及外汇等，非正规金融市场的风险资产主要指民间借出款。广义风险金融资产则是指在正规金融市场和非正规金融市场交易的所有风险性金融资产，本文将风险金融资产限定为狭义风险金融资产，据此得出“风险金融市场参与”内涵。，具体而言，持有股票、债券、基金的家庭占比仅为4.4%、0.2%及1.3%。党的十九大报告提出要“多渠道增加城乡居民财产性收入”，激发居民参与金融市场的投资热情，促进家庭资产合理有效地配置是提升家庭财产性收入的重要途径。由此，本文对家庭金融资产配置的影响因素及其机制进行探究，有益于优化家庭金融资产配置，提升其投资组合有效性，从而实现增加家庭财产性收入的目的。

据第48次《中国互联网络发展状况统计报告》显示，截至2021 年6 月，我国网民规模达10.11 亿，互联网普及率达71.6%，互联网应用正加速促进生活、生产和治理方式各方面的转型发展。而互联网作为一种高效传递信息的渠道，可以在一定程度上改变城乡家庭的投资理念，进而对家庭金融资产配置产生重要影响。现有文献中，已有许多学者关注互联网使用对家庭金融资产配置产生的影响作用。宏观层面上，互联网极大地促进了金融行业的改革与发展，冲击了传统的金融经营模式与业务形式，扩大了交易可能性边界[2]。微观层面上，互联网的运用有利于降低金融交易成本，削弱有限参与机会[3]，提升居民金融素养[4]，增强投资便利性[5]，提高家庭收入[6]，这些潜在的机制均可能对家庭金融决策产生影响。综上，探究互联网使用对家庭金融资产配置的作用机理及影响，可为居民提供一种优化家庭资产配置的新视角，且对提升家庭金融福利水平及财产性收入有重大的指导性意义。

本文利用2017 年中国家庭金融调查数据（CHFS）考察互联网使用对家庭金融资产配置的影响及其作用机制，边际贡献主要体现在如下几个方面：一是现有文献的研究重点主要在于互联网使用对家庭金融资产投资广度和深度产生的影响，较少从多元有效配置的角度出发进一步探究其作用机理，本文扩展了相关领域的研究范围和视角。二是运用工具变量模型和修正样本自选择偏差的倾向得分匹配法（PSM）进行检验，处理潜在的内生性问题，提高估计的准确性。三是识别了金融素养、投资便利性和家庭收入在互联网使用影响家庭金融资产配置中的中介作用，还分析了互联网使用对不同家庭群体家庭金融资产配置影响的差异性，进而对如何优化家庭金融资产配置提供更多切实可行的建议，具有重要的政策参考价值。

二、文献综述与研究假说

（一）互联网使用、金融素养与家庭金融资产配置

在互联网时代，信息的共建共享使得居民获取金融知识和相关资讯更加容易。一方面，从信息获取的角度来看，互联网使用拓宽了信息搜寻和学习金融知识的渠道[7]，使家庭的学习方式更加灵活多变，降低了家庭学习金融知识和了解金融资讯的成本，有利于提升家庭的金融素养和对风险资产的认知程度，进而提高其参与金融市场的可能性[8]。另一方面，从社会互动的角度来看，互联网搭建的线上社交平台为家庭提供了更多与他人交流互动的机会，有助于家庭社会资本的积累[9]，扩大社会网络范围，而社会网络可以通过口碑效应、示范效应使得家庭更有可能关注到金融理财方面的投资讯息。

金融知识是影响家庭金融决策的关键因素之一[10]。相关研究表明，较高的金融素养能够增强家庭参与金融市场的积极性，提升家庭的股票市场参与度和保险市场参与度[11]。随着家庭金融知识储备量的增长，金融素养的提升和投资理财能力的不断增强，家庭可以做出更加明智的金融决策，进而提升家庭资产组合的配置效率[12]。相对而言，金融素养高和理性的家庭会在家庭资产配置的过程中选择分散化投资，风险资产的持有率和占比更高[13]，家庭金融资产组合更具多样性[14]和有效性[15]。

（二）互联网使用、投资便利性与家庭金融资产配置

互联网与经济社会各领域进行深度的跨界融合和资源整合，传统金融机构依托互联网寻求服务方式和服务渠道上的创新。基于互联网的数字金融服务行业应运而生，支付宝、微信等移动支付服务和互联网理财服务相继出现并发展壮大，居民的投资理念也随之逐步改变[16]。线上线下的互通融合延伸了金融服务的广度和深度，扩大了交易边界，增强金融可得性和投资便利性，间接促进了家庭参与金融市场投资[17]。

首先，互联网使用在时间和空间双重维度上增加了家庭参与金融投资的便利性。支付是金融的基础[18]，基于互联网技术的数字金融发展带来了支付方式的变革[19]，实现“线上”金融交易，极大地降低了金融市场的准入门槛、时间成本与交易成本[20]，家庭用户可以随时随地通过手机开立账户、进行线上金融交易等，可以更加便捷、高效地享受金融服务[21]，提升其参与金融市场的便利性和驱动力。其次，互联网的使用可以通过提高金融市场供需匹配度来提升家庭选择金融资产的便利性。互联网应用具备技术优势，能够对居民家庭特征进行精准刻画，并通过手机和电脑等终端向其推送互联网媒体的理财信息和金融理财产品，降低了搜寻成本和评估成本，提升了金融供需双方的匹配度，推动家庭参与金融市场[22]。

（三）互联网使用、家庭收入与家庭金融资产配置

互联网的运用与发展可以推动经济增长和提高国民收入。具体而言，互联网使用提高家庭收入水平的方式主要有三种：一是增加就业机会，互联网使用不仅可以降低信息搜寻成本[23]、提高求职匹配效率和拓宽就业渠道[24]，还可以解放发展生产力，提高生产工作效率，进而提升个体收入水平[25]。二是激励居民家庭创业，互联网使用可以通过缓解融资约束、积累社会资本和塑造风险偏好[26]，进而促进家庭的创业行为和提升自我雇佣的概率，增加家庭的创业收入[27]。三是提高人力资本，互联网使用对人力资本的提升富有成效[28]。熟练掌握互联网这项技能本身就是人力资本的重要组成部分[29]，线上学习平台和海量的学习资源更是提升居民认知水平和人力资本的有效途径[30]。

进一步而言，收入是影响家庭进行金融资产配置的重要因素。较低的收入水平会增加家庭现金和存款的持有比重[31]，收入和财富水平高的家庭则更倾向于持有风险金融资产[32]。收入增长能够增加家庭的财富积累，有效激发居民的投资理财需求[33]，提升家庭风险金融资产的配置比例[34]。居民收入水平的提高积累了更多的家庭财富，增强了家庭通过参与投资理财来实现资产保值增值的意愿，更倾向选择多元化资产组合来分散家庭资产风险[35]，从而提升家庭金融资产配置的多样性。

综上，本文提出以下研究假说：

假说H1：互联网使用对家庭金融资产配置具有正向影响，互联网使用既可以提高家庭风险金融市场参与率和风险金融资产占比，也可以提升家庭金融资产组合的多样性和有效性。

假说H2：互联网使用通过提升金融素养进而优化家庭金融资产配置。

假说H3：互联网使用通过增强投资便利性进而优化家庭金融资产配置。

假说H4：互联网使用通过提高家庭收入进而优化家庭金融资产配置。

三、研究设计

（一）数据来源

本文使用的调查数据来自西南财经大学2017年在全国范围内开展的中国家庭金融调查（CHFS）。2017 年该调查样本覆盖29 个省（自治区、直辖市）、355 个县（区、县级市）、1 428 个村（居）委会，样本规模共40 011户。数据采集了家庭人口统计特征、资产与负债、收入与消费、家庭金融资产基本状况等各方面的微观信息，具有良好的数据支撑。本文在数据整理过程中，分别剔除相关变量缺失、户主年龄小于16岁和大于65岁的样本，最终获得家庭样本7 067户。

（二）变量选择

1.被解释变量

首先，本文参考尹志超等[36]的做法，将家庭金融资产分为无风险金融资产和风险金融资产两类，前者主要包括现金、银行存款、政府债券等，后者包括股票、基金、金融债券、衍生品、外汇等。据此，得出本文考察的被解释变量“无风险金融市场参与”（由家庭是否持有无风险金融资产反映）、“风险金融市场参与”（由家庭是否持有风险金融资产反映）、“无风险金融资产占比”（无风险金融资产占总金融资产的比重）和“风险金融资产占比”（风险金融资产占总金融资产的比重）。

其次，家庭金融投资组合多样性可以由持有金融资产的种类来衡量。本文参照曾志耕等[37]的计算方法，以家庭各类金融资产所占比重作为权重，计算资产组合多样化指数。其中，N 表示资产种类，wi表示各类资产在家庭资产中的占比。多样性指数的范围在[0，1]之间，家庭金融资产投资种类与投资多样性呈正相关关系，数值越趋向于1表示投资组合越具有多样性，等于0则表示家庭集中投资某一类金融资产。

最后，家庭金融资产组合有效性采用夏普比率来衡量，本文参照吴卫星等[38]的做法，将家庭金融资产分为三大类：股票类、债券类和存款类。由于中国家庭金融调查数据没有各类家庭金融资产的收益率数据，进一步采用指数替代的方式来确定各类金融资产的收益率和风险。其中，通过计算上证指数和深成指数按成交额加权的月平均收益率和标准差得到股票类资产的收益率和风险，数据来源于国泰安数据库（CSMAR）；通过计算中证综合全债指数的月平均收益率和标准差得到债券类资产的收益率和风险，数据来源于Wind；采用央行公布的一年期定期存款基准利率作为存款类资产的收益率，风险设定为0，数据来源于Wind。时间区间设定为2003 年1 月～2017 年12 月，据此得出股票、债券和存款三类资产的收益率和风险的时间序列。依照下列计算公式计算出家庭金融资产组合的夏普比率，式中的E(Rpi)和δpi代表家庭i金融资产组合的预期收益率和风险，Rf为无风险收益率，wj为该项金融资产占总金融资产的比重，N为家庭投资金融资产的种类数，σ(Rj,Rk)为各项金融资产回报率之间的协方差，若j=k，则代表该类金融资产的方差。Sharp_ratioi表示家庭投资组合的夏普比率，即单位风险的超额收益率，取值越高说明家庭金融资产投资组合更加有效。

2.解释变量

本文的核心解释变量“互联网使用”是一个虚拟变量，参考朱卫国等[39]的研究，使用“家庭拥有电脑”测度“互联网使用”变量，若家庭拥有电脑则互联网使用取1，反之取0。智能手机的广泛普及促使越来越多的人通过智能手机上网，因此，本文还将以是否拥有智能手机作为互联网使用的替代变量进行稳健性检验。

3.中介变量

（1）金融素养。本文参考尹志超等[40]的做法，根据问卷内容选取了与金融知识和投资经验相关的4 个问题，构建金融素养变量，详细问题及赋值方法如下：您平时对经济金融相关讯息的关注度如何？从不关注赋值1，很少关注赋值2，一般赋值3，很关注赋值4，非常关注赋值5；高收益通常伴随着高风险，您认为该说法是否正确？回答是赋值1，回答否赋值0；您认为一般而言，股票和基金哪个风险更大？回答股票赋值1，基金赋值0；如若现在有两张彩票可供您选择，选第一张有100%的机率获得4 000元，选第二张有50%的机率获得10 000元，50%的机会什么也没有，您会选择哪张？回答第二张赋值1，第一张赋值0。同时，对上述问题的回答情况进行得分加总作为衡量家庭金融素养的指标。

（2）投资便利性。本文从数字支付和互联网理财两方面衡量投资便利性。一方面，根据CHFS中所涉及的您和您家人在购物时所使用的支付方式，如果该家庭存在刷卡、电脑支付、通过手机和Pad支付付款行为的一种，代表该家庭存在数字支付行为，因此赋值为1，否则为0；根据CHFS中设置的目前您家购买的互联网理财产品的余额问题，若余额大于0，代表该家庭存在互联网理财行为，赋值为1，否则为0。如果家庭存在数字支付和互联网理财行为中的任何一项，投资便利性变量赋值为1，否则赋值为0。

（3）家庭收入。采用家庭的总收入取对数来衡量，并按照上下1%进行了缩尾处理，剔除极端值。

4.控制变量

本文选择的控制变量为户主特征变量和家庭特征变量。前者包括户主性别（男性=1；女性=0）、年龄、健康水平（非常健康=5；健康=4；一般=3；不健康=2；非常不健康=1）、教育程度（文盲/半文盲=0；小学=6；初中=9；高中/中专/技校=12；大专=15；大学本科=16；硕士=19；博士=22）、婚姻状态（已婚=1；其他=0）、户口状况（非农户口=1，农业户口=0）、风险态度（风险偏好=2；风险中性=1；风险厌恶=0）。后者包括家庭人口规模、少儿负担比（16 岁以下）、老年负担比（65 岁以上）、是否从事个体工商业（是=1；否=0）、是否自有房产（是=1；否=0）、家庭人均收入和家庭净资产，考虑极端值的影响，对家庭经济相关的连续变量进行上下1%缩尾处理，并进行了对数化处理。

（三）描述性统计

由表1的变量描述性统计结果可知，全样本家庭和使用互联网家庭的无风险金融资产参与率、无风险金融资产占比以及金融资产组合有效性没有明显差异。全样本家庭的风险金融市场参与率及其占比仅为24.4%和7.7%；而互联网使用家庭的风险金融市场参与率与风险金融资产占比上升到了33.3%和10.5%，使用互联网的家庭比全样本家庭的金融资产组合多样性也明显更高。另外，全样本家庭与使用互联网的家庭相比，在年龄、健康水平、教育程度、风险态度、个体经营等方面的情况也存在一些差异。

表1 变量描述性统计结果

（四）模型构建

首先，在分析互联网使用对家庭金融市场参与率影响的过程中，考虑到被解释变量均是虚拟变量，构造Probit模型如下：

其中，Yi是反映家庭金融市场参与的虚拟变量，如果受访家庭参与了金融资产投资则取值为1，否则取值为0，具体又分为无风险金融资产参与和风险金融资产参与。interneti表示家庭是否使用互联网，如果是取值为1，否则为0；X表示的是一组控制变量，μi为随机扰动项。

其次，由于家庭金融资产占比、金融资产组合的多样性和有效性指标是截断的，运用Tobit 模型分析互联网使用对上述三个被解释变量的影响，模型的设定如下：

其中，Y*表示家庭无风险金融资产和风险金融资产占金融资产的比重、金融资产配置组合的多样性和有效性；interneti和X的含义与Probit模型相同。

最后，根据前文所述，本文将采用逐步回归法检验金融素养、投资便利性和家庭收入三个变量在互联网使用影响家庭金融资产配置中的中介效应，该方法一共三步，模型的设定如下：

式中，Medi为中介变量，代表金融素养、投资便利性和家庭收入，其余变量定义与Probit和Tobit模型一致。

四、实证结果分析

（一）互联网使用对家庭金融资产配置的影响

从表2第（1）列和第（2）列的回归结果可知，在控制了户主个人特征和家庭特征后，是否使用互联网对家庭的无风险金融市场参与率没有显著影响，但对参与风险金融市场有显著的正向影响。第（2）列中互联网使用变量的估计系数为0.1377，在1%的显著水平下显著，说明平均而言，在控制其他因素不变的情况下，使用互联网的家庭参与风险金融资产投资的概率将会增加13.77%。表2的第（3）列显示互联网使用的估计系数为0.0057，但不显著，即互联网使用对家庭无风险金融资产配置比例无明显影响。而在第（4）列中，互联网使用变量在1%的显著性水平下显著为正，估计系数为0.0266，表明互联网使用能够有效提高家庭的风险金融资产占比。

从表2 第（5）列的估计结果可知，互联网使用变量的估计系数为0.0957，在1%水平下显著，即使用互联网的家庭资产组合多样性平均增加9.57%。此外，由表2第（6）列的回归结果可以看出，互联网使用变量在1%的显著性水平下显著，估计系数为0.0049，即互联网使用可以显著提升家庭金融资产组合的有效性。综上所述，假说H1得证，即互联网使用对家庭金融资产配置具有正向影响，既可以提高家庭风险金融市场参与率及风险金融资产占比，也可以提升家庭金融资产组合的多样性和有效性。

表2 互联网使用对家庭金融资产配置的影响

（二）内生性处理

1.内生性问题与工具变量模型

考虑到是否使用互联网与家庭金融资产配置可能存在潜在的内生性问题。本文参考柳松等[41]的做法，使用社区层面的平均上网比例作为互联网使用的工具变量，以减轻内生性问题对估计结果的干扰。一方面，社区层面的平均上网比例可以反映一个地区与互联网技术相关的基础设施建设是否完善，较高的平均上网比例意味着该地区的互联网覆盖率较高，家庭使用互联网的可能性越大，因此满足工具变量的相关性条件；另一方面，区域平均上网比例并不会直接影响单个家庭的金融资产配置行为，因此满足工具变量的外生性条件。通过IVProbit 模型和IVTobit 模 型，表3 的回归结果 显示，一阶段回归中的F 统计量均大于10，排除平均上网比例是弱工具变量的可能性。在二阶段估计中，使用工具变量缓解内生性问题后，互联网使用依然可以提升家庭参与风险金融市场的积极性，提高资产组合的多元有效性，进一步验证了假说H1。

表3 互联网使用对家庭金融资产配置影响（工具变量模型）

2.内生性问题与CMP 模型。考虑到家庭金融资产组合包括不同的金融资产类型，无风险金融资产投资和风险金融资产投资之间可能会相互影响。为检验二者潜在的内生联系是否会对基准结果产生干扰，本文将运用条件混合处理模型（CMP 模型）进行联合估计，以进一步验证本文结论。由表4的CMP 模型估计结果可知，代表无风险金融资产投资和风险金融资产投资联合估计模型残差相关性的atanhrho_12 系数在5%的显著性水平下显著，即采用联合估计是合理的。在加入了所有控制变量后，互联网使用对无风险金融资产参与概率与无风险金融资产占比的影响均不显著。此外，互联网使用变量的系数在风险金融资产参与概率与风险金融资产占比的回归中均在1%的显著性水平下显著为正，与前文中的结论保持一致。

表4 无风险金融资产与风险金融资产的联合检验

（三）稳健性检验

1.倾向得分匹配法

本文利用倾向得分匹配法（PSM）以控制随机选择过程中可能引发的自选偏差，确保所选变量能较准确地反映互联网使用在家庭金融资产配置中的作用。采用的匹配方法分别是近邻匹配、半径匹配、核匹配和局部线性回归匹配，各匹配方式下的ATT 估计结果见表5、表6 和表7。由表5 第（3）列和表6第（3）列显示，5种匹配方式下处理组和控制组差异的t值均不显著，即互联网使用对家庭无风险金融资产参与概率及其占比无明显影响。由表6和表7可知，5种匹配方式均在1%的显著性水平下证明了互联网使用对家庭参与风险金融资产投资、风险金融资产占比、家庭金融资产组合多样性和有效性具有积极影响，确保了前文结果的稳健性。因篇幅有限，此处省略匹配的平衡性检验及共同支撑区域。

表5 不同匹配方式下互联网使用影响家庭金融资产参与概率的ATT估计结果

表6 不同匹配方式下互联网使用影响家庭金融资产占比的ATT估计结果

表7 不同匹配方式下互联网使用影响家庭金融资产组合多样性和有效性的ATT估计结果

2.剔除样本检验

与家中没有金融行业从业人员的家庭相比，有金融行业从业人员的家庭相对更加了解金融理财知识、更容易接触获取金融市场的相关信息，由此可能造成估计结果偏误。故本文剔除了家中有金融从业人员的样本后再次进行估计，表8的估计结果表明，互联网使用对家庭金融资产配置的影响效应与前文保持一致，从而证明了本文估计结果的稳健性。

表8 互联网使用对家庭金融资产配置的影响（剔除金融从业者家庭）

3.替换解释变量

根据《中国互联网发展报告2021》显示，中国的移动互联网用户规模庞大，现如今大部分居民家庭都可以通过使用智能手机上网，故本文采用是否拥有智能手机作为互联网使用的替代变量进行稳健性检验。结果如表9所示，证明了使用智能手机上网对家庭风险金融资产投资及其占比、家庭金融资产组合多样性和有效性均有积极作用，即前文的结果是稳健可靠的。

表9 互联网使用对家庭金融资产配置的影响（替换解释变量）

（四）机制分析

前文的实证结论充分表明，互联网使用能对家庭金融资产配置产生积极作用。进一步而言，互联网使用是如何影响我国家庭金融资产配置的？其中的作用机制是什么？本文试图从金融素养、投资便利性和家庭收入三个方面进行探讨，利用中介效应模型验证前文中提出的研究假说。

1.提升金融素养

金融素养是投资者理解金融产品、甄别金融投资风险并做出合理投资决策所需要具备的素质和能力。而互联网媒体的快速发展有利于提升家庭对理财投资、金融信息的关注度，提升投资者的金融素养，从而使家庭参与金融市场时做出更理性的决策。由表10第（1）列的估计结果可知，互联网使用变量的系数为0.2496，在1%的显著性水平下显著，这表明互联网使用提升了家庭的金融素养。表10 第（2）至（5）列的结果显示，将金融素养变量加入基准回归后，互联网使用和金融素养变量的系数均在1%的显著性水平下显著为正，这说明金融素养是有效的中介变量，互联网使用通过提升金融素养，进而对家庭金融资产配置产生正向促进作用，假说H2得以验证。

表10 金融素养的中介效应回归结果

2.增强投资便利性

互联网发展突破了传统金融的限制，降低了金融交易成本，丰富了投资理财渠道，家庭可以通过线上平台参与金融投资，机制检验使用数字支付和互联网理财可以较好地反映家庭参与金融投资的便利性。如表11第（1）列结果所示，互联网使用变量的系数为0.3552，在1%的显著性水平下显著，表明互联网使用增加了家庭参与金融投资的便利性。表11 第（2）至（5）列的结果显示，在基准模型中加入投资便利性变量后，互联网使用和投资便利性变量的系数均在1%显著性水平下显著为正，这表明互联网使用以投资便利性作为中介变量对家庭金融资产配置产生正向影响，假说H3得以验证。

表11 投资便利性的中介效应回归结果

3.提高家庭收入

互联网使用通过增加就业机会，提高个体工作效率，激励居民家庭创业，提高人力资本等途径提高家庭收入，缓解家庭财富约束，从而对家庭金融资产配置产生积极作用。由表12 第（1）列的结果可知，互联网使用变量的系数为0.0235，在1%的显著性水平下显著，表明使用互联网可以显著提高家庭的收入水平。表12 第（2）至（5）列的结果显示，引入家庭收入变量后，互联网使用和家庭收入变量的估计系数均显著为正，即互联网可通过直接效应及家庭收入的中介效应提升家庭风险金融市场参与率及占比，假说H4得以验证。

表12 家庭收入的中介效应回归结果

（五）异质性分析

由于家庭异质性的存在，互联网使用对家庭金融资产配置行为的影响可能存在差异。鉴于此，本文将从区域、城乡和人力资本三个方面进一步分析互联网使用对家庭金融资产配置的异质性影响。

首先，本文考察不同区域间互联网使用对家庭金融资产配置的影响差异，按照家庭所在区域划分为东部和中西部两组，在估计中引入互联网使用与东部地区哑变量的交互项。表13第（1）至（4）列的结果显示，互联网使用与东部地区哑变量的交互项系数均在1%的显著性水平下显著为正，说明互联网使用对东部地区家庭的金融资产配置优化作用更大。这种结果可能有两方面的原因：一方面，与中西部经济发展相对落后的地区相比，东部地区经济较发达、开放程度较高，人们的收入水平也更高；另一方面，在东部地区，与互联网新兴技术相关的基础设施和服务覆盖更全面、发展更迅速，为人们提供更加多元化的金融服务。因此，可能存在不同区域间的“收入差距”和“数字鸿沟”导致互联网使用对家庭金融资产配置的异质性影响。

表13 互联网使用对家庭金融资产配置的影响：区域差异

其次，本文进一步将全样本划分为城镇和农村两组，在此基础上探究互联网使用对家庭金融资产配置的差异化影响，引入互联网使用与城镇哑变量的交互项后，由表14第（1）至（4）列的结果显示，互联网使用与城镇哑变量的交互项系数均在1%的显著性水平下显著为正，即相较于农村家庭，互联网使用更能影响城镇家庭的金融资产配置行为。这可能是因为与农村居民相比，城镇居民普遍受教育水平、认知能力以及金融素养相对较高，具备理性的投资观念，更愿意承担一定的投资风险。然而，大多数农村居民自身比较缺乏与投资理财相关的金融知识且多数厌恶风险，导致互联网使用对家庭金融资产配置的影响作用有限。

表14 互联网使用对家庭金融资产配置的影响：城乡差异

最后，本文以户主学历是否为高中及以上为划分标准，将样本分为高教育水平组和低教育水平组两组，引入了互联网使用与高教育水平哑变量的交互项，考察互联网使用对不同人力资本家庭的金融资产配置行为是否存在异质性影响。由表15 第（1）至（4）列的结果显示，互联网使用与高教育水平哑变量的交互项系数均在1%的显著性水平下显著为正，表明相较于低教育水平家庭，互联网使用对高教育水平家庭的金融资产配置有更大的正向促进作用。这可能是因为个体的受教育水平越高，其在利用互联网媒体获取信息时，接受能力较强，更易理解掌握金融知识，金融素养也相对较高，能更理性地参与金融市场，受互联网使用的积极影响更大。

表15 互联网使用对家庭金融资产配置的影响：人力资本差异

五、结论与建议

（一）主要结论

本文基于2017 年CHFS 微观调查数据实证分析了互联网使用如何影响家庭金融资产配置，研究发现：（1）互联网使用对家庭金融资产配置具有显著正向影响，具体表现为互联网使用既可以提升家庭风险金融市场参与率及其风险金融资产占比，也可以提升家庭金融资产组合的多样性和有效性，上述结论经过内生性处理和稳健性检验之后依然成立。（2）利用中介效应模型分析了互联网使用对优化家庭金融资产配置的作用机制，发现互联网使用可以通过提升金融素养、增强投资便利性和提高家庭收入进而优化家庭金融决策，促进家庭参与风险资产投资，提升家庭金融资产组合的多样性和投资效率。（3）进一步为探究互联网使用对家庭金融资产配置的优化作用是否存在群体差异，本文按照区域、城乡和受教育程度划分总样本，发现互联网使用对家庭金融资产配置的影响在东部地区、城镇和受教育水平更高的家庭群体中作用更大。

（二）政策建议

首先，推动互联网技术与金融行业深度融合，促进“互联网+金融”区域协调发展。当前我国互联网促经济发展在整体上呈现出了东强西弱、农村落后城市的不均衡状态，各地方政府应根据当地实际情况强化财政资金的支持引导作用，推进新一代信息基础设施建设，加大对数字金融相关业务的减税降费和奖补力度，从而为互联网使用优化家庭金融资产配置提供良好的政策环境和现实条件。此外，金融数字化转型对金融风险防范和金融监管提出了新挑战和新要求，相关部门应处理好金融发展和金融安全的关系，加快建立完善监管体系，提升数字化监管能力，做好前瞻性战略部署安排，确保金融市场和金融科技创新沿着正确的方向发展。

其次，提升金融产品创新能力和金融服务水平，金融机构应充分运用互联网技术作为普及大众金融知识和推广金融理财的有效工具，实现客户风险特征识别、在线金融业务和个性化理财产品设计等智能服务。异质性分析表明，优势家庭在更高程度上享受着互联网使用对家庭金融资产配置带来的正向红利，故针对弱势家庭群体，金融机构应增加对其基本数字金融服务和低门槛低风险金融产品的公共供给及推广，并主动向其揭示金融理财产品中存在的风险点，拉近弱势家庭与金融服务的横纵向距离。此外，金融科技企业应站在科技前沿，不断更新升级大数据、云计算以及区块链等科技手段，深化与金融机构的交流合作，协助金融机构更好地开展线上金融业务、改善客户体验、提升服务效率和保障数据安全。

最后，引导家庭投资者树立理性的投资观念、学习掌握金融知识和数字技能，提升家庭金融素养和智能化素养，进而优化家庭金融资产配置。一是地方政府应联合金融机构开展“常态化+专题化”的金融知识宣教工作，或通过线上宣教平台引导公众了解相关金融知识，使金融知识在各类金融投资者之间有效普及。二是金融机构可以通过在营业网点发放金融知识宣传材料，以及采用电子显示屏、自助设备等形式普及金融知识，提升公众的风险防范意识和金融素养。三是应进一步提升互联网的覆盖面和普及率，推进数字支付和数字金融服务走进千家万户，增加家庭参与金融市场的便利性，家庭投资者需以开放心态接纳金融科技创新，从而更好地借助互联网技术获取金融服务和金融产品，充分享受到数字金融发展的成果和红利。