互聯網使用能優化家庭金融資產配置嗎？
——來自中國家庭的微觀證據

○葉婷 梁嘉翔 程昆 余秀江

（華南農業大學經濟管理學院，廣東 廣州 510642）

一、引言

隨著資本市場快速發展及居民可支配收入水平的不斷提高，我國各類金融產品和資產配置服務日益豐富，公眾的投資理念逐漸趨向多元化。根據經典的資產組合理論，在理性人和完全市場的假設條件下，分散化投資是確定條件下最優的投資選擇，投資者會將部分財富配置于風險金融資產，形成多樣化、合理有效的投資組合[1]。然而，在現實情況中，我國大部分家庭的金融資產配置仍存在著缺乏多樣性、結構過于單一、投資風格過于保守等問題。2019 年中國家庭金融調查數據也充分顯示，風險資產在家庭資產配置中占比遠低于理論最優值①根據相關參考文獻，在正規金融市場上交易的風險資產為狹義風險金融資產，主要包括股票、債券（不含政府債券）、基金、理財、衍生品、黃金及外匯等，非正規金融市場的風險資產主要指民間借出款。廣義風險金融資產則是指在正規金融市場和非正規金融市場交易的所有風險性金融資產，本文將風險金融資產限定為狹義風險金融資產，據此得出“風險金融市場參與”內涵。，具體而言，持有股票、債券、基金的家庭占比僅為4.4%、0.2%及1.3%。黨的十九大報告提出要“多渠道增加城鄉居民財產性收入”，激發居民參與金融市場的投資熱情，促進家庭資產合理有效地配置是提升家庭財產性收入的重要途徑。由此，本文對家庭金融資產配置的影響因素及其機制進行探究，有益于優化家庭金融資產配置，提升其投資組合有效性，從而實現增加家庭財產性收入的目的。

據第48次《中國互聯網絡發展狀況統計報告》顯示，截至2021 年6 月，我國網民規模達10.11 億，互聯網普及率達71.6%，互聯網應用正加速促進生活、生產和治理方式各方面的轉型發展。而互聯網作為一種高效傳遞信息的渠道，可以在一定程度上改變城鄉家庭的投資理念，進而對家庭金融資產配置產生重要影響。現有文獻中，已有許多學者關注互聯網使用對家庭金融資產配置產生的影響作用。宏觀層面上，互聯網極大地促進了金融行業的改革與發展，沖擊了傳統的金融經營模式與業務形式，擴大了交易可能性邊界[2]。微觀層面上，互聯網的運用有利于降低金融交易成本，削弱有限參與機會[3]，提升居民金融素養[4]，增強投資便利性[5]，提高家庭收入[6]，這些潛在的機制均可能對家庭金融決策產生影響。綜上，探究互聯網使用對家庭金融資產配置的作用機理及影響，可為居民提供一種優化家庭資產配置的新視角，且對提升家庭金融福利水平及財產性收入有重大的指導性意義。

本文利用2017 年中國家庭金融調查數據（CHFS）考察互聯網使用對家庭金融資產配置的影響及其作用機制，邊際貢獻主要體現在如下幾個方面：一是現有文獻的研究重點主要在于互聯網使用對家庭金融資產投資廣度和深度產生的影響，較少從多元有效配置的角度出發進一步探究其作用機理，本文擴展了相關領域的研究范圍和視角。二是運用工具變量模型和修正樣本自選擇偏差的傾向得分匹配法（PSM）進行檢驗，處理潛在的內生性問題，提高估計的準確性。三是識別了金融素養、投資便利性和家庭收入在互聯網使用影響家庭金融資產配置中的中介作用，還分析了互聯網使用對不同家庭群體家庭金融資產配置影響的差異性，進而對如何優化家庭金融資產配置提供更多切實可行的建議，具有重要的政策參考價值。

二、文獻綜述與研究假說

（一）互聯網使用、金融素養與家庭金融資產配置

在互聯網時代，信息的共建共享使得居民獲取金融知識和相關資訊更加容易。一方面，從信息獲取的角度來看，互聯網使用拓寬了信息搜尋和學習金融知識的渠道[7]，使家庭的學習方式更加靈活多變，降低了家庭學習金融知識和了解金融資訊的成本，有利于提升家庭的金融素養和對風險資產的認知程度，進而提高其參與金融市場的可能性[8]。另一方面，從社會互動的角度來看，互聯網搭建的線上社交平臺為家庭提供了更多與他人交流互動的機會，有助于家庭社會資本的積累[9]，擴大社會網絡范圍，而社會網絡可以通過口碑效應、示范效應使得家庭更有可能關注到金融理財方面的投資訊息。

金融知識是影響家庭金融決策的關鍵因素之一[10]。相關研究表明，較高的金融素養能夠增強家庭參與金融市場的積極性，提升家庭的股票市場參與度和保險市場參與度[11]。隨著家庭金融知識儲備量的增長，金融素養的提升和投資理財能力的不斷增強，家庭可以做出更加明智的金融決策，進而提升家庭資產組合的配置效率[12]。相對而言，金融素養高和理性的家庭會在家庭資產配置的過程中選擇分散化投資，風險資產的持有率和占比更高[13]，家庭金融資產組合更具多樣性[14]和有效性[15]。

（二）互聯網使用、投資便利性與家庭金融資產配置

互聯網與經濟社會各領域進行深度的跨界融合和資源整合，傳統金融機構依托互聯網尋求服務方式和服務渠道上的創新。基于互聯網的數字金融服務行業應運而生，支付寶、微信等移動支付服務和互聯網理財服務相繼出現并發展壯大，居民的投資理念也隨之逐步改變[16]。線上線下的互通融合延伸了金融服務的廣度和深度，擴大了交易邊界，增強金融可得性和投資便利性，間接促進了家庭參與金融市場投資[17]。

首先，互聯網使用在時間和空間雙重維度上增加了家庭參與金融投資的便利性。支付是金融的基礎[18]，基于互聯網技術的數字金融發展帶來了支付方式的變革[19]，實現“線上”金融交易，極大地降低了金融市場的準入門檻、時間成本與交易成本[20]，家庭用戶可以隨時隨地通過手機開立賬戶、進行線上金融交易等，可以更加便捷、高效地享受金融服務[21]，提升其參與金融市場的便利性和驅動力。其次，互聯網的使用可以通過提高金融市場供需匹配度來提升家庭選擇金融資產的便利性。互聯網應用具備技術優勢，能夠對居民家庭特征進行精準刻畫，并通過手機和電腦等終端向其推送互聯網媒體的理財信息和金融理財產品，降低了搜尋成本和評估成本，提升了金融供需雙方的匹配度，推動家庭參與金融市場[22]。

（三）互聯網使用、家庭收入與家庭金融資產配置

互聯網的運用與發展可以推動經濟增長和提高國民收入。具體而言，互聯網使用提高家庭收入水平的方式主要有三種：一是增加就業機會，互聯網使用不僅可以降低信息搜尋成本[23]、提高求職匹配效率和拓寬就業渠道[24]，還可以解放發展生產力，提高生產工作效率，進而提升個體收入水平[25]。二是激勵居民家庭創業，互聯網使用可以通過緩解融資約束、積累社會資本和塑造風險偏好[26]，進而促進家庭的創業行為和提升自我雇傭的概率，增加家庭的創業收入[27]。三是提高人力資本，互聯網使用對人力資本的提升富有成效[28]。熟練掌握互聯網這項技能本身就是人力資本的重要組成部分[29]，線上學習平臺和海量的學習資源更是提升居民認知水平和人力資本的有效途徑[30]。

進一步而言，收入是影響家庭進行金融資產配置的重要因素。較低的收入水平會增加家庭現金和存款的持有比重[31]，收入和財富水平高的家庭則更傾向于持有風險金融資產[32]。收入增長能夠增加家庭的財富積累，有效激發居民的投資理財需求[33]，提升家庭風險金融資產的配置比例[34]。居民收入水平的提高積累了更多的家庭財富，增強了家庭通過參與投資理財來實現資產保值增值的意愿，更傾向選擇多元化資產組合來分散家庭資產風險[35]，從而提升家庭金融資產配置的多樣性。

綜上，本文提出以下研究假說：

假說H1：互聯網使用對家庭金融資產配置具有正向影響，互聯網使用既可以提高家庭風險金融市場參與率和風險金融資產占比，也可以提升家庭金融資產組合的多樣性和有效性。

假說H2：互聯網使用通過提升金融素養進而優化家庭金融資產配置。

假說H3：互聯網使用通過增強投資便利性進而優化家庭金融資產配置。

假說H4：互聯網使用通過提高家庭收入進而優化家庭金融資產配置。

三、研究設計

（一）數據來源

本文使用的調查數據來自西南財經大學2017年在全國范圍內開展的中國家庭金融調查（CHFS）。2017 年該調查樣本覆蓋29 個省（自治區、直轄市）、355 個縣（區、縣級市）、1 428 個村（居）委會，樣本規模共40 011戶。數據采集了家庭人口統計特征、資產與負債、收入與消費、家庭金融資產基本狀況等各方面的微觀信息，具有良好的數據支撐。本文在數據整理過程中，分別剔除相關變量缺失、戶主年齡小于16歲和大于65歲的樣本，最終獲得家庭樣本7 067戶。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

首先，本文參考尹志超等[36]的做法，將家庭金融資產分為無風險金融資產和風險金融資產兩類，前者主要包括現金、銀行存款、政府債券等，后者包括股票、基金、金融債券、衍生品、外匯等。據此，得出本文考察的被解釋變量“無風險金融市場參與”（由家庭是否持有無風險金融資產反映）、“風險金融市場參與”（由家庭是否持有風險金融資產反映）、“無風險金融資產占比”（無風險金融資產占總金融資產的比重）和“風險金融資產占比”（風險金融資產占總金融資產的比重）。

其次，家庭金融投資組合多樣性可以由持有金融資產的種類來衡量。本文參照曾志耕等[37]的計算方法，以家庭各類金融資產所占比重作為權重，計算資產組合多樣化指數。其中，N 表示資產種類，wi表示各類資產在家庭資產中的占比。多樣性指數的范圍在[0，1]之間，家庭金融資產投資種類與投資多樣性呈正相關關系，數值越趨向于1表示投資組合越具有多樣性，等于0則表示家庭集中投資某一類金融資產。

最后，家庭金融資產組合有效性采用夏普比率來衡量，本文參照吳衛星等[38]的做法，將家庭金融資產分為三大類：股票類、債券類和存款類。由于中國家庭金融調查數據沒有各類家庭金融資產的收益率數據，進一步采用指數替代的方式來確定各類金融資產的收益率和風險。其中，通過計算上證指數和深成指數按成交額加權的月平均收益率和標準差得到股票類資產的收益率和風險，數據來源于國泰安數據庫（CSMAR）；通過計算中證綜合全債指數的月平均收益率和標準差得到債券類資產的收益率和風險，數據來源于Wind；采用央行公布的一年期定期存款基準利率作為存款類資產的收益率，風險設定為0，數據來源于Wind。時間區間設定為2003 年1 月～2017 年12 月，據此得出股票、債券和存款三類資產的收益率和風險的時間序列。依照下列計算公式計算出家庭金融資產組合的夏普比率，式中的E(Rpi)和δpi代表家庭i金融資產組合的預期收益率和風險，Rf為無風險收益率，wj為該項金融資產占總金融資產的比重，N為家庭投資金融資產的種類數，σ(Rj,Rk)為各項金融資產回報率之間的協方差，若j=k，則代表該類金融資產的方差。Sharp_ratioi表示家庭投資組合的夏普比率，即單位風險的超額收益率，取值越高說明家庭金融資產投資組合更加有效。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量“互聯網使用”是一個虛擬變量，參考朱衛國等[39]的研究，使用“家庭擁有電腦”測度“互聯網使用”變量，若家庭擁有電腦則互聯網使用取1，反之取0。智能手機的廣泛普及促使越來越多的人通過智能手機上網，因此，本文還將以是否擁有智能手機作為互聯網使用的替代變量進行穩健性檢驗。

3.中介變量

（1）金融素養。本文參考尹志超等[40]的做法，根據問卷內容選取了與金融知識和投資經驗相關的4 個問題，構建金融素養變量，詳細問題及賦值方法如下：您平時對經濟金融相關訊息的關注度如何？從不關注賦值1，很少關注賦值2，一般賦值3，很關注賦值4，非常關注賦值5；高收益通常伴隨著高風險，您認為該說法是否正確？回答是賦值1，回答否賦值0；您認為一般而言，股票和基金哪個風險更大？回答股票賦值1，基金賦值0；如若現在有兩張彩票可供您選擇，選第一張有100%的機率獲得4 000元，選第二張有50%的機率獲得10 000元，50%的機會什么也沒有，您會選擇哪張？回答第二張賦值1，第一張賦值0。同時，對上述問題的回答情況進行得分加總作為衡量家庭金融素養的指標。

（2）投資便利性。本文從數字支付和互聯網理財兩方面衡量投資便利性。一方面，根據CHFS中所涉及的您和您家人在購物時所使用的支付方式，如果該家庭存在刷卡、電腦支付、通過手機和Pad支付付款行為的一種，代表該家庭存在數字支付行為，因此賦值為1，否則為0；根據CHFS中設置的目前您家購買的互聯網理財產品的余額問題，若余額大于0，代表該家庭存在互聯網理財行為，賦值為1，否則為0。如果家庭存在數字支付和互聯網理財行為中的任何一項，投資便利性變量賦值為1，否則賦值為0。

（3）家庭收入。采用家庭的總收入取對數來衡量，并按照上下1%進行了縮尾處理，剔除極端值。

4.控制變量

本文選擇的控制變量為戶主特征變量和家庭特征變量。前者包括戶主性別（男性=1；女性=0）、年齡、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；小學=6；初中=9；高中/中專/技校=12；大專=15；大學本科=16；碩士=19；博士=22）、婚姻狀態（已婚=1；其他=0）、戶口狀況（非農戶口=1，農業戶口=0）、風險態度（風險偏好=2；風險中性=1；風險厭惡=0）。后者包括家庭人口規模、少兒負擔比（16 歲以下）、老年負擔比（65 歲以上）、是否從事個體工商業（是=1；否=0）、是否自有房產（是=1；否=0）、家庭人均收入和家庭凈資產，考慮極端值的影響，對家庭經濟相關的連續變量進行上下1%縮尾處理，并進行了對數化處理。

（三）描述性統計

由表1的變量描述性統計結果可知，全樣本家庭和使用互聯網家庭的無風險金融資產參與率、無風險金融資產占比以及金融資產組合有效性沒有明顯差異。全樣本家庭的風險金融市場參與率及其占比僅為24.4%和7.7%；而互聯網使用家庭的風險金融市場參與率與風險金融資產占比上升到了33.3%和10.5%，使用互聯網的家庭比全樣本家庭的金融資產組合多樣性也明顯更高。另外，全樣本家庭與使用互聯網的家庭相比，在年齡、健康水平、教育程度、風險態度、個體經營等方面的情況也存在一些差異。

表1 變量描述性統計結果

（四）模型構建

首先，在分析互聯網使用對家庭金融市場參與率影響的過程中，考慮到被解釋變量均是虛擬變量，構造Probit模型如下：

其中，Yi是反映家庭金融市場參與的虛擬變量，如果受訪家庭參與了金融資產投資則取值為1，否則取值為0，具體又分為無風險金融資產參與和風險金融資產參與。interneti表示家庭是否使用互聯網，如果是取值為1，否則為0；X表示的是一組控制變量，μi為隨機擾動項。

其次，由于家庭金融資產占比、金融資產組合的多樣性和有效性指標是截斷的，運用Tobit 模型分析互聯網使用對上述三個被解釋變量的影響，模型的設定如下：

其中，Y*表示家庭無風險金融資產和風險金融資產占金融資產的比重、金融資產配置組合的多樣性和有效性；interneti和X的含義與Probit模型相同。

最后，根據前文所述，本文將采用逐步回歸法檢驗金融素養、投資便利性和家庭收入三個變量在互聯網使用影響家庭金融資產配置中的中介效應，該方法一共三步，模型的設定如下：

式中，Medi為中介變量，代表金融素養、投資便利性和家庭收入，其余變量定義與Probit和Tobit模型一致。

四、實證結果分析

（一）互聯網使用對家庭金融資產配置的影響

從表2第（1）列和第（2）列的回歸結果可知，在控制了戶主個人特征和家庭特征后，是否使用互聯網對家庭的無風險金融市場參與率沒有顯著影響，但對參與風險金融市場有顯著的正向影響。第（2）列中互聯網使用變量的估計系數為0.1377，在1%的顯著水平下顯著，說明平均而言，在控制其他因素不變的情況下，使用互聯網的家庭參與風險金融資產投資的概率將會增加13.77%。表2的第（3）列顯示互聯網使用的估計系數為0.0057，但不顯著，即互聯網使用對家庭無風險金融資產配置比例無明顯影響。而在第（4）列中，互聯網使用變量在1%的顯著性水平下顯著為正，估計系數為0.0266，表明互聯網使用能夠有效提高家庭的風險金融資產占比。

從表2 第（5）列的估計結果可知，互聯網使用變量的估計系數為0.0957，在1%水平下顯著，即使用互聯網的家庭資產組合多樣性平均增加9.57%。此外，由表2第（6）列的回歸結果可以看出，互聯網使用變量在1%的顯著性水平下顯著，估計系數為0.0049，即互聯網使用可以顯著提升家庭金融資產組合的有效性。綜上所述，假說H1得證，即互聯網使用對家庭金融資產配置具有正向影響，既可以提高家庭風險金融市場參與率及風險金融資產占比，也可以提升家庭金融資產組合的多樣性和有效性。

表2 互聯網使用對家庭金融資產配置的影響

（二）內生性處理

1.內生性問題與工具變量模型

考慮到是否使用互聯網與家庭金融資產配置可能存在潛在的內生性問題。本文參考柳松等[41]的做法，使用社區層面的平均上網比例作為互聯網使用的工具變量，以減輕內生性問題對估計結果的干擾。一方面，社區層面的平均上網比例可以反映一個地區與互聯網技術相關的基礎設施建設是否完善，較高的平均上網比例意味著該地區的互聯網覆蓋率較高，家庭使用互聯網的可能性越大，因此滿足工具變量的相關性條件；另一方面，區域平均上網比例并不會直接影響單個家庭的金融資產配置行為，因此滿足工具變量的外生性條件。通過IVProbit 模型和IVTobit 模 型，表3 的回歸結果 顯示，一階段回歸中的F 統計量均大于10，排除平均上網比例是弱工具變量的可能性。在二階段估計中，使用工具變量緩解內生性問題后，互聯網使用依然可以提升家庭參與風險金融市場的積極性，提高資產組合的多元有效性，進一步驗證了假說H1。

表3 互聯網使用對家庭金融資產配置影響（工具變量模型）

2.內生性問題與CMP 模型。考慮到家庭金融資產組合包括不同的金融資產類型，無風險金融資產投資和風險金融資產投資之間可能會相互影響。為檢驗二者潛在的內生聯系是否會對基準結果產生干擾，本文將運用條件混合處理模型（CMP 模型）進行聯合估計，以進一步驗證本文結論。由表4的CMP 模型估計結果可知，代表無風險金融資產投資和風險金融資產投資聯合估計模型殘差相關性的atanhrho_12 系數在5%的顯著性水平下顯著，即采用聯合估計是合理的。在加入了所有控制變量后，互聯網使用對無風險金融資產參與概率與無風險金融資產占比的影響均不顯著。此外，互聯網使用變量的系數在風險金融資產參與概率與風險金融資產占比的回歸中均在1%的顯著性水平下顯著為正，與前文中的結論保持一致。

表4 無風險金融資產與風險金融資產的聯合檢驗

（三）穩健性檢驗

1.傾向得分匹配法

本文利用傾向得分匹配法（PSM）以控制隨機選擇過程中可能引發的自選偏差，確保所選變量能較準確地反映互聯網使用在家庭金融資產配置中的作用。采用的匹配方法分別是近鄰匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配，各匹配方式下的ATT 估計結果見表5、表6 和表7。由表5 第（3）列和表6第（3）列顯示，5種匹配方式下處理組和控制組差異的t值均不顯著，即互聯網使用對家庭無風險金融資產參與概率及其占比無明顯影響。由表6和表7可知，5種匹配方式均在1%的顯著性水平下證明了互聯網使用對家庭參與風險金融資產投資、風險金融資產占比、家庭金融資產組合多樣性和有效性具有積極影響，確保了前文結果的穩健性。因篇幅有限，此處省略匹配的平衡性檢驗及共同支撐區域。

表5 不同匹配方式下互聯網使用影響家庭金融資產參與概率的ATT估計結果

表6 不同匹配方式下互聯網使用影響家庭金融資產占比的ATT估計結果

表7 不同匹配方式下互聯網使用影響家庭金融資產組合多樣性和有效性的ATT估計結果

2.剔除樣本檢驗

與家中沒有金融行業從業人員的家庭相比，有金融行業從業人員的家庭相對更加了解金融理財知識、更容易接觸獲取金融市場的相關信息，由此可能造成估計結果偏誤。故本文剔除了家中有金融從業人員的樣本后再次進行估計，表8的估計結果表明，互聯網使用對家庭金融資產配置的影響效應與前文保持一致，從而證明了本文估計結果的穩健性。

表8 互聯網使用對家庭金融資產配置的影響（剔除金融從業者家庭）

3.替換解釋變量

根據《中國互聯網發展報告2021》顯示，中國的移動互聯網用戶規模龐大，現如今大部分居民家庭都可以通過使用智能手機上網，故本文采用是否擁有智能手機作為互聯網使用的替代變量進行穩健性檢驗。結果如表9所示，證明了使用智能手機上網對家庭風險金融資產投資及其占比、家庭金融資產組合多樣性和有效性均有積極作用，即前文的結果是穩健可靠的。

表9 互聯網使用對家庭金融資產配置的影響（替換解釋變量）

（四）機制分析

前文的實證結論充分表明，互聯網使用能對家庭金融資產配置產生積極作用。進一步而言，互聯網使用是如何影響我國家庭金融資產配置的？其中的作用機制是什么？本文試圖從金融素養、投資便利性和家庭收入三個方面進行探討，利用中介效應模型驗證前文中提出的研究假說。

1.提升金融素養

金融素養是投資者理解金融產品、甄別金融投資風險并做出合理投資決策所需要具備的素質和能力。而互聯網媒體的快速發展有利于提升家庭對理財投資、金融信息的關注度，提升投資者的金融素養，從而使家庭參與金融市場時做出更理性的決策。由表10第（1）列的估計結果可知，互聯網使用變量的系數為0.2496，在1%的顯著性水平下顯著，這表明互聯網使用提升了家庭的金融素養。表10 第（2）至（5）列的結果顯示，將金融素養變量加入基準回歸后，互聯網使用和金融素養變量的系數均在1%的顯著性水平下顯著為正，這說明金融素養是有效的中介變量，互聯網使用通過提升金融素養，進而對家庭金融資產配置產生正向促進作用，假說H2得以驗證。

表10 金融素養的中介效應回歸結果

2.增強投資便利性

互聯網發展突破了傳統金融的限制，降低了金融交易成本，豐富了投資理財渠道，家庭可以通過線上平臺參與金融投資，機制檢驗使用數字支付和互聯網理財可以較好地反映家庭參與金融投資的便利性。如表11第（1）列結果所示，互聯網使用變量的系數為0.3552，在1%的顯著性水平下顯著，表明互聯網使用增加了家庭參與金融投資的便利性。表11 第（2）至（5）列的結果顯示，在基準模型中加入投資便利性變量后，互聯網使用和投資便利性變量的系數均在1%顯著性水平下顯著為正，這表明互聯網使用以投資便利性作為中介變量對家庭金融資產配置產生正向影響，假說H3得以驗證。

表11 投資便利性的中介效應回歸結果

3.提高家庭收入

互聯網使用通過增加就業機會，提高個體工作效率，激勵居民家庭創業，提高人力資本等途徑提高家庭收入，緩解家庭財富約束，從而對家庭金融資產配置產生積極作用。由表12 第（1）列的結果可知，互聯網使用變量的系數為0.0235，在1%的顯著性水平下顯著，表明使用互聯網可以顯著提高家庭的收入水平。表12 第（2）至（5）列的結果顯示，引入家庭收入變量后，互聯網使用和家庭收入變量的估計系數均顯著為正，即互聯網可通過直接效應及家庭收入的中介效應提升家庭風險金融市場參與率及占比，假說H4得以驗證。

表12 家庭收入的中介效應回歸結果

（五）異質性分析

由于家庭異質性的存在，互聯網使用對家庭金融資產配置行為的影響可能存在差異。鑒于此，本文將從區域、城鄉和人力資本三個方面進一步分析互聯網使用對家庭金融資產配置的異質性影響。

首先，本文考察不同區域間互聯網使用對家庭金融資產配置的影響差異，按照家庭所在區域劃分為東部和中西部兩組，在估計中引入互聯網使用與東部地區啞變量的交互項。表13第（1）至（4）列的結果顯示，互聯網使用與東部地區啞變量的交互項系數均在1%的顯著性水平下顯著為正，說明互聯網使用對東部地區家庭的金融資產配置優化作用更大。這種結果可能有兩方面的原因：一方面，與中西部經濟發展相對落后的地區相比，東部地區經濟較發達、開放程度較高，人們的收入水平也更高；另一方面，在東部地區，與互聯網新興技術相關的基礎設施和服務覆蓋更全面、發展更迅速，為人們提供更加多元化的金融服務。因此，可能存在不同區域間的“收入差距”和“數字鴻溝”導致互聯網使用對家庭金融資產配置的異質性影響。

表13 互聯網使用對家庭金融資產配置的影響：區域差異

其次，本文進一步將全樣本劃分為城鎮和農村兩組，在此基礎上探究互聯網使用對家庭金融資產配置的差異化影響，引入互聯網使用與城鎮啞變量的交互項后，由表14第（1）至（4）列的結果顯示，互聯網使用與城鎮啞變量的交互項系數均在1%的顯著性水平下顯著為正，即相較于農村家庭，互聯網使用更能影響城鎮家庭的金融資產配置行為。這可能是因為與農村居民相比，城鎮居民普遍受教育水平、認知能力以及金融素養相對較高，具備理性的投資觀念，更愿意承擔一定的投資風險。然而，大多數農村居民自身比較缺乏與投資理財相關的金融知識且多數厭惡風險，導致互聯網使用對家庭金融資產配置的影響作用有限。

表14 互聯網使用對家庭金融資產配置的影響：城鄉差異

最后，本文以戶主學歷是否為高中及以上為劃分標準，將樣本分為高教育水平組和低教育水平組兩組，引入了互聯網使用與高教育水平啞變量的交互項，考察互聯網使用對不同人力資本家庭的金融資產配置行為是否存在異質性影響。由表15 第（1）至（4）列的結果顯示，互聯網使用與高教育水平啞變量的交互項系數均在1%的顯著性水平下顯著為正，表明相較于低教育水平家庭，互聯網使用對高教育水平家庭的金融資產配置有更大的正向促進作用。這可能是因為個體的受教育水平越高，其在利用互聯網媒體獲取信息時，接受能力較強，更易理解掌握金融知識，金融素養也相對較高，能更理性地參與金融市場，受互聯網使用的積極影響更大。

表15 互聯網使用對家庭金融資產配置的影響：人力資本差異

五、結論與建議

（一）主要結論

本文基于2017 年CHFS 微觀調查數據實證分析了互聯網使用如何影響家庭金融資產配置，研究發現：（1）互聯網使用對家庭金融資產配置具有顯著正向影響，具體表現為互聯網使用既可以提升家庭風險金融市場參與率及其風險金融資產占比，也可以提升家庭金融資產組合的多樣性和有效性，上述結論經過內生性處理和穩健性檢驗之后依然成立。（2）利用中介效應模型分析了互聯網使用對優化家庭金融資產配置的作用機制，發現互聯網使用可以通過提升金融素養、增強投資便利性和提高家庭收入進而優化家庭金融決策，促進家庭參與風險資產投資，提升家庭金融資產組合的多樣性和投資效率。（3）進一步為探究互聯網使用對家庭金融資產配置的優化作用是否存在群體差異，本文按照區域、城鄉和受教育程度劃分總樣本，發現互聯網使用對家庭金融資產配置的影響在東部地區、城鎮和受教育水平更高的家庭群體中作用更大。

（二）政策建議

首先，推動互聯網技術與金融行業深度融合，促進“互聯網+金融”區域協調發展。當前我國互聯網促經濟發展在整體上呈現出了東強西弱、農村落后城市的不均衡狀態，各地方政府應根據當地實際情況強化財政資金的支持引導作用，推進新一代信息基礎設施建設，加大對數字金融相關業務的減稅降費和獎補力度，從而為互聯網使用優化家庭金融資產配置提供良好的政策環境和現實條件。此外，金融數字化轉型對金融風險防范和金融監管提出了新挑戰和新要求，相關部門應處理好金融發展和金融安全的關系，加快建立完善監管體系，提升數字化監管能力，做好前瞻性戰略部署安排，確保金融市場和金融科技創新沿著正確的方向發展。

其次，提升金融產品創新能力和金融服務水平，金融機構應充分運用互聯網技術作為普及大眾金融知識和推廣金融理財的有效工具，實現客戶風險特征識別、在線金融業務和個性化理財產品設計等智能服務。異質性分析表明，優勢家庭在更高程度上享受著互聯網使用對家庭金融資產配置帶來的正向紅利，故針對弱勢家庭群體，金融機構應增加對其基本數字金融服務和低門檻低風險金融產品的公共供給及推廣，并主動向其揭示金融理財產品中存在的風險點，拉近弱勢家庭與金融服務的橫縱向距離。此外，金融科技企業應站在科技前沿，不斷更新升級大數據、云計算以及區塊鏈等科技手段，深化與金融機構的交流合作，協助金融機構更好地開展線上金融業務、改善客戶體驗、提升服務效率和保障數據安全。

最后，引導家庭投資者樹立理性的投資觀念、學習掌握金融知識和數字技能，提升家庭金融素養和智能化素養，進而優化家庭金融資產配置。一是地方政府應聯合金融機構開展“常態化+專題化”的金融知識宣教工作，或通過線上宣教平臺引導公眾了解相關金融知識，使金融知識在各類金融投資者之間有效普及。二是金融機構可以通過在營業網點發放金融知識宣傳材料，以及采用電子顯示屏、自助設備等形式普及金融知識，提升公眾的風險防范意識和金融素養。三是應進一步提升互聯網的覆蓋面和普及率，推進數字支付和數字金融服務走進千家萬戶，增加家庭參與金融市場的便利性，家庭投資者需以開放心態接納金融科技創新，從而更好地借助互聯網技術獲取金融服務和金融產品，充分享受到數字金融發展的成果和紅利。