數字經濟背景下家庭投資活動及偏好研究

李心怡

(上海大學 上海 201800)

市場上的供需關系對我國家庭投資起著決定性作用。一方面，從需求端來看，近年來我國居民收入水平不斷提高，尤其是高凈值客戶數量的增長，這使得相關財富保值增值的需求不斷提升；另一方面，從供給端來看，我國經濟發展正處于由高速增長轉向高質量增長的階段，各行各業發展形勢良好，投資前景廣闊，客觀上增加了財富管理行業的投資渠道，有利于拓寬其業務范圍。其中最為重要的是金融科技的助力，金融產品創新不斷，促進了財富管理行業的穩步持續發展。

1990年11月上海證券交易所成立，打開了我國股市的序幕，但受限于基礎設施條件，個人投資者只能在線下進行交易；然而近年來隨著我國科學技術蓬勃發展，在金融科技的支持下，利用大數據、云計算、人工智能、區塊鏈等使個人投資者所投資的金融產品通過智能手機等設備進行交易，因此更要重視數字經濟和金融科技的發展，它可以促進家庭投資活動，提高居民收入。本文立足于數字經濟視角下，探究家庭投資活動的變化及其偏好，為金融市場科技發展提供支持性證據。

1 文獻綜述

胡士華、黃天鑒(2021)研究發現金融素養的提高可以顯著增加家庭投資理財收益，所以金融科技越普及，家庭金融素養便會越高，從而增加家庭投資理財收益，最后形成全民金融的氛圍，以促進中國金融生態的發展；向國成、石校菲等人(2021)研究發現，數字經濟不僅可以促進均衡產出，達到最優居民消費水平，并呈現循環往復螺旋上升的趨勢，而且數字經濟還可以直接影響消費水平，通過收入增長間接影響消費水平；張勛、萬廣華等人(2019)估算了數字金融的發展對包容性增長的影響，發現數字金融可以強化創業、增收和改善收入分配上的作用。

2 理論分析與研究設計

2.1 理論依據與研究假設

通過改善金融科技，理論上會增加家庭可支配收入，再對收入分配進行分析，主要包括消費和投資，從需求端來看，人民對美好生活的向往會使其增加對消費的需求，但現實情況是因受過去的新冠疫情影響，目前我國消費需求偏低，那么家庭投資動機加大，資金便會向投資活動流入，資本市場活躍便可以給家庭帶來更多財政性收入，而家庭又會將大部分財政性收入投回至資本市場循環往復的運動；從供給端來看，在金融科技的助力下各種各樣的金融產品足不出戶便可交易，大大提高了交易的便捷性，并且在大數據時代下家庭可以接收到各種財經新聞，增加了金融產品的傳染力；數字經濟時代因為有供需兩駕馬車的雙重拉動，所以我國家庭投資支出加大。

基于以上分析，提出如下假設：

假設1：數字經濟發展促進家庭投資支出。

在傳統金融市場中銀行一直占據主導地位，家庭會將其一部分收入存入銀行來獲得無風險收益，但隨著金融市場越來越豐富，家庭投資選擇也更加多樣化，不同于銀行存款，更多的是收益更高、風險更高的金融產品，例如股票、債券、基金等。李新光、胡日東等人(2014)發現，隨著中國居民財富能力的提高，抵御風險的心理承受力增強，因此更傾向于選擇風險較高的產品以此獲得更高的收益；胡士華、黃天鑒(2021)認為隨著我國教育水平的提高，家庭金融素養得到明顯改善，因為一方面會通過積累投資經驗和減少過度自信來直接提高家庭投資理財收益，另一方面通過增強居民金融信息獲取和處理能力間接提高家庭投資理財收益，所以更傾向于投資風險資產。

基于以上分析，提出如下假設：

假設2：數字經濟所刺激的家庭投資更偏好于風險資產。

2.2 樣本選取和數據來源

為了更好地度量數字經濟的發展情況，本文參考郭峰、熊云軍(2021)，萬佳彧、周勤等人(2020)的做法，以北京大學數字普惠金融指數對數字經濟進行解釋。以住戶部門的資金流量表(金融交易)衡量家庭投資活動，并以存款、債券、股票和基金觀察分析家庭投資偏好。為了使樣本數據中的各變量透明準確、實證結果嚴謹合理，本文選取2011—2020年我國31個省市住戶部門的金融交易作為研究樣本，數據來源于中國統計年鑒。本文使用Stata15統計分析軟件。

2.3 變量描述(見表1)

表1 變量描述

2.4 建立模型

為了研究數字經濟對家庭投資的影響，本文在參考萬佳彧、周勤等研究(2021)的基礎上，以家庭投資為被解釋變量，數字經濟為解釋變量，國內生產總值、平均工資、平均消費和教育水平為控制變量，建立如下模型：

3 實證結果與分析

3.1 描述性統計

表2報告了描述性統計特征。統計結果顯示，被解釋變量最大值為167908，最小值為68262.8，兩者存在明顯差異，說明樣本中家庭投資水平差距較大；解釋變量最大值為431.93，最小值為16.22，利用數字普惠金融指數反映了樣本中不同年份、不同地區之間數字經濟發展水平的極大差距，因此分析家庭投資和數字經濟之間的變動關系十分有意義。

表2 描述性統計

3.2 豪斯曼檢驗

本文發現混合回歸在被解釋變量和解釋變量上回歸效果很好，在99%置信度上顯著，但美中不足的是，被解釋變量只與一半的控制變量回歸顯著，并且樣本選擇存在一定局限性，因此我們考慮固定效應和隨機效應的存在，為了進一步驗證我們的猜想，本文進行豪斯曼檢驗。檢驗結果表明prob＞chi2=0.0000，即拒絕原假設，存在固定效應。

3.3 固定效應

如表3所示，根據豪斯曼檢驗結果，本文進行固定效應回歸，結果(2)顯示被解釋變量和解釋變量在99%置信度上顯著，其回歸系數為183.2，回歸系數略有下降，依舊驗證假設1；經濟意義上，該結果表明當數字普惠金融指數每增加一個點，住戶部門金融交易的資金運用同時增加183.2個點，即數字經濟會顯著刺激家庭投資活動。

表3 固定效應回歸

3.4 異質性分析(見表4)

表4 異質性分析

驗證假設1，數字經濟發展促進家庭投資支出的基礎上，為了進一步驗證我們的分析隨著中國居民財富能力的提高，抵御風險心理承受力增強，因此更傾向于選擇風險較高的產品以獲得更高的收益，本文再對住戶部門金融交易的資金運用進行拆分，包括存款、債券、股票和基金。通過回歸結果可知數字經濟的發展一方面會刺激家庭在存款、股票和基金上面的投資，另一方面會抑制家庭在債券上面的投資，并且對于存款的投資活動明顯優于其他投資活動，所以拒絕假設2：數字經濟所刺激的家庭投資更偏好于風險資產。究其原因，本文認為一是數據的選取范圍為2011年至2020年，該時間段下金融市場不夠穩定，股市經常存在技術性調整；二是近兩年來受疫情影響和國際環境動蕩，都會明顯增加家庭的風險厭惡，因此家庭更會傾向于對存款這種低風險或無風險理財進行投資活動；三是盡管教育水平有所提高，但在金融素養方面并不是同比例增加；四是我國貧富差距較為明顯，家庭收入的中位數和平均數較低，盡管我國目前已經完全脫貧，但要想進入全面小康社會還需繼續努力，所以大部分家庭依然會選擇存款作為主要投資活動；五是我國目前金融生態不夠健全，各種金融產品和監管法規仍需完善，以此來增加投資者對我國金融市場的信心。

3.5 穩健型檢驗

本文采取分樣本回歸法進行穩健型檢驗，對31個不同省市的數字經濟家庭投資活動的數據進行分別回歸，重新回歸后的結果依舊十分顯著，解釋變量系數與顯著性差別不大，結論與上文一致，結果依舊有現實意義，有力驗證了數字經濟的發展會刺激家庭投資支出。

4 結語

本文基于數字經濟的視角，探討了我國目前家庭投資活動情況，并繼續拆分家庭投資支出成分，對存款、債券、股票等多種金融產品進行分析，通過數字普惠金融指數來度量解釋變量，用住戶部門金融交易的資金運用來度量被解釋變量。本文研究發現，數字經濟會顯著刺激家庭投資活動，并進一步發現數字經濟所刺激的家庭投資更偏好于無風險資產；通過分析可知，由于我國目前仍存在各種局限和不足，家庭投資活動不夠活躍，應鼓勵風險資產的投資，所以我國更要加快數字經濟的建設，同時還需要對法律法規進行全面完善。