互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與行為的影響

華怡婷,石寶峰

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,陜西 楊凌 712100)

引 言

家庭是社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的重要微觀主體,金融資產(chǎn)是家庭財(cái)產(chǎn)中最具活力的一部分,家庭金融資產(chǎn)的投資與決策行為對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)綜合實(shí)力的提升具有十分重要的影響[1]。隨著經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng),我國(guó)居民家庭財(cái)富水平得到大幅提升,家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)發(fā)生了較大改變。截至2020年,全國(guó)人均收入32 188.8元,同比增長(zhǎng)4.74%,擁有可投資資產(chǎn)的家庭數(shù)量同比增長(zhǎng)約2.1%,家庭平均金融資產(chǎn)同比增長(zhǎng)10.33%,其中手持現(xiàn)金增加9.23%,銀行存款(含活期和定期儲(chǔ)蓄)增加10.21%,股票和基金類資產(chǎn)增加10.94%[2-4]?？梢钥闯?近年家庭對(duì)于金融資產(chǎn)的投資比率呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì),并且主要來(lái)自于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn),尤以股票和基金類產(chǎn)品最為明顯。在2019年新冠肺炎疫情沖擊前,城鄉(xiāng)家庭平均參與率11.1%,其中城市家庭16.4%,農(nóng)村家庭為2.6%;全國(guó)家庭股票市場(chǎng)參與率9.2%,其中城市家庭13.9%,農(nóng)村家庭僅1.7%[5]。不難發(fā)現(xiàn),我國(guó)農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置的參與率明顯處于較低水平,風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)的參與率更是少之又少,而且城鄉(xiāng)居民家庭金融市場(chǎng)參與比例處于失衡狀態(tài)。2021年中央一號(hào)文件明確指出,要持續(xù)深化農(nóng)村金融改革,發(fā)展農(nóng)村數(shù)字普惠金融,并提出縮小城鄉(xiāng)收入差距同時(shí)改善農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的發(fā)展目標(biāo)。作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心,金融尤其是農(nóng)村普惠金融支持鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略極為重要、極為關(guān)鍵的支持要素[6]。因此,在當(dāng)前背景下,深入探尋影響我國(guó)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與的關(guān)鍵因素,破解農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)的參與瓶頸,能夠?yàn)樘嵘r(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與意向和激活農(nóng)村金融市場(chǎng)提供可行思路與政策借鑒。

根據(jù)投資者認(rèn)知假說(shuō),信息的數(shù)量和質(zhì)量是投資者決策的重要依據(jù)[7],而信息渠道的缺乏將成為阻礙家庭參與金融市場(chǎng)投資的重要原因[8]?，F(xiàn)有研究鮮少關(guān)注到信息渠道對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響,尤以互聯(lián)網(wǎng)等新興信息渠道的研究更少[9]?；诖?本文從互聯(lián)網(wǎng)使用這一信息渠道的視角,對(duì)我國(guó)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與的影響因素進(jìn)行探究。自2013年以來(lái),互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)的興起和普及似乎為解決此問(wèn)題帶來(lái)了轉(zhuǎn)機(jī)[10]。截至2020年12月,我國(guó)農(nóng)村網(wǎng)民規(guī)模為3.09億人,占整體網(wǎng)民的31.3%,農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率達(dá)55.9%,其中使用手機(jī)網(wǎng)絡(luò)的占比99.7%,使用電腦接入互聯(lián)網(wǎng)的占比30.5%(1)數(shù)據(jù)來(lái)源:由中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)信息中心提供的《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》整理得出。,很多尚未接觸過(guò)計(jì)算機(jī)的農(nóng)村居民直接開始使用智能手機(jī),以電子支付、手機(jī)銀行、網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物為主要媒介的數(shù)字金融已在廣大農(nóng)村地區(qū)得到推廣。那么,互聯(lián)網(wǎng)這一新興信息技術(shù)能否以及怎樣影響農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)的參與呢?本文將探究以互聯(lián)網(wǎng)為例的信息渠道是否以及怎樣影響農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與,并進(jìn)行異質(zhì)性分析,為優(yōu)化農(nóng)村家庭的金融資產(chǎn)配置提供有益參考。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假說(shuō)

(一)文獻(xiàn)綜述

關(guān)于家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素研究已取得較為豐碩的成果,與本文相關(guān)的文獻(xiàn)主要有三方面:(1)家庭金融資產(chǎn)的類別劃分;(2)家庭金融市場(chǎng)參與的影響因素研究;(3)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的影響。

家庭金融資產(chǎn)類別劃分主要有三種。(1)按風(fēng)險(xiǎn)類別劃分為非風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)和風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)[11],其中非風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)包括現(xiàn)金、活期存款、定期存款、國(guó)庫(kù)債券;風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)包括股票、基金、金融或企業(yè)債券、金融衍生品、金融理財(cái)產(chǎn)品、外匯、黃金、借出款等金融資產(chǎn)。(2)按照風(fēng)險(xiǎn)收益大小劃分為貨幣類、證券類以及保障類[12],其中貨幣類主要包括債券投資、銀行理財(cái)產(chǎn)品和借出款等,證券類主要包括基金、股票及金融衍生品等,保障類則包括各類保險(xiǎn)金。(3)按照是否具有貨幣職能劃分為貨幣性金融資產(chǎn)和非貨幣性金融資產(chǎn)[13],其中貨幣性金融資產(chǎn)通常指銀行存款和現(xiàn)金,其他類型金融資產(chǎn)為非貨幣性金融資產(chǎn),具有較高的收益不確定性?？紤]到CHFS數(shù)據(jù)的適用性和便捷性,本文將按照風(fēng)險(xiǎn)類別的劃分方式將家庭金融資產(chǎn)劃分為風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)和非風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)進(jìn)行分析。

關(guān)于家庭金融市場(chǎng)參與的影響因素分析主要有兩方面。(1)在宏觀環(huán)境方面:金融發(fā)展水平[14]、醫(yī)療服務(wù)水平[15]以及公共衛(wèi)生安全事件[16]等宏觀環(huán)境條件能夠?qū)彝ソ鹑谫Y產(chǎn)配置產(chǎn)生顯著的影響。亞琨等學(xué)者指出,外部環(huán)境是投資者參與金融資產(chǎn)投資的基礎(chǔ)與前提,不同宏觀環(huán)境中家庭資產(chǎn)配置的影響因素具有異質(zhì)性,具體分析時(shí)須納入反映投資者所在地區(qū)特征的指標(biāo),以保證結(jié)果的無(wú)偏性[17]。(2)在微觀特征方面:一是家庭特征,主要包括人口結(jié)構(gòu)、收入水平、財(cái)富水平以及社會(huì)資本等因素對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與具有顯著影響[18-19];二是個(gè)體特征,主要包括戶主年齡、性別、健康、教育、金融素養(yǎng)、生活滿意度、社會(huì)信任度以及社保參與程度等因素對(duì)家庭參與金融資產(chǎn)投資同樣具有顯著影響[20-22]。

互聯(lián)網(wǎng)的普及和應(yīng)用對(duì)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)及個(gè)人的影響是多維的,既能從宏觀上影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融發(fā)展,又能從微觀上改變?nèi)藗兊木蜆I(yè)方式、消費(fèi)決策、時(shí)間安排以及福利水平等。有學(xué)者指出,金融市場(chǎng)的參與傾向與認(rèn)知能力密切相關(guān),這種關(guān)聯(lián)是通過(guò)信息約束驅(qū)動(dòng)的[23],互聯(lián)網(wǎng)線上社會(huì)互動(dòng)是破解信息約束的有效方式[24],可以通過(guò)信息獲得和社會(huì)性學(xué)習(xí)機(jī)制對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)投資起促進(jìn)作用。關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置影響的研究相對(duì)較少,并且主要針對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)。有學(xué)者認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的投資行為具有正向激勵(lì)的作用[25]。在作用機(jī)制上,已有研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用能夠通過(guò)提高金融素養(yǎng)[26]、降低市場(chǎng)摩擦[27]以及擴(kuò)大社會(huì)網(wǎng)絡(luò)[28]等路徑來(lái)提高家庭參與風(fēng)險(xiǎn)性金融投資的概率。

綜上所述,目前對(duì)于家庭金融市場(chǎng)參與影響因素的研究仍然存在以下拓展的空間:(1)現(xiàn)有文獻(xiàn)多以風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)概括言之,或以股票等某一類金融資產(chǎn)為例,對(duì)于非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)的研究較為匱乏;(2)研究城鎮(zhèn)家庭金融資產(chǎn)配置影響因素的文獻(xiàn)較多,專門針對(duì)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與的研究較少;(3)研究個(gè)體、家庭以及區(qū)域特征對(duì)金融資產(chǎn)配置影響的較多,關(guān)注信息渠道這一影響因素的較少。鑒于此,以中國(guó)家庭金融調(diào)查中心(CHFS)提供的農(nóng)村數(shù)據(jù)為樣本,從互聯(lián)網(wǎng)使用這一信息渠道的視角,從風(fēng)險(xiǎn)性金融和非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與兩個(gè)方面展開互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)我國(guó)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與的影響研究。

(二)研究假說(shuō)

根據(jù)資產(chǎn)選擇行為理論,投資者對(duì)于金融信息的認(rèn)識(shí)程度在家庭金融資產(chǎn)選擇中具有重要意義[1]。由于金融產(chǎn)品具有風(fēng)險(xiǎn)收益不確定性,因此投資者在決策時(shí)需要大量的相關(guān)信息作為決策依據(jù)。但簡(jiǎn)單地獲取和堆積信息并不能優(yōu)化家庭金融資產(chǎn)配置,及時(shí)有效的信息才能化解由信息不對(duì)稱帶來(lái)的決策偏誤,從而提高投資者的決策效率[29]。而信息渠道的選擇對(duì)信息獲取的成本、效率以及準(zhǔn)確度起著至關(guān)重要的作用[30]。相對(duì)傳統(tǒng)信息獲取方式,互聯(lián)網(wǎng)更能有效提供具有規(guī)模性和時(shí)效性的相關(guān)信息[31]。隨著信息技術(shù)的發(fā)展和城鄉(xiāng)互聯(lián)網(wǎng)普及率的提高,互聯(lián)網(wǎng)使用在家庭金融資產(chǎn)配置領(lǐng)域的研究逐漸受到關(guān)注。家庭微觀主體可以通過(guò)使用互聯(lián)網(wǎng)來(lái)獲取符合自身需求的信息與服務(wù),并將所獲信息應(yīng)用于金融資產(chǎn)投資決策過(guò)程,實(shí)現(xiàn)家庭使用主體效用最大化?；谏鲜龇治?提出第一個(gè)研究假說(shuō):

H1a:互聯(lián)網(wǎng)使用能夠促進(jìn)農(nóng)村家庭參與非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng),能正向激勵(lì)農(nóng)村家庭對(duì)定期存款或國(guó)庫(kù)債券金融資產(chǎn)項(xiàng)目的持有;

H1b:互聯(lián)網(wǎng)使用能夠促進(jìn)農(nóng)村家庭參與風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng),能正向激勵(lì)農(nóng)村家庭對(duì)股票或基金金融資產(chǎn)項(xiàng)目的持有。

信息搜尋是投資者參與金融市場(chǎng)及投資決策過(guò)程中的必要環(huán)節(jié),信息渠道為信息傳遞和知識(shí)獲取提供了重要平臺(tái)。投資者信息渠道的多少與其信息獲取水平顯著相關(guān)[32],不同投資者傾向于選擇不同渠道作為其信息傳遞及獲取的主要方式。在互聯(lián)網(wǎng)信息時(shí)代,對(duì)比專家咨詢、媒體新聞、親友推薦等傳統(tǒng)渠道,互聯(lián)網(wǎng)信息渠道的應(yīng)用不僅能夠幫助家庭擴(kuò)大社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、促進(jìn)家庭社會(huì)資本的升級(jí)與拓展[9],還具有降低交易和信息獲取成本[33]、促進(jìn)實(shí)現(xiàn)信息共享[8]、促進(jìn)信息提取和知識(shí)轉(zhuǎn)化[34]等優(yōu)勢(shì),使投資者能夠更加有效地獲取金融市場(chǎng)相關(guān)信息,從而促進(jìn)金融市場(chǎng)的參與。與城市相比,我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的信息獲取渠道相對(duì)單一,居民金融知識(shí)較為匱乏,投資氛圍以及投資意識(shí)等相對(duì)滯后。而互聯(lián)網(wǎng)具有信息多元化、篩選效率高以及準(zhǔn)確度高等特征[31],這一新興信息渠道的引入有助于拓寬農(nóng)村居民的信息獲取渠道,通過(guò)海量信息和高質(zhì)量信息的精準(zhǔn)輸入,能夠在一定程度上緩解農(nóng)村家庭參與金融市場(chǎng)的信息不對(duì)稱進(jìn)而降低逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn),促進(jìn)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)的參與。為便于更加直觀地表明互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響,圖1列示了互聯(lián)網(wǎng)使用影響家庭金融市場(chǎng)參與的作用路徑。

圖1 互聯(lián)網(wǎng)使用影響家庭金融市場(chǎng)參與的作用路徑

基于以上分析,提出第二個(gè)研究假說(shuō):

H2:互聯(lián)網(wǎng)使用能夠拓寬信息渠道,通過(guò)提升金融信息的數(shù)量和質(zhì)量進(jìn)一步影響家庭是否參與金融市場(chǎng)的決定。

家庭在進(jìn)行金融資產(chǎn)配置決策時(shí)往往具有較大的特殊性和復(fù)雜性,有研究表明人力資本異質(zhì)性是造成這種差異的重要因素[35],收入水平、健康狀況以及受教育程度等因素已被證實(shí)是具有顯著意義的人力資本特征[36-37]。首先,不同收入水平家庭對(duì)于金融市場(chǎng)的參與動(dòng)機(jī)不同,資金短缺者參與金融市場(chǎng)是為了滿足對(duì)資金缺口的填補(bǔ)需要,資金充足者則更多是為了保證閑散資金的增值和保值。其次,不同健康狀況家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好不同,當(dāng)家庭成員健康受到?jīng)_擊時(shí)必然伴隨著健康支出的相對(duì)增多和家庭總財(cái)富的減少,此時(shí)就致使投資者不得不減少或者退出風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資。最后,不同受教育程度的投資者對(duì)金融信息的收集和識(shí)別能力不同,一般情況下受教育程度較高的家庭成員金融素養(yǎng)較好,具有較好的風(fēng)險(xiǎn)管控能力和更高的收益水平,在良性結(jié)果的驅(qū)動(dòng)下更傾向于金融市場(chǎng)參與。基于以上分析,提出第三個(gè)研究假說(shuō):

H3:互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)不同收入水平、健康狀況以及受教育程度等家庭的金融市場(chǎng)參與具有異質(zhì)性影響。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)定

由于本文所有被解釋變量均為二元選擇離散變量,且使用了2015、2017年兩年的追蹤農(nóng)村家庭數(shù)據(jù),因此采用面板數(shù)據(jù)Probit模型作為基準(zhǔn)模型,用于分析農(nóng)村家庭互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)金融市場(chǎng)參與的影響。基本模型設(shè)定如下:

(1)

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)主要源自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心組織管理的“中國(guó)家庭金融調(diào)查”項(xiàng)目(China Household Finance Survey,CHFS)。該數(shù)據(jù)主要基于整體抽樣方案和繪圖與末端抽樣方案兩個(gè)方面進(jìn)行數(shù)據(jù)收集[38]。此處以2017年(第四輪)調(diào)查為例進(jìn)行簡(jiǎn)要說(shuō)明:該輪調(diào)查在全國(guó)除新疆、西藏、上海及港澳臺(tái)地區(qū)外的29個(gè)省(市)、355個(gè)縣域以及1 428個(gè)村(居)委會(huì)進(jìn)行抽樣,獲得12 732個(gè)農(nóng)村家庭的有效樣本,其中10 085個(gè)是2015年的追蹤農(nóng)村家庭樣本。主要選取2015、2017年均被訪問(wèn)到的農(nóng)村家戶數(shù)據(jù)進(jìn)行分析(2)注:未使用CHFS數(shù)據(jù)庫(kù)2019年數(shù)據(jù)的原因在于追蹤農(nóng)戶數(shù)量較少,不足以用于本文的實(shí)證分析,故僅以2015、2017兩年的數(shù)據(jù)進(jìn)行探討。,這是因?yàn)榛ヂ?lián)網(wǎng)在廣大農(nóng)村地區(qū)的興起始于2013年,到2015年才開始出現(xiàn)了飛速發(fā)展態(tài)勢(shì)?；诖?所選問(wèn)卷內(nèi)容包含戶主信息、家庭資產(chǎn)狀況(包括金融資產(chǎn)與非金融資產(chǎn))、家庭互聯(lián)網(wǎng)使用情況、家庭成員社會(huì)保障以及家庭所在省份等維度的相關(guān)數(shù)據(jù),在去除前后邏輯存在嚴(yán)重錯(cuò)誤的樣本后,最終主要使用8 538個(gè)農(nóng)村家庭的面板數(shù)據(jù)用于分析。

(三)變量解釋與描述性統(tǒng)計(jì)

1.被解釋變量。被解釋變量分別為非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與、定期存款/國(guó)庫(kù)債券持有、風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與以及股票/基金持有。需要說(shuō)明的是,本文所指的“非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與”不包括現(xiàn)金的持有,這是因?yàn)楝F(xiàn)金不產(chǎn)生利息,從嚴(yán)格意義上講不具有投資作用,故將其剔除[12];“風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與”的內(nèi)容與上文風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)所指相同。另外,“定期存款/國(guó)庫(kù)債券”(包括國(guó)債或及地方政府債券)作為非風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的部分項(xiàng)目,相對(duì)其他非風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)具有較高的投資收益率,具有一定的資產(chǎn)配置意義,故作為被解釋變量列出。同理,“股票/基金”在風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資中更具代表性,并且根據(jù)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資的分布特征,相對(duì)其他風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資項(xiàng)目更傾向于選擇股票和基金的投資,故作為被解釋變量列出。以上被解釋變量均采用邏輯變量來(lái)表示,即1表示持有,反之取0。

2.核心解釋變量。本文關(guān)注的是互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)家庭參與金融資產(chǎn)配置的影響,因此核心解釋變量為受訪者是否使用互聯(lián)網(wǎng)。問(wèn)卷設(shè)計(jì)中農(nóng)村家庭被詢問(wèn)“您使用過(guò)互聯(lián)網(wǎng)嗎?”,如果受訪者選擇“是”,則賦值為1;如果受訪者選擇“否”,則賦值為0。根據(jù)問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果統(tǒng)計(jì),使用過(guò)互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)村家庭有2 267戶,占樣本總戶數(shù)的26.55%,沒有使用過(guò)互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)村家庭有6 271戶,占樣本總戶數(shù)的73.45%。

3.控制變量。為降低遺漏變量導(dǎo)致的計(jì)量結(jié)果偏誤,在模型中引入可控制個(gè)體、家庭和地區(qū)層面的變量。(1)個(gè)體特征變量主要包括戶主年齡(歲)、戶主性別、戶主婚姻狀況(3)問(wèn)卷中衡量戶主婚姻狀況的選項(xiàng)有:“未婚”“已婚”“同居”“分居”“離婚”“喪偶”“再婚”共7項(xiàng),為簡(jiǎn)要起見,根據(jù)婚姻存續(xù)狀態(tài)將“未婚”“同居”“離婚”“喪偶”賦值為0,將“已婚”“分居”“再婚”賦值為1。、戶主受教育年限、戶主政治面貌。(2)家庭特征變量主要包括家庭人口規(guī)模、家庭勞動(dòng)年齡人口數(shù)(16～60歲)、家庭總收入、家庭總資產(chǎn)、家庭總負(fù)債、受訪者社會(huì)信任度、受訪者金融信息關(guān)注度、受訪者風(fēng)險(xiǎn)偏好、受訪者金融知識(shí)(4)“受訪者金融知識(shí)”表示受訪者能正確回答金融相關(guān)問(wèn)題的個(gè)數(shù),共設(shè)有3個(gè)問(wèn)題,按正確的個(gè)數(shù)取值為0～3分。、成員最高文化程度、家庭健康人口占比、家庭有養(yǎng)老保險(xiǎn)成員占比、家庭有醫(yī)療保險(xiǎn)成員占比、養(yǎng)老和醫(yī)療均有成員占比、家庭房產(chǎn)擁有量等。(3)地區(qū)層面變量,通過(guò)計(jì)算和整理《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國(guó)金融年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù),經(jīng)匹配得出人口密度(人/平方公里)、人均GDP(元)、GDP增長(zhǎng)率(%)、金融發(fā)展程度(社會(huì)融資規(guī)模/GDP)、城鎮(zhèn)化率(%)等指標(biāo),以控制各省(市/自治區(qū))發(fā)展?fàn)顩r的差異。表1為各變量的描述性統(tǒng)計(jì),具有較大變異性,滿足經(jīng)驗(yàn)分析之需。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì) n=8 538

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明:從非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與情況來(lái)看,有85%的農(nóng)村家庭參與了非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)的金融資產(chǎn)配置,但在非風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)中僅有12%的家戶將資產(chǎn)配置在定期存款或國(guó)庫(kù)券中,這表明仍然有高比例的農(nóng)村家庭將資產(chǎn)分配在了活期存款當(dāng)中;從風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與情況來(lái)看,有16%的農(nóng)村家庭參與了風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置,但購(gòu)買了股票或基金家戶的占比僅1%,表明農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與率普遍較低,且參與到股票或基金市場(chǎng)的更是少之又少。由此可以看出,樣本農(nóng)村家庭參與金融資產(chǎn)配置的比率普遍處于較低水平,風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與率遠(yuǎn)低于非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng),且內(nèi)部存在較為明顯的失衡關(guān)系。

(四)工具變量選取

因果關(guān)系識(shí)別過(guò)程中的內(nèi)生性是需要被充分關(guān)注和努力克服的重要議題。因此,識(shí)別互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭參與金融市場(chǎng)參與影響的內(nèi)生性、剝離出單向的影響是本文實(shí)證分析中必須要解決的問(wèn)題。可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題有:(1)反向因果,由于農(nóng)村家庭使用互聯(lián)網(wǎng)可能會(huì)促進(jìn)或抑制金融資產(chǎn)配置的參與意愿,而反過(guò)來(lái)參與金融資產(chǎn)配置也可能會(huì)促使家戶對(duì)互聯(lián)網(wǎng)的使用,因此存在較為明顯的反向因果性;(2)測(cè)量誤差,中國(guó)家庭金融調(diào)查分別采用了分層、三階段、規(guī)模度量成比例(PPS)等方法,整體上具有較高的穩(wěn)健性;(3)遺漏變量,殘差項(xiàng)中可能存在既影響互聯(lián)網(wǎng)使用又影響金融市場(chǎng)參與的影響因素,由此導(dǎo)致估計(jì)不一致性。盡管本文在控制了不隨時(shí)間變化的家戶特征的遺漏變量和不隨家戶變化的年份特征遺漏變量后,盡可能地納入了地區(qū)層面的控制變量,但仍然可能存在因地區(qū)發(fā)展差異導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、融資條件、風(fēng)俗習(xí)慣等變量被遺漏。

基于此,需要進(jìn)一步采用工具變量法來(lái)處理內(nèi)生性問(wèn)題,工具變量的選擇要符合相關(guān)性和外生性兩個(gè)原則,參考陳云松、周廣肅等學(xué)者選取的指標(biāo)[39-40],本文將“是否擁有智能手機(jī)/計(jì)算機(jī)”設(shè)定為互聯(lián)網(wǎng)使用的工具變量。原因有兩點(diǎn):首先,家庭擁有智能手機(jī)或者計(jì)算機(jī)是使用互聯(lián)網(wǎng)的前提條件,二者具有較強(qiáng)的相關(guān)性,符合工具變量的相關(guān)性要求;其次,家庭是否擁有智能手機(jī)或者計(jì)算機(jī)更多是反映對(duì)ICT產(chǎn)品的偏好,并不會(huì)直接對(duì)家戶的金融資產(chǎn)配置決策產(chǎn)生影響,符合工具變量的排他性約束要求。在后文的回歸過(guò)程中,本文進(jìn)行了Wald檢驗(yàn)和弱IV檢驗(yàn),保證了這一工具變量的可靠性。此外,還對(duì)比了其他可能的工具變量,比如“同一地區(qū)其他人平均網(wǎng)絡(luò)使用狀況”“當(dāng)年月均通訊支出”“所在地區(qū)層面的互聯(lián)網(wǎng)普及率”等,考慮到與金融行為的關(guān)聯(lián)性不強(qiáng)且在本文實(shí)證中表現(xiàn)不是很顯著,故而認(rèn)為“是否擁有智能手機(jī)/電腦”這一指標(biāo)能夠相對(duì)更好地厘清僅因互聯(lián)網(wǎng)使用而產(chǎn)生的影響。

三、實(shí)證分析與機(jī)制檢驗(yàn)

(一)非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與的實(shí)證分析

通過(guò)上文分析可以發(fā)現(xiàn),我國(guó)農(nóng)村居民家庭的金融市場(chǎng)參與率普遍不高,農(nóng)村地區(qū)的金融市場(chǎng)尤其是針對(duì)家庭的微觀金融市場(chǎng)仍具有較大的發(fā)展空間。下文將分別從非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與、定期存款/國(guó)庫(kù)債券、風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)、股票/基金市場(chǎng)參與四個(gè)方面出發(fā),展開信息時(shí)代互聯(lián)網(wǎng)的使用是否能夠促進(jìn)農(nóng)村家庭參與到金融資產(chǎn)配置的實(shí)證分析。

表2展示了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)非風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與的影響。從模型1可以看出,互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與有顯著的正向影響,表明該地區(qū)使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)村家庭對(duì)非風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的配置概率越高,互聯(lián)網(wǎng)的使用在某種程度上促進(jìn)了非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與。模型2中同時(shí)控制了時(shí)間和省份后,同樣得出互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與有顯著正向影響。模型3中,工具變量在1%水平上通過(guò)Wald檢驗(yàn),結(jié)果表明:在控制其他變量后,互聯(lián)網(wǎng)使用每增加1%,家庭參與非風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)市場(chǎng)的平均概率會(huì)提高約0.154%。其他控制變量的回歸結(jié)果表明,戶主性別、戶主受教育年限、16～60歲人口數(shù)、家庭總收入、家庭總資產(chǎn)、家庭總負(fù)債、受訪者社會(huì)信任度、受訪者金融信息關(guān)注度、受訪者金融知識(shí)、成員最高文化程度、家庭健康人口占比、醫(yī)保養(yǎng)老均有成員占比、所在地區(qū)人口密度、所在地區(qū)人均GDP、所在地區(qū)GDP增長(zhǎng)率以及所在地區(qū)城鎮(zhèn)化率等部分控制變量也對(duì)非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與的影響呈現(xiàn)出顯著性影響,這與邏輯事實(shí)相符合。

表2 非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與的回歸結(jié)果 n=8 538

與研究非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與的方法類似,表3列示了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)“定期存款/政府債券”持有影響的回歸結(jié)果。從模型1和模型2可以看出,互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)定期存款或政府債券的持有具有顯著正向影響,表明該地區(qū)農(nóng)村家庭互聯(lián)網(wǎng)的使用能夠在一定程度上促進(jìn)定期存款或者政府債券持有的概率。模型3結(jié)果表明:在控制其他變量后,互聯(lián)網(wǎng)使用每增加1%,農(nóng)村家庭對(duì)“定期存款/政府債券”持有的概率增加0.033%;此外,工具變量在5%水平上通過(guò)Wald檢驗(yàn),說(shuō)明工具變量在此模型中也是適用的。

表3 定期存款/政府債券持有與否的回歸結(jié)果 n=8 538

(二)風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與的實(shí)證分析

表4列示了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭“風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與”影響的回歸結(jié)果。從模型1和模型2可以看出,互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與具有顯著正向影響,表明該地區(qū)農(nóng)村家庭互聯(lián)網(wǎng)的使用能夠在一定程度上促進(jìn)風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與的概率。模型3的回歸結(jié)果表明:在控制其他變量后,互聯(lián)網(wǎng)使用每增加1%,農(nóng)村家庭對(duì)“風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與”的概率增加約0.147%;此外,工具變量在1%水平上通過(guò)Wald檢驗(yàn),說(shuō)明工具變量在該模型中同樣適用。

表4 風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與的回歸結(jié)果 n=8 538

表5列示了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村家庭“股票/基金市場(chǎng)參與”影響的回歸結(jié)果。從模型1和模型2可以看出,互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)“股票/基金市場(chǎng)參與”具有顯著正向影響,表明該地區(qū)農(nóng)村家庭互聯(lián)網(wǎng)的使用能夠在一定程度上促進(jìn)股票或基金市場(chǎng)參與的概率。模型3的回歸結(jié)果表明:在控制其他變量后,互聯(lián)網(wǎng)使用每增加1%,農(nóng)村家庭對(duì)“股票/基金市場(chǎng)參與”的概率增加約0.007%;此外,工具變量在5%水平上通過(guò)Wald檢驗(yàn),說(shuō)明工具變量在該模型中也是適用的。

表5 股票/基金市場(chǎng)參與的回歸結(jié)果 n=8 538

(三)機(jī)制檢驗(yàn)

前文理論分析表明,互聯(lián)網(wǎng)使用能提升家庭獲取信息的數(shù)量和質(zhì)量,并促進(jìn)金融市場(chǎng)參與。本文采用中介變量檢驗(yàn)法,檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)能否通過(guò)信息獲取來(lái)影響家庭金融市場(chǎng)的參與。

首先,檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)信息質(zhì)量以及數(shù)量的影響。由于互聯(lián)網(wǎng)載體中往往伴隨著信息的過(guò)量和超載,投資者需要通過(guò)對(duì)信息進(jìn)行有效篩選以提高相關(guān)信息的準(zhǔn)確性及有效性。信息向知識(shí)的成功轉(zhuǎn)化能夠體現(xiàn)信息獲取的有效性,因此本文將分別借助“金融知識(shí)”和“金融信息關(guān)注度”來(lái)表示信息的質(zhì)量和數(shù)量?；诖?被解釋變量是金融知識(shí)和金融信息關(guān)注度,核心解釋變量是互聯(lián)網(wǎng)使用。由于被解釋變量均為有序分類變量,本文報(bào)告同時(shí)加入工具變量的Order probit和2SLS的回歸結(jié)果,如表6所示。互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)金融知識(shí)和金融信息關(guān)注度均有顯著的正向影響,說(shuō)明互聯(lián)網(wǎng)使用不僅有利于家庭金融信息的獲取,還能夠促進(jìn)金融信息的篩選和知識(shí)轉(zhuǎn)化,驗(yàn)證了前文的推斷。

表6 影響機(jī)制:互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)中介變量的影響 n=8 538

其次,檢驗(yàn)金融知識(shí)、金融信息關(guān)注度對(duì)家庭參與金融資產(chǎn)配置的影響,在解釋變量中去除互聯(lián)網(wǎng)使用變量。從表7可以看出,金融知識(shí)和金融信息關(guān)注度對(duì)參與各類金融資產(chǎn)的影響顯著為正,說(shuō)明金融知識(shí)和金融信息關(guān)注度的提高能夠促進(jìn)農(nóng)村家庭參與金融資產(chǎn)配置。以上是對(duì)金融信息獲取影響機(jī)制的檢驗(yàn),除此之外互聯(lián)網(wǎng)使用還可能通過(guò)影響投資者的風(fēng)險(xiǎn)偏好、社會(huì)信任度等路徑來(lái)影響金融資產(chǎn)配置的決策,本文也進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。以互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)社會(huì)信任度進(jìn)行回歸,發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用系數(shù)估計(jì)值顯著為正;以社會(huì)信任度對(duì)各類金融資產(chǎn)參與進(jìn)行回歸(此時(shí)去除了互聯(lián)網(wǎng)使用變量),然而社會(huì)信任度對(duì)定期存款/國(guó)庫(kù)債券的影響并不顯著。以互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好進(jìn)行回歸得出系數(shù)估計(jì)值顯著為正的結(jié)果;以風(fēng)險(xiǎn)偏好程度對(duì)各類金融資產(chǎn)參與進(jìn)行回歸,發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)偏好程度對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性金融和股票/基金市場(chǎng)的結(jié)果為正,但并不顯著。

表7 影響機(jī)制:中介變量對(duì)家庭各類金融資產(chǎn)配置的影響 n=8 538

四、異質(zhì)性分析

(一)家庭總收入水平影響差異

表8列示了高收入、中等收入以及低收入樣本(5)借鑒國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的相對(duì)收入劃分方法:將樣本五等分為最低收入、低收入、中等收入、高收入和最高收入群組,再計(jì)算各自的平均收入作為高、中等和低收入的參考標(biāo)準(zhǔn)。,以及互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的異質(zhì)性影響結(jié)果。由于定期存款/國(guó)庫(kù)債券包括于非風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)類,股票/基金包括于風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)類,故此處僅針對(duì)非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)和風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)進(jìn)行異質(zhì)性分析,以下相同。從非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與來(lái)看,互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)各等級(jí)收入水平的家庭均有顯著正向影響,尤其是對(duì)中等收入家庭的影響更為顯著。這說(shuō)明,提高中等收入群體的互聯(lián)網(wǎng)使用率能夠有效促進(jìn)非風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的參與?？赡苁且?yàn)楦呤杖肴后w在同樣的信息條件下對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)的容忍度更高,更加傾向于風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的投資,而低收入群體囿于財(cái)富水平的限制和較高的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度,本身更傾向于非風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn),因此互聯(lián)網(wǎng)使用在二者中的作用沒有中等收入群體的明顯。從風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與來(lái)看,互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)高、中、低收入水平家庭的正向影響均十分顯著。說(shuō)明互聯(lián)網(wǎng)使用能夠促進(jìn)農(nóng)村家庭參與風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)。

表8 互聯(lián)網(wǎng)使用與家庭金融資產(chǎn)配置異質(zhì)性分析:收入分組

(二)家庭成員健康狀況影響差異

以往研究發(fā)現(xiàn),投資者健康狀況較差時(shí)會(huì)負(fù)向影響對(duì)金融資產(chǎn)投資的可能性[41]。本文根據(jù)家庭健康成員占比將全樣本劃分為健康狀況良好家庭和健康狀況較差家庭,其中健康成員占比大于8%設(shè)定為健康狀況良好,反之設(shè)定為健康狀況較差。

表9結(jié)果表明,無(wú)論是健康狀況良好家庭還是健康狀況較差家庭,互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)和風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)的影響均呈現(xiàn)顯著的正向影響。一方面,這可能是對(duì)于農(nóng)村家庭來(lái)說(shuō),農(nóng)村金融市場(chǎng)的發(fā)展相對(duì)滯后,無(wú)論是健康狀況良好的家庭還是健康狀況較差的家庭均缺乏有效的投資渠道參與金融市場(chǎng),使得農(nóng)村投資者的健康狀況并不會(huì)顯著影響到家庭對(duì)于金融市場(chǎng)參與的決定。另一方面,說(shuō)明互聯(lián)網(wǎng)的使用即能促進(jìn)健康狀況良好的家庭參與金融資產(chǎn)配置,亦能促進(jìn)健康狀況較差家庭參與金融資產(chǎn)配置,相較而言互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)健康狀況良好家庭參與金融資產(chǎn)配置的促進(jìn)作用更加顯著。

表9 互聯(lián)網(wǎng)使用與家庭金融資產(chǎn)配置異質(zhì)性分析:健康分組

(三)成員最高受教育程度影響差異

戶主受教育程度在家庭參與金融市場(chǎng)決策中扮演著重要作用[36],但本文認(rèn)為若僅考慮戶主的受教育程度,則可能會(huì)忽略家庭成員受教育程度最高者對(duì)家庭整體認(rèn)知能力的拉動(dòng)作用,從而低估了家庭整體受教育程度的作用?；诖?借鑒已有文獻(xiàn)的劃分方法[10],表10列示了家庭成員最高受教育程度對(duì)在小學(xué)及以下和初中及以上的兩類樣本,以及互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的異質(zhì)性影響結(jié)果。從非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)看,互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)家庭成員最高受教育程度的全樣本家庭參與非風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)的促進(jìn)作用均顯著。說(shuō)明互聯(lián)網(wǎng)的使用確實(shí)能夠促進(jìn)農(nóng)村家庭對(duì)低風(fēng)險(xiǎn)類金融資產(chǎn)的選擇,這可能是因?yàn)檗r(nóng)村家庭本身普遍傾向于將金融資產(chǎn)配置到非風(fēng)險(xiǎn)類金融市場(chǎng)中,而互聯(lián)網(wǎng)的興起可能為農(nóng)村家庭對(duì)非風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的投資提供了有效的信息渠道。從風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)看,互聯(lián)網(wǎng)使用僅對(duì)家庭受教育程度在初中及以上的樣本家庭有顯著的促進(jìn)作用。這一結(jié)果表明,成員受過(guò)更高教育的家庭被激發(fā)出風(fēng)險(xiǎn)性金融投資意愿的概率越大,可能是因?yàn)榧彝コ蓡T的受教育程度越高,越能從整體上提升家庭對(duì)金融信息的認(rèn)知能力,從而增加了風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的可能性。

表10 互聯(lián)網(wǎng)使用與家庭金融資產(chǎn)配置異質(zhì)性分析:成員最高受教育程度分組

以上分析表明,互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)參與風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的影響主要體現(xiàn)在成員受教育高的家庭,而對(duì)家庭收入、成員健康狀況的影響無(wú)顯著差異;互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)參與非風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的影響主要體現(xiàn)在中等收入家庭,對(duì)家庭成員健康狀況、成員最高受教育程度的影響無(wú)顯著差異。

五、結(jié)論與建議

本文基于互聯(lián)網(wǎng)信息渠道這一視角,利用2015、2017年CHFS面板數(shù)據(jù),對(duì)我國(guó)農(nóng)村家庭非風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)選擇影響因素進(jìn)行探究。研究發(fā)現(xiàn):一是互聯(lián)網(wǎng)使用能夠顯著促進(jìn)農(nóng)村家庭參與金融資產(chǎn)配置,對(duì)非風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的促進(jìn)作用略大于對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的促進(jìn)作用。在加入工具變量后,發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用每提升1%,可使得對(duì)非風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)、定期存款/國(guó)庫(kù)債券、風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)以及股票/基金持有的促進(jìn)作用分別提升15.37%、3.30%、14.72%以及0.65%。二是驗(yàn)證了互聯(lián)網(wǎng)使用能夠通過(guò)顯著影響金融知識(shí)或金融信息關(guān)注度來(lái)進(jìn)一步影響農(nóng)村家庭參與金融資產(chǎn)配置。三是在考察互聯(lián)網(wǎng)使用影響家庭參與金融資產(chǎn)配置的異質(zhì)性時(shí),發(fā)現(xiàn)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的影響主要體現(xiàn)在成員受教育高的家庭,對(duì)非風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的影響主要體現(xiàn)在中等收入家庭。以上結(jié)果說(shuō)明,隨著信息時(shí)代的不斷發(fā)展,互聯(lián)網(wǎng)等新興信息渠道能夠緩解農(nóng)村金融服務(wù)中的信息不對(duì)稱問(wèn)題,從而進(jìn)一步促進(jìn)家庭更積極參與金融資產(chǎn)配置,為農(nóng)村家庭獲取更多財(cái)產(chǎn)性收益提供可能。

鑒于此,提出如下建議:一是加快農(nóng)村地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),推動(dòng)農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普惠化發(fā)展,在激活更多潛在用戶的同時(shí),進(jìn)一步規(guī)范信息傳輸質(zhì)量,降低農(nóng)村家庭信息篩取門檻,確保金融資產(chǎn)投資者的信息安全。二是當(dāng)?shù)卣c金融機(jī)構(gòu)應(yīng)積極嘗試協(xié)同機(jī)制,充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)信息渠道的作用,加強(qiáng)農(nóng)村金融供給與需求的信息鏈接,鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)有針對(duì)性地為不同群體開發(fā)和提供相適應(yīng)的線上金融知識(shí)培訓(xùn),提升農(nóng)戶金融素養(yǎng)。三是農(nóng)村家庭成員需要不斷增強(qiáng)自身的互聯(lián)網(wǎng)知識(shí)、信息篩選能力并提高金融認(rèn)知水平,充分利用互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)參與家庭金融相關(guān)課程的學(xué)習(xí)和培訓(xùn),在提高互聯(lián)網(wǎng)使用率的同時(shí)提高使用效率,借助互聯(lián)網(wǎng)信息渠道有效地參與金融市場(chǎng)。