社會網(wǎng)絡、互聯(lián)網(wǎng)金融與家庭風險金融資產(chǎn)配置

柳朝彬 陳俊

摘 要：本文基于2013年CHFS家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，研究社會網(wǎng)絡、互聯(lián)網(wǎng)金融與家庭投資行為之間的關系，使用實證模型表明社會網(wǎng)絡顯著提高了家庭參與風險金融資產(chǎn)市場的概率，也顯著提高了其中風險金融資產(chǎn)的配置比例。同時，互聯(lián)網(wǎng)金融能顯著促進家庭參與風險資產(chǎn)市場，以及增加配置比例，且一定程度上分擔社會網(wǎng)絡的促進作用。本文以不同的指標來衡量社會網(wǎng)絡，驗證了結果的穩(wěn)健性，并使用工具變量法和面板數(shù)據(jù)模型進行內(nèi)生性檢驗來確保實證結果的可靠性，最后提出相關政策建議，為家庭資產(chǎn)配置提供參考。

關鍵詞：社會網(wǎng)絡；互聯(lián)網(wǎng)金融；家庭資產(chǎn)

中圖分類號：F832 文獻標識碼：A 文章編號：2095-9052（2020）07-0030-04

家庭的金融市場參與、金融資產(chǎn)選擇以及家庭如何使用金融工具來實現(xiàn)其財富目標的家庭金融問題是近些年來學術界關注的重要話題，并已成為微觀金融三大研究領域之一[1]。隨著我國國民經(jīng)濟穩(wěn)步發(fā)展以及金融市場體系不斷完善，家庭金融投資的需求日益增加，理財觀念逐漸進入中國的家庭，如何認識我國現(xiàn)階段的家庭金融投資行為，已成為該領域上的研究熱點[2]。眾所周知，中國是一個傳統(tǒng)的關系型社會，社會個體的工作、生活等各個方面往往離不開關系，關系越多所能帶來的效益也越大逐漸成為一種共識。與此同時，北京大學互聯(lián)網(wǎng)金融研究中心課題組提供的互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展指數(shù)中，以2014年1月份為基期的全國互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展指數(shù)定為100，到2016年3月該指數(shù)已經(jīng)達到430.26，且以月平均6%的速度環(huán)比增長，可以看出我國互聯(lián)網(wǎng)金融正在飛速發(fā)展。

本文基于上述背景，結合社會網(wǎng)絡和互聯(lián)網(wǎng)金融兩方面，使用CHFS數(shù)據(jù)討論其對中國家庭的金融資產(chǎn)配置的影響，以此來解釋目前我國家庭的資產(chǎn)組合狀況。

一、文獻綜述

對于社會網(wǎng)絡的研究，最早是由Mitchell（1969）[3指出，他認為社會網(wǎng)絡是一群人之間的關系結構以及他們之間的特定的社會關系，通過這些社會關系，把不同程度社會關系的人緊密結合在一起。經(jīng)濟學家也開始用社會網(wǎng)絡的概念來研究經(jīng)濟與社會、人與人的關系，并提出一些理論。其中，比較著名的就是Emirbayer（1994）[4]提出的網(wǎng)絡結構論、Granovetter（1973）[5]提出的強弱關系論以及Burt（1992）[6]提出的結構洞論。

社會網(wǎng)絡在家庭的融資與投資中也起著重要作用。首先，社會網(wǎng)絡能通過降低信息不對稱來促進融資，社會網(wǎng)絡成員之間可以相互監(jiān)督，避免出現(xiàn)道德風險問題，從而保證貸款與還款的穩(wěn)定性。不少學者在中國農(nóng)村地區(qū)也發(fā)現(xiàn)了類似的現(xiàn)象，社會網(wǎng)絡的存在能夠改善信息不對稱現(xiàn)象，促使農(nóng)戶家庭獲得貸款（李銳，2007[7]；馬光榮，2011[8]；胡楓，2012[9]）。此外，曹揚（2015）[10]和魏昭（2018）[11]實證驗證了社會網(wǎng)絡可以顯著地正向影響家庭投資股市、風險資產(chǎn)市場的概率以及投資比例，并促進家庭的民間借出款的參與。

對于互聯(lián)網(wǎng)金融的研究，國外最早是由Economidies（1993）[12]基于網(wǎng)絡經(jīng)濟學理論來討論互聯(lián)網(wǎng)金融，他指出互聯(lián)網(wǎng)金融的健康發(fā)展會促進市場更有效地運行。在國內(nèi)，則普遍認為由謝平[13]首次提出了互聯(lián)網(wǎng)金融的概念，他指出以手機支付、P2P融資為代表的互聯(lián)網(wǎng)金融模式拓寬了家庭的投融資渠道，滿足了居民家庭的金融需求?；ヂ?lián)網(wǎng)金融具有覆蓋程度廣、推廣速度快以及信息獲取成本低收集效率高等方面的優(yōu)勢，能推動家庭參與風險資本市場（魏昭，2016）[14]，改善家庭信貸約束（尹志超，2018）[15]。

二、模型設定、數(shù)據(jù)來源與變量選擇

（一）模型設定

（二）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自2013年西南財經(jīng)大學家庭金融調(diào)查與研究中心在全國進行的中國家庭金融抽樣調(diào)查（CHFS）。2013年CHFS樣本覆蓋了全國29個省、262個縣（區(qū)、縣級市）、1048個社區(qū)（村），共包含28141戶家庭和97916個個體樣本的大型微觀數(shù)據(jù)。

（三）變量選擇

1.被解釋變量

文中所采用的被解釋變量為風險金融資產(chǎn)參與、風險金融資產(chǎn)占比以及各項風險金融資產(chǎn)的參與占比。

2.社會網(wǎng)絡

我國社會網(wǎng)絡主要是基于家庭的親友關系，親友交往和維系感情的重要手段是在節(jié)日或婚喪嫁娶時互贈禮金或禮品?；鶞驶貧w中采用禮金支出總額的對數(shù)作為社會網(wǎng)絡的代理變量。

3.互聯(lián)網(wǎng)金融

參考現(xiàn)有文獻對互聯(lián)網(wǎng)金融的度量，可采用針對家庭網(wǎng)購方式來衡量互聯(lián)網(wǎng)金融。

4.控制變量

本文選擇的控制變量如下：（1）家庭特征變量：家庭總收入、家庭凈資產(chǎn)、家庭從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營、家庭自有住房以及家庭規(guī)模；（2）戶主特征變量：年齡、性別、受教育年限、民族、戶籍地區(qū)、政治面貌、婚姻狀況以及風險態(tài)度。數(shù)據(jù)處理上，本文按照凈資產(chǎn)、收入的上下1%進行縮尾處理，并剔除相關變量中存在缺失值的樣本，最終得到樣本數(shù)為25118戶。

最終樣本中只有12.9%的家庭參與了風險資產(chǎn)市場，其中股票市場投資參與率為8.1%，股票資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)的平均比重為3.1%，這表明我國家庭的股市參與率與其他相關文獻提出的一致，參與率低且參與的資金也很少，即存在股票市場“有限參與”問題。

三、實證分析

（一）社會網(wǎng)絡與家庭風險金融資產(chǎn)參與及配置比例

本部分為社會網(wǎng)絡對風險資產(chǎn)市場參與及配置比例影響的基準回歸分析，表1為回歸分析結果，（1）、（4）兩列中僅包含被解釋變量是否持有風險資產(chǎn)以及持有風險資產(chǎn)的比例以及主要解釋變量社會網(wǎng)絡，（2）、（5）兩列中加入了家庭特征的控制變量，（3）、（6）兩列中加入了家庭特征的控制變量和戶主特征的控制變量，且在所有回歸中均控制了省份效應。從第（3）、（6）兩列的結果中可以看出社會網(wǎng)絡代理變量的估計系數(shù)分為0.023和0.011，且在1%的水平下顯著，以禮金支出衡量社會網(wǎng)絡對家庭參與風險資產(chǎn)市場的可能性有顯著促進作用，還會提高家庭在風險資產(chǎn)上的配置比例，促進家庭風險金融市場參與的深度；之所以有這樣的結果可能是因為社會網(wǎng)絡可以促進社會網(wǎng)絡成員之間信息獲取和交換，從而使家庭獲得更多關于風險金融市場的信息，使其了解關于股票、債券和基金等的基本信息，社會網(wǎng)絡內(nèi)的參考群體成員還可以通過談論相似的投資經(jīng)歷和交流投資經(jīng)驗增加愉悅的感受和獲得更多的金融知識，從而降低其參與金融市場的固定成本，緩解信息不對稱，提高參與金融市場的概率；這與現(xiàn)有文獻的實證結果一致。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.不同社會網(wǎng)絡代理變量的穩(wěn)健性檢驗

為檢驗社會網(wǎng)絡對家庭風險金融資產(chǎn)配置狀況實證結果的穩(wěn)健性，本部分分別使用月均通信支出（com_cost）、月均通信支出與家庭收入之比（com_cost1）和禮金收支總額（gift）衡量社會網(wǎng)絡，社會網(wǎng)絡與風險資產(chǎn)參與和風險資產(chǎn)配置深度估計結果如表2。表2的結果顯示使用3個不同變量來衡量社會網(wǎng)絡，其對家庭參與風險資產(chǎn)和家庭配置風險資產(chǎn)比例的影響基本顯著為正，在不同的衡量方法下社會網(wǎng)絡的估計結果依然穩(wěn)健。

2.內(nèi)生性問題討論

（1）工具變量回歸

本文的關注變量社會網(wǎng)絡可能存在內(nèi)生性。其內(nèi)生性主要來自兩方面：一方面，家庭參與風險金融市場以及進行不同的風險資產(chǎn)配置可能導致社會網(wǎng)絡的變化；另一方面，社會網(wǎng)絡和被解釋變量可能會同時受到其他因素的影響。參考現(xiàn)有文獻，可采用父母的社會地位作為社會網(wǎng)絡的工具變量。在農(nóng)村，父母是村干部體現(xiàn)了父母的社會地位；在城市，父母在單位中是負責人、組長、科長、處長或者局長及以上職務代表著父母擁有良好的社會資源，有更高的社會地位。因此這些會影響家庭的禮金支出，但父母社會地位不會影響整個家庭的金融資產(chǎn)選擇行為，滿足嚴格的外生性，可以作為社會網(wǎng)絡的工具變量。

工具變量實證結果如表3中（1）、（2）兩列，從（1）列結果可以看出，工具變量回歸結果仍然顯示社會網(wǎng)絡會促進家庭持有風險資產(chǎn)，同時在1%的置信水平下顯著，且報告列出的Wald檢驗內(nèi)生性的結果，p值為0.001在1%的置信水平下顯著，因此存在內(nèi)生性問題，同時一階段回歸中的F值為80.98大于F值等于10的經(jīng)驗值，說明不存在弱工具變量問題，因此本文使用的工具變量是合適的。第（2）列的結果表明與第一列情況基本一致，進一步證實了社會網(wǎng)絡促進家庭參與風險金融市場深度的結果可靠性。

（2）面板模型回歸

針對可能存在的遺漏變量問題導致的內(nèi)生性，還可以采用面板數(shù)據(jù)回歸來進行控制，本文根據(jù)2011年和2013年的CHFS數(shù)據(jù)處理得到平衡面板數(shù)據(jù)；并采用xtlogit模型和雙向固定效應模型來進行面板數(shù)據(jù)固定效應回歸，回歸結果如表3中的（3）、（4）兩列。從表3的回歸結果來看，與基準回歸結果基本一致，社會網(wǎng)絡對家庭參與風險資產(chǎn)市場以及參與比例有顯著的促進作用。

（三）社會網(wǎng)絡基于互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展的擴展分析

將家庭禮金支出大于0的家庭定義為社會網(wǎng)絡家庭，把基準回歸中的解釋變量變?yōu)樯鐣W(wǎng)絡的虛擬變量，加入社會網(wǎng)絡與互聯(lián)網(wǎng)金融的交叉項，實證結果見表4。

從表4的結果可以看出，社會網(wǎng)絡的估計系數(shù)為4.289和2.549都顯著為正，社會網(wǎng)絡家庭可以在網(wǎng)絡內(nèi)部獲得更多的風險資產(chǎn)市場信息，進而提高風險資產(chǎn)市場的參與概率和參與深度。同時，互聯(lián)網(wǎng)金融變量的系數(shù)顯著為正且社會網(wǎng)絡與互聯(lián)網(wǎng)金融交叉項系數(shù)基本顯著為負，說明隨著互聯(lián)網(wǎng)金融的出現(xiàn)，居民可以通過使用互聯(lián)網(wǎng)工具獲取更多的參與機會、更低的交易成本和更及時有效的金融市場投資信息，進而參與風險資產(chǎn)市場。由于互聯(lián)網(wǎng)金融在信息獲取方面對社會網(wǎng)絡具有一定的替代作用，故削弱社會網(wǎng)絡這一非正式制度對家庭參與到風險資產(chǎn)市場有正向影響。

四、結論與建議

本文基于2013年CHFS家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，探討社會網(wǎng)絡、互聯(lián)網(wǎng)金融與家庭投資行為之間的關系，實證分析得出如下結論：

第一，社會網(wǎng)絡能夠顯著提高家庭持有風險資產(chǎn)的概率，也能顯著促進家庭配置風險金融資產(chǎn)的比例。

第二，通過三個不同變量衡量社會網(wǎng)絡的穩(wěn)健性檢驗中，結果也與基準回歸基本一致；同時使用工具變量和面板數(shù)據(jù)模型來進行內(nèi)生性分析后得出的結論仍是社會網(wǎng)絡會顯著促進家庭參與風險金融市場的概率以及參與深度，進一步保障了實證結果的可靠性。

第三，擴展分析的結果表明互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展也能夠顯著促進家庭參與到風險資產(chǎn)市場的概率以及參與深度，交叉項估計系數(shù)為負進一步表明了互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展會顯著降低社會網(wǎng)絡所能起到的正向作用。

家庭積極參風險金融市場，能提高家庭金融資源的配置效率，讓家庭和整個社會的配置效率向最佳進步，從而促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。因此分別從不同的角度提出以下建議：

第一，鼓勵居民在投資方面多進行交流，擴展每個家庭的社會網(wǎng)絡，接受更多的金融市場信息，進而促進風險資產(chǎn)市場的發(fā)展。

第二，政府加強建設社會主義和諧社區(qū)，為社會網(wǎng)絡發(fā)揮作用提供有力的支持。

第三，促進社會網(wǎng)絡這一非正式制度與正規(guī)金融制度相結合，兩者相輔相成，刺激兩者在促進居民參與到風險金融資產(chǎn)市場發(fā)揮出更大的作用。

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（責任編輯：林麗華）