中国家庭股票市场“有限参与之谜”：数字金融发展解

张 浩

广东外语外贸大学 金融开放与资产管理研究中心，广东 广州 510006

唐文佳 来 特

广东外语外贸大学 金融学院，广东 广州 510006

一、引言

合理的家庭资产组合选择不仅能够增加家庭财产性收入、提高家庭生活质量、平衡资产风险，而且关系到整个社会的经济运行和金融市场的稳定发展。但从中国家庭资产配置现状来看，房地产占比较高，而金融资产占比相对较低。一方面，《2018中国城市家庭财富健康报告》数据显示，中国2017年房地产占家庭总资产比例高达77.7%，而金融资产仅占比11.8%。同期，美国家庭住房资产占比为34.6%，但金融资产占比为42.6%；日本、新加坡、瑞士、英国、加拿大和法国等家庭的金融资产占比也远高于中国，分别为61.1%、56%、54.4%、52.2%、48.6%和39.8%①数据来源于2017年瑞信《全球财富报告》。。另一方面，中国人民银行调查统计司的数据显示②中国人民银行调查统计司于2019年10月中下旬在全国30个省（自治区、直辖市）对3万余户城镇居民家庭开展了资产负债情况调查。，家庭金融资产占比仅为20.4%，其中股票占比6.4%，居民家庭更偏好无风险金融资产。从家庭金融资产配置角度来说，较高比例的无风险金融资产，导致居民理财收益率低于通货膨胀率。尤其是在货币政策宽松期，家庭抗通胀风险能力更弱。因此，进一步完善家庭的“钱袋子”配置，通过参与资本市场共享经济发展红利，不仅顺应近年来高速增长的居民理财需求，也是增强居民消费能力、驱动消费升级的“长远之计”。深入探讨中国居民股票市场“有限参与”之谜现象，解决家庭参与股票市场程度过低这一现实问题，对于稳定和增加居民财产性收入，让居民真正享受到资本市场发展的成果具有重要意义。

对于股票市场“有限参与”之谜现象的解释，已有理论和实证研究认为主要受四类因素的影响。一是家庭的财富和收入水平（Vissing-Jorgensen，2002［1］）。因为股票投资具有“财富门槛”，制约了低收入家庭的参与。二是风险态度（Campbell，2006［2］）。家庭成员的风险偏好不同，对股票投资的影响也存在差异。三是宏观的人口、社会经济和文化等社会因素对家庭参与股票市场行为会产生一定影响（尹志超和张诚，2019［3］；Briggs et al.，2021［4］）。四是家庭成员的婚姻状况、受教育水平、金融知识、金融素养和金融工具使用情况等微观因素对参与股票市场也存在一定程度影响（Van Rooij et al.，2012［5］；吴卫星等，2011［6］）。尽管已有研究对股票市场“有限参与”之谜现象从多个角度进行了解释，但并没有对数字金融发展与家庭股市参与的关系进行直接讨论。中国的数字金融服务体系，具有“普惠性”和“数字性”双重属性。前者体现在数字金融使用突破了时间和地理距离限制，降低了金融交易成本和金融服务的门槛，扩宽了居民金融投资、融资的渠道。后者则体现在其能够提供有效的“软”信息，弥补居民信用不足问题，为缺乏“硬信息”（例如抵押物和担保）的借款人拓展了融资渠道。由此可见，数字金融的发展能够保障家庭有效应对临时性的收入风险，促使家庭将原本作为预防性储蓄所预留的流动性资产在当期配置到风险性资产上，进而增加了居民参与股票市场的可能性。

那么数字金融的推广能否增强家庭的股票市场参与意愿？为探究这一问题，本文采用中国家庭金融调查（China Household Finance Survey，CHFS）2011—2017年的城镇家庭数据和北京大学数字普惠金融数据在城市层面进行匹配，运用Probit和Tobit模型，实证检验数字金融发展与城镇家庭股票投资之间的关系。本文可能的边际贡献在于：第一，将数字金融发展与家庭股票市场投资行为结合起来，丰富了数字金融对家庭消费储蓄投资影响的研究，并为缓解中国家庭股票市场“有限参与”问题提供了一条新的解决路径；第二，从家庭预防性储蓄视角，探讨了数字金融促进家庭股票投资行为的影响渠道和机制，为相关研究提供了一个新的机制分析视角；第三，基于异质性分析发现，数字金融发展具有“普惠性”特征，为传统金融服务可得性较低的家庭获得金融支持提供了针对性的政策建议。

二、文献综述与理论基础

（一）家庭股票市场“有限参与”之谜的解释

对于股票市场“有限参与”之谜现象的解释，大部分研究从家庭财富、收入水平展开讨论。Vissing-Jorgensen（2002）指出股票市场具有固定的参与成本，包括进入成本、交易成本以及搜寻和分析信息的成本等，因此富裕家庭参与股市的程度明显高于其他家庭。财富水平、社会经济地位较低的居民拥有较少的股票市场信息，或者获取股票市场的信息成本高于股票可能性收益，导致家庭放弃持有股票（Bertaut，1998［7］）。由此可见，股票投资具有明显的“财富门槛”（Wachter and Yogo，2010［8］）。然而，“财富门槛”效应仍然难以解释高收入家庭的“有限参与”问题。对此，Campbell（2006）指出，股票投资参与程度不仅与财富水平有关，也与风险态度密切相关。Guiso and Paiella（2007）［9］、Hong et al.（2004）［10］分别基于美国、意大利的居民投资数据研究发现，居民风险厌恶程度越高，股市参与程度越低。而风险偏好程度越高的居民，越倾向于高收益、高风险资产（王聪和田存志，2012［11］）。吴卫星等（2011）从健康状况出发分析发现，健康状况不佳的居民风险厌恶程度更高，因此更难承受股票资产的收益波动，降低了股票资产的持有。此外，也有部分研究从人口、社会经济和文化等宏观因素出发对股票市场“有限参与”之谜进行了解释（Bonaparte and Kumar，2013［12］；Niu et al.，2020［13］；Briggs et al.，2021）。也有一部分研究关注家庭婚姻状况、受教育水平、金融知识、金融素养和金融工具使用情况等微观因素的影响（肖作平和张欣哲，2012［14］；Van Rooij et al.，2012；尹志超等，2014［15］；吴卫星等，2018［16］；路晓蒙等［17］，2019；徐丽鹤等，2019［18］）。

（二）数字金融对投资者行为的影响

随着互联网革命的创新发展，数字金融兴起为中国金融市场注入了新动力。数字金融不仅可以降低城乡居民收入差距、促进居民消费（易行健和周利，2018［19］）、就业和创业（方观富和许嘉怡，2020［20］），增加居民正规消费性信贷需求（傅秋子和黄益平，2018［21］），也能够改善融资环境，缓解信贷配给程度和信贷约束，促进金融资源合理配置。Rossi and Utkus（2020）［22］利用美国的数据发现，随着数字金融技术的使用，美国家庭投资者的现金持有量从22%减少到1%，资本市场的资金比例大幅度增加。而且，这种影响在金融素养较低、投资知识有限的家庭中更明显。随着互联网革命的创新发展，数字金融兴起能够使家庭以更低的成本享受金融信息和智能投顾服务，并为投资者提供更多新的投资信息和投资机会（Gennaioli et al.，2015［23］）。对于风险厌恶投资者而言，数字金融带来了更低的搜索和验证成本（Goldfarb and Tucker，2019［24］），使其能够以更低的成本参与股票市场；对于风险偏好投资者来说，数字金融使用者可以更方便地接触具有高增长潜力的初创企业和小企业，促使其成为风险资本家进行创业板的股票投资（Agarwal and Chua，2020［25］）。

（三）数字金融的特征及对家庭股市参与的影响

数字金融服务具有“普惠性”和“数字性”双重属性。一方面，数字金融具有“普惠性”，以互联网技术为媒介，不仅降低了金融交易成本，而且扩大了金融服务范围，为更广大的地区、更多的家庭获得股票投资服务创造了条件（Gomber et al.，2017［26］）。已有研究表明互联网使用能够通过降低市场交易成本促进家庭享受金融服务（Bogan，2008［27］；周广肃和梁琪，2018［28］）。李继尊（2015）［29］发现数字金融具有长尾效应，降低边际成本的同时，以小品种、个性化的金融服务为家庭提供了融资、理财等互联网金融产品，更贴近居民需求，降低了金融服务门槛，扩宽了居民投融资渠道。Pierrakis and Collins（2014）［30］研究表明数字金融突破了时间和地理距离限制，基于互联网平台居民可以对接远地理位置的资金供给方，实现两方的资金匹配。另一方面，数字金融的“数字性”特征能够将数据信息化，向资金供给方提供有效的“软”信息，缓解交易双方的信息不对称，从而有助于家庭居民获取信贷服务（Beck et al.，2018［31］）。例如，在线消费行为、社交媒体行为（Jagtian and Lemieux，2019［32］）或是数字足迹（Berg et al.，2020［33］），提高了信息的准确度和透明度，减少了信贷过程中的信息成本。日常生活中，人们通过支付宝、微信进行便捷的生活用电、用水缴费或吃饭、购物等支付功能时，能够累积信用，形成征信记录，并作为数字金融平台借贷的有效信息（张勋等，2019［34］）。综上所述，数字金融弥补了居民信用不足的问题，为缺乏“硬信息”（例如抵押物或担保）的借款人向资金供给方提供“软信息”，拓展家庭融资渠道以预防未来不确定性风险。

然而，数字金融能否有效促进家庭参与股票市场投资？在相关研究中并没有就此问题提供直接的经验证据，但是从以往数字金融对家庭的影响以及家庭股市参与的相关研究来看，可能存在四个影响渠道：一是数字金融发展能够提高家庭收入和财富（周利等，2020［35］），增加家庭股票市场投资（路晓蒙等，2017）；二是数字金融发展能够降低市场摩擦，增加信息的传递效率（Beck et al.，2018；Jagtian and Lemieux，2019），提高家庭的股票市场参与（Guiso and Jappelli，2008；张奥西和秦海林，2018［36］）；三是数字金融发展能够在一定程度上增加居民的金融素养和金融知识，提高家庭股票市场的参与程度（尹志超等，2014；吴卫星等，2018）；四是数字金融发展能够促进经济增长（张勋等，2019），进而提升家庭的股票市场参与程度（Christelis et al.，2013［37］）。此外，部分研究认为由于家庭存在不同程度的流动性约束，为降低未来不确定性风险，家庭会增加预防性储蓄，减少风险资产的投资（王聪和田存志，2012；段军山和崔蒙雪，2016［38］）。综上所述，本文提出假设1和假设2。

假设1：数字金融能促进中国家庭参与股票市场。

假设2：数字金融通过有效降低居民的预防性储蓄动机，促进家庭参与股票市场。

三、数据、变量与模型设定

（一）数据来源

城镇家庭数据来源于西南财经大学中国家庭金融调查数据库，该数据库从2011年开始首轮调查，每两年进行一次追踪调查，问卷主要包括家庭、个人、地区三个层面信息，本文采用2011—2017年的四轮调查数据。数字金融数据来源于北京大学数字金融研究中心、上海新金融研究院和蚂蚁金服集团组成的联合课题组采用蚂蚁金服的交易账户数据编制而成的“北京大学数字普惠金融指数”，该指数的空间跨度包含省级、城市和县级三个层级，其中省级和市级的时间跨度为2011—2018年。本文在城市层面对两个数据库进行匹配和整合，得到了一套四轮次、涵盖全国除新疆、西藏和港澳台地区外的29个省（自治区、直辖市）、161个城市，合计57411个家庭的样本数据。

（二）变量定义

1.被解释变量：家庭股票市场参与概率和参与程度。本文采用两个指标衡量城镇家庭的股市参与及其程度。一是家庭是否持有上市公司股票，反映家庭参与股票市场的概率。具体而言，在CHFS问卷中，对“目前，你家持有多少支股票”问题回答持有股票数大于0，或者“你家还有非公开市场交易的股票吗”选择“是”的家庭取值为1，否则为0。二是家庭股票市场参与程度，选取家庭持有股票价值占家庭总金融资产价值的比重进行衡量。

2.核心解释变量：数字金融发展程度。借鉴已有文献的常规做法，本文选取北京大学数字普惠金融指数进行测度。这套数据包含数字普惠金融总指数以及互联网金融服务的覆盖广度、使用深度和数字支持服务程度三个维度，一共包括33个具体指标。本文在分析中核心解释变量主要选取的是总指数，并采用一级维度指标中的覆盖广度、使用深度和数字支持服务程度、二级维度指标中的支付、保险、货币基金、投资和信贷进行扩展性分析。

3.控制变量。参考张浩等（2019）［39］研究，本文选取的控制变量包括：第一，户主特征变量，采用户主年龄、年龄二次项、性别、婚姻状况、政治面貌、教育程度、工作状况、风险偏好以及健康状况等进行刻画；第二，家庭特征变量，选取家庭少年抚养比、家庭老年抚养比、住房状况、家庭总资产、家庭总收入等进行刻画。在数据处理上，本文剔除了户主年龄小于16岁、家庭总资产小于0和家庭总收入小于0以及控制变量中缺失值较多的样本。在实证分析中，家庭总资产、家庭总收入均以对数形式进行回归。

表1是所有变量的描述性统计结果。由表1可知，平均而言，样本中参与股票市场的城镇家庭占比为10.8%，在家庭总金融资产中股票资产占比为2.8%。从户主特征来看，样本家庭户主的平均年龄为53.63岁，71.1%的户主为男性，平均受教育年限为10.54年，有41.8%的户主处于无工作状态，78.6%的城镇家庭户主健康状态良好。从家庭特征来看，风险偏好型家庭占比仅为10.3%，57.8%的城镇家庭享有自有住房。

表1 描述性统计

续表1

（三）模型设定

本文采用Probit模型分析数字金融对城镇家庭股票市场参与概率的影响；同时，运用Tobit模型分析数字金融对城镇家庭股票市场参与程度的影响。本文汇报的实证结果均是经过计算后的边际效用。具体而言，Probit模型见式（1）。

其中，μ～N（0，σ2）；Yjit等于1表示j城市i家庭t年参与了股票市场投资，等于0则表示没有参与；lndexjit为i家庭t年所在城市j的数字金融发展水平；Xjit是一系列控制变量，包括户主特征和家庭特征。此外，为了克服扰动项可能存在的相关性问题，本文采用城市层面聚类标准误。进一步，由于家庭股票资产占金融资产的比值在0%～100%之间，因此，本文采用Tobit模型进行估计。具体模型见式（2）。

其中，被解释变量Yjit为城镇家庭股票市场参与程度变量；Yjit*表示股票资产占总金融资产的比重，介于（0，1）之间。其他变量与式（1）完全相同，同样采用城市层面聚类标准误。

四、实证结果及分析

（一）基准回归结果及分析

1.数字金融对城镇家庭股市参与概率的影响。本文检验数字金融是否显著影响城镇家庭股市参与决策（表2）。从表2的回归结果可以看出，数字金融指数的边际效应均在1%的水平上显著为正。这说明数字金融会显著提高城镇家庭股票市场参与的可能性。以第（5）列结果为例，数字金融指数每提高一个标准差，城镇家庭参与股市的概率提升5.94个百分点（0.12%×49.50），即数字金融发展有助于推动城镇家庭积极参与股票市场。这可能是因为数字金融发展拓宽了家庭获得金融服务的渠道，增加了家庭获取金融信息的途径，可以更便捷地获取金融信息和融资服务，减少了预防性储蓄需求，转而促进了风险资产的投资。

表2 数字金融对城镇家庭股市参与的影响（Probit模型）

2.数字金融对城镇家庭股市参与程度的影响分析。本文采用Tobit模型检验了数字金融对城镇家庭股票市场参与程度的影响（表3）。结果表明，无论是否加入其他控制变量或是否控制省份和年份虚拟变量，数字普惠金融指数的系数均在1%的水平上正向显著。由此可见，数字金融发展显著增加了居民股票投资比例。结合表2的结果可见，数字金融的发展能够显著促进中国居民家庭股票市场参与概率和参与程度，假设1得到证实。

表3 数字金融对城镇家庭股市参与程度的影响（Tobit模型）

（二）扩展性分析：数字普惠金融指数各维度的影响分析

由于数字金融的发展是多维的，从互联网金融服务的覆盖广度、使用深度和数字支持服务出发刻画数字普惠金融指标体系，可以更客观、全面地反映数字金融实际发展状况。在使用深度方面，金融服务已经呈现出多层次和多元化发展特征；就金融服务类型来看，包括支付、信贷、保险、货币基金、投资和征信等服务，不同金融服务对家庭的股票投资决策可能存在不同程度的影响。因此，本文进一步考察数字普惠金融指数的一级、二级维度指标对城镇家庭股票参与概率及参与程度的影响（表4）。

表4 数字普惠金融各维度对城镇家庭股市参与概率及程度的影响

表4中第（1）～（3）列的回归结果表明，在数字普惠金融的一级指标中，覆盖广度和使用深度对家庭股票市场参与概率和参与程度均存在显著的正向促进作用，而数字支持服务的影响则不明显。这主要是因为，数字支持服务的构建指标与家庭股市参与不存在直接联系。在覆盖广度方面，互联网金融服务供给不受地域限制，用户可以直接通过电子账户的形式获取金融服务，因此电子账户覆盖率提高能够增加家庭股市参与的可能性和程度。在使用深度方面，互联网金融服务多元化发展大大降低金融服务的门槛，家庭可以更方便、更容易参与金融市场。进一步，本文将使用深度指标根据服务类型细分，第（4）～（8）列的回归结果表明，五个子指标均显著提高家庭股市参与概率和参与程度。其中，信贷指标和投资指标均体现数字金融发展下家庭居民通过互联网进行信贷和投资理财的便捷性和可得性，信贷资金的获取可以缓解家庭流动性约束，降低预防性储蓄，转而促使家庭提高股票资产持有以追求更高的投资收益；投资理财服务有助于家庭更高效地从互联网获取金融信息，加深对股票市场的理解，提升居民参与股票投资交易的意愿。

（三）影响机制分析

前文分析表明，数字金融发展能够显著提高城镇家庭股市参与概率及参与程度。因此，本文进一步讨论数字金融影响城镇家庭股票投资的内在机制。基于相关研究可知，数字金融可能通过增加居民收入、降低市场摩擦、提升金融素养和促进地方经济发展等渠道，促进家庭参与股票市场。但在本文的研究框架内，由于收入始终作为家庭股票参与行为的重要控制因素，在中介分析中难以区分家庭收入中数字金融的作用。从金融素养来看，金融素养确实能够提升家庭股票参与程度（尹志超等，2014；吴卫星等，2018），但是数字金融发展和使用对金融素养提升的研究结论并不明确。对于降低市场摩擦而言，国外相关研究发现数字金融可以降低市场摩擦增加信息传递效率（Beck et al.，2018；Jagtian and Lemieux，2019），但这些研究大多强调金融科技（Fintech）在智能投顾和众筹平台的使用。数字普惠金融指标构建侧重于普惠性和便利性，可以通过提供便利快捷的金融服务，降低家庭预防性储蓄，推动家庭积极参与股票市场。因此，本文认为这可能是数字金融促进家庭股票投资的重要影响机制之一，也是相关研究尚未涉及到的①同时，本文尝试验证了其他可能存在的渠道，包括家庭信贷约束、金融知识、经济关注度等，但从实证结果来看，都无法证明渠道的存在性。具体结果备索。感谢审稿人富有建设性的意见和建议。。基于此，本文以家庭预防性储蓄作为中介变量，采用中介效应法进行机制检验（表5）。具体而言，采用家庭持有现金、储蓄和债券总和占家庭金融资产比重作为预防性储蓄的代理变量②本文除了使用“家庭持有现金+储蓄+债券”作为预防性储蓄外，还使用“家庭持有现金”、“家庭持有现金+活期存款”和“家庭持有现金+活期存款+定期存款”等多个口径进行了预防性储蓄的定义作为稳健型检验。结果与基准回归基本一致，备索。。

表5 影响机制回归分析结果

首先，检验数字金融对城镇家庭股市参与概率和参与程度的影响，回归结果如表5第（2）和第（4）列所示，数字普惠金融总指数均在1%的统计水平下显著。这表明数字金融发展不但增加了家庭参与股票市场的可能性，也提升了其参与程度。其次，检验数字金融对预防性储蓄的影响（表5第（1）列），数字普惠金融总指数显著为负，即数字金融发展会减少家庭预防性储蓄的持有。最后，在数字金融对城镇家庭股市参与概率和参与程度的基础回归中纳入预防性储蓄变量（表5第（3）列和第（5）列）。可见，数字普惠金融总指数依然正向显著，但系数显著降低。同时，预防性储蓄变量系数显著为负。由此表明，预防性储蓄发挥了部分中介作用，即数字金融发展减少了家庭预防性储蓄，进而提升了家庭股票市场参与的可能性和参与程度。假设2得到证实。

（四）异质性分析

1.基于家庭收入、资产及户籍的异质性分析。本文将家庭总样本按照收入和资产从高到低排列，前25%的样本家庭定义为高水平家庭，后25%的样本家庭定义为低水平家庭。同时，根据城镇家庭的户籍将总样本分为非农业户口家庭和农业户口家庭。分组回归结果如表6所示。总体而言，数字金融的发展对于各类家庭股市参与均有明显的促进作用。表6中各列回归结果表明，数字金融对富裕家庭和城镇户籍家庭参与股市概率的促进作用更大。原因可能在于，低收入、低资产家庭以及农业户籍家庭的风险承受能力较弱，对于股票的投资意识相对较低，尽管数字金融可以带来投资便利，提升其股票市场的参与，但是相对于财富水平较高、具有投资能力的家庭而言，其股票市场的参与度提升略显迟缓。

表6 基于家庭收入、资产及户籍的异质性分析（Probit模型）

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2.基于家庭数字终端使用程度的异质性分析。数字金融具有数字性特征，其应用依赖于信息技术、大数据技术和云计算等创新技术。对于家庭居民而言，主要通过电脑或智能手机等数字终端形式，享受金融服务，并参与股票市场交易。因此，本文按照家庭是否拥有电脑或智能手机进行子样本回归（表7）。表7结果表明，对于拥有电脑或智能手机的家庭而言，数字金融发展可以提升其股票市场参与的可能性。然而，对于没有电脑或智能手机的家庭来说，虽然数字金融在一定程度上提升了其股市参与的概率，但影响程度相对较小。

3.基于户主受教育程度及金融知识水平的异质性分析。本文根据户主受教育水平将总样本分为两个子样本，分组回归结果如表8第（1）列和第（2）列所示。结果表明，受教育程度越高，数字金融对家庭股市参与的促进作用更大。再者，根据CHFS问卷中关于利率计算、通货膨胀理解及投资风险认知的三个问题衡量户主的金融知识水平，全部回答错误则为低金融知识家庭，否则为高金融知识家庭。同时，根据CHFS问卷中“您是否上过经济或金融类课程？”将总样本分为户主受过和没有受过金融教育的家庭，第（3）～（6）列结果表明，金融知识更高、受过金融教育的家庭，数字金融对其股市参与具有更强的促进作用。这是因为相比较而言，受教育程度更高、金融知识水平更高的居民认知能力更强，更能主动利用数字金融的优势，参与股票市场投资，优化家庭的金融资产配置。

表8 基于户主受教育程度及金融知识水平的异质性分析（Probit模型）

续表8

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4.基于家庭保险配置状况的异质性分析。本文根据家庭是否享有社会养老保险和是否购买商业保险进行子样本分析。具体来说，任意一位家庭成员享有社会养老保险，则定义为享有社会养老保险家庭，否则为无养老保险家庭。同理，任意一位家庭成员购买了一项或多项商业保险，即为享有商业保险家庭（表9）。相比于未享有社会养老保险、商业保险的家庭而言，数字金融对享有保险的家庭参与股市投资的影响更大。这可能是因为，购买社会保障或商业保险提高了家庭风险承担能力，在数字金融推动下，家庭更能承担风险，更可能参与到股票市场中以获得更高收益。

5.基于地区经济发展水平、地理位置的异质性分析。本文按照城市人均生产总值从高到低排序，将人均GDP前25%的城市家庭视为高经济发展水平地区家庭，后25%的家庭视为低经济发展水平地区家庭。同时，根据中国地理位置将总样本分为东部和中西部地区家庭，分别进行回归，以探究区域经济发展差异是否对数字金融与家庭股市参与关系存在异质性影响（表10）。估计表明，数字金融对家庭股票投资行为存在明显的区域性异质性。具体而言，在经济发达和东部地区，数字金融发展更能提高家庭参与股市概率。

（五）稳健性检验

1.控制地级市层面宏观经济变量。为了进一步控制地区的经济建设水平和金融发展程度等宏观经济因素对数字金融与家庭股市参与决策关系的影响，本文在基础回归中加入家庭所在地级市人均生产总值和金融发展水平（各地市年末金融机构各项贷款余额／该地全年生产总值）进行稳健性检验（表11第（1）列和第（2）列）。由此可见，数字普惠金融指数依然可以显著提升家庭股票市场参与的可能性和投资比例。

2.剔除2015年子样本数据。通过观察2010年以来的上证指数走势图发现，由于2015年出台了熔断机制等政策，股指经历了年初的快速牛市和下半年的股灾，波动幅度较大，对投资者的股票市场参与行为造成一定的冲击。因此，本文构造只包括2011年、2013年和2017年三轮子样本的混合截面数据，进行稳健性检验，如表11第（3）列和第（4）列所示。结果表明，剔除2015年数据后，数字金融发展依然显著提升家庭股市参与概率和程度。

3.工具变量法。参考以往相关研究，本文尝试用三个工具变量进行内生性分析。一是选取省级数字普惠金融总指数作为工具变量；二是选择该地级市到杭州的距离作为工具变量（郭峰等，2017［40］）；三是选用地形起伏度作为工具变量（表12）。结果显示，数字普惠金融总指数显著为正，即数字金融发展显著提高了家庭股市参与的概率和比例①本文尝试将三个工具变量同时纳入IV回归中，并进行过度识别检验。但是回归结果在第一阶段无法通过检验，因此这三个IV不适合作为整体放入IV回归中。。

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表12 基于工具变量的稳健性检验

五、结论与启示

数字金融发展正在深刻地改变着中国的传统金融体系，同时也改变着中国家庭的投融资行为。面对家庭股票市场“有限参与”的现象，本文基于CHFS四轮的微观数据和北京大学数字普惠金融指数，通过城市层面的数据匹配，实证分析了数字金融对城镇家庭股票投资的影响。本研究为缓解中国家庭股票市场的“有限参与”，提出了新的视角和解决对策。

基于实证分析发现，第一，数字金融发展对城镇家庭股票市场参与概率和程度具有明显的提升作用。从各维度来看，数字普惠金融覆盖广度和使用深度可以显著提高家庭参与股市的概率和参与程度，使用深度的五个子指标均显著提升了家庭股市参与概率和程度。其中，投资和信贷指标边际作用更明显。同时，本文讨论了数字金融发展与家庭股票投资之间可能存在的内生性问题，采用控制地级市层面宏观经济变量、剔除2015年子样本数据和工具变量法等稳健性分析后，结论依然成立。第二，数字金融通过影响家庭预防性储蓄，进而影响家庭股票投资。数字金融为家庭提供更方便、多样化的金融服务，降低了家庭预防性储蓄的持有，转而推动家庭参与股票市场投资以获取更高的收益。第三，数字金融发展对家庭股票投资的影响存在异质性影响。具体而言，高收入、高资产、非农业户口、拥有社会养老保险和商业保险、位于东部或经济发展水平相对较高地区的家庭，数字金融发展对其股票市场投资的促进效果更明显。同时，对于高数字终端使用程度、文化程度较高和金融知识较为丰富的家庭而言，数字金融对家庭股票参与程度的影响也更大。

在当下稳定和增加家庭居民财产性收入的背景下，随着科创板和注册制试点落地，新证券法正式施行，中国资本市场基础性、深层次的改变逐步显现，也愈发完善。中国经济仍将朝着高质量发展的方向坚定迈进，如何更好地让居民完善“钱袋子”配置，通过参与资本市场共享经济发展红利，对于增加家庭居民财产性收入具有重要意义。面对中国城镇居民家庭股票市场“有限参与”这一现象，大力发展数字金融可以有效促进城镇居民的股市参与水平。因此，大力发展和推广数字金融对于优化家庭金融资产配置，缓解中国城镇家庭股票市场“有限参与”，具有重要实践意义。同时，数字金融对家庭股票市场参与的促进作用虽然具有“普惠性”，但依赖于数字终端的使用、教育程度提升与金融知识普及等。这意味着数字金融的作用发挥也可能会产生新的数字鸿沟，这种门槛效应约束可能带来新的金融排斥。