■彭繼權(quán)

一、引言

改革開放四十多年以來，中國的社會主義市場經(jīng)濟體制不斷完善，商品市場得到空前發(fā)展，但與商品和服務(wù)市場相比，土地、勞動力、資本、技術(shù)、數(shù)據(jù)等要素市場發(fā)育相對滯后，影響了市場對資源配置起決定性作用的發(fā)揮，成為高標(biāo)準(zhǔn)市場體系建設(shè)的突出短板。2020年4月，《關(guān)于構(gòu)建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》出臺，指出要推進資本要素市場化配置，增加有效金融服務(wù)供給，健全多層次資本市場體系。目前金融資本市場的個人投資者以城鎮(zhèn)居民為主，較少有農(nóng)村居民參與，城鎮(zhèn)居民能夠非常便利地參與金融資產(chǎn)配置可以歸功于互聯(lián)網(wǎng)的普及和運用。但長久以來，農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)一直較為落后，農(nóng)戶很難有機會接觸到互聯(lián)網(wǎng)及其延伸的金融產(chǎn)品，農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置基本處于空白狀態(tài)。隨著“寬帶中國戰(zhàn)略”實施，2020 年我國寬帶網(wǎng)絡(luò)全面覆蓋城鄉(xiāng)，行政村通寬帶比例超過98%，農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率達(dá)到46.2%。農(nóng)村網(wǎng)民規(guī)模為2.55億，占整體網(wǎng)民的28.2%，較2014 年增長43.3%①資料來源：2020年《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計報告》。。在農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率不斷提高和農(nóng)戶金融資本大幅增加的情況下，農(nóng)戶金融投資的意愿顯著增加。在完善要素市場化配置體制機制的背景下，農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置對要素市場化起到何種作用？互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置中的影響又如何？厘清以上問題能為盤活農(nóng)戶金融資本和增加農(nóng)戶金融資本收益提供可能，也能為完善金融市場投資結(jié)構(gòu)和要素市場化配置體制機制奠定基礎(chǔ)。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

合理的家庭金融配置在一定程度上能促進經(jīng)濟的“雙循環(huán)”發(fā)展，對社會經(jīng)濟良性發(fā)展具有重要意義。以往研究更多側(cè)重于關(guān)注城鎮(zhèn)家庭金融配置，較少關(guān)注農(nóng)村居民家庭金融配置問題。隨著農(nóng)村人均收入水平不斷提高，農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)體量已發(fā)生明顯質(zhì)變（陳志武，2013），農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置行為會影響其財產(chǎn)積累和消費行為，進而延伸到影響宏觀層面的資本市場運行（高明和劉玉珍，2013）。隨著信息技術(shù)的普及化，越來越多的居民在日常生活中開始使用互聯(lián)網(wǎng)設(shè)備和技術(shù)，居民在使用互聯(lián)網(wǎng)的過程中也在不斷提升自身獲取信息的個人素質(zhì)和能力，所接收的信息又會進一步反作用于人們的生活生產(chǎn)決策（陳虹等，2015）。有學(xué)者已經(jīng)就互聯(lián)網(wǎng)影響人類的行為進行了相關(guān)研究，王正祥（2010）發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)傳播平臺會影響民眾對信息的信任和反饋。薛可等（2015）發(fā)現(xiàn)社交媒體會對大眾的風(fēng)險感知存在影響。不僅如此，互聯(lián)網(wǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置也可能產(chǎn)生影響，郭士祺和梁平漢（2014）發(fā)現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)信息化中的股市信息會對股民的市場參與行為產(chǎn)生影響。劉宏和馬文瀚（2017）認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)線上互動能促進民眾參與市場金融資產(chǎn)配置。一般而言，順暢的信息獲取渠道能有效降低金融市場信息不對稱問題，提高參與者的投資效率（董曉林和石曉磊，2018）。王智茂等（2019）發(fā)現(xiàn)現(xiàn)代信息傳播渠道比傳統(tǒng)信息傳播渠道更能促進家庭金融資產(chǎn)投資。

為了厘清互聯(lián)網(wǎng)使用和農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置間的關(guān)系，需進一步探究兩者的作用機制。農(nóng)戶是理性的生產(chǎn)經(jīng)營單位，一般對陌生事物采取比較謹(jǐn)慎的態(tài)度，新事物的未知風(fēng)險會影響其經(jīng)營決策。受制于較低的學(xué)歷水平和有限的金融知識，農(nóng)戶的金融素養(yǎng)水平一般都不高，自然使得農(nóng)戶在未清楚經(jīng)營風(fēng)險情況下不會輕易涉足金融資產(chǎn)配置，而互聯(lián)網(wǎng)使用則恰好能為農(nóng)戶提供獲取家庭金融配置方面的信息渠道和增強農(nóng)戶金融素養(yǎng)水平的條件（劉環(huán)宇等，2020）。一是互聯(lián)網(wǎng)的出現(xiàn)能極大降低農(nóng)戶獲取金融配置信息方面的成本和擴大信息的獲取量，讓農(nóng)戶有更多機會在互聯(lián)網(wǎng)上掌握金融產(chǎn)品的風(fēng)險、收益，理解金融市場動向，降低對新生事物的陌生感，且目前較多金融產(chǎn)品能在互聯(lián)網(wǎng)上直接進行交易，互聯(lián)網(wǎng)使用能更加方便農(nóng)戶的金融資產(chǎn)配置（王智茂等，2019）。二是農(nóng)戶在使用互聯(lián)網(wǎng)的過程中會接收到較多金融知識，并不斷提高自身金融素養(yǎng)。金融素養(yǎng)越高就越能消除對金融資產(chǎn)配置的疑慮，農(nóng)戶從經(jīng)濟效益角度出發(fā)也會更愿意將家庭金融資產(chǎn)投入到比較收益較高的金融行業(yè)中，從而增強農(nóng)戶的金融資產(chǎn)投資規(guī)模（陳曦明和黃偉，2020）。據(jù)此，提出本文的研究假設(shè)：

假設(shè)1：互聯(lián)網(wǎng)的使用使農(nóng)戶更傾向于配置金融資產(chǎn)。

假設(shè)2：農(nóng)戶在使用互聯(lián)網(wǎng)過程中能不斷提升自身金融素養(yǎng)，從而提高其金融資產(chǎn)的投資規(guī)模。

三、模型的設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

全文數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CFPS），CFPS 采用三階段不等概率的整群抽樣設(shè)計，調(diào)查樣本涉及25個省（份）162個縣635 個行政村或者社區(qū)。這25 個?。ㄊ?、自治區(qū)）的人口約占全國總?cè)丝诘?5%。因此，CFPS 樣本可視為一個具有全國代表性的樣本，本文選用最新調(diào)研的2018 年數(shù)據(jù)，扣除數(shù)據(jù)庫中的無效樣本，最終使用樣本為12674戶。

（二）變量說明

因變量：采用農(nóng)戶金融投資額度衡量農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置，為避免“金融配置”討論泛化，本文更多側(cè)重于投資獲利動機，不包括以保值為主的儲蓄行為和以風(fēng)險防范為主的保險行為，主要包括家庭購買股票、基金、債券、金融衍生品及其他金融產(chǎn)品的正規(guī)金融投資。

解釋變量：目前學(xué)者大多從是否使用互聯(lián)網(wǎng)和使用互聯(lián)網(wǎng)程度角度來考察互聯(lián)網(wǎng)使用行為，本文也從這兩方面進行衡量。如果家中有1人或者以上的成人使用移動設(shè)備或者電腦上網(wǎng)，則表明該農(nóng)戶為互聯(lián)網(wǎng)使用家庭?；ヂ?lián)網(wǎng)使用程度則采用家庭成人上網(wǎng)時間來衡量，考慮到家庭成員中可能存在從事互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)工作，選擇“每天業(yè)余上網(wǎng)時間”進行衡量。

控制變量：（1）家庭成人平均年齡。家庭成人平均年齡在一定程度上反映家庭結(jié)構(gòu)，不同家庭結(jié)構(gòu)的家庭對金融資產(chǎn)投資的風(fēng)險意識可能存在差異。（2）家中有無大學(xué)生。有大學(xué)生的家庭更易接受新鮮事物，選擇金融投資的可能性更大。（3）家庭成人平均智力水平。金融投資存在一定技術(shù)難度，智力水平會影響家庭對金融資產(chǎn)投資的知識獲取。（4）家庭欠債規(guī)模。家庭欠債在一定程度上制約著家庭其他非生產(chǎn)方面的投資。（5）家庭不動產(chǎn)市價。不動產(chǎn)一般在家庭全部資產(chǎn)中比重較大，不動產(chǎn)市價不僅能反映出家庭貧富程度，也很大程度決定著家庭金融資產(chǎn)配置，選用此變量還可以辨別不動產(chǎn)資產(chǎn)對金融資產(chǎn)究竟是存在替代效應(yīng)還是互補效應(yīng)。（6）家庭社會資本。社會資本較高的家庭會有更強的風(fēng)險抵御能力，可能更愿意將金融資本進行市場化配置。（7）家庭貨幣資產(chǎn)。貨幣資產(chǎn)主要指現(xiàn)金和存款，是家庭進行金融投資的基本條件。變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

（三）模型構(gòu)建

互聯(lián)網(wǎng)使用和農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置會存在互為因果的關(guān)系，簡單采用OLS 回歸可能導(dǎo)致模型內(nèi)生性問題，造成估計結(jié)果偏誤。為此，Rubin（1974）提出“反事實框架”，稱為“魯賓因果模型”，以此模型解決內(nèi)生性問題。PSM 中的處理變量應(yīng)為外生政策沖擊，在農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)型基礎(chǔ)設(shè)施不斷發(fā)展和農(nóng)民生活水平顯著提高的背景下，農(nóng)戶能通過手機、電腦等方式非常便捷的接觸到互聯(lián)網(wǎng)，互聯(lián)網(wǎng)已成為生活工作中的一部分。因此，互聯(lián)網(wǎng)使用滿足嚴(yán)格外生的條件。PSM 的基本思路為：首先，利用手機每個樣本使用互聯(lián)網(wǎng)的條件概率擬合值，此概率為傾向得分值（PS），PS 值相近的互聯(lián)網(wǎng)使用農(nóng)戶與互聯(lián)網(wǎng)未使用農(nóng)戶構(gòu)成共同支撐領(lǐng)域。

表1 變量描述性統(tǒng)計

其次，將使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶和未使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶逐一匹配，確保兩組特征相近。最后，利用控制組模擬處理組的反事實狀態(tài)（未使用互聯(lián)網(wǎng)），比較農(nóng)戶在使用和未使用互聯(lián)網(wǎng)這兩種互斥事實下的金融資產(chǎn)配置差異，差值為凈處理效應(yīng)。農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的平均處理效應(yīng)（ATT）為：

本文不僅分析互聯(lián)網(wǎng)是否使用對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的影響，還進一步分析互聯(lián)網(wǎng)使用程度對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的影響，然而PSM 方法僅適用于二元處理變量，無法處理連續(xù)性處理變量。Hirano&Imbens（2004）將二元處理變量的PSM 方法擴展到連續(xù)性處理變量的GPS 方法，能在每一個處理水平上評估互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的影響。GPS 方法假設(shè)在控制協(xié)變量X的條件下，互聯(lián)網(wǎng)使用程度取值對應(yīng)的農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置相互獨立，也就表明互聯(lián)網(wǎng)使用程度具有隨機分布性。因此，該方法能較好解決與協(xié)變量X可能存在的估計偏誤。

廣義傾向得分匹配估計有三個步驟：首先，在給定協(xié)變量X的情況下，運用極大似然法估計連續(xù)型處理變量T的條件概率分布G（Ti）：

其中，y（λXi）為協(xié)變量X的線性函數(shù)，λ和σ2為待估參數(shù)。根據(jù)協(xié)變量X 估計出廣義傾向得分：

最后，將（4）式的回歸結(jié)果代入（5）式中，可以得出處理變量為t時結(jié)果變量Fi的期望值：

四、回歸結(jié)果分析

（一）互聯(lián)網(wǎng)是否使用對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的PSM估計

在采用PSM 方法估計農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)對金融資產(chǎn)配置的凈效應(yīng)時，需要首先計算傾向值。使用Probit 模型估計因變量為農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)的決定因素，估計結(jié)果見表2。回歸結(jié)果顯示所有自變量對農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)有不同程度的顯著影響，可以將所有影響因素歸結(jié)為一個傾向值，根據(jù)此傾向值對農(nóng)戶進行匹配。使用PSM方法的另一個前提條件是滿足共同支撐假設(shè)和平行假設(shè)，表2中為樣本平行性檢驗結(jié)果。匹配前的控制組和處理組中各特征變量不存在顯著差異，匹配后的控制組和處理組中各特征變量不存在顯著差異，且各特征變量匹配后的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于20%，說明匹配后各特征變量誤差消減效果較好，匹配結(jié)果滿足平衡性要求，也說明控制組和處理組在金融資產(chǎn)配置的差異確實由農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)所致。

表2 傾向得分匹配的平衡性檢驗結(jié)果

本文采用多種匹配方法進行估計，由表3可知，匹配前農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置會顯著提升0.73%。采用4 種匹配方法估計后，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的影響依然顯著，鄰近匹配、半徑匹配、核密度匹配和局部線性匹配估計的ATT值分別為0.63%、0.62%、0.67%和0.63%?？傮w而言，傾向得分匹配法能夠消除控制組和處理組的樣本差異，最終凈效應(yīng)ATT的平均系數(shù)為0.64%，比匹配前的影響系數(shù)略有縮小，說明樣本自選擇偏誤確實會干擾模型估計結(jié)果。

表3 互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的PSM估計結(jié)果

（二）互聯(lián)網(wǎng)使用程度對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的GPS估計

廣義傾向得分匹配法的第一步和第二步估計結(jié)果見表4。表4 中Fractional Logit 模型估計結(jié)果可知，所有自變量對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置有顯著影響，說明本文選取的控制變量較為合理。此外，根據(jù)估計參數(shù)的性質(zhì)可知，家庭平均成人年齡和家庭欠債規(guī)模與農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置負(fù)相關(guān)，家中有無大學(xué)生、家庭成人平均智力、家庭不動產(chǎn)市價、家庭社會資本和家庭貨幣資產(chǎn)與農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置正相關(guān)。再根據(jù)Fractional Logit模型所估計的廣義傾向得分調(diào)整匹配后的樣本進行平衡性檢驗，參考Hirano&Imbens（2004）的平衡性檢驗法，由于互聯(lián)網(wǎng)使用程度在[0，1]區(qū)間上主要集中在中部，嘗試對處理強度較小區(qū)間進行細(xì)分，對處理強度交大部分進行粗分，選取處理強度0.1 和0.86 作為臨界值，即可將樣本按臨界值分為3 組，然后檢驗廣義傾向得分匹配后樣本在3 個子區(qū)間的各匹配變量條件均值差異。平衡性檢驗結(jié)果顯示：在3個子區(qū)間內(nèi)，只有[0，0.1]區(qū)間中的家庭社會關(guān)系和（0.86，1]區(qū)間中的家庭負(fù)債規(guī)模在5%水平上顯著，其他區(qū)間的各匹配變量的平均偏差雙尾t檢驗都不顯著，表明各匹配變量經(jīng)過匹配后不與處理變量互聯(lián)網(wǎng)使用程度相關(guān)，也說明各匹配變量在匹配后不存在系統(tǒng)系差異，匹配結(jié)果滿足平衡性假定。

表4 廣義傾向得分匹配估計及平衡性檢驗結(jié)果

利用第一步的估計結(jié)果再測度出結(jié)果變量農(nóng)戶金額資本配置的條件期望，從表4 可知，互聯(lián)網(wǎng)使用程度、互聯(lián)網(wǎng)使用程度的平方和農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的估計系數(shù)通過1%水平的顯著性檢驗，互聯(lián)網(wǎng)使用程度和農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的交互項通過5%水平的顯著性檢驗，農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的平方的估計系數(shù)未通過10%水平的顯著性檢驗。因此，在（6）式中剔除農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置平方變量，并以此為基礎(chǔ)進行第三步估計。

表5 廣義傾向得分匹配處理效應(yīng)估計結(jié)果

可以利用式（6）估計互聯(lián)網(wǎng)使用程度在不同處理水平上農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的期望值及其邊際變化，估計結(jié)果見表5。采用二階逼近估計的方法進行回歸，發(fā)現(xiàn)處理效應(yīng)隨著互聯(lián)網(wǎng)使用時間提高而呈現(xiàn)逐漸下降趨勢，即由正向處理效應(yīng)向負(fù)向處理效應(yīng)轉(zhuǎn)變。標(biāo)準(zhǔn)化互聯(lián)網(wǎng)使用程度在0～0.6處理水平上，即真實互聯(lián)網(wǎng)使用時間在0.2～4小時，增加互聯(lián)網(wǎng)使用時間會顯著提高農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置規(guī)模，但此效應(yīng)在逐漸減弱。當(dāng)標(biāo)準(zhǔn)化互聯(lián)網(wǎng)使用程度超過0.6 處理水平時，互聯(lián)網(wǎng)使用程度的處理效應(yīng)便不再顯著。當(dāng)處理水平超過0.75 時，互聯(lián)網(wǎng)使用程度的處理效應(yīng)不顯著，且為負(fù)效應(yīng)。總體而言，互聯(lián)網(wǎng)使用程度處于相對較低水平時，互聯(lián)網(wǎng)使用時間增加能顯著提高農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置規(guī)模，而在較高水平時并不能顯著提高農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置規(guī)模。說明互聯(lián)網(wǎng)的使用程度是促進農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的“強心劑”，但并非“持效藥”?；ヂ?lián)網(wǎng)使用時間過長可能會影響正常工作時間，反而不利于農(nóng)戶進入金融市場。再則，互聯(lián)網(wǎng)使用時間過長的農(nóng)戶可能并不是把全部上網(wǎng)時間都用來配置金融資本，從而未能有效提升金融資產(chǎn)配置規(guī)模。

根據(jù)式（6）所估計的期望值及其邊際效應(yīng)值，可以得出全樣本的劑量反應(yīng)函數(shù)圖，如圖1。圖1中實線表示互聯(lián)網(wǎng)使用程度與農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的函數(shù)關(guān)系，另外兩條虛線分別代表GPS估計函數(shù)95%的置信上限和置信下限，該值是通過自舉法（Bootstrap）重復(fù)500 次所得，圖中應(yīng)重點關(guān)注中間實線。從圖1可知，互聯(lián)網(wǎng)使用程度對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置存在促進效應(yīng)和抑制效應(yīng)，只有當(dāng)互聯(lián)網(wǎng)使用程度較高時，抑制效應(yīng)才發(fā)生作用，否則一直為促進效應(yīng)。

圖1 劑量反應(yīng)函數(shù)示意圖

（三）互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的作用機制檢驗

農(nóng)戶在使用互聯(lián)網(wǎng)過程中會不斷獲取有關(guān)金融資產(chǎn)配置方面的信息，這一過程也會提升農(nóng)戶金融素養(yǎng)水平，從而降低農(nóng)戶對金融資產(chǎn)配置的陌生感，促進農(nóng)戶參與金融資產(chǎn)配置。目前關(guān)于衡量金融素養(yǎng)的方法較多，但大多都是從金融知識掌握的程度來考察（劉環(huán)宇和鄧永勤等，2020）。CFPS中有對農(nóng)戶金融知識能力的考察，本文選取5個金融知識問題來衡量農(nóng)戶金融知識，包括是否了解存款利率、是否了解不同金融產(chǎn)品、是否了解收益計算方法、是否了解投資風(fēng)險和是否了解利息計算方式，回答正確得1分，農(nóng)戶金融素養(yǎng)水平取值區(qū)間在[0，5]，表6為互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置作用機制的檢驗結(jié)果。從互聯(lián)網(wǎng)是否使用模型看，表6中回歸（1）的估計結(jié)果表明互聯(lián)網(wǎng)的使用會對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置有顯著作用，估計系數(shù)為0.545。回歸（2）中估計結(jié)果表明互聯(lián)網(wǎng)的使用能顯著提高農(nóng)戶金融素養(yǎng)水平，回歸（3）中互聯(lián)網(wǎng)的使用和金融素養(yǎng)對金融資產(chǎn)配置有顯著的正向作用，表明在控制了互聯(lián)網(wǎng)使用變量的影響后，中介變量金融素養(yǎng)對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的影響依然顯著。從各變量參數(shù)估計值的顯著性情況看，金融素養(yǎng)存在部分中介效應(yīng)，比重為24.2%。意味著互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的影響大約有24.2%是通過金融素養(yǎng)變量的中介作用所實現(xiàn)，即互聯(lián)網(wǎng)使用通過改變農(nóng)戶金融素養(yǎng)，再影響農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置。同理，從互聯(lián)網(wǎng)使用程度模型看，金融素養(yǎng)在此模型中依然存在部分中介效應(yīng)，其中介效應(yīng)占總效應(yīng)的32.1%。由此基本驗證了金融素養(yǎng)在互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置中能起中介作用。

表6 互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的作用機制

五、結(jié)論及建議

本文基于2018 年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用反事實分析框架探究互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的影響。研究表明：（1）通過傾向得分匹配法（PSM）可知，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶更有可能參與金融資產(chǎn)配置，互聯(lián)網(wǎng)使用會顯著提升農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的0.64%，OLS 會高估互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的影響。（2）通過廣義傾向得分匹配法（GPSM）可知，不同互聯(lián)網(wǎng)使用程度對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的影響存在差異，互聯(lián)網(wǎng)使用程度在0.75處理水平（5.8小時）之前起促進效應(yīng)，在0.75處理水平之后起抑制效應(yīng)，可能原因是互聯(lián)網(wǎng)使用時間過長會影響正常工作時間，或農(nóng)戶并不是把全部上網(wǎng)時間都用來配置金融資本，且僅在0.6（4 小時）處理水平之前通過顯著性檢驗，說明互聯(lián)網(wǎng)使用只能是促進農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的“強心劑”。（3）從作用機制檢驗可知，金融素養(yǎng)在互聯(lián)網(wǎng)是否使用和互聯(lián)網(wǎng)使用程度對農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置中都起部分中介作用，其中介效應(yīng)分別為24.2%和32.1%。

為科學(xué)引導(dǎo)農(nóng)戶金融資產(chǎn)投資行為和提高農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置能力，可以充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)信息傳播渠道在家庭金融資產(chǎn)配置中的作用。首先，需要規(guī)范互聯(lián)網(wǎng)中發(fā)布家庭金融資產(chǎn)配置信息的提供者，避免不實信息誤導(dǎo)普通投資者，建立完善的金融市場信息披露制度和堅決打擊金融違法詐騙等犯罪活動，營造一個良好的金融市場投資環(huán)境。其次，加強家庭金融資產(chǎn)配置的互聯(lián)網(wǎng)安全建設(shè)，切實保護好金融服務(wù)提供者和金融投資參與者的數(shù)據(jù)安全，避免因數(shù)據(jù)泄露而造成其他延伸問題，讓民眾能真正放心地參與到金融資產(chǎn)配置活動中。再次，通過舉辦農(nóng)村金融知識大講堂、現(xiàn)場演示農(nóng)民感興趣的金融業(yè)務(wù)流程等多種貼近農(nóng)民生活的形式，幫助其更深入地了解金融產(chǎn)品和服務(wù)，提升農(nóng)村金融消費者和其他金融服務(wù)群體的金融知識水平和金融素養(yǎng)，從而將更多經(jīng)濟主體納入金融服務(wù)體系，享受金融發(fā)展的“紅利”。最后，需要樹立起農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的正確投資觀，在加強農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置相關(guān)知識和技能的同時，也需要加強農(nóng)戶的金融投資風(fēng)險意識，避免不正確金融投資活動對家庭可持續(xù)性發(fā)展造成的不良影響，甚至陷入貧困狀態(tài)。