互聯(lián)網使用對居民投資參與行為的影響 ——來自CGSS的證據
發(fā)布時間：2021-08-01 12:02
第44次CNNIC《中國互聯(lián)網絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》（2019）顯示,截止到2019年12月,我國已有8.54億網民,互聯(lián)網普及率增至61.2%�；ヂ�(lián)網的普及和廣泛使用改變了人們的日常生活習慣和行為方式,還對國民經濟產生了重要影響�；ヂ�(lián)網極大地拓寬了交流渠道,擴大了社會互動,對人們的經濟決策也產生了重要影響。在互聯(lián)網迅速發(fā)展的同時,我國居民的投資也在逐年增長。《中國家庭金融調查報告》的相關數據顯示,2013年以來,我國居民投資風險金融資產的數量增長迅速,我國股票的有效賬戶數與互聯(lián)網的網民數則有著基本相同的增長趨勢。那么,互聯(lián)網的使用是否促進了我國居民的投資參與?具體的影響機制是什么?以上問題的回答對提高我國居民的投資參與率,促進我國金融市場的健康發(fā)展有著重要啟示和意義�；谝陨媳尘�,以社會互動理論和交易成本理論為基礎,利用CGSS2012、2013和2015年的數據,構建probit模型考察了互聯(lián)網使用對居民投資參與行為的影響,并運用中介檢驗方法從“信息渠道”和“社會互動”兩方面論證了其影響機制,對比互聯(lián)網使用對城鄉(xiāng)居民投資參與行為的影響差距。研究發(fā)現:互聯(lián)網使用對居民的投資參與行為有顯...
【文章來源】：華中農業(yè)大學湖北省 211工程院校 教育部直屬院校
【文章頁數】：62 頁
【學位級別】：碩士
【部分圖文】：
中介變量示意圖
互聯(lián)網使用對居民投資參與行為的影響——來自CGSS的證據29檢驗中介效應最經常使用的是逐步檢驗回歸系數法(Baron和Kenny,1986;Judd和Kenny,1981;溫忠麟等,2004),也就是逐步法，但是當中介效應比較弱的時候，該檢驗方法的功很低。因此溫忠麟提出了新的中介效應檢驗程序，如圖4-6所示：圖4-6中介效應檢驗程序Fig4-6IntermediaryEffectTestProcedure據此，本文建立中介效應模型如下：{=0+1+2+2=0+1+2+3Investment=b0+c′Internet+b1+2+4(4.2)其中，為中介變量，即自變量互聯(lián)網使用通過影響變量來影響因變量投資參與，在不同的模型中分別表示信息渠道和社會互動，式（2）中的其他變量定義與式（1）相同。本文中，中介變量和因變量都是離散變量，Iacobucci（2012）基于傳統(tǒng)檢驗方法，提出了一種適用于中介變量或因變量為類別變量的中介效應檢驗方法。按照這個方法，本文將中介效應檢驗模型調整為：檢驗系數c依次檢驗系數a、b檢驗系數′做Sobel檢驗中介效應顯著完全中介效應顯著中介效應顯著中介效應不顯著Y與X的相關性不顯著，停止中介效應分析顯著都顯著至少有一個不顯著顯著不顯著不顯著不顯著顯著
【參考文獻】：
期刊論文
[1]社會互動與農村家庭創(chuàng)業(yè)決策、創(chuàng)業(yè)動機[J]. 胡浩,王海燕. 軟科學. 2019(03)
[2]互聯(lián)網使用與農戶金融排斥——基于CHFS2013的實證研究[J]. 劉長庚,羅午陽. 經濟經緯. 2019(02)
[3]農村居民互聯(lián)網使用對收入的影響及其機理——基于中國家庭追蹤調查（CFPS）數據[J]. 劉曉倩,韓青. 農業(yè)技術經濟. 2018(09)
[4]互聯(lián)網使用、市場摩擦與家庭風險金融資產投資[J]. 周廣肅,梁琪. 金融研究. 2018(01)
[5]互聯(lián)網與農村消費——來自中國社會狀況綜合調查的證據[J]. 祝仲坤,冷晨昕. 經濟科學. 2017(06)
[6]中國家庭金融投資組合的風險——過于保守還是過于冒進?[J]. 路曉蒙,李陽,甘犁,王香. 管理世界. 2017(12)
[7]互聯(lián)網使用對創(chuàng)業(yè)行為的影響——基于微觀數據的實證研究[J]. 史晉川,王維維. 浙江大學學報(人文社會科學版). 2017(04)
[8]互聯(lián)網使用是否促進了女性就業(yè)——基于CGSS數據的經驗分析[J]. 毛宇飛,曾湘泉. 經濟學動態(tài). 2017(06)
[9]不同信息渠道下城鄉(xiāng)家庭金融市場參與及資產選擇行為研究[J]. 董曉林,于文平,朱敏杰. 財貿研究. 2017(04)
[10]互聯(lián)網金融區(qū)域差異化發(fā)展的邏輯與檢驗——路徑依賴與政府干預視角[J]. 姚耀軍,施丹燕. 金融研究. 2017(05)
博士論文
[1]人口老齡化背景下的家庭金融資產選擇[D]. 莫驕.南開大學 2014
[2]社會互動、不確定性與我國居民消費行為研究[D]. 馮堯.西南財經大學 2010
碩士論文
[1]互聯(lián)網信息渠道與家庭金融資產選擇[D]. 魏俊杰.暨南大學 2018
[2]社會互動與資產分散化[D]. 王凱.東南大學 2017
[3]我國家庭金融資產配置影響因素及對策研究[D]. 鄧麗媛.沈陽工業(yè)大學 2017
[4]互聯(lián)網交往中的技術與社會互動研究[D]. 陳宇軒.清華大學 2014
[5]金融知識、投資經驗對我國家庭金融市場參與及資產配置的影響[D]. 葛洪申.西南財經大學 2013
本文編號：3315489
【文章來源】：華中農業(yè)大學湖北省 211工程院校 教育部直屬院校
【文章頁數】：62 頁
【學位級別】：碩士
【部分圖文】：
中介變量示意圖
互聯(lián)網使用對居民投資參與行為的影響——來自CGSS的證據29檢驗中介效應最經常使用的是逐步檢驗回歸系數法(Baron和Kenny,1986;Judd和Kenny,1981;溫忠麟等,2004),也就是逐步法，但是當中介效應比較弱的時候，該檢驗方法的功很低。因此溫忠麟提出了新的中介效應檢驗程序，如圖4-6所示：圖4-6中介效應檢驗程序Fig4-6IntermediaryEffectTestProcedure據此，本文建立中介效應模型如下：{=0+1+2+2=0+1+2+3Investment=b0+c′Internet+b1+2+4(4.2)其中，為中介變量，即自變量互聯(lián)網使用通過影響變量來影響因變量投資參與，在不同的模型中分別表示信息渠道和社會互動，式（2）中的其他變量定義與式（1）相同。本文中，中介變量和因變量都是離散變量，Iacobucci（2012）基于傳統(tǒng)檢驗方法，提出了一種適用于中介變量或因變量為類別變量的中介效應檢驗方法。按照這個方法，本文將中介效應檢驗模型調整為：檢驗系數c依次檢驗系數a、b檢驗系數′做Sobel檢驗中介效應顯著完全中介效應顯著中介效應顯著中介效應不顯著Y與X的相關性不顯著，停止中介效應分析顯著都顯著至少有一個不顯著顯著不顯著不顯著不顯著顯著
【參考文獻】：
期刊論文
[1]社會互動與農村家庭創(chuàng)業(yè)決策、創(chuàng)業(yè)動機[J]. 胡浩,王海燕. 軟科學. 2019(03)
[2]互聯(lián)網使用與農戶金融排斥——基于CHFS2013的實證研究[J]. 劉長庚,羅午陽. 經濟經緯. 2019(02)
[3]農村居民互聯(lián)網使用對收入的影響及其機理——基于中國家庭追蹤調查（CFPS）數據[J]. 劉曉倩,韓青. 農業(yè)技術經濟. 2018(09)
[4]互聯(lián)網使用、市場摩擦與家庭風險金融資產投資[J]. 周廣肅,梁琪. 金融研究. 2018(01)
[5]互聯(lián)網與農村消費——來自中國社會狀況綜合調查的證據[J]. 祝仲坤,冷晨昕. 經濟科學. 2017(06)
[6]中國家庭金融投資組合的風險——過于保守還是過于冒進?[J]. 路曉蒙,李陽,甘犁,王香. 管理世界. 2017(12)
[7]互聯(lián)網使用對創(chuàng)業(yè)行為的影響——基于微觀數據的實證研究[J]. 史晉川,王維維. 浙江大學學報(人文社會科學版). 2017(04)
[8]互聯(lián)網使用是否促進了女性就業(yè)——基于CGSS數據的經驗分析[J]. 毛宇飛,曾湘泉. 經濟學動態(tài). 2017(06)
[9]不同信息渠道下城鄉(xiāng)家庭金融市場參與及資產選擇行為研究[J]. 董曉林,于文平,朱敏杰. 財貿研究. 2017(04)
[10]互聯(lián)網金融區(qū)域差異化發(fā)展的邏輯與檢驗——路徑依賴與政府干預視角[J]. 姚耀軍,施丹燕. 金融研究. 2017(05)
博士論文
[1]人口老齡化背景下的家庭金融資產選擇[D]. 莫驕.南開大學 2014
[2]社會互動、不確定性與我國居民消費行為研究[D]. 馮堯.西南財經大學 2010
碩士論文
[1]互聯(lián)網信息渠道與家庭金融資產選擇[D]. 魏俊杰.暨南大學 2018
[2]社會互動與資產分散化[D]. 王凱.東南大學 2017
[3]我國家庭金融資產配置影響因素及對策研究[D]. 鄧麗媛.沈陽工業(yè)大學 2017
[4]互聯(lián)網交往中的技術與社會互動研究[D]. 陳宇軒.清華大學 2014
[5]金融知識、投資經驗對我國家庭金融市場參與及資產配置的影響[D]. 葛洪申.西南財經大學 2013
本文編號：3315489
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