家庭金融資產(chǎn)投資與城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困

魯釗陽(yáng)　杜雨潼

本文以CGSS2017數(shù)據(jù)為例，實(shí)證檢驗(yàn)了家庭金融資產(chǎn)投資對(duì)城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困的影響。實(shí)證結(jié)果表明，家庭金融資產(chǎn)投資顯著緩解了城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困。其中，股票投資的減貧效應(yīng)最為明顯，基金投資減貧效應(yīng)不明顯。在消除內(nèi)生性問(wèn)題后，家庭金融資產(chǎn)投資的減貧效應(yīng)得到進(jìn)一步加強(qiáng)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，家庭金融資產(chǎn)投資對(duì)低收入家庭的增收邊際效應(yīng)最高，高收入家庭次之，中等收入家庭最弱。拓展性分析表明，家庭金融資產(chǎn)投資對(duì)城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困的緩解效應(yīng)在年齡結(jié)構(gòu)、婚姻狀況、社保情況三個(gè)方面有著顯著的異質(zhì)性。穩(wěn)健性檢驗(yàn)進(jìn)一步驗(yàn)證了結(jié)果的可靠性。

一、引言

2020年末，我國(guó)農(nóng)村貧困人口全部脫貧，絕對(duì)貧困和區(qū)域性整體貧困已經(jīng)消除;消除絕對(duì)貧困后，要全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興，要高度重視相對(duì)貧困問(wèn)題。實(shí)踐已經(jīng)證明，隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，貧困線會(huì)穩(wěn)步提升，相對(duì)貧困問(wèn)題無(wú)法消除。與絕對(duì)貧困相比，相對(duì)貧困的控制難度更大、周期更長(zhǎng)、情況更加復(fù)雜。相對(duì)貧困可理解為滿足了生存所必須的基礎(chǔ)物質(zhì)的個(gè)體在其他需求領(lǐng)域匱乏的現(xiàn)象，這意味著相對(duì)貧困并不同于絕對(duì)貧困主要發(fā)生在農(nóng)村和偏遠(yuǎn)地區(qū)，而是一種普遍現(xiàn)象，同時(shí)存在于農(nóng)村和城鎮(zhèn)（高強(qiáng)、孔祥智，2020）[1]。與農(nóng)村相比，城鎮(zhèn)相對(duì)貧困問(wèn)題不僅會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成負(fù)面影響，還會(huì)帶來(lái)一定的社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)。城鎮(zhèn)相對(duì)貧困形成的原因可以站在兩個(gè)不同的角度分析，從宏觀層面來(lái)看，主要是由分配不平衡造成的收入差距;從微觀層面來(lái)看，是由于家庭人力資本、經(jīng)濟(jì)資源和社會(huì)資本在不同程度上受到了社會(huì)排斥。特別是隨著國(guó)民收入水平的提高，家庭經(jīng)濟(jì)來(lái)源渠道呈現(xiàn)多樣化的趨勢(shì)，在資產(chǎn)配置方面，實(shí)物資產(chǎn)的比重日趨下降而金融資產(chǎn)的比重則不斷上升，同時(shí)金融產(chǎn)品的選擇不再僅僅局限于銀行存款，而是轉(zhuǎn)向新型金融投資工具。

國(guó)外的實(shí)踐已經(jīng)表明，隨著家庭金融資產(chǎn)的多樣化，其對(duì)家庭自身相對(duì)貧困的影響也會(huì)日益復(fù)雜。家庭金融資產(chǎn)投資行為的決策不僅與家庭自身的狀況和特征有關(guān)，還會(huì)對(duì)其它領(lǐng)域造成不同程度的影響與沖擊，家庭進(jìn)行金融資產(chǎn)投資的根本動(dòng)機(jī)在于投資者意圖改善其當(dāng)前的財(cái)富水平以及實(shí)現(xiàn)盈余資產(chǎn)價(jià)值的最大化;因此，家庭金融資產(chǎn)投資對(duì)居民相對(duì)貧困的緩解程度究竟如何成為一個(gè)值得思考和探究的話題。實(shí)際上，無(wú)論是從理論分析上還是在現(xiàn)實(shí)實(shí)踐中，研究?jī)烧咧g的關(guān)系都具有重要意義，從理論層面看，探究家庭金融資產(chǎn)投資與城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困之間的關(guān)系，不僅可以給當(dāng)前金融市場(chǎng)的發(fā)展與完善帶來(lái)啟示，還可以為解決時(shí)下相對(duì)貧困問(wèn)題的政策和方案提供直接的理論支撐;從現(xiàn)實(shí)層面來(lái)看，居民的收入水平直接關(guān)系到居民生活的幸福與安康，進(jìn)而影響社會(huì)的和諧與穩(wěn)定。

二、文獻(xiàn)綜述

國(guó)外對(duì)相對(duì)貧困現(xiàn)象的研究較早，Townsend（1954）較早開(kāi)創(chuàng)對(duì)相對(duì)貧困問(wèn)題的研究，認(rèn)為絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困是兩個(gè)不同的維度[2];絕對(duì)貧困更多的是從個(gè)體生存的角度看待貧困問(wèn)題，而相對(duì)貧困則更多的是從社會(huì)公平的角度看待貧困問(wèn)題;如果某社會(huì)個(gè)體實(shí)際收入遠(yuǎn)低于全社會(huì)的平均水平，那么該個(gè)體往往很難依靠自身的力量參與到全社會(huì)的整體活動(dòng)中，必然處于社會(huì)的游離狀態(tài)，即處于相對(duì)貧困狀態(tài)。以此為基礎(chǔ)，Lluch（1973）[3]、Sen（1976）[4]、Goedhard et al（1977）[5]、Blank（2008）[6]、Burkhauser （2009）[7]、分別對(duì)相對(duì)貧困的測(cè)度方法進(jìn)行研究;Brady（2005）[8]從宏觀視角研究了西方發(fā)達(dá)國(guó)家社會(huì)福利對(duì)相對(duì)貧困的影響問(wèn)題，而Deutsch 和 Silber（1995）[9]、Foster（1998）[10]、Devicienti（2011）[11]、Mood（2015）[12]分別以以色列、美國(guó)、英國(guó)和瑞典為例來(lái)探究相對(duì)貧困的治理問(wèn)題，Gustafsson et al（2004）[13]和Santos（2014）[14]還專(zhuān)門(mén)對(duì)中國(guó)和拉丁美洲的相對(duì)貧困治理問(wèn)題進(jìn)行研究。很顯然，國(guó)外學(xué)者已經(jīng)充分認(rèn)識(shí)到解決相對(duì)貧困問(wèn)題的重要性，在不斷研判相對(duì)貧困測(cè)度及其治理方面進(jìn)行了大量研究，但考慮到不同國(guó)家國(guó)情的現(xiàn)實(shí)差異，國(guó)外研究成果難以直接在國(guó)內(nèi)引用，但可以為國(guó)內(nèi)研究夯實(shí)基礎(chǔ)。

與國(guó)外學(xué)者研究相比，國(guó)內(nèi)對(duì)相對(duì)貧困的研究相對(duì)較晚，2020年前后國(guó)內(nèi)才開(kāi)始大量研究相對(duì)貧困問(wèn)題。比如，在相對(duì)貧困的概念研究方面，羅必良（2020）[15]、李實(shí)等（2020）[16]、汪三貴和劉明月（2020）[17]認(rèn)為，2020年后絕對(duì)貧困的消除，并不意味著貧困的終結(jié)，相反，我國(guó)扶貧工作的重心將轉(zhuǎn)向緩解相對(duì)貧困;與絕對(duì)貧困相比，相對(duì)貧困更為側(cè)重機(jī)會(huì)缺失、權(quán)利剝奪，具有鮮明的主觀性、長(zhǎng)期性和動(dòng)態(tài)性等特征。在相對(duì)貧困的測(cè)度研究方面，孫久文和夏添（2019）[18]、王小林和馮賀霞（2020）[19]、張琦和沈揚(yáng)揚(yáng)（2020）[20]認(rèn)為，基于我國(guó)國(guó)情考慮，2020年后，我國(guó)相對(duì)貧困的測(cè)度沒(méi)必要完全與OECD國(guó)家接軌;進(jìn)一步地講，相對(duì)貧困的標(biāo)準(zhǔn)，不僅要體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)維度的“貧”，還要體現(xiàn)社會(huì)發(fā)展維度的“困”。在相對(duì)貧困的生成機(jī)理研究方面，解堊和李敏（2020）[21]、左孝凡和陸繼霞（2020）[22]、羅明忠和邱海蘭（2021）[23]分別從轉(zhuǎn)移支付、互聯(lián)網(wǎng)使用以及農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)等視角出發(fā)研究相對(duì)貧困的生成機(jī)理，都較為一致地認(rèn)為：相對(duì)貧困的產(chǎn)生是多方面因素的結(jié)果，即便是外在因素的變化都會(huì)導(dǎo)致相對(duì)貧困的產(chǎn)生。在相對(duì)貧困的治理對(duì)策研究方面，葉興慶和殷浩棟（2019）[24]、檀學(xué)文（2020）[25]、王小林和張曉穎（2021）[26]提出了2020年后破解中國(guó)農(nóng)村相對(duì)貧困的對(duì)策。

與既有文獻(xiàn)相比，本文研究的主要貢獻(xiàn)可能體現(xiàn)在：第一，雖然影響相對(duì)貧困的因素較多，但本文研究從家庭層面為切入點(diǎn)，不同于大多數(shù)研究聚焦于農(nóng)村偏遠(yuǎn)地區(qū)的貧困現(xiàn)象，在識(shí)別了城鎮(zhèn)相對(duì)貧困后，探究了家庭金融資產(chǎn)投資對(duì)城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困的影響，可以為城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困問(wèn)題的解決提供新的思路。第二，金融資產(chǎn)投資商品種類(lèi)繁多，既有收益高但同時(shí)伴隨著高風(fēng)險(xiǎn)的金融工具，也有預(yù)期穩(wěn)定低收益的金融商品;城鎮(zhèn)家庭既有高收入家庭，也有低收入家庭，還有中間收入家庭，到底哪種金融商品緩解相對(duì)貧困的效應(yīng)最大？對(duì)哪種家庭的經(jīng)濟(jì)水平影響最顯著？本文研究結(jié)論對(duì)家庭金融資產(chǎn)投資方向選擇和解決相對(duì)貧困問(wèn)題具有重要意義;不僅可以拓展未來(lái)相對(duì)貧困研究的新視角，還可以在一定程度上夯實(shí)中國(guó)特色反貧困理論的內(nèi)容。

三、理論分析與研究假說(shuō)

城鎮(zhèn)家庭產(chǎn)生金融資產(chǎn)投資行為的動(dòng)機(jī)同時(shí)受內(nèi)在驅(qū)動(dòng)和外部環(huán)境兩個(gè)方面因素的作用。在經(jīng)典投資理論的闡述中，投資者作為理性的個(gè)體，其進(jìn)行的決策指向收益期望效用和個(gè)人滿足感的最優(yōu)化，因此，投資者在金融市場(chǎng)的參與中，依然是追求期望收益的穩(wěn)定增長(zhǎng)，通過(guò)合理配置家庭金融資產(chǎn)的方式，實(shí)現(xiàn)家庭財(cái)富資源的跨期優(yōu)化，進(jìn)而提高家庭經(jīng)濟(jì)水平（Campbell，2006）[27]。此外，我國(guó)金融市場(chǎng)的快速發(fā)展成為推動(dòng)家庭金融資產(chǎn)投資的重要外部誘因。改革開(kāi)放以來(lái)，隨著經(jīng)濟(jì)制度向市場(chǎng)方向的轉(zhuǎn)變，我國(guó)金融業(yè)的發(fā)展越來(lái)越受重視，各級(jí)各類(lèi)金融機(jī)構(gòu)在滿足金融消費(fèi)者現(xiàn)實(shí)訴求方面的功能日趨凸顯，特別是互聯(lián)網(wǎng)的普及與發(fā)展，進(jìn)一步推動(dòng)了金融領(lǐng)域的創(chuàng)新。與過(guò)去相比，除傳統(tǒng)的金融工具外，各種新型金融工具豐富了投資者的選擇，激發(fā)了投資者的投資意向（尹志超等，2019）[28]。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的過(guò)程中，金融市場(chǎng)的不斷開(kāi)放在推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平整體進(jìn)步的同時(shí)，也顯著提高了居民個(gè)體的收入水平，當(dāng)然，這種收入水平的增加更多的是體現(xiàn)在居民財(cái)產(chǎn)性收入水平的增長(zhǎng)方面?；诖耍岢鲆韵录僭O(shè)：

H1：家庭通過(guò)金融資產(chǎn)投資，提高了收入水平，實(shí)現(xiàn)了減貧效應(yīng)。

實(shí)踐已經(jīng)證明，越來(lái)越多的個(gè)體以家庭為單位使用盈余資產(chǎn)從金融市場(chǎng)上獲取收益。具體而言，家庭是通過(guò)各種金融投資工具，如股票、債券、基金等來(lái)實(shí)現(xiàn)金融資產(chǎn)的最優(yōu)配置（路曉蒙等，2017）[29]。進(jìn)一步地講，到底哪種金融工具對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況的改善效果最明顯呢？或者說(shuō)，到底哪種金融工具更能夠增加家庭收入、緩解家庭相對(duì)貧困呢？根據(jù)CHFS統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2016年中國(guó)家庭金融資產(chǎn)配置中，股票占比15.45%、基金占比4.09%、債券及其他理財(cái)產(chǎn)品共計(jì)2.43%。相比之下，就風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)而言，股票投資在家庭金融資產(chǎn)中的比例最高，基金次之。之所以如此，主要是因?yàn)椋簩?duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭而言，與其他的金融投資工具相比，股票投資收益高于其他收益，且股票的購(gòu)買(mǎi)力風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較低。特別是對(duì)一些風(fēng)險(xiǎn)厭惡家庭而言，他們更傾向于購(gòu)買(mǎi)股價(jià)低、股價(jià)波動(dòng)小且分紅可觀的銀行類(lèi)股票，甚至相當(dāng)部分城鎮(zhèn)居民家庭將工商銀行股票作為長(zhǎng)期持有的抵御通貨膨脹的首選。綜合中國(guó)家庭在金融資產(chǎn)投資中的配置比例和使用金融工具的特點(diǎn)來(lái)看，股票的投資份額最大，同時(shí)擁有收益高、受通脹影響小、購(gòu)買(mǎi)力風(fēng)險(xiǎn)低等特點(diǎn);基金的配置比例較低，收益小但投資風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較低?；谝陨戏治觯岢鲆韵录僭O(shè)：

H2：家庭金融資產(chǎn)投資行為中，股票對(duì)相對(duì)貧困的緩解效應(yīng)最大，基金較弱。

金融市場(chǎng)的發(fā)展，拓寬了家庭的經(jīng)濟(jì)來(lái)源渠道。過(guò)去人們主要通過(guò)提供勞務(wù)來(lái)賺取資金，收入渠道單一狹窄，如今金融投資具備高收益、低門(mén)檻、操作便利的特點(diǎn)，使個(gè)體通過(guò)投資金融市場(chǎng)所獲得的收益不亞于甚至超過(guò)勞動(dòng)所帶來(lái)的報(bào)酬，這無(wú)疑是城鎮(zhèn)低收入家庭的福音，因?yàn)榈褪杖爰彝ビ兄鴱?qiáng)烈改善當(dāng)前經(jīng)濟(jì)狀況的意愿，而獲取經(jīng)濟(jì)資源的普通渠道如增加勞動(dòng)強(qiáng)度、非金融性投資對(duì)他們來(lái)說(shuō)存在周期長(zhǎng)、效果差、門(mén)檻過(guò)高的問(wèn)題，因此城鎮(zhèn)低收入家庭愿意把更多的資產(chǎn)投入到金融市場(chǎng)來(lái)賺取收益;城鎮(zhèn)中等收入家庭滿足了基本的物質(zhì)需求，追求高收益的動(dòng)機(jī)并不強(qiáng)烈，而是更加傾向于穩(wěn)定當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)狀況，因此中等收入家庭會(huì)選擇低風(fēng)險(xiǎn)的金融商品或轉(zhuǎn)向非金融資產(chǎn)投資;信息不對(duì)稱(chēng)理論亦可以作為解釋城鎮(zhèn)高收入家庭做出金融資產(chǎn)投資行為的理論工具，信息不對(duì)稱(chēng)理論主要內(nèi)容為在一項(xiàng)復(fù)雜的利益交換中，參與各方所知曉的信息是有區(qū)別的，擁有信息更加充分的人員，能夠處于更加優(yōu)勢(shì)的境地，而信息匱乏的參與方則處于相對(duì)弱勢(shì)的地位。高收入家庭通常代表其在某一領(lǐng)域具備相對(duì)優(yōu)勢(shì)，這種優(yōu)勢(shì)可以體現(xiàn)為其擁有較多的資產(chǎn)、人脈和知識(shí)，同樣金融市場(chǎng)中包含了大量的信息，信息的篩選和分析與投資者的閱歷、知識(shí)、素養(yǎng)有著很大的關(guān)聯(lián)，相比之下高收入家庭更能做出對(duì)自身有利的判斷從而獲取更多的投資收益（李波等，2020）[30]?；谝陨戏治觯岢鲆韵录僭O(shè)：

H3：家庭金融資產(chǎn)投資行為對(duì)低、高收入家庭收入的影響要大于中等收入家庭，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)對(duì)相對(duì)貧困的緩解。

四、數(shù)據(jù)來(lái)源與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取CGSS2017年的調(diào)查數(shù)據(jù)為原始樣本，借鑒胡珺等（2019）[31]的做法，對(duì)樣本做如下篩選和處理：一是樣本中存在收入來(lái)源主要源自于政府補(bǔ)貼的低收入家庭，這部分家庭的投資行為沒(méi)有解釋力，統(tǒng)籌考慮后將家庭收入最低的5%樣本予以剔除;二是考慮到部分經(jīng)歷因素會(huì)對(duì)投資者投資偏好產(chǎn)生一定的影響，因此將樣本年齡控制在18-65歲之間;三是由于本文探究的是家庭金融資產(chǎn)投資與城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困的關(guān)系，所以剔除農(nóng)村樣本;四是刪除存在缺失值的樣本，并對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行前后1%的winsorize處理。經(jīng)處理，本文共得到5385個(gè)有效樣本。

（二）變量設(shè)置

被解釋變量，城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困。相對(duì)貧困的測(cè)量方法多種多樣，從哲學(xué)的范疇可以分為客觀指標(biāo)和主觀指標(biāo)，從層次的角度可以分為單維指標(biāo)和多維指標(biāo)，考慮到我國(guó)城鄉(xiāng)差距依然顯著、二元結(jié)構(gòu)尚未打破的局面，以及貧困狀況相關(guān)的指標(biāo)數(shù)據(jù)的可得性，本文借鑒沈揚(yáng)揚(yáng)等（2020）[32]的研究結(jié)論使用收入比例法來(lái)測(cè)度相對(duì)貧困，即以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入中位數(shù)的40%作為城鎮(zhèn)相對(duì)貧困線。由于CGSS2017調(diào)查數(shù)據(jù)為上一年即2016年的調(diào)查情況，因此根據(jù)2016年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入中位數(shù)31554元，測(cè)算出城鎮(zhèn)相對(duì)貧困線為12621.6元，居民全年可支配收入低于這一指標(biāo)表示處于相對(duì)貧困，賦值為1，否則為0。

核心解釋變量，家庭金融資產(chǎn)投資。本文所使用的數(shù)據(jù)庫(kù)針對(duì)金融資產(chǎn)投資方式的調(diào)查一共包含6種金融工具，分別為股票、基金、債券、期貨、權(quán)證以及外匯，其中，樣本家庭投資涉及后四種金融工具的數(shù)量偏少，無(wú)法作為研究的對(duì)象，因此本文只保留了涉及股票和基金投資的調(diào)查樣本，同時(shí)也符合當(dāng)前我國(guó)家庭金融資產(chǎn)主體配置的實(shí)際情況。

控制變量，來(lái)自個(gè)體和家庭特征兩個(gè)層面。從微觀視角來(lái)看，城鎮(zhèn)相對(duì)貧困狀況不僅與家庭整體特征相關(guān)，還與家庭成員個(gè)體特質(zhì)有關(guān)，因此本文借鑒段義德（2020）的做法，分析了數(shù)據(jù)庫(kù)中的指標(biāo)后，分別從個(gè)體和家庭兩個(gè)層面控制一系列可能影響相對(duì)貧困的變量[33]。個(gè)體特征層面包括性別、年齡、教育情況、政治面貌、健康狀況、說(shuō)普通話的能力、說(shuō)英語(yǔ)的能力及工作經(jīng)歷特征變量;家庭層面包括家庭規(guī)模、房產(chǎn)數(shù)量、婚姻狀況和參加社會(huì)保險(xiǎn)情況變量。各變量的賦值情況及其描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

（三）模型設(shè)定

為了驗(yàn)證家庭金融資產(chǎn)投資對(duì)城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困的影響，本文將居民是否處于相對(duì)貧困作為被解釋變量，采用Probit模型進(jìn)行估計(jì)，基準(zhǔn)模型形式如（1）所示：

在式（1）中，代表被解釋變量城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困，表示個(gè)人所屬家庭，表示待估參數(shù)，表示家庭金融資產(chǎn)投資行為，為個(gè)體和家庭層面的控制變量，為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為進(jìn)一步探究家庭金融資產(chǎn)投資行為對(duì)不同收入分位點(diǎn)的家庭相對(duì)貧困的緩解作用，設(shè)置分位數(shù)回歸模型如（2）所示：

在式（2）中，表示被解釋變量家庭總收入水平，可使用分位數(shù)回歸分析家庭金融資產(chǎn)投資對(duì)不同經(jīng)濟(jì)水平家庭的影響效應(yīng);表示待估參數(shù)，表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，其他變量含義與模型（1）相同。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)模型檢驗(yàn)結(jié)果分析

表2展示了家庭金融資產(chǎn)投資對(duì)城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困的實(shí)證結(jié)果。模型1檢驗(yàn)結(jié)果顯示，金融資產(chǎn)投資對(duì)居民相對(duì)貧困的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，初步說(shuō)明家庭金融資產(chǎn)投資行為能夠緩解相對(duì)貧困狀態(tài)，為了進(jìn)一步增強(qiáng)家庭金融資產(chǎn)投資行為減貧效應(yīng)的可靠性，繼續(xù)選用家庭上一年總收入作為被解釋變量，使用最小二乘法再次檢驗(yàn)金融資產(chǎn)投資對(duì)家庭收入狀況的影響，模型4報(bào)告了檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果顯示金融資產(chǎn)投資對(duì)家庭收入發(fā)揮正向作用，具有顯著的增收效應(yīng)。由此，假設(shè)H1得到初步驗(yàn)證。模型2、3的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，股票投資與相對(duì)貧困的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，而基金投資的回歸系數(shù)為負(fù)但并不顯著，這在一定程度上說(shuō)明家庭的股票投資行為能夠顯著緩解居民的相對(duì)貧困，而基金投資并未對(duì)相對(duì)貧困產(chǎn)生顯著的緩解效應(yīng)。由此，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

在控制變量方面，從個(gè)體層面看，年齡與年齡平方項(xiàng)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，年齡對(duì)相對(duì)貧困發(fā)揮“U”型影響，對(duì)家庭收入發(fā)揮“倒U”型影響;與女性相比，男性體能上的優(yōu)勢(shì)更利于擺脫貧困;與低學(xué)歷者相比，高學(xué)歷者體現(xiàn)出較高的人力資本更易受到社會(huì)的青睞;與非黨員相比，黨員的綜合能力更強(qiáng)，更加優(yōu)秀;與身體欠佳者相比，身體健康者可以更好的從事高強(qiáng)度工作;語(yǔ)言水平的高低能夠反映個(gè)體人際交往溝通方面能力的強(qiáng)弱，對(duì)緩解貧困有一定的正面作用，但英語(yǔ)水平對(duì)緩解相對(duì)貧困效應(yīng)并不明顯，這說(shuō)明我國(guó)英語(yǔ)普及程度處于較低水平，國(guó)際化的進(jìn)程依然有待提高;社會(huì)保險(xiǎn)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，參加社會(huì)保險(xiǎn)顯著緩解了相對(duì)貧困，這是因?yàn)椴糠稚鐣?huì)保險(xiǎn)具有財(cái)富再分配的功能，在窮人和富人的經(jīng)濟(jì)差距面前實(shí)現(xiàn)有效緩解，進(jìn)一步降低受保對(duì)象陷入貧困的概率。從家庭層面看，家庭人口數(shù)量越多越不利于擺脫貧困，這是因?yàn)樵谳^大的家庭規(guī)模中，兒童和老人的存在長(zhǎng)期占用了相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)收入，給家庭整體帶來(lái)了一定的負(fù)擔(dān)，限制了人均收入的提高;房產(chǎn)數(shù)量對(duì)居民相對(duì)貧困的改善并不明顯，但有利于增加家庭收入;婚姻的檢驗(yàn)結(jié)果顯示婚姻狀況越好，越容易抵抗貧困。

（二）內(nèi)生性處理

1.內(nèi)生性來(lái)源。在探究家庭金融資產(chǎn)投資行為與城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困相互關(guān)系的過(guò)程中，存在以下兩個(gè)方面的內(nèi)生性問(wèn)題。第一，影響相對(duì)貧困的遺漏變量。一方面，在構(gòu)建模型時(shí)無(wú)法控制所有可能影響被解釋變量的因素;另一方面，數(shù)據(jù)庫(kù)固有的調(diào)查局限性也會(huì)導(dǎo)致部分指標(biāo)的選取存在偏差，最終導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏差的可能性。第二，家庭金融資產(chǎn)投資與城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困之間存在雙向因果關(guān)系。家庭金融資產(chǎn)投資會(huì)提高家庭經(jīng)濟(jì)水平，緩解居民相對(duì)貧困;此外，處于貧困狀態(tài)的城鎮(zhèn)居民會(huì)改變自己的風(fēng)險(xiǎn)偏好，減少有風(fēng)險(xiǎn)的金融資產(chǎn)投資。

2.工具變量模型的構(gòu)建。經(jīng)過(guò)內(nèi)生性來(lái)源的理論分析，進(jìn)一步對(duì)核心解釋變量家庭金融資產(chǎn)投資行為進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，Wald檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為14.84，P值為0.000，強(qiáng)烈拒絕解釋變量外生性的原假設(shè)，因此下面采用二值選擇模型工具變量法（IV-Probit）進(jìn)一步檢驗(yàn)家庭金融資產(chǎn)投資行為對(duì)城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困的影響，同時(shí)再以居民家庭收入為被解釋變量，使用二階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行回歸，增強(qiáng)前述結(jié)果的說(shuō)服力。根據(jù)工具變量外生性和相關(guān)性的條件，合適的工具變量必須與家庭金融資產(chǎn)投資行為有關(guān)，但不直接影響居民相對(duì)貧困。根據(jù)前文分析，家庭金融資產(chǎn)投資決策的做出不僅取決于個(gè)人的主觀意識(shí)，還與其所在家庭的特征息息相關(guān)，因此文研究借助CGSS2017中的家庭和個(gè)人的問(wèn)卷調(diào)查題項(xiàng)，嘗試從家庭和個(gè)人兩個(gè)層面選取家庭金融資產(chǎn)投資的工具變量。借鑒魏麗萍等（2018）[34]采用互聯(lián)網(wǎng)媒介來(lái)反映家庭金融資產(chǎn)投資行為的研究思路，選擇的第一個(gè)工具變量是“家庭能否上網(wǎng)”，若能上網(wǎng)賦值為1，否則為0;選擇的第二個(gè)工具變量是“在過(guò)去的一年里，您商務(wù)交易（如：網(wǎng)上轉(zhuǎn)賬、支付、網(wǎng)購(gòu)等）而上網(wǎng)的頻繁程度”，以有序離散變量1-5進(jìn)行賦值，值越大表示頻繁程度越高。在當(dāng)前互聯(lián)網(wǎng)高速發(fā)展的時(shí)代下，金融市場(chǎng)信息的流通、交易的方式都能夠通過(guò)網(wǎng)絡(luò)快速實(shí)現(xiàn)，金融資產(chǎn)的投資者需要時(shí)常關(guān)注信息以便及時(shí)調(diào)整自己的投資行為，進(jìn)行增資或者減資，同時(shí)交易方式的便捷性使居民通過(guò)網(wǎng)絡(luò)足不出戶即可完成投資變?yōu)楝F(xiàn)實(shí)，因此兩個(gè)工具變量顯然有助于家庭金融資產(chǎn)投資行為，但對(duì)相對(duì)貧困并沒(méi)有直接的影響，符合理論層次的合理性，接著從計(jì)量層面對(duì)工具變量的有效性進(jìn)行診斷性檢驗(yàn)，借鑒Stock和Yogo的弱工具變量檢驗(yàn)法，“Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量”為 19.567，大于15%顯著性水平下的臨界值10%maximal IV size：19.93;15%maximal IV size：11.59，意味著不存在明顯的弱工具變量問(wèn)題。此外，過(guò)度識(shí)別卡方檢驗(yàn)的P值為0.9023，表明不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，基于此，本文選取的工具變量符合條件。從工具變量模型的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，使用“是否能夠上網(wǎng)”和“在過(guò)去的一年里，您商務(wù)交易（如：網(wǎng)上轉(zhuǎn)賬、支付、網(wǎng)購(gòu)等）的頻繁程度”作為家庭金融資產(chǎn)投資行為的代理變量，檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)模型基本一致，證實(shí)了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。由此，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

（三）進(jìn)一步分析：分位數(shù)回歸模型

前文使用城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困線，實(shí)證檢驗(yàn)了家庭金融資產(chǎn)投資行為對(duì)相對(duì)貧困的減貧效應(yīng)，本節(jié)以家庭總收入為被解釋變量，通過(guò)構(gòu)建分位數(shù)回歸模型（QR），探究家庭金融資產(chǎn)投資行為對(duì)處于不同經(jīng)濟(jì)水平的家庭的增收效應(yīng)，進(jìn)而討論家庭金融資產(chǎn)投資行為對(duì)相對(duì)貧困產(chǎn)生的影響。表4報(bào)告了分位數(shù)回歸模型的檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果顯示家庭金融資產(chǎn)投資在處于低、高收入家庭的增收效應(yīng)要高于處于中等收入的家庭，而處于低收入家庭的增收效應(yīng)最高。因此，家庭金融資產(chǎn)投資的增收效應(yīng)具有明顯的益貧性，更加有利于處于相對(duì)貧困的家庭脫貧和抵御貧困。由此可以得出，家庭金融資產(chǎn)投資對(duì)于縮小城鎮(zhèn)居民的收入差距，緩解城鎮(zhèn)地區(qū)的相對(duì)貧困具有顯著的正向作用。假設(shè)H3得以驗(yàn)證。

（四）拓展性分析

1.年齡異質(zhì)性。由于居民存在年齡差異，所擁有的能力、知識(shí)、閱歷都有所不同。為進(jìn)一步探究家庭金融資產(chǎn)投資對(duì)不同年齡段城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困的差異，根據(jù)模型（1）的設(shè)置，本文以年齡40歲為界限，將樣本分成40歲以上和40歲以下兩個(gè)樣本再次進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)家庭金融資產(chǎn)投資行為對(duì)城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困影響的年齡異質(zhì)性。表5匯報(bào)了檢驗(yàn)結(jié)果。大于40歲樣本檢驗(yàn)結(jié)果表明，金融資產(chǎn)投資對(duì)相對(duì)貧困的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，這表明在40歲以上的居民家庭金融資產(chǎn)投資行為能夠顯著的緩解其相對(duì)貧困狀況，這與全樣本的檢驗(yàn)結(jié)果一致。而小于40歲樣本檢驗(yàn)結(jié)果表明，家庭金融資產(chǎn)投資行為與相對(duì)貧困的回歸系數(shù)并不顯著，說(shuō)明40歲以下的居民金融資產(chǎn)投資行為未對(duì)其相對(duì)貧困產(chǎn)生顯著影響。出現(xiàn)這一情況的原因可能在于：年輕人往往多是新進(jìn)市場(chǎng)的投資者，傾向于追求高額快速的收益，在進(jìn)行決策時(shí)體現(xiàn)出激進(jìn)和沖動(dòng)的心態(tài)，因此，這部分群體投資時(shí)大都采取跟風(fēng)炒作的方式，結(jié)果使得絕大多數(shù)投資者以虧損為主。而對(duì)年長(zhǎng)者來(lái)說(shuō)，他們擁有十分豐富的投資經(jīng)驗(yàn)，更加熟悉投資規(guī)則，在投資心態(tài)上越來(lái)越穩(wěn)健和成熟，在投資方式上對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的把控和判斷更加準(zhǔn)確，因此能夠通過(guò)金融投資獲取更多的收益。

2.婚姻異質(zhì)性。相比于單身家庭，已婚家庭的經(jīng)濟(jì)資源、社會(huì)資源發(fā)生顯著的變化。為進(jìn)一步探究家庭金融資產(chǎn)投資對(duì)不同婚姻狀況居民相對(duì)貧困的差異，根據(jù)模型（1）的設(shè)置，本文將樣本分為已婚家庭和未婚家庭兩個(gè)樣本重新回歸，檢驗(yàn)家庭金融資產(chǎn)投資行為對(duì)城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困影響的婚姻異質(zhì)性。表6匯報(bào)了檢驗(yàn)結(jié)果。已婚樣本檢驗(yàn)結(jié)果表明，家庭金融資產(chǎn)投資與相對(duì)貧困的回歸系數(shù)在1%的水平顯著為負(fù)，這表明已婚居民家庭金融資產(chǎn)投資行為能夠顯著的緩解其相對(duì)貧困狀況，這與全樣本的檢驗(yàn)結(jié)果一致。而未婚樣本檢驗(yàn)結(jié)果表明，家庭金融資產(chǎn)投資行為與相對(duì)貧困的回歸系數(shù)并不顯著，說(shuō)明未婚居民金融資產(chǎn)投資行為未對(duì)其相對(duì)貧困產(chǎn)生顯著影響。出現(xiàn)這一情況可能有以下兩個(gè)方面的原因：一是婚姻提供了提高經(jīng)濟(jì)水平的機(jī)會(huì)與條件。通常情況下，夫妻雙方各自擁有的知識(shí)和能力相互配合，獲得的效益要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于兩個(gè)不相關(guān)的單個(gè)投資者，這在婚姻幸福美滿的家庭中尤為顯著，更容易形成“男女搭配，干活不累”的良好局面。根據(jù)以上分析，已婚家庭帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效益更可能大于兩個(gè)單身投資者所創(chuàng)造的財(cái)富。 二是婚姻能夠“分?jǐn)偂苯鹑谫Y產(chǎn)投資過(guò)程中發(fā)生的成本，影響個(gè)體的投資行為，提高預(yù)期收益。一般而言，金融資產(chǎn)投資的交易成本包含進(jìn)入金融市場(chǎng)所支付的固定成本，比如了解金融資產(chǎn)收益和風(fēng)險(xiǎn)、金融投資工具種類(lèi)等的信息成本;參加相關(guān)知識(shí)和培訓(xùn)的時(shí)間成本、挑選中間人和代理人的機(jī)會(huì)成本以及進(jìn)行投資之后對(duì)金融資產(chǎn)的管理成本。已婚家庭成員通過(guò)合理搭配時(shí)間、便捷高效的溝通方式大幅提高了有效信息的獲取效率，降低了信息和時(shí)間成本，同時(shí)在資源共享的視角下，對(duì)投資行為的偏好產(chǎn)生影響，提高了決策的穩(wěn)健性和準(zhǔn)確性（方麗、田傳浩，2016）[35]。

3.社保異質(zhì)性。社會(huì)保險(xiǎn)屬于社會(huì)保險(xiǎn)制度，因此具備強(qiáng)烈的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償功能，能夠有效的促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。為進(jìn)一步探究家庭金融資產(chǎn)投資對(duì)不同社保擁有狀況居民相對(duì)貧困的差異，根據(jù)模型（1）的設(shè)置，本文將樣本家庭分為有社保和無(wú)社保兩個(gè)樣本分別進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)家庭金融資產(chǎn)投資對(duì)城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困影響的社保異質(zhì)性。表7報(bào)告了檢驗(yàn)結(jié)果。有社保樣本檢驗(yàn)結(jié)果表明，家庭金融資產(chǎn)投資行為與相對(duì)貧困的回歸系數(shù)在1%的水平顯著為負(fù)，這表明有社保居民家庭金融資產(chǎn)投資行為能夠顯著的緩解其相對(duì)貧困狀況，這與全樣本的檢驗(yàn)結(jié)果一致。而無(wú)社保樣本檢驗(yàn)結(jié)果表明，家庭金融資產(chǎn)投資行為與相對(duì)貧困的回歸系數(shù)并不顯著而且系數(shù)為正，說(shuō)明無(wú)社保居民金融資產(chǎn)投資行為對(duì)其相對(duì)貧困的影響并不顯著而且可能加劇了貧困狀態(tài)。這一情況發(fā)生的原因與社保自身的功能密切相關(guān)，社保的目的是為了在公民出現(xiàn)特別的困難時(shí)，能夠從政府中獲得一定的資源幫扶，作為居民生活的兜底保障措施，社保體現(xiàn)出強(qiáng)烈的受益性和扶貧性，因此擁有社保的家庭在做出經(jīng)濟(jì)決策時(shí)比無(wú)社保家庭更加偏好風(fēng)險(xiǎn)，面對(duì)投資收益的不確定性時(shí)，有社保家庭通常有更強(qiáng)的心理素質(zhì)和承受能力，在復(fù)雜多變的金融市場(chǎng)中，風(fēng)險(xiǎn)往往伴隨著收益，只有承受一定的風(fēng)險(xiǎn)才能抓住獲取收益的機(jī)會(huì)，因此相比于無(wú)社保家庭，擁有社保的家庭更能通過(guò)金融資產(chǎn)投資改善其原有的財(cái)富水平。

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）替換被解釋變量測(cè)度指標(biāo)

前文指出，相對(duì)貧困的測(cè)量可以從主觀和客觀兩個(gè)維度進(jìn)行分析，因此文本基于CGSS數(shù)據(jù)庫(kù)題目設(shè)置從主觀層面視角下選取了三個(gè)相應(yīng)的指標(biāo)重新對(duì)居民相對(duì)貧困進(jìn)行測(cè)度，以進(jìn)一步驗(yàn)證金融資產(chǎn)投資行為對(duì)相對(duì)貧困的緩解效應(yīng)。首先選取個(gè)體經(jīng)濟(jì)狀況的主觀評(píng)價(jià)指標(biāo)：“綜合看來(lái)，在目前這個(gè)社會(huì)上，您本人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位處于哪一階層”，其中，處于中層以下階層表示相對(duì)貧困，賦值為1，否則為0;其次，選取家庭經(jīng)濟(jì)狀況的主觀評(píng)價(jià)指標(biāo)：“您家的家庭經(jīng)濟(jì)狀況在所在地屬于哪一檔”，其中，屬于平均水平以下則表示相對(duì)貧困，賦值為1，否則為0;最后，消費(fèi)也是代表家庭經(jīng)濟(jì)狀況的重要評(píng)價(jià)指標(biāo)，如果家庭陷入收支不平衡導(dǎo)致的支出型貧困，依舊無(wú)法提高居民的生活水平質(zhì)量。本文借鑒這一研究思路選取收支平衡方面的評(píng)價(jià)指標(biāo)：“想一下您家的所有收入，包括所有家庭成員的所有收入來(lái)源，您家保持收支平衡困難還是容易”，其中，困難表示相對(duì)貧困，賦值為1，否則為0。表8報(bào)告了上述三個(gè)指標(biāo)的檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果顯示家庭金融資產(chǎn)投資顯著地緩解了城鎮(zhèn)居民的相對(duì)貧困狀況，與前文結(jié)論一致。

（二）樣本自選擇問(wèn)題

本文結(jié)果表明家庭金融資產(chǎn)投資對(duì)緩解相對(duì)貧困有顯著作用，但家庭是否進(jìn)行金融資產(chǎn)投資可能存在樣本自選擇帶來(lái)的偏差問(wèn)題，樣本選擇偏差指的是在回歸方程中估計(jì)出的參數(shù)是基于那些被選擇進(jìn)樣本了的數(shù)據(jù)點(diǎn)（或者說(shuō)能夠觀測(cè)得到的數(shù)據(jù)點(diǎn)）而得出的，而Probit模型沒(méi)有考慮樣本的自選擇問(wèn)題，存在一定的局限性。因此，本文借鑒程名望和張家平（2019）[36]的研究思路引入一個(gè)可能影響相對(duì)貧困的變量：互聯(lián)網(wǎng)的使用程度，采用Heckman兩階段模型再次進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。其中，互聯(lián)網(wǎng)使用程度以有序離散變量1-5進(jìn)行賦值，數(shù)值越高代表互聯(lián)網(wǎng)使用程度越高?；貧w結(jié)果如表9所示，結(jié)果表明家庭金融資產(chǎn)投資行為會(huì)顯著緩解城鎮(zhèn)居民相對(duì)貧困。

七、研究結(jié)論與對(duì)策建議

家庭金融資產(chǎn)投資能否緩解城鎮(zhèn)居民的相對(duì)貧困？不同的投資工具對(duì)不同經(jīng)濟(jì)水平的家庭影響效果如何？圍繞這兩個(gè)主題，本文以中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行探究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：家庭金融資產(chǎn)投資行為顯著地緩解了城鎮(zhèn)居民的相對(duì)貧困，提高了居民的經(jīng)濟(jì)水平，在控制了相對(duì)貧困與金融資產(chǎn)投資的內(nèi)生性問(wèn)題后，家庭金融資產(chǎn)投資行為對(duì)城鎮(zhèn)居民的增收與減貧效應(yīng)進(jìn)一步得到加強(qiáng)。從金融投資工具的種類(lèi)來(lái)看，股票投資對(duì)城鎮(zhèn)居民的減貧效應(yīng)最為強(qiáng)烈，基金較弱;從不同經(jīng)濟(jì)水平的家庭來(lái)看，金融資產(chǎn)投資對(duì)低收入家庭的增收邊際效應(yīng)最高，高收入家庭次之，中等收入家庭最弱。此外，家庭金融資產(chǎn)投資行為對(duì)相對(duì)貧困的緩解效應(yīng)在年齡結(jié)構(gòu)、婚姻狀況、社保情況三個(gè)方面有著顯著的異質(zhì)性，相比于年輕群體，40歲以上的投資者通過(guò)金融資產(chǎn)投資明顯改善了其經(jīng)濟(jì)水平;相比于單身家庭，金融資產(chǎn)投資的減貧效應(yīng)在已婚家庭更為顯著;相比于無(wú)社保家庭，有社保家庭金融資產(chǎn)投資獲取收益的能力更高。

基于上述探究結(jié)果，本文提出以下相關(guān)建議：第一，繼續(xù)完善和發(fā)展金融市場(chǎng)制度，提高居民參與金融市場(chǎng)的比重。一方面，提高各部門(mén)對(duì)金融市場(chǎng)的把控程度，完善相關(guān)的法律法規(guī)制度，嚴(yán)格把關(guān)，將有損害投資者利益的違法違規(guī)商品驅(qū)逐出市場(chǎng)，保留按照各項(xiàng)規(guī)定進(jìn)行合法管理的優(yōu)質(zhì)金融產(chǎn)品，努力營(yíng)造出一個(gè)積極良好的金融投資環(huán)境，對(duì)操縱市場(chǎng)、違規(guī)轉(zhuǎn)讓的行為依法查處，重點(diǎn)保障投資者的切身利益，增強(qiáng)居民參與金融市場(chǎng)的積極性。另一方面，普及最基本的金融知識(shí)，通過(guò)各大銀行等官方金融機(jī)構(gòu)定期免費(fèi)為居民以社區(qū)為單位舉行金融宣講會(huì)，助力投資者樹(shù)立一定的風(fēng)險(xiǎn)防范意識(shí)，同時(shí)推動(dòng)金融機(jī)構(gòu)的普及，為個(gè)體投資者提供更加方便快捷的金融服務(wù)。第二，繼續(xù)完善和發(fā)展應(yīng)對(duì)貧困的體制機(jī)制，提供內(nèi)生持續(xù)的減貧動(dòng)力，從精神和物質(zhì)兩個(gè)維度推動(dòng)扶貧項(xiàng)目的建設(shè)。一方面，依舊重視現(xiàn)有的扶貧治理方案和識(shí)別標(biāo)準(zhǔn)，防止已脫貧群體出現(xiàn)反彈復(fù)貧的現(xiàn)象，考慮制定識(shí)別相對(duì)貧困群體的新標(biāo)準(zhǔn)，從多個(gè)方面切實(shí)關(guān)注居民的生活狀況。完善婚姻法，維護(hù)家庭的幸福和諧;完善社保制度，充分發(fā)揮社保的兜底保障功能。另一方面，加強(qiáng)思想扶貧，關(guān)注精神力量在扶貧工作中的重要性，提高居民的內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力。

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基金項(xiàng)目：重慶市教委科技項(xiàng)目“綠色金融發(fā)展促進(jìn)武陵山少數(shù)民族地區(qū)鄉(xiāng)村振興的政策引導(dǎo)機(jī)制研究”（編號(hào)：KJQN201900304）。