魯釗陽　杜雨潼

本文以CGSS2017數(shù)據(jù)為例，實證檢驗了家庭金融資產(chǎn)投資對城鎮(zhèn)居民相對貧困的影響。實證結(jié)果表明，家庭金融資產(chǎn)投資顯著緩解了城鎮(zhèn)居民相對貧困。其中，股票投資的減貧效應最為明顯，基金投資減貧效應不明顯。在消除內(nèi)生性問題后，家庭金融資產(chǎn)投資的減貧效應得到進一步加強。進一步研究發(fā)現(xiàn)，家庭金融資產(chǎn)投資對低收入家庭的增收邊際效應最高，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)投資對城鎮(zhèn)居民相對貧困的緩解效應在年齡結(jié)構(gòu)、婚姻狀況、社保情況三個方面有著顯著的異質(zhì)性。穩(wěn)健性檢驗進一步驗證了結(jié)果的可靠性。

一、引言

2020年末，我國農(nóng)村貧困人口全部脫貧，絕對貧困和區(qū)域性整體貧困已經(jīng)消除;消除絕對貧困后，要全面推進鄉(xiāng)村振興，要高度重視相對貧困問題。實踐已經(jīng)證明，隨著經(jīng)濟社會的發(fā)展，貧困線會穩(wěn)步提升，相對貧困問題無法消除。與絕對貧困相比，相對貧困的控制難度更大、周期更長、情況更加復雜。相對貧困可理解為滿足了生存所必須的基礎物質(zhì)的個體在其他需求領域匱乏的現(xiàn)象，這意味著相對貧困并不同于絕對貧困主要發(fā)生在農(nóng)村和偏遠地區(qū)，而是一種普遍現(xiàn)象，同時存在于農(nóng)村和城鎮(zhèn)（高強、孔祥智，2020）[1]。與農(nóng)村相比，城鎮(zhèn)相對貧困問題不僅會對城鎮(zhèn)經(jīng)濟增長造成負面影響，還會帶來一定的社會風險。城鎮(zhèn)相對貧困形成的原因可以站在兩個不同的角度分析，從宏觀層面來看，主要是由分配不平衡造成的收入差距;從微觀層面來看，是由于家庭人力資本、經(jīng)濟資源和社會資本在不同程度上受到了社會排斥。特別是隨著國民收入水平的提高，家庭經(jīng)濟來源渠道呈現(xiàn)多樣化的趨勢，在資產(chǎn)配置方面，實物資產(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。

國外的實踐已經(jīng)表明，隨著家庭金融資產(chǎn)的多樣化，其對家庭自身相對貧困的影響也會日益復雜。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，還會對其它領域造成不同程度的影響與沖擊，家庭進行金融資產(chǎn)投資的根本動機在于投資者意圖改善其當前的財富水平以及實現(xiàn)盈余資產(chǎn)價值的最大化;因此，家庭金融資產(chǎn)投資對居民相對貧困的緩解程度究竟如何成為一個值得思考和探究的話題。實際上，無論是從理論分析上還是在現(xiàn)實實踐中，研究兩者之間的關系都具有重要意義，從理論層面看，探究家庭金融資產(chǎn)投資與城鎮(zhèn)居民相對貧困之間的關系，不僅可以給當前金融市場的發(fā)展與完善帶來啟示，還可以為解決時下相對貧困問題的政策和方案提供直接的理論支撐;從現(xiàn)實層面來看，居民的收入水平直接關系到居民生活的幸福與安康，進而影響社會的和諧與穩(wěn)定。

二、文獻綜述

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

與國外學者研究相比，國內(nèi)對相對貧困的研究相對較晚，2020年前后國內(nèi)才開始大量研究相對貧困問題。比如，在相對貧困的概念研究方面，羅必良（2020）[15]、李實等（2020）[16]、汪三貴和劉明月（2020）[17]認為，2020年后絕對貧困的消除，并不意味著貧困的終結(jié)，相反，我國扶貧工作的重心將轉(zhuǎn)向緩解相對貧困;與絕對貧困相比，相對貧困更為側(cè)重機會缺失、權(quán)利剝奪，具有鮮明的主觀性、長期性和動態(tài)性等特征。在相對貧困的測度研究方面，孫久文和夏添（2019）[18]、王小林和馮賀霞（2020）[19]、張琦和沈揚揚（2020）[20]認為，基于我國國情考慮，2020年后，我國相對貧困的測度沒必要完全與OECD國家接軌;進一步地講，相對貧困的標準，不僅要體現(xiàn)經(jīng)濟維度的“貧”，還要體現(xiàn)社會發(fā)展維度的“困”。在相對貧困的生成機理研究方面，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)機社會化服務等視角出發(fā)研究相對貧困的生成機理，都較為一致地認為：相對貧困的產(chǎn)生是多方面因素的結(jié)果，即便是外在因素的變化都會導致相對貧困的產(chǎn)生。在相對貧困的治理對策研究方面，葉興慶和殷浩棟（2019）[24]、檀學文（2020）[25]、王小林和張曉穎（2021）[26]提出了2020年后破解中國農(nóng)村相對貧困的對策。

與既有文獻相比，本文研究的主要貢獻可能體現(xiàn)在：第一，雖然影響相對貧困的因素較多，但本文研究從家庭層面為切入點，不同于大多數(shù)研究聚焦于農(nóng)村偏遠地區(qū)的貧困現(xiàn)象，在識別了城鎮(zhèn)相對貧困后，探究了家庭金融資產(chǎn)投資對城鎮(zhèn)居民相對貧困的影響，可以為城鎮(zhèn)居民相對貧困問題的解決提供新的思路。第二，金融資產(chǎn)投資商品種類繁多，既有收益高但同時伴隨著高風險的金融工具，也有預期穩(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貧困的效應最大？對哪種家庭的經(jīng)濟水平影響最顯著？本文研究結(jié)論對家庭金融資產(chǎn)投資方向選擇和解決相對貧困問題具有重要意義;不僅可以拓展未來相對貧困研究的新視角，還可以在一定程度上夯實中國特色反貧困理論的內(nèi)容。

三、理論分析與研究假說

城鎮(zhèn)家庭產(chǎn)生金融資產(chǎn)投資行為的動機同時受內(nèi)在驅(qū)動和外部環(huán)境兩個方面因素的作用。在經(jīng)典投資理論的闡述中，投資者作為理性的個體，其進行的決策指向收益期望效用和個人滿足感的最優(yōu)化，因此，投資者在金融市場的參與中，依然是追求期望收益的穩(wěn)定增長，通過合理配置家庭金融資產(chǎn)的方式，實現(xiàn)家庭財富資源的跨期優(yōu)化，進而提高家庭經(jīng)濟水平（Campbell，2006）[27]。此外，我國金融市場的快速發(fā)展成為推動家庭金融資產(chǎn)投資的重要外部誘因。改革開放以來，隨著經(jīng)濟制度向市場方向的轉(zhuǎn)變，我國金融業(yè)的發(fā)展越來越受重視，各級各類金融機構(gòu)在滿足金融消費者現(xiàn)實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，進一步推動了金融領域的創(chuàng)新。與過去相比，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]。在市場經(jīng)濟快速發(fā)展的過程中，金融市場的不斷開放在推動我國經(jīng)濟發(fā)展水平整體進步的同時，也顯著提高了居民個體的收入水平，當然，這種收入水平的增加更多的是體現(xiàn)在居民財產(chǎn)性收入水平的增長方面?；诖?，提出以下假設：

H1：家庭通過金融資產(chǎn)投資，提高了收入水平，實現(xiàn)了減貧效應。

實踐已經(jīng)證明，越來越多的個體以家庭為單位使用盈余資產(chǎn)從金融市場上獲取收益。具體而言，家庭是通過各種金融投資工具，如股票、債券、基金等來實現(xiàn)金融資產(chǎn)的最優(yōu)配置（路曉蒙等，2017）[29]。進一步地講，到底哪種金融工具對家庭經(jīng)濟狀況的改善效果最明顯呢？或者說，到底哪種金融工具更能夠增加家庭收入、緩解家庭相對貧困呢？根據(jù)CHFS統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2016年中國家庭金融資產(chǎn)配置中，股票占比15.45%、基金占比4.09%、債券及其他理財產(chǎn)品共計2.43%。相比之下，就風險金融資產(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，主要是因為：對中國城鎮(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，且股票的購買力風險相對較低。特別是對一些風險厭惡家庭而言，他們更傾向于購買股價低、股價波動小且分紅可觀的銀行類股票，甚至相當部分城鎮(zhèn)居民家庭將工商銀行股票作為長期持有的抵御通貨膨脹的首選。綜合中國家庭在金融資產(chǎn)投資中的配置比例和使用金融工具的特點來看，股票的投資份額最大，同時擁有收益高、受通脹影響小、購買力風險低等特點;基金的配置比例較低，收益小但投資風險相對較低?；谝陨戏治?，提出以下假設：

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

金融市場的發(fā)展，拓寬了家庭的經(jīng)濟來源渠道。過去人們主要通過提供勞務來賺取資金，收入渠道單一狹窄，如今金融投資具備高收益、低門檻、操作便利的特點，使個體通過投資金融市場所獲得的收益不亞于甚至超過勞動所帶來的報酬，這無疑是城鎮(zhèn)低收入家庭的福音，因為低收入家庭有著強烈改善當前經(jīng)濟狀況的意愿，而獲取經(jīng)濟資源的普通渠道如增加勞動強度、非金融性投資對他們來說存在周期長、效果差、門檻過高的問題，因此城鎮(zhèn)低收入家庭愿意把更多的資產(chǎn)投入到金融市場來賺取收益;城鎮(zhèn)中等收入家庭滿足了基本的物質(zhì)需求，追求高收益的動機并不強烈，而是更加傾向于穩(wěn)定當前的經(jīng)濟狀況，因此中等收入家庭會選擇低風險的金融商品或轉(zhuǎn)向非金融資產(chǎn)投資;信息不對稱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，信息不對稱理論主要內(nèi)容為在一項復雜的利益交換中，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)勢的境地，而信息匱乏的參與方則處于相對弱勢的地位。高收入家庭通常代表其在某一領域具備相對優(yōu)勢，這種優(yōu)勢可以體現(xiàn)為其擁有較多的資產(chǎn)、人脈和知識，同樣金融市場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、素養(yǎng)有著很大的關聯(lián)，相比之下高收入家庭更能做出對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?，提出以下假設：

H3：家庭金融資產(chǎn)投資行為對低、高收入家庭收入的影響要大于中等收入家庭，進而實現(xiàn)對相對貧困的緩解。

四、數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

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，對樣本做如下篩選和處理：一是樣本中存在收入來源主要源自于政府補貼的低收入家庭，這部分家庭的投資行為沒有解釋力，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)歷因素會對投資者投資偏好產(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)居民相對貧困的關系，所以剔除農(nóng)村樣本;四是刪除存在缺失值的樣本，并對連續(xù)變量進行前后1%的winsorize處理。經(jīng)處理，本文共得到5385個有效樣本。

（二）變量設置

被解釋變量，城鎮(zhèn)居民相對貧困。相對貧困的測量方法多種多樣，從哲學的范疇可以分為客觀指標和主觀指標，從層次的角度可以分為單維指標和多維指標，考慮到我國城鄉(xiāng)差距依然顯著、二元結(jié)構(gòu)尚未打破的局面，以及貧困狀況相關的指標數(shù)據(jù)的可得性，本文借鑒沈揚揚等（2020）[32]的研究結(jié)論使用收入比例法來測度相對貧困，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，測算出城鎮(zhèn)相對貧困線為12621.6元，居民全年可支配收入低于這一指標表示處于相對貧困，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)庫針對金融資產(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，無法作為研究的對象，因此本文只保留了涉及股票和基金投資的調(diào)查樣本，同時也符合當前我國家庭金融資產(chǎn)主體配置的實際情況。

控制變量，來自個體和家庭特征兩個層面。從微觀視角來看，城鎮(zhèn)相對貧困狀況不僅與家庭整體特征相關，還與家庭成員個體特質(zhì)有關，因此本文借鑒段義德（2020）的做法，分析了數(shù)據(jù)庫中的指標后，分別從個體和家庭兩個層面控制一系列可能影響相對貧困的變量[33]。個體特征層面包括性別、年齡、教育情況、政治面貌、健康狀況、說普通話的能力、說英語的能力及工作經(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保險情況變量。各變量的賦值情況及其描述性統(tǒng)計如表1所示。

（三）模型設定

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

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

為進一步探究家庭金融資產(chǎn)投資行為對不同收入分位點的家庭相對貧困的緩解作用，設置分位數(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)投資對不同經(jīng)濟水平家庭的影響效應;表示待估參數(shù)，表示隨機擾動項，其他變量含義與模型（1）相同。

五、實證結(jié)果與分析

（一）基準模型檢驗結(jié)果分析

表2展示了家庭金融資產(chǎn)投資對城鎮(zhèn)居民相對貧困的實證結(jié)果。模型1檢驗結(jié)果顯示，金融資產(chǎn)投資對居民相對貧困的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，初步說明家庭金融資產(chǎn)投資行為能夠緩解相對貧困狀態(tài)，為了進一步增強家庭金融資產(chǎn)投資行為減貧效應的可靠性，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金融資產(chǎn)投資對家庭收入狀況的影響，模型4報告了檢驗結(jié)果，結(jié)果顯示金融資產(chǎn)投資對家庭收入發(fā)揮正向作用，具有顯著的增收效應。由此，假設H1得到初步驗證。模型2、3的檢驗結(jié)果顯示，股票投資與相對貧困的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，而基金投資的回歸系數(shù)為負但并不顯著，這在一定程度上說明家庭的股票投資行為能夠顯著緩解居民的相對貧困，而基金投資并未對相對貧困產(chǎn)生顯著的緩解效應。由此，假設H2得到驗證。

在控制變量方面，從個體層面看，年齡與年齡平方項的檢驗結(jié)果顯示，年齡對相對貧困發(fā)揮“U”型影響，對家庭收入發(fā)揮“倒U”型影響;與女性相比，男性體能上的優(yōu)勢更利于擺脫貧困;與低學歷者相比，高學歷者體現(xiàn)出較高的人力資本更易受到社會的青睞;與非黨員相比，黨員的綜合能力更強，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度工作;語言水平的高低能夠反映個體人際交往溝通方面能力的強弱，對緩解貧困有一定的正面作用，但英語水平對緩解相對貧困效應并不明顯，這說明我國英語普及程度處于較低水平，國際化的進程依然有待提高;社會保險檢驗結(jié)果顯示，參加社會保險顯著緩解了相對貧困，這是因為部分社會保險具有財富再分配的功能，在窮人和富人的經(jīng)濟差距面前實現(xiàn)有效緩解，進一步降低受保對象陷入貧困的概率。從家庭層面看，家庭人口數(shù)量越多越不利于擺脫貧困，這是因為在較大的家庭規(guī)模中，兒童和老人的存在長期占用了相應的經(jīng)濟收入，給家庭整體帶來了一定的負擔，限制了人均收入的提高;房產(chǎn)數(shù)量對居民相對貧困的改善并不明顯，但有利于增加家庭收入;婚姻的檢驗結(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)生性來源。在探究家庭金融資產(chǎn)投資行為與城鎮(zhèn)居民相對貧困相互關系的過程中，存在以下兩個方面的內(nèi)生性問題。第一，影響相對貧困的遺漏變量。一方面，在構(gòu)建模型時無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)庫固有的調(diào)查局限性也會導致部分指標的選取存在偏差，最終導致估計結(jié)果有偏差的可能性。第二，家庭金融資產(chǎn)投資與城鎮(zhèn)居民相對貧困之間存在雙向因果關系。家庭金融資產(chǎn)投資會提高家庭經(jīng)濟水平，緩解居民相對貧困;此外，處于貧困狀態(tài)的城鎮(zhèn)居民會改變自己的風險偏好，減少有風險的金融資產(chǎn)投資。

2.工具變量模型的構(gòu)建。經(jīng)過內(nèi)生性來源的理論分析，進一步對核心解釋變量家庭金融資產(chǎn)投資行為進行內(nèi)生性檢驗，Wald檢驗的統(tǒng)計量為14.84，P值為0.000，強烈拒絕解釋變量外生性的原假設，因此下面采用二值選擇模型工具變量法（IV-Probit）進一步檢驗家庭金融資產(chǎn)投資行為對城鎮(zhèn)居民相對貧困的影響，同時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）進行回歸，增強前述結(jié)果的說服力。根據(jù)工具變量外生性和相關性的條件，合適的工具變量必須與家庭金融資產(chǎn)投資行為有關，但不直接影響居民相對貧困。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人的主觀意識，還與其所在家庭的特征息息相關，因此文研究借助CGSS2017中的家庭和個人的問卷調(diào)查題項，嘗試從家庭和個人兩個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)媒介來反映家庭金融資產(chǎn)投資行為的研究思路，選擇的第一個工具變量是“家庭能否上網(wǎng)”，若能上網(wǎng)賦值為1，否則為0;選擇的第二個工具變量是“在過去的一年里，您商務交易（如：網(wǎng)上轉(zhuǎn)賬、支付、網(wǎng)購等）而上網(wǎng)的頻繁程度”，以有序離散變量1-5進行賦值，值越大表示頻繁程度越高。在當前互聯(lián)網(wǎng)高速發(fā)展的時代下，金融市場信息的流通、交易的方式都能夠通過網(wǎng)絡快速實現(xiàn)，金融資產(chǎn)的投資者需要時常關注信息以便及時調(diào)整自己的投資行為，進行增資或者減資，同時交易方式的便捷性使居民通過網(wǎng)絡足不出戶即可完成投資變?yōu)楝F(xiàn)實，因此兩個工具變量顯然有助于家庭金融資產(chǎn)投資行為，但對相對貧困并沒有直接的影響，符合理論層次的合理性，接著從計量層面對工具變量的有效性進行診斷性檢驗，借鑒Stock和Yogo的弱工具變量檢驗法，“Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量”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題。此外，過度識別卡方檢驗的P值為0.9023，表明不存在過度識別問題，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結(jié)果來看，使用“是否能夠上網(wǎng)”和“在過去的一年里，您商務交易（如：網(wǎng)上轉(zhuǎn)賬、支付、網(wǎng)購等）的頻繁程度”作為家庭金融資產(chǎn)投資行為的代理變量，檢驗結(jié)果與基準模型基本一致，證實了估計結(jié)果的穩(wěn)健性。由此，假設H1得到驗證。

（三）進一步分析：分位數(shù)回歸模型

前文使用城鎮(zhèn)居民相對貧困線，實證檢驗了家庭金融資產(chǎn)投資行為對相對貧困的減貧效應，本節(jié)以家庭總收入為被解釋變量，通過構(gòu)建分位數(shù)回歸模型（QR），探究家庭金融資產(chǎn)投資行為對處于不同經(jīng)濟水平的家庭的增收效應，進而討論家庭金融資產(chǎn)投資行為對相對貧困產(chǎn)生的影響。表4報告了分位數(shù)回歸模型的檢驗結(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最高。因此，家庭金融資產(chǎn)投資的增收效應具有明顯的益貧性，更加有利于處于相對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)投資對于縮小城鎮(zhèn)居民的收入差距，緩解城鎮(zhèn)地區(qū)的相對貧困具有顯著的正向作用。假設H3得以驗證。

（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、閱歷都有所不同。為進一步探究家庭金融資產(chǎn)投資對不同年齡段城鎮(zhèn)居民相對貧困的差異，根據(jù)模型（1）的設置，本文以年齡40歲為界限，將樣本分成40歲以上和40歲以下兩個樣本再次進行回歸，檢驗家庭金融資產(chǎn)投資行為對城鎮(zhèn)居民相對貧困影響的年齡異質(zhì)性。表5匯報了檢驗結(jié)果。大于40歲樣本檢驗結(jié)果表明，金融資產(chǎn)投資對相對貧困的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，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貧困狀況，這與全樣本的檢驗結(jié)果一致。而小于40歲樣本檢驗結(jié)果表明，家庭金融資產(chǎn)投資行為與相對貧困的回歸系數(shù)并不顯著，說明40歲以下的居民金融資產(chǎn)投資行為未對其相對貧困產(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市場的投資者，傾向于追求高額快速的收益，在進行決策時體現(xiàn)出激進和沖動的心態(tài)，因此，這部分群體投資時大都采取跟風炒作的方式，結(jié)果使得絕大多數(shù)投資者以虧損為主。而對年長者來說，他們擁有十分豐富的投資經(jīng)驗，更加熟悉投資規(guī)則，在投資心態(tài)上越來越穩(wěn)健和成熟，在投資方式上對風險的把控和判斷更加準確，因此能夠通過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)濟資源、社會資源發(fā)生顯著的變化。為進一步探究家庭金融資產(chǎn)投資對不同婚姻狀況居民相對貧困的差異，根據(jù)模型（1）的設置，本文將樣本分為已婚家庭和未婚家庭兩個樣本重新回歸，檢驗家庭金融資產(chǎn)投資行為對城鎮(zhèn)居民相對貧困影響的婚姻異質(zhì)性。表6匯報了檢驗結(jié)果。已婚樣本檢驗結(jié)果表明，家庭金融資產(chǎn)投資與相對貧困的回歸系數(shù)在1%的水平顯著為負，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貧困狀況，這與全樣本的檢驗結(jié)果一致。而未婚樣本檢驗結(jié)果表明，家庭金融資產(chǎn)投資行為與相對貧困的回歸系數(shù)并不顯著，說明未婚居民金融資產(chǎn)投資行為未對其相對貧困產(chǎn)生顯著影響。出現(xiàn)這一情況可能有以下兩個方面的原因：一是婚姻提供了提高經(jīng)濟水平的機會與條件。通常情況下，夫妻雙方各自擁有的知識和能力相互配合，獲得的效益要遠遠高于兩個不相關的單個投資者，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，已婚家庭帶來的經(jīng)濟效益更可能大于兩個單身投資者所創(chuàng)造的財富。 二是婚姻能夠“分攤”金融資產(chǎn)投資過程中發(fā)生的成本，影響個體的投資行為，提高預期收益。一般而言，金融資產(chǎn)投資的交易成本包含進入金融市場所支付的固定成本，比如了解金融資產(chǎn)收益和風險、金融投資工具種類等的信息成本;參加相關知識和培訓的時間成本、挑選中間人和代理人的機會成本以及進行投資之后對金融資產(chǎn)的管理成本。已婚家庭成員通過合理搭配時間、便捷高效的溝通方式大幅提高了有效信息的獲取效率，降低了信息和時間成本，同時在資源共享的視角下，對投資行為的偏好產(chǎn)生影響，提高了決策的穩(wěn)健性和準確性（方麗、田傳浩，2016）[35]。

3.社保異質(zhì)性。社會保險屬于社會保險制度，因此具備強烈的經(jīng)濟補償功能，能夠有效的促進社會經(jīng)濟發(fā)展。為進一步探究家庭金融資產(chǎn)投資對不同社保擁有狀況居民相對貧困的差異，根據(jù)模型（1）的設置，本文將樣本家庭分為有社保和無社保兩個樣本分別進行回歸，檢驗家庭金融資產(chǎn)投資對城鎮(zhèn)居民相對貧困影響的社保異質(zhì)性。表7報告了檢驗結(jié)果。有社保樣本檢驗結(jié)果表明，家庭金融資產(chǎn)投資行為與相對貧困的回歸系數(shù)在1%的水平顯著為負，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貧困狀況，這與全樣本的檢驗結(jié)果一致。而無社保樣本檢驗結(jié)果表明，家庭金融資產(chǎn)投資行為與相對貧困的回歸系數(shù)并不顯著而且系數(shù)為正，說明無社保居民金融資產(chǎn)投資行為對其相對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，社保的目的是為了在公民出現(xiàn)特別的困難時，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)出強烈的受益性和扶貧性，因此擁有社保的家庭在做出經(jīng)濟決策時比無社保家庭更加偏好風險，面對投資收益的不確定性時，有社保家庭通常有更強的心理素質(zhì)和承受能力，在復雜多變的金融市場中，風險往往伴隨著收益，只有承受一定的風險才能抓住獲取收益的機會，因此相比于無社保家庭，擁有社保的家庭更能通過金融資產(chǎn)投資改善其原有的財富水平。

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）替換被解釋變量測度指標

前文指出，相對貧困的測量可以從主觀和客觀兩個維度進行分析，因此文本基于CGSS數(shù)據(jù)庫題目設置從主觀層面視角下選取了三個相應的指標重新對居民相對貧困進行測度，以進一步驗證金融資產(chǎn)投資行為對相對貧困的緩解效應。首先選取個體經(jīng)濟狀況的主觀評價指標：“綜合看來，在目前這個社會上，您本人的社會經(jīng)濟地位處于哪一階層”，其中，處于中層以下階層表示相對貧困，賦值為1，否則為0;其次，選取家庭經(jīng)濟狀況的主觀評價指標：“您家的家庭經(jīng)濟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貧困，賦值為1，否則為0;最后，消費也是代表家庭經(jīng)濟狀況的重要評價指標，如果家庭陷入收支不平衡導致的支出型貧困，依舊無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價指標：“想一下您家的所有收入，包括所有家庭成員的所有收入來源，您家保持收支平衡困難還是容易”，其中，困難表示相對貧困，賦值為1，否則為0。表8報告了上述三個指標的檢驗結(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)居民的相對貧困狀況，與前文結(jié)論一致。

（二）樣本自選擇問題

本文結(jié)果表明家庭金融資產(chǎn)投資對緩解相對貧困有顯著作用，但家庭是否進行金融資產(chǎn)投資可能存在樣本自選擇帶來的偏差問題，樣本選擇偏差指的是在回歸方程中估計出的參數(shù)是基于那些被選擇進樣本了的數(shù)據(jù)點（或者說能夠觀測得到的數(shù)據(jù)點）而得出的，而Probit模型沒有考慮樣本的自選擇問題，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可能影響相對貧困的變量：互聯(lián)網(wǎng)的使用程度，采用Heckman兩階段模型再次進行回歸檢驗。其中，互聯(lián)網(wǎng)使用程度以有序離散變量1-5進行賦值，數(shù)值越高代表互聯(lián)網(wǎng)使用程度越高。回歸結(jié)果如表9所示，結(jié)果表明家庭金融資產(chǎn)投資行為會顯著緩解城鎮(zhèn)居民相對貧困。

七、研究結(jié)論與對策建議

家庭金融資產(chǎn)投資能否緩解城鎮(zhèn)居民的相對貧困？不同的投資工具對不同經(jīng)濟水平的家庭影響效果如何？圍繞這兩個主題，本文以中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)進行探究，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)居民的相對貧困，提高了居民的經(jīng)濟水平，在控制了相對貧困與金融資產(chǎn)投資的內(nèi)生性問題后，家庭金融資產(chǎn)投資行為對城鎮(zhèn)居民的增收與減貧效應進一步得到加強。從金融投資工具的種類來看，股票投資對城鎮(zhèn)居民的減貧效應最為強烈，基金較弱;從不同經(jīng)濟水平的家庭來看，金融資產(chǎn)投資對低收入家庭的增收邊際效應最高，高收入家庭次之，中等收入家庭最弱。此外，家庭金融資產(chǎn)投資行為對相對貧困的緩解效應在年齡結(jié)構(gòu)、婚姻狀況、社保情況三個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金融資產(chǎn)投資明顯改善了其經(jīng)濟水平;相比于單身家庭，金融資產(chǎn)投資的減貧效應在已婚家庭更為顯著;相比于無社保家庭，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，本文提出以下相關建議：第一，繼續(xù)完善和發(fā)展金融市場制度，提高居民參與金融市場的比重。一方面，提高各部門對金融市場的把控程度，完善相關的法律法規(guī)制度，嚴格把關，將有損害投資者利益的違法違規(guī)商品驅(qū)逐出市場，保留按照各項規(guī)定進行合法管理的優(yōu)質(zhì)金融產(chǎn)品，努力營造出一個積極良好的金融投資環(huán)境，對操縱市場、違規(guī)轉(zhuǎn)讓的行為依法查處，重點保障投資者的切身利益，增強居民參與金融市場的積極性。另一方面，普及最基本的金融知識，通過各大銀行等官方金融機構(gòu)定期免費為居民以社區(qū)為單位舉行金融宣講會，助力投資者樹立一定的風險防范意識，同時推動金融機構(gòu)的普及，為個體投資者提供更加方便快捷的金融服務。第二，繼續(xù)完善和發(fā)展應對貧困的體制機制，提供內(nèi)生持續(xù)的減貧動力，從精神和物質(zhì)兩個維度推動扶貧項目的建設。一方面，依舊重視現(xiàn)有的扶貧治理方案和識別標準，防止已脫貧群體出現(xiàn)反彈復貧的現(xiàn)象，考慮制定識別相對貧困群體的新標準，從多個方面切實關注居民的生活狀況。完善婚姻法，維護家庭的幸福和諧;完善社保制度，充分發(fā)揮社保的兜底保障功能。另一方面，加強思想扶貧，關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)展動力。

參考文獻：

[1]高強，孔祥智.論相對貧困的內(nèi)涵、特點難點及應對之策[J].新疆師范大學學報（哲學社會科學版），2020，41（3）：120-128.

[2]Townsend P.Measuring Poverty[J].The British Journal of Sociology，1954，5（2）：130-137.

[3]Lluch C.The Extended Linear Expenditure System[J].European Economic Review，1976（4）：21-32.

[4]Sen，A.K.Poverty：An Ordinal Approach to Measurement[J].Econometrica，1976（44）：219-231.

[5]Goedhard T，Halberstadt V，Kapteyn A，Praag B V.The Poverty Line：Concepts and Measurement[J].Journal of Human Resources，1977，12（4）：503-520.

[6]Blank R M.Presidential Address：How to Improve Poverty Measurement in the United States[J].Journal of Policy Analysis and Management，2008，27（2）：233-254.

[7]Burkhauser R V.Deconstructing European Poverty Measures：What Relative and Absolute Scales Measure[J].Journal of Policy Analysis and Management，2009，28（4）：715-725.

[8]Santos M E.Measuring Multidimensional Poverty in Latin America：Previous Experience and the Way Forward[R].OPHI Working Paper No.66，2014.

[9]Brady D.The Welfare State and Relative Poverty in Rich Western Democracies：1967-1997[J].Social Forces，2005，83（4）：1329-1364.

[10]Deutsch J，Silber J.Ethnic Origin and Multidimensional Relative Poverty in Israel：a Study Based on the 1995 Israeli Census[J].Research in Labor Economics，2006（24）：235-264.

[11]Foster J E.What is Poverty and Who are the Poor？ Redefinition for the United States in the 1990s[J].The American Economic Review，1998，88（2）：335-341.

[12]Devicienti F.Estimating Poverty Persistence in Britain[J].Empirical Economics，2011，40（3）：657-686.

[13]Mood C.The Not-Very-Rich and the Very Poor：Poverty Persistence and Poverty Concentration in Sweden[J].Journal of European Social Policy，2015，25（3）：316-330.

[14]Gustafsson B，Shi L，Sato H.Can a Subjective Poverty Line be Applied to China？Assessing Poverty among Urban Residents in 1999[J].Journal of International Development，2004，16（8）：1089-1107.

[15]羅必良.相對貧困治理：性質(zhì)、策略與長效機制[J].求索，2020（6）：18-27.

[16]李實，李玉青，李慶海.從絕對貧困到相對貧困：中國農(nóng)村貧困的動態(tài)演化[J].華南師范大學學報（社會科學版），2020（6）：30-42.

[17]汪三貴，劉明月.從絕對貧困到相對貧困：理論關系、戰(zhàn)略轉(zhuǎn)變與政策重點[J].華南師范大學學報（社會科學版），2020（6）：18-29.

[18]孫久文，夏添.中國扶貧戰(zhàn)略與2020年后相對貧困線劃定：基于理論、政策和數(shù)據(jù)的分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2019（10）：98-113.

[19]王小林，馮賀霞.2020 年后中國多維相對貧困標準：國際經(jīng)驗與政策取向[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2020（3）：2-21.

[20]張琦，沈揚揚.不同相對貧困標準的國際比較及對中國的啟示[J].南京農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版），2020，20（4）：91-99.

[21]解堊，李敏.相對貧困、再分配與財政獲益：稅收和轉(zhuǎn)移支付的作用如何？[J].上海財經(jīng)大學學報，2020，22（6）：3-20.

[22]左孝凡，陸繼霞.互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)民相對貧困：微觀證據(jù)與影響機制[J].電子政務，2020（4）：13-24.

[23]羅明忠，邱海蘭.農(nóng)機社會化服務采納、稟賦差異與農(nóng)村經(jīng)濟相對貧困緩解[J].南方經(jīng)濟，2021（2）：1-18.

[24]葉興慶，殷浩棟.從消除絕對貧困到緩解相對貧困：中國減貧歷程與2020 年后的減貧戰(zhàn)略[J].改革，2019（12）：5-15.

[25]檀學文.走向共同富裕的解決相對貧困思路研究[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2020（6）：21-36.

[26]王小林，.張曉穎.中國消除絕對貧困的經(jīng)驗解釋與2020年后相對貧困治理取向[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2021（2）：2-18.

[27]Campbell J Y.Household Finance[J].The Journal of Finance，2006，61（4）：1553-1604.

[28]尹志超，岳鵬鵬，陳悉榕.金融市場參與、風險異質(zhì)性與家庭幸福[J].金融研究，2019（4）：168-187.

[29]路曉蒙，李陽，甘犁，王香.中國家庭金融投資組合的風險：過于保守還是過于冒進？[J].管理世界，2017（12）：92-108.

[30]李波，朱太輝.債務杠桿、金融素養(yǎng)與家庭金融脆弱性：基于中國家庭追蹤調(diào)查CFPS 2014的實證分析[J].國際金融研究，2020（7）：25-34.

[31]胡珺，高挺，常啟國.中國家庭金融投資行為與居民主觀幸福感：基于CGSS的微觀經(jīng)驗證據(jù)[J].金融論壇，2019，24（9）：46-57.

[32]沈揚揚，李實.如何確定相對貧困標準？——兼論“城鄉(xiāng)統(tǒng)籌”相對貧困的可行方案[J].華南師范大學學報（社會科學版），2020（2）：91-101.

[33]段義德.教育與農(nóng)村相對貧困的代際傳遞：基于工具變量法的檢驗[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2020（9）：67-75.

[34]魏麗萍，陳德棉，謝勝強.互聯(lián)網(wǎng)金融投資決策：金融素養(yǎng)、風險容忍和風險感知的共同影響[J].管理評論，2018，30（9）：61-71.

[35]方麗，田傳浩.筑好巢才能引好鳳：農(nóng)村住房投資與婚姻締結(jié)[J].經(jīng)濟學（季刊），2016，15（2）：571-596.

[36]程名望，張家平.互聯(lián)網(wǎng)普及與城鄉(xiāng)收入差距：理論與實證[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2019（2）：19-41.

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