家庭金融资产投资与城镇居民相对贫困

鲁钊阳　杜雨潼

本文以CGSS2017数据为例，实证检验了家庭金融资产投资对城镇居民相对贫困的影响。实证结果表明，家庭金融资产投资显著缓解了城镇居民相对贫困。其中，股票投资的减贫效应最为明显，基金投资减贫效应不明显。在消除内生性问题后，家庭金融资产投资的减贫效应得到进一步加强。进一步研究发现，家庭金融资产投资对低收入家庭的增收边际效应最高，高收入家庭次之，中等收入家庭最弱。拓展性分析表明，家庭金融资产投资对城镇居民相对贫困的缓解效应在年龄结构、婚姻状况、社保情况三个方面有着显著的异质性。稳健性检验进一步验证了结果的可靠性。

一、引言

2020年末，我国农村贫困人口全部脱贫，绝对贫困和区域性整体贫困已经消除;消除绝对贫困后，要全面推进乡村振兴，要高度重视相对贫困问题。实践已经证明，随着经济社会的发展，贫困线会稳步提升，相对贫困问题无法消除。与绝对贫困相比，相对贫困的控制难度更大、周期更长、情况更加复杂。相对贫困可理解为满足了生存所必须的基础物质的个体在其他需求领域匮乏的现象，这意味着相对贫困并不同于绝对贫困主要发生在农村和偏远地区，而是一种普遍现象，同时存在于农村和城镇（高强、孔祥智，2020）[1]。与农村相比，城镇相对贫困问题不仅会对城镇经济增长造成负面影响，还会带来一定的社会风险。城镇相对贫困形成的原因可以站在两个不同的角度分析，从宏观层面来看，主要是由分配不平衡造成的收入差距;从微观层面来看，是由于家庭人力资本、经济资源和社会资本在不同程度上受到了社会排斥。特别是随着国民收入水平的提高，家庭经济来源渠道呈现多样化的趋势，在资产配置方面，实物资产的比重日趋下降而金融资产的比重则不断上升，同时金融产品的选择不再仅仅局限于银行存款，而是转向新型金融投资工具。

国外的实践已经表明，随着家庭金融资产的多样化，其对家庭自身相对贫困的影响也会日益复杂。家庭金融资产投资行为的决策不仅与家庭自身的状况和特征有关，还会对其它领域造成不同程度的影响与冲击，家庭进行金融资产投资的根本动机在于投资者意图改善其当前的财富水平以及实现盈余资产价值的最大化;因此，家庭金融资产投资对居民相对贫困的缓解程度究竟如何成为一个值得思考和探究的话题。实际上，无论是从理论分析上还是在现实实践中，研究两者之间的关系都具有重要意义，从理论层面看，探究家庭金融资产投资与城镇居民相对贫困之间的关系，不仅可以给当前金融市场的发展与完善带来启示，还可以为解决时下相对贫困问题的政策和方案提供直接的理论支撑;从现实层面来看，居民的收入水平直接关系到居民生活的幸福与安康，进而影响社会的和谐与稳定。

二、文献综述

国外对相对贫困现象的研究较早，Townsend（1954）较早开创对相对贫困问题的研究，认为绝对贫困和相对贫困是两个不同的维度[2];绝对贫困更多的是从个体生存的角度看待贫困问题，而相对贫困则更多的是从社会公平的角度看待贫困问题;如果某社会个体实际收入远低于全社会的平均水平，那么该个体往往很难依靠自身的力量参与到全社会的整体活动中，必然处于社会的游离状态，即处于相对贫困状态。以此为基础，Lluch（1973）[3]、Sen（1976）[4]、Goedhard et al（1977）[5]、Blank（2008）[6]、Burkhauser （2009）[7]、分别对相对贫困的测度方法进行研究;Brady（2005）[8]从宏观视角研究了西方发达国家社会福利对相对贫困的影响问题，而Deutsch 和 Silber（1995）[9]、Foster（1998）[10]、Devicienti（2011）[11]、Mood（2015）[12]分别以以色列、美国、英国和瑞典为例来探究相对贫困的治理问题，Gustafsson et al（2004）[13]和Santos（2014）[14]還专门对中国和拉丁美洲的相对贫困治理问题进行研究。很显然，国外学者已经充分认识到解决相对贫困问题的重要性，在不断研判相对贫困测度及其治理方面进行了大量研究，但考虑到不同国家国情的现实差异，国外研究成果难以直接在国内引用，但可以为国内研究夯实基础。

与国外学者研究相比，国内对相对贫困的研究相对较晚，2020年前后国内才开始大量研究相对贫困问题。比如，在相对贫困的概念研究方面，罗必良（2020）[15]、李实等（2020）[16]、汪三贵和刘明月（2020）[17]认为，2020年后绝对贫困的消除，并不意味着贫困的终结，相反，我国扶贫工作的重心将转向缓解相对贫困;与绝对贫困相比，相对贫困更为侧重机会缺失、权利剥夺，具有鲜明的主观性、长期性和动态性等特征。在相对贫困的测度研究方面，孙久文和夏添（2019）[18]、王小林和冯贺霞（2020）[19]、张琦和沈扬扬（2020）[20]认为，基于我国国情考虑，2020年后，我国相对贫困的测度没必要完全与OECD国家接轨;进一步地讲，相对贫困的标准，不仅要体现经济维度的“贫”，还要体现社会发展维度的“困”。在相对贫困的生成机理研究方面，解垩和李敏（2020）[21]、左孝凡和陆继霞（2020）[22]、罗明忠和邱海兰（2021）[23]分别从转移支付、互联网使用以及农机社会化服务等视角出发研究相对贫困的生成机理，都较为一致地认为：相对贫困的产生是多方面因素的结果，即便是外在因素的变化都会导致相对贫困的产生。在相对贫困的治理对策研究方面，叶兴庆和殷浩栋（2019）[24]、檀学文（2020）[25]、王小林和张晓颖（2021）[26]提出了2020年后破解中国农村相对贫困的对策。

与既有文献相比，本文研究的主要贡献可能体现在：第一，虽然影响相对贫困的因素较多，但本文研究从家庭层面为切入点，不同于大多数研究聚焦于农村偏远地区的贫困现象，在识别了城镇相对贫困后，探究了家庭金融资产投资对城镇居民相对贫困的影响，可以为城镇居民相对贫困问题的解决提供新的思路。第二，金融资产投资商品种类繁多，既有收益高但同时伴随着高风险的金融工具，也有预期稳定低收益的金融商品;城镇家庭既有高收入家庭，也有低收入家庭，还有中间收入家庭，到底哪种金融商品缓解相对贫困的效应最大？对哪种家庭的经济水平影响最显著？本文研究结论对家庭金融资产投资方向选择和解决相对贫困问题具有重要意义;不仅可以拓展未来相对贫困研究的新视角，还可以在一定程度上夯实中国特色反贫困理论的内容。

三、理论分析与研究假说

城镇家庭产生金融资产投资行为的动机同时受内在驱动和外部环境两个方面因素的作用。在经典投资理论的阐述中，投资者作为理性的个体，其进行的决策指向收益期望效用和个人满足感的最优化，因此，投资者在金融市场的参与中，依然是追求期望收益的稳定增长，通过合理配置家庭金融资产的方式，实现家庭财富资源的跨期优化，进而提高家庭经济水平（Campbell，2006）[27]。此外，我国金融市场的快速发展成为推动家庭金融资产投资的重要外部诱因。改革开放以来，随着经济制度向市场方向的转变，我国金融业的发展越来越受重视，各级各类金融机构在满足金融消费者现实诉求方面的功能日趋凸显，特别是互联网的普及与发展，进一步推动了金融领域的创新。与过去相比，除传统的金融工具外，各种新型金融工具丰富了投资者的选择，激发了投资者的投资意向（尹志超等，2019）[28]。在市场经济快速发展的过程中，金融市场的不断开放在推动我国经济发展水平整体进步的同时，也显著提高了居民个体的收入水平，当然，这种收入水平的增加更多的是体现在居民财产性收入水平的增长方面。基于此，提出以下假设：

H1：家庭通过金融资产投资，提高了收入水平，实现了减贫效应。

实践已经证明，越来越多的个体以家庭为单位使用盈余资产从金融市场上获取收益。具体而言，家庭是通过各种金融投资工具，如股票、债券、基金等来实现金融资产的最优配置（路晓蒙等，2017）[29]。进一步地讲，到底哪种金融工具对家庭经济状况的改善效果最明显呢？或者说，到底哪种金融工具更能够增加家庭收入、缓解家庭相对贫困呢？根据CHFS统计数据显示，2016年中国家庭金融资产配置中，股票占比15.45%、基金占比4.09%、债券及其他理财产品共计2.43%。相比之下，就风险金融资产而言，股票投资在家庭金融资产中的比例最高，基金次之。之所以如此，主要是因为：对中国城镇居民家庭而言，与其他的金融投资工具相比，股票投资收益高于其他收益，且股票的购买力风险相对较低。特别是对一些风险厌恶家庭而言，他们更倾向于购买股价低、股价波动小且分红可观的银行类股票，甚至相当部分城镇居民家庭将工商银行股票作为长期持有的抵御通货膨胀的首选。综合中国家庭在金融资产投资中的配置比例和使用金融工具的特点来看，股票的投资份额最大，同时拥有收益高、受通胀影响小、购买力风险低等特点;基金的配置比例较低，收益小但投资风险相对较低。基于以上分析，提出以下假设：

H2：家庭金融资产投资行为中，股票對相对贫困的缓解效应最大，基金较弱。

金融市场的发展，拓宽了家庭的经济来源渠道。过去人们主要通过提供劳务来赚取资金，收入渠道单一狭窄，如今金融投资具备高收益、低门槛、操作便利的特点，使个体通过投资金融市场所获得的收益不亚于甚至超过劳动所带来的报酬，这无疑是城镇低收入家庭的福音，因为低收入家庭有着强烈改善当前经济状况的意愿，而获取经济资源的普通渠道如增加劳动强度、非金融性投资对他们来说存在周期长、效果差、门槛过高的问题，因此城镇低收入家庭愿意把更多的资产投入到金融市场来赚取收益;城镇中等收入家庭满足了基本的物质需求，追求高收益的动机并不强烈，而是更加倾向于稳定当前的经济状况，因此中等收入家庭会选择低风险的金融商品或转向非金融资产投资;信息不对称理论亦可以作为解释城镇高收入家庭做出金融资产投资行为的理论工具，信息不对称理论主要内容为在一项复杂的利益交换中，参与各方所知晓的信息是有区别的，拥有信息更加充分的人员，能够处于更加优势的境地，而信息匮乏的参与方则处于相对弱势的地位。高收入家庭通常代表其在某一领域具备相对优势，这种优势可以体现为其拥有较多的资产、人脉和知识，同样金融市场中包含了大量的信息，信息的筛选和分析与投资者的阅历、知识、素养有着很大的关联，相比之下高收入家庭更能做出对自身有利的判断从而获取更多的投资收益（李波等，2020）[30]。基于以上分析，提出以下假设：

H3：家庭金融资产投资行为对低、高收入家庭收入的影响要大于中等收入家庭，进而实现对相对贫困的缓解。

四、数据来源与模型构建

（一）数据来源

本文选取CGSS2017年的调查数据为原始样本，借鉴胡珺等（2019）[31]的做法，对样本做如下筛选和处理：一是样本中存在收入来源主要源自于政府补贴的低收入家庭，这部分家庭的投资行为没有解释力，统筹考虑后将家庭收入最低的5%样本予以剔除;二是考虑到部分经历因素会对投资者投资偏好产生一定的影响，因此将样本年龄控制在18-65岁之间;三是由于本文探究的是家庭金融资产投资与城镇居民相对贫困的关系，所以剔除农村样本;四是删除存在缺失值的样本，并对连续变量进行前后1%的winsorize处理。经处理，本文共得到5385个有效样本。

（二）变量设置

被解释变量，城镇居民相对贫困。相对贫困的测量方法多种多样，从哲学的范畴可以分为客观指标和主观指标，从层次的角度可以分为单维指标和多维指标，考虑到我国城乡差距依然显著、二元结构尚未打破的局面，以及贫困状况相关的指标数据的可得性，本文借鉴沈扬扬等（2020）[32]的研究结论使用收入比例法来测度相对贫困，即以城镇居民人均可支配收入中位数的40%作为城镇相对贫困线。由于CGSS2017调查数据为上一年即2016年的调查情况，因此根据2016年城镇居民人均可支配收入中位数31554元，测算出城镇相对贫困线为12621.6元，居民全年可支配收入低于这一指标表示处于相对贫困，赋值为1，否则为0。

核心解释变量，家庭金融资产投资。本文所使用的数据库针对金融资产投资方式的调查一共包含6种金融工具，分别为股票、基金、债券、期货、权证以及外汇，其中，样本家庭投资涉及后四种金融工具的数量偏少，无法作为研究的对象，因此本文只保留了涉及股票和基金投资的调查样本，同时也符合当前我国家庭金融资产主体配置的实际情况。

控制变量，来自个体和家庭特征两个层面。从微观视角来看，城镇相对贫困状况不仅与家庭整体特征相关，还与家庭成员个体特质有关，因此本文借鉴段义德（2020）的做法，分析了数据库中的指标后，分别从个体和家庭两个层面控制一系列可能影响相对贫困的变量[33]。个体特征层面包括性别、年龄、教育情况、政治面貌、健康状况、说普通话的能力、说英语的能力及工作经历特征变量;家庭层面包括家庭规模、房产数量、婚姻状况和参加社会保险情况变量。各变量的赋值情况及其描述性统计如表1所示。

（三）模型设定

为了验证家庭金融资产投资对城镇居民相对贫困的影响，本文将居民是否处于相对贫困作为被解释变量，采用Probit模型进行估计，基准模型形式如（1）所示：

在式（1）中，代表被解释变量城镇居民相对贫困，表示个人所属家庭，表示待估参数，表示家庭金融资产投资行为，為个体和家庭层面的控制变量，为随机扰动项。

为进一步探究家庭金融资产投资行为对不同收入分位点的家庭相对贫困的缓解作用，设置分位数回归模型如（2）所示：

在式（2）中，表示被解释变量家庭总收入水平，可使用分位数回归分析家庭金融资产投资对不同经济水平家庭的影响效应;表示待估参数，表示随机扰动项，其他变量含义与模型（1）相同。

五、实证结果与分析

（一）基准模型检验结果分析

表2展示了家庭金融资产投资对城镇居民相对贫困的实证结果。模型1检验结果显示，金融资产投资对居民相对贫困的回归系数在1%的水平上显著为负，初步说明家庭金融资产投资行为能够缓解相对贫困状态，为了进一步增强家庭金融资产投资行为减贫效应的可靠性，继续选用家庭上一年总收入作为被解释变量，使用最小二乘法再次检验金融资产投资对家庭收入状况的影响，模型4报告了检验结果，结果显示金融资产投资对家庭收入发挥正向作用，具有显著的增收效应。由此，假设H1得到初步验证。模型2、3的检验结果显示，股票投资与相对贫困的回归系数在1%的水平上显著为负，而基金投资的回归系数为负但并不显著，这在一定程度上说明家庭的股票投资行为能够显著缓解居民的相对贫困，而基金投资并未对相对贫困产生显著的缓解效应。由此，假设H2得到验证。

在控制变量方面，从个体层面看，年龄与年龄平方项的检验结果显示，年龄对相对贫困发挥“U”型影响，对家庭收入发挥“倒U”型影响;与女性相比，男性体能上的优势更利于摆脱贫困;与低学历者相比，高学历者体现出较高的人力资本更易受到社会的青睐;与非党员相比，党员的综合能力更强，更加优秀;与身体欠佳者相比，身体健康者可以更好的从事高强度工作;语言水平的高低能够反映个体人际交往沟通方面能力的强弱，对缓解贫困有一定的正面作用，但英语水平对缓解相对贫困效应并不明显，这说明我国英语普及程度处于较低水平，国际化的进程依然有待提高;社会保险检验结果显示，参加社会保险显著缓解了相对贫困，这是因为部分社会保险具有财富再分配的功能，在穷人和富人的经济差距面前实现有效缓解，进一步降低受保对象陷入贫困的概率。从家庭层面看，家庭人口数量越多越不利于摆脱贫困，这是因为在较大的家庭规模中，儿童和老人的存在长期占用了相应的经济收入，给家庭整体带来了一定的负担，限制了人均收入的提高;房产数量对居民相对贫困的改善并不明显，但有利于增加家庭收入;婚姻的检验结果显示婚姻状况越好，越容易抵抗贫困。

（二）内生性处理

1.内生性来源。在探究家庭金融资产投资行为与城镇居民相对贫困相互关系的过程中，存在以下两个方面的内生性问题。第一，影响相对贫困的遗漏变量。一方面，在构建模型时无法控制所有可能影响被解释变量的因素;另一方面，数据库固有的调查局限性也会导致部分指标的选取存在偏差，最终导致估计结果有偏差的可能性。第二，家庭金融资产投资与城镇居民相对贫困之间存在双向因果关系。家庭金融资产投资会提高家庭经济水平，缓解居民相对贫困;此外，处于贫困状态的城镇居民会改变自己的风险偏好，减少有风险的金融资产投资。

2.工具变量模型的构建。经过内生性来源的理论分析，进一步对核心解释变量家庭金融资产投资行为进行内生性检验，Wald检验的统计量为14.84，P值为0.000，强烈拒绝解释变量外生性的原假设，因此下面采用二值选择模型工具变量法（IV-Probit）进一步检验家庭金融资产投资行为对城镇居民相对贫困的影响，同时再以居民家庭收入为被解释变量，使用二阶段最小二乘法（2SLS）进行回归，增强前述结果的说服力。根据工具变量外生性和相关性的条件，合适的工具变量必须与家庭金融资产投资行为有关，但不直接影响居民相对贫困。根据前文分析，家庭金融资产投资决策的做出不仅取决于个人的主观意识，还与其所在家庭的特征息息相关，因此文研究借助CGSS2017中的家庭和个人的问卷调查题项，尝试从家庭和个人两个层面选取家庭金融资产投资的工具变量。借鉴魏丽萍等（2018）[34]采用互联网媒介来反映家庭金融资产投资行为的研究思路，选择的第一个工具变量是“家庭能否上网”，若能上网赋值为1，否则为0;选择的第二个工具变量是“在过去的一年里，您商务交易（如：网上转账、支付、网购等）而上网的频繁程度”，以有序离散变量1-5进行赋值，值越大表示频繁程度越高。在当前互联网高速发展的时代下，金融市场信息的流通、交易的方式都能够通过网络快速实现，金融资产的投资者需要时常关注信息以便及时调整自己的投资行为，进行增资或者减资，同时交易方式的便捷性使居民通过网络足不出户即可完成投资变为现实，因此两个工具变量显然有助于家庭金融资产投资行为，但对相对贫困并没有直接的影响，符合理论层次的合理性，接着从计量层面对工具变量的有效性进行诊断性检验，借鉴Stock和Yogo的弱工具变量检验法，“Cragg-Donald Wald F统计量”为 19.567，大于15%显著性水平下的临界值10%maximal IV size：19.93;15%maximal IV size：11.59，意味着不存在明显的弱工具变量问题。此外，过度识别卡方检验的P值为0.9023，表明不存在过度识别问题，基于此，本文选取的工具变量符合条件。从工具变量模型的检验结果来看，使用“是否能够上网”和“在过去的一年里，您商务交易（如：网上转账、支付、网购等）的频繁程度”作为家庭金融资产投资行为的代理变量，检验结果与基准模型基本一致，证实了估计结果的稳健性。由此，假设H1得到验证。

（三）进一步分析：分位数回归模型

前文使用城镇居民相对贫困线，实证检验了家庭金融资产投资行为对相对贫困的减贫效应，本节以家庭总收入为被解释变量，通过构建分位数回归模型（QR），探究家庭金融资产投资行为对处于不同经济水平的家庭的增收效应，进而讨论家庭金融资产投资行为对相对贫困产生的影响。表4报告了分位数回归模型的检验结果，结果显示家庭金融资产投资在处于低、高收入家庭的增收效应要高于处于中等收入的家庭，而处于低收入家庭的增收效应最高。因此，家庭金融资产投资的增收效应具有明显的益贫性，更加有利于处于相对贫困的家庭脱贫和抵御贫困。由此可以得出，家庭金融资产投资对于缩小城镇居民的收入差距，缓解城镇地区的相对贫困具有显著的正向作用。假设H3得以验证。

（四）拓展性分析

1.年龄异质性。由于居民存在年龄差异，所拥有的能力、知識、阅历都有所不同。为进一步探究家庭金融资产投资对不同年龄段城镇居民相对贫困的差异，根据模型（1）的设置，本文以年龄40岁为界限，将样本分成40岁以上和40岁以下两个样本再次进行回归，检验家庭金融资产投资行为对城镇居民相对贫困影响的年龄异质性。表5汇报了检验结果。大于40岁样本检验结果表明，金融资产投资对相对贫困的回归系数在1%的水平上显著为负，这表明在40岁以上的居民家庭金融资产投资行为能够显著的缓解其相对贫困状况，这与全样本的检验结果一致。而小于40岁样本检验结果表明，家庭金融资产投资行为与相对贫困的回归系数并不显著，说明40岁以下的居民金融资产投资行为未对其相对贫困产生显著影响。出现这一情况的原因可能在于：年轻人往往多是新进市场的投资者，倾向于追求高额快速的收益，在进行决策时体现出激进和冲动的心态，因此，这部分群体投资时大都采取跟风炒作的方式，结果使得绝大多数投资者以亏损为主。而对年长者来说，他们拥有十分丰富的投资经验，更加熟悉投资规则，在投资心态上越来越稳健和成熟，在投资方式上对风险的把控和判断更加准确，因此能够通过金融投资获取更多的收益。

2.婚姻异质性。相比于单身家庭，已婚家庭的经济资源、社会资源发生显著的变化。为进一步探究家庭金融资产投资对不同婚姻状况居民相对贫困的差异，根据模型（1）的设置，本文将样本分为已婚家庭和未婚家庭两个样本重新回归，检验家庭金融资产投资行为对城镇居民相对贫困影响的婚姻异质性。表6汇报了检验结果。已婚样本检验结果表明，家庭金融资产投资与相对贫困的回归系数在1%的水平显著为负，这表明已婚居民家庭金融资产投资行为能够显著的缓解其相对贫困状况，这与全样本的检验结果一致。而未婚样本检验结果表明，家庭金融资产投资行为与相对贫困的回归系数并不显著，说明未婚居民金融资产投资行为未对其相对贫困产生显著影响。出现这一情况可能有以下两个方面的原因：一是婚姻提供了提高经济水平的机会与条件。通常情况下，夫妻双方各自拥有的知识和能力相互配合，获得的效益要远远高于两个不相关的单个投资者，这在婚姻幸福美满的家庭中尤为显著，更容易形成“男女搭配，干活不累”的良好局面。根据以上分析，已婚家庭带来的经济效益更可能大于两个单身投资者所创造的财富。 二是婚姻能够“分摊”金融资产投资过程中发生的成本，影响个体的投资行为，提高预期收益。一般而言，金融资产投资的交易成本包含进入金融市场所支付的固定成本，比如了解金融资产收益和风险、金融投资工具种类等的信息成本;参加相关知识和培训的时间成本、挑选中间人和代理人的机会成本以及进行投资之后对金融资产的管理成本。已婚家庭成员通过合理搭配时间、便捷高效的沟通方式大幅提高了有效信息的获取效率，降低了信息和时间成本，同时在资源共享的视角下，对投资行为的偏好产生影响，提高了决策的稳健性和准确性（方丽、田传浩，2016）[35]。

3.社保异质性。社会保险属于社会保险制度，因此具备强烈的经济补偿功能，能够有效的促进社会经济发展。为进一步探究家庭金融资产投资对不同社保拥有状况居民相对贫困的差异，根据模型（1）的设置，本文将样本家庭分为有社保和无社保两个样本分别进行回归，检验家庭金融资产投资对城镇居民相对贫困影响的社保异质性。表7报告了检验结果。有社保样本检验结果表明，家庭金融资产投资行为与相对贫困的回归系数在1%的水平显著为负，这表明有社保居民家庭金融资产投资行为能够显著的缓解其相对贫困状况，这与全样本的检验结果一致。而无社保样本检验结果表明，家庭金融资产投资行为与相对贫困的回归系数并不显著而且系数为正，说明无社保居民金融资产投资行为对其相对贫困的影响并不显著而且可能加剧了贫困状态。这一情况发生的原因与社保自身的功能密切相关，社保的目的是为了在公民出现特别的困难时，能够从政府中获得一定的资源帮扶，作为居民生活的兜底保障措施，社保体现出强烈的受益性和扶贫性，因此拥有社保的家庭在做出经济决策时比无社保家庭更加偏好风险，面对投资收益的不确定性时，有社保家庭通常有更强的心理素质和承受能力，在复杂多变的金融市场中，风险往往伴随着收益，只有承受一定的风险才能抓住获取收益的机会，因此相比于无社保家庭，拥有社保的家庭更能通过金融资产投资改善其原有的财富水平。

六、稳健性检验

（一）替换被解释变量测度指标

前文指出，相对贫困的测量可以从主观和客观两个维度进行分析，因此文本基于CGSS数据库题目设置从主观层面视角下选取了三个相应的指标重新对居民相对贫困进行测度，以进一步验证金融资产投资行为对相对贫困的缓解效应。首先选取个体经济状况的主观评价指标：“综合看来，在目前这个社会上，您本人的社会经济地位处于哪一阶层”，其中，处于中层以下阶层表示相对贫困，赋值为1，否则为0;其次，选取家庭经济状况的主观评价指标：“您家的家庭经济状况在所在地属于哪一档”，其中，属于平均水平以下则表示相对贫困，赋值为1，否则为0;最后，消费也是代表家庭经济状况的重要评价指标，如果家庭陷入收支不平衡导致的支出型贫困，依旧无法提高居民的生活水平质量。本文借鉴这一研究思路选取收支平衡方面的评价指标：“想一下您家的所有收入，包括所有家庭成员的所有收入来源，您家保持收支平衡困难还是容易”，其中，困难表示相对贫困，赋值为1，否则为0。表8报告了上述三个指标的检验结果，结果显示家庭金融资产投资显著地缓解了城镇居民的相对贫困状况，与前文结论一致。

（二）样本自选择问题

本文结果表明家庭金融资产投资对缓解相对贫困有显著作用，但家庭是否进行金融资产投资可能存在样本自选择带来的偏差问题，样本选择偏差指的是在回归方程中估计出的参数是基于那些被选择进样本了的数据点（或者说能够观测得到的数据点）而得出的，而Probit模型没有考虑样本的自选择问题，存在一定的局限性。因此，本文借鉴程名望和张家平（2019）[36]的研究思路引入一个可能影响相对贫困的变量：互联网的使用程度，采用Heckman两阶段模型再次进行回归检验。其中，互联网使用程度以有序离散变量1-5进行赋值，数值越高代表互联网使用程度越高。回归结果如表9所示，结果表明家庭金融资产投资行为会显著缓解城镇居民相对贫困。

七、研究结论与对策建议

家庭金融资产投资能否缓解城镇居民的相对贫困？不同的投资工具对不同经济水平的家庭影响效果如何？围绕这两个主题，本文以中国综合社会调查数据进行探究，结果发现：家庭金融资产投资行为显著地缓解了城镇居民的相对贫困，提高了居民的经济水平，在控制了相对贫困与金融资产投资的内生性问题后，家庭金融资产投资行为对城镇居民的增收与减贫效应进一步得到加强。从金融投资工具的种类来看，股票投资对城镇居民的减贫效应最为强烈，基金较弱;从不同经济水平的家庭来看，金融资产投资对低收入家庭的增收边际效应最高，高收入家庭次之，中等收入家庭最弱。此外，家庭金融资产投资行为对相对贫困的缓解效应在年龄结构、婚姻状况、社保情况三个方面有着显著的异质性，相比于年轻群体，40岁以上的投资者通过金融资产投资明显改善了其经济水平;相比于单身家庭，金融资产投资的减贫效应在已婚家庭更为显著;相比于无社保家庭，有社保家庭金融资产投资获取收益的能力更高。

基于上述探究结果，本文提出以下相关建议：第一，继续完善和发展金融市场制度，提高居民参与金融市场的比重。一方面，提高各部门对金融市场的把控程度，完善相关的法律法规制度，严格把关，将有损害投资者利益的违法违规商品驱逐出市场，保留按照各项規定进行合法管理的优质金融产品，努力营造出一个积极良好的金融投资环境，对操纵市场、违规转让的行为依法查处，重点保障投资者的切身利益，增强居民参与金融市场的积极性。另一方面，普及最基本的金融知识，通过各大银行等官方金融机构定期免费为居民以社区为单位举行金融宣讲会，助力投资者树立一定的风险防范意识，同时推动金融机构的普及，为个体投资者提供更加方便快捷的金融服务。第二，继续完善和发展应对贫困的体制机制，提供内生持续的减贫动力，从精神和物质两个维度推动扶贫项目的建设。一方面，依旧重视现有的扶贫治理方案和识别标准，防止已脱贫群体出现反弹复贫的现象，考虑制定识别相对贫困群体的新标准，从多个方面切实关注居民的生活状况。完善婚姻法，维护家庭的幸福和谐;完善社保制度，充分发挥社保的兜底保障功能。另一方面，加强思想扶贫，关注精神力量在扶贫工作中的重要性，提高居民的内生发展动力。

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基金项目：重庆市教委科技项目“绿色金融发展促进武陵山少数民族地区乡村振兴的政策引导机制研究”（编号：KJQN201900304）。