许默焓 裴 璇 陆岷峰

（1 辽宁社会科学院 城市发展研究所，辽宁 沈阳 1100312；2 中国农业大学 经济管理学院，北京 100083；3 南京工业大学 互联网金融创新发展研究中心，江苏 南京 210041）

在新发展阶段，缩小收入差距、实现共同富裕是新时代学术研究的重要课题。习近平总书记指出，中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化，是一个长期的历史过程。2023 年10 月30 日召开的中央金融工作会议指出金融强国战略，重点“要做好科技金融、绿色金融、普惠金融、养老金融、数字金融五篇大文章”，会议同时提出要活跃资本市场、更好支持扩大内需，让居民通过投资金融资产增加财产性收入，提振消费和经济增长。随着经济社会发展和投资理财观念的普及，居民通过多种投资渠道获得财产性收入的需求不断增长。如何更好发挥金融功能，提升居民的营收能力，实现多渠道增收是推动共同富裕过程中的重要问题。本文着眼于家庭金融投资的收入效应，探究家庭金融投资行为与家庭收入之间的互动关系，目的在于从微观视角为深入认识家庭投资决策及推动共同富裕提供理论依据和现实解释。

一、理论分析与实证假设

（一）城乡居民收入现状与共同富裕

共同富裕是全体人民整体生活水平的提高，绝对贫困问题有效解决后，进一步优化分配体制和政策的创新[1]。提高低收入群体收益，缩小贫富差距，就要让低收入群体财产的增长速度快于社会财产的平均增长速度。党的二十大报告中提出，“探索多种渠道增加中低收入群众要素收入，多渠道增加城乡居民财产性收入”，而我国居民财产性收入的一大重要来源就是金融资产的投资收益。因此，在面对财富分配问题时，需要更好地发挥金融在增加居民财产性收入、优化财富管理模式等方面的作用[2]。但现阶段，在我国居民可支配收入结构中，财产性收入占比较低，2021 年城镇居民人均可支配工资性收入28481 元，占可支配收入的比重为60.07%，人均财产净收入5052元，占可支配收入的比重为10.66%，而同期农村居民财产性收入仅为469 元，占比仅为2.48%①。

当前，我国城乡居民收入差距仍然不容乐观②。金融在推动共同富裕战略目标实现过程中具有十分重要的地位[3]，是实现共同富裕最直接、最有效的工具之一[4]。同时，金融对资源和财富具有分配和再分配功能，会对收入分配产生实质性影响[5]。国家可以基于财富现实结构，应用金融工具来进行调节，使财富在合理的天平上有效地配置。

（二）金融投资对收入分配的影响

虽然各级各类政策文件对金融在缩小收入差距中的作用进行了强调，但与政策层面的高度热情相比，金融与收入分配的理论和实证研究结论却并不统一[6]。金融与收入差距之间的关系可以总结为三种不同假说：

第一种假说认为金融会缩小收入不平等，有学者认为由于金融发展放松了信贷约束，使穷人更易获取金融服务，受益更多，从而收入不平等程度降低。有学者认为金融市场的完善，特别是信贷市场的完善能减少收入不平等。也有学者认为，金融普惠能够显著增加家庭收入，特别是中低收入家庭，但随着收入水平的提高，深化金融普惠对增加家庭收入的影响程度逐步降低[7]。

第二种假说认为金融发展会扩大收入不平等。在金融发展的早期阶段，金融机构收取较高的服务费来保证一定的利润以及抵御风险，低收入群体会由于无力支付高额的成本，一直处于收入分配的低端[6]，也就是说，金融发展虽可催生储蓄和资本形成，但是资金主要流向富人，并未惠及穷人，从而恶化收入分配[8]。有研究表明，货币市场的信息不对称以及金融中介的交易成本等因素限制了低收入群体从金融机构获得贷款[9]。所以，即使有足够的资金、合理的利率，他们也无法享受这些服务，从而收入差距会越来越大[7]。我国学者对中国农村信贷项目进行的田野调查结果进行分析发现金融发展没有体现减贫效果[10]。学者们基于中国样本的实证研究表明，金融发展显著加剧了中国的不平等程度[11]。

第三种假说认为二者为“倒U 型”关系，该假说以Greenwood 和Jovanovic 为代表。在经济金融发展初期，金融发展使富人受益更多，收入差距拉大，而随着经济金融发展越发成熟，收入分配趋于均等。当前，我国学者认为金融科技对收入不平等的影响呈现出先增大后降低的“倒U 型”趋势：当金融科技发展到一定程度时，将有利于压缩收入落差，实现这一手段主要通过提升低收入群体在社会收入中的份额[5]。

基于以上理论基础，本文提出假设1：金融投资行为会显著影响城乡收入差距。

（三）金融投资行为的影响因素

合理配置家庭金融资产能增加居民收入并提高生活质量，但在实际生活中，仅有少量的家庭参与了风险投资[12]。对于影响家庭投资行为的因素，学者主要从经济机会和人力资本角度解释家庭的投资决策。

在微观方面，资金短缺是个体致富道路上最大的障碍。在金融市场不完善的情况下，初始财富分布决定了个体投资决策，因为穷人不具备足够的抵押物以获取正规金融市场融资，从而无法形成自身人力资本投资并获得高收入；反之，富人凭借初始财富和信贷支持拥有高盈利性投资机会[13-14]。经济机会的缺乏一方面导致了贫困人口和贫困地区的金融发展状况较差，另一方面也限制了贫困人口分享经济发展的能力。

从人力资本角度，学界的研究较多集中在探讨金融素养和金融行为之间的关系，学者普遍认为金融素养对居民投资行为有显著影响，较高的金融素养和较强的投资意识会推动家庭进行金融投资，优化家庭资产配置，提升风险资产比重[15]，由于有较强的风控能力，会积极实现金融资产组合多样化。

基于以上理论基础，本文提出假设2：家庭资产与金融投资行为存在正相关关系；假设3：家庭人力资源禀赋与金融投资行为存在正相关关系。

通过分析文献可以发现，在金融投资行为对城乡收入差距的研究方面，学界观点仍不统一。此外，在家庭金融投资决策的影响因素方面，现有文献大多都是在单一视角上考量的，鲜有综合考虑家庭人力资本和经济资本的研究。本文可能的边际贡献主要体现在以下两个方面：第一，本文利用中国社会综合状况调查微观数据，从微观层面实证检验了金融投资行为对家庭收入的影响方向及大小，并从家庭人力资本和经济资本方面探讨了影响家庭金融投资行为的因素。第二，本文将数据分为城乡两个子样本，进一步进行城乡差异化分析，并针对分析结果，结合家庭和金融发展的实际情况提出有针对性的建议，为丰富金融投资行为的研究，利用金融工具助力共同富裕目标提供新思维。

二、计量模型以及变量的选择

（一）数据来源

本文的数据资料信息来源于中国社会科学院社会学研究的“中国社会状况综合调查”（Chinese Social Survey，简称CSS）。该调查涉及全国31 个省/自治区/直辖市，数据包括但不限于全国各省样本家庭的个人基础信息、家庭结构、劳动与就业、家庭经济状况等多项内容。

文章选用了2021 年调查数据提供的城乡居民样本信息，研究样本年龄限定在22 至60 岁间，筛选后，本文样本量为7518 人（城镇样本4330 人，农村样本3188 人）。

（二）变量选择

本文选择家庭人均月收入的对数作为被解释变量，在探讨影响家庭金融投资行为的影响因素方面，选择家庭在去年是否参与过金融投资作为解释变量。

为了科学地检验研究假设，参考前人研究，文章中的控制变量主要有家庭主要劳动者的民族、性别、年龄、等人口学特征元素等影响家庭收入的变量[16]。此外，文章按照地理位置的习惯性划分，将各省分为华北、东北、华东、中南、西南和西北六大区，同时引用地区变量作为控制变量，表1 为因变量和自变量赋值情况。

表1 模型变量赋值说明

（三）描述性分析

描述性分析结果如表2 所示。从样本量上来看，符合条件的农村群体的样本量为3188 个，占总体样本的42.40%；城市群体的样本量为4330 个，占总体样本的57.60%。

表2 描述性分析

从收入情况看，农村家庭人均月收入为1148.83 元，城市家庭人均月收入为2611.003 元，约为农村样本的2.27 倍。在金融投资方面，农村家庭仅有2.42%的样本在上一年进行过金融投资，而城市样本为7.25%，约为农村样本的3 倍，从金融投资的家庭年收益来看，农村样本的平均年收益为11030.40 元，城市样本的平均年收益为43039.59 元。

总体上，与城市群体相比，农村群体具有受教育水平相对较低、年龄偏大、子女多以及家庭收入相对较低的特征，农村群体从事金融投资的比例和收益也远低于城市群体。

党的二十大报告中提出，“完善按要素分配政策制度，探索多种渠道增加中低收入群众要素收入，多渠道增加城乡居民财产性收入”，增加居民财产性收入是当前提高居民收入、缩小城乡收入差距的一个关键因素。为进一步观察城乡群体的家庭收入来源特征，文章将从城乡群体的家庭收入来源类型以及收入情况两个方面探究城乡群体的家庭收入情况。

整体来看，工资性收入是城乡居民收入的主要来源，这也意味着工资性收入是拉动居民收入增长的主要动力，对居民增收起到了“压舱石”作用。但与此同时，全球经济仍面临下行风险，外部需求总体趋弱，这也导致了老百姓工资性收入增长放缓。2022 年年底召开的中央经济工作会议明确强调，“要多渠道增加城乡居民收入”，要让城乡居民收入由单一渠道增收向多渠道增收转变，实现居民财富的快速增长。

进一步，考察两个群体拥有多渠道增收的情况，农村群体中劳动报酬收入占比最高，占样本平均总收入的61.26%，而家庭金融投资理财收入仅占样本总收入的0.36%。对于城市群体来说，劳动报酬收入是家庭收入的主要组成部分，占总收入的55.81%，而家庭金融投资理财收入仅占2.08%。

从描述性分析中不难看出，当前，在增加居民财产性收入方面，既有总量问题，也有结构问题，具体来说，农村居民家庭财产积累的收入来源不足，劳动报酬收入仅为城市群体的54.65%，此外，农村财产性收入整体偏低，不仅制约了农村居民的收入增长，同时也加剧了城乡收入不平衡。对于城市群体来说，虽然其总收入与劳动报酬收入均远高于农村家庭，但其家庭收入来源也同样存在较为单一的困境，拓宽增收渠道，增加城乡居民财产性收入仍然有巨大的增长空间。因此，如何充分发挥金融的普惠机制拓宽增收致富渠道，让城乡居民的“钱袋子”鼓起来是促进共同富裕的关键一环。

（四）模型分析

由于家庭收入是由多种分项收入构成，为探究不同收入种类对收入不均等的影响，可以将总基尼系数分解拆分到各项分项收入中，从而得到各项分项收入对收入差距扩大的影响，基尼系数的要素分解计算公式如下：

根据城乡家庭收入yi从低到高排序。

进一步，可以推导出第j 项收入对总收入不均等的贡献率为：

在探究金融投资行为对家庭收入影响的方面，本文通过构建工具变量回归模型从微观角度实证检验金融投资行为与家庭收入之间的关系。金融投资与家庭收入存在互相作用的关系，单纯的使用OLS 回归有着明显双向因果而引起内生性，因而要用工具变量法来解决内生性问题。参考尹志超等人（2019）研究成果，本文使用“家庭有无参与网购”作为工具变量，相较于传统金融工具，移动支付借助互联网技术，通过电子货币实现了支付、转账等功能，货币电子化降低了金融交易成本，使得金融服务更加普及，这也导致互联网是城乡群体参与金融活动的重要平台，而网购则主要用支付宝、微信来支付完成，一般有网购习惯的百姓会在支付工具中存有较多资金[17]，同时支付工具中也架设了金融投资通道（例如：支付宝和微信中的理财板块等）。因此，有无网购和参与金融投资关联度较高，一般情况下家庭有无网购对家庭即期收入影响不明显，因而本研究“家庭有无网购”是较合适的工具变量。

将一阶段回归方程模型设定为：

二阶段回归方程模型设定为：

在探究金融投资意愿的影响因素方面，本文构建二项logistic 回归模型从个体、家庭和其他外部因素三个不同层面进行实证检验，以进一步探究影响家庭金融投资意愿的因素。模型2 将未进行金融投资的样本赋值为0，进行过金融投资的样本赋值为1，该因变量表达的是城乡群体进行金融投资的概率。本文将模型设定为：

三、实证检验与结果说明

（一）金融投资对城乡群体收入差距的影响

表3 是由基尼系数分解得到的影响中国城市劳动者收入差距变化的来源构成。从分解结果可以看出，在总体样本中，金融投资收入的不均等为整体收入不均等贡献了3.4%，但金融投资收入部分的基尼系数达到了0.980。

表3 金融投资对城乡群体收入差距的影响

由此可见，虽然金融投资行为对总体不均等的贡献率相对较低，但其收入分项内部的基尼系数却呈现出较高水平，并且基尼系数分解的结果显示，金融投资收入的增加会使得总体基尼系数的提升。因此，在我国提高金融服务扩大国内需求的背景下，探究如何通过金融缩小家庭收入差距显得非常重要。

（二）金融投资对城乡群体收入的影响

表4 显示了金融投资对城乡群体收入的影响回归分析的结果。在OLS 基准回归方面，家庭进行金融投资会显著增加其40.3%的收入，这说明进行金融投资确实会显著增加家庭收入。

表4 金融投资对城乡群体收入的影响

基于我国存在明显的城乡二元特征，进一步地，我们将样本区分城乡群体进行对比分析。农村家庭进行金融投资会显著增加23.6%的家庭收入，但这一系数低于城市样本的45.3%，这意味着金融投资行为的收益率存在城乡差异。如列（4）至列（6）所示，使用工具变量方法消除内生性之后的回归结果系数大小存在一定变化，但回归结果的显著性、系数方向与相对大小与OLS 基本一致，这表明在消除反向因果问题之后，结果依然成立。假说1 得以验证。

城市群体的金融投资行为会为其带来更大的家庭收益，一方面可能因为金融投资存在一定的门槛效应；另一方面，从个体差异来看，不同群体存在禀赋差异，而农村群体的禀赋相对城市较低，因而获取收益的能力以及抵御风险的能力具有显著差别[6]，最终导致了农村群体的金融投资收益率低于城市群体。

（三）城乡家庭金融投资行为分析

表5 是基于二项logistic 模型的影响家庭金融投资行为的回归结果。回归分析结果报告的均为OR 值（odds ratio）。

表5 城乡家庭金融投资行为分析

总体上，家庭年收入的增加会显著提高家庭进行金融投资的概率，假设2 成立。除家庭收入外，家庭主事者接受高等教育也会显著提高家庭参与金融投资的概率，这是因为金融知识和理财意识与个体的教育水平密切相关，低教育水平家庭可能由于缺乏必要的投资知识和经验更容易发生决策失误的问题，这在家庭金融投资决策起到了相当大的作用，假设3 成立。

（四）稳健性检验

1.内生性问题

值得注意的是，金融投资行为与家庭收入的增加二者之间可能存在内生性，这个内生性主要来源于两个方面，一方面是选择性偏误导致的内生性，即家庭的金融投资行为会在很大程度上与个体的教育水平、年龄、地区等其他因素高度相关；另一方面是反向因果导致的内生性，即个体可能会因为投资会带来的收益而增加家庭收入，同时家庭收入的增加也会影响家庭的投资行为。在消除选择性偏误上，研究进一步使用倾向得分匹配法，表6 为样本匹配后平衡检验，对变量误差消减情况开展分析发现，匹配后涉及到的变量标准偏误绝对值都小于1%，而且通过T 检验，也说明了两组样本匹配后的个体效应不存在差异，因此，样本匹配效果佳。

表6 样本匹配后平衡检验

结果如表7 所示，在消除选择性偏误问题之后，回归结果与OLS 结果方向上保持不变，且相对大小保持不变。

表7 金融投资对城乡群体收入的影响（倾向得分匹配结果）

2.稳健性问题

为了进一步验证文章实证部分结论的稳健性，文章应用替换数据法，将数据更换为2019 年中国社会状况综合调查数据，其余模型不变。

表8 是替换数据后的回归结果，从家庭金融投资对家庭收入影响的回归结果上看，各变量系数的方向与显著性与前文的回归结果基本一致，即金融投资确实会显著增加家庭收入，并且存在城乡差异。从投资行为的影响因素上看，回归结果与系数的相对大小与前文基本近似，证明回归结果是稳健的。

表8 稳健性检验

四、结论与政策建议

缩小收入差距、实现共同富裕是新时代学术研究的重要课题，鉴于金融投资行为对家庭资产积累的重要影响，本文利用2021 年中国社会状况综合调查数据结果，分析了金融投资行为对百姓家庭财富积累影响，采用多元回归模型与logistic 模型进行了实证分析，并对实证结论的稳健性进行验证，结论如下。

第一，在增加财产性收入方面，既存在总量问题，也存在结构问题。工资性收入是城乡居民收入的主要来源，农村居民家庭财产积累的收入来源不足，农村财产性收入整体偏低，不仅制约了农村居民的收入增长，同时也加剧了城乡收入不平衡。对于城市群体来说，虽然其总收入与劳动报酬收入均远高于农村家庭，但其家庭收入来源也同样存在较为单一的困境，拓宽增收渠道，增加城乡居民财产性收入仍然有巨大的增长空间。在城乡居民的投资理财的比例不高，特别是金融理财的比例处于较低水平的情况下，随着物价水平、利率和货币购买力水平的变化，以储蓄为主的理财形式可能会为家庭带来负收益。

第二，金融投资行为会显著提高城乡居民家庭的收入，金融投资行为的收益率存在城乡差异。具体表现为城市样本的收益率比农村样本的收益率更高，考虑到城市样本的家庭经济资本普遍高于农村，这种差异会在一定程度上加剧城乡之间的收入差距。

第三，家庭经济资本对家庭金融投资行为影响显著。家境殷实的家庭更偏爱参与金融资产投资，并且城市样本的投资意向高于农村样本，这会在很大程度上加剧财富分配的“马太效应”。

第四，家庭人力资本对家庭金融投资行为影响显著。随着家庭人力资本水平的增加，家庭金融投资行为发生的概率也在上升，并且城市样本的投资意向要显著高于农村样本。

基于以上结论，得到如下政策启示：

首先，进一步增强城乡居民投资理财意识，鼓励引导城乡居民积极参与理财。一方面，金融机构和社会媒体应进一步加强投资理财知识宣传，引导城乡居民投资多元化、分散化，引导城乡居民树立金融投资理财风险意识，提高风险管理意识，确保金融投资风险在自身可受范围之内。另一方面，居民要客观认识自身资源禀赋和金融素养现状，对自身金融素养水平进行评估，依据自身需求制定不同时期的理财规划，找到最合适自己的投资组合。

其次，加强金融产品创新，深化金融供给侧结构性改革。一是金融机构要利用数字技术对城乡居民进行更深层次的市场细分，有针对性地对不同行业、不同身份的居民创新多元化、多层次的理财产品和理财途径，灵活设置利息支付和本金信还条款，最大限度地满足城乡居民的差异化需求[17]。金融机构可以在开发新产品和户服务之前，利用互联网技术和大数据技术进行市场调研和需求调查，分析评估不同收入水平的群体特征和需求，为客户量身定制个性化金融投资方案。二是多渠道培育城乡理财市场。各类金融机构应大力发展数字金融，数字技术不仅可以打破传统金融的各种限制，还可以弥补资源禀赋的挤出效应，同时要切实强化金融监管，切实维护广大农村投资者的消费者权益，保持居民投资有一个健康的金融法制环境[18]。三是农村金融机构要创新金融产品。农村金融机构要研发适农产品，大力推动数字信用担保，大力发展农村产业金融，针对农村抵押物不足和抵押范围狭窄的问题，创新一条既有助于农民取得贷款，又有助于金融机构盈利的方法。

最后，金融机构应进一步推动普惠金融发展，金融机构要创新普惠金融服务产品，机构网点进一步向村镇延伸，推动各类大中小银行通过下沉客户和边区战略，进一步做小、做散、做长尾客户，充分考虑城乡居民不同资产规模和不同金融素养的差异化需求，提供差异化的普惠金融产品和服务，让普惠金融服务进一步拓展空间，积极推动数字普惠金融，同时鼓励城乡居民就业创业。

注释：

①数据由作者自行整理，数据来源于国家统计局，详见：https://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01&zb=A0A01&sj=2022。

②2020 年全国居民人均可支配收入基尼系数为0.468 较2019 年上升0.003，2022 年全国居民人均可支配收入与可支配收人中位数之比为1.176，高于2021 年的1.172 和2020 年的1.169。详见：http://ie.cass.cn/academics/economic_trends/202301/t20230128_5584374.html。