喻 平（博士生導(dǎo)師），徐浩洋

一、引言

改革開放以來我國居民收入實現(xiàn)了高速增長，居民收入差距呈現(xiàn)出不斷擴(kuò)大的趨勢。解決收入差距問題，推動收入分配制度逐步改革，一直是黨和政府高度重視的問題，同時也是學(xué)術(shù)界研究的熱點。收入的增加和金融市場的發(fā)展，使得越來越多的居民家庭開始使用金融產(chǎn)品來配置金融資產(chǎn)。家庭金融是運用金融工具實現(xiàn)資源跨期優(yōu)化配置，達(dá)到家庭長期金融效用最大化的學(xué)科，金融資產(chǎn)配置也開始成為影響居民收入差距的重要因素之一。家庭金融資產(chǎn)配置作為影響居民家庭收入的重要因素其作用不容忽視。早些年我國金融市場發(fā)展較為緩慢，我國家庭在金融資產(chǎn)配置方面尚存在資產(chǎn)結(jié)構(gòu)相對單一、城鄉(xiāng)居民投資行為差異大等問題。隨著金融市場日益成熟，金融資產(chǎn)種類日益繁多，同時金融工具不斷推陳出新，再加上居民理財意識的增強，居民進(jìn)行金融資產(chǎn)投資的選擇也相應(yīng)增多。居民進(jìn)行金融資產(chǎn)的選擇的同時，其家庭財產(chǎn)性收入也相應(yīng)提高，研究中國家庭金融資產(chǎn)配置對居民收入差距的影響，對于維護(hù)金融體系的穩(wěn)定具有重要的現(xiàn)實意義。因此，如何引導(dǎo)家庭進(jìn)行合理的金融資產(chǎn)投資并營造理性的投資氛圍，對于優(yōu)化家庭金融資產(chǎn)配置、增加居民財產(chǎn)性收入、穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮著重要的作用。

二、文獻(xiàn)回顧

居民收入差距一直是被全球范圍廣泛關(guān)注的問題，想要提高居民生活水平，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運行，收入增長和經(jīng)濟(jì)增長同等重要。當(dāng)前我國的收入增速低于經(jīng)濟(jì)增速，金融發(fā)展快于收入增長，在這種情況下需要提高居民對金融資產(chǎn)配置的自主意識，同步實現(xiàn)金融發(fā)展與收入增長，有效改善居民收入分配的不平等狀況?，F(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于家庭金融資產(chǎn)配置和居民收入差距關(guān)系的研究主要可以分為四種，即金融發(fā)展的收入分配效應(yīng)對居民收入差距的影響、家庭金融資產(chǎn)配置和居民收入差距的關(guān)系、財產(chǎn)性收入對收入差距的影響、金融城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)對收入差距的影響。

1.金融發(fā)展的收入分配效應(yīng)對居民收入差距的影響。金融發(fā)展的收入分配效應(yīng)對居民收入差距的影響研究起步較早，國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)進(jìn)行了大量的研究，并取得了豐富的理論成果。Kuznets[1]認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，收入分配情況不是一成不變的，會逐漸發(fā)生變化，他將其劃分為幾個不同的階段：第一階段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展起步時期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度較快，逐漸拉開了城鄉(xiāng)收入差距；第二階段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度開始放緩，收入差距保持在穩(wěn)定的水平；第三階段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度開始下滑，收入差距逐漸縮小。在一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，收入差距的變動規(guī)律是先上升、再平緩，最后下降，用圖形表達(dá)可以看到收入差距呈現(xiàn)出倒U 型的變動曲線。謝金樓[2]選取了我國部分區(qū)域的金融數(shù)據(jù)，得到的結(jié)論是我國部分地區(qū)金融發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入分配差距的影響呈現(xiàn)上下波動的狀態(tài)，符合倒U型假說的描述。徐汝峰[3]利用時間序列數(shù)據(jù)，建立SVAR 模型進(jìn)行分析，研究得出我國金融發(fā)展與收入差距的關(guān)系在不同區(qū)域呈現(xiàn)不同特征，倒U型曲線的前端符合我國西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的狀況，頂部符合我國中部地區(qū)的狀況，而后端則同我國東部發(fā)達(dá)地區(qū)的情況非常接近。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平還比較低，這時候低收入居民是沒有額外的現(xiàn)金投入到金融市場上購買金融產(chǎn)品的，但等到經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定的階段，低收入居民在解決了溫飽問題之后也可以享受到良好的金融服務(wù)，這樣會在一定的程度上縮小居民收入差距。學(xué)者們的研究結(jié)論強調(diào)了家庭金融發(fā)展對于縮小收入差距的重要性。

2.家庭金融資產(chǎn)配置和居民收入差距的關(guān)系。關(guān)于家庭金融資產(chǎn)配置和居民收入差距的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者主要關(guān)注居民家庭是如何進(jìn)行資產(chǎn)投資組合決策并對居民家庭收入產(chǎn)生影響的。Sonnenberg等[4]研究了家庭收入狀況和財務(wù)決策的關(guān)聯(lián)性，其結(jié)果表明，收入差距可能會對家庭消費和投資組合決策產(chǎn)生巨大的影響。他們認(rèn)為家庭收入的差異會使得居民做出不同的金融資產(chǎn)投資決策，而投資決策和投資領(lǐng)域的不同會造成未來投資收益的不同，這是導(dǎo)致收入差距擴(kuò)大的重要因素之一。周廣肅等[5]使用2010年、2012年及2014年三輪我國家庭追蹤調(diào)查形成的面板數(shù)據(jù)，考察了收入差距對我國家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)投資的影響，發(fā)現(xiàn)收入不平等對家庭股票及廣義風(fēng)險金融資產(chǎn)投資有顯著的正向影響。對于家庭金融資產(chǎn)配置對收入差距的影響，王書華、蘇劍[6]基于2100戶家庭的2005～2009年的微觀數(shù)據(jù)，對家庭金融資產(chǎn)配置作用于收入差距的機(jī)制進(jìn)行了研究，農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置的差異確實對農(nóng)戶收入產(chǎn)生了重要影響，改善農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置的環(huán)境及結(jié)構(gòu)可能有助于縮減農(nóng)村家庭間的收入差距。王書華、楊有振[7]基于 1997～2010年28 個省份城鄉(xiāng)居民家庭的面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)兩部門模型中城鄉(xiāng)居民家庭金融資產(chǎn)配置對居民收入差距的動態(tài)影響確實呈現(xiàn)倒U型動態(tài)趨勢，這表明從長期看城鄉(xiāng)居民家庭金融資產(chǎn)配置的優(yōu)化確實會縮小收入差距。

3.財產(chǎn)性收入對收入差距的影響。部分學(xué)者選擇從財產(chǎn)性收入的角度分析家庭金融資產(chǎn)配置對收入差距的影響，居民擁有財產(chǎn)的不同也對居民家庭金融資產(chǎn)配置的選擇產(chǎn)生影響，進(jìn)而對財產(chǎn)性收入產(chǎn)生影響。寧光杰等[8]選取了2003～2013年我國居民收入數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財產(chǎn)性收入增長較快，但財產(chǎn)性收入占總收入的比重仍較小。財產(chǎn)性收入差距呈現(xiàn)出逐漸擴(kuò)大的趨勢，其對收入不平等的影響在增強。金融資產(chǎn)是財產(chǎn)性收入的主要來源，金融資產(chǎn)收益的增加能夠在一定程度上抑制居民收入差距的增大。王婷[9]認(rèn)為，財產(chǎn)性收入差距取決于財產(chǎn)占有量的大小。貧富差距的不平等已經(jīng)超過了收入分配的不平等程度，由于房地產(chǎn)行業(yè)和股市的發(fā)展，能夠獲得這些紅利的人群財產(chǎn)價值和財產(chǎn)收益大幅度增加，而大量的農(nóng)民和貧困人群并不是金融市場發(fā)展的受益群體，財富的積累在這一過程中具有馬太效應(yīng)。財產(chǎn)性投資具有不確定性，由此導(dǎo)致收入差距不可控，政府想要調(diào)節(jié)居民收入差距首先需要調(diào)控居民的財產(chǎn)性資產(chǎn)數(shù)量，改善收入分配的不平等，防止收入差距繼續(xù)擴(kuò)大。

通過文獻(xiàn)的梳理可以發(fā)現(xiàn)，從各個角度研究居民收入的文獻(xiàn)較多，國內(nèi)外學(xué)者重點關(guān)注了金融發(fā)展與居民收入差距之間的關(guān)系、家庭金融資產(chǎn)投資組合與居民收入之間的關(guān)系和城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與居民收入差距之間的關(guān)系，并對其進(jìn)行了大量的理論與實證研究。學(xué)者們一般從宏觀數(shù)據(jù)著手對收入差距進(jìn)行研究，這一領(lǐng)域的理論已經(jīng)相對成熟，利用家庭金融資產(chǎn)配置微觀數(shù)據(jù)探討其與居民收入差距互動關(guān)系的文章較少。隨著我國居民家庭財富積累日益增多，金融資產(chǎn)在家庭資產(chǎn)中的比重日益提高，如何從家庭金融資產(chǎn)配置的角度來探討收入差距的影響機(jī)制顯得愈發(fā)重要。本文針對居民家庭收入差距現(xiàn)狀及其特點，嘗試運用空間計量方法，結(jié)合二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，從經(jīng)濟(jì)地理的角度分析家庭金融資產(chǎn)配置對城鄉(xiāng)居民家庭收入差距的影響。

三、模型選取與變量設(shè)定

本文從空間計量模型著手，選取西南財經(jīng)大學(xué)的中國家庭金融調(diào)查報告（CHFS）中2011年和2013年的家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)能夠比較全面地反映我國家庭金融資產(chǎn)持有現(xiàn)狀，為研究家庭金融提供了客觀的現(xiàn)實依據(jù)，在此基礎(chǔ)上對家庭金融配置與居民收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行了探討。

1.空間相關(guān)性分析?？臻g計量模型主要研究空間效應(yīng)問題，要研究空間效應(yīng)問題首先要考慮其空間相關(guān)性，需要對選取的數(shù)據(jù)進(jìn)行空間相關(guān)性分析。空間自相關(guān)分析在地理統(tǒng)計學(xué)科中應(yīng)用較多，現(xiàn)已有多種指數(shù)可以使用，但最主要的有兩種指數(shù)，即Moran的I系數(shù)和Geary的c系數(shù)。在本文中，我們選取Moran's I 指數(shù)法對25 個省份的數(shù)據(jù)進(jìn)行全局空間相關(guān)性檢驗。Moran's I 指數(shù)是衡量空間相關(guān)性的重要指標(biāo)，其表達(dá)式為：

其中：Zi和Zj分別代表第i省和第j省的居民收入代表各省份居民收入的均值；n 為樣本容量（n=25）；S2代表各省居民收入的方差；Wij代表二進(jìn)制的空間權(quán)重矩陣，我們用Wij來定義兩個省份的地理鄰接關(guān)系，用“0-1 法”對鄰接空間權(quán)重矩陣進(jìn)行賦值，如果兩個省份相鄰則為1，如果兩個省份不相鄰則取0。判斷居民收入是否存在空間自相關(guān)性的標(biāo)準(zhǔn)為：Moran's I＞0 表示存在空間正相關(guān)性，其值越大，空間相關(guān)性越明顯；Moran's I＜0 表示空間負(fù)相關(guān)性，其值越小，空間差異越大；Moran's I=0，則表明空間呈隨機(jī)性。

2.空間計量模型的建立。確定空間面板模型時，首先需要建立非空間面板模型來檢驗空間自相關(guān)性?？臻g計量模型的選擇有很多，其中運用比較廣泛的主要有3種模型，即空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）。空間杜賓模型的一般形式為：

式（2）可進(jìn)一步變化為：

其中：i=1，…，n；t=1，…，T；wij為空間權(quán)重矩陣W的（i，j）元素；αln為常數(shù)項乘以單位列向量；εit為隨機(jī)誤差項。將所選取的變量代入式（3）中可以得到本文所需要的模型：

據(jù)筆者統(tǒng)計，具有代表性的語言文化類客戶端共計15個，作為工具類客戶端占比66.7%，其余類型包括娛樂類與社交類。語言文化類APP具有較強互動性，增強用戶與平臺的黏性，在知識普及、游戲互動以及社交方面起到積極作用。同時也具有較強實用性，如古詩詞典APP，下載量高達(dá)875萬人次。該APP內(nèi)容豐富，涵蓋唐詩、宋詞、元曲、古詩、楚辭等經(jīng)典之作，針對學(xué)生人群打造與教育部專屬配套小學(xué)、初中和高中語文教材配合使用，讓學(xué)習(xí)和課程相結(jié)合，系統(tǒng)會根據(jù)用戶使用情況智能安排學(xué)習(xí)和復(fù)習(xí)。

其中：yit為因變量，表示第i 省t年的家庭總收入；自變量包含asset、ra、rf、aw，分別代表家庭總資產(chǎn)、家庭金融風(fēng)險資產(chǎn)總值、家庭金融無風(fēng)險資產(chǎn)總值和家庭金融風(fēng)險資產(chǎn)權(quán)重；控制變量為Xcontrol，具體包括家庭規(guī)模（size）、教育年限（edu）、戶主年齡（age）、金融知識（fin）、風(fēng)險偏好（rp）、是否居住城鎮(zhèn)（rural）；βi和θi分別代表各自變量的回歸系數(shù)和空間相關(guān)系數(shù)。

根據(jù)Lesage 等[12]的研究，當(dāng)加入空間滯后項以后，回歸的系數(shù)不再簡單地反映自變量對因變量的影響。為了更好地描述區(qū)域之間的交互關(guān)系，Lesage等[12]提出將總效應(yīng)分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)兩種來表達(dá)自變量和因變量之間的關(guān)系。由于空間杜賓模型不能較好地反映因變量和自變量之間的關(guān)系，需要運用直接變量和間接變量來衡量因變量和自變量之間的影響。我們可以將式（2）改寫為：

其中：Hm（W）=N（W）（lnβm+Wθm），N（W）=（ln-ρW）-1。將式（6）展開可以得到如下矩陣：

因此，自變量對因變量產(chǎn)生的幾種影響可以表示為：

總效應(yīng)（Total Effect）=Hm（W）ii+Hm（W）ij

總效應(yīng)等于矩陣加總的均值，直接效應(yīng)是通過計算矩陣Hm（W）中的對角元素Hm（W）ii的平均值得出的，間接效應(yīng)則是通過計算矩陣Hm（W）中的非對角元素Hm（W）ij平均值得出的?？傂?yīng)可以通過直接效應(yīng)和間接效應(yīng)相加得到。

3.相關(guān)變量說明。本文使用的CHFS 在全國范圍內(nèi)通過科學(xué)抽樣，采取現(xiàn)代的調(diào)查技術(shù)和調(diào)查管理手段，該數(shù)據(jù)庫收集了全國25個省份的家庭金融微觀數(shù)據(jù)，并匯總后形成報告。在選取樣本時由于數(shù)據(jù)收集困難剔除了新疆、西藏和內(nèi)蒙古3個自治區(qū)，香港和澳門2 個特別行政區(qū)，為了統(tǒng)計的方便將北京市、天津市、上海市、重慶市這4 個直轄市數(shù)據(jù)分別合并到河北省、江蘇省和四川省中。樣本分布于全國25個?。ㄊ小^(qū)），80個縣（區(qū)、市），320個村（居）委會，共涉及8438戶家庭，重點收集了關(guān)于家庭資產(chǎn)、負(fù)債、收入支出、社會保障和保險等方面的信息，為國內(nèi)外的研究者提供了研究中國家庭金融問題的高質(zhì)量的微觀數(shù)據(jù)，能夠比較詳細(xì)地反映受調(diào)查家庭的金融資產(chǎn)配置和可支配收入情況。本文在對數(shù)據(jù)進(jìn)行收集后，對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行了初步處理，刪除無效變量及敏感數(shù)據(jù)，剔除了收入最低的0.5%的數(shù)據(jù)，剔除了收入最高的0.5%的數(shù)據(jù)，拆分家庭和個人數(shù)據(jù)等，最終得到8353個有效的家庭樣本。

通過查閱相關(guān)文獻(xiàn)，本文從CHFS 中選取了以下變量作為模型的影響因素：

（1）因變量。因變量為家庭收入（income），家庭總收入（income）包括工資收入和財產(chǎn)性收入。

（2）解釋變量。主要的解釋變量為：家庭總資產(chǎn)（asset）包括家庭金融資產(chǎn)和實物資產(chǎn)；家庭金融風(fēng)險資產(chǎn)總值（ra），由股票、債券、基金和其他金融衍生工具構(gòu)成；家庭金融無風(fēng)險資產(chǎn)總值（rf），主要是現(xiàn)金及銀行存款；家庭金融資產(chǎn)總值（ra），為家庭所有金融資產(chǎn)的價值之和；家庭金融風(fēng)險資產(chǎn)權(quán)重（aw），即家庭持有金融風(fēng)險資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重，該變量通過家庭金融風(fēng)險資產(chǎn)權(quán)重反映家庭金融資產(chǎn)配置情況。

（3）控制變量。控制變量選取了家庭規(guī)模（size）、戶主年齡（age）、教育年限（edu）、金融知識（fin）、風(fēng)險偏好（rp）、是否居住城鎮(zhèn)（rural）。戶主在家庭經(jīng)濟(jì)決策的過程中發(fā)揮主要作用，往往能夠決定如何進(jìn)行家庭金融資產(chǎn)配置。反映戶主個人特性的變量有戶主年齡、教育年限，金融知識和風(fēng)險偏好。根據(jù)以往的學(xué)者研究，考慮到戶主年齡大小、教育程度高低和是否厭惡風(fēng)險對其決策有一定作用，因此將其納入影響因素。反映家庭特性的有家庭規(guī)模、是否居住城鎮(zhèn)。家庭規(guī)模大小能夠直接影響家庭可支配收入，是否居住城鎮(zhèn)能夠反映出城鄉(xiāng)之間的差異，家庭總資產(chǎn)能夠直接反映家庭財富水平。對自變量、解釋變量和控制變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計，其結(jié)果如表1所示。

表1 研究變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析

1.空間自相關(guān)分析。對2011年和2013年全國25個省份家庭總收入進(jìn)行Moran's I檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2 我國居民家庭收入的Moran's I指數(shù)統(tǒng)計

通過表2 我們可以看到，我國居民家庭收入2011年和2013年的統(tǒng)計值I分別為0.543和0.547，P值均為0.01。從全局空間自相關(guān)檢驗的結(jié)果，可以得出我國家庭總收入的Moran's I 在5%的水平上顯著，且數(shù)值較大，證明我國25個省份的家庭總收入存在顯著的空間正相關(guān)，我國各省份之間的居民家庭收入并不是相互獨立的，并且相鄰省份之間的家庭金融資產(chǎn)配置存在著空間溢出效應(yīng)，某一省份的家庭金融資產(chǎn)配置不僅會對本省的居民家庭收入造成影響，還會對鄰近省份產(chǎn)生影響?？梢娢覀冊谔接懢用窦彝ナ杖雴栴}時要考慮空間因素的影響，可以選擇空間模型進(jìn)行研究。

2.空間模型分析。通過空間自相關(guān)分析驗證了空間自相關(guān)的存在之后，需要通過Wald 檢驗和LR檢驗來選擇合適的空間模型?？臻g杜賓模型（SDM）是空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）的擴(kuò)展模型，整合了SAR 模型和SEM 模型，一般而言都可以替代這兩種模型。Wald 檢驗和LR 檢驗是檢驗SDM 能否簡化成SAR 和SEM 的判定方法，在選取空間杜賓模型（SDM）前，需要判斷哪個空間模型的擬合優(yōu)度更高。通過檢驗得出的結(jié)果如表3所示。

表3 Wald檢驗和LR檢驗

從表3 中可以看出，通過Wald 檢驗和LR 檢驗的SAR模型和SEM模型得出的P值均小于0.05，兩種模型均在5%的水平上顯著；SAR 模型和SEM 模型得出的Z值都為正，而且數(shù)值均較大，呈現(xiàn)出明顯的聚類特征。所以SAR模型不能簡化成SAR模型和SEM 模型，應(yīng)該選用SDM 模型進(jìn)行分析。對于應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，我們進(jìn)行了Hausman檢驗，發(fā)現(xiàn)結(jié)果為拒絕原假設(shè)。本文的樣本數(shù)據(jù)來源于全國固定的25個省份，因此選用固定效應(yīng)模型分析本文研究的數(shù)據(jù)最為合適。

表4 兩種權(quán)重下空間杜賓模型固定效應(yīng)回歸結(jié)果

根據(jù)表4可知，家庭金融風(fēng)險資產(chǎn)權(quán)重（aw）、風(fēng)險偏好（rp）和是否居住城鎮(zhèn)（rural）通過了1%的顯著性水平檢驗，家庭規(guī)模（size）、教育年限（edu）、金融知識（fin）在5%的水平上顯著，而戶主年齡（age）在10%的水平上顯著。這說明對待金融風(fēng)險的態(tài)度和家庭金融資產(chǎn)配置的影響效應(yīng)更強，此外城鄉(xiāng)差距也是非常重要的影響因素。為了進(jìn)一步說明家庭金融資產(chǎn)配置對居民家庭收入差距的影響，我們通過SDM 模型在鄰接空間矩陣和地理空間矩陣下進(jìn)一步用偏微分法將空間溢出效應(yīng)分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，結(jié)果如表5所示。

從空間效應(yīng)來看，得出的解釋變量回歸系數(shù)均為正，證明各變量都有顯著的空間效應(yīng)。鄰接空間矩陣和地理空間矩陣回歸系數(shù)基本保持同向，在家庭規(guī)模和受教育水平方面，地理空間矩陣回歸系數(shù)較鄰接空間矩陣顯著，可能的原因是受到了不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)和社會因素的影響。在兩種權(quán)重矩陣下，家庭金融資產(chǎn)總值和家庭金融風(fēng)險資產(chǎn)權(quán)重對居民收入差距的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)均為顯著正向作用，表明本地區(qū)金融資產(chǎn)配置對收入差距的影響具有明顯的擴(kuò)散效應(yīng)。教育年限（age）和金融知識（fin）在兩種權(quán)重矩陣下對收入差距的直接效應(yīng)在1%的水平上顯著，證明教育水平對于本地區(qū)家庭金融資產(chǎn)配置優(yōu)化和長期內(nèi)收入差距縮小具有正向作用，但對周邊地區(qū)的影響不顯著，居民金融知識的增長、文化水平的提高都可能會影響居民家庭提高金融資產(chǎn)中風(fēng)險資產(chǎn)的占比。家庭規(guī)模（size）的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均為正且在5%的水平上顯著，其對于家庭金融資產(chǎn)總量具有直接影響，家庭規(guī)模越大，可配置金融資產(chǎn)總量也越大，產(chǎn)生的收益也會出現(xiàn)差異，這也間接影響了居民的收入水平。戶主年齡（age）的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)均在10%的水平上顯著，對本地區(qū)和周邊的收入差距影響較小。是否居住城鎮(zhèn)（rural）對收入差距的影響在1%的水平上顯著，對周邊城市的溢出效應(yīng)較大，這意味著本地區(qū)人口城鎮(zhèn)化對居民收入差距產(chǎn)生了明顯的經(jīng)濟(jì)輻射效應(yīng)。從回歸結(jié)果我們可以得出，家庭金融總資產(chǎn)、家庭金融風(fēng)險資產(chǎn)權(quán)重和是否居住城鎮(zhèn)對收入差距的影響最為顯著；受教育水平和金融知識有一定影響；戶主年齡對收入差距影響最小。

表5 兩種矩陣下的空間模型效應(yīng)

五、結(jié)論與政策建議

1.主要結(jié)論。本文主要針對我國目前的家庭金融資產(chǎn)和居民收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，研究家庭部門在資產(chǎn)配置過程中資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)及其他相關(guān)因素對收入差距的影響，主要結(jié)論如下：

（1）家庭金融資產(chǎn)配置和家庭金融資產(chǎn)總值對居民收入差距具有顯著影響。隨著金融產(chǎn)品的創(chuàng)新和金融機(jī)構(gòu)的多樣化，金融市場的日益完善，家庭金融資產(chǎn)種類也越來越多，居民家庭總資產(chǎn)中金融資產(chǎn)的價值也在不斷上升，資產(chǎn)總值越高可供選擇的投資領(lǐng)域也越多，不同投資領(lǐng)域的投資回報率差異較大，這也是造成收入差距擴(kuò)大的原因之一。高風(fēng)險資產(chǎn)的配置投資收益具有不確定性，會導(dǎo)致居民收入不穩(wěn)定，不僅會造成本地區(qū)的居民收入差距呈現(xiàn)擴(kuò)大的趨勢，還會擴(kuò)大周圍地區(qū)的收入差距。

（2）居民受教育水平、金融知識和家庭規(guī)模對居民收入差距的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)呈顯著正向作用。通過研究可以發(fā)現(xiàn)居民金融知識的增長、文化水平的提高都會促進(jìn)居民家庭提高金融資產(chǎn)中風(fēng)險資產(chǎn)的占比。一般而言，金融知識缺失的居民對于如何進(jìn)行財務(wù)規(guī)劃沒有概念，鮮少將勞動所得投入金融市場，在進(jìn)行金融資產(chǎn)配置時也傾向于選擇無風(fēng)險資產(chǎn)。由此我們可以認(rèn)為居民受教育水平和金融知識水平會在一定程度上影響家庭金融資產(chǎn)配置，這些因素會增加縮小收入差距的難度。

（3）而家庭規(guī)模的大小會直接作用于居民收入差距，家庭規(guī)模越大，可配置金融資產(chǎn)總量也越大，由此造成了居民財產(chǎn)性收入的不同，也會導(dǎo)致收入差距擴(kuò)大。隨著年齡的增長，投資者會減少家庭金融資產(chǎn)的配置、風(fēng)險資產(chǎn)的購買，同樣會對收入造成影響。

（4）我國城鄉(xiāng)收入差距表現(xiàn)出明顯的空間集群特征，城鄉(xiāng)收入差距相對較大的省份往往與其他具有較大城鄉(xiāng)收入差距的省份相鄰近，城鄉(xiāng)收入差距相對較小的省份則剛好相反。統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份的居民家庭收入差距較小，而西部欠發(fā)達(dá)省份的居民收入差距較大，收入差距具有明顯的空間集聚效應(yīng)。這是因為我國發(fā)達(dá)地區(qū)城鎮(zhèn)化水平較高，欠發(fā)達(dá)地區(qū)城鎮(zhèn)化水平較低。金融資源在農(nóng)村地區(qū)十分稀缺，居民投資手段比較單一，即便農(nóng)村存在金融資源，它的配置效率也極其低下，城鄉(xiāng)居民家庭金融資產(chǎn)配置效率差異擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。

通過構(gòu)建居民家庭金融資產(chǎn)配置對居民家庭收入差距影響的空間計量模型進(jìn)行實證分析，能夠看出我國各省份的居民收入差距具有確切的空間自相關(guān)性，并且證明了居民家庭金融資產(chǎn)配置差異對于收入差距的影響，從理論上豐富了收入分配效應(yīng)的研究，為如何從家庭金融資產(chǎn)配置著手調(diào)節(jié)收入差距提供了參考。

2.相關(guān)建議?；谝陨蠈嵶C分析和結(jié)論，我國居民收入差距與家庭金融資產(chǎn)配置的空間依賴性是客觀存在的，而且這種空間依賴性表現(xiàn)出鮮明的區(qū)域差異性。通過家庭金融資產(chǎn)配置的優(yōu)化來調(diào)節(jié)居民收入差距是我國當(dāng)前改善收入分配格局的重要措施，從這一角度可以提出以下建議。

（1）配置家庭金融資產(chǎn)的基礎(chǔ)建立在家庭財富儲量上，財富儲量較高的家庭在金融市場中的參與度較高，股票、債券和基金等風(fēng)險金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的權(quán)重較高，金融資產(chǎn)較多且資產(chǎn)配置更多樣化，財富儲量較低的家庭可供支配財富較少，在進(jìn)行金融資產(chǎn)配置時投資決策趨于保守和單一。當(dāng)前我國金融產(chǎn)品對于低收入家庭不夠友好，種類不夠豐富，可以根據(jù)居民不同的資產(chǎn)總量和風(fēng)險偏好來設(shè)計面向不同收入水平居民的金融產(chǎn)品，降低低收入家庭進(jìn)入金融市場的門檻，鼓勵居民優(yōu)化金融資產(chǎn)配置，通過提高低收入家庭的財富收入來縮小居民收入差距。

（2）豐富的金融知識和良好的教育水平能夠提高居民獲取金融市場信息的能力，顯著增強居民的理財意識，一方面能夠優(yōu)化金融資產(chǎn)配置提高收益率，另一方面能夠規(guī)避金融風(fēng)險，減少財富的損失。由此提出以下幾個建議：第一，政府應(yīng)該大力開展金融教育，通過多種渠道普及金融知識。第二，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)該及時披露相關(guān)金融產(chǎn)品信息，讓居民熟悉金融市場情況。第三，居民要積極學(xué)習(xí)金融知識和積累理財經(jīng)驗，避免投資過程中的非理性行為，優(yōu)化家庭金融資產(chǎn)配置。

（3）針對我國現(xiàn)有的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對城鎮(zhèn)居民收入具有顯著的正向作用，而其對農(nóng)村居民的收入具有顯著的負(fù)向作用，金融發(fā)展顯著擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，原因是金融資源在農(nóng)村地區(qū)十分稀缺，且金融資產(chǎn)配置效率相比城鎮(zhèn)地區(qū)較低。針對我國城鄉(xiāng)收入差距表現(xiàn)出明顯的空間集群特征，制定金融政策時不能忽視各區(qū)域之間的空間溢出效應(yīng)，要因地制宜充分發(fā)揮相鄰區(qū)域的聯(lián)動作用，實現(xiàn)發(fā)達(dá)地區(qū)帶動欠發(fā)達(dá)地區(qū)的金融發(fā)展，使金融資源更好地為農(nóng)村服務(wù)，促進(jìn)我國居民收入差距逐步縮小。