□ 柳建坤 張云亮 李 穎

一、引 言

金融理財是家庭進(jìn)行資產(chǎn)配置的重要途徑。特別是以股票、基金為代表的風(fēng)險金融資產(chǎn)能夠在短期內(nèi)帶來較高的經(jīng)濟(jì)回報，這為居民投資風(fēng)險金融資產(chǎn)提供了巨大的經(jīng)濟(jì)激勵。在美國、日本、法國、英國等發(fā)達(dá)國家，家庭所持有的風(fēng)險金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例至少在40%以上（根據(jù)2017年瑞信《全球財富報告》和美國消費者金融調(diào)查數(shù)據(jù)測算）。相比之下，風(fēng)險金融資產(chǎn)在中國家庭資產(chǎn)的占比相對較低?；凇爸袊彝ソ鹑谡{(diào)查”（China Household Finance Survey）數(shù)據(jù)測算的結(jié)果顯示，2011年，中國家庭在股票和基金上的投資參與率分別為8.8%和4.0%；至2017年，這兩類風(fēng)險金融資產(chǎn)的投資參與率未發(fā)生太大變化，甚至出現(xiàn)下降的情況，僅為8.6%和3.1%。雖然中國家庭對風(fēng)險金融市場的參與率維持在較低水平，但近年來在青年群體中卻興起了“搞錢”文化，其典型特征是將投資風(fēng)險金融資產(chǎn)作為獲取財富的主要途徑。據(jù)中國新經(jīng)濟(jì)研究院聯(lián)合支付寶在2019年發(fā)布的首份《90后攢錢報告》顯示，作為青年主力軍的“90后”在參加工作2年內(nèi)開始進(jìn)行理財，這要比父輩早10年，并且該群體對理財?shù)闹匾暢潭冗h(yuǎn)高于消費，這表現(xiàn)為其每月在余額寶攢的錢是花唄賬單金額的4.5倍。中國人民大學(xué)財政金融學(xué)院聯(lián)合螞蟻集團(tuán)研究院在2020年下半年發(fā)布的《互聯(lián)網(wǎng)理財與消費升級研究報告》顯示，在2017年8月至2019年7月這兩年間購買互聯(lián)網(wǎng)理財產(chǎn)品的活躍用戶中，21歲到35歲年齡段的年輕用戶占比達(dá)到70%，年齡越大的人對理財產(chǎn)品的投資規(guī)模越大，并且更傾向于高風(fēng)險的理財產(chǎn)品。特別是在新冠肺炎疫情發(fā)生后，基金市場開始火爆起來，重要原因是基金成為年輕人追捧的理財產(chǎn)品，“90后”在基金市場新增用戶中占據(jù)了一半以上。

如何理解青年熱衷投資風(fēng)險金融資產(chǎn)這一新現(xiàn)象？在經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，經(jīng)典的投資組合模型是以理性人和市場無摩擦作為基本預(yù)設(shè)，認(rèn)為家庭會根據(jù)其對資產(chǎn)的成本和收益的評估以及對自身所能承受的外部風(fēng)險來決定是否投資金融資產(chǎn)。因此，只要風(fēng)險資產(chǎn)溢價為正，理性的投資者就會將部分財富配置于風(fēng)險金融資產(chǎn)［1］。以上述模型為基礎(chǔ)，既有的經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)主要關(guān)注三種影響個體或家庭參與風(fēng)險金融市場的因素：一是人口統(tǒng)計學(xué)特征，如年齡、性別、婚姻、學(xué)歷等［2］［3］［4］；二是投資者的心理和行為特征，如風(fēng)險態(tài)度、社會互動、社會信任等［5］［6］；三是背景風(fēng)險，即在資產(chǎn)組合中幾乎不可能通過對沖、分散和保險等手段規(guī)避的風(fēng)險，主要包括勞動收入風(fēng)險、商業(yè)投資風(fēng)險、人力資本風(fēng)險和健康風(fēng)險等［7］［8］。盡管目前關(guān)于家庭金融資產(chǎn)配置的研究成果較為豐富，但專門討論青年群體投資風(fēng)險金融資產(chǎn)決策的研究還非常少見，多數(shù)研究僅是在考察人口統(tǒng)計學(xué)特征與風(fēng)險金融資產(chǎn)投資的關(guān)系時提及年齡的影響。更重要的是，現(xiàn)有研究將風(fēng)險金融投資行為視為投資者風(fēng)險偏好的客觀反映，并且主要是在個體層面來考察塑造風(fēng)險偏好的機(jī)制。事實上，個體的心智結(jié)構(gòu)存在著結(jié)構(gòu)性誘因，其中階層是重要的客觀基礎(chǔ)，即人們在社會結(jié)構(gòu)中所處的位置及其在時間維度上的變化都會影響其對特定事物和現(xiàn)象的看法［9］。因此，采取社會學(xué)獨有的階層分析視角，有助于在結(jié)構(gòu)層次揭示青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的動機(jī)。

本文立足于中國情境刻畫青年群體投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的行為特征，并且從階層視角對其投資行為進(jìn)行解釋?；凇爸袊C合社會調(diào)查”（China General Social Survey）的多期數(shù)據(jù)（2012年、2013年、2015年和2017年），本文發(fā)現(xiàn)青年對風(fēng)險金融市場的參與率逐年提高，并且始終高于中老年群體。而且，青年在風(fēng)險金融資產(chǎn)上的投資決策存在明顯的階層化邏輯，即向下代際流動會促使青年群體投資風(fēng)險金融資產(chǎn)。由此，本研究對青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)這一重要的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象提供了基于階層視角的新解釋，并且豐富了關(guān)于階層與個體行為關(guān)系的文獻(xiàn)。此外，本研究的經(jīng)驗發(fā)現(xiàn)將為有關(guān)部門引導(dǎo)青年群體理性參與風(fēng)險金融市場提供參考，這對推動金融市場有序運行和經(jīng)濟(jì)社會高質(zhì)量發(fā)展具有現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

階層地位是個體及其所在家庭所占有的經(jīng)濟(jì)社會資源的集中體現(xiàn)。不過，階層地位并不是恒定不變的，而是會在社會系統(tǒng)的運行和變遷過程中不斷發(fā)生變化，從而呈現(xiàn)出社會流動的狀態(tài)。一旦階層結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，人們在其中的位置必然有所改變，這一經(jīng)歷會對個體在之后生命歷程中的心理態(tài)度產(chǎn)生影響，包括政治信任、人際信任、主觀幸福感等［10］［11］［12］。此外，人們的行為方式也會受到階層地位變動的影響，比如生活方式、社會交往方式以及對子女的教養(yǎng)方式等［13］［14］［15］。

在本研究中，以風(fēng)險金融資產(chǎn)投資為代表的經(jīng)濟(jì)行為也與階層地位變動存在密切聯(lián)系，其中的核心機(jī)制是人們對物質(zhì)利益的渴求。作為人類最基本的需求，物質(zhì)渴求不僅源于人類的本能，還會在物質(zhì)利益比較的社會過程中形成。研究表明，當(dāng)人們對未來收入的預(yù)期較為悲觀時，即預(yù)期收入少于當(dāng)前收入，增加收入的需求會明顯增強(qiáng)，從而促使其參與風(fēng)險金融市場［16］。而當(dāng)一個地區(qū)的收入差距變大時，當(dāng)?shù)鼐用駮鰪?qiáng)進(jìn)行收入比較的動機(jī)，并且對自身階層地位的評估趨向消極，從而會產(chǎn)生更強(qiáng)烈的物質(zhì)需求，并將投資風(fēng)險金融資產(chǎn)作為實現(xiàn)這一目標(biāo)的手段［17］。

相對剝奪是物質(zhì)渴求產(chǎn)生的心理機(jī)制，它指的是個體將自己的利益、地位和收入等與特定參照群體進(jìn)行比較時所產(chǎn)生利益受損的感受［18］。人們選擇的比較內(nèi)容往往是與物質(zhì)利益密切相關(guān)，因而階層地位的比較是相對剝奪感形成的重要來源。不過，選擇何種對象進(jìn)行比較是相對剝奪感產(chǎn)生的關(guān)鍵，這種比較既可能是“橫向”的，即以同一時期周圍的人作為參照對象，也可能是“縱向”的，即以過去或未來的自己作為參照對象［19］［20］。劉欣考察了相對剝奪感產(chǎn)生的橫向比較機(jī)制，發(fā)現(xiàn)當(dāng)城市居民認(rèn)為自身的階層地位低于他人時，其相對剝奪感會顯著增強(qiáng)，這使得對社會不平等的感知也會趨向消極［18］。

本文認(rèn)為，除了會與他人的階層地位進(jìn)行橫向比較外，相對剝奪感還可以通過比較自身階層地位在不同時間點的差異而形成，也即當(dāng)階層地位下降時，地位落差會強(qiáng)化人們對利益損失的感受，從而產(chǎn)生更加強(qiáng)烈的相對剝奪感。正是在評估階層地位變化的過程中，由階層地位下降所產(chǎn)生的相對剝奪感會影響人們對利益得失的判斷。公平感是人們對社會經(jīng)濟(jì)資源分配狀況的主觀判斷、評價和態(tài)度［21］。研究表明，無論是宏觀層面還是微觀層面的公平感，都與階層地位變動存在密切聯(lián)系。馬磊和劉欣對“中國綜合社會調(diào)查”數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，城市居民對收入分配公平的感知與階層地位的關(guān)系較為微弱，主要是通過相對剝奪機(jī)制形成，即階層地位的變動發(fā)揮著更大作用［22］。王甫勤利用相同數(shù)據(jù)考察了代際流動與收入分配公平感的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)向下代際流動會強(qiáng)化人們對社會不平等的認(rèn)知［23］。對于青年而言，對階層地位進(jìn)行縱向比較形成的相對剝奪感也會影響其對資源分配格局的認(rèn)知。周兵和劉成斌發(fā)現(xiàn)，盡管客觀階層地位會影響青年人群收入分配公平感，但相比之下，個體對其階層地位進(jìn)行縱向比較后所形成的相對剝奪感所發(fā)揮的作用明顯更大［24］。

對利益分配公平性的認(rèn)知會最終體現(xiàn)在實際行動上，即不公平感會激發(fā)人們的物質(zhì)渴求，試圖獲取更多的物質(zhì)利益來補(bǔ)償因地位下降而產(chǎn)生的相對剝奪感。一項針對企業(yè)員工的研究表明，對收入分配公平持有負(fù)面評價會促使員工離職，以尋求更好的工作，并且年輕員工的離職傾向更加明顯［25］。在本研究中，風(fēng)險金融資產(chǎn)具有較高的風(fēng)險溢價，即在蘊藏高風(fēng)險的同時也會在短期內(nèi)創(chuàng)造較高的經(jīng)濟(jì)效益。風(fēng)險金融資產(chǎn)的這一特點使其可以有效滿足包括青年在內(nèi)的投資者因階層地位下降而產(chǎn)生的物質(zhì)渴求。也就是說，當(dāng)青年的階層地位發(fā)生向下流動時，即當(dāng)前的階層地位低于過去的階層地位，其對自身利益遭受損失的感受會顯著增強(qiáng)，進(jìn)而產(chǎn)生強(qiáng)烈的物質(zhì)渴求，而投資風(fēng)險金融資產(chǎn)就成為彌補(bǔ)其利益損失的手段。因此，從動態(tài)的階層地位角度來看，心理層面的物質(zhì)渴求是青年群體投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的核心邏輯，相應(yīng)的研究假設(shè)如下：

假設(shè)1：相比于向上流動或未流動的青年，向下流動的青年更可能投資風(fēng)險金融資產(chǎn)。

假設(shè)2：物質(zhì)渴求是向下流動促使青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的作用機(jī)制。

三、研究設(shè)計

1.數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)來自“中國綜合社會調(diào)查”（China General Social Survey，以下簡稱CGSS）。CGSS是中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心所發(fā)起的一項全國范圍內(nèi)的大型連續(xù)性抽樣調(diào)查項目。每一期的CGSS均采用多階段不等概率抽樣方法，對中國大陸28個省、直轄市和自治區(qū)（不含海南、西藏和新疆）的家庭進(jìn)行連續(xù)性橫截面調(diào)查。CGSS起始于2003年，最新的數(shù)據(jù)年份是2017年。自2012年起，CGSS問卷中開始設(shè)置關(guān)于家庭資產(chǎn)配置的題項，這為本研究提供了條件。CGSS在2012年、2013年、2015年和2017年這四個年份的樣本量分別為11765、11438、10968和12582，共計46753。

本研究采用中國國家統(tǒng)計局出臺的最新標(biāo)準(zhǔn)，將15～34歲人口界定為青年群體，將35歲及以上的人口界定為中老年群體。在本研究使用的四期CGSS數(shù)據(jù)中，屬于青年和中老年的受訪者數(shù)量分別為9847人和36906人。在后續(xù)的實證分析中，由于研究策略的不同，樣本使用方式存在差別。首先，為考察青年和中老年在風(fēng)險金融資產(chǎn)方面的投資參與率差異，本文同時使用這兩類年齡群體的樣本。其次，為考察階層地位變動對青年群體投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的影響，本文保留青年樣本。剔除變量含有缺失值的樣本后，青年的樣本量為8522人。

2.變量說明

（1）因變量

因變量是風(fēng)險金融資產(chǎn)投資。根據(jù)風(fēng)險溢價的差別，金融資產(chǎn)可以大致分為非風(fēng)險金融資產(chǎn)和風(fēng)險金融資產(chǎn)兩類：前一類資產(chǎn)包括現(xiàn)金、政府債券、活期存款、定期存款等；后一類資產(chǎn)包括股票、基金、金融債券、企業(yè)債券、金融衍生品、金融理財品、外匯、黃金等。CGSS向受訪者詢問其在股票、基金、債券、期貨、權(quán)證、外匯和炒房等方面的投資活動?？紤]到房地產(chǎn)屬于非金融資產(chǎn)，并且債券的性質(zhì)并不明確，本文刪除選擇“債券”和“炒房”的樣本，進(jìn)而構(gòu)建 “風(fēng)險金融資產(chǎn)投資”變量，編碼方式為：如果投資了股票、基金、期貨、權(quán)證和外匯中的任意一類資產(chǎn)，即視為對風(fēng)險金融資產(chǎn)進(jìn)行投資，編碼為“1”；如果未對上述五類資產(chǎn)進(jìn)行過投資，即視為未對風(fēng)險金融資產(chǎn)進(jìn)行投資，編碼為“0”。另外，本文又根據(jù)每一類風(fēng)險金融資產(chǎn)構(gòu)建相應(yīng)的變量，考察風(fēng)險金融資產(chǎn)之間的差異。

（2）自變量

自變量是階層地位變動。階層地位變動包括代際和代內(nèi)兩種模式。這兩種地位變動模式在客觀和主觀維度的測量指標(biāo)的構(gòu)建思路如下：

客觀代際流動。CGSS同時詢問了受訪者本人當(dāng)前的職業(yè)以及受訪者在14歲時其父親的職業(yè)（均以ISCO-88代碼格式記錄）。參考何明帥和于淼［26］的做法，我們根據(jù)父親職業(yè)的ISCO-88代碼轉(zhuǎn)化為ISEI，以此來表示受訪者在14歲時其家庭的階層地位。最后，將受訪者本人當(dāng)前的ISEI與其14歲時父親的ISEI相減，得到“客觀代際流動值”，它可以測量出家庭階層地位代際流動的方向和流動距離。如果大于0，則表明子代經(jīng)歷向上的階層流動；若小于0，則表明子代經(jīng)歷向下的階層流動；若等于0，則表明代際的階層地位相同。進(jìn)一步地，我們將該連續(xù)變量轉(zhuǎn)化為虛擬變量，編碼方式為：“0”表示向上流動或無流動，“1”表示向下流動。

感知代際流動。在CGSS問卷中，“您認(rèn)為在您14歲時，您的家庭處在哪個等級上”這一問題反映了受訪者對父代階層地位的評估。該變量是一個取值范圍是1～10的連續(xù)變量，數(shù)值越大，表示受訪者感知到的父代階層地位越高。參考池上新［27］的做法，我們將受訪者當(dāng)前自我認(rèn)同的階層地位評分與其14歲時自我認(rèn)同的家庭階層地位評分相減，得到“感知代際流動值”，取值范圍是-9～9。如果大于0，則表明受訪者感知到自己經(jīng)歷向上的代際流動；如果小于0，則表明受訪者感知到自己經(jīng)歷向下的代際流動；如果等于0，則表明受訪者未感知到自己發(fā)生任何方向的代際流動。進(jìn)一步地，我們將該連續(xù)變量轉(zhuǎn)化為虛擬變量，編碼方式為：“0”表示向上流動或無流動，“1”表示向下流動。

感知代內(nèi)流動。在CGSS問卷中，“您認(rèn)為您10年前在哪個等級上”這一問題反映了受訪者對自己過去的階層地位的評價。該變量是一個取值范圍是1～10的連續(xù)變量，數(shù)值越大，表示受訪者感知的過去階層地位越高。參考盛智明［10］的做法，我們將受訪者當(dāng)前自我認(rèn)同的階層地位評分與其對10年前自我認(rèn)同的階層地位評分相減，得到“主觀代內(nèi)流動值”，取值范圍是-9～9。如果大于0，則表明受訪者感知到自己經(jīng)歷向上的代內(nèi)流動；如果小于0，則表明受訪者感知到自己經(jīng)歷向下的代內(nèi)流動；如果等于0，則表明受訪者感知到未發(fā)生任何方向的代內(nèi)流動。進(jìn)一步地，我們將該連續(xù)變量轉(zhuǎn)化為虛擬變量，編碼方式為：“0”表示向上流動或無流動，“1”表示向下流動。

（3）機(jī)制變量

機(jī)制變量是物質(zhì)渴求。參考周廣肅等［17］的做法，本文通過比較受訪者實際的經(jīng)濟(jì)地位與自評的經(jīng)濟(jì)地位的差異來測量物質(zhì)渴求程度，操作化方法如下：首先，將一個（區(qū)）縣內(nèi)部的樣本按照家庭年收入從低到高進(jìn)行排序，并分成10組，分別賦值為1～10，以此來測算受訪者在當(dāng)?shù)氐膶嶋H經(jīng)濟(jì)地位；其次，根據(jù)“您家的家庭經(jīng)濟(jì)狀況在所在地屬于哪一檔”這一問題來測量受訪者的自評經(jīng)濟(jì)地位，答案取值為1～5，數(shù)值越大，表示自評經(jīng)濟(jì)地位越高；最后，計算受訪者實際的經(jīng)濟(jì)地位與自評的經(jīng)濟(jì)地位的比值，以此來衡量受訪者的物質(zhì)渴求程度。該數(shù)值越大，表示自評經(jīng)濟(jì)地位越低于實際經(jīng)濟(jì)地位，對物質(zhì)利益越重視。

（4）控制變量

參考國內(nèi)外已有文獻(xiàn)［28］［29］，本文在統(tǒng)計模型中控制其他可能影響青年參與風(fēng)險金融市場的變量，包括受訪者的性別（1=男性，0=女性）、年齡、婚姻狀況（1=有配偶，0=無配偶）、戶籍性質(zhì)（1=非農(nóng)，0=農(nóng)業(yè)）、政治面貌（1=中共黨員，0=非中共黨員）、受教育年限和個人年收入（單位：元）。需要說明的是，我們將個人年收入變量的自然對數(shù)形式納入模型。為了控制地區(qū)和時間因素的影響，受訪者所在省份和數(shù)據(jù)年份也被納入模型中。

3.分析策略與模型設(shè)定

本文的實證分析包括描述性分析和回歸分析兩個部分。描述性分析刻畫了2012——2017年青年和中老年兩類年齡群體在風(fēng)險金融資產(chǎn)上的投資參與率及其差異。在回歸分析部分，本文聚焦于青年群體，考察階層地位變動對其投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的影響，以驗證青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的行為是否存在階層化邏輯。

四、數(shù)據(jù)分析結(jié)果

1.風(fēng)險金融資產(chǎn)投資的代際差異

經(jīng)筆者測算，在2012年、2013年、2015年和2017年這四個年份，青年對風(fēng)險金融資產(chǎn)的整體投資參與率分別為8.6%、9.0%、11.4%和13.0%，這說明青年群體中參與風(fēng)險金融市場的人數(shù)占比呈逐年提升的趨勢。值得注意的是，雖然中老年群體憑借年齡優(yōu)勢可以積累更多的財富，擁有更多的投資經(jīng)驗，但其在風(fēng)險金融市場中的整體參與率在分析時段中始終低于青年群體，而且二者的差距呈逐年擴(kuò)大的趨勢，即從2012年的1.4%升至2017年的4.5%。此外，四個年份中的全部受訪者投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的比例分別為7.4%、6.9%、7.0%和9.4%，都低于青年群體對風(fēng)險金融資產(chǎn)的投資參與率。

為了進(jìn)一步證實風(fēng)險金融資產(chǎn)投資存在代際差異，本文對青年和中老年兩類樣本在測量風(fēng)險金融資產(chǎn)投資的多維指標(biāo)上的均值進(jìn)行差異檢驗。表1的結(jié)果顯示，青年群體在每一類風(fēng)險金融資產(chǎn)的投資人數(shù)占比均高于中老年群體，并且二者的差距大都具有統(tǒng)計顯著性。

表1 均值差異檢驗結(jié)果

綜上所述，在中國的風(fēng)險金融市場中，投資者存在明顯的代際差異，即青年群體投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的比例明顯高于中老年群體。顯然，年齡上的劣勢會使青年群體所擁有的財富和投資經(jīng)驗都少于中老年群體，但這并未抑制青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的意愿，即青年對理財具有強(qiáng)烈的興趣并積極參與風(fēng)險金融市場。接下來，本文將運用統(tǒng)計模型來檢驗階層變動對青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的影響。

2.階層地位變動對青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的影響

表2報告了利用Probit模型估計階層地位變動對青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的影響結(jié)果。模型1僅納入青年的個體層面的變量，并且控制了地區(qū)和時間的固定效應(yīng)。在模型1的基礎(chǔ)上，模型2納入測量青年代際流動的兩個指標(biāo)，二者均在5%的水平上顯著為正。模型3加入測量青年代內(nèi)流動的指標(biāo)，但其在統(tǒng)計上不具有顯著性。模型4納入測量青年階層地位變動的全部指標(biāo)。結(jié)果表明當(dāng)發(fā)生向下代際流動時，青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的可能性更大。另外，代內(nèi)流動變量仍不具有統(tǒng)計上的顯著性。

表3將因變量替換為具體的風(fēng)險金融資產(chǎn)，建模策略與表2一致。向下代際流動變量的系數(shù)僅在模型1和模型2中顯著為正，這表明階層地位變動對青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)投資的影響主要存在于股票和基金上。正如描述性分析所展示的，無論是青年，還是中老年，股票和基金的投資參與率遠(yuǎn)高于其他三類風(fēng)險金融資產(chǎn)。而階層地位變動的影響主要體現(xiàn)在股票和基金上，也從側(cè)面證明二者是包括青年在內(nèi)的公眾配置金融資產(chǎn)的優(yōu)先選項。假設(shè)1得到驗證。

需要指出的是，無論是在表2的模型4中，還是在表3的多數(shù)模型中，代內(nèi)流動變量的系數(shù)都不具有統(tǒng)計上的顯著性，這說明即使青年當(dāng)前的階層地位低于自己過去的階層地位，其對風(fēng)險金融資產(chǎn)的投資行為未發(fā)生顯著改變。由此可見，雖然階層地位都是向下流動，但青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的行為主要受到代際流動而非代內(nèi)流動的影響。本文認(rèn)為，之所以會出現(xiàn)這一現(xiàn)象，很可能是因為社會流動對個體行為的影響會隨著生命歷程的長短而發(fā)生變化。在本文分析的青年樣本中，年齡最小的僅為17歲，年齡最大的未超過35歲，其在生命歷程中所經(jīng)歷的事件要么是求學(xué)，要么剛剛進(jìn)入勞動力市場。由于缺乏經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，青年自身的階層地位尚未成型，其發(fā)生代內(nèi)流動的可能性較小。但對于35歲以上的中老年群體而言，其已經(jīng)度過了生命歷程中的青年階段，并且在之后的階段中也會持續(xù)參與或退出勞動力市場，其收入和職業(yè)也會受到影響。因此，中老年群體的階層地位不僅已經(jīng)成型，并且在更長的生命歷程中可能經(jīng)歷階層地位的變動，即發(fā)生代內(nèi)流動。為驗證這一猜測，本文將樣本替換為中老年群體，著重考察代內(nèi)流動對其投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的影響。在表4中，模型1的結(jié)果顯示，中老年對風(fēng)險金融資產(chǎn)的投資主要受到代內(nèi)流動的影響，即向下代內(nèi)流動會提高中老年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的概率，但代際流動的影響并不顯著。模型2和模型3的結(jié)果進(jìn)一步證實了上述發(fā)現(xiàn)，即中老年群體對股票和基金這兩類風(fēng)險金融資產(chǎn)的投資也僅受到代內(nèi)流動的影響。已有文獻(xiàn)在考察社會流動的影響時，發(fā)現(xiàn)了代內(nèi)流動和代際流動都會對個體心理和行為產(chǎn)生影響［10］［13］。與之不同的是，本文發(fā)現(xiàn)社會流動的影響存在代際差異性，即青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)主要受到代際流動的影響，而中老年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)與代內(nèi)流動的關(guān)系更大。

表2 階層地位變動對青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的影響結(jié)果

表3 階層地位變動對青年投資五類風(fēng)險金融資產(chǎn)的影響結(jié)果

表4 階層地位變動對中老年投資五類風(fēng)險金融資產(chǎn)的影響結(jié)果

（續(xù)表）

3.中介效應(yīng)檢驗

前文的結(jié)果表明階層地位及其變動是影響青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的重要因素，但其中的作用機(jī)制尚未驗證。在理論分析部分，本文闡述了青年參與風(fēng)險金融市場的階層化邏輯：對于青年而言，向下流動意味著資源投入能力下降，這將使其在主觀層面形成相對剝奪感，并激發(fā)出對物質(zhì)利益的渴求，最終選擇投資可以帶來高回報的風(fēng)險金融資產(chǎn)，以迅速彌補(bǔ)地位下降造成的利益損失。由此，本文將物質(zhì)渴求假定為作用機(jī)制。

本文首先采用三步法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。表5報告了針對物質(zhì)渴求的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。模型1、模型4反映的是第一步的回歸結(jié)果?？梢钥吹剑瑹o論是在客觀維度，還是在主觀維度，向下代際流動變量的系數(shù)都在5%的水平上顯著為正，這說明向下代際變動的青年更可能投資風(fēng)險金融資產(chǎn)。模型2和模型5反映的是第二步的回歸結(jié)果，即以物質(zhì)渴求作為因變量。結(jié)果顯示，感知代際流動變量的系數(shù)在0.1%的水平上顯著為正，這說明當(dāng)青年經(jīng)歷向下代際流動時，其對物質(zhì)利益的渴求更加強(qiáng)烈。模型3和模型6同時加入了自變量和中介變量，結(jié)果顯示，物質(zhì)渴求都在5%的水平上顯著為正，但與模型4相比，感知代際流動變量在模型6的系數(shù)值明顯變小。根據(jù)檢驗中介效應(yīng)存在的標(biāo)準(zhǔn)，可以認(rèn)為物質(zhì)渴求是向下代際流動促使青年參與風(fēng)險金融市場的作用機(jī)制。本文對物質(zhì)渴求在向下代內(nèi)流動（感知）與金融資產(chǎn)投資之間的中介效應(yīng)做相同的中介效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，即使發(fā)生向下代內(nèi)流動，青年對風(fēng)險金融資產(chǎn)的投資決策并未發(fā)生顯著變化，并且其對物質(zhì)渴求的程度也未發(fā)生改變?？傊?，對于青年群體而言，物質(zhì)渴求機(jī)制主要存在于代際流動與風(fēng)險金融資產(chǎn)投資的關(guān)系中。假設(shè)2得到驗證。

表5 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果（三步法）

我們進(jìn)一步采用KHB方法測算中介變量產(chǎn)生的實際效應(yīng)，估計結(jié)果如表6所示。從表6可知，當(dāng)納入物質(zhì)渴求變量后，代際流動變量的效應(yīng)也有所下降，由此產(chǎn)生的間接效應(yīng)在總效應(yīng)中的占比超過7%，并且在統(tǒng)計上顯著。這一結(jié)果再次表明物質(zhì)渴求是階層地位及其變動影響青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的作用機(jī)制。

表6 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果（KHB）

五、結(jié)論與討論

投資風(fēng)險金融資產(chǎn)已成為家庭維持階層地位的重要手段，但高額的參與成本限制了公眾獲得風(fēng)險金融資產(chǎn)紅利的機(jī)會，這使得風(fēng)險金融市場正成為產(chǎn)生社會不平等的重要機(jī)制。盡管如此，在當(dāng)代中國卻出現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較弱的青年群體熱衷投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的反?，F(xiàn)象。在這一現(xiàn)實背景下，本研究在經(jīng)驗層面描述了青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的現(xiàn)狀，并從社會學(xué)獨有的結(jié)構(gòu)性視角出發(fā)，構(gòu)建了階層分析框架，以對青年投資行為予以全新解釋。通過對2012——2017年“中國綜合社會調(diào)查”四期數(shù)據(jù)的分析，本文獲得以下研究發(fā)現(xiàn)：

第一，在2012——2017年，青年和中老年群體在五類風(fēng)險金融資產(chǎn)（股票、基金、期貨、權(quán)證和外匯）上的整體投資參與率和分項投資參與率都呈現(xiàn)增加趨勢，但青年群體投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的比例顯著高于中老年群體。這說明中國風(fēng)險金融市場中的投資者存在明顯的代際差異，青年投資者的表現(xiàn)更為活躍。

第二，階層地位及其變動之所以能夠影響青年對風(fēng)險金融資產(chǎn)的投資決策，資源投入和物質(zhì)渴求都發(fā)揮了重要作用。當(dāng)階層地位上升時，青年擁有更強(qiáng)的資源投入能力。憑借經(jīng)濟(jì)資本、人力資本和社會資本，青年在參與風(fēng)險金融市場時可以支付經(jīng)濟(jì)和信息成本，從而增強(qiáng)風(fēng)險承受能力，因而會作出投資決策。

第三，對于青年而言，向下代際流動意味著強(qiáng)烈的利益損失，從而誘發(fā)出相對剝奪感，進(jìn)而對物質(zhì)利益的渴求變得強(qiáng)烈，最終采取實際行動來補(bǔ)償因地位下降帶來的利益剝奪感。這樣，即使蘊藏高風(fēng)險，但可以在短期內(nèi)帶來高經(jīng)濟(jì)回報，青年仍會選擇投資風(fēng)險金融資產(chǎn)。

上述結(jié)果表明，青年群體之所以在風(fēng)險金融市場中的表現(xiàn)更為活躍，與其階層地位變動存在密切聯(lián)系，而這兩種階層邏輯的存在意味著青年熱衷投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的行為含有非理性成分。階層地位下降會通過激發(fā)物質(zhì)渴求這種心理機(jī)制來促使青年作出投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的決策。當(dāng)經(jīng)歷向下代際流動時，青年會產(chǎn)生強(qiáng)烈的利益損失感受，并且是以相對剝奪感的形式出現(xiàn)，而其對物質(zhì)利益的渴求顯著增強(qiáng)。在這種情況下，青年很可能將風(fēng)險金融資產(chǎn)視為一種能夠使其“一夜暴富”的工具，僅關(guān)注其所帶來的高回報，對相伴而生高風(fēng)險視而不見。因此，青年更多地是以“賭徒”心理看待風(fēng)險金融資產(chǎn)并對其進(jìn)行盲目投資。很明顯，這種非理性的投資決策帶有很大的風(fēng)險，它會使青年投資者遭受更大的利益損失，并造成整體風(fēng)險金融市場發(fā)生劇烈波動，從而破壞經(jīng)濟(jì)社會穩(wěn)定運行。因此，應(yīng)注意經(jīng)濟(jì)社會資源分配的公平性問題，保持社會結(jié)構(gòu)的開放狀態(tài)，為青年群體創(chuàng)造更多的向上流動機(jī)會，使其擁有更高的獲得感、公平感和幸福感，從而能夠在理性評估自身對風(fēng)險的承受能力后制定投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的決策。

本研究基于階層分析框架對青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)行為進(jìn)行解釋，其對經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會學(xué)的研究都有所推進(jìn)。一方面，風(fēng)險金融資產(chǎn)投資長期以來是經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究議題，而經(jīng)濟(jì)學(xué)提供的解釋是建立在理性人假定之上的，同時強(qiáng)調(diào)市場摩擦、背景風(fēng)險、行為因素、信息處理能力和家庭特征等因素［30］。本文從社會學(xué)的階層視角出發(fā)，揭示了青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的行為所存在的階層化邏輯，強(qiáng)調(diào)心理因素會影響投資決策，這凸顯出投資行為所具有的非理性特點。另一方面，社會學(xué)研究者在考察階層地位變動的后果時，主要關(guān)注個體的心理態(tài)度以及非經(jīng)濟(jì)行為。本文著重考察了階層地位及其變動與青年投資風(fēng)險金融資產(chǎn)決策的關(guān)系，這不僅豐富了關(guān)于社會分層與流動的影響的內(nèi)容，而且提供了可行的研究方向。

本研究仍有不足之處。首先，由于變量的限制，本文僅能使用是否對風(fēng)險金融資產(chǎn)進(jìn)行投資來考察青年參與風(fēng)險金融資產(chǎn)的情況，未能對具體的投資規(guī)模進(jìn)行分析。其次，本文使用的四期CGSS數(shù)據(jù)具有時段長、樣本規(guī)模大且地域覆蓋廣等優(yōu)勢。但CGSS本身并不是追蹤數(shù)據(jù)，因而無法捕捉同一個青年在不同年份的投資決策差異，這可能會對識別因果關(guān)系造成干擾。最后，受到分析框架的限制，本文僅關(guān)注物質(zhì)渴求這兩種機(jī)制，未對其他可能存在的機(jī)制予以驗證。在未來的研究中，本文將努力尋找新的數(shù)據(jù)，完善測量指標(biāo)體系和分析框架，以對本研究的發(fā)現(xiàn)進(jìn)行驗證或修正。■