張 洪

一、財富不平等與家庭金融脆弱性

近二十年來，西方社會學對不平等問題的研究從聚焦收入不平等轉向關注財富不平等①KEISTER L A，MOLLER S.Wealth inequality in the United States［J］.Annual review of sociology，2000，26：63-81.②SPILERMAN S.Wealth and stratification processes［J］.Annual review of sociology，2000，26：497-524.③KILLEWALD A, PFEFFER F T, SCHACHNER J N. Wealth inequality and accumulation［J］. Annual review of sociology，2017，43：379-404.，越來越多的研究著重考察西方社會在不同歷史時期不斷加劇的財富不平等以及其給社會發(fā)展帶來的影響④THOMAS P.Putting distribution back at the center of economics：reflections on capital in the Twenty-First Century［J］.The Journal of Economic Perspectives：A Journal of the American Economic Association，2015（1）：67-88.。與此同時，學界對中國社會的分層與不平等的研究從早期市場轉型的相關爭論，包括從再分配經濟向市場經濟轉型過程中的體制性因素，比如戶籍制度和單位制及其變遷對社會分層的影響，發(fā)展到近些年來逐步考察住房和財富不平等及其給社會發(fā)展帶來的影響⑤THOMAS P，YANG L，ZUCMAN G. Capital accumulation，private property，and rising inequality in China，1978-2015［J］. The American economic review，2019（7）：2469-2496.⑥WU X G.Inequality and social stratification in postsocialist China［J］.Annual review of sociology，2019（45）：363-382.⑦張海東，楊城晨.住房與城市居民的階層認同——基于北京、上海、廣州的研究［J］.社會學研究，2017（5）：39-63，243.。相關研究表明，改革開放以來，中國經濟在快速增長的同時，居民的收入差距也在不斷擴大，更為重要的是，居民的財富不平等程度正在逐步加大⑧張思鋒，雍嵐.分配結果“公平性”的判斷、分析與推論［J］.西安交通大學學報（社會科學版），2013（1）：71-77.。根據北京大學中國社會科學調查中心實施的中國家庭追蹤調查（China family panel studies,CFPS）數據，2012年中國家庭凈財產的基尼系數是0.73①XIE Y，J Y G.Household wealth in China［J］.Chinese sociological review，2015（3）：203-229.，而2010年左右中國收入基尼系數在0.51到0.53之間②WU X G.Inequality and social stratification in postsocialist China［J］.Annual review of sociology，2019，45：363-382.，中國的財富分配不平等程度已經顯著超過收入分配不平等。

改革開放以來，中國劇烈的社會變遷所帶來的財富分配不平等對居民的主觀地位認同產生了重要影響。地位認同（status identification）是個體對其自身在社會地位結構中所處位置的主觀評價③JACKMAN M R，JACKMAN R W. An interpretation of the relation between objective and subjective social status［J］. American sociological review，1973（5）：569-582.，也是影響國民總體社會心態(tài)和政治傾向的重要因素④陳云松，范曉光.階層自我定位、收入不平等和主觀流動感知（2003—2013）［J］.中國社會科學，2016（12）：109-126，206-207.。與此同時，主觀地位認同一直是中國社會分層領域的主要議題，在當前更加積極有為地促進共同富裕的背景下顯得尤為重要。2021年3月，《中共中央發(fā)布關于制定國民經濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標的建議》明確強調，要擴大中等收入群體，增強人民群眾的獲得感、幸福感和安全感。主觀地位認同是居民獲得感和幸福感的重要組成部分，通過考察影響居民主觀地位認同的重要影響因素，能夠幫助我們更好地理解社會轉型背景下民眾對社會變遷的主觀感知，對民生建設和社會治理有著十分重要的意義。

中國居民主觀地位認同的相關研究發(fā)現，資產或者財富已經成為影響主觀地位認同更為重要的機制。張海東和楊城晨基于北京、上海和廣州3 個城市的實證研究提出“住房分層”的概念，認為住房成為影響居民階層認同的關鍵因素⑤張海東，楊城晨.住房與城市居民的階層認同——基于北京、上海、廣州的研究［J］.社會學研究，2017（5）：39-63.。黃超在絕對地位和相對地位的視角下探討了家庭收入和家庭資產對城鄉(xiāng)居民地位認同的影響，指出收入和資產對地位認同具有顯著的正效應⑥黃超.收入、資產與當代城鄉(xiāng)居民的地位認同［J］.社會學研究，2020（2）：195-218，245-246.。李駿基于上海居民1991—2013年的數據發(fā)現，客觀社會經濟地位指標包括教育、職業(yè)、收入和房產在不同的歷史時期對于人們主觀社會地位的感知發(fā)揮著不同的作用⑦李駿.從收入到資產：中國城市居民的階層認同及其變遷——以1991—2013年的上海為例［J］.社會學研究，2021（3）：114-136.。與收入相比，房產對于主觀階層認同的影響隨著時間推移不斷加強。然而，無論是西方社會學界還是中國社會分層研究領域，雖然關于資產和財富分化的研究在不斷增加，但是絕大部分研究更加關注總資產或者凈資產（總資產減去總負債），或者只將房產作為測量財富的指標，沒有將家庭負債作為形塑社會不平等的重要機制。相對于教育、收入和職業(yè)等客觀經濟地位指標，金融資源和債務在社會學研究領域相對更少⑧DWYER R E.Credit，debt，and inequality［J］.Annual review of sociology，2018，44：237-261.。

與之相對應，近些年來家庭金融脆弱性在經濟學與金融學研究中逐漸得到重視，尤其是在2008年全球金融危機后，作為影響居民消費和宏觀金融風險的重要指標，開始得到更廣泛的關注。房產作為家庭金融的重要組成部分，必然和其他的家庭財務指標相關聯，尤其是在住房金融化趨勢不斷深化的背景下，表現更為突出。中國住房商品化與住房金融化的進程緊密聯系，金融資本不僅促進房企通過擴大信貸的方式增加房產投資和供給，也使得居民使用信貸工具的方式投資房產，兩者相互強化，共同促進中國住房金融化進程的發(fā)展。居民部門的儲蓄開始逐步向房地產投資轉化，而房貸也成為居民家庭負債的重要組成部分⑨祝偉，夏瑜擎.中國居民家庭消費性負債行為研究［J］.財經研究，2018（10）：67-81.⑩李嘉，董亞寧，任卓然.住房金融化、居民存貸比下降與住房資本轉化：越儲蓄，越買房［J］.現代財經（天津財經大學學報），2021（10）：68-83.。因此，在研究資產對主觀地位認同影響的同時，不能忽略家庭金融的重要性及其對于主觀地位認同的影響。

本文以家庭金融脆弱性來衡量家庭金融健康狀況，力圖將家庭金融脆弱性的測量指標納入主觀地位認同的研究。有別于以往研究單獨考察收入和財富對于主觀地位認同的影響，本文通過使用家庭流動性資產收入比和家庭負債資產比這兩個指標，從而更全面地考察家庭的金融健康狀況及其對主觀地位認同的影響。更為重要的是，隨著債務和信用消費在宏觀經濟發(fā)展及居民經濟生活中發(fā)揮越來越重要的作用，社會分層研究領域需要進一步將債務維度以及與債務緊密相關的家庭金融脆弱性納入財富不平等的研究范疇。

二、文獻綜述與研究假設

（一）住房金融化與家庭金融脆弱性

自2008年全球金融危機以來，住房金融化逐漸成為住房和金融研究的重點。越來越多的研究關注不同的金融機構和金融工具在住房中所發(fā)揮的作用①AALBERS M B.The financialization of housing：a political economy approach［M］.Abingdon：Routledge，2016：1-14.②FERNANDEZ R,MANUEL B.Aalbers.Housing financialization in the Global South:In search of a comparative framework［J］.Housing policy debate，2020（4）：680-701.。由于住房金融化一直以來被認為是全球北方國家的現象，以往大量研究著重考察全球北方國家的住房金融化進程及由此所引發(fā)的財富不平等③VAN GUNTEN T，NAVOT E. Varieties of indebtedness：financialization and mortgage market institutions in Europe［J］. Social science research，2018（1）：90-106.④PFEFFER F T,WAITKUS N.The wealth inequality of nations［J］.American sociological review，2021（4）：567-602.。然而，近些年來也有部分研究開始關注全球南方國家住房金融化的發(fā)展狀況⑤KUTZ W，LENHARDT J.“Where to put the spare cash？”Subprime urbanization and the geographies of the financial crisis in the Global South［J］.Urban geography，2016（6）：926-948.，包括土耳其⑥ASLAN A，DINCER I.The impact of mortgage loans on the financialization process in Turkey［J］.Planlama，2018（2）：143-153.、墨西哥⑦REYES A.Mexico’s housing paradox：tensions between financialization and access［J］.Housing policy debate，2020（4）：486-511.和阿根廷⑧SOCOLOFF I.Subordinate financialization and housing finance：the case of indexed mortgage loans’coalition in Argentina［J］.Housing policy debate，2020（4）：585-605.等。中國學術界也開始以住房金融化的視角來考察住房金融化給中國居民經濟生活帶來的重要影響，包括中國國民儲蓄率、信貸和消費的變化等⑨李嘉，董亞寧，任卓然.住房金融化、居民存貸比下降與住房資本轉化：越儲蓄，越買房［J］.現代財經（天津財經大學學報），2021（10）：68-83.⑩李嘉，董亞寧，賀燦飛.越負債，越投資?——住房金融化下的房企負債-投資行為與空間分異［J］.經濟管理，2020（8）：171-189.。

在住房金融化不斷加深的背景下，住房作為中國家庭金融的核心組成部分，對中國居民財富不平等產生巨大影響。CFPS數據發(fā)現，2012年住房占中國居民總資產的73.9%左右，城市居民中該比例高達78.7%?XIE Y，JIN Y G.Household wealth in China［J］.Chinese Sociological Review，2015（3）：203-229.。中國住房不平等的現狀與市場轉型進程緊密相關。以往的研究著重強調在國家再分配體制下，住房作為一種體制福利所導致的城市居民的住房差異?LOGAN J R，BIAN Y.Inequalities in access to community resources in a Chinese City［J］.Social Forces，1993（2）：555-576.。而后隨著住房商品化和市場化的不斷推進，住房逐步成為市場上流通的商品，進一步強化甚至擴大了城市居民內部原有的住房不平等。因此，中國住房不平等是國家和市場雙重作用的結果?同?。。

作為家庭固定資產，住房有其巨大的優(yōu)勢，隨著中國40 多年城市化的推進，全國范圍內房產都在不斷增值。對于大城市居民而言，房產增值幅度更加劇烈。尤其是在2008年全球金融危機以后，我國政府采取了積極的財政刺激政策（即“四萬億投資計劃”），大量資金流向基礎設施建設和房地產領域，從而使得房地產市場供給端（房地產企業(yè)）和需求端（居民）金融資源大幅增加，參與房地產市場的房企還是居民都能夠充分利用信貸工具甚至加杠桿的方式擴大投資。居民部門的儲蓄開始逐步向房地產投資轉化，而房貸也成為居民家庭負債的重要組成部分①李嘉，董亞寧，任卓然.住房金融化、居民存貸比下降與住房資本轉化：越儲蓄，越買房［J］.現代財經（天津財經大學學報），2021（10）：68-83.。2008年以來，中國居民存貸比（居民部門金融機構年末儲蓄余額除以金融機構年末貸款余額）與住房交易量和住房投資之間存在顯著的負相關關系，中國居民的儲蓄率開始下降甚至出現加杠桿的情況②同①。。除了住房貸款，中國居民其他消費性貸款的比例也不斷增加，包括短期賒銷、奢侈品以及信用卡信貸③楊天宇.破解2008年以來中國國民儲蓄率下降之謎［J］.經濟學家，2019（11）：14-22.。居民超前消費，包括車貸以及其他的消費貸款開始成為普遍的現象④姚玲珍，張雅淋.家庭債務、金融素養(yǎng)與消費——基于CHFS數據的實證研究［J］.統(tǒng)計與信息論壇，2020（9）：119-128.，中國居民部門的債務近年來正在快速積累，家庭負債率也不斷提高⑤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查CFPS 2014的實證分析［J］.國際金融研究，2020（7）：25-34.⑥祝偉，夏瑜擎.中國居民家庭消費性負債行為研究［J］.財經研究，2018（10）：67-81.。總體而言，金融市場的發(fā)展和深化在不斷促使儲蓄向投資轉化⑦同①。。

雖然將房產作為中國居民家庭財富的核心指標有其重要價值，但是在住房金融化背景下，僅僅關注房產，無法全面考察家庭的社會經濟地位?？疾旒彝ヘ敻粚τ谥饔^地位認同的影響需要將家庭金融的其他維度考慮在內，包括家庭債務和家庭財務流動性等金融指標。因此，在中國住房金融化和金融市場不斷發(fā)展的背景下，將家庭金融脆弱性作為衡量家庭金融健康狀況的指標尤為重要。

（二）家庭金融脆弱性的測量指標

家庭金融脆弱性，通常和家庭金融壓力、家庭負債壓力以及家庭過度負債等術語通用，主要是指家庭在面對債務時的償債能力⑧ALL L，KHAN MK N，AHMAD H. Financial fragility of Pakistani household［J］. Journal of family and Economic Issues，2020（3）：572-590.。家庭金融脆弱性的測量指標在學界尚未形成統(tǒng)一的共識，在測量和操作化上還存在諸多差異，具體涉及客觀和主觀兩個維度⑨NOERHIDAJATI S，PURWOKO A B，WERDANINGTYAS H，et al. Household financial vulnerability in Indonesia：measurement and determinants［J］.Economic modelling，2021（C）：433-444.?？陀^的測量指標主要是通過構建家庭金融各維度之間的比率來反映家庭的客觀財務狀況，比如家庭負債收入比、家庭負債資產比、家庭流動資產收入比等⑩BAER E，DEVANEY S A.Assessing the baby boomers’financial wellness using financial ratios and a subjective measure［J］.Family and consumer sciences research journal，2004（4）：321-348.。主觀的測量指標是通過問卷調查的方式，詢問被訪者個人關于家庭財務狀況的主觀感受。例如，2014年CFPS詢問了人們“在緊急情況下，需要盡快籌集一筆2萬元的資金，您認為籌錢的困難程度如何”，這一題項是家庭金融脆弱性的主觀測量指標，但該題項并沒有包含在本文使用的2018年CFPS 問卷中。因此，本文將著重建構客觀金融脆弱性指標，使用最新的數據考察家庭金融脆弱性對于居民主觀地位認同的影響。

由于這些家庭金融狀況的客觀指標往往是重復運用家庭收入、債務和資產等變量，所以實證研究中需要盡量精簡比率的數量，否則可能存在多重線性的問題。因此，本文使用家庭流動資產收入比和債務資產比這兩個被廣泛使用的金融指標?HARNESS N J，CHATTERJEE S，FINKE M.Household financial ratios：a review of literature［J］.Journal of personal finance，2008（4）：77-97.?同⑩。。家庭流動資產收入比通過家庭現金流除以月家庭收入來計算。部分研究還提供了這些不同的測量指標的閾值從而判斷家庭金融脆弱性①KIM H LYONS A C.Lyons.No pain，no strain：impact of health on the financial security of older Americans［J］.The journal of consumer affairs，2008（1）：9-36.。當家庭流動資產收入比率大于2.5，可以認為家庭資產處于相對健康的狀況，即當家庭成員面對失業(yè)風險的時候，家庭流動資產還可以為家庭提供至少2.5個月的收入，從而給家庭成員提供重新找工作的緩沖時間。另外，家庭債務杠桿率（即債務資產比），也被廣泛用于測量家庭金融脆弱性②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查CFPS 2014的實證分析［J］.國際金融研究，2020（7）：25-34.③孟宏瑋，閆新華.金融素養(yǎng)、家庭杠桿率與家庭消費［J］.金融發(fā)展研究，2019（12）：30-39.，主要通過家庭總債務除以家庭總資產來計算。當家庭債務大于家庭總資產的時候，會導致家庭處于償債的巨大壓力中，更為負面的后果是家庭可能會通過再度舉債的方式償還舊的債務，從而使家庭陷于過度負債的循環(huán)?？傮w而言，本文認為家庭流動資產收入比和債務資產比可以反映家庭資金流動性和償債壓力，也能夠較為全面地反映家庭的金融健康狀況。

（三）家庭金融脆弱性對主觀地位認同的影響

由于家庭金融脆弱性可能給宏觀經濟帶來連鎖效應，越來越多的研究開始對不同國家的家庭金融脆弱性的現狀及其原因進行考察④CAVALLETTI B，LAGAZIO C，LAGOMARSINO E，et al.Consumer debt and financial fragility：evidence from Italy［J］.Journal of consumer policy，2020（4）：747-765.，包括部分發(fā)展中國家，如巴基斯坦⑤ALL L，KHAN M K U，AHMAD H. Financial fragility of pakistani household［J］. Journal of family and economic issues，2020（3）：572-590.和印度⑥GOYAL K，KUMAR S，RAO P，et al. Financial distress and COVID-19：evidence from working individuals in India［J］. Qualitative research in financial markets，2021（4）：503-528.。已有研究充分論證了家庭金融脆弱性對于居民生活多維度的影響，比如家庭財富滿意度⑦GARRETT S，JAMES R N.Financial ratios and perceived household financial satisfaction［J］.Journal of financial therapy，2013（1）：39-62.、身體和心理健康⑧BRIDGES S，DISNEY R.Debt and depression［J］.Journal of health economics，2010（3）：388-403.⑨ELIZABETH S, NANDI A, ADAM E, et al. The high price of debt: household financial debt and its impact on mental and physical health［J］.Social science&medicine，2013，91：94-100.⑩BIALOWOLSKI P, WEZIAK-BIALOWOLSKI D, MCNEELY E. The role of financial fragility and financial control for well-being［J］.Social indicators research，2021（3）：1137-1157.、抽煙行為?GRAFOVA I B.Financial strain and smoking［J］.Journal of family and economic issues，2011（2）：327-340.以及家庭消費?SONG S Y. Leverage，hand-to-mouth households，and heterogeneity of the marginal propensity to consume：evidence from South Korea［J］.Review of economics of the household，2020（4）：1213-1244.?姚玲珍，張雅淋.家庭債務、金融素養(yǎng)與消費——基于CHFS數據的實證研究［J］.統(tǒng)計與信息論壇，2020（9）：119-128.?孟宏瑋，閆新華.金融素養(yǎng)、家庭杠桿率與家庭消費［J］.金融發(fā)展研究，2019（12）：30-39.等方面。具體來說，家庭金融脆弱性的各項指標與居民對家庭財富的主觀滿意程度顯著負相關?同⑦。，家庭金融脆弱性越高，居民對家庭財富的主觀滿意程度越低。與此同時，家庭金融脆弱性對居民個體健康會產生負面影響?同⑨。?同?。。Sweet 等人?同⑨。使用美國國家追蹤調查8400 名青年人的研究結果顯示，負債資產比與壓力、抑郁程度以及總體健康程度有著顯著的負相關。與此同時，家庭流動資產收入比小于3的居民更有可能抽煙①GRAFOVA I B.Financial strain and smoking［J］.Journal of family and economic issues，2011（2）：327-340。當家庭現有的現金與月收入的比值小于3，意味著當家庭成員出現失業(yè)或者疾病等意外無法持續(xù)工作的時候，只有不到3個月的平時收入可供家庭過渡。在這種情況下，任何意外都會給家庭帶來極大的財務壓力，從而導致居民更有可能抽煙。因此，總體來說，家庭金融脆弱性對居民生活的各方面都產生顯著的負面影響。

目前，關于家庭金融脆弱性對于居民主觀地位認同的研究較少，國內外關于階層或者地位認同的研究主要形成了結構決定論、歷史文化論和參照群體論等三種理論視角②張海東，楊城晨.住房與城市居民的階層認同——基于北京、上海、廣州的研究［J］.社會學研究，2017（5）：39-63.③李飛.客觀分層與主觀建構：城鎮(zhèn)居民階層認同的影響因素分析——對既往相關研究的梳理與驗證［J］.青年研究，2013（4）：69-83，95-96.④陳云松，范曉光.階層自我定位、收入不平等和主觀流動感知（2003—2013）［J］.中國社會科學，2016（12）：109-126，206-207.。歷史文化論關注個人對生活經歷的感知以及對社會的公平感和相對剝奪感等心理因素對于階層認同的影響⑤劉欣.轉型期中國大陸城市居民的階層意識［J］.社會學研究，2001（3）：8-17.⑥劉欣.相對剝奪地位與階層認知［J］.社會學研究，2002（1）：81-90.。參照群體論也被歸類為相對地位理論視角⑦黃超.收入、資產與當代城鄉(xiāng)居民的地位認同［J］.社會學研究，2020（2）：195-218.，強調個人通過與他人比較從而衡量自己的社會位置。本文主要從結構決定論（即從絕對地位理論視角⑧同⑦。）出發(fā)，探討家庭金融脆弱性指標對居民主觀地位認同的影響。

結構決定論主要考察客觀社會經濟地位（比如受教育程度、收入和職業(yè)聲望等因素）對個人主觀地位認同的影響，發(fā)現客觀社會經濟地位對個人主觀地位認同有顯著的正向影響⑨王春光，李煒.當代中國社會階層的主觀性建構和客觀實在［J］.江蘇社會科學，2002（4）：95-100.⑩雷開春.青年人的階層地位信心及其影響因素［J］.青年研究，2015（4）：1-9，94.。近些年來，相關文獻逐步開始關注資產對于中國居民主觀地位認同的影響。其中張海東、楊城晨?同②。，張傳勇、羅峰和黃芝蘭?張傳勇，羅峰，黃芝蘭.住房屬性嬗變與城市居民階層認同——基于消費分層的研究視域［J］.社會學研究，2020（4）：104-127，243-244.，黃超?同⑦。和李駿?李駿.從收入到資產：中國城市居民的階層認同及其變遷——以1991—2013年的上海為例［J］.社會學研究，2021（3）：114-136.均發(fā)現，人們的資產（主要是指房產）對主觀地位認同產生顯著影響，資產或者更具體的房產指標（包括住房產權、住房面積和住房品質）越高，人們的主觀地位認同越高。因此，以房產為重要指標的家庭金融財富對人們的主觀地位認同產生越來越關鍵的影響。本文認為，考察住房或者財富對人們主觀地位認同的影響，需要超越住房或者凈資產這些單一指標，尤其是需要關注家庭金融脆弱性。家庭金融脆弱性的測量指標總體上來說屬于客觀社會經濟地位指標，金融脆弱性越高，家庭金融健康狀況越差，客觀社會地位越低。因此，考察家庭金融脆弱性對居民主觀地位認同的影響，需要從絕對地位視角出發(fā)，考察客觀社會經濟地位指標對居民主觀地位認同的影響。

不同于以往的研究單獨考察客觀地位指標的絕對數值，本文通過分析家庭流動資產收入比和家庭負債資產比兩個指標，從而將收入、資產和負債的相對狀況考慮在內。以家庭負債資產比為例，考察家庭總負債和總資產之間的比例，而不是單個指標的絕對數值，實際上是測量相對于負債的資產，也就是家庭的相對資產，這樣能夠更全面地反映家庭金融的健康程度。因此，基于絕對地位理論視角，家庭金融脆弱性對居民的主觀地位認同產生重要影響。另外，從以往地位認同的實證研究來看，客觀經濟地位指標與居民主觀地位認同顯著正相關①張海東，楊城晨.住房與城市居民的階層認同——基于北京、上海、廣州的研究［J］.社會學研究，2017（5）：39-63.②黃超.收入、資產與當代城鄉(xiāng)居民的地位認同［J］.社會學研究，2020（2）：195-218.③李駿.從收入到資產：中國城市居民的階層認同及其變遷——以1991—2013年的上海為例［J］.社會學研究，2021（3）：114-136.。與此同時，根據家庭金融脆弱性的實證研究，家庭金融脆弱性對居民健康和消費行為都產生負面影響。因此，作為居民的絕對客觀經濟地位指標，家庭金融脆弱性也會對居民的主觀地位認同產生負面影響，即家庭金融脆弱性越高，居民主觀認同越低。因此，基于相關的理論和實證研究，提出以下研究假設：

假設1：在其他條件一致的情況下，家庭流動資產收入比越低，家庭金融脆弱性越高，居民主觀地位認同越低。

假設2：在其他條件一致的情況下，家庭負債資產比對居民的主觀地位認同產生負面影響，家庭負債資產比越高，家庭金融脆弱性越高，居民主觀地位認同越低。

三、數據與方法

（一）數據來源

本文所使用的是CFPS 的第五輪全國調查數據（CFPS 2018）。該調查以2010—2016年全國調查的家庭為基礎，共完成將近15000個家庭的37354位16歲以上的家庭成員的訪問。CFPS的個人問卷包括家庭成員的基本信息、婚姻和家庭、工作、態(tài)度及行為等信息。除此之外，CFPS家庭經濟問卷中有詳細的關于家庭成員收入、支出和財產等信息。更為重要的是，CFPS家庭經濟問卷還提供了家庭債務的數據（包括房產債務和非房產債務），能夠更全面地構建家庭金融脆弱性指標。

（二）變量操作化

第一，被解釋變量:主觀地位認同。被解釋變量是居民主觀地位認同，CFPS2018問卷詢問了受訪者“1 表示很低，5 表示很低，您給自己在本地的社會地位打幾分”，可以使用該題項的答案來測量受訪者的主觀地位認同，分數越高，代表著受訪者認為自己的主觀社會地位越高。

第二，核心解釋變量：家庭金融脆弱性。本文使用家庭流動資產收入比和債務資產比兩個指標來測量家庭金融脆弱性。CFPS 中所搜集的家庭資產數據包括家庭各項資產以及負債，其中資產部分包括土地資產、家庭總房產、生產性固定資產、家庭總金融資產和耐用消費品價值，家庭負債包括總房貸和非房貸負債。家庭金融資產中包括現金和存款總值、政府債券、股票、基金、金融衍生品、其他金融產品以及別人欠自己家的錢。在構建家庭金融脆弱性的各項指標時，流動性資產被定義為現金和存款總值，家庭總資產等于各項資產的總和，家庭負債等于家庭總負債（房貸和非房貸之和）。因此，家庭流動資產收入比等于現金和存款總值除以家庭月收入，而家庭債務資產比等于家庭總債務除以家庭總資產。

經過初步數據分析發(fā)現，家庭流動資產收入比和債務資產比存在大量0 值，前者的比例大致占25%，后者的比例高達63%左右，這說明有相當大比例的家庭沒有現金存款或者沒有債務。由于這兩個變量取值為0 的占比較高，除了將這兩個指標當作連續(xù)型變量來處理，還可以根據已有文獻設定的閾值將這兩個變量轉換成類別型變量進行分析。流動資產收入比大于2.5，即可以認為家庭流動資產收入比處于相對良好的狀況④KIM H，LYONS A C. No pain，no strain：impact of health on the financial security of older Americans［J］. The journal of consumer affairs，2008（1）：9-36.。因此，家庭流動資產收入比被分為兩個類別，當該指標小于2.5時編碼為0，指家庭流動資產收入比低；而該指標大于2.5時編碼為1，意味著家庭流動資產收入比相對高，家庭金融脆弱性低。家庭負債資產比也轉化為二值變量，當家庭負債資產比等于0 時編碼為0，意指家庭沒有任何債務；家庭負債資產比大于0時編碼為1，意指家庭存在未償還債務①另一種在文獻中常見的編碼方式是將負債資產比大于1的單獨進行編碼，這樣可以考察負債大于總資產的群體，然而在本文的樣本中僅有2.43%的樣本家庭負債資產比大于1，因此筆者決定對該變量進行二值編碼。。

第三，其他控制變量?？刂谱兞可婕盎镜娜丝趯W變量，包括性別（男性賦值為1，女性賦值為0）、年齡、婚姻狀況（未婚賦值為1，在婚或者同居賦值為2，離婚賦值為3，喪偶賦值為4）以及所處區(qū)域（東部省份賦值為1，中部省份賦值為2，西部省份賦值為3）。與此同時，控制變量還包括對中國居民主觀地位認同產生重要影響的黨員身份（黨員賦值為1，非黨員賦值0）和戶口（非農業(yè)戶口賦值為1，農業(yè)戶口賦值為0）。另外，本文還將客觀社會經濟地位的常用指標放入控制變量，包括家庭總收入、家庭凈資產（家庭總資產減去家庭總負債）、教育程度（教育年限）、是否在職（在職賦值為1，非在職賦值0）以及國際標準職業(yè)社會經濟地位指數（ISEI）。其中，由于家庭收入和家庭凈資產存在部分0 值，家庭凈資產還存在部分負值，而且家庭收入和家庭凈資產的分布往往是重度右偏，為了后續(xù)的回歸模型的正確估計，本文對于家庭收入和家庭凈資產進行了反雙曲正弦變換（inverse hyperbolic sine transformation，IHS）②相比于對數變換，反雙曲正弦變換（IHS）對于存在較多0 值以及負值的右偏數據更加合適，IHS 變換的公式為x?=arcsinh(x) = ln(x +)。方法來源：BELLEMARE M F，WICHMAN C. Elasticities and the inverse hyperbolic sine transformation［J］.Oxford bulletin of economics and statistics，2020（1）：50-61.。反雙曲正弦變換與對數變換后的取值非常接近，但由于對數變換會直接將家庭收入和家庭凈資產取值為零和負數的樣本刪除，因此，本文使用反雙曲正弦變換對家庭收入和家庭凈資產變量進行數據轉換。

（三）模型設定：兩層線性隨機截距模型

由于CFPS 是以家庭為最終抽樣單位，調查家庭中的所有成員，家庭金融脆弱性、家庭總收入和凈資產屬于家庭層面的數據，居民主觀地位認同以及其他的客觀經濟地位指標和人口學信息卻屬于個體層面的變量。為了正確估計家庭金融脆弱性指標對于居民個體主觀地位認同的影響，本文采取兩層次線性回歸模型，家庭為第二層次，個體為第一層次。家庭成員居民主觀地位認同變量既可以當作連續(xù)型變量從而使用多層次線性回歸模型，也可以當作序次變量通過多層次序次邏輯回歸模型來考察。通過使用以上兩種模型對數據進行擬合，發(fā)現結果基本一致，后文中將會呈現兩層線性隨機截距回歸模型的結果。

四、統(tǒng)計結果分析

（一）描述性統(tǒng)計：中國居民家庭流動資產收入比相對較低但不存在過度負債

由表1可知，所有居民的平均主觀地位認同呈現“趨中”的現象（均值為3.109），也就是說，絕大多數的居民（46.26%）認為自己處在中間階層的位置，而認為自己處于下層、中下層、中上層和上層的比例分別為8.36%、15.14%、17.67%和12.57%。家庭流動資產收入比的均值為7.497③家庭流動資產收入比存在異常值（其中有4 個觀測值大于2000，最大值為5333.333），在刪除4 個異常值之前，家庭流動資產收入比均值為8.24，標準差為59.835；刪除4個異常值之后，該變量均值為7.497，標準差為17.47，該變量的離散程度大為下降。與此同時，刪除異常值之后其他變量的描述性統(tǒng)計結果沒有差異。，也就是說，平均而言中國家庭的流動資金可以提供7個半月左右的平時月收入。家庭流動資產收入比大于2.5，即可以認為該指標相對良好④KIM H，LYONS A C. No pain，no strain：impact of health on the financial security of older Americans［J］. The journal of consumer affairs，2008（1）：9-36.。本文中該指標的均值遠遠大于現有文獻所提出的閾值，其實是因為該指標存在大量的0值所導致（25%左右）。與此同時，該變量中少部分取值遠遠大于該變量的均值。結合中位數來看，家庭流動資產收入比的中位數是2.1326，低于現有文獻所提出的閾值。另外，家庭流動資產收入比等于以及小于2.5的占比為52.74%。因此，中國居民中超過一半的家庭流動資產收入比相對較低，家庭金融脆弱性較高。

表1 所有變量的描述性統(tǒng)計(個體樣本量N=20180)

相較于家庭流動資產收入比，家庭負債資產比標準差較小，離散程度遠低于家庭流動資產收入比。家庭負債資產比的均值為0.146，也就是說，家庭未償還總債務占家庭總資產的14.6%，中國家庭不存在過度負債的現象。實際上，結合中位數來看，家庭負債資產比的中位數為0，將近63%的中國家庭負債收入比為0，也就是說，絕大多數中國家庭的未償還債務為0，中國家庭的整體負債水平較低。

本文中男性受訪者占據52.70%，平均年齡為46.57 歲，22.40%的受訪者是非農業(yè)戶口。受訪者中共黨員的比例接近10%。平均受教育年限和職業(yè)平均的社會經濟地位指數ISEI 分別為8年和33.63。與此同時，受訪者在職的比例為88.10%。在婚或者同居的比例高達84.51%，未婚的比例為9.59%。另外，受訪者處于東部省份的比例是40%，處于中部和西部省份的比例分別是31.43%和28.51%。最后，家庭總收入和家庭凈資產在經過反雙曲正弦變換后（IHS），變量偏離正態(tài)分布的程度減少，與此同時也保留了家庭凈資產中取值為負數的居民，這部分居民的比例大致在2.40%。

（二）回歸模型結果：家庭金融脆弱性與主觀地位認同負相關，家庭金融脆弱性越高，主觀地位認同越低

表2呈現了家庭金融脆弱性指標和主觀地位認同之間的兩層次線性回歸模型結果。模型1是基礎模型，包括研究中所有的控制變量，可以用于考察家庭總收入和家庭凈資產對于居民主觀地位的影響。模型2 在模型1 的基礎上增加了家庭流動資產收入比和家庭負債資產比，即將核心解釋變量當作連續(xù)型變量來處理。模型3在模型1的基礎上增加了家庭金融脆弱性指標的類別變量。雖然基于已有文獻的閾值將這兩個指標進行分類具有合理性，但從統(tǒng)計模型的角度而言，人為地選擇分類標準也存在一定問題，根據不同的閾值分類會帶來不同的統(tǒng)計結果。因此，模型4 既包括了家庭流動資產收入比和家庭負債資產比的兩個連續(xù)型變量，從而充分利用這兩個核心解釋變量的非零取值部分，也通過在模型4中增加兩個二分變量（兩個變量觀測值為0的都編碼為0，觀測值大于0的編碼為1），從而控制零值所產生的影響。

表2 家庭金融脆弱性和主觀地位認同的兩層線性隨機截距模型

（續(xù)表）

由表2模型1所示，家庭總收入和家庭凈資產都和居民的主觀地位認同顯著正相關，這與現有的關于主觀地位認同的研究結論保持一致①黃超.收入、資產與當代城鄉(xiāng)居民的地位認同［J］.社會學研究，2020（2）：195-218.②李駿.從收入到資產：中國城市居民的階層認同及其變遷——以1991—2013年的上海為例［J］.社會學研究，2021（3）：114-136.。除此之外，在其他變量保持一致的情況下，教育年限、社會經濟地位指數ISEI、性別、年齡、婚姻狀況、中共黨員、是否在職、非農業(yè)戶口、所處區(qū)域這些變量都和居民主觀地位認同顯著相關。其中，女性、年長者、中共黨員和在職人員有著更高的主觀地位認同。而教育年限更高、非農業(yè)戶口以及處于東部的居民有著更低的主觀地位認同。關于非農業(yè)戶口的群體的更低主觀地位認同結論與黃超的結論一致，他的研究發(fā)現城市人口平均而言比農村人口有著更低的主觀地位認同，而教育年限與主觀地位認同之間的顯著負相關與現有的研究存在不一致的情況③同①。。張海東、楊城晨的研究顯示受教育程度與北京、上海和廣州3地城市居民的階層認同顯著正相關④張海東，楊城晨.住房與城市居民的階層認同——基于北京、上海、廣州的研究［J］.社會學研究，2017（5）：39-63.。然而，黃超利用中國家庭追蹤調查2014年數據所做的研究中，受教育年限與主觀地位認同之間也是負相關，只是回歸模型的系數在統(tǒng)計上不顯著⑤同①。。與此同時，李駿基于上海居民在不同歷史的主觀地位認同的研究發(fā)現，教育程度對于主觀地位認同的影響隨著時間的推移在統(tǒng)計上越來越不顯著⑥同②。。因此，受教育程度和主觀地位認同的關系是否隨著時間推移有所改變以及其中的影響機制值得進一步探索。

表2中模型2的結果論證了研究假設，即在控制了家庭總收入和家庭凈資產以及其他變量之后，家庭流動資產收入比和家庭負債資產比對于居民的主觀地位認同產生顯著影響，即家庭流動資產收入比越高，居民的主觀地位認同越高（P＜0.01）；家庭負債資產比越高，居民的主觀地位認同越低（P＜0.05）。模型3 也顯示，家庭流動資產收入比大于2.5 的居民與家庭流動收入比小于2.5 的居民相比，主觀地位認同越高。與此同時，家庭負債收入比大于0的居民比沒有任何家庭負債的居民的主觀地位認同顯著更低。該結論在模型4 中也得到再次驗證。在控制了家庭流動資產收入比的零值和非零值的二分類別變量之后，家庭流動資產收入比與居民主觀社會地位認同之間仍然顯著正相關（P＜0.01）。與此同時，在控制了家庭負債資產比的類別變量之后，家庭負債資產比對居民主觀社會地位認同仍然存在負向影響，盡管統(tǒng)計顯著性上有所下降（P＜0.1）。然而，模型4 中家庭負債資產比大于0的居民仍然比家庭負債資產比等于0的居民主觀社會地位認同顯著更低（P＜0.05）。

五、中國家庭金融不平等與未來的研究

（一）家庭金融脆弱性日益成為形塑中國居民主觀地位認同的重要機制

近些年，中國的社會分層研究領域更加關注財富不平等，關于財富不平等的實證研究逐漸增多①XIE Y，JIN Y G.Household wealth in China［J］.Chinese sociological review，2015（3）：203-229.②THOMAS P, YANG L，ZUCMAN G. Capital accumulation，private property，and rising inequality in China，1978—2015［J］. The American economic review，2019（7）：2469-2496.，其中絕大多數的研究聚焦在住房不平等及其后果③張海東，楊城晨.住房與城市居民的階層認同——基于北京、上海、廣州的研究［J］.社會學研究，2017（5）：39-63.④ZHANG P，SUN L，ZHANG C Y.Understanding the role of homeownership in wealth inequality:evidence from urban China（1995—2018）［J］.China economic review，2021（October）：1-14.⑤WU X G.Inequality and social stratification in postsocialist China［J］.Annual review of sociology，2019，45：363-382.。隨著中國住房商品化和金融化的不斷推進，越來越多的居民使用信貸工具購房，房貸也與此同時成為家庭負債的重要組成部分，家庭負債水平持續(xù)增長⑥姚玲珍，張雅淋.家庭債務、金融素養(yǎng)與消費——基于CHFS數據的實證研究［J］.統(tǒng)計與信息論壇，2020（9）：119-128.。因此，中國社會財富不平等研究應該將家庭金融等財務指標考慮在內，從而更全面系統(tǒng)地考察中國財富不平等及其影響。本文引入家庭金融學研究領域的家庭金融脆弱性指標來測量家庭金融健康程度，并進一步考察相關指標對于中國居民主觀地位認同的影響。研究結果驗證了研究假設。表明家庭流動資產收入比和家庭負債資產比對居民的主觀地位認同有著顯著影響，家庭流動資產收入比越低，家庭負債資產比越高，居民的主觀地位認同越低。這說明，即使在控制了以往研究所關注的客觀經濟地位指標，包括家庭總收入和家庭凈資產之后，家庭金融脆弱性指標仍然對中國居民主觀地位認同產生顯著影響。

（二）從財富不平等轉向家庭金融不平等

《中華人民共和國國民經濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標綱要》明確提出，要拓寬居民收入增長渠道，其中特別強調需要“創(chuàng)新更多適應家庭財富管理需求的金融產品”，以改善收入和財富分配格局。這足以說明，隨著中國金融市場的不斷發(fā)展和各種信貸理財方式的逐步推廣，金融工具將成為中國家庭財富管理的重要組成部分。因此，積極有為地促進實現共同富裕的目標需要更全面考察財富分層對于居民經濟生活的影響。

無論是個體及家庭層面上金融素養(yǎng)和金融工具的可獲得性差異，還是宏觀的經濟發(fā)展和金融制度，都會成為影響財富不平等的重要機制。國內關于住房對中國居民主觀地位認同的研究僅關注住房作為財富的指標，卻忽略了與之密切相關的信貸和債務維度。然而，中國住房金融化的進程使得住房市場和信貸市場緊密相聯，研究財富對于居民主觀地位認同的影響不能脫離對居民整體財務狀況的考察。對財富不平等的研究不僅要考察財富本身，而且要考察信用和債務的維度⑦PFEFFER F T，WAITKUS N.The wealth inequality of nations［J］.American Sociological Review，2021（4）：567-602.。因此，社會分層研究領域需要從關注財富不平等進一步發(fā)展為考察家庭金融不平等，尤其是需要考察家庭信貸和負債所造成的分配不平等①DWYER R E.Credit，debt，and inequality［J］.Annual review of sociology，2018，44：237-261.。

近兩年，在新冠肺炎疫情全球大流行的背景下，家庭金融脆弱性的研究有著更迫切的現實意義。新冠肺炎疫情的暴發(fā)給全球經濟帶來了巨大沖擊，其常態(tài)化也將對中國經濟以及居民的經濟生活帶來了持續(xù)影響，居民工作和收入的不確定性增加，導致家庭的金融脆弱性增加。家庭金融脆弱性越高，面臨疫情所帶來的失業(yè)等風險的能力越差，部分低收入家庭可能需要通過舉債來應對家庭收入的急劇下降。隨著債務的不斷累積，部分家庭甚至可能陷入過度舉債的風險，從而導致家庭墮入貧困。未來的研究可以結合相關的數據來考察新冠肺炎疫情這種宏觀風險所引起的家庭金融脆弱性對于家庭財富不平等的影響。

與以往研究一致，本文發(fā)現財富對中國居民的主觀地位認同產生關鍵的影響。更為重要的是，本文將家庭金融脆弱性指標引入社會分層研究中，論證了家庭流動資產收入比和家庭負債資產比對于居民主觀地位認同的重要影響作用。除了這兩個關鍵性指標，國內現有的關于家庭金融脆弱性的研究尤其關注金融素養(yǎng)或者金融能力、家庭金融脆弱性和消費以及貧困之間的關系②譚燕芝，彭千芮.金融能力、金融決策與貧困［J］.經濟理論與經濟管理，2019（2）：62-77.③吳衛(wèi)星，吳錕，王琎.金融素養(yǎng)與家庭負債——基于中國居民家庭微觀調查數據的分析［J］.經濟研究，2018（1）：97-109.④孟宏瑋，閆新華.金融素養(yǎng)、家庭杠桿率與家庭消費［J］.金融發(fā)展研究，2019（12）：30-39.。因此，未來的研究可以進一步考察其他的家庭金融指標比如金融素養(yǎng)和家庭金融脆弱性與主觀地位認同之間的關系。由于主觀地位認同是居民獲得感的重要內容，意味著家庭金融脆弱性指標與居民獲得感及幸福感緊密關聯。因此，未來的研究需要深入考察金融信用和負債等家庭金融維度對于財富分配及其后果的重要影響，從而在全面深化改革和促進共同富裕的背景下幫助提高居民的獲得感和幸福感。