家庭金融服务获得性对收入流动性的影响

康书生,袁 薇

(河北大学 经济学院,河北 保定 071002)

一、引言与文献综述

中国经济快速发展,经济结构不断优化,中国居民收入也大幅提高,城镇居民人均可支配收入和农村人均纯收入分别从1978年343.3元和133.6元,增至2019年42359元和16021元,扣除通货膨胀因素后,增长了18倍。然而令人忧虑的是居民收入差距持续扩大和居民收入阶层固化,中低收入家庭深陷中等收入陷阱,向上流动变得更加困难[1-3],这势必影响中国经济持续健康发展和社会稳定。中低收入家庭如何跨越中等收入陷阱?家庭收入流动性有哪些影响因素?成为学者研究的热点问题。在现有相关文献中,学者从多个视角对居民收入流动性影响因素进行研究,主要有人口规模和初期资源禀赋等家庭特征变量、教育水平和年龄等财务人特征变量、社会保险参与、互联网使用等方面[4-7]。

研究普遍认为,金融制度完善与否是影响居民收入分配的潜在重要因素。特别是由于信息不对称和交易成本带来的金融约束,会影响家庭人力和资本投资选择。金融发展可以通过缓解金融摩擦减少家庭和企业外部融资约束,使得投资机会均等化,进而改善资本配置[8-11]。就收入流动性而言,最终影响取决于哪一部分家庭会受到更大的金融约束。如果信贷约束对缺乏抵押品和良好信用记录的中低收入家庭更具有约束力,那么缓解金融约束会使得中低收入家庭获得外部资金,从而向上流动进入更高收入群体。由于金融发展对居民收入的重要作用,国家先后出台多项金融扶贫政策,如多种方式拓宽扶贫资金来源渠道、引导各类金融机构给扶贫工作提供金融支持、设立村镇银行和小额贷款公司等,并出台国家级普惠金融发展规划,推进普惠金融实施。这些政策措施无疑提高了家庭金融服务获得性。鉴于此,本文拟从微观家庭金融视角分析家庭金融服务获得性是否有助于提高居民收入流动性。本文基于西南财经大学中国家庭金融调查微观数据,使用收入转移矩阵和有序probit回归评估家庭金融服务获得性提高对收入流动性的影响效果。

相较于居民收入差距过大,社会阶层固化对经济发展影响更大。学者研究认为,如果一个存在较多收入不平等问题的经济体的居民收入流动性较为充分,那么较好的收入流动性大大提高了居民通过自身努力使得收入向上流动的可能性,从而降低收入贫富差距过大的负面影响。收入流动性不同于静态分析的收入差距指标,是一个衡量收入分配的动态指标,其能更好地反映经济个体跨期收入相对变化程度,表征不同收入阶层间转换的可能性,体现社会是否能提供公平和均等发展环境、收入分配制度是否合理。学者们对收入流动性问题开展了广泛研究,具体研究脉络如下。

一是收入流动性测度指标及收入流动性状况评估。早在1955年Schumpeter[12]使用宾馆房间比喻收入水平,不同档次房间代表不同收入层次,房客在不同档次房间变动表示收入流动。收入流动性是个人或群体从一个收入水平到另一个收入水平的流动。目前,主要有绝对收入流动性和相对收入流动性两类衡量指标。绝对收入流动性指标从收入取值变化出发计算收入流动性,以Fields等[13]为代表,分别构造了基于绝对收入和对数收入欧式距离函数度量的收入流动性指数。进一步,王洪亮[14]提出了基于收入秩绝对距离和考虑人口因素加权的流动性指数。相对收入流动性指标从收入位置变化出发计算收入流动性,收入转移矩阵是相对流动性基本分析工具。Shorrocks[15]在收入转移矩阵基础上构建了Shorrocks收入流动性指数。Dickens[16]基于收入百分位排序构造了流动性指数。艾小青[17]提出基于收入比重变化的收入流动性新度量方法。随着收入流动性指数度量理论体系不断发展,学者使用这些指数研究中国收入流动性状况。一部分学者研究发现中国收入流动性存在下降趋势[18-19],而另有部分学者研究结论显示收入流动性变化趋势复杂,呈现先降后升的U性变化特征[20-22],尚未得出一致结论。

二是收入流动性影响因素研究。学者对收入流动性影响因素早期研究主要集中在家庭特征变量,且重点关注农民收入流动性。相关研究指出教育水平、从事非农活动、家庭人口特征、收入水平等因素会影响农民收入流动性[4][23]。随后,学者开始从更广阔视角研究居民收入流动性影响因素,研究对象也扩大到全体居民。王洪亮等[21]使用CHNS数据分析了中国居民收入流动性状况,指出工作状态、职业特征、家庭特征等对居民收入流动性有显著影响。杜冰青等[24]进一步分析指出,教育程度提高促进居民收入向上流动,但高中及以上教育对阻止居民收入向下流动作用更显著。臧微等[25]、杨穗等[26]认为,在国有部门工作对居民收入向上流动有积极作用。张子豪等[6]分析指出,参与社会保险有利于提升居民收入流动性。黄宏伟等[27]分析了包括学历教育、职业培训、劳动力流动和医疗健康四个维度的人力资本投资对农村收入流动性的影响。韩长根等[7]发现,互联网普及会提高居民收入流动性,且对女性和农村居民影响更大。

随着中国金融行业快速发展,深刻影响到居民收入分配,有关金融发展与收入分配的文献大量涌现,但相关研究主要集中在金融发展对居民收入绝对量和居民收入不平等影响方面,且多为宏观数据分析。近年来,家庭金融调查数据逐渐丰富,学者从微观金融数据出发研究了家庭金融服务获得性对居民收入和收入差距的影响[28-31]。现有文献缺乏对家庭金融服务获得性与居民收入流动性关系的关注,因此有必要就家庭金融服务获得性对居民收入流动性影响进行全面深入分析。与以往研究相比,本文主要贡献如下:一方面,为现有金融发展与居民收入关系研究提供一个新视角,就中国提高家庭金融服务获得性政策对收入流动性效果进行评估检验;另一方面,基于2013年、2015年、2017年的CHFS数据,利用收入转移矩阵和有序probit模型分析家庭金融服务获得性对中国家庭收入流动性的影响,进一步分城乡样本、面板数据等进行稳健性检验。

二、研究设计

本文研究数据来自2013年、2015年、2017年中国家庭金融调查项目(CHFS),该调查涵盖了全国主要地区,系统反映了家庭金融、收入和成员个体信息等基本状况,人口统计特征与全国人口普查数据接近。样本质量较高,有较好代表性。

(一)研究方法

收入转移矩阵是收入流动性基本分析工具。本文首先根据CHFS调查数据计算出各期家庭人均收入;然后将收入由高到低排序并五等分,确定家庭人均收入相对位置;最后比较两期5个收入阶层中家庭人均收入变动情况,以反映家庭收入流动性状况。收入转移矩阵可以表示为:

其中,5表示划分的收入阶层数;p ij表示基期处于收入阶层i的家庭当期处于收入阶层j的比例。在本文研究中,按照家庭金融服务获得性高低将样本分为两个子样本,分别构造收入转移矩阵,初步比较判断家庭金融服务获得性对收入流动性的影响。

本文重点关注家庭金融服务获得性对家庭收入流动性的影响。这里将家庭收入流动性界定为家庭收入阶层的相对变化,如果家庭收入提高进入到更高收入阶层,称为家庭收入向上流动,提高一个收入阶层则收入流动性取值为1;反之,家庭收入下降进入低收入阶层,称为家庭收入向下流动,下降一个阶层则收入流动性取值为-1。由于采用五等分,故家庭收入流动性是一个取值为[-4,4]的离散变量,且存在内在排序性质。本文使用有序probit模型进行研究,模型具体设定为:

其中,y i为家庭i收入流动性;Financial i代表家庭i的金融服务获得性水平;X i为一组包括家庭特征变量和财务管理人特征变量的控制变量。

(二)变量

1.家庭收入流动性。参照上文家庭收入流动性界定,采用三步构造家庭收入流动性指标。第一步是清理CHFS调查数据(2012年和2016年家庭总收入),由式(3)分别计算两期家庭人均收入income;第二步将家庭人均收入由高到低排序,划分为5个收入层次;第三步比较两期收入阶层变化度量家庭收入流动性,以两期跨越的具体收入阶层数赋值家庭收入流动性,向上流动取值为正,向下流动取值为负。

2.家庭金融服务获得性。参考尹志超等[32]研究及数据可得性,本文用2012年家庭存款开户银行的家数衡量家庭金融服务获得性。家庭存款开户银行家数越多,说明家庭能获得的金融服务越多,家庭金融服务获得性越高。因为收入流动性是以2012年收入为基期,依据2016年家庭收入变动计算得到,2016年家庭收入变动不会对2012年家庭金融服务获得性造成影响,这样可以有效避免同期数据因果关系导致的内生性问题。更进一步的,本文同时计算了每个县级市所有样本家庭存款开户银行的最大家数,以度量该地区家庭金融服务获得性水平,并使用这一指标进行稳健性检验。

3.控制变量。影响家庭收入流动性因素复杂多样,为准确度量家庭金融服务获得性与收入流动性的关系,参考以往文献研究,本文选取的控制变量包括两个层面:一是家庭特征变量,包括家庭人口规模familysize、家庭初期资产状况asset、家庭是否有工商业生产经营produce、家庭初步收入水平rank。其中,家庭是否有工商业生产经营为虚拟变量,取值为1代表家庭从事工商业生产经营。二是家庭财务管理人特征变量,包括性别gender、是否党员capacity、年龄age1-age4、教育水平edu1-edu4、风险态度risk-riskno。这些变量均为虚拟变量:性别取值为1代表女性财务管理人;是否党员取值为1代表为党员;年龄用4个虚拟变量表示,age1取1代表35岁以下,age2取1代表35～45岁,age3取1代表45～55岁,age4取1代表55～65岁,参照组为65岁以上人群;教育水平同样用4个虚拟变量表示,edu1取1代表小学学历,edu2取1代表初中学历,edu3取1代表高中、中专和职高学历,edu4取1代表大专、大学及以上学历,参照组为未受过教育人群;风险态度用风险偏好risk和风险厌恶riskno代表,风险中性为参照组。上述家庭特征变量和财务管理人特征变量全部为2012年数据。

数据分析时剔除了收入小于0和存在缺失值的样本,变量描述统计结果见表1。可以看出实证分析有效样本量为8500份,家庭金融服务获得性最小为1,最大为10,家庭差异较大。受访家庭人口、教育、收入等特征变量符合中国实际,数据比较有代表性。

表1 变量描述性统计

三、实证结果

(一)家庭金融服务获得性与收入转移矩阵分析

收入转移矩阵是居民收入流动性基本分析工具之一,它能反映家庭从一个收入阶层跃入另一个收入阶层的可能性。通过上述阐释,本文首先基于2012年家庭金融服务获得性水平,将样本划分为高金融服务获得性(家庭金融服务获得性前50%)和低金融服务获得性(家庭金融服务获得性后50%)两个子样本,然后基于2012年和2016年家庭人均收入数据分别构建家庭收入转移矩阵,直观分析家庭金融服务获得性高低对家庭收入流动性的影响。将样本家庭收入由低到高分为5个层次,标记为1-5,收入转移矩阵计算结果见表2和表3。

仔细对比两个收入转移矩阵可以发现:在金融服务获得性较高家庭子样本中,2012年家庭最低收入阶层向上流动到2016年高收入阶层的概率为60.79%,高于金融服务获得性较低家庭样本的52.40%。金融服务获得性较高家庭从最低收入阶层(1层)直接跃升至最高收入阶层(5层)的概率为9.75%,明显大于金融服务获得性较低家庭的3.70%。另一方面,金融服务获得性较高的家庭从最高收入阶层向下流动的概率为41.15%,低于金融服务获得性较低家庭的54.81%,由最高收入阶层跌到最低收入阶层的概率也明显小于金融服务获得性较低的家庭。其他收入阶层也有类似表现。综合来看,高金融服务获得性家庭向上流动性明显强于低金融服务获得性家庭,而高金融服务获得性家庭向下流动的概率要低于低金融服务获得性家庭。直观来看,家庭金融服务获得性的提高有助于促进家庭收入向上流动,抑制家庭收入向下流动。下面进一步考虑控制变量,使用有序probit模型进行实证分析。

表2 高金融服务获得性的家庭收入转移矩阵

表3 低金融服务获得性的家庭收入转移矩阵

(二)回归结果

表4给出了家庭金融服务获得性对收入流动性影响的边际效应估计结果。可以看出,家庭金融服务获得性水平对家庭收入流动性有显著影响,除未流动模型系数在5%水平下显著外,其他模型均在1%水平下显著。具体来看,家庭金融服务获得性提高1个单位使得家庭收入向上流动1个阶层的概率显著上升1.24%,向上流动2个阶层的概率显著上升0.8%,向上流动3个阶层的概率显著上升0.51%,向上流动4个阶层的概率显著上升0.21%;而家庭金融服务获得性使得家庭收入阶层不变的概率会增加0.07%,向下流动1个阶层的概率会显著下降1.26%,向下流动2个阶层的概率会显著下降0.93%,向下流动3个阶层的概率会显著下降0.44%,向下流动4个阶层的概率会显著下降0.19%。比较发现,当家庭流动阶层较少时(变动1或2个阶层),家庭金融服务获得性抑制家庭收入向下流动的作用略强于促进家庭收入向上流动的作用;当家庭流动阶层较多时(变动3或4个阶层),家庭金融服务获得性抑制家庭收入向下流动的作用要弱于促进家庭收入向上流动的作用。综合来看,随着家庭积极进行资产负债管理,居民更多地参与金融市场活动,提高家庭金融服务获得性有助于促进低收入家庭向上流动、抑制高收入家庭向下流动,对保持家庭收入阶层不变也有积极作用。

随着政府一系列普惠金融和金融精准扶贫政策实施,加之家庭参与金融市场广度和深度的不断增加,家庭金融服务获得性对微观家庭收入分配影响日益凸显。家庭金融服务获得性提高有助于低收入家庭向上流动,这主要是因为以下三方面:一是家庭金融服务获得性提高有助于缓解居民和中小微企业融资约束,降低其融资成本。低收入家庭、中小微企业等弱势金融群体普遍存在自身信用能力不足、缺乏抵押物等问题,无法满足资金需求。国家通过普惠金融等政策措施,合理优化金融资源配置,创新金融机构经营和服务,提高家庭金融服务获得性,能有效降低弱势金融群体融资成本。这有助于低收入家庭进行创业,提高家庭收入[28][30];同时,中小微企业发展也能提供更多工作机会,有助于家庭成员就业进而提高家庭收入。二是家庭金融服务获得性提高有利于家庭增加教育和人力资本投资。近年来,国家对基础教育和高等教育不断加大投入,同时以提高奖学金、助学贷款等方式帮助低收入家庭成员顺利完成学业。家庭金融服务获得性对传统学历教育投资影响不断缩小,但职业教育、继续教育、健康投资等仍存在金融约束,农村居民更为明显。研究表明,教育和人力资本投资会显著增加家庭收入流动性[24][27],家庭金融服务获得性提高会促进家庭教育和人力资本投资,进而提高家庭收入。三是家庭金融服务获得性提高使得居民更易获得金融服务和金融信息,通过进行金融投资,增加财产性收入,进而有助于家庭收入向上流动。家庭金融服务获得性提高使其能更多地获取专业金融知识,获得更多金融产品和投资渠道等金融信息,更大可能进入金融市场[33-34],并在金融市场拥有更好的表现。王正位等[35]研究表明,金融知识水平越高,越有利于低收入家庭跃升至高收入阶层。此外,家庭金融服务获得性提高对宏观经济增长的正溢出效应也会增加居民家庭收入。

控制变量对家庭收入流动性影响分析。首先是家庭特征变量。家庭期初收入水平(rank)、家庭金融资产(asset)、家庭人口规模、是否从事工商业生产经营等家庭特征变量都对家庭收入流动性有显著影响。除从事工商业生产经营仅在10%水平下显著,其他变量均在1%水平下显著。具体来说,家庭金融资产和是否从事工商业生产经营对家庭收入流动性有积极影响,家庭期初收入水平和家庭人口规模对家庭收入流动性有消极影响。家庭期初收入水平越高,越难以向上流动;收入水平越低,向上流动概率越大,呈现出“收入均值回归”特征。家庭金融资产规模越大、参与工商业生产经营的家庭收入向上流动概率越大。这与王正位等研究相一致。其次是家庭财务人特征变量。可以发现年龄、个人能力、性别和风险偏好这些家庭财务人特征变量均对家庭收入流动性有显著性影响,且多数变量在1%水平下显著。具体来说,教育分组与参照组未接受过教育人群相比,受过教育的各家庭组更易实现家庭收入向上流动,且学历越高,家庭收入向上流动概率越大,验证了教育对家庭收入流动性的积极影响。年龄分组与参照组65岁以上组相比,只有35～45岁年龄组的系数显著,表明这一年龄段的家庭组收入向上流动的概率最大,年龄对家庭收入流动性影响表现为倒U型特征。具有较强个人能力的家庭组同样会表现为家庭收入向上流动概率增加。相较于风险中性家庭组,风险厌恶对家庭收入流动性有负向影响,即风险规避者不利于家庭收入向上流动。这可能缘于风险规避者金融市场参与度较低,更偏好风险较小、安全稳健的低收益金融产品;风险规避者也不愿参与创业。此外,本文还发现女性财务人更有利于家庭收入向上流动,以向上流动1个阶层为例,女性财务人向上流动的概率比男性财务人高1.81%。

表4 家庭金融服务获得性与收入流动性回归结果

(三)进一步稳健性分析

上文通过家庭收入转移矩阵和全样本有序probit回归分析表明,家庭金融服务获得性提高对家庭收入流动性有积极影响,但回归结果可能会受到变量度量指标、城乡样本差异、未知遗漏变量等影响,本文将通过一系列稳健性分析验证研究结论的可靠性。

表5给出了家庭金融服务获得性与收入流动性的稳健性分析结果。一方面,使用县级区划内家庭存款银行开户家数最大值代表该县域内家庭金融服务获得性水平,模型估计结果显示,以县域内家庭存款银行开户家数最大值衡量的家庭金融服务获得性水平对家庭收入流动性影响系数在5%水平下有显著积极影响,但促进家庭收入向上流动的概率明显小于上文基准模型结果。主要原因是,以县域内家庭存款银行开户家数最大值衡量的家庭金融服务获得性水平忽视了县域内家庭金融服务获得性差异,使得估计的家庭金融服务获得性作用效果较小。但即使如此,家庭金融服务获得性系数仍然非常显著,这充分说明了本文结果的可靠性。另一方面,考虑到中国城乡二元经济结构的差异,综合户籍和实际居住地将样本划分为城市和农村两个子样本。从回归结果可以看出,不论是城市样本还是农村样本,家庭金融服务获得性对家庭收入流动性都有显著正向影响,家庭金融服务获得性对城市家庭收入流动性边际效应要强于农村家庭样本,上升阶层数越多差异越小。此外,为消除部分未知遗漏变量对实证结果的影响,本文以2012年、2014年、2016年的调查收入数据为基础,计算2012—2014年、2014—2016年家庭收入流动性,构建面板数据。模型估计结果同样证实了家庭金融服务获得性的提高有助于家庭收入向上流动,参数在1%水平下显著,概率值略高于基本模型。上述模型从不同侧面验证了本文结论的可靠性。

表5 家庭金融服务获得性与收入流动性的稳健性检验结果

四、结论与建议

当前家庭收入阶层固化现象受到世界各国广泛关注,学者也对此问题进行深入研究。良好的微观收入流动性有助于社会稳定,各国政府试图通过多种措施提高微观收入流动性。因此,探讨微观收入流动性影响因素具有重要意义。本文利用2013年、2015年、2017年中国家庭金融调查(CHFS)的微观家庭数据,首先运用收入转移矩阵直观地判断了家庭金融服务获得性水平与家庭收入流动性之间的关系,具有较高家庭金融服务获得性的家庭组向上流动概率更高。然后为了更精确反映两者之间关系,加入家庭特征变量、财务人特征变量等一系列控制变量,使用有序probit模型研究发现,家庭金融服务获得性的提高对家庭向上流动有积极作用,且能抑制家庭向下流动。此外,本文还进行分城乡样本、面板数据等一系列稳健性检验,所有模型回归结果均验证了家庭金融服务获得性对家庭收入流动性的正向作用。

提高家庭金融服务获得性对于促进微观收入流动性、缓解社会收入阶层固化、优化微观收入分配结构等方面具有积极作用。结合本文研究结论,可得出如下政策建议:一是继续推进普惠金融,尤其是数字普惠金融发展,降低弱势金融群体融资成本。政府应加大普惠金融基础设施建设,引导传统金融机构通过深化改革和创新,把金融科技融入业务经营,更好地服务于弱势金融群体,降低金融市场准入门槛,多举措降低融资成本,增加微观家庭金融参与度。二是改善金融生态环境,优化金融资源区域配置。中国东、中、西部之间,城市和农村之间区域金融发展差异较大,政府应着重改善金融生态环境,从金融分支机构设立调整、贷款投向、经营理念等方面合理配置区域金融资源,缓解金融发展区域不平衡问题。三是保护弱势金融群体,使其参与到金融改革发展中,享受金融发展带来的成果,改善金融机构和金融市场服务质量,缓解弱势金融群体受到的金融排斥。四是加强金融教育,保护弱势金融消费者。金融教育不仅包括反金融欺诈等金融消费者权益保护内容,还应当关注金融专业知识宣传和普及,让人们更深刻了解金融,知晓其能带来的收益,也明白其潜在的风险,熟悉更多金融投资融资渠道,满足自身不同金融需求。