康書生,袁 薇

(河北大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,河北 保定 071002)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展,經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化,中國(guó)居民收入也大幅提高,城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村人均純收入分別從1978年343.3元和133.6元,增至2019年42359元和16021元,扣除通貨膨脹因素后,增長(zhǎng)了18倍。然而令人憂慮的是居民收入差距持續(xù)擴(kuò)大和居民收入階層固化,中低收入家庭深陷中等收入陷阱,向上流動(dòng)變得更加困難[1-3],這勢(shì)必影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展和社會(huì)穩(wěn)定。中低收入家庭如何跨越中等收入陷阱?家庭收入流動(dòng)性有哪些影響因素?成為學(xué)者研究的熱點(diǎn)問(wèn)題。在現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)中,學(xué)者從多個(gè)視角對(duì)居民收入流動(dòng)性影響因素進(jìn)行研究,主要有人口規(guī)模和初期資源稟賦等家庭特征變量、教育水平和年齡等財(cái)務(wù)人特征變量、社會(huì)保險(xiǎn)參與、互聯(lián)網(wǎng)使用等方面[4-7]。

研究普遍認(rèn)為,金融制度完善與否是影響居民收入分配的潛在重要因素。特別是由于信息不對(duì)稱和交易成本帶來(lái)的金融約束,會(huì)影響家庭人力和資本投資選擇。金融發(fā)展可以通過(guò)緩解金融摩擦減少家庭和企業(yè)外部融資約束,使得投資機(jī)會(huì)均等化,進(jìn)而改善資本配置[8-11]。就收入流動(dòng)性而言,最終影響取決于哪一部分家庭會(huì)受到更大的金融約束。如果信貸約束對(duì)缺乏抵押品和良好信用記錄的中低收入家庭更具有約束力,那么緩解金融約束會(huì)使得中低收入家庭獲得外部資金,從而向上流動(dòng)進(jìn)入更高收入群體。由于金融發(fā)展對(duì)居民收入的重要作用,國(guó)家先后出臺(tái)多項(xiàng)金融扶貧政策,如多種方式拓寬扶貧資金來(lái)源渠道、引導(dǎo)各類金融機(jī)構(gòu)給扶貧工作提供金融支持、設(shè)立村鎮(zhèn)銀行和小額貸款公司等,并出臺(tái)國(guó)家級(jí)普惠金融發(fā)展規(guī)劃,推進(jìn)普惠金融實(shí)施。這些政策措施無(wú)疑提高了家庭金融服務(wù)獲得性。鑒于此,本文擬從微觀家庭金融視角分析家庭金融服務(wù)獲得性是否有助于提高居民收入流動(dòng)性。本文基于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查微觀數(shù)據(jù),使用收入轉(zhuǎn)移矩陣和有序probit回歸評(píng)估家庭金融服務(wù)獲得性提高對(duì)收入流動(dòng)性的影響效果。

相較于居民收入差距過(guò)大,社會(huì)階層固化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響更大。學(xué)者研究認(rèn)為,如果一個(gè)存在較多收入不平等問(wèn)題的經(jīng)濟(jì)體的居民收入流動(dòng)性較為充分,那么較好的收入流動(dòng)性大大提高了居民通過(guò)自身努力使得收入向上流動(dòng)的可能性,從而降低收入貧富差距過(guò)大的負(fù)面影響。收入流動(dòng)性不同于靜態(tài)分析的收入差距指標(biāo),是一個(gè)衡量收入分配的動(dòng)態(tài)指標(biāo),其能更好地反映經(jīng)濟(jì)個(gè)體跨期收入相對(duì)變化程度,表征不同收入階層間轉(zhuǎn)換的可能性,體現(xiàn)社會(huì)是否能提供公平和均等發(fā)展環(huán)境、收入分配制度是否合理。學(xué)者們對(duì)收入流動(dòng)性問(wèn)題開展了廣泛研究,具體研究脈絡(luò)如下。

一是收入流動(dòng)性測(cè)度指標(biāo)及收入流動(dòng)性狀況評(píng)估。早在1955年Schumpeter[12]使用賓館房間比喻收入水平,不同檔次房間代表不同收入層次,房客在不同檔次房間變動(dòng)表示收入流動(dòng)。收入流動(dòng)性是個(gè)人或群體從一個(gè)收入水平到另一個(gè)收入水平的流動(dòng)。目前,主要有絕對(duì)收入流動(dòng)性和相對(duì)收入流動(dòng)性兩類衡量指標(biāo)。絕對(duì)收入流動(dòng)性指標(biāo)從收入取值變化出發(fā)計(jì)算收入流動(dòng)性,以Fields等[13]為代表,分別構(gòu)造了基于絕對(duì)收入和對(duì)數(shù)收入歐式距離函數(shù)度量的收入流動(dòng)性指數(shù)。進(jìn)一步,王洪亮[14]提出了基于收入秩絕對(duì)距離和考慮人口因素加權(quán)的流動(dòng)性指數(shù)。相對(duì)收入流動(dòng)性指標(biāo)從收入位置變化出發(fā)計(jì)算收入流動(dòng)性,收入轉(zhuǎn)移矩陣是相對(duì)流動(dòng)性基本分析工具。Shorrocks[15]在收入轉(zhuǎn)移矩陣基礎(chǔ)上構(gòu)建了Shorrocks收入流動(dòng)性指數(shù)。Dickens[16]基于收入百分位排序構(gòu)造了流動(dòng)性指數(shù)。艾小青[17]提出基于收入比重變化的收入流動(dòng)性新度量方法。隨著收入流動(dòng)性指數(shù)度量理論體系不斷發(fā)展,學(xué)者使用這些指數(shù)研究中國(guó)收入流動(dòng)性狀況。一部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)收入流動(dòng)性存在下降趨勢(shì)[18-19],而另有部分學(xué)者研究結(jié)論顯示收入流動(dòng)性變化趨勢(shì)復(fù)雜,呈現(xiàn)先降后升的U性變化特征[20-22],尚未得出一致結(jié)論。

二是收入流動(dòng)性影響因素研究。學(xué)者對(duì)收入流動(dòng)性影響因素早期研究主要集中在家庭特征變量,且重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)民收入流動(dòng)性。相關(guān)研究指出教育水平、從事非農(nóng)活動(dòng)、家庭人口特征、收入水平等因素會(huì)影響農(nóng)民收入流動(dòng)性[4][23]。隨后,學(xué)者開始從更廣闊視角研究居民收入流動(dòng)性影響因素,研究對(duì)象也擴(kuò)大到全體居民。王洪亮等[21]使用CHNS數(shù)據(jù)分析了中國(guó)居民收入流動(dòng)性狀況,指出工作狀態(tài)、職業(yè)特征、家庭特征等對(duì)居民收入流動(dòng)性有顯著影響。杜冰青等[24]進(jìn)一步分析指出,教育程度提高促進(jìn)居民收入向上流動(dòng),但高中及以上教育對(duì)阻止居民收入向下流動(dòng)作用更顯著。臧微等[25]、楊穗等[26]認(rèn)為,在國(guó)有部門工作對(duì)居民收入向上流動(dòng)有積極作用。張子豪等[6]分析指出,參與社會(huì)保險(xiǎn)有利于提升居民收入流動(dòng)性。黃宏偉等[27]分析了包括學(xué)歷教育、職業(yè)培訓(xùn)、勞動(dòng)力流動(dòng)和醫(yī)療健康四個(gè)維度的人力資本投資對(duì)農(nóng)村收入流動(dòng)性的影響。韓長(zhǎng)根等[7]發(fā)現(xiàn),互聯(lián)網(wǎng)普及會(huì)提高居民收入流動(dòng)性,且對(duì)女性和農(nóng)村居民影響更大。

隨著中國(guó)金融行業(yè)快速發(fā)展,深刻影響到居民收入分配,有關(guān)金融發(fā)展與收入分配的文獻(xiàn)大量涌現(xiàn),但相關(guān)研究主要集中在金融發(fā)展對(duì)居民收入絕對(duì)量和居民收入不平等影響方面,且多為宏觀數(shù)據(jù)分析。近年來(lái),家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)逐漸豐富,學(xué)者從微觀金融數(shù)據(jù)出發(fā)研究了家庭金融服務(wù)獲得性對(duì)居民收入和收入差距的影響[28-31]。現(xiàn)有文獻(xiàn)缺乏對(duì)家庭金融服務(wù)獲得性與居民收入流動(dòng)性關(guān)系的關(guān)注,因此有必要就家庭金融服務(wù)獲得性對(duì)居民收入流動(dòng)性影響進(jìn)行全面深入分析。與以往研究相比,本文主要貢獻(xiàn)如下:一方面,為現(xiàn)有金融發(fā)展與居民收入關(guān)系研究提供一個(gè)新視角,就中國(guó)提高家庭金融服務(wù)獲得性政策對(duì)收入流動(dòng)性效果進(jìn)行評(píng)估檢驗(yàn);另一方面,基于2013年、2015年、2017年的CHFS數(shù)據(jù),利用收入轉(zhuǎn)移矩陣和有序probit模型分析家庭金融服務(wù)獲得性對(duì)中國(guó)家庭收入流動(dòng)性的影響,進(jìn)一步分城鄉(xiāng)樣本、面板數(shù)據(jù)等進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

二、研究設(shè)計(jì)

本文研究數(shù)據(jù)來(lái)自2013年、2015年、2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查項(xiàng)目(CHFS),該調(diào)查涵蓋了全國(guó)主要地區(qū),系統(tǒng)反映了家庭金融、收入和成員個(gè)體信息等基本狀況,人口統(tǒng)計(jì)特征與全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)接近。樣本質(zhì)量較高,有較好代表性。

(一)研究方法

收入轉(zhuǎn)移矩陣是收入流動(dòng)性基本分析工具。本文首先根據(jù)CHFS調(diào)查數(shù)據(jù)計(jì)算出各期家庭人均收入;然后將收入由高到低排序并五等分,確定家庭人均收入相對(duì)位置;最后比較兩期5個(gè)收入階層中家庭人均收入變動(dòng)情況,以反映家庭收入流動(dòng)性狀況。收入轉(zhuǎn)移矩陣可以表示為:

其中,5表示劃分的收入階層數(shù);p ij表示基期處于收入階層i的家庭當(dāng)期處于收入階層j的比例。在本文研究中,按照家庭金融服務(wù)獲得性高低將樣本分為兩個(gè)子樣本,分別構(gòu)造收入轉(zhuǎn)移矩陣,初步比較判斷家庭金融服務(wù)獲得性對(duì)收入流動(dòng)性的影響。

本文重點(diǎn)關(guān)注家庭金融服務(wù)獲得性對(duì)家庭收入流動(dòng)性的影響。這里將家庭收入流動(dòng)性界定為家庭收入階層的相對(duì)變化,如果家庭收入提高進(jìn)入到更高收入階層,稱為家庭收入向上流動(dòng),提高一個(gè)收入階層則收入流動(dòng)性取值為1;反之,家庭收入下降進(jìn)入低收入階層,稱為家庭收入向下流動(dòng),下降一個(gè)階層則收入流動(dòng)性取值為-1。由于采用五等分,故家庭收入流動(dòng)性是一個(gè)取值為[-4,4]的離散變量,且存在內(nèi)在排序性質(zhì)。本文使用有序probit模型進(jìn)行研究,模型具體設(shè)定為:

其中,y i為家庭i收入流動(dòng)性;Financial i代表家庭i的金融服務(wù)獲得性水平;X i為一組包括家庭特征變量和財(cái)務(wù)管理人特征變量的控制變量。

(二)變量

1.家庭收入流動(dòng)性。參照上文家庭收入流動(dòng)性界定,采用三步構(gòu)造家庭收入流動(dòng)性指標(biāo)。第一步是清理CHFS調(diào)查數(shù)據(jù)(2012年和2016年家庭總收入),由式(3)分別計(jì)算兩期家庭人均收入income;第二步將家庭人均收入由高到低排序,劃分為5個(gè)收入層次;第三步比較兩期收入階層變化度量家庭收入流動(dòng)性,以兩期跨越的具體收入階層數(shù)賦值家庭收入流動(dòng)性,向上流動(dòng)取值為正,向下流動(dòng)取值為負(fù)。

2.家庭金融服務(wù)獲得性。參考尹志超等[32]研究及數(shù)據(jù)可得性,本文用2012年家庭存款開戶銀行的家數(shù)衡量家庭金融服務(wù)獲得性。家庭存款開戶銀行家數(shù)越多,說(shuō)明家庭能獲得的金融服務(wù)越多,家庭金融服務(wù)獲得性越高。因?yàn)槭杖肓鲃?dòng)性是以2012年收入為基期,依據(jù)2016年家庭收入變動(dòng)計(jì)算得到,2016年家庭收入變動(dòng)不會(huì)對(duì)2012年家庭金融服務(wù)獲得性造成影響,這樣可以有效避免同期數(shù)據(jù)因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。更進(jìn)一步的,本文同時(shí)計(jì)算了每個(gè)縣級(jí)市所有樣本家庭存款開戶銀行的最大家數(shù),以度量該地區(qū)家庭金融服務(wù)獲得性水平,并使用這一指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.控制變量。影響家庭收入流動(dòng)性因素復(fù)雜多樣,為準(zhǔn)確度量家庭金融服務(wù)獲得性與收入流動(dòng)性的關(guān)系,參考以往文獻(xiàn)研究,本文選取的控制變量包括兩個(gè)層面:一是家庭特征變量,包括家庭人口規(guī)模familysize、家庭初期資產(chǎn)狀況asset、家庭是否有工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)produce、家庭初步收入水平rank。其中,家庭是否有工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)為虛擬變量,取值為1代表家庭從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)。二是家庭財(cái)務(wù)管理人特征變量,包括性別gender、是否黨員capacity、年齡age1-age4、教育水平edu1-edu4、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度risk-riskno。這些變量均為虛擬變量:性別取值為1代表女性財(cái)務(wù)管理人;是否黨員取值為1代表為黨員;年齡用4個(gè)虛擬變量表示,age1取1代表35歲以下,age2取1代表35～45歲,age3取1代表45～55歲,age4取1代表55～65歲,參照組為65歲以上人群;教育水平同樣用4個(gè)虛擬變量表示,edu1取1代表小學(xué)學(xué)歷,edu2取1代表初中學(xué)歷,edu3取1代表高中、中專和職高學(xué)歷,edu4取1代表大專、大學(xué)及以上學(xué)歷,參照組為未受過(guò)教育人群;風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度用風(fēng)險(xiǎn)偏好risk和風(fēng)險(xiǎn)厭惡riskno代表,風(fēng)險(xiǎn)中性為參照組。上述家庭特征變量和財(cái)務(wù)管理人特征變量全部為2012年數(shù)據(jù)。

數(shù)據(jù)分析時(shí)剔除了收入小于0和存在缺失值的樣本,變量描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1?？梢钥闯鰧?shí)證分析有效樣本量為8500份,家庭金融服務(wù)獲得性最小為1,最大為10,家庭差異較大。受訪家庭人口、教育、收入等特征變量符合中國(guó)實(shí)際,數(shù)據(jù)比較有代表性。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果

(一)家庭金融服務(wù)獲得性與收入轉(zhuǎn)移矩陣分析

收入轉(zhuǎn)移矩陣是居民收入流動(dòng)性基本分析工具之一,它能反映家庭從一個(gè)收入階層躍入另一個(gè)收入階層的可能性。通過(guò)上述闡釋,本文首先基于2012年家庭金融服務(wù)獲得性水平,將樣本劃分為高金融服務(wù)獲得性(家庭金融服務(wù)獲得性前50%)和低金融服務(wù)獲得性(家庭金融服務(wù)獲得性后50%)兩個(gè)子樣本,然后基于2012年和2016年家庭人均收入數(shù)據(jù)分別構(gòu)建家庭收入轉(zhuǎn)移矩陣,直觀分析家庭金融服務(wù)獲得性高低對(duì)家庭收入流動(dòng)性的影響。將樣本家庭收入由低到高分為5個(gè)層次,標(biāo)記為1-5,收入轉(zhuǎn)移矩陣計(jì)算結(jié)果見表2和表3。

仔細(xì)對(duì)比兩個(gè)收入轉(zhuǎn)移矩陣可以發(fā)現(xiàn):在金融服務(wù)獲得性較高家庭子樣本中,2012年家庭最低收入階層向上流動(dòng)到2016年高收入階層的概率為60.79%,高于金融服務(wù)獲得性較低家庭樣本的52.40%。金融服務(wù)獲得性較高家庭從最低收入階層(1層)直接躍升至最高收入階層(5層)的概率為9.75%,明顯大于金融服務(wù)獲得性較低家庭的3.70%。另一方面,金融服務(wù)獲得性較高的家庭從最高收入階層向下流動(dòng)的概率為41.15%,低于金融服務(wù)獲得性較低家庭的54.81%,由最高收入階層跌到最低收入階層的概率也明顯小于金融服務(wù)獲得性較低的家庭。其他收入階層也有類似表現(xiàn)。綜合來(lái)看,高金融服務(wù)獲得性家庭向上流動(dòng)性明顯強(qiáng)于低金融服務(wù)獲得性家庭,而高金融服務(wù)獲得性家庭向下流動(dòng)的概率要低于低金融服務(wù)獲得性家庭。直觀來(lái)看,家庭金融服務(wù)獲得性的提高有助于促進(jìn)家庭收入向上流動(dòng),抑制家庭收入向下流動(dòng)。下面進(jìn)一步考慮控制變量,使用有序probit模型進(jìn)行實(shí)證分析。

表2 高金融服務(wù)獲得性的家庭收入轉(zhuǎn)移矩陣

表3 低金融服務(wù)獲得性的家庭收入轉(zhuǎn)移矩陣

(二)回歸結(jié)果

表4給出了家庭金融服務(wù)獲得性對(duì)收入流動(dòng)性影響的邊際效應(yīng)估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?家庭金融服務(wù)獲得性水平對(duì)家庭收入流動(dòng)性有顯著影響,除未流動(dòng)模型系數(shù)在5%水平下顯著外,其他模型均在1%水平下顯著。具體來(lái)看,家庭金融服務(wù)獲得性提高1個(gè)單位使得家庭收入向上流動(dòng)1個(gè)階層的概率顯著上升1.24%,向上流動(dòng)2個(gè)階層的概率顯著上升0.8%,向上流動(dòng)3個(gè)階層的概率顯著上升0.51%,向上流動(dòng)4個(gè)階層的概率顯著上升0.21%;而家庭金融服務(wù)獲得性使得家庭收入階層不變的概率會(huì)增加0.07%,向下流動(dòng)1個(gè)階層的概率會(huì)顯著下降1.26%,向下流動(dòng)2個(gè)階層的概率會(huì)顯著下降0.93%,向下流動(dòng)3個(gè)階層的概率會(huì)顯著下降0.44%,向下流動(dòng)4個(gè)階層的概率會(huì)顯著下降0.19%。比較發(fā)現(xiàn),當(dāng)家庭流動(dòng)階層較少時(shí)(變動(dòng)1或2個(gè)階層),家庭金融服務(wù)獲得性抑制家庭收入向下流動(dòng)的作用略強(qiáng)于促進(jìn)家庭收入向上流動(dòng)的作用;當(dāng)家庭流動(dòng)階層較多時(shí)(變動(dòng)3或4個(gè)階層),家庭金融服務(wù)獲得性抑制家庭收入向下流動(dòng)的作用要弱于促進(jìn)家庭收入向上流動(dòng)的作用。綜合來(lái)看,隨著家庭積極進(jìn)行資產(chǎn)負(fù)債管理,居民更多地參與金融市場(chǎng)活動(dòng),提高家庭金融服務(wù)獲得性有助于促進(jìn)低收入家庭向上流動(dòng)、抑制高收入家庭向下流動(dòng),對(duì)保持家庭收入階層不變也有積極作用。

隨著政府一系列普惠金融和金融精準(zhǔn)扶貧政策實(shí)施,加之家庭參與金融市場(chǎng)廣度和深度的不斷增加,家庭金融服務(wù)獲得性對(duì)微觀家庭收入分配影響日益凸顯。家庭金融服務(wù)獲得性提高有助于低收入家庭向上流動(dòng),這主要是因?yàn)橐韵氯矫?一是家庭金融服務(wù)獲得性提高有助于緩解居民和中小微企業(yè)融資約束,降低其融資成本。低收入家庭、中小微企業(yè)等弱勢(shì)金融群體普遍存在自身信用能力不足、缺乏抵押物等問(wèn)題,無(wú)法滿足資金需求。國(guó)家通過(guò)普惠金融等政策措施,合理優(yōu)化金融資源配置,創(chuàng)新金融機(jī)構(gòu)經(jīng)營(yíng)和服務(wù),提高家庭金融服務(wù)獲得性,能有效降低弱勢(shì)金融群體融資成本。這有助于低收入家庭進(jìn)行創(chuàng)業(yè),提高家庭收入[28][30];同時(shí),中小微企業(yè)發(fā)展也能提供更多工作機(jī)會(huì),有助于家庭成員就業(yè)進(jìn)而提高家庭收入。二是家庭金融服務(wù)獲得性提高有利于家庭增加教育和人力資本投資。近年來(lái),國(guó)家對(duì)基礎(chǔ)教育和高等教育不斷加大投入,同時(shí)以提高獎(jiǎng)學(xué)金、助學(xué)貸款等方式幫助低收入家庭成員順利完成學(xué)業(yè)。家庭金融服務(wù)獲得性對(duì)傳統(tǒng)學(xué)歷教育投資影響不斷縮小,但職業(yè)教育、繼續(xù)教育、健康投資等仍存在金融約束,農(nóng)村居民更為明顯。研究表明,教育和人力資本投資會(huì)顯著增加家庭收入流動(dòng)性[24][27],家庭金融服務(wù)獲得性提高會(huì)促進(jìn)家庭教育和人力資本投資,進(jìn)而提高家庭收入。三是家庭金融服務(wù)獲得性提高使得居民更易獲得金融服務(wù)和金融信息,通過(guò)進(jìn)行金融投資,增加財(cái)產(chǎn)性收入,進(jìn)而有助于家庭收入向上流動(dòng)。家庭金融服務(wù)獲得性提高使其能更多地獲取專業(yè)金融知識(shí),獲得更多金融產(chǎn)品和投資渠道等金融信息,更大可能進(jìn)入金融市場(chǎng)[33-34],并在金融市場(chǎng)擁有更好的表現(xiàn)。王正位等[35]研究表明,金融知識(shí)水平越高,越有利于低收入家庭躍升至高收入階層。此外,家庭金融服務(wù)獲得性提高對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正溢出效應(yīng)也會(huì)增加居民家庭收入。

控制變量對(duì)家庭收入流動(dòng)性影響分析。首先是家庭特征變量。家庭期初收入水平(rank)、家庭金融資產(chǎn)(asset)、家庭人口規(guī)模、是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)等家庭特征變量都對(duì)家庭收入流動(dòng)性有顯著影響。除從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)僅在10%水平下顯著,其他變量均在1%水平下顯著。具體來(lái)說(shuō),家庭金融資產(chǎn)和是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)對(duì)家庭收入流動(dòng)性有積極影響,家庭期初收入水平和家庭人口規(guī)模對(duì)家庭收入流動(dòng)性有消極影響。家庭期初收入水平越高,越難以向上流動(dòng);收入水平越低,向上流動(dòng)概率越大,呈現(xiàn)出“收入均值回歸”特征。家庭金融資產(chǎn)規(guī)模越大、參與工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的家庭收入向上流動(dòng)概率越大。這與王正位等研究相一致。其次是家庭財(cái)務(wù)人特征變量?？梢园l(fā)現(xiàn)年齡、個(gè)人能力、性別和風(fēng)險(xiǎn)偏好這些家庭財(cái)務(wù)人特征變量均對(duì)家庭收入流動(dòng)性有顯著性影響,且多數(shù)變量在1%水平下顯著。具體來(lái)說(shuō),教育分組與參照組未接受過(guò)教育人群相比,受過(guò)教育的各家庭組更易實(shí)現(xiàn)家庭收入向上流動(dòng),且學(xué)歷越高,家庭收入向上流動(dòng)概率越大,驗(yàn)證了教育對(duì)家庭收入流動(dòng)性的積極影響。年齡分組與參照組65歲以上組相比,只有35～45歲年齡組的系數(shù)顯著,表明這一年齡段的家庭組收入向上流動(dòng)的概率最大,年齡對(duì)家庭收入流動(dòng)性影響表現(xiàn)為倒U型特征。具有較強(qiáng)個(gè)人能力的家庭組同樣會(huì)表現(xiàn)為家庭收入向上流動(dòng)概率增加。相較于風(fēng)險(xiǎn)中性家庭組,風(fēng)險(xiǎn)厭惡對(duì)家庭收入流動(dòng)性有負(fù)向影響,即風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者不利于家庭收入向上流動(dòng)。這可能緣于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者金融市場(chǎng)參與度較低,更偏好風(fēng)險(xiǎn)較小、安全穩(wěn)健的低收益金融產(chǎn)品;風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者也不愿參與創(chuàng)業(yè)。此外,本文還發(fā)現(xiàn)女性財(cái)務(wù)人更有利于家庭收入向上流動(dòng),以向上流動(dòng)1個(gè)階層為例,女性財(cái)務(wù)人向上流動(dòng)的概率比男性財(cái)務(wù)人高1.81%。

表4 家庭金融服務(wù)獲得性與收入流動(dòng)性回歸結(jié)果

(三)進(jìn)一步穩(wěn)健性分析

上文通過(guò)家庭收入轉(zhuǎn)移矩陣和全樣本有序probit回歸分析表明,家庭金融服務(wù)獲得性提高對(duì)家庭收入流動(dòng)性有積極影響,但回歸結(jié)果可能會(huì)受到變量度量指標(biāo)、城鄉(xiāng)樣本差異、未知遺漏變量等影響,本文將通過(guò)一系列穩(wěn)健性分析驗(yàn)證研究結(jié)論的可靠性。

表5給出了家庭金融服務(wù)獲得性與收入流動(dòng)性的穩(wěn)健性分析結(jié)果。一方面,使用縣級(jí)區(qū)劃內(nèi)家庭存款銀行開戶家數(shù)最大值代表該縣域內(nèi)家庭金融服務(wù)獲得性水平,模型估計(jì)結(jié)果顯示,以縣域內(nèi)家庭存款銀行開戶家數(shù)最大值衡量的家庭金融服務(wù)獲得性水平對(duì)家庭收入流動(dòng)性影響系數(shù)在5%水平下有顯著積極影響,但促進(jìn)家庭收入向上流動(dòng)的概率明顯小于上文基準(zhǔn)模型結(jié)果。主要原因是,以縣域內(nèi)家庭存款銀行開戶家數(shù)最大值衡量的家庭金融服務(wù)獲得性水平忽視了縣域內(nèi)家庭金融服務(wù)獲得性差異,使得估計(jì)的家庭金融服務(wù)獲得性作用效果較小。但即使如此,家庭金融服務(wù)獲得性系數(shù)仍然非常顯著,這充分說(shuō)明了本文結(jié)果的可靠性。另一方面,考慮到中國(guó)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的差異,綜合戶籍和實(shí)際居住地將樣本劃分為城市和農(nóng)村兩個(gè)子樣本。從回歸結(jié)果可以看出,不論是城市樣本還是農(nóng)村樣本,家庭金融服務(wù)獲得性對(duì)家庭收入流動(dòng)性都有顯著正向影響,家庭金融服務(wù)獲得性對(duì)城市家庭收入流動(dòng)性邊際效應(yīng)要強(qiáng)于農(nóng)村家庭樣本,上升階層數(shù)越多差異越小。此外,為消除部分未知遺漏變量對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響,本文以2012年、2014年、2016年的調(diào)查收入數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),計(jì)算2012—2014年、2014—2016年家庭收入流動(dòng)性,構(gòu)建面板數(shù)據(jù)。模型估計(jì)結(jié)果同樣證實(shí)了家庭金融服務(wù)獲得性的提高有助于家庭收入向上流動(dòng),參數(shù)在1%水平下顯著,概率值略高于基本模型。上述模型從不同側(cè)面驗(yàn)證了本文結(jié)論的可靠性。

表5 家庭金融服務(wù)獲得性與收入流動(dòng)性的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

四、結(jié)論與建議

當(dāng)前家庭收入階層固化現(xiàn)象受到世界各國(guó)廣泛關(guān)注,學(xué)者也對(duì)此問(wèn)題進(jìn)行深入研究。良好的微觀收入流動(dòng)性有助于社會(huì)穩(wěn)定,各國(guó)政府試圖通過(guò)多種措施提高微觀收入流動(dòng)性。因此,探討微觀收入流動(dòng)性影響因素具有重要意義。本文利用2013年、2015年、2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)的微觀家庭數(shù)據(jù),首先運(yùn)用收入轉(zhuǎn)移矩陣直觀地判斷了家庭金融服務(wù)獲得性水平與家庭收入流動(dòng)性之間的關(guān)系,具有較高家庭金融服務(wù)獲得性的家庭組向上流動(dòng)概率更高。然后為了更精確反映兩者之間關(guān)系,加入家庭特征變量、財(cái)務(wù)人特征變量等一系列控制變量,使用有序probit模型研究發(fā)現(xiàn),家庭金融服務(wù)獲得性的提高對(duì)家庭向上流動(dòng)有積極作用,且能抑制家庭向下流動(dòng)。此外,本文還進(jìn)行分城鄉(xiāng)樣本、面板數(shù)據(jù)等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn),所有模型回歸結(jié)果均驗(yàn)證了家庭金融服務(wù)獲得性對(duì)家庭收入流動(dòng)性的正向作用。

提高家庭金融服務(wù)獲得性對(duì)于促進(jìn)微觀收入流動(dòng)性、緩解社會(huì)收入階層固化、優(yōu)化微觀收入分配結(jié)構(gòu)等方面具有積極作用。結(jié)合本文研究結(jié)論,可得出如下政策建議:一是繼續(xù)推進(jìn)普惠金融,尤其是數(shù)字普惠金融發(fā)展,降低弱勢(shì)金融群體融資成本。政府應(yīng)加大普惠金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),引導(dǎo)傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)通過(guò)深化改革和創(chuàng)新,把金融科技融入業(yè)務(wù)經(jīng)營(yíng),更好地服務(wù)于弱勢(shì)金融群體,降低金融市場(chǎng)準(zhǔn)入門檻,多舉措降低融資成本,增加微觀家庭金融參與度。二是改善金融生態(tài)環(huán)境,優(yōu)化金融資源區(qū)域配置。中國(guó)東、中、西部之間,城市和農(nóng)村之間區(qū)域金融發(fā)展差異較大,政府應(yīng)著重改善金融生態(tài)環(huán)境,從金融分支機(jī)構(gòu)設(shè)立調(diào)整、貸款投向、經(jīng)營(yíng)理念等方面合理配置區(qū)域金融資源,緩解金融發(fā)展區(qū)域不平衡問(wèn)題。三是保護(hù)弱勢(shì)金融群體,使其參與到金融改革發(fā)展中,享受金融發(fā)展帶來(lái)的成果,改善金融機(jī)構(gòu)和金融市場(chǎng)服務(wù)質(zhì)量,緩解弱勢(shì)金融群體受到的金融排斥。四是加強(qiáng)金融教育,保護(hù)弱勢(shì)金融消費(fèi)者。金融教育不僅包括反金融欺詐等金融消費(fèi)者權(quán)益保護(hù)內(nèi)容,還應(yīng)當(dāng)關(guān)注金融專業(yè)知識(shí)宣傳和普及,讓人們更深刻了解金融,知曉其能帶來(lái)的收益,也明白其潛在的風(fēng)險(xiǎn),熟悉更多金融投資融資渠道,滿足自身不同金融需求。