普惠金融、家庭金融市场参与和家庭金融脆弱性

白 帆,陈昱燃,贺 瑶

(1.云南财经大学 经济学院,昆明 650221;2.西南财经大学 a.金融学院; b.工商管理学院,成都 611130)

一、问题的提出

家庭部门既是参与社会活动的基本单位,也是进行金融决策行为的重要个体。家庭成员是金融产品的重要消费主体,其金融行为影响着家庭的资产配置,进而影响家庭福利(尹志超等,2014;张正平等,2023)[1～2]。家庭金融具体包括家庭内部发生的经济活动以及家庭参与外部群体的经济活动(谭燕芝、彭千芮,2018)[3],家庭金融风险作为金融风险的重要组成部分,能通过家庭负债等金融行为影响宏观金融稳定(张冀等,2020)[4]。2018年美国爆发金融危机后,家庭金融风险便作为宏观金融稳定的先行指标逐渐受到国内外学者高度关注(Mian和Sufi,2011;殷剑峰、王增武,2018)[5～6],此外,已发布的数据资料显示,2018年,中国家庭债务占家庭可支配收入的比例增至109.2%,2020年,中国家庭杠杆率高达64.1%,逼近美国次贷危机前的峰值,家庭金融风险问题形势严峻(1)资料来源:数据源自上海财经大学高等教育研究院公布《中国宏观经济形势分析与预测年度报告(2020-2021)》。。

家庭金融脆弱性作为衡量家庭金融风险的重要研究视角,学术界尚未形成统一定义,更多的是基于家庭经济与贫困脆弱性的视角对其展开研究(Dercon等,2000;Prithett等,2000)[7～8]。目前普遍的共识是:家庭金融风险客观存在且难以消除,但可通过提升家庭部门应对能力来降低风险发生的概率。张冀等(2020)[4]认为,家庭金融脆弱性的本质应聚焦于风险,要重点考虑家庭应对风险冲击的能力。因此,当面临不确定风险时,家庭应当提升其应对冲击的能力,进而降低风险造成的损失,故许多学者将家庭金融脆弱性界定为金融范畴下家庭应对风险冲击的能力(孟德锋等,2019;李波、朱太辉,2020)[9～10]。现有关于家庭金融脆弱性的影响因素研究,主要基于个体行为特征,如金融素养、受教育年限等展开,或者基于家庭债务结构、宏观劳动力转移等指标对其进行探讨(张冀等,2016;涂冰倩等,2018)[11～12]。具体来说,一方面,金融素养等个体行为特征的提高可以影响家庭金融决策行为,提高金融资产组合有效性,进而有效缓解家庭金融脆弱性(French和Mckillop,2016)[13]。另一方面,尽管金融素养可以影响家庭的金融资产决策行为,但在面临较低的家庭金融市场参与度时,金融素养也会失去相应媒介来影响家庭金融行为(Lusardi等,2011;Yusof等,2015)[14～15],且低水平的金融素养对降低家庭金融脆弱性的边际作用也具有局限性。此外,如果家庭进入金融市场参与金融行为的门槛降低,那么即使拥有的金融素养水平较低,家庭进行金融资产选择时也会拥有更多的选择,可以显著降低家庭金融脆弱性(张晓玫等,2020)[16]。值得注意的是,当前中国仍面临整体上家庭金融素养普遍偏低、家庭参与金融市场的广度与深度不足的两难困境(Georgarakos和Pasini,2011;胡振等,2018)[17～18]。因此,探究家庭如何进行合理的金融市场选择以及如何拓宽家庭获取金融资源的渠道,对研究家庭金融脆弱性问题具有重要的意义。

“普惠金融”(Inclusive Finance)是“普惠金融体系”(Inclusive Financial System)的简化表达,2003年12月时任联合国秘书长安南在讲话中首次使用这一概念,2005年联合国在宣传“国际小额信贷年”时正式提出,2006年《建设普惠金融体系》蓝皮书对其推广后,“普惠金融”日益成为全球金融发展的核心理念和实现包容性增长的重要金融手段。在国内,普惠金融更强调金融服务的可得度和外延性(2)资料来源:国务院关于印发《推进普惠金融发展规划(2016—2020年)》,国发2015[74]号。。Choudhury(2014)[19]基于理论视角探究了普惠金融与家庭金融脆弱性之间的内在联系,认为普惠金融可以有效促进家庭对金融服务的使用,并且普惠金融可以通过提高家庭应对风险冲击的水平直接降低家庭金融的脆弱性。也有研究表明,由于低收入家庭金融服务渠道被普惠金融拓宽,其能更多地参与到正规金融市场,进而获得相应金融利润,最终降低家庭金融脆弱性。并且部分研究表明,普惠金融发展能有效促进家庭成员对自身进行人力资本投资(陈昱燃等,2022)[20],缓解家庭金融脆弱性问题(孟德峰等,2019;李波、朱太辉,2020)[9～10]。因此,普惠金融发展既能扩展家庭金融参与渠道,又能提升家庭人力资本水平,而这二者均是降低家庭金融脆弱性的重要途径。同时,受经济增速减缓以及新冠肺炎疫情的影响,中国家庭负债大幅度攀升,家庭债务不断累积,不仅阻碍了家庭参与金融市场,还加剧了家庭金融脆弱性。那么,普惠金融发展能否缓解家庭金融脆弱性?其中的作用机制又是如何?对此展开研究具有重要的现实意义。

本文的边际贡献有两点:一是现有关于家庭金融脆弱性的研究较少基于宏观层面展开,而目前普惠金融发展已突破传统金融的理念与实践,作用广度与使用深度已得到进一步拓展,因此,试图从宏观普惠金融发展与微观家庭金融两个层面构建理论联系桥梁;二是从家庭金融脆弱性的视角剖析家庭部门风险形成渠道,可以为政策制定部门有效管理家庭部门金融风险提供理论依据。

二、理论分析与研究假设

家庭金融领域作为继资产定价与公司金融后的金融学核心研究方向,家庭金融资产选择逐渐成为学术界的研究重点。尹志超等(2015)[21]认为,家庭金融资产选择具体包括家庭资产参与决策,而金融市场参与又可以根据家庭是否参与风险资产行为与民间借贷行为划分为正规与非正规金融市场参与,因此,本文借鉴尹志超等(2015)、孙武军和林惠敏(2018)[21～22]对家庭金融市场参与的分类进行相关理论分析与研究假设的提出。

(一)普惠金融对家庭金融脆弱性的直接影响逻辑

家庭金融脆弱性是指家庭在金融范畴下应对意外风险冲击的能力(张翼等,2016)[11]。而普惠金融是指立足机会平等要求和商业可持续原则,以可负担的成本为有金融服务需求的社会各阶层和群体提供适当、有效的金融服务(熊德平、陈昱燃,2020)[23]。现有研究表明,普惠金融发展主要以支付、信贷、保险和证券等渠道拓宽家庭金融参与渠道,最终实现包容性增长(郭峰等,2020)[24]。具体来说,一方面,在家庭金融参与的负债端,发展普惠金融使家庭成员更易获取诸如助学贷、白领贷和消费贷等负债类金融服务,有助于其通过宽松信贷约束,从而提升以金融素养为代表的人力资本水平,而家庭部门参与至金融市场和劳动力市场又会增加家庭收入,降低家庭金融脆弱性(刘波等,2020)[25]。进一步地,家庭部门自有收入增长,从而在负债端合规且非套利投资范畴内实现以长期平滑短期、以“存量换增量”的包容性增长目标。另一方面,在家庭金融参与的资产端,普惠金融发展有助于拓宽家庭金融市场参与渠道,提高家庭金融资源的可得性和覆盖率。资产端金融市场家庭参与门槛降低,可以促进家庭参与到金融市场并对自有资本进行合理配置,提高金融资产组合有效性,进而降低家庭金融脆弱性(3)目前针对普惠类的资产端金融服务仍处于发展初期,对家庭金融脆弱性的影响力度不大。因此,本文更加强调普惠负债类借贷,在合法投资而非套利范畴下,通过合理领域的信贷资金使用,有助于缓解家庭信贷约束、有助于提高家庭以金融素养、法治意识为代表的人力资本和其他人力资本(如学历和其他技能),提高收入,降低家庭金融脆弱性。随后,在资产端,家庭通过提升金融素养以合理配置自有资本,提高家庭金融投资有效性,从而降低家庭金融脆弱性。(吴卫星等,2018)[26]。此外,Urrea(2011)[27]认为,当普惠金融发展处于资产端产品市场较为完善时,若家庭收入面临较大波动的情况下,普惠金融发展更能作为适宜的资产风险管理手段,提升家庭的福利水平。因此,提出假设H1:

H1:普惠金融发展有助于降低家庭金融脆弱性,且具有直接的负向影响。

(二)调节机制:基于家庭金融市场参与的视角

由上述理论分析可知,普惠金融发展可以通过金融资产端与负债端两方面缓解家庭金融脆弱性。但值得注意的是,伴随普惠金融发展,家庭部门参与正规金融市场与非正规市场的程度也会相应发生结构性改变,同样会影响家庭金融脆弱性,换句话说,家庭金融市场参与在普惠金融发展对家庭金融脆弱性的影响路径中起到重要的调节作用,具体影响路径如下:

在金融负债端,资产选择组合理论认为,家庭进行投资决策时,会以利润最大化以及风险最小化为目标,将财富分散于不同的投资项目中,因此,在风险资产溢价为正的条件下,所有家庭均会持有一定数量的风险资产,并参与市场中的风险投资项目(Cambell,2006)[28]。但实际上由于存在金融排斥现象或者金融市场参与不完全问题,会出现家庭有限参与金融市场的现象(吕学梁、吴卫星,2015;路晓蒙等,2019)[29～30]。一方面,普惠金融作为解决金融排斥的有效手段,可以通过完善金融市场结构,降低贫困家庭参与正规金融渠道的借贷门槛,从供给端增加其信贷可能,进而降低金融市场的信息摩擦,使家庭成员更易参与正规金融市场(王燕、高玉强,2018)[31]。同时,对于非正规金融市场,若正规金融市场处于发展不充分、金融排斥程度较高水平时,家庭成员便难以通过正规金融市场获取金融服务,致使其进入至非正规金融市场,以应对风险事件(张栋浩、尹志超,2018)[32]。但家庭金融素养和法治意识等人力资本会伴随信贷约束放松而提高,由此家庭便会更多地选择参与到正规金融市场,在有限参与条件下,降低对非正规金融市场的参与与依赖(史晋川,2011)[33],构成普惠金融发展对家庭金融参与金融市场的正向反馈效应。另一方面,家庭参与负债端的非正规金融市场,同样可以满足家庭金融服务需求,帮助家庭解决可能存在的债务风险事件。但民间借贷市场随着时间推移,其经营性质可能会发生潜移默化的改变,如行为人无法保证按时履行合约,那么民间借贷风险便会不断积聚(史晋川,2011)[33],最终增加家庭金融脆弱性(张翼等,2016;崔颖、刘宏,2019)[34～35]。因此,普惠金融的发展会导致参与正规金融的门槛降低,家庭会选择更多地参与到正规金融市场,而相对减少非正规金融市场参与,从而能有效规避非正规金融市场参与风险,有助于降低家庭金融脆弱性。

在金融资产端,一方面,普惠金融发展拉动部分地方金融机构推出面向农村等偏远贫困地区的理财产品,降低了家庭参与正规金融门槛,为提升金融投资组合有效性创造更多可能,能有效降低家庭金融脆弱性(Giarda,2013;Gaudecker,2015)[36～37]。另一方面,正规金融市场参与是金融素养、法治意识和其他人力资本发挥作用的重要渠道,当家庭部门更多参与正规金融市场时,由于负债端信贷宽松形成的家庭金融素养与法治意识提升,能提高金融素养与正规金融资产的匹配度和协调度,促进其与正规金融市场参与发挥协同高效作用,有助于家庭在资产端合理配置自有资金,通过增加持有金融资产的种类以风险对冲来规避家庭金融风险,进而降低金融脆弱性(Gaudecker,2015)[37](具体参与路径如图1所示)。因此,提出以下三个假设:

图1 理论分析机制图

H2a:家庭参与正规金融市场对家庭金融脆弱性具有负向影响;而家庭参与非正规金融市场对家庭金融脆弱性具有正向影响。

H2b:普惠金融发展能促进家庭参与正规金融市场,能降低家庭参与非正规金融市场。

H2c:普惠金融发展对家庭金融脆弱性产生影响的调节机制在于家庭金融市场参与。

(三)异质性分析:基于收入和城乡差异视角

不同收入区间对家庭金融脆弱性的影响会不一致(孟德锋等,2019)[9]。如低收入家庭往往存在高金融排斥,其金融行为会导向民间借贷市场,进而通过民间借贷应对风险,而低收入家庭的借贷行为又往往是小额、低风险的,因此,非正规金融市场的参与对于低收入家庭来说,是比较有效的。而随着普惠金融的不断发展,金融市场进入壁垒逐渐被打破,低收入家庭也能进入正规金融市场进行金融行为,促进财富的增加,降低家庭金融的脆弱性;对于中高收入家庭来说,其金融借贷以及金融产品需求均远高于低收入家庭,因此,在正规金融市场风险小于非正规金融市场风险的情况下,基于投资风险最小化原则,会减少民间借贷市场的参与。此外,根据刘易斯的二元经济结构以及普惠金融发展理论,在城乡二元经济结构下,金融机构会主动排斥农村地区,导致农村金融市场的真实摩擦增加,致使农村金融市场发育不完全,远落后于城镇地区。而较低的农村金融市场发育程度,会使农民较难得到金融支持,限制了农村居民的金融行为,使得农村居民在利用金融资源和通过参与金融市场实现自身金融行为的难易程度上出现差异,最终导致城乡居民的家庭金融参与行为产生异质性,从而影响家庭金融脆弱性。因此,提出以下假设:

H3a:普惠金融发展初期,非正规金融市场参与能降低家庭金融脆弱性。

H3b:普惠金融发展均能降低低收入和中高收入家庭的金融脆弱性。

H4:普惠金融对城乡居民家庭金融脆弱性影响存在异质性。

三、研究设计

(一)数据来源

本文数据来自北京大学中国社会科学调查中心(ISSS)实施的中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies,CFPS)数据,数据样本覆盖25个省份,调查对象包含家庭中的全部成员,其提供的数据已经成为研究中国家庭最主要的数据来源。鉴于需探讨家庭金融脆弱性,所以使用2014年、2016年和2018年数据进行实证分析。首先对原始数据进行筛选,具体为确定相关变量并匹配问卷问题,继而对问答进行筛选并对数据进行收集,然后对无效数据、极端值以及零值数据进行剔除,最后将所有变量数据按照户主代码进行匹配。

(二)变量选取

为了研究普惠金融、家庭金融市场参与对家庭金融脆弱性的影响,选取家庭金融脆弱性作为被解释变量,选取普惠金融与家庭金融市场参与为核心解释变量。

首先,在家庭金融脆弱性的变量选取上,借鉴岳崴等(2021)[38]、李波和朱太辉(2020)[10]的研究方法,采用反映家庭财务流动性的指标来测度家庭金融脆弱性。具体测算指标如下:

FMUit=FMAit+LAit-UEit

(1)

FMAit=Yit-LCit-DPit

(2)

其中,FMUit为非预期财务保证金,FMAit为可预期财务保证金,LAit为无风险金融资产,Yit为家庭收入,LCit为生活成本支出,DPit为包括住房贷款在内的利息总支出,UEit为非预期资金流出,具体包括家庭住院花费剔除医疗保险报销额度后的支出。当FMUit大于0时,家庭金融脆弱性指标赋值为1,表明该家庭不是金融脆弱性家庭,当FMUit小于0时,家庭金融脆弱性指标赋值为0,表明该家庭是金融脆弱性家庭。

其次,在家庭金融市场参与的变量选取上,将家庭金融市场参与分为参与正规金融和参与非正规金融,并以“家庭是否持有正规金融产品”来表示是否参与正规金融、以“家庭是否有代偿亲友及民间借款与尚未归还的借款”来表示是否参与非正规金融。

再次,在普惠金融的变量选取上,根据需求层次理论可知,家庭只有在满足自身借贷平衡的需求,且有多余的闲置资金时,才会进一步地去获取其他金融服务。但由于金融排斥的存在,不管是从地理排斥、价格排斥还是条件排斥上来看,家庭总是会因不同的排斥原因而被银行及正规金融机构排斥在外,从而难以得到金融支持,特别是贷款支持(杨虹、张柯,2020;陈昱燃、熊德平,2021)[39～40]。而当家庭难以通过正规金融市场获取金融服务时,家庭便会采用非金融手段或非正规金融手段来应对风险事件(尹志超等,2014;张栋浩、尹志超,2018)[1][32]。非金融手段表现为变卖资产与缩减支出等方式,非正规金融手段则表现为参与民间借贷市场。因此,本文认为,当前普惠金融在家庭方面的体现更多是表现在家庭面对借款需求或风险时,会通过何种渠道进行借贷行为。若普惠金融发展程度较高,金融排斥程度较小,那么家庭便会通过银行或正规金融机构进行借贷行为,反之,若金融排斥程度较大,则难以进入正规金融市场。因此,本文以CFPS问卷中的“家庭首选借款对象”这一问题来表示普惠金融的发展程度,若家庭在借款时会第一时间选择银行,便能直接说明普惠金融的发展程度较高。

最后,参考相关学者的研究(尹志超等,2014;尹志超等,2015)[1][21],选取户主年龄、家庭成员健康度、家庭规模、家庭保险、家庭住房、家庭工资等因素作为控制变量。变量描述性统计结果如表1所示。

表1 描述性统计

(三)模型设定

根据理论假设以设定实证模型,即首先构造普惠金融对家庭金融脆弱性的影响基准模型,其次构建家庭金融脆弱性对上述机制的调节效应,最后构建异质性分析模型、稳健性检验模型和处理内生性的工具变量两阶段模型。

Y=α1IFI+α2、3FZGJR+α4、5IFI×FZGJR+βiContorls+μ

(3)

具体地,选用Probit模型构建实证框架,在式(3)中,Y表示家庭金融脆弱性;IFI、ZGJR、FZGJR为核心解释变量,分别代表普惠金融、正规金融市场参与及非正规金融市场参与;Controls代表相应的控制变量。

由于还要考虑普惠金融对家庭金融市场参与的影响,进一步设定模型如下:

JTJRSCCY=α1IFI+βiControls+μ

(4)

式(4)中,JTJRSCCY表示家庭金融市场参与,其中包括正规金融市场参与及非正规金融市场参与;Controls代表相应的控制变量。

四、实证结果分析

(一)家庭金融市场参与对家庭金融脆弱性的影响

首先检验家庭金融市场参与对家庭金融脆弱性的影响,以此验证H2a,具体检验结果如表2所示。其中(1)列是家庭正规金融市场参与对家庭金融脆弱性的影响,(2)列是家庭非正规金融市场参与对家庭金融脆弱性的影响,(3)列是二者均存在时对家庭金融脆弱性的影响。

表2 家庭金融市场参与对家庭金融脆弱性的影响

从表2可以看出,从家庭参与正规金融市场来看,家庭参与正规金融市场对家庭金融脆弱性呈显著的正向影响,即家庭参与正规金融市场能降低家庭金融脆弱性,与现有的研究结论一致(张翼等,2020)[4]。这主要是由于随着家庭更多地参与正规金融市场,家庭可通过正规的金融市场获取相应的金融产品、借款等金融服务来实现自身风险的对冲,以此来降低家庭金融的脆弱性(Giarda,2013)[36];从家庭参与非正规金融市场方面来看,家庭参与非正规金融市场对家庭金融脆弱性系数呈显著的负向影响,即家庭参与非正规金融市场增加了家庭金融脆弱性,与现有的研究一致(李丁等,2019)[41]。这主要是由于家庭参与民间借贷等非正规金融市场,虽然在一定程度上能满足家庭金融服务需求,帮助家庭应对风险事件,但民间借贷市场随着时间的推移,其性质会逐渐发生变化,民间借贷的风险不断积聚(史晋川,2011)[33],最终会增加家庭金融脆弱性;从控制变量方面来看,保险及工资均能降低家庭金融的脆弱性,而家庭规模的扩大会加大金融脆弱性的概率,这是因为保险购买能很好地实现风险的对冲,金融风险在部门间分散能有效降低家庭金融脆弱性。对于工资来说,工资能直接实现家庭财富的增加,增强家庭应对风险的能力,以此降低脆弱性。但随着家庭规模的不断扩大,家庭所面临的不确定性风险也会不断增加,这会直接导致家庭面临的金融脆弱性的概率也在不断加大(孟德峰等,2019;李波、朱太辉,2020)[9～10]。

(二)普惠金融对家庭金融市场参与和家庭金融脆弱性的影响

本文将进一步检验普惠金融发展对家庭金融市场参与对家庭金融脆弱性的影响,以此验证H1、H2b与H2c。具体检验结果如表3所示。其中(1)列是普惠金融对家庭金融脆弱性的影响,(2)列是普惠金融对家庭参与正规金融市场的影响,(3)列是普惠金融对家庭参与非正规金融市场的影响。

表3 普惠金融对家庭金融市场参与和家庭金融脆弱性的影响

从表3可以看出,普惠金融与家庭金融脆弱性系数显著为正,表明其发展能降低家庭金融的脆弱性,这主要是由于普惠金融能直接降低家庭进入金融市场的门槛,能为家庭提供其所需的金融服务或避险工具,从而降低家庭金融脆弱性(Urrea和Maldonado,2011)[27]。此外,普惠金融的发展能促进家庭参与正规金融市场,减少家庭参与非正规金融市场,这主要是由于普惠金融能通过完善金融市场结构、消除金融排斥、拓宽金融服务渠道降低金融门槛,从而使得家庭能更容易进入并参与正规金融市场,获取金融服务与产品,继而增加正规金融市场参与程度。但对于非正规金融市场来说,只有在金融市场发展不完全、金融排斥程度较高时,家庭由于难以通过正规金融市场获取金融服务,才会进入非正规金融市场,即通过民间借贷等方式,采取非正规金融手段获取资金与服务,而正规金融市场与非正规金融市场的风险并不一致,基于投资风险最小化原则,家庭在正规金融市场充分的情况下,会减少民间借贷市场的参与,从而选择风险较低的正规金融市场参与(王燕、高玉强,2018)[31]。同时,从表3还可以看出,普惠金融不仅能直接对家庭金融脆弱性产生影响,还对家庭部门金融市场参与产生显著影响。具体而言,普惠金融对正规金融参与系数显著为正,对非正规金融参与系数显著为负,表明普惠金融发展能促进家庭积极参与至正规金融市场中,形成正向反馈效应,这是由于伴随普惠金融发展,家庭提升人力资本的信贷约束宽松,而家庭部门较高的金融素养和法治意识能有效提高正规金融市场参与度。

(三)进一步分析:调节效应与异质性

1.普惠金融与家庭金融市场参与的交互作用

尽管上述模型分析了家庭金融市场参与对家庭金融脆弱性的影响,以及普惠金融发展分别对家庭金融市场参与和家庭金融脆弱性的影响,但还并不能说明在普惠金融发展对家庭金融脆弱性的影响路径中,家庭金融市场参与是否起到重要的调节作用,从而改变对家庭金融脆弱性的影响效果。因此,本文在前文模型中加入普惠金融与家庭金融市场参与的交互项进行检验。具体检验结果如表4所示。

表4 普惠金融与家庭金融市场参与的调节作用

从表4可以看出,在无交互项时,与上述结论一致,表明基准模型稳健。在加入普惠金融与正规金融市场参与的交互项后,发现交互项系数显著为正,结合普惠金融对家庭金融脆弱性的系数为正,说明家庭参与正规金融市场,对普惠金融发展减弱家庭金融脆弱性的正向效果起到增强作用,其原因在于伴随家庭参与正规市场金融程度提升,其与普惠金融影响家庭金融脆弱性的直接效应的匹配度和协调度提高,换而言之,家庭部门在信贷宽松过程中形成的高金融素养与法治意识,能够通过正规金融市场参与更好发挥作用,提升人力-金融“生产效率”,从而降低家庭金融脆弱性。在加入普惠金融与非正规金融市场参与的交互项后,发现交互项系数为负,说明家庭参与非正规金融市场时,降低了普惠金融影响家庭金融脆弱性的正向效应,即家庭的非正规金融市场参与具有负向调节效应,表明家庭参与非正规金融市场并未能增强普惠金融降低家庭金融脆弱性的效果,这是由于非正规金融市场的风险性,及其与家庭人力资本非匹配的摩擦所导致。在同时加入普惠金融与二者的交互项后,发现交互项系数与单独的交互项系数一致,故该结论也具有一定的稳健性。

2.异质性分析

考虑到不同收入区间的家庭对家庭金融脆弱性的影响会不一致(张翼等,2020)[4],按照家庭收入,将样本量中前30%的家庭视为低收入群体,中间30%至70%的家庭视为中等收入群体;最后30%的家庭视为高收入家庭,以此证明假设H3a和H3b。具体检验结果如表5所示,其中(1)列表示仅有普惠金融、(2)列表示仅有正规金融市场参与、(3)列表示仅有非正规金融市场参与、(4)列表示三者均存在。

表5 异质性分析:收入异质性

从表5可以看出,不同收入区间的家庭在家庭金融脆弱性上表现出显著异质性。具体而言,从低收入家庭来看,普惠金融、正规金融市场参与及非正规金融市场参与均能降低其家庭金融脆弱性,而非正规金融市场参与对其作用更加显著。这主要是由于低收入家庭往往有着高金融排斥,难以获得金融支持,所以低收入家庭往往会流向民间借贷市场,通过民间借贷行为去应对风险,而低收入家庭的借贷行为又往往是小额、低风险,所以非正规金融市场的参与对于低收入家庭来说是比较有效的。而普惠金融的发展,导致金融市场进入壁垒被逐渐打破,低收入家庭也能进入正规金融市场进行金融行为;从中等收入家庭来看,普惠金融与正规金融市场参与对降低家庭金融脆弱性的效率在不断增加,而非正规金融市场参与对降低家庭金融脆弱性的效率在不断降低,表明随着家庭财富的增加,家庭会更愿意将多余的自有财富投放于正规金融市场,这与上述结论一致,即在正规金融市场与非正规金融市场的风险不一致的情况下,基于投资风险最小化原则,家庭在正规金融市场充分的情况下,会减少民间借贷市场的参与,从而选择风险较低的正规金融市场参与;从高收入家庭来看,普惠金融、正规金融市场参与及非正规金融市场参与对家庭金融脆弱性的影响与上述实证检验结果相同,在此不再一一赘述。从表5的异质性分析可以看出,普惠金融的发展对家庭降低金融脆弱性有着显著影响,不同的金融市场均能为不同收入区间的家庭起到降低家庭金融脆弱性的作用。

根据刘易斯的二元经济结构以及普惠金融理论,在城乡二元经济结构下,金融机构会主动排斥农村,增加农村金融市场的真实摩擦,致使农村的金融市场发育不完全,且远落后于城镇的金融市场发育程度。而较低的农村金融市场发育程度,会使农民不容易得到金融支持,从而限制了农村居民的金融行为,使得农村居民在利用金融资源与金融市场实现自身金融行为的难易程度上出现差异,最终致使城乡居民的家庭金融行为出现差异。因此,本文也将从城乡角度来检验家庭金融脆弱性,具体检验结果如表6所示。

表6 异质性分析:城乡异质性

从表6可以发现,城乡之间在家庭金融脆弱性上也出现了明显的异质性。具体来看,农村地区的普惠金融对家庭金融脆弱性的减缓作用,显著小于城镇普惠金融发展对家庭金融脆弱性的减缓作用,而非正规金融市场参与对家庭金融脆弱性减缓作用的显著性也小于正规金融市场参与对家庭金融脆弱性减缓作用的显著性。这是由于目前农村地区的金融排斥程度较大,金融机构存在较多的使命漂移行为,金融机构“嫌贫爱富”的行为导致普惠金融、家庭金融市场参与对家庭金融脆弱性的影响存在城乡地区的异质性差异,假设H4得以证明。城市地区的检验结果也基本与表5的结论相符,在此也不再一一赘述。

(四)稳健性检验

为证明基准模型及后续分析结果的稳健性,采用替换主要解释变量,即普惠金融、家庭正规与非正规市场参与指标的方法进行稳健性检验,在此将普惠金融的指标重新选取为“借款被拒经历”(Refuse),这是因为普惠金融意在拓宽金融获得渠道,这与微观指标中无被拒借款经历相匹配,而非普惠金融则与有被拒借款经历相匹配。该指标在CFPS数据问卷中的问题为:“您家借钱时,有没有被拒绝的经历?”,该问题的回答是“1.有;2.没有”。回答“有”的记为0,回答“没有”的记为1,具体检验如表7所示。

表7 稳健性检验1

从表7可以看出,稳健性检验的结果与上述的估计结果基本一致,证明模型结果稳健。此外,本文还通过进一步采用替代变量对估计结果进行稳健性检验,采用家庭从正规金融渠道以及非正规金融渠道获得的贷款数总额(Loan)来替换家庭参与正规与非正规金融市场变量。具体检验结果如表8所示。

表8 稳健性检验2

从表8可以看出,当替换家庭正规金融参与与非正规金融参与指标,并进行相关回归后,稳健性检验的结果与上述的估计结果基本一致,表明本文所得的估计结果具备稳健性。

(五)内生性检验

基准模型可能存在互为因果的内生性问题。即家庭金融市场参与能影响家庭金融脆弱性,而家庭金融市场参与又能反向影响家庭金融市场参与。参考相关学者的做法(崔颖、刘宏,2019)[35],选取父母最高教育水平(PEdu)作为家庭参与正规金融市场的代理工具变量。一方面,拥有较高教育水平的父母能有效提高子女受教育程度,从而提高其金融素养,并能进一步提高其家庭参与至正规金融市场的程度,另一方面,父母的教育水平变量与家庭金融脆弱性变量间无直接因果关系,符合工具变量的选取要求。此外,借鉴李涛(2006)、周广肃和梁琪(2018)[42～43]的做法,选取社区平均社会互动指标(SInter)作为家庭参与非正规金融市场的工具变量。一方面,处于同一社区的居民彼此相互联系,相互熟悉,所以能更好地进行民间借贷行为,另一方面,社区平均社会互动变量与家庭金融脆弱性变量间也满足无强相关性的工具变量设置要求。基于上述逻辑,将对上述两个工具变量进行检验,构建如下工具变量两阶段最小二乘模型:

FZGJR=β1、2PEdu(SInter)+βiContorls+μ

(5)

Y=α1IFI+α2、3PEdu(SInter)+α4、5IFI×PEdu(SInter)+βiContorls+μ

(6)

解决内生性问题的工具变量两阶段最小二乘的模型结果如表9所示。由回归结果发现,根据Stock-Yogo指数,在5%显著性水平的F值临界值为15.60,父母受教育水平和社区平均社会互动变量的一阶段F值均在5%水平上显著,这表明本文选取的工具变量不存在弱工具变量的问题。在内生性检验方面,模型(1)至(4)均在 1%的显著性水平通过Wald检验,这说明本文采用工具变量法是合适的。进一步地,对本文基准模型进行采用包含工具变量的再回归,其系数符号、显著性结果基本与实证回归结果一致,表明本文模型在考虑了内生性问题后依然稳健。

表9 内生性分析

五、研究结论与建议

(一)研究结论

基于CFPS数据,研究普惠金融与家庭金融市场参与对家庭金融脆弱性的影响。研究发现:普惠金融发展对家庭金融脆弱性的影响存在直接影响和调节效应两种渠道,二者均分别通过金融负债端与资产端影响家庭金融脆弱性。其中,家庭金融市场参与是基于直接影响路径的重要调节因素,家庭部门正规金融市场参与度上升,可以提高与金融素养等直接影响要素的匹配度和协调度,进而降低家庭金融脆弱性。进一步考虑异质性后发现,普惠金融、家庭金融市场参与和家庭金融脆弱性的影响机制路径,在不同收入区间和城乡差异方面存在显著异质性。

(二)启示与建议

第一,落实国家金融监管政策,减少家庭非正规参与风险。应提高家庭金融服务的可得性,家庭面临的金融服务可得性提高,能有效促进家庭参与正规金融市场,减少非正规金融参与风险,增加家庭正规金融参与的正向反馈,从而降低家庭金融脆弱性,实现微观金融风险控制。

第二,夯实普惠金融发展基础,降低家庭金融脆弱性。应继续大力推进普惠金融的发展,提高家庭部门对金融服务的获得感和参与感。普惠金融发展不仅能直接降低家庭金融脆弱性,还能促进家庭参与正规金融市场,从而间接地降低家庭金融脆弱性。

第三,缩小不同群体收入差距,强化金融参与公平性。根据异质性检验结果可知,不同收入家庭以及不同地区家庭在不同的金融市场上的参与行为会对其家庭金融异质性产生不同的影响,因此,应扩大正规金融市场,规范并减少非正规金融市场,要强化宏观政策调控,提高低收入群体财政转移支付和税收返还,使低收入家庭能更好地过渡到中高收入家庭并控制家庭金融脆弱性,减少收入贫富差距,最终实现“共同富裕”的发展目标。