(陜西科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,陜西 西安 710021)

2005年,聯(lián)合國提出了“普惠金融”這一概念,其基本含義是能有效、全方位地為社會所有階層和群體提供服務(wù)的金融體系。在2013年我國通過《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》，正式提出“發(fā)展普惠金融,鼓勵金融創(chuàng)新,豐富金融市場層次和產(chǎn)品?！逼栈萁鹑诘陌l(fā)展受到了我國的廣泛關(guān)注,2019年的政府工作報告中指出要激勵加強普惠金融服務(wù)。近年來,隨著一系列法律法規(guī)的相繼出臺,我國金融業(yè)的改革步伐明顯加快,金融機構(gòu)的管理水平和服務(wù)水平不斷增強和改善,但有學(xué)者發(fā)現(xiàn)我國現(xiàn)階段金融排斥現(xiàn)象仍然較為嚴(yán)重,金融產(chǎn)品與金融服務(wù)并沒有得到廣泛的認(rèn)同。因此，增強居民正規(guī)金融服務(wù)的可得性、解決金融排斥現(xiàn)象并促進(jìn)普惠金融的發(fā)展,是當(dāng)前需要迫切解決的關(guān)鍵問題。針對這一問題,國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了廣泛和深入的探討。

與金融排斥直接相關(guān)的一個問題是:什么因素影響了居民家庭的金融排斥狀況？已有研究發(fā)現(xiàn),金融排斥與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、受教育程度、經(jīng)濟(jì)主體自身經(jīng)濟(jì)狀況和信息是否對稱等因素有關(guān),但已有研究多側(cè)重于對農(nóng)村金融排斥、互聯(lián)網(wǎng)金融排斥等方面的探討,而從社會資本的角度探究金融排斥現(xiàn)象的研究較少。社會資本作為一種非正式制度,在居民經(jīng)濟(jì)事務(wù)決策中發(fā)揮著重要作用,社會資本可增加個體獲得消息、機會和資源的可得性,從而能有效降低參與金融市場的難度,減少自身或被金融市場排斥的可能性。

本文以我國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2016年最新的調(diào)查數(shù)據(jù)為研究對象,基于社會資本角度解釋家庭金融決策行為,從微觀層面分析家庭金融排斥現(xiàn)狀。本文試圖從以下兩方面開展工作:①以我國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)為分析對象,從微觀樣本數(shù)據(jù)入手,為明確金融排斥的影響因素提供新的借鑒證據(jù)。②進(jìn)一步以城鄉(xiāng)兩個子樣本檢驗和探討居民家庭遭受金融排斥的情況,有助于掌握我國現(xiàn)階段家庭金融排斥的狀況,通過分析其原因,進(jìn)一步為降低居民家庭金融排斥提供建議與參考,為普惠金融的開展提供實證支持。

1 文獻(xiàn)綜述

金融排斥是指社會中的某些群體沒有能力進(jìn)入金融體系,沒有能力以恰當(dāng)?shù)男问将@得必要的金融服務(wù)。社會資本作為來自社會學(xué)的概念,是指“能通過協(xié)調(diào)的行動來提高經(jīng)濟(jì)效率的社會網(wǎng)絡(luò)、信任和規(guī)范”[1]，作為一種非正式制度,它源自價值信念、倫理規(guī)范、道德觀念、風(fēng)俗習(xí)慣、意識形態(tài)等?，F(xiàn)有研究表明,居民的股票投資行為會受到社會資本的影響[2,3]。Guiso[4]揭示了社會資本所反映的社會規(guī)范對特定投資決策的認(rèn)同顯著地影響了個體之間在投資選擇方面的差異。對微觀個體而言,由于社會網(wǎng)絡(luò)最容易測量,影響也最為直接,因此受到的關(guān)注也最多。已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn),社會網(wǎng)絡(luò)能分擔(dān)風(fēng)險[5]、提高居民收入[6]、促進(jìn)就業(yè)[7]、改善集體決策[8],同時也有一些學(xué)者將社會互動作為社會資本的主要衡量指標(biāo)。有研究表明,社會互動推動了個體參與投資項目(如股票、期貨等)的程度,增加了家庭的消息渠道[9,10]。

綜上所述,社會資本與個體參與金融市場程度、擁有金融產(chǎn)品數(shù)量等是密切相關(guān)的。從某種程度上說,個體擁有的社會資本越多,會增強其獲取知識和投資經(jīng)驗的能力,從而加深個體參與金融市場的程度。社會資本的范圍相當(dāng)于對家庭空間距離的一種輻射,即對擁有社會資本強度不同的家庭而言,其金融排斥的程度是不同的。擁有社會資本較強的家庭,由于獲取相關(guān)信息的可能性越大,家庭潛在的空間距離越廣,金融排斥程度相對較弱;反之,對于較弱的社會資本家庭,金融排斥程度相對較強?；趯σ陨衔墨I(xiàn)的回顧與梳理,提出本文的研究假設(shè):社會資本能削弱金融排斥在居民家庭金融決策中產(chǎn)生的負(fù)向影響?，F(xiàn)有關(guān)社會資本研究主要側(cè)重于對某一代理指標(biāo)的衡量,而在社會資本對金融排斥的影響方面探討較少。本文主要以家庭人情禮支出、家庭每月郵電通訊支出、是否為某組織成員作為社會資本的代理變量,以探究社會資本對居民家庭金融排斥的影響程度。

2 變量選取與模型設(shè)定

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自2016北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)開展的我國家庭追蹤調(diào)查。該調(diào)查通過跟蹤收集個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù),反映了我國社會、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變化,為學(xué)術(shù)研究和公共政策分析提供了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。在CFPS(2016年)有關(guān)金融的調(diào)查問卷中,共有14019個樣本,剔除異常樣本后剩13993個樣本數(shù)據(jù)。通過首選借款對象可看出社會資本與人們?nèi)粘ＹY金往來活動密切相關(guān)(表1),從側(cè)面證實了民間借貸活動圈子的大小與社會關(guān)系的疏密程度緊密相關(guān)[11]。

表1 首選借款對象數(shù)據(jù)分析

2.2 變量選取

在進(jìn)行社會資本對居民家庭金融排斥的影響分析中,選取成人卷和家庭卷兩部分?jǐn)?shù)據(jù),剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本后,獲得9861份成人樣本數(shù)據(jù)用于本文的數(shù)據(jù)分析。

變量選取主要包括金融排斥、社會資本、控制變量:①金融排斥。在對居民的金融排斥狀況進(jìn)行度量時,國外英國金融服務(wù)局和英國銀行家協(xié)會等機構(gòu)與國內(nèi)張?zhí)枟?、尹志超[12]、李濤等[13]均采用是否擁有金融賬戶或相應(yīng)的賬戶作為度量指標(biāo);周洋等[14]將是否持有金融產(chǎn)品作為金融排斥的代理變量。本文參考已有的研究成果,結(jié)合CFPS 2016年問卷內(nèi)容,選擇“是否持有金融產(chǎn)品”這一虛擬變量來衡量居民家庭的金融排斥情況。這里假設(shè)是否持有金融產(chǎn)品是家庭成年成員共同作用(認(rèn)可)的結(jié)果。②社會資本。社會資本主要由認(rèn)知型社會資本(一系列主觀上共享的價值觀念與情感,如信任與認(rèn)同)和結(jié)構(gòu)型社會資本(客觀生成的社會網(wǎng)絡(luò),與其相關(guān)的角色和組織以及維持社會資本運作的規(guī)范、制度、章程)兩部分構(gòu)成,本文將主要從這兩部分作為社會資本進(jìn)行度量。參考已有學(xué)者的相關(guān)研究[9-15],并結(jié)合CFPS的調(diào)查內(nèi)容,采用家庭人情禮支出、家庭每月郵電通訊支出作為認(rèn)知性社會資本的代理變量。參考王彥卿的相關(guān)研究[16],本文同時定義了“組織成員”這一虛擬變量,即考察被調(diào)查居民是否為某些組織(如黨員、團(tuán)員、工會成員、宗教信仰團(tuán)隊成員、個體勞動者協(xié)會成員等)的一員,作為結(jié)構(gòu)型社會資本的代理變量。③控制變量。為了保證模型結(jié)果的穩(wěn)健性,本文參考已有的研究成果[14-16],并結(jié)合問卷調(diào)查內(nèi)容,加入個體特征變量和家庭特征變量作為控制變量。個體特征變量包括性別、年齡、婚姻狀況、受教育年限、職業(yè)、健康狀況和戶口屬性;家庭特征變量為家庭規(guī)模,其中性別、婚姻狀況、職業(yè)、健康狀況和戶口屬性為虛擬變量(表2)。

表2 變量定義

3 實證研究

3.1 描述性統(tǒng)計

從變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)(表3),金融排斥指標(biāo)的均值達(dá)到0.92,表明我國絕大多數(shù)居民家庭存在著金融排斥,且金融排斥現(xiàn)象較為嚴(yán)重。人情禮支出和每月郵電通訊支出分別為7.52和5.15,處于中等水平;是否為某一組織成員的均值為0.31,說明大多數(shù)居民擁有的結(jié)構(gòu)性社會資本較弱。此外,受訪者的平均教育年限為9.92年,僅達(dá)到初中水平(按小學(xué)6年、初中3年計算),意味著我國居民的受教育水平有待提高。從事有關(guān)金融行業(yè)的受訪者占比僅為0.02,說明從事金融相關(guān)專業(yè)的居民家庭較少。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

3.2 模型設(shè)定

根據(jù)以上對相關(guān)變量說明,考慮到這里被解釋變量為“家庭是否持有金融產(chǎn)品”,為0—1型變量,而Probit模型在研究二元選擇模型中已經(jīng)得到了普遍應(yīng)用與驗證，因此本文將主要采用Probit模型分析社會資本對家庭金融排斥的影響。其基本模型設(shè)定為:

Prob(yi=1|x)=Prob(αiSocialCapitali+βix+μi|x)

(1)

式中,yi為個體i的金融排斥情況;Social Capitali為個體i的社會資本狀況,在實證分析中用人情禮支出、每月郵電通訊支出與組織成員作為社會資本的代理變量;X為控制變量,包括個人特征變量和家庭特征變量;α、β為待估系數(shù);μi為誤差項。

表4 模型檢驗

注:y為金融排斥;x1為家庭人情禮支出對數(shù);x2為每月郵電通訊支出對數(shù);x3為是否為某一組織成員;x4-x11分別為年齡、性別、婚姻、已完成教育年限、職業(yè)、健康狀況、戶口和家庭成員數(shù)。表5、表6、表7同。

傳統(tǒng)上,一般計算樣本均值處的邊際效應(yīng)(計算方便)，但在非線性模型中,樣本均值處的個體行為并不等于樣本個體的平均行為,因此對政策分析而言使用平均邊際效應(yīng)更具有現(xiàn)實的意義[17]。由于Probit模型的非線性特征,本文的估計結(jié)果為平均邊際效應(yīng)(即分別計算在每個樣本觀測值上的邊際效應(yīng),然后進(jìn)行簡單算數(shù)平均)。本文在計算平均邊際效應(yīng)之前,首先對模型設(shè)定的合理性進(jìn)行檢驗。使用Stata軟件計算該模型的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤與普通標(biāo)準(zhǔn)誤(表4),通過對比兩組數(shù)據(jù),其穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤與普通標(biāo)準(zhǔn)誤非常接近,因此認(rèn)定本文的模型設(shè)定是較為合理的。

3.3 結(jié)果分析

整體樣本檢驗:由檢驗結(jié)果可知(表5),在其他條件不變的情況之下,家庭人情禮支出與家庭每月郵電通訊費每提高一個標(biāo)準(zhǔn)差會使金融排斥的可能性分別降低0.51%和3.26%;“是否為某一組織成員”雖然對金融排斥的影響呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,但是結(jié)果并不顯著,表明認(rèn)知性社會資本的提高可以有效地緩解對金融的排斥程度。從控制變量估計結(jié)果來看,家庭成員的年齡越大,對金融的排斥程度就越弱。已婚家庭(x6)收入比較穩(wěn)定,考慮到未來養(yǎng)老、子女教育等費用的支出,從而會有選擇性地進(jìn)行投資,因此會較大程度地利用金融產(chǎn)品與服務(wù)。家庭成員受教育年限(x7)每提高一個標(biāo)準(zhǔn)差,對金融的排斥程度會相應(yīng)降低1.10%。受教育年限提高,從側(cè)面會加大居民的社會資本積累,同時會提升在信息搜集、整理和分析的能力,客觀上會加大對金融市場的了解,主觀上會理性地分析金融產(chǎn)品,更有把握地進(jìn)行選擇,因此會緩解對金融的排斥現(xiàn)象。職業(yè)(x8)的平均邊際效應(yīng)為-0.0604,且在統(tǒng)計上顯著。家庭成員從事金融相關(guān)專業(yè)對金融市場和相關(guān)產(chǎn)品的了解加深,會有效降低對金融的排斥現(xiàn)象。健康狀況(x9)和農(nóng)業(yè)戶口(x10)的平均邊際效應(yīng)分別為0.0120和0.0690,并在統(tǒng)計上顯著。健康狀況越樂觀,對未來的擔(dān)憂相應(yīng)降低,家庭成員會有減少儲蓄的心態(tài),從而減少對金融產(chǎn)品的持有量。相對于非農(nóng)戶口,農(nóng)業(yè)戶口的家庭成員對金融市場的了解越少,對金融資產(chǎn)的排斥程度就越嚴(yán)重。隨著家庭成員(x11)增加,居民家庭出于對未來的考慮,會較少地參與到金融市場中。

城鄉(xiāng)樣本檢驗:社會資本對金融排斥的影響可能會因農(nóng)村和城市地域的不同而有所差異(表6),本文進(jìn)一步將樣本劃分為農(nóng)村和城市兩個子樣本,得到6288個農(nóng)村居民數(shù)據(jù)、3573個城市居民數(shù)據(jù),并分別進(jìn)行回歸分析。

農(nóng)村樣本分析結(jié)果顯示,家庭每月郵電通訊費(x2)、年齡(x4)、已完成教育年限(x7)、職業(yè)(x8)和家庭成員數(shù)(x10)這5個變量對農(nóng)村金融排斥程度具有顯著的影響。其中,家庭每月郵電通訊支出、年齡、已完成教育年限和職業(yè)每提高一個標(biāo)準(zhǔn)差,金融排斥發(fā)生的可能性將分別降低1.6%、0.07%、0.51%和3.24%。家庭每月郵電通訊費增加,有利于增強雙方的感情,加強信息交流,從而有利于金融排斥程度的降低。同時,隨著年齡的增加、受教育程度的提高和對金融相關(guān)知識的了解,對金融排斥的程度會相對減少。家庭成員數(shù)每提高一個標(biāo)準(zhǔn)差,對金融排斥的程度會提高0.63%。隨著家庭成員的增加,處于對未來的考慮,農(nóng)村家庭成員會慮減少對金融產(chǎn)品的持有量,增大儲蓄,所以會增大對金融的排斥程度。

表5 整體樣本分析結(jié)果

表6 農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)檢驗

從城市樣本數(shù)據(jù)分析結(jié)果來看(表7),家庭人情禮支出(x1)、家庭每月郵電通訊支出(x2)、年齡(x4)、已完成教育年限(x7)、職業(yè)(x8)、健康狀況(x9)和家庭成員數(shù)(x10)對金融排斥程度具有顯著的影響。家庭人情禮支出、家庭每月郵電通訊支出、年齡、受教育年限和職業(yè)每提高一個標(biāo)準(zhǔn)差,金融排斥發(fā)生的可能性會分別降低1.06%、6.17%、0.39%、2.20%和11.12%。隨著家庭人情禮支出和家庭每月郵電通訊支出的增加,有利于擴(kuò)大人們的人際往來圈,減少對金融的排斥程度。年齡增加與更多涉足金融領(lǐng)域,會增大對金融市場和金融產(chǎn)品的了解,進(jìn)而降低對金融的排斥程度。健康狀況與家庭成員數(shù)每提高一個標(biāo)準(zhǔn)差,金融排斥發(fā)生的可能性會分別增加5.05%和2.07%。健康情況越好,會使城市家庭成員減少未來儲蓄,加大現(xiàn)有支出,從而對金融產(chǎn)品持有較少。而隨著家庭成員增加,處于對未來的規(guī)劃,考慮到未來各項支出將增多,為了減少投資風(fēng)險,會相應(yīng)地減少持有金融產(chǎn)品,進(jìn)而增大對金融的排斥程度。

表7 城市樣本數(shù)據(jù)分析結(jié)果

4 結(jié)論與對策建議

4.1 結(jié)論

本文使用我國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2016年的數(shù)據(jù),實證分析了社會資本對居民家庭金融排斥的影響,得出的主要結(jié)論為:①總體樣本顯示,認(rèn)知性社會資本(家庭人情禮支出與家庭每月郵電通訊支出)的提高可以有效地緩解金融排斥現(xiàn)象。從控制變量估計結(jié)果來看,年齡增加、已婚家庭、已完成教育年限、從事與金融相關(guān)專業(yè)能有效減輕對金融的排斥程度,健康狀況改善與家庭成員增加將會加大金融排斥的可能性。②家庭人情禮支出對城市居民家庭的金融排斥具有顯著的負(fù)向影響,而對農(nóng)村居民家庭的金融排斥影響不顯著。與農(nóng)村居民家庭相比,城市居民家庭的平均邊際效應(yīng)更大,說明社會資本對城市家庭具有更大的影響,城市家庭成員對金融產(chǎn)品的了解比農(nóng)村成員更多,社會資本發(fā)揮了更大的作用。

4.2 對策建議

針對以上研究結(jié)論,提出以下對策建議:①差異化制定金融發(fā)展策略。應(yīng)充分考慮到我國農(nóng)村家庭與城市家庭擁有社會資本強度的差異,對實施的金融政策和金融創(chuàng)新的沖擊與響應(yīng)度也應(yīng)有所不同。政府及相關(guān)部門在制定政策時,需要根據(jù)實際情況制定不同的金融發(fā)展策略。同時,積極引導(dǎo)商業(yè)銀行等金融機構(gòu)擴(kuò)大分支網(wǎng)點、開發(fā)新產(chǎn)品和服務(wù),盡可能地改善居民金融產(chǎn)品與服務(wù)的可得性。②建立多種金融社區(qū)交流組織。社會資本具有信息傳遞的作用,通過交流組織的建立與金融知識的傳播,加大居民對金融市場的認(rèn)識,從而降低他們對金融的排斥程度。③提升居民的受教育年限。在大力發(fā)展金融機構(gòu)、普及金融產(chǎn)品的同時,應(yīng)努力提升居民整體受教育年限,并注重教育質(zhì)量,加強居民在信息搜集、整理與分析方面的能力,從根本上降低金融排斥發(fā)生的概率。