产业结构、收入不平等与金融行为
2020-05-07郭立宏
郭立宏,田 瑶
(西北大学 经济管理学院,陕西 西安 710127)
一、引言
习近平总书记在中共中央政治局第十三次集体学习时强调,要深化金融供给侧结构性改革,增强金融服务实体经济的能力。可见,金融在推动中国实体经济发展中作用突出。当前中国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段,产业结构升级正是经济转型的关键,因此产业结构的变迁与金融发展之间也存在密不可分的关系[1],然而,金融市场的不断发展和完善提高了个体的金融市场参与度,凸显了家庭金融在经济领域的重要性,并成为学术界研究热点[2]。已有文献多从微观领域出发,探究个体金融行为的影响因素,也有学者将宏观因素中的经济增长、金融发展纳入研究[2-4]。经济发展往往伴随着产业结构的变迁,产业结构可能通过推进金融发展、完善金融市场而影响金融行为的发生。
尽管中国经济总量现已位居世界第二,但收入不平等仍是亟待解决的问题。多数学者探究了经济增长或产业结构与收入不平等之间的关系,认为产业结构调整会影响收入差距[5];也有学者基于微观视角指出收入不平等会使个体在家庭资产配置方面表现出显著差异,即收入不平等程度的变化可能会对个体的行为选择产生影响[6]。从微观层面来看,现阶段中国家庭金融市场的参与率普遍较低[1],有必要从多角度探究其因素。那么收入不平等在宏观产业结构对微观个体金融行为的影响中扮演着怎样的角色?已有研究尚未有定论。本文从产业结构出发,分析了产业结构、收入不平等与金融行为三者之间从宏观到微观最后作用在个体上的相互作用关系,并探讨了收入不平等在产业结构对金融行为影响路径中的作用机制。结果显示,产业结构合理化会抑制金融行为的发生,而高级化能促进金融行为的发生,且收入不平等在产业结构合理化与高级化对金融行为的影响中分别显著地发挥了中介效应和遮掩效应。
二、文献综述及研究假设
经济与金融之间的关系被国内外学者广泛关注,产业结构变化与金融发展之间也相互影响。部分学者认为金融发展能促进产业结构优化升级[7],也有学者指出产业结构的变迁带动了金融发展的变化[1]。当经济发展迈向更高阶段时,产业结构升级能够在各方面加速金融业的发展,深化金融结构,完善金融市场,提高微观主体的金融市场参与度,影响个体金融行为的发生[8-9]。另一方面,产业结构的变动会影响中国收入分配,而收入差距会导致个体资产配置的多元化,如收入差距扩大导致家庭高储蓄率、激发借贷行为的发生以及增加家庭金融资产投资概率等,因此产业结构也可能通过影响收入不平等来影响家庭金融行为[10-13]。
因此,本文拟依次分析产业结构对金融行为、产业结构对收入不平等以及收入不平等对金融行为的影响,并探究收入不平等在产业结构对金融行为的影响路径中所发挥的作用,厘清三者之间的内在关系。
(一)产业结构的变迁与金融行为
产业结构变化与金融发展关系密切,经济增长一般会伴随着金融服务需求的增加,而产业结构升级能够为具有不同金融需求的创新型企业提供相应的金融服务,表明产业结构优化能够在深度和广度等各方面加速金融业的发展[14]。当产业结构偏离其所处经济阶段内的最优状态时,金融结构会受到影响,即产业结构的变化会使金融部门做出相应调整[15]。近几年,此类研究更加深入。部分研究以合理化和高级化两个指标衡量产业结构优化升级,认为金融的促进作用使产业结构合理化与高级化的发展态势差异显著[16-17];也有研究发现市场经营环境优劣及投资者股份比例等均会影响金融结构与产业结构耦合协调度[18]。可见无论是宏观金融,还是微观层面企业经营、个体投资等,都与产业结构息息相关。
总体而言,产业结构优化升级加速了各类高技术产业及龙头企业的发展。从产业结构合理化来看,当产业结构合理化程度最高时,各产业生产率水平趋于一致,要素在各产业之间的配置达到均衡,经济达到均衡,个体参与金融市场的动力减弱;而产业结构高级化则意味着第三产业增加值的比重逐步扩大,使产业结构从较低层次发展到较高水平。在产业结构迈向高级化的过程中,服务业尤其是金融业发展迅速,金融市场不断完善,上市企业技术创新效率步伐加快,高效益上市企业数量显著增加,激发了个体持有股票等行为的发生。因此,本文提出如下假设:
假设1a:产业结构合理化会抑制家庭金融行为的发生。
假设1b:产业结构高级化会推动家庭金融行为的发生。
(二)产业结构变动对收入不平等的影响
产业结构的变动不仅会影响金融发展,还能缩小收入差距。研究表明,产业结构的变动是影响收入分配的重要原因。目前学者对该问题的研究多从工业化或服务业等单一产业的角度入手,指出第二产业是国内经济差距形成的主导因素[19-20];而国家推行重工业优先发展战略是通过金融抑制以及减少劳动力需求造成劳动力市场扭曲,从而加剧收入不平等[5]。此外,也有学者以城乡收入差距为标的,认为产业升级是解开中国城乡劳动力流动与城乡居民收入差距悖论的关键,服务业的发展吸纳了更多农村剩余劳动力就业,进而使城乡收入差距缩小[21-22]。
总体来看,产业结构合理化会加速劳动力在各产业之间自由流动,产业间的生产率趋于一致,劳动力的工资水平会向某一值收敛,即劳动力的流动有利于降低基尼系数,此时居民收入分配才会持续走向均衡[23];而产业结构高级化的推进会使资本技术密集度高的生产性服务业产值占比提升,由于其平均薪酬较高,会加剧收入不平等[22],但此类产业的发展会进一步带动整个社会的经济增长,在该阶段,经济增长与收入分配之间呈反向变动关系[注]库兹涅茨倒U字形曲线假说(1955)。,即收入不平等程度有所缓解。因此,本文提出如下假设:
假设2a:产业结构合理化会降低收入不平等的程度。
假设2b:产业结构高级化会降低收入不平等的程度。
(三)产业结构变动通过收入不平等影响金融行为
上述内容表明,产业结构升级可能会影响金融行为的发生,并降低收入不平等的程度。那么,收入不平等在产业结构对金融行为的影响路径中作用如何?研究表明,收入差距的扩大会改变人们的相对收入,进而促进个体间的收入比较[24]。这在一方面增强了个体的物质渴求和社会地位寻求动机[25];另一方面也激发了个体间的攀比效应,从而对个体相关经济决策产生决定性影响[26-27]。同时,个体为追求更高的社会地位,对物质需求的主观评价会随之改变,对风险的担忧也因此弱化[28]。因此,会调整投资决策,并倾向于将资产配置到具有高收益的风险性金融资产中,且县域基尼系数每增加0.1个单位,会带动家庭股票和广义金融资产的投资概率分别上涨1.18%和1.33%[3]。
可以看出,收入不平等增强了个体间的收入比较,当个体观测到其他个体参与金融市场并因此获益时,往往会出于社会地位寻求动机和攀比效应等心理,做出同样的行为决策,即参与到金融市场投机,以期获取利润来满足自身心理需求并提高社会地位,缩小收入差距。因此,本文提出如下假设:
假设3:收入不平等的加剧会推动金融行为的发生。
综上所述,产业结构合理化可能会抑制金融行为的发生,且产业结构合理化能减缓收入不平等的程度,收入差距的缩小会降低金融行为发生概率,因此产业结构合理化可能通过缩小收入差距进一步抑制金融行为的发生,即收入不平等可能在该路径中发挥中介效应;另一方面,产业结构高级化本身可能会激发金融行为的发生,而产业结构高级化程度的提高会缩小收入差距,进一步降低金融行为发生概率,因此产业结构高级化通过收入不平等影响金融行为的间接路径可能削弱了产业结构高级化对金融行为的直接影响,最终表现出遮掩效应。遮掩效应是普遍存在的现象,其在路径关系中所呈现的是直接效应与间接效应符号相异,导致总效应被遮掩[29-30]。因此,本文提出如下假设:
假设4a:收入不平等在产业结构合理化对金融行为的影响中发挥中介效应。
假设4b:收入不平等在产业结构高级化对金融行为的影响中发挥遮掩效应。
因此,产业结构、收入不平等以及金融行为三者之间可能存在的逻辑关系如图1所示。
图1 产业结构、收入不平等与金融行为三者内在关系图
三、数据及变量选取
(一)数据来源
本文的数据主要包含宏观与微观两个层面。微观层面的数据来源于中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies,CFPS),其样本覆盖了除内蒙古、海南、西藏、青海、宁夏以及新疆之外的25个省区,以社区、家庭及个体三个层次的数据,反映中国经济、社会、人口、教育及健康的变迁。本文拟采用2010年、2012年以及2014年CFPS数据进行研究。宏观层面的数据采用省际数据,主要来源于《中国统计年鉴》《wind》以及各省市统计年鉴等,并以省际编码为基准,将宏观数据与CFPS数据相匹配。对所选取的变量及数据进行适当处理后最终共获得3期162个区县共7 032个有效样本的面板数据。
(二)变量选取及模型构建
1.金融行为。关于金融行为的定义,国内的研究中一般将金融行为定义为家庭是否有金融活动,也有学者将金融市场参与定义为是否拥有金融市场中的风险资产,如股票、基金等[2-4]。借鉴已有研究,由于本文着重考虑个体对金融市场的参与情况,故选取家庭对金融产品的持有情况来衡量金融行为。在CFPS问卷中,设有关于家庭是否持有股票、基金、信托、期权等各类金融资产的问题,若家庭持有任意一种及以上金融资产,则该变量赋值为1,视为发生金融行为,否则赋值为0。并以持有金融产品市值衡量金融市场参与深度。
2.产业结构。产业结构主要以产业结构合理化和产业结构高级化来衡量。其中,学术界多采用结构偏离度来衡量产业结构合理化,但在衡量时应对各产业的权重加以区分,不能以绝对偏离程度考察产业结构合理性[31]。因此,本文将采取广义熵法,以相对偏离度来衡量地区产业结构合理化程度:
其中,ISR表示产业结构合理化程度,Y为国内生产总值,L为全国总就业人数,i代表各个产业,相应地,Yi代表各产业总产值,Li代表各产业就业人数。该指标为逆向指标,即ISR越大,产业结构越不合理,ISR为0时,产业结构完全合理。
对于产业结构高级化的衡量,由于当前产业服务化趋势不断加强,产业转型升级伴随着第三产业增加值占比的提高,因此本文采用第三产业产值与第二产业产值之比计算,即[22]:
ISA=Y3/Y2
其中,ISA表示产业结构高级化程度,Y2与Y3分别表示第二产业、第三产业总产值。ISA越大,表明产业结构高级化程度越强,反之较低。
3.收入不平等。度量收入不平等最常用的指标是基尼系数[3]。考虑到同一省份内的不同区县由于地理区位、要素禀赋等方面的差异可能导致以省份为单位计算的基尼系数被高估,因此本文以CFPS中区县级代码为识别标准,通过家庭人均收入计算各年内家庭样本所处区县的基尼系数。
4.控制变量。参考以往研究,本文选取的控制变量主要包括:人均家庭纯收入、家庭现金及存款总额、城乡二元变量、家庭规模、家庭支出及金融知识等。考虑到数据的可得性,家庭规模以家庭同灶吃饭的人口数衡量,金融知识以访员所记录的受访者普通话水平代替;还包括宏观层面地区总人口、教育水平、经济增长及金融发展,其中地区教育水平以人均受教育年限及高等学校在校生比例衡量;经济增长情况主要包含人均生产总值以及金融业生产总值;金融发展水平以地区金融机构年末存贷款余额衡量。变量的描述性统计见表1。
表1 描述性统计
从表1可以看出,是否持有金融产品这一变量的均值仅为0.061,表明当前中国家庭金融市场参与率仍较低;持有金融产品的市值的最大值达到4 000 000元,而均值约3 700元左右,表明个体间金融市场参与深度也存在较大差异;基尼系数的均值约为0.428,说明当前个体间收入差距较大,且最值之间相差较大,表明区域间的收入分配有较大差异;同样,区域间产业结构也存在差异。
为探究收入不平等在产业结构调整与金融行为的路径之间是否存在中介效应,构建中介效应模型:
Y=aX+ε1
(1)
Z=bX+ε2
(2)
Y=a′X+cZ+ε3
(3)