《通货膨胀与中国城镇居民收入不平等--基于收入来源的分解分析-赖志花.pdf》由会员分享，可在线阅读，更多相关《通货膨胀与中国城镇居民收入不平等--基于收入来源的分解分析-赖志花.pdf（7页珍藏版）》请在taowenge.com淘文阁网|工程机械CAD图纸|机械工程制图|CAD装配图下载|SolidWorks_CaTia_CAD_UG_PROE_设计图分享下载上搜索。
1、- 64 -收稿日期： 2016-03-20基金项目： 国家社会科学重点项目（11AJ Y0 09）；河北科技厅项目（14457687D）；河北社会科学基金项目（HB14YJ024）；河北社会科学基金项目（HB15YJ022）；博士科研启动项目（BQ201302）；河北社会科学基金项目（HB2016ZT057）；河北社科联项目（201603120410）作者简介： 赖 志 花（1 9 7 6 ），女 ，浙 江 龙 游 人 ，博 士 ，河 北 地 质 大 学 副 教 授 ；刘 义 臣（1 9 8 0 ），男，河 北 保定 人 ，河 北 地 质 大 学 助 理 研 究 员 ；王 必 锋（1 9 7
2、 7 ），男，浙 江 奉 化 人 ，博 士 ，河 北 地 质 大 学 副 教 授 。通货膨胀与中国城镇居民收入不平等文献编码 doi：10.3969/j.issn.1004-6917.2016.07.0132016年第7期（总第253期）赖 志 花 ，刘 义 臣 ，王 必 锋（河北地质大学，河北 石家庄 050031）摘要： 在测算中国城镇居民分项收入集中率的基础上，采用动态面板模型估计了通货膨胀对城镇居民分项收入不平等的结构效应。研究结果表明：工薪收入和转移性收入对城镇居民基尼系数的贡献率呈下降态势，是城镇居民收入不平等的促减来源；经营净收入和财产性收入对城镇居民基尼系数的贡献率呈上升态势，
3、是城镇居民收入不平等的促增来源；通货膨胀加剧了工薪收入和财产性收入不平等，但却缓解了经营净收入和转移性收入不平等；通货膨胀环境中，教育和金融发展可以缓解财产性收入不平等。关键词： 通 货 膨 胀 ；城 镇 居 民 ；收 入 不 平 等 ；集 中 率 ；广 义 矩 估 计中图分类号： F124.7 文献标识码： A 文章编号： 1004-6917（2016）07-0064-07基于收入来源的分解分析一 、问 题 的 提 出通货膨胀和收入分配间的相关经验研究仍然存在争议，Galli and Hoeven称之为通货膨胀与收入不平等之谜1。Albanesi假设劳动生产率存在差异的两类家庭，建立政治经济
4、学模型分析通货膨胀和收入 不 平 等 间 关 系 。由 于 劳 动 生 产 率 的 较 大 差 异 ，更高的收入不平等使低收入家庭更易遭受通货膨胀的损失，从而进一步恶化了他们在议价中的位置2。Heer and Sssmuth是强调高通货膨胀导致实际高税负和证券投组合配置的股票市场交易成本，指出高通货膨胀显著地增加财富不平等3。E a s t e r l y 等 采 用38个国家31869个家庭民意调查数据，从国家效应角度指出穷人比富人更多提及通货膨胀作为重要的国家关注问题4。Desai采用19602000年期间的大量跨国样本阐述了政治结构和不平等间的相互作用。他们的经验研究表明，不平等和通货膨
5、胀间的关系是以政治结构为条件的5。国 内 学 者 对 两 者 间 关 系也做了有益的探索，如龚六堂、邹恒甫、叶海云6以及赵留彦7等从理论上阐述了通货膨胀对居民福利的 影 响 ；黄 智 淋 和 赖 小 琼8以 及 张 克 中、冯 俊 诚9等定量分析了通货膨胀对收入不平等的影响。国内外文献对通货膨胀与收入不平等间关系展开了深入的研究，但是，对通货膨胀与分项收入不平等之间关系的研究比较欠缺。由于通货膨胀对不同 来 源 收 入 的 冲 击 存 在 差 异 性 ，因 此 ，只 有 确 定 通货膨胀对居民分项收入集中率影响的结构效应，才能更加准确地锁定政府旨在稳定物价和控制收入不平等的政策的重点领域。与已
6、有文献研究相比较，本文采用动态面板模型检验了通货膨胀对分项收入- 65 -不平等的影响，从而详细而深入地阐述了通货膨胀对居民分项收入不平等影响的结构效应。二、我国城镇居民分项收入集中率和贡献率的测算为了计算不同来源收入不平等对总收入不平等的影响，采用基尼系数分解不同来源收入不平等对总收入不平等的贡献。假设总收入是由f项来源收入构成，首先采用基尼系数公式计算第f项源收入的集中率（拟基尼系数），集中率的计算公式如下：() ()Cy PW PQ21 1ff iifiifinin111=+ -=-=/（1）其中，QWif ifki1=/是前 i个收入组所拥有的 f种来源收入占总收入份额的累积比重。 W
7、if=Pimif /uf用于计算第 i个收入组的 f项来源收入在总来源收入中所占的份额， mif和 uf分别指的是第 i组 f 项来源收入和各组 f 项 来 源 收 入 的 均 值 。所 有 n个收入组的W 1ifkn1=/。 Cf指的是第 f项 来 源 收 入 的 集 中 率 。如果 集 中 率 越 大 ，则 说 明 第 f项来源收入在各收入组间的分布越不平等。计算出总收入的基尼系数和分项收入集中率之 后 ，可 以 采 用 以 下 公 式 计 算 出 第 f项来源收入不平等对总收入不平等的贡献率：()(),SGymCymS 1Ginifff fGinif=/（2）式（2）中， 和 f分别指的
8、是总收入的均值和第 f项收入的均值； Cf（ yf）是第 f项来源收入的集中率， G（ y）是总收入的基尼系数； SfGini是第 f 项来源收入对总收入不平等的贡献率。 SfGini可 以 是 正 数 ，也可以是负数。三、通货膨胀对城镇居民分项收入不平等影响的结构效应（一）模 型设 定本文使用中国地区层面的样本数据，定量研究通货膨胀对中国城镇居民分项收入集中率的影响的结构效应。设定基准的动态面板模型如下：Cirit=0+1Infit+2Infit*Educit+3Infit*Fdit+4Infit-1+5Infit-1*Educit+6Infit-1*Fdit+ Zit+1Cirit-1+v
9、i+it （3）上 式 中 ，下 标 i和 t分别指的是第 i个省份的第 t年； vi指的是不同观测的地区效应，反映的是不随时间变化的地区差异因素； it是随机扰动项； Infit是第 i个 省（市）第 t年城镇通货膨胀率； Zit是控制变量矩阵； Cirit是第 i个 省（市）第 t年城镇居民分项收入的不平等指标，本文分别采用城镇居民工薪收入（ Cs）、经 营 性 收 入（ Cb）、财产 性 收 入（ Cp）和转移性 收 入（ Ct）这四项来源收入的集中率分别作为被解释变量进行回归，以考察通货膨胀对城镇居民分项收入不平等的影响。方程中核心解释变量是通货膨胀，采用各省市城镇通货膨胀率衡量。由于
10、收入不平等具有累积效应 ，即 消 费 者 在 收 入 分 配 中 所 处 的 位 置 受 到 初 始 财富和前期财富的影响。因而，本文引入滞后一的分项收入不平等指标以检验这种效应。除通货膨胀率和滞后一期的收入不平等指标外，还引入其他影响收入不平等的主要变量：（1）人均GDP的对数（ InPgdp）及 其 平方 项（ InPgdp2），纳入这两个变量的目的主要是考察库兹涅茨倒“U”曲线假说在我国是否成立，即随着经济发展城镇居民分项收入不平等是否呈现出先上升而后下降的态势。（2）金融发展以金融机构存贷款余额占GDP比重（ Fdit）来 衡 量。存 贷 款 余 额占 G D P 比 重 反 映 金融
11、机构用于经济发展的资金量，并且能够恰当地衡量金融控制政策（存款信贷配给政策）造成的实际后果，能够体现从储蓄到投资的转化和增加资本积 累 。（ 3 ） 经 济 开 放 度 （ Openit），采 用 进 出口总 额 与G D P 比 率 来 衡 量 。（ 4 ） 教 育 水 平 （ Educit），借 鉴 相 关学者的做法以6岁及6岁以上人口平均受教育年限来衡 量 。（ 5 ） 城 市 化 率 （ Urbanit），以 非 农 人 口占 总 人口 的 比 重 来 衡 量 。（ 6 ） 政 府 财 政 支 出 （ Govit），以 政府财政支出占GDP的比重来衡量，度量政府活动对收入不平等影响。（
12、二）数据 说明测算城镇居民分项收入集中率时需要个人和家庭的微观调查数据，但官方并未公布以家庭为观测单位的样本数据。因而，本文测算城镇居民分项收入集中率时采用家庭分组数据。现有官方统计资料给出了城镇和农村分组家庭调查的详细数据，其中以人口分位数格式给出城镇数据，以收入区间模式给出农村数据。相关统计年鉴上提供了城镇居民各收入组分项收入较完整的数据，而农村居民各组 分 项 收 入 的 数 据 则 缺 失 较 为 严 重 。因 而 ，与 农 村数据相比较，城镇数据连贯性、完整性相对较优，所【经济研究】 通货膨胀与中国城镇居民收入不平等GUANGXI SOCIAL SCIENCES No.7.2016（
13、Cumulatively,No.253）- 66 -以本文探究了通货膨胀对城镇居民分项收入集中率影响的结构效应。在计算各省市城镇居民分项收入集中率时，需要各省市城镇居民不同收入组的收入数据和人口数据，这些数据均来自各省区市统计年鉴 。需 要 说 明 的 是 ，由 于 天 津 、河 北 、山 西、吉 林 、山东、湖 北 、湖 南、贵 州 、云 南、西 藏 、青 海 和 新 疆 等 1 2个省区市统计年鉴并未公布不同收入组分项收入数据，使得这12个省区市城镇居民来源收入集中率无法计算，因而删除了这12个截面单位。构造的其他变量基础数据均来自历年中国统计年鉴中国金融统计年鉴。本文收集整理了中国200
14、22012年19个省区市组成的面板数据用于计量分析。表1中给出了城镇居民分项收入集中率、通货膨胀及其他重要变量的描述统计结果。表 1 报 告了各 变 量 的 描 述 统 计 结 果 。工 薪 收 入集中率（ Cs）、经 营 净 收 入 集中 率（ Cb）、财 产 性 收入集中率（ Cp）和转移性收 入集中率（ Ct）均值分别为0.2871、0.2443、0.5090和0.2855，各自的10 %分位数分别为0.2269、0.0211、0.3622和0.1745，各自的90 %分位数分别为0.3448、0.4458、0.6395和0.3795，这说明各来源收入中财产性收入的不平等程度最高；各自的
15、标准差为0.0438、0.1586、0.1103和0.0792，这说明经营净收入集中率的变动程度最大，财产性收入集中率的变动位于第二，随着两者在收入中占比逐步增加，经营净收入和财产性收入不平等波动对城镇居民收入不平等波动趋势的影响将越来越大。城镇通货膨胀率的均值为2.53 %，标准差为0.0231，中位数为3 %，最 大 值 为 8 %，9 0 %分位数为6 %，在爬行通货膨胀和温和通货膨胀之间波动。因而，样本数据适合分析通货膨胀波动对城镇居民分项收入集中率的影响的结构效应。（三）估 计方法为了 考 察 收 入 不 平 等 的 累 积 效 应 ，设 定 的 基准动态面板模型中引入其滞后一期的值
16、，一方面会产生解释变量的内生性问题；另一方面可能导致解释变量与扰动项的序列相关。如果采用固定效应和随机效应估计，则会导致参数估计量有偏且非一致。为了克服解释变量的内生性及通货膨胀的内生性带来的联立性偏误问题，本文采用广义矩估计（GMM）来解决解释变量的内生性和个体效应问题 。广义 矩 估 计 最 主 要 的 问 题 是 为 滞 后 变 量 寻 找 工具变量，但是在模型之外寻找其有效工具变量是相当 困 难 的 。因 此 ，本 文 在 模 型 内 寻 找 。具 体 地 说 ，本文遵循了布兰德尔和邦德（Blundell and Bond）的建议，对回归方程的拟合采用系统矩估计（System GMM）
17、10。估计系统GMM的基本思路是，为了消除固定效应，首先需要对回归方程进行差分变换，得到的差分方程如下： Ineit=1 Infit+2（ Infit*Educit） +3（ Infit*Fdit） +4 Infit-1+5（ Infit-1*Educit） +6（ Infit-1*Fdit） + Zit+1 Ineit-1+ it （4）式（4）是差分广义矩估计（Difference GMM）变换的实现。系统矩估计的有效性取决于工具变量选择的有效性，以及随机扰动项的差分项不存在序列相关性的假设。对于工具变量有效性可以通过Hansen和Sargan进行（原假设：过度识别是有效的），如果不能拒绝
18、原假设则意味着工具变量的选择是有效的。对于随机扰动项序列相关性的检验，即检验差分方程中的残差项是否存在二阶序列相关。（四）模型估 计 和 检验表2报告了采用系统GMM方法估计通货膨胀对各省区市城镇居民分项收入集中率的影响的结构效应的回归结果。表中给出了系统GMM估计的Arellano-Bond的 AR（1）和 AR（2）的 P 值 ，意 味 着 在1%的 显 著 性 水 平 下，扰 动 项 的 差 分 序 列 既 不 存 在 一阶序列相关，也不存在二阶序列相关，因而可以接受原假设“扰动项无自相关”，可以使用系统GMM估计。由Sargan检验得到的P值表明，在1 %的显著性 水平上，无 法 拒
19、绝“ 所 有 工 具 变 量 均 有 效 ”的 原假设，因而工具变量的选择是有效的。联合显著性Wald 检验的P值说明模型总体上是非常显著的。表 2 第1、2 列 是 对工 薪 收 入 集中率 回归 估 计 的结果，其中第1列是估计值，第2列是各统计量对应的P值。估计结果表明，当期的通货膨胀率对工薪收入集中率的影响不显著，但是却对其产生滞后一期的正效应（4.3583），并且在5 %的显著性水下统计显著。这意味着，通货膨胀对工薪收入影响存在一 期 滞 后 的 过 程 。由 于 我 国 物 价 上 涨 在 后，工 薪 调整存在滞后，并且工薪调整只能解决“保值”问题，变量 样本量 均值 标准差 最小
20、值 最大值 P10 中位数 P90Cs 209 0.2871 0.0438 0.1897 0.4105 0.2269 0.2805 0.3448 Cb 209 0.2443 0.1586 -0.2532 0.5915 0.0211 0.2541 0.4458 Cp 209 0.5090 0.1103 0.1251 0.7940 0.3622 0.5177 0.6395 Ct 209 0.2855 0.0792 0.0789 0.4763 0.1745 0.2892 0.3795 表1 主要变量描述统计结果- 67 -【经济研究】 通货膨胀与中国城镇居民收入不平等而无法实现“增值”问题。在通货膨
21、胀环境中，中低收入群体工薪下降的幅度较大；而对于高收入群体，工资下降的幅度较小。之所以不同收入水平的城镇居民工薪调整能力和幅度存在差异，是由于他们的经济地位存在差异。为了刻画不完美金融市场中通货膨胀对分项收入集中率的影响，引入金融市场发展和通货膨胀的交叉项 Fdit*Infit-1。 Fdit的系数为-0.0577， Fdit*Infit-1的 系 数 为 0 . 7 5 8 1，均 在 5 %的显著性水平下显著。这表明，当金融市场规模发展到一定程度时，金融市场发展和完善能缩小低收入群体和高收入群体的工薪收入不平等。虽然金融市场完善能够缩小工薪收入不平等，但是在通货膨胀环境中，城镇居民为了抵御
22、通货膨胀冲击，存在一阶滞后响应，加剧了工薪收入不平等。不同收入水平城镇居民工薪收入调整存在差异性，低收入水平城镇居民工薪收入调整速度和幅度低于高收入水平城镇居民。为了研究城镇居民个人禀赋对收入不平等影响，设置了教育变量衡量城镇居民人力资本水平，因而引入教育和教育与滞后一期通货膨胀的交叉项Educit*Infit-1，以研究人力资本在识别和抵御通货膨胀中的作用。教育的系数为0.024，教育与滞后一期通 货 膨 胀 交 叉 项 的 系 数 为 - 0 . 5 5 8 1，均 在 5 %显著性水平下显著。这意味着随着平均受教育水平提高，平均 受 教 育 年 限 的 延 长 加 剧 了 工 薪 收 入
23、 不 平 等，这 可能是由于高收入群体接受教育的机会优于低收入群体，他们能够更好地通过人力资本投资和积累进入高收入行业。但是在通货膨胀环境中，平均受教育年限延长却减缓了工薪收入不平等，而且这种交互效应远大于单一效应。随着我国教育发展和众化，低收入水平城镇居教育环境不断改善，随着资本市场完善，他们可以通过金融市场进行人力资本投资，因而可以获得更好的人力资本投资机会，可以缓解甚至消除低收入水平居民面临的劳动力市场进入“约束”，进而有利于实现各收入水平居民就业机会和收入机会“均等”。这样，一方面可以提高其工薪收入水平，另一方面工薪收入受通货膨胀冲击幅度下降，因而缓解工薪收入不平等。城镇化缩小了工薪收
24、入不平等（-0.4009），可能是由于城镇化发展，大量农村剩余劳动力涌入，由于城乡劳动力市场分割，他们挤占了原先由城镇居民工作的非正规部门，从而使部分城镇居民进入到收入水平较高的正规部门。 Govit的 系 数 为 - 0 . 2 6 4 0 ，这 说 明 政 府 支 出缓解了城镇居民工薪收入不平等。我国于1999年建立最低生活保障制度，不断提高城镇居民最低收入水平所致。表 2 第 3 、4 列 是 通 货 膨 胀 对 经 营 净 收 入 集 中 率的结构效应回归估计的结果，其中第3列是估计值，第4列是各统计量对应的P值。估计结果表明，不同于通货膨胀对工薪收入集中率滞后效应，通货膨胀对 经 营
25、 净 收 入 集 中 率 产 生 即 期 效 应（- 4 . 0 0 9 1），并且在10 %显著性水平下显著，即通货膨胀缓解了城镇居民经营净收入不平等。经营净收入是由家庭成员变量工薪收入集中率 经营净收入集中率 财产性收入集中率 转移性收入集中率系数估计值 P值 系数估计值 P值 系数估计值 P值 系数估计值 P值Infit-0.0437 0.725 -4.0091* 0.104 9.1413* 0.102 -5.9010* 0.041InPgdpit4.3583* 0.019 -0.1124 0.39 1.5003 0.28 -0.2256 0.881InPgdp2it0.2504 0.8
26、48 1.1708 0.269 0.4206 0.941 1.1226* 0.103Fdit-0.0111 0.87 -0.0584 0.275 -0.0176 0.952 -0.0483* 0.020Fdit*Inf -0.0577* 0.05 0.03443 0.276 -0.0528 0.648 0.0475* 0.039Fdit*Infit-1-0.3460* 0.045 -0.3929* 0.019Openit0.7581* 0.034 -0.5784* 0.098*Educit0.0183 0.65 -0.0553 0.264 0.2395 0.308 0.0057 0.926Ed
27、ucit*Infit0.0240* 0.016 -0.2431 0.419 0.0590 0.396 -0.0194 0.142Educit*Infit-10.5543* 0.072 -1.0517* 0.10 0.7535* 0.024Urbanit-0.5581* 0.014Govit-0.4009* 0.092 -0.2024* 0.040 -1.1546 0.344 -1.7537* 0.103Cirit-1-0.2640* 0.044 0.0101 0.983 1.3064 0.517 -0.5620* 0.045-0.0433 0.936 0.5306* 0.035 0.2469*
28、 0.095 0.0600 0.871A R（1） -0.7674 0.443 -1.6066 0.108 -0.8512 0.394 -1.1188 0.263A R（2） -1.0839 0.278 0.6802 0.496 1.2829 0.199 0.38134 0.703Sargan检验 3.3959 1 7.7021 1 9.0426 1 10.5557 1Wald检验 469.04* 0 78.69* 0 26.84* 0.004 120.95* 0注： *、 *、 *分别指的是1%、5%、10%的显著性水平。表2 通货膨胀对各省区市城镇居民分项收入集中率影响的结构效应的估计结果
29、GUANGXI SOCIAL SCIENCES No.7.2016（Cumulatively,No.253）- 68 -从事生产经营活动所获得的净收入，其等于全部生产经营收人中扣除生产成本和税金后所得的收入。通货膨胀对经营净收入影响通过对生产经营收入、生 产 成 本 和 相 关 税 金 产 生 影 响。这 是 由于 在 通 货膨胀环境中，不同收入水平城镇居民的生产经营收入名义值提升，从而从通货膨胀中受益；与此同时，生产成本的名义值也会上升，从而产生通货膨胀损失。但是，通货膨胀环境对不同收入水平城镇居民产生税负存在差异性。虽然金融发展和教育变量对经营净收入集中率的影响不显著，但是金融发展和通货膨
30、 胀 的交 互 项（ Fdit*Infit）的 系 数 为 - 0 . 3 4 6 0 ，教育变量和通货膨胀率的交互项系数（ Educit*Infit）为0.5543，并分别在5 %和10 %显著性水平下显著。这表明，在通货膨胀背景下，金融发展能够降低城镇居民经营净收入不平等。之所以金融发展和通货膨胀的交叉项能够降低城镇居民经营净收入集中率，主要是通过融资成本产生影响。通货膨胀能够增加城镇居民名义经营收入，刺激城镇居民扩大生产经 营 规 模 。为了 解 决 资 本 缺 口，只 能 通 过 金 融 市 场筹 集 。随 着 金 融 市 场 完 善 和 发 展 ，低 收 入 水 平 城 镇居民进入金
31、融市场的门槛降低。另一方面，实际资本成本（实际利率=名义利率-通货膨胀率）降低，从而提高了低收入水平城镇居民的经营净收入。最终缓解了城镇居民经营净收入不平等。在通货膨胀环境中，平均受教育水平提高加剧了城镇居民经营净收入集中率。通货膨胀对不同行业经营收益的影响存在差异，因而经营行业选择对城镇居民经营净收入产生至关重要的影响。经营行业选择受到城镇居民决策判断能力影响，而这种能力取决于城镇居民自身的禀赋，这种禀赋受到城镇居民人力资本 的 影 响 。相 对 而 言，高 收 入 水 平 城 镇 居 民 受 教 育机会较优，能够接受更好的人力资本投资。随着高收入水平城镇居民人力资本积累和提升，能够更好地选
32、择和识别高收益的经营行业，赚取更高的经营净收入，从而加剧城镇居民经营净收入不平等。不同于工薪收入集中率，经营净收入集中率存在一阶的记忆性，即一阶滞后的经营净收入集中率系数为0 . 5 3 0 6 ，在 5 %显著性水平下显著。这表明，经营净收入集中率存在累积性。城镇居民从事生产经营活动时，会受到城镇居民个体禀赋的影响，这种不仅包括人力资本，而且还包括物质资本。相对而言，高收入水平城镇居民积累了更高的物质资本，从而能够进入投资门槛较高的高收益行业，而累积的收益 可 以 更 好 地 开 拓 高 收 入 行 业 市 场，形 成 螺 旋 上 升态势。 Urbanit的 系 数 为 - 0 . 2 0
33、2 4 ，这 说 明 城 镇 化 缓 解了城镇居民经营净收入不平等。表 2 第 5 、6 列 是 通 货 膨 胀 对 财 产 性 收 入 集 中 率的结构效应回归估计的结果，其中第5列是估计值，第6列是各统计量对应的P值。估计结果表明，与通货膨胀对经营净收入集中率的结构效应相同，通货膨 胀 对 财 产 性 收 入 不 平 等 产 生 即 期 效 应 ，但 与 通 货膨胀对经营净收入集中率的影响相反，通货膨胀对财产性收入集中率产生正向效应（9.1413），通货膨胀加剧了城镇居民财产性收入不平等。这主要是由于不同收入水平城镇居民财产性收入构成不同，投资渠道不同，从而产生投资收益差异。财产性收入是
34、城 镇 居 民 所 有 的 动 产（ 如 银 行 存 款 、有 价 证 券）、不 动 产（ 如 房 屋 、车 辆 、土 地 、收 藏 品 等）所 获 得 的收人，其包括出让财产使用权所获得的利息、租金、专利收人；财产营运所获得的红利收入、财产增值收益等。中国城镇居民家庭财产以银行存款、债券和基金等名义资产为主，是金融市场的净名义借出者。因而，一旦发生通货膨胀，中国城镇居民会遭受损失。中等收入水平城镇居民财产主要以银行存款为主，当发生通货膨胀时，中等收入水平城镇居民获得财产性收入为银行存款名义利率与通货膨胀率之差。由于我国金融市场名义利率比较稳定而且较低，一旦发生通货膨胀，往往率会高出名义利率，
35、从而致使银行存款资产不但不能实现保值 ，更 谈 不 上 增 值 。所 以 ，以 银 行 存 款 为 主 的 中 等 收入水平城镇居民遭受通货膨胀损失。高收入水平城镇居民财产主要以有价证券和不动产为主，这些资产价格随着通货膨胀而自动调整价格，往往能够实现保值甚至增值。20052010年期间城镇居民的财产 性 收 入 结 构 中，占 比 最 大 的 是 出 租 房 屋 收 入 ，占比处于中间水平的是利息收入、股息与红利收入及其他投资收入，占比最小的是保险收益、知识产权收入及其他财产性收入。其中，在财产性收入中，利息收入、股息与红利其他投资收入及出租房屋收入等平均占比超过95 %。由于我国投资渠道单
36、一，从而导致金融市场和房地产市场的波动极易影响城镇居民的财产性收入。因而，中等收入水平城镇居民遭受通货膨胀冲击的财产比重最大，低收入水平城镇居民次之，高收入水平城镇居民最小。这- 69 -【经济研究】 通货膨胀与中国城镇居民收入不平等意味着，通货膨胀冲击会恶化城镇居民财产性收入不平等。金融市场发展对城镇居民财产性收入不平等没有产生显著影响，而是通过金融发展与滞后一期 通货膨 胀 交 互 项（ Fdit*Infit-1）产 生 显 著 影 响，影响系数为-0.5784。随着金融市场完善和发展，降低金融市场进入门槛，提供更多的理财渠道。通货膨胀环境下，城镇居民调整资产构成存在滞后性，金融市场发展和
37、完善降低了城镇居民财产性收入不平等。随着金融市场发展和完善，金融市场竞争不断加剧，促使金融机构的运行效率和质量不断提高，为了降低金融机构的经营风险，金融机构会选择效率高且信用质量好的企业放款。反过来，金融机构的择优过程会不断加剧借款企业的竞争。这主要是由于借款企业为了获得金融机构的贷款，需要不断地向金融机构证明自身在市场上和信用上的优越性。当竞争日趋激烈时，歧视成本也不断增加，致使金融机构和非金融机构在金融多样化的环境中各自面临的竞争不断加剧，降低就业歧视，从而使更多的就业机会被释放。尤其是低收入群体，他们获得更多的边际受益，从而不断增加财富积累水平，这为他们获得更多的财产性收入提供了可能，从
38、而在一定程度上缩小了不同收入水平阶层财产性收入的分配差距。教育对城镇居民财产性收入不平等虽然产生正向效应（0.0590），但统计上却不显著。教育和通货膨 胀 的交 互 项（ Educit*Infit）的系数为-1.0517，在10 %显著性水平下显著。随着金融市场发展和教育大众化，低收入水平城镇居民积累更高的人力资 本 ，从 而 提 高 低 收 入 水平 城 镇 居 民 平 均 受 教 育 水平。随着平均受教育水平提升，低收入水平城镇居民识别和抵御通货膨胀能力加强，提高防范通货膨胀能力，合理配置资产，逐步提高实际资产比重，从而减少通货膨胀所造成的损失。这表明，通背景 下，教 育 发 展 能 够
39、 缓 解 城 镇 居 民 财 产 性 收 入 不 平等。与经营净收入集中率一样，财产性收入不平等也 存 在 记 忆 性 ，一 阶 滞 后 财 产 性 收 入 集 中 率 的 系 数为0.2469。这意味着财产性收入不平等不可避免地存在“马太效应”，即拥有财富越多的城镇居民可以更好获取财产性收入，而拥有财富较少的城镇居民财富积累则相对困难和缓慢。这表明，收入不平等受到初始物质资本影响，初始物质资本富有的城镇居民更易获得高收入，而初始物质资本匮乏的城镇居民积累财富则相当缓慢。表2第7、8列是通货膨胀对转移性收入集中率的结构效应进行回归的结果，其中第7列是估计值，第8列是各统计量对应的P值。估计结果
40、表明，通货膨胀对城镇居民转移性收入集中率产生即期的影响 ，系 数 为 - 5 . 9 0 1，在 5 %显著性水平下显著，这意味着通货膨胀缓解了转移性收入不平等。转移性收入包括国家、单位、社会团体对居民家庭的各种转移支 付 和 居 民 家 庭 间 的 收 入 转 移，具 体 包 括 政 府 对 个人收入转移的离退休金、失业救济金、赔偿等；单位对个人收入转移的辞退金、保险索赔、住房公积金 、 家 庭 间 的 赠 送 和 赡 养 等 。 其 中 ，“ 离 退 休 金 ” 是城镇居民转移性收入中的主要组成部分，其占转移性收入比重达到了60 %-70%。从人均转移性收入数据来看，政府转移支付部分占了9
41、0 %左 右。离 退休金作为城镇居民的货币资产，在通货膨胀环境中不可避免地遭受通货膨胀损失，其实际离退休金缩水。但是，由于不同收入水平城镇居民的离退休金的差异，相对于低收入水平城镇居民，高收入水平城镇居民离退休金相对较高。因而，相对于低收入水平城镇居民，高收入水平城镇居民拥有更多货币资产，遭受通货膨胀的冲击更大。这意味着，一旦发生通货膨胀，高收入水平城镇居民离退休金比低收入水平城镇居民遭受更大贬值，从而缓解了转移性收入不平等。 Fdit和 Fdit*Infit的 系 数 分 别 为 0 . 0 4 7 5 、-0.3929，并且在统计上是显著的。随着金融市场完善和发展，金融发展加剧了转移性收入
42、不平等。高入水平城镇居民一方面可将转移性收入更多地用于储蓄，获得更多的利息收入；另一方面可将转移性收入更好地用于投资，从而获得更高的投资收益，而低收入水平城镇居民恰好相反。在通货膨胀环境中，金融发展能够缓解城镇居民转移性收入不平等。这种效应是通过如下两个渠道实现的：一方面，通货膨胀降低了储蓄的实际利息收益，由于高收入水平城镇居民储蓄水平高，因而受到更大的通货膨胀损失；另一方面，随着金融市场发展，金融市场门槛降低，增加了低收入水平城镇居民通过金融市场筹资以投资于“实际资产”的机会，从而使“实际资产”受益于通货膨胀而产生增值收益。 Educit*Infit的系 数 为 0 . 7 5 3 5 ，在
43、 5 %显著性水平下显著。这表明，在通货膨胀环境中，平均受教育水平提高加剧了城镇居民转移性收入不平等。在通货膨胀环境中，受过良好教育的高收入水平城镇居民获得相对较高的离GUANGXI SOCIAL SCIENCES No.7.2016（Cumulatively,No.253）- 70 -退休金，能够更好地识别和抵御通货膨胀。 Urbanit的系数为-1.7537，约在10 %显著性水平下显著。随着城镇化发展，提高了低收入水平城镇居民的转移性收入，从而缓解了城镇居民转移性收入不平等。Govit的系数为-0.5620，表明政府支出缓解了城镇居民转移性收入不平等。财政收入的再分配职能，促使收入从高收
44、入水平城镇居民转移到低收入水平 城 镇 居 民 ，2 0 0 4 年 之 后 转 移 性 收 入 产 生“ 正 向转移”再分配效果。人均GDP及其平方项的系数为1.1226和-0.0483，说明城镇居民转移性收入不平等与经济发展呈现倒“U”型，即城镇居民转移性收入不平等随着经济发展先上升后下降。四 、政 策 含义以上研究结果的政策含义在于，通过对通货膨胀再分配效应的异质性研究，不仅有助于更好地理解通货膨胀再分配效应，而且有助于政府锁定稳定物价和控制居民收入不平等的重点领域。首先，控制通货膨胀，稳定物价。当然，首当其冲的是政策当局通过财政政策和货币政策以避免通货膨胀的发生，从而有效地管理通货膨胀
45、预期。其次，大力发展教育，提高居民识别和抵御通货膨胀能力。本文实证研究分析表明，居民或家庭的受教育程度对于抵御通货膨胀能力产生至关重要的影响。最后，金融市场体系改革和完善。社会财富能否有效公平地分配，很大程度上依赖于资金的传导机制。推动金融市场资源有效配置，加快金融体制改革和创新，发展新型的金融衍生工具，实现资金有效传导配置，使中低收入群体收入增长机会得以改善。参考文献：1Galli R，Hoeven R.Is Inflation Bad for Income Inequality：The Importance of the Initial Rate of InflationR.Interna
46、tional Labor Organization Employment Paper 2001，（29）.2Albanesi S.Inflation and InequalityJ.Journal of Monetary Economics，2007，（54）：1088-1114.3Heer B，Sssmuth B.Effects of Inflation on Wealth Distribution：Do Stock Market Participation Fees and Capital Income Taxation Matter?J.Journal of Economic Dynam
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