金融深化對個體行為及其福利的影響分析*

韓其恒,李俊青

(1.上海財經大學 金融學院,上海 200433；2.南開大學 經濟學院,天津 300380)

一、引 言

圖1 OECD國家與新興市場國家金融自由化程度的差異

自20世紀70年代以來,經濟全球化和金融自由化不僅改變著全球經濟的發(fā)展模式,而且對各國政府的金融監(jiān)管政策提出了更高的要求,甚至由于金融危機的發(fā)生和蔓延,致使人們對金融創(chuàng)新也開始持一定的懷疑態(tài)度,而面對金融深化褒貶不一。如何客觀、準確和清醒地認識金融深化對發(fā)展中國家個體行為的影響,以及這些影響對其消費、儲蓄、利率和個體福利所產生的沖擊,是關系到一國未來金融發(fā)展方向的重大問題。

考察20世紀90年代以來中國資本市場和經濟發(fā)展,可以發(fā)現(xiàn)以下特征:

1.中國金融市場在不斷發(fā)展的同時,依然存在同發(fā)達國家的差距。隨著經濟全球化和金融全球化的推進,全世界的經濟和金融自由化的程度越來越大。Abiad、Detragiache和Tressel(2007)構造了一個金融自由化指標,代表金融市場的發(fā)展程度,該指標顯示新興市場國家和OECD國家(主要為發(fā)達國家)自1973年以后金融自由化的程度不斷提高,但是這兩個經濟體之間金融自由化差距的程度在過去近30年似乎并沒有太大的變化(見圖1),說明中國金融市場的發(fā)展同發(fā)達國家相比還有一定差距。

2.中國居民較大的消費波動。很長時間以來,發(fā)展中國家的個體要比發(fā)達國家的個體承擔更大的消費波動,如以發(fā)展中國家非常重要的成員——中國和OECD國家的消費波動為例(Ho等,2008；見表1),在1979-2006年間中國人均居民消費增長波動的標準差為0.06,為同一時間段OECD國家人均居民消費增長波動標準差0.02的3倍,即使我們將這一時間段以1992年為斷點分成兩段,盡管前一時段比后一時段人均收入增長的波動從0.07減少到0.05,但是兩個時間段內中國居民人均消費增長的波動性并無變化,一直是0.06,這說明中國居民對沖消費波動的能力在改革開放后并無提高,相反還有所減少。

表1 中國和OECD國家消費波動和收入波動情況比較

東亞發(fā)展中國家的消費風險分擔能力也是有限的,鄭海青(2008)估計在東亞國家有78%的消費風險沒有被平滑,在已經平滑的22%的消費風險中,絕大多數(21%)的消費風險是由區(qū)域借貸市場平滑的,而區(qū)域資本市場在平滑中的作用不大,只有1%。在整個樣本期,東亞發(fā)展中國家的消費平滑能力低于OECD國家和歐盟的30%-40%,更低于美國的消費平滑能力,Asdrubali、Sorenson和Yosha(1996)認為美國有75%的收入沖擊得到平滑。

3.中國居民的高儲蓄率。世界的居民儲蓄率自20世紀90年代以后始終維持在20%左右,其中發(fā)達國家的居民儲蓄率一直略低于20%,而新興和發(fā)展中國家的居民儲蓄率一直高于30%,中國的居民儲蓄率自20世紀90年代后一直高于30%。中國的儲蓄率2000年后一直高位運行。Modigliani和Cao(2004)測算了中國1953-2000年中國的居民儲蓄率,發(fā)現(xiàn)中國的儲蓄率自1978年以后有了較快增長,并于1994年接近34%,與日本20世紀60年代的情況相似。在國民儲蓄率方面,Kraay(2000)研究發(fā)現(xiàn),1978-1995年中國的平均國民儲蓄率為37%,而國際平均國民儲蓄率僅為21%。Kuijs(2005)用資金流量方法測算了中國1990-2003年的國民投資和儲蓄率,發(fā)現(xiàn)中國的國民儲蓄率一直維持在40%上下,1994年和2003年國民儲蓄率更是分別高達42.7%和42.5%。

本文針對中國金融市場發(fā)展與居民消費、儲蓄的上述特征,在無限期不確定的分析框架下,重點研究一國金融市場的發(fā)展對該國個體行消費和儲蓄行為所產生的深遠影響,同時也分析貧富差距等相關經濟因素對個體行為及其福利的影響。這將對我們了解金融深化對個體決策行為的影響機制,幫助政府從微觀層面入手,制訂提高消費、促進經濟增長的宏觀經濟政策有所裨益。

二、文獻綜述

很多學者實證分析了東亞(中國)資本市場的不完全性對個體平滑消費能力的影響,認為在亞洲以及中國,由于資本市場的不完全性使個體在消費風險的分擔方面存在一定的障礙,減少了個體福利。鄭海青(2008)認為東亞區(qū)域資本市場在平滑GDP沖擊方面的作用非常小,消費風險分擔程度還相當低。Kim Soyoung、Kim Sunghyun H和Wang(2006)就東亞10國的消費風險分擔能力所作的研究表明,這些地區(qū)個體80%的GDP波動風險沒有被平滑,資本市場對居民的消費平滑作用非常小。Xu(2008)分析了中國的消費分擔程度,表明中國跨省之間的風險分擔能力遠小于美國以及加拿大跨州之間的風險分擔能力。相對亞洲而言,美國資本市場分擔個體消費風險的能力較強。Asdrubali、Sorensen和Yosha(1996)就認為在1963-1990年間美國各州居民的收入波動有39%被資本市場平滑,13%被聯(lián)邦政府的稅收、轉移支付和以國家補助的方式進行了平滑,23%被信貸市場平滑,剩下的只有25%的風險未被平滑。Canova和Ravn(1996)的研究也表明,在工業(yè)化國家,由于人口、財政和貨幣沖擊造成的總量宏觀消費風險基本上被對沖了。他的結論與Obstfeld(1993)、Atkeson和Bayoumi(1993)、Kollmann(1996)的結論基本一致,也與Backus、Kehoe和Kydland(1992)以及 Devereux、Gregory和Smith(1992)認為歐共體國家之間具有很高的風險分擔能力的結論非常類似。

近年來中國高儲蓄率的問題也受到大量國內外學者的關注。這些研究文獻一般把中國高儲蓄率歸因于:(1)高經濟增長率和高人口增長率所導致的中國的高儲蓄率(Kraay,2000；袁志剛和宋錚,2000；Modigliani和Cao,2004；王弟海和龔六堂,2007)；(2)中國改革帶來的不確定性所導致的預防性儲蓄增加以及流動性約束導致的中國的高儲蓄率(李焰,1999；劉建國,1999；萬廣華、張茵和牛建高,2001)；(3)中國的高儲蓄率主要來源于政府和企業(yè)儲蓄的增加(任若恩和覃筱,2006；李揚和殷劍峰,2007)。另外,還有一些學者從金融市場不發(fā)達、轉型經濟下的勞動力轉移等角度對中國高儲蓄率進行了研究,如齊天翔(2000)、李揚和殷劍峰(2005)等。

但是以上分析大都是基于跨地區(qū)或跨國家數據的實證分析,很少有從個體的微觀選擇機制上進行相關的理論分析和模擬計算,本文基于理論模型的數值模擬能更好地幫助我們了解金融深化對個體行為的影響,并由此得出比較靜態(tài)分析的相關結論。

三、基本模型

本節(jié)描述一國基本經濟環(huán)境的設定、模型的構造以及市場的出清條件。

1.基本環(huán)境?？紤]一個國家的經濟,其居民人數被連續(xù)統(tǒng)為1。個體進行無限期期望效用函數的最優(yōu)化決策,即,其中E0是基于初始時刻信息的期望算子,ct為t期的消費,β為跨期折現(xiàn)因子。效用函數為CRRA效用函數相對風險厭惡系數為σ,該函數為嚴格單調遞增凹函數,并且

該國居民收入受兩種風險的影響,即宏觀總體經濟風險(aggregate risk)和微觀異質個體風險(idiosyncratic risk)。宏觀總體經濟風險表明一國平均收入的變化情況,微觀異質個體風險表明在某一宏觀總體經濟狀態(tài)下,個人勞動收入偏離平均收入的變化情況。

(1)宏觀風險。宏觀經濟有兩種狀態(tài),為{g,b},用sh表示,其中g與b分別表示好的宏觀經濟狀態(tài)和差的宏觀經濟狀態(tài),兩種狀態(tài)下個體的平均收入為{yg,yb},用yh表示,宏觀經濟狀態(tài)的變化遵循一階馬爾可夫過程,其轉移矩陣為2×2矩陣gh:

其中gg/b表示宏觀形勢從好狀態(tài)到壞狀態(tài)的概率,其他以此類推,并且滿足:gg/g+gg/b=1；gb/g+gb/b=1。

若該國的宏觀經濟周期為EC,那么宏觀經濟狀態(tài)保持不變的概率為1-2/EC(李俊青、韓其恒,2009),即gg/g=gb/b=1-2/EC。

(2)個體風險。個體風險與宏觀風險相互獨立。個體風險狀態(tài)有兩種,即{r,p},用sw表示,其中r與p分別為高勞動收入狀態(tài)和低勞動收入狀態(tài),或者是富人與窮人狀態(tài)。各有一半居民處于富人與窮人狀態(tài),即g(r)=g(p)=0.5。令Δ表示微觀經濟狀態(tài)的波動幅度,個體在{r,p}狀態(tài)的總收入為y=yh+yw=y(1±Δ),其中yw為偏離宏觀經濟狀態(tài)的收入。微觀經濟狀態(tài)的變化遵循一階馬爾可夫過程,其轉移矩陣為2×2矩陣gw,即:

其中gr/p代表個體在當期是高勞動收入狀態(tài),而在下期是低勞動收入狀態(tài)的概率,其他以此類推,并且滿足:gr/r+gr/p=1；gp/r+gp/p=1。

本文數據模擬時的微觀經濟狀態(tài)轉移矩陣為:

綜合宏觀狀態(tài)數量和個體微觀狀態(tài)數量,個體面對的不確定性狀態(tài)個數為4,用 s=sh×sw表示。由當期狀態(tài)s=sh×sw轉移到下期狀態(tài) s′=sh′×sw′的概率為 g(s,s′)=gh(sh,sh′)gw(sw,sw′)。(1)資產種類 。居民可以在t期用貨幣購買本國發(fā)行的債券,在t期購買1單位債券,在t+1期的回報為1單位貨幣。此外,居民還可以用貨幣購買依不同微觀狀態(tài)而發(fā)行的阿羅證券,如果t+1期的微觀狀態(tài)為sw′,那么在t期購買1單位t+1期微觀狀態(tài)為sw′的阿羅證券,則在t+1期的回報為1單位貨幣。(2)貨幣需求。貨幣需求采用Clower(1967)的預付金模型(Cash-in-Advance),即假設個體在購買商品時必須預先獲得足夠的貨幣。(3)貨幣政策。我們考慮一類基于產出的貨幣政策,即消極的貨幣政策(passive monetary policy),此時貨幣供給量是固定的,與宏觀經濟狀態(tài)沒有關系,即M=1,M代表了該國的名義GDP(M=py),這種政策也稱為穩(wěn)定名義GDP的貨幣政策。(4)資本市場的不完全性。本文中不完全市場程度的刻畫參考了Mendoza(2009)。如果資本市場是完全的,那么對居民可以得到的可行資產(如各種商業(yè)保險產品以及政府提供的非商業(yè)性養(yǎng)老、醫(yī)療和失業(yè)保險)沒有限制,個體能夠對所有微觀狀態(tài)風險進行完全的保險。然而,由于市場摩擦,每一個國家可行的資產集合都會受到不同程度的限制,如不同國家對外生風險的法律核查能力不一樣,就會造成金融資產契約的執(zhí)行有很大不同,從而導致個體實際金融資產集合在不同國家有很大差別。非負參數Φ刻畫了一國執(zhí)行金融契約能力的程度,該值越大說明市場完全程度越高。

2.個體最優(yōu)化問題及其市場均衡條件。給定一國在兩個宏觀狀態(tài)債券的名義利率it,居民在無限期的時間內,通過選擇最優(yōu)的商品消費數量ct,以最大化其無限期的效用:

對于t=1,2,3…,居民的交易過程及其約束條件為:

約束條件說明如下:(3a)式表示t期期末的預算約束。居民將t期的實際財富稟賦at,按照商品在t期的價格Pt兌換成貨幣M t,用來購買商品的數量為ct,債券的數量為Bt,購買在t+1期微觀經濟狀態(tài)為sw′的阿羅證券的數量為A t(sw′),以及在t期持有至下一期的貨幣數量為mt(Hicks,1967)。其中債券的價格為1/(1+it),在任何宏觀經濟狀態(tài)下,債券與阿羅證券之間的無套利條件要求阿羅證券的價格是g(sw′)/(1+it),g(sw′)為個體處于微觀經濟狀態(tài)sw′的概率,其值為0.5。(3b)式表示在t+1期期初不確定狀態(tài)s′出現(xiàn)時,居民獲得上期持有的貨幣mt,勞動稟賦yt+1,t期購買的債券所獲的回報Bt,以及微觀經濟狀態(tài)sw′出現(xiàn)時所獲得的阿羅證券的回報At(sw′),同時通過將這些資產兌換成貨幣Mt+1,用于在t+1期期末購買所需要的商品及債券。(3c)式表示在t期,資本市場不完全性對居民平滑微觀經濟狀態(tài)之間的實際財富差距所造成的影響。at(s)與at(s1)表示居民在t期狀態(tài)s與最差狀態(tài)s1時的實際財富數量,y t(s)與y t(s1)表示居民在t期狀態(tài)s與最差狀態(tài)s1時的勞動收入稟賦。(3d)表示預付金約束。(3e)式表示實際財富數量、商品消費量、貨幣供給量M t以及持有的非負貨幣數量。

3.在市場均衡時兩國市場的出清條件。一國個體在任一狀態(tài)s=sh×sw,實際財富數量為a的不變二維財富分布密度函數為D(s,a)=D(sh,sw,a)。對于t=1,2,3,…,以及任一宏觀經濟狀態(tài)sh,D(s,a)應當滿足:

(6)不變二維財富分布密度函數。D(s,a)是一個不變的分布,即各期之間基于 a與狀態(tài) s=sh×sw 的個體分布函數不發(fā)生改變。D(s′,a′)=

四、數據模擬

對于上述無限期動態(tài)最優(yōu)化問題,一般沒有顯式解,經常使用的方法為數值模擬的方法。本節(jié)我們采用楊奎斯特、薩金特(2005)的方法對該模型進行數值分析研究,①并進行相關的比較靜態(tài)分析,以研究不同宏觀經濟參數對個體行為的影響。本文主要的經濟參數參照發(fā)展中國家(如中國)進行設置,并且主要研究資本市場完全程度等經濟參數對利率、個體福利及消費波動的影響?；鶞是闆r的經濟參數設定如表2所示。

表2 經濟基準參數表

(1)時間折現(xiàn)因子β對個體行為的影響。當個體更加關注未來,即β越大的時候,窮人個體會增加當期的儲蓄以備明天的不時之需,增加的儲蓄降低了當期的利率。同時增加的個體儲蓄也減少了各期的福利水平和平均消費的波動(標準差)。這說明那些為明天考慮較多的國家其利率應該更低一些,這一點也符合中國利率更低的實際情況。這些情況與表3的數據完全吻合。此外,在某一固定的β值下,當宏觀經濟狀態(tài)好的時候,個體更傾向于增加儲蓄以預防下期可能出現(xiàn)的壞狀態(tài),這導致名義利率降低,同時好的宏觀經濟狀態(tài)增加的收入也使個體的福利優(yōu)于壞狀態(tài)時的福利。

表3 不同β對個體行為的影響

(2)相對風險厭惡系數σ對個體行為的影響。當個體越加厭惡風險時,個體更傾向于減少各期各狀態(tài)之間財富的波動,這激勵了個體在各宏觀經濟狀態(tài)下增加儲蓄,由此帶來利率的降低。增加的儲蓄也更能平滑個體的自身消費,從而減少消費波動。同時由于個體更加厭惡波動,所以最終個體的福利還是隨著σ的增加而減少了。模擬結果完全符合上述情況(見表4)。

表4 相對風險厭惡系數σ對個體行為的影響

(3)資本市場完全程度φ對個體行為的影響。一國資本市場的完全程度會對個體行為造成很大的影響,模擬結果參見表5。當資本市場越不完全時(即φ越小),個體很難通過資本市場平滑狀態(tài)之間的財富差距,所以個體為了對沖未來的不確定性,會增加個體的儲蓄行為,即Leland-Kimball(1968)的預防性儲蓄加大,致使利率降低。換言之,資本市場越完全利率則越低。模擬結果也證實了這些理論的推測。從表5可以看出,當φ從0分別增加到0.5和1時,宏觀經濟好的狀態(tài)下的利率則從0分別增加到0.0559和0.0712,宏觀經濟壞的狀態(tài)下的利率也有類似表現(xiàn),預示著由于發(fā)達國家有更加成熟的資本市場,所以也會有更高的利率,這與McKinnon和Schnabl(2009)的實證結論一致。

表5 資本市場完全程度φ對個體行為的影響

當資本市場的完全性不斷增加時,個體較易減少勞動收入稟賦波動所帶來的財富波動(見表5),并相應減少個體的消費波動,從而增加個體福利。從表5可見,隨著φ從0分別增加到0.5和1,個體在任何宏觀經濟狀態(tài)下的消費波動都在減少,宏觀經濟好的狀態(tài)的平均消費波動從0.5100迅速減少到0.2818和0.0137,而宏觀經濟壞的狀態(tài)的平均消費波動則從0.4941迅速減少到0.2766和0.0146,這在整體上提高了各種宏觀經濟狀態(tài)下的個體平均福利。

隨著φ的增加,上述個體平均福利的增加本質上是在某一宏觀經濟狀態(tài)下,窮人和富人能夠通過更加完善的資本市場減少個體在財富上的差距,從而促使在某一宏觀經濟狀態(tài)下的窮人和富人的消費更加接近(見圖2和表6)。圖2刻畫了個體隨著凈資產的增加而不斷增加的消費,即個體的消費函數曲線,從中可見,個體的消費總體呈現(xiàn)出邊際消費傾向遞減的過程,并且隨著φ的增加,窮人和富人的消費曲線越來越接近,當φ=1時,資本市場使窮人和富人的消費曲線完全相等,并且這些消費曲線表現(xiàn)得更加平緩,即消費的財富彈性在變小。表6給出了隨著金融深化程度的增加,窮人和富人的平均消費數據,如在宏觀經濟好的狀態(tài)下,當φ為0時,窮人的平均消費和富人的平均消費分別為0.5348和1.4816；當φ為0.5時,窮人和富人的平均消費進一步接近為0.7717和1.2491；當φ為1時,窮人和富人的平均消費則完全相等并且接近1.02；在宏觀經濟壞的狀態(tài)下也有類似的結果。由于窮人和富人之間平均消費差距的減少,導致風險厭惡的個體隨著φ的增加,在任一宏觀經濟狀態(tài)下,窮人和富人之間福利水平的差距在減少。

上述資本市場不發(fā)達國家表現(xiàn)的大量儲蓄(購買債券)與現(xiàn)實中國(東亞)的實際表現(xiàn)基本一致。很多學者對此進行的實證分析也支持了我們的模擬結果,如李焰(1999)、袁志剛和宋錚(1999)、劉建國(1999)、萬廣華等(2001)、Chamon和Prasad(2008)就認為,中國改革帶來的不確定性所導致的預防性儲蓄增加以及流動性約束的存在是中國高儲蓄率的重要原因。

表6 φ為0.0、0.5、1.0時好的狀態(tài)和壞的狀態(tài)下富人和窮人的平均消費情況

圖2 資本市場完全程度φ對個體消費水平波動的影響

(4)貧富差距Δ對個體行為的影響。這里我們討論兩國貧富差距對個體行為的影響,③即考察Δ變動對個體行為的影響,其中當Δ=0.5時,富人的收入是窮人收入的3倍。模擬結果如表7所示。

表7 貧富差距Δ對個體行為的影響

表7顯示,當貧富差距擴大,即Δ增加時,一方面未來不確定性的增加,會產生更多的預防性儲蓄的要求,在各個宏觀經濟狀態(tài)下,名義利率會趨于減少；另一方面不確定性的增加導致平均消費波動的增加,平均福利也會趨于減少。這說明貧富差距的擴大會增加居民的消費波動,降低個體福利水平。在中國當前不斷攀升的基尼系數面前,這一點表現(xiàn)得更加明顯。

五、結論及政策建議

本研究表明一國的資本市場發(fā)展程度對個體的行為和微觀選擇產生了很大的影響,從而影響利率水平的高低和個體福利的大小。即如果資本市場越不完全,個體就越會增加預防性儲蓄數量,從而降低該國的利率水平,導致個體消費波動性的增加,在宏觀收入水平不變的情況下,降低了個體的總體福利水平,并且隨著個體平滑消費能力的減弱,個體福利水平會加速下降?？梢?金融市場的不完全對我國長期的高儲蓄率和低利率產生了深刻影響,如果我們不增加居民面對不確定風險時可以選擇的金融品種,不提高居民跨期轉移財富和對沖風險的能力,那么我國的長期高儲蓄率問題很難從根本上得以解決,這將會影響我國長期的消費增長,對我國政府現(xiàn)階段提出的改變經濟增長方式、調整經濟結構的長期發(fā)展戰(zhàn)略有很大的負面影響。同時貧富差距的加大也會增加個體未來收入的不確定性,促使個體增加儲蓄,導致利率降低、增加消費波動并減少個體平均福利。當前中國基尼系數已達 0.45(世行,2009),收入不平等對消費和儲蓄的影響應該予以充分的重視。

資本市場的不完善對于發(fā)展中國家的低收入人群影響更大,尤其對貧困人口的影響尤為明顯。各種風險對這些人口造成了很大的影響,這些風險有大范圍的風險,如20世紀90年代末的金融危機、SARS病毒的傳播以及2004年的海嘯災害,也有一些居民家庭面臨著無數的更局部化、更異質性的風險沖擊,如家庭主要收入者的疾病和失業(yè)、農作物產量的不確定性、不利的商品價格變化以及地區(qū)性的自然災害等。世行(2009)研究表明,在中國,隨著貧困水平的下降,風險誘發(fā)的貧困問題相對來講更為重要。導致貧困的主要因素變成了各種風險沖擊。風險會抑制家庭消費水平,甚至讓貧困家庭為了防止未來收入沖擊而從事預防性的儲蓄。如在中國農村地區(qū)的人均收入低于每年888元的世行貧困線的農戶中,有43%的農戶進行儲蓄,并且處于貧困線和兩倍于貧困線標準之間的低收入戶的中位儲蓄率超過了17%。由于中國低收入家庭中的高儲蓄率,從收入角度看很多接近貧困水平的家庭如果用消費來衡量,則都屬于貧困家庭,結果導致消費貧困人口數量差不多是收入貧困人口數量的2倍。因此,即便對持久貧困的人口而言,政策不但要著眼于建立起以財產為基礎的長期收入創(chuàng)造能力,而且也要為它們提供各種基本的社會保障措施,并提高資本市場的完全程度,以改善貧困人口的抗風險能力。

所以,當我們面對次貸危機而加強金融監(jiān)管時,應該清醒地看到金融深化和金融創(chuàng)新對一國(尤其是發(fā)展中國家)微觀個體儲蓄和消費的深刻影響；看到金融深化對個體規(guī)避風險、提高個體福利方面的積極作用。切不可因噎廢食,而應該繼續(xù)深化金融體制改革,進一步改善我國的金融市場環(huán)境。

*本文得到南開大學文科科研創(chuàng)新基金項目(NKC07013)、上海財經大學211項目以及上海財經大學現(xiàn)代金融研究中心2010年度招標課題的資助。

注釋:

①由于篇幅限制,個體決策模擬計算所使用的最優(yōu)化方程、整個經濟系統(tǒng)的靜態(tài)均衡求解步驟以及部分參考文獻沒有給出,有興趣的讀者可向通訊作者李俊青(leejqdoc@163.com)索取。

②劉樹成、張平和張曉晶(2005)的研究表明,中國自1953-2007年共經歷了9次經濟波動。其中,1955-1976年按“谷—谷”法劃分的5輪經濟周期的平均波長為4.2年,1976-2002年有4輪經濟周期,平均波長約為6年,所以我們將經濟周期確定為5年。

③自從中國改革開放以來,在中國公民的人均收入有很大提高的同時,中國收入不平等的程度也出現(xiàn)了顯著上升。根據國家統(tǒng)計局農村和城鎮(zhèn)家庭調查的全部數據得到的測算結果顯示,收入不平等的基尼系數從1981年的30.9%上升到2003年的 45.3%(世行,2009)。利用最近年份有代表性的大規(guī)模家庭水平的數據,世行的研究表明,最窮的10%的人口占總體收入比例只有1.8%,而最富的10%的人口占總體收入比例達到29.9%。中國收入不平等測量數量是來自住戶自家記錄,這種方法與在大多數國家傳統(tǒng)采用的一次性調查方法相比,有可能會低估收入不平等的程度。

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