產(chǎn)權(quán)保護(hù)與財產(chǎn)性收入——來自微觀家庭的證據(jù)

陳 剛

(西南政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶401120)

一、引 言

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)取得的發(fā)展成績是舉世公認(rèn)的。1979-2010年，中國經(jīng)濟(jì)連續(xù)32年平均每年以9.9%的速度增長，經(jīng)濟(jì)規(guī)模增加了20.5倍，一躍成為全球第二大經(jīng)濟(jì)體。同時，在高速經(jīng)濟(jì)增長的帶動下，中國居民的收入水平也大幅增長了，人均收入由1978年的182美元增長到了2010年的4370美元，成功進(jìn)入了中等收入國家的行列。但是，中國居民收入大幅增長的背后，卻包含著收入結(jié)構(gòu)失衡的隱患，其中，缺少財產(chǎn)性收入是居民收入結(jié)構(gòu)失衡的一個重要方面。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示(圖1)，雖然中國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的財產(chǎn)性收入占總收入的比重在2000年之后都有明顯的增長，截止2012年分別增長到了2.6%和2.3%，但是仍然遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于英國(4.5%)、美國(5.8%)和德國(6.2%)等工業(yè)化國家2004年的水平[1]。

居民缺少財產(chǎn)性收入，可能是造成中國經(jīng)濟(jì)內(nèi)需不振以及外部失衡的重要原因。因為在經(jīng)驗上，財產(chǎn)性收入的邊際消費率是遠(yuǎn)比其它來源收入的邊際消費率更高，①因此，居民缺少財產(chǎn)性收入，抑制了中國國內(nèi)需求的增長[2]，進(jìn)而惡化了宏觀經(jīng)濟(jì)的外部失衡。同時，缺少財產(chǎn)性收入也拖累了居民收入的增長速度，這還可能促使中國經(jīng)濟(jì)陷入所謂的“中等收入陷阱”，延緩中國由中等收入國家向高收入國家的轉(zhuǎn)型進(jìn)程。因此，增加居民的財產(chǎn)性收入，對于中國經(jīng)濟(jì)平衡其經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)以及成功跨越“中等收入陷阱”，具有十分重要的現(xiàn)實意義。

圖1 中國居民財產(chǎn)性收入占比

觀察中國居民家庭的投資選擇行為，有一個引人注目的現(xiàn)象是，中國居民家庭的資產(chǎn)配置，往往更偏好投資于銀行存款和現(xiàn)金等具有更低收益率的無風(fēng)險金融資產(chǎn)，但對股票、基金、銀行理財產(chǎn)品等高風(fēng)險資產(chǎn)的投資激勵卻是不足的。中國家庭金融資產(chǎn)2012年調(diào)查顯示，中國家庭金融資產(chǎn)中銀行存款和現(xiàn)金等無風(fēng)險金融資產(chǎn)的占比超過了75%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于美國家庭持有的無風(fēng)險金融資產(chǎn)的占比比例①數(shù)據(jù)摘自2012年《中國家庭金融資產(chǎn)調(diào)查報告精選》，下載地址:http://chfs.swufe.edu.cn/。。上述現(xiàn)象說明，中國居民家庭之所以缺少財產(chǎn)性收入，與其過度偏好低收益率的無風(fēng)險金融資產(chǎn)的資產(chǎn)選擇相關(guān)。那么，中國居民家庭為何過度偏好低收益率的無風(fēng)險資產(chǎn)，并因此具有較低的財產(chǎn)性收入呢?這在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，一般被歸結(jié)為中國金融市場發(fā)展滯后造成的家庭投資理財產(chǎn)品欠缺和投資渠道缺乏[3-5]。但是，中國金融市場發(fā)展滯后可能不足以完全解釋這一現(xiàn)象。因為，中國的金融市場在過去10多年里取得了長足的發(fā)展，金融產(chǎn)品種類數(shù)和市場規(guī)模得到了極大的豐富和擴展②截止2010年，中國各類金融機構(gòu)的貸款規(guī)模占GDP的比例已接近120%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于一些公認(rèn)的金融中介主導(dǎo)型國家的水平;同期，國內(nèi)債券市場和股票市場規(guī)模也均已躍居到了全球第五的位置。上述數(shù)據(jù)摘自《2010年國際金融市場報告》。，已基本建成了較為健全的金融投資理財產(chǎn)品市場。但是，中國家庭的金融資產(chǎn)配置行為卻并未隨之發(fā)生相應(yīng)的變化，通貨和存款等無風(fēng)險資產(chǎn)在中國家庭享有的金融資產(chǎn)中的占比是長期穩(wěn)定的③歷年《中國金融年鑒》中資金流量表(金融交易賬戶)提供的住戶資金運用情況顯示，2000-2010年住戶配置到通貨和存款項目上的資金占比是非常穩(wěn)定的，其中，通貨占資金運用總量的比例穩(wěn)定在7-8%左右，存款穩(wěn)定在75%左右。這說明，中國家庭的金融資產(chǎn)選擇行為并未隨著金融市場的發(fā)展，而發(fā)生相應(yīng)的改變。。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)中的觀點不同，本文認(rèn)為不完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度可能是造成中國家庭過度偏好低收益率的無風(fēng)險資產(chǎn)，并進(jìn)而缺少財產(chǎn)性收入更為根本的原因。阿爾欽[6]將產(chǎn)權(quán)定義為“一個社會所實施的選擇一種經(jīng)濟(jì)品的使用的權(quán)利”。產(chǎn)權(quán)的主要功能就是通過界定人們在經(jīng)濟(jì)活動中如何受益，如何受損，以及如何進(jìn)行補償?shù)囊?guī)則，促進(jìn)人們形成他與他人進(jìn)行交易的穩(wěn)定預(yù)期，進(jìn)而影響人們在資源配置中的激勵和行為。因此不難理解，不完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，將會放大各類金融資產(chǎn)被“掠奪”的非市場風(fēng)險，降低人們對高收益率的風(fēng)險資產(chǎn)的支付意愿，并促使人們把更多的資源用于“掠奪”和防范被“掠奪”;反之，完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，則有助于降低各類金融資產(chǎn)的非市場風(fēng)險，激勵人們在更低的風(fēng)險預(yù)期下投資金融資產(chǎn)，以實現(xiàn)投資收益的最大化。在改革開放之后，雖然私人產(chǎn)權(quán)在中國重新得到了社會和國家的承認(rèn)。但是，中國的法律制度給予私人產(chǎn)權(quán)的保護(hù)，迄今仍然是非常薄弱的。首先，中國保護(hù)私人產(chǎn)權(quán)的各種成文法的制訂較晚，2004年才將保護(hù)私有財產(chǎn)寫入憲法，2007年3月才頒布第一部物權(quán)法。其次，中國司法系統(tǒng)的效率普遍低下，致使保護(hù)私有財產(chǎn)的法律文本在很多情況下可能并未得到嚴(yán)格的執(zhí)行。有證據(jù)表明，到2007年末，中國各級人民法院積壓了347.9萬宗件[7]，并且，對于那些已經(jīng)審結(jié)的案件來說，商事案件的審判周期也遠(yuǎn)比刑事和行政案件的審判周期更長[8]。最后，中國缺乏合格的法律專業(yè)人才[9-10]，也是制約這些保護(hù)私有財產(chǎn)的法律文本被公正和有效執(zhí)行的一大瓶頸。在現(xiàn)實中，頻繁發(fā)生的對土地的非法侵占事件，以及大量存在的金融詐騙案件，也深刻的表明中國對私人財產(chǎn)權(quán)利的保護(hù)還遠(yuǎn)非完善。

因此在理論上，不完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，一方面可能促使家庭減少對金融資產(chǎn)的投資(特別是高風(fēng)險的金融資產(chǎn))，另一方面還可能促使家庭將更多的資源用于“掠奪”或防范私有資產(chǎn)免遭“掠奪”的非生產(chǎn)性活動，上述行為顯然都將不利于家庭財產(chǎn)性收入的增長。本文首先通過一個簡單的迭代模型闡述了上述理論邏輯，然后采用微觀家庭數(shù)據(jù)在經(jīng)驗上檢驗了產(chǎn)權(quán)保護(hù)對中國家庭財產(chǎn)性收入的影響。工具變量估計結(jié)果顯示，產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提升不僅顯著且可觀地促進(jìn)了中國家庭財產(chǎn)性收入的增長，而且，顯著且可觀地提高了中國家庭享有財產(chǎn)性收入的概率。具體表現(xiàn)為，樣本城市的產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)上升1個標(biāo)準(zhǔn)差，家庭的財產(chǎn)性收入將會因此增長91%左右，家庭享有財產(chǎn)性收入的概率則會因此提高4.76%左右。上述發(fā)現(xiàn)說明，不完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度的確可能是造成中國家庭缺少財產(chǎn)性收入的根本原因，因此，建立完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度將是增加中國家庭財產(chǎn)性收入的最重要的制度基礎(chǔ)。

本文也提供了新的證據(jù)，以論證正式制度之于中國經(jīng)濟(jì)增長的重要性。大量文獻(xiàn)研究指出，制度是一國長期經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)[11-12]，但是改革開放之后的中國經(jīng)濟(jì)卻常常被看作是一個特例[13]，因為，中國經(jīng)濟(jì)在改革開放之后的成功，可能主要應(yīng)歸功于“關(guān)系”和聲譽等非正式制度支撐了私有經(jīng)濟(jì)的崛起，而不是建立了有效的金融和法律制度[14]。最近的研究向上述觀點提出了挑戰(zhàn)。方穎和趙楊[15]針對47個地級市數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，制度對中國經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)顯著為正，并且，在控制了地理因素和政府政策效應(yīng)等變量之后，制度對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)仍然最為顯著。同時，基于中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的研究也證實，產(chǎn)權(quán)保護(hù)等正式制度的完善不僅有助于企業(yè)更容易獲得銀行貸款[16]，而且也顯著地促進(jìn)了企業(yè)的R ＆ D支出和生產(chǎn)率增長[17-18]。但到目前為止，尚未有文獻(xiàn)研究產(chǎn)權(quán)保護(hù)等正式制度是否也顯著地影響了微觀家庭的經(jīng)濟(jì)行為和績效，本文則為該領(lǐng)域的研究補充了來自微觀家庭層面的新證據(jù)。

文章下來的結(jié)構(gòu)安排如下，第二部分是簡單的模型分析;第三部分詳細(xì)介紹了本文的數(shù)據(jù)處理過程和來源;第四部分是實證分析;第五部分是對全文的總結(jié)。

二、模 型

Sonin[19]構(gòu)造了一個動態(tài)模型，闡述了“富人”之所以偏好不完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，是因為“富人”比“窮人”具備更強的保護(hù)產(chǎn)權(quán)安全的私人保護(hù)能力，進(jìn)而能夠在產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度不完善的環(huán)境中“掠奪”其它社會成員的財富。馮時和徐建國[20]借用Sonin的模型，論證了由制度不公平造成的收入差距將會降低經(jīng)濟(jì)增長率，其它因素造成的收入不平等則不會影響經(jīng)濟(jì)增長。本文也借用這一模型，描述不完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度如何影響家庭的資源配置行為，進(jìn)而影響家庭的財產(chǎn)性收入。

假設(shè)有兩個無限期存續(xù)的同質(zhì)家庭A和B，每個家庭存活一期，并通過遺產(chǎn)饋贈的方式在代際間轉(zhuǎn)移財富。初期時，每個家庭從其父輩家庭繼承了等量的遺產(chǎn)w(wA=wB)，并將繼承來的遺產(chǎn)在家庭消費c、家庭金融資產(chǎn)投資k和“掠奪”(或防范私有財產(chǎn)免遭其他家庭“掠奪”)b三種活動中進(jìn)行分配，以最大化家庭效用①為了簡化模型分析，我們假設(shè)家庭只能投資于金融資產(chǎn)。。家庭之所以從事“掠奪”性活動，是因為產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度是不完善的，家庭從事“掠奪”性活動，一方面能夠“掠奪”其它家庭的金融資產(chǎn)，另一方面也可以避免自有金融資產(chǎn)被其它家庭“掠奪”。因此，家庭最終可支配的金融資產(chǎn)，不僅是家庭自有的金融資產(chǎn)k的函數(shù)，而且也是家庭投入到“掠奪”活動中的資源b的函數(shù)。

家庭在第t期的效用函數(shù)設(shè)定為如下形式:

其中，c為家庭消費，w是家庭的收入，也是留給下一代家庭的遺產(chǎn);ρ是遺產(chǎn)在家庭效用中的權(quán)重，且0＜ρ＜1。家庭面臨的約束條件是:

其中，(1)式是家庭的資源約束。(3)式描述了在產(chǎn)權(quán)保護(hù)不完善的環(huán)境中，家庭金融資產(chǎn)的再分配過程，可被理解為一種特殊形式的Tullock競租過程[19]，即家庭在社會金融資產(chǎn)池()中分得的份額與家庭投入到“掠奪”活動中的資源是正相關(guān)的，但與其它家庭投入到“掠奪”活動中的資源負(fù)相關(guān)。參數(shù)θ則衡量了產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的強弱，其值越小，意味著產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平越強;當(dāng)θ的取值為0時，意味著產(chǎn)權(quán)保護(hù)是完美的，家庭投入到“掠奪”活動中的資源得不到任何回報。(4)式是家庭生產(chǎn)函數(shù)，其中，A 是外生給定的技術(shù)參數(shù)是初期的社會總財富，以其來表示社會的基本技術(shù)稟賦。

在上述約束條件下，家庭i最大化效用函數(shù)的最優(yōu)k和b分別是:

如前文所述，參數(shù)θ反向衡量了產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的強弱，因此，(5)式表明產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平越弱(即θ越大)，家庭分配到金融資產(chǎn)投資活動中的資源會越少，分配到“掠奪”活動中的資源會更多。這背后的邏輯是非常容易被理解的，因為，在產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平更弱的環(huán)境中，家庭的金融資產(chǎn)遭到“掠奪”的風(fēng)險會更高，但分配到“掠奪”活動中的資源的回報會更高，因此，家庭的理性選擇便是減少對金融資產(chǎn)的投資，同時增加“掠奪”活動的資源投入。

將(5)、(6)式逐次帶入(3)和(4)式，便可以求得家庭i在t期的收入w(這也是家庭遺留給下代家庭的財產(chǎn)):

(7)式表明，家庭的(財產(chǎn)性)收入w不僅與家庭的初期財富、社會的基本技術(shù)稟賦等因素有關(guān)，而且，也受到產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平強弱的影響。進(jìn)一步對(7)式求θ的偏導(dǎo)便能夠得到:

(8)式表明家庭的(財產(chǎn)性)收入與產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平是正相關(guān)的，即產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的強化(θ取值下降)能夠促進(jìn)家庭(財產(chǎn)性)收入的增長，而產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的弱化(即θ取值上升)則會降低家庭的(財產(chǎn)性)收入。

三、數(shù) 據(jù)

本文采用2006年中國綜合社會調(diào)查(CGSS)項目中家庭數(shù)據(jù)及與之匹配的地級市數(shù)據(jù)，在經(jīng)驗上識別財產(chǎn)權(quán)利保護(hù)對中國家庭財產(chǎn)性收入的影響。CGSS2006是中國人民大學(xué)社會學(xué)系所發(fā)起的一項全國范圍內(nèi)的大規(guī)模抽樣調(diào)查項目，項目研究訪問的對象是根據(jù)隨機抽取的方法，在全國28個省(自治區(qū)、直轄市)抽取10000個家庭戶(實際抽取了10151個家庭戶)，然后在每個被選中的家庭戶中按照一定規(guī)則隨機選取1人作為被訪問者，以收集被訪問者家庭及個人的相關(guān)信息，其中，包括了被訪問者家庭2005年獲得的財產(chǎn)性收入的信息。

CGSS2006調(diào)查中，共有8768個家庭戶報告了他們家庭在2005年獲得的財產(chǎn)性收入。結(jié)果顯示，在這些家庭戶中，總共有10.55%的家庭戶(即925個家庭戶)在2005年獲得了財產(chǎn)性收入，剩下89.45%的家庭戶在2005年獲得的財產(chǎn)性收入都是0，這說明2005年中國享有財產(chǎn)性收入的家庭的比例是非常低的，并且，財產(chǎn)性收入在各個家庭戶間的分配是非常不平等的。在計量分析時，我們是以家庭財產(chǎn)性收入的自然對數(shù)(proinc)作為被解釋變量①對于那些財產(chǎn)性收入為0的家庭，我們將其財產(chǎn)性收入的對數(shù)也賦值為0，以增加樣本量。。

本文關(guān)注的核心解釋變量是產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的強弱。世界銀行在2005年調(diào)查了中國120個城市的12400家公司，并根據(jù)調(diào)查結(jié)果測算了這120個城市的投資環(huán)境，其中，包括了企業(yè)對合同權(quán)利和財產(chǎn)受到保護(hù)的信心這個指標(biāo)。本文借用這個指標(biāo)來衡量各城市產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的強弱，但在具體估計時根據(jù)陳剛和李樹[21]的方式對其進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理②陳剛和李樹[21]是根據(jù)公式(Xi-Xmin)/(Xmax-Xmin)對其標(biāo)準(zhǔn)化處理的，其中，Xi是第i個城市的產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平，Xmax和Xmin分別是這120個城市產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的最大值和最小值。，并最終得到了一個取值介于0-1之間，且正向衡量產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的相對指數(shù)prorig。在這120個城市中，產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)得分最高的是杭州市(得分為1)，得分最低的是呼和浩特市(得分為0);各城市產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)得分的均值是0.52，標(biāo)準(zhǔn)差是0.24，說明產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)在中國各城市間存在明顯的差異。一般而言，產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)更高的城市，當(dāng)?shù)叵碛胸敭a(chǎn)性收入的家庭比例越高，并且，當(dāng)?shù)鼐用窦彝碛械呢敭a(chǎn)性收入也越多。但是在經(jīng)驗上，產(chǎn)權(quán)保護(hù)是否影響了家庭財產(chǎn)性收入，還需要在計量分析中通過合適的識別策略來判斷。

根據(jù)前文中的(7)式，除去產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的強弱，家庭財產(chǎn)性收入還可能受到家庭初期財產(chǎn)，社會的基本技術(shù)稟賦，以及遺產(chǎn)在家庭效用函數(shù)中的權(quán)重ρ和資本在生產(chǎn)函數(shù)中的份額參數(shù)β的影響，而這些因素可能與家庭和戶主的個人特質(zhì)，以及家庭所在地級市的宏觀環(huán)境變量有關(guān)。因此，本文還在回歸方程中控制了家庭和戶主的個人特征，以及被訪問者家庭所在地級市的宏觀環(huán)境變量。家庭信息我們主要是納入了家庭總收入(扣除財產(chǎn)性收入)的自然對數(shù)(income)，納入這個變量可能有助于我們捕捉家庭初期財富對家庭財產(chǎn)性收入的影響，因為，收入更高的家庭往往也擁有更多的初期財富。戶主信息包括了性別(male)，其中，男性賦值為1，女性賦值為0;年齡(age)及年齡平方(age2)，年齡是戶主在2005年時的周歲;戶籍(urban_hukou)，其中，城鎮(zhèn)戶籍賦值為1，非城鎮(zhèn)戶籍賦值為0;受教育年數(shù)(education)①本文在測算戶主的受教育年數(shù)時，將未受過教育以及上過掃盲班的戶主受教育年限設(shè)為0，受過小學(xué)教育的受教育年限設(shè)為6，受過初中教育的設(shè)為9，受過高中、中專、技校、職業(yè)高中的受教育年限設(shè)為12，受過?？平逃脑O(shè)為15，受過本科教育的設(shè)為16，受過研究生及以上教育的設(shè)為19。;是否是中共黨員(commie)，其中，中共黨員賦值為1，非中共黨員賦值為0。家庭所在地級市的宏觀環(huán)境變量包括2005年的GDP增長率(growth)和金融發(fā)展水平(findev)二個變量，其中，變量growth有助于我們控制基本技術(shù)稟賦對家庭財產(chǎn)性收入的影響;變量findev是以金融機構(gòu)貸款占GDP的百分比來衡量的，它可能通過參數(shù)β進(jìn)而影響家庭財產(chǎn)性收入，因為金融發(fā)展是影響資本配置效率和生產(chǎn)效率的重要因素。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

通過將CGSS2006提供的家庭及其戶主的信息，我們將其與世界銀行報告的120個城市的產(chǎn)權(quán)保護(hù)信息進(jìn)行了匹配，根據(jù)文章的需要，我們最終獲得了4695個家庭戶的數(shù)據(jù)用于計量分析，它們來自4個直轄市和49個地級市。表1匯報了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。結(jié)果顯示，在本文用于計量分析的樣本家庭中，財產(chǎn)性收入最高是50萬元，最低是0元;總收入最高是800萬元，最低是0元;82.9%的家庭戶主是男性，59.3%的家庭戶主是城鎮(zhèn)戶口，12.6%的家庭戶主是中共黨員;家庭戶主年齡最低的是18歲，最高是97歲;家庭戶主中最高受教育程度是研究生及以上(education=19)，但也有文盲(education=0)。

四、實證分析

(一)基本結(jié)果

我們首先采用OLS估計了產(chǎn)權(quán)保護(hù)對家庭財產(chǎn)性收入的影響，其中，被解釋變量是家庭財產(chǎn)性收入的對數(shù)(proinc)，其結(jié)果匯報在表2中的1-3列。第1列中，我們只是在回歸方程中納入了產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)prorig，其回歸系數(shù)不顯著地為正;第2列中，我們進(jìn)一步在回歸方程中納入了家庭及戶主的相關(guān)信息，這時變量prorig的回歸系數(shù)在10%的顯著性水平上為正，說明產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提升顯著促進(jìn)了家庭財產(chǎn)性收入的增長;當(dāng)我們繼續(xù)在回歸方程中納入地級市的GDP增長率(growth)和金融發(fā)展水平(findev)之后(第3列)，變量prorig的回歸系數(shù)又變得不再顯著了。

我們在前文的統(tǒng)計結(jié)果中發(fā)現(xiàn)，中國享有財產(chǎn)性收入的家庭所占比例是非常低的，在 CGSS2006調(diào)查的家庭戶中，僅有10.59%的家庭享有財產(chǎn)性收入。鑒于此，本文將進(jìn)一步考察產(chǎn)權(quán)保護(hù)對家庭享有財產(chǎn)性收入的概率的影響。因此，本文為那些享有財產(chǎn)性收入的家庭(即財產(chǎn)性收入大于0的家庭)賦值1，不享有財產(chǎn)性收入的家庭(即財產(chǎn)性收入為0的家庭)賦值0，并采用Probit模型估計了產(chǎn)權(quán)保護(hù)對家庭享有財產(chǎn)性收入的概率的影響，結(jié)果匯報在表2中的4-6列顯示。結(jié)果顯示，變量prorig的邊際概率系數(shù)在各列中都為正，但是都未通過顯著性檢驗。

(二)工具變量估計

表2中的回歸結(jié)果很可能不具有一致性。因為，雖然微觀家庭的財產(chǎn)性收入與地級市層面的產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)間的逆向因果關(guān)系并不明顯，但回歸方程中遺漏掉的某些不可觀測的宏觀環(huán)境因素，仍可能會同時影響家庭的財產(chǎn)性收入和地級市層面的產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)，并使得產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)與方程中的隨機擾動項是相關(guān)的，進(jìn)而導(dǎo)致估計偏誤。因此，我們接下來將尋找產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)的工具變量，并采用工具變量法估計方程。

由于現(xiàn)代市場經(jīng)濟(jì)和民主制度起源于西歐，并由西歐向其他國家和地區(qū)擴散，因此，現(xiàn)在已有的研究制度與增長的經(jīng)典文獻(xiàn)，一般選擇把衡量各國(或地區(qū))受到西方國家影響之深淺的變量，作為制度或產(chǎn)權(quán)保護(hù)的工具變量。例如，Hall和 Jones[12]把各國到赤道的距離來衡量各國受西方國家影響的深淺，并以其作為制度的工具變量;Acemoglu等人[11]則將歐洲早期殖民者在殖民地的死亡率作為制度的工具變量。國內(nèi)的一些學(xué)者也借鑒了這些經(jīng)典文獻(xiàn)的做法，他們選擇了衡量中國各地區(qū)受西方國家影響深淺的變量作為各地區(qū)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的工具變量。在最近的一項研究中，方穎和趙楊[15]把中國1919年基督教教會初級小學(xué)的注冊學(xué)生人數(shù)作為產(chǎn)權(quán)保護(hù)的工具變量，估計了產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響。本文也沿用了這一做法，以各地級市1919年每千人基督教教會初級小學(xué)注冊學(xué)生人數(shù)(iv)及其平方(iv2)作為產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)的工具變量①本文之所以將iv2也作為財產(chǎn)權(quán)利保護(hù)指數(shù)的工具變量，是考慮到當(dāng)只有一個工具變量時，我們無法通過Hansen檢驗來判斷工具變量是否滿足過度識別的約束條件。各地級市1919年每千人基督教教會初級小學(xué)注冊學(xué)生人數(shù)數(shù)據(jù)摘自方穎和趙楊[15]。。需要說明的是，本文用到的被訪問家庭戶所在的4個直轄市和49個地級市中，有9個地級市缺失了工具變量iv的數(shù)據(jù)，因此，我們刪除了來自這9個地級市的家庭戶①這9個地級市分別是蘭州、南寧、貴陽、遵義、洛陽、南陽、周口、九江、上饒。;另外，雖然還有17個地級市缺失了工具變量 iv的數(shù)據(jù)②這17個地級市分別是安慶、蕪湖、三明、保定、廊坊、唐山、黃岡、宜昌、常德、衡陽、株洲、濟(jì)寧、寶雞、咸陽、德陽、宜賓、玉溪。，但我們卻能獲取它們所屬省份的其它地級市的相關(guān)數(shù)據(jù)，因此，為了增加樣本的數(shù)量，我們保留了這17個地級市的家庭戶，并以它們所屬省份的其它地級市數(shù)據(jù)來近似衡量變量iv。

表3 工具變量法估計結(jié)果

表3中匯報了工具變量法的估計結(jié)果。第1-3列中的被解釋變量是家庭財產(chǎn)性收入的自然對數(shù)(proinc)，這時的Anderson檢驗顯著地拒絕了工具變量是弱工具變量的原假設(shè)，Hansen檢驗則未能拒絕工具變量滿足過度識別約束條件的原假設(shè)，這說明基督教教會小學(xué)注冊數(shù)(iv)及其平方(iv2)是產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)的有效工具變量。同時，產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)變量prorig的回歸系數(shù)在各列中都是顯著為正的，說明產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提升能夠顯著地提高家庭的財產(chǎn)性收入。第3列的回歸結(jié)果顯示，樣本城市的產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)上升一個標(biāo)準(zhǔn)差(0.237)，將會促進(jìn)家庭財產(chǎn)性收入增長91% 左右，這個增幅是非?？捎^地，也恰好驗證了我們在前文提出的假說性觀點，即不完善的保護(hù)制度可能是造成當(dāng)前中國家庭缺少財產(chǎn)性收入的根本原因。

第1－3列中，只有家庭收入的自然對數(shù)income和戶主的中共黨員身份commie這二個控制變量通過了顯著性檢驗。其中，變量income的回歸系數(shù)顯著為正，說明家庭總收入的增長能夠顯著地促進(jìn)家庭財產(chǎn)性收入的增長，家庭總收入1%的增幅能夠促進(jìn)家庭財產(chǎn)性收入增長0.379個百分點左右(第3列)。變量commie的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明戶主的中共黨員身份顯著降低了家庭的財產(chǎn)性收入，與戶主不是中共黨員的家庭相比，那些戶主是中共黨員的家庭的財產(chǎn)性收入要低37.6% 左右。雖然有文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，中共黨員身份能夠為勞動者帶來額外的工資溢價[22]，但本文的研究卻表明中共黨員身份不利于其家庭財產(chǎn)性收入的增長。主要原因可能是，與非中共黨員相比，中共黨員(特別是擔(dān)任領(lǐng)導(dǎo)干部的中共黨員)需要接受額外的黨章黨紀(jì)的約束，這使得他們可能會更少的參與家庭金融市場及其他投資理財活動。例如，《中國共產(chǎn)黨黨員領(lǐng)導(dǎo)干部廉潔從政若干準(zhǔn)則》第一章第二條就明確規(guī)定:“禁止私自從事盈利性活動”①《中國共產(chǎn)黨黨員領(lǐng)導(dǎo)干部廉潔從政若干準(zhǔn)則》全文可參閱中國新聞網(wǎng)(http://www.chinanews.com)。。另外，戶主是中共黨員這一特殊的政治身份，可能也會促使這些家庭在接受訪問時，低報或者不報其家庭真實的財產(chǎn)性收入，這也可能是造成變量commie估計系數(shù)顯著為負(fù)的重要原因。變量findev的回歸系數(shù)雖然為正，但并未通過顯著性檢驗，說明金融發(fā)展對中國家庭財產(chǎn)性收入的影響是不顯著的，這也印證了我們之前的判斷，即金融市場的發(fā)展滯后，可能不足以完全解釋中國家庭缺少財產(chǎn)性收入的現(xiàn)象。

第4-6列中的被解釋變量是家庭是否享有財產(chǎn)性收入的二值變量，Wald檢驗結(jié)果顯著地拒絕了產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)prorig是外生變量的原假設(shè)。此時，變量prorig的邊際概率系數(shù)在各列中都顯著為正，說明產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提升能夠顯著增加中國家庭享有財產(chǎn)性收入的概率。第6列回歸結(jié)果顯示，樣本城市的產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)上升一個標(biāo)準(zhǔn)差(0.237)，中國家庭享有財產(chǎn)性收入的概率將會因此上升4.76%左右。顯然，4.76%的家庭享有財產(chǎn)性收入的概率增幅也是相當(dāng)可觀地，因為在CGSS2006調(diào)查的家庭戶中，享有財產(chǎn)性收入的家庭僅占10.59%，這也說明不完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度是造成中國家庭缺乏財產(chǎn)性收入的根本原因。

控制變量在第4-6列中的回歸結(jié)果與第1-3列中類似。變量income的邊際概率系數(shù)顯著為正，說明家庭總收入的增長顯著地提高了家庭享有財產(chǎn)性收入的概率，家庭總收入增長1%，家庭享有財產(chǎn)性收入的概率會因此提高 4.2個百分點。變量commie的邊際概率系數(shù)顯著為負(fù)，說明戶主的中共黨員身份顯著降低了家庭享有財產(chǎn)性收入的概率，與戶主不是中共黨員的家庭相比，戶主是中共黨員的家庭享有財產(chǎn)性收入的概率要低4個百分點左右。變量 growth的邊際概率系數(shù)顯著為正，說明GDP增長也顯著地提高了家庭享有財產(chǎn)性收入的概率，樣本城市 GDP增長率每當(dāng)上升一個標(biāo)準(zhǔn)差(1.959)，家庭享有財產(chǎn)性收入的概率則會因此提高2.74%，但這遠(yuǎn)不及產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)提升一個標(biāo)準(zhǔn)差對家庭享有財產(chǎn)性收入概率產(chǎn)生的影響規(guī)模。變量findev的邊際概率系數(shù)也未能通過顯著性檢驗，說明金融發(fā)展并不能顯著提高中國家庭擁有財產(chǎn)性收入的概率。

(三)穩(wěn)健性檢驗

我們在樣本中保留了變量iv數(shù)據(jù)缺失的17個地級市的家庭戶，并以他們所屬省份的其它地級市數(shù)據(jù)來近似衡量變量iv。但上述替代處理方式可能造成這17個地級市的變量iv存在較為嚴(yán)重的測量誤差，進(jìn)而導(dǎo)致變量prorig回歸系數(shù)的工具變量法估計量也不具有一致性。因此，我們刪除了來自這17個地級市的家庭戶，再一次用工具變量法估計了回歸方程。結(jié)果顯示(表4中第1和2列)，變量prorig的回歸系數(shù)(第1列)和邊際概率系數(shù)(第2列)都是顯著為正的，說明產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提升，不僅顯著地促進(jìn)了家庭財產(chǎn)性收入的增長，而且也顯著地提高了家庭享有財產(chǎn)性收入的概率，這與之前表3中的結(jié)果是一致的。

另外，本文的數(shù)據(jù)，是從企業(yè)層面收集的信息。但是，企業(yè)與家庭在面對“掠奪”行為時所具有的私人保護(hù)能力卻是不一樣的。一般來說，由于企業(yè)比家庭具有更強的經(jīng)濟(jì)規(guī)模和社會影響力，企業(yè)在面對“掠奪”行為時也會具有更強的私人保護(hù)能力。因此，以從企業(yè)層面獲得的衡量產(chǎn)權(quán)保護(hù)的數(shù)據(jù)，來衡量家庭層面的產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平，結(jié)果也可能會存在較為嚴(yán)重的測量誤差。鑒于此，本文使用陳剛和李樹[23]收集的各地級市(包括直轄市)政府官員的腐敗率，并以此作為反向度量產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的指標(biāo)①陳剛和李樹[23]是以人民檢察院立案偵查的貪污賄賂等職務(wù)犯罪的涉案人數(shù)來衡量各地級市(包括直轄市)政府官員的腐敗率。本文樣本中包括的各直轄市和地級市的官員腐敗率的數(shù)據(jù)摘自陳剛和李樹[23]。。顯然，不論是對于企業(yè)還是家庭而言，政府官員的腐敗行為都會加劇它們的財產(chǎn)被“掠奪”的風(fēng)險。以官員腐敗率作為反向度量產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的工具變量估計結(jié)果顯示(表4中第3和4列)，變量prorig的回歸系數(shù)(第3列)和邊際概率系數(shù)(第4列)仍然顯著為負(fù)，說明官員腐敗率的上升不僅顯著地降低了家庭的財產(chǎn)性收入，而且也顯著地降低了家庭享有財產(chǎn)性收入的概率。如果樣本城市的官員腐敗率降低一個標(biāo)準(zhǔn)差(276.3)，家庭的財產(chǎn)性收入將會因此增長165.78%左右，家庭享有財產(chǎn)性收入的概率則會因此提高8.29%左右。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、總 結(jié)

當(dāng)前，缺少財產(chǎn)性收入是中國家庭收入結(jié)構(gòu)失衡的一個重要方面。這不僅抑制了中國國內(nèi)需求的增長，惡化了宏觀經(jīng)濟(jì)的外部失衡，還可能促使中國經(jīng)濟(jì)陷入所謂的“中等收入陷阱”。因此，十七大報告中明確提出了“創(chuàng)造條件使更多群眾擁有財產(chǎn)性收入”的收入增長和分配戰(zhàn)略?，F(xiàn)有文獻(xiàn)一般將中國家庭缺少財產(chǎn)性收入歸結(jié)為金融市場發(fā)展滯后造成的家庭投資理財產(chǎn)品欠缺和投資渠道缺乏。但是經(jīng)驗事實表明，中國的金融市場在過去10年里取得長足發(fā)展的同時，家庭的財產(chǎn)性收入?yún)s并未迎來相應(yīng)的增長，這說明金融市場發(fā)展滯后不足以完全的解釋中國家庭缺少財產(chǎn)性收入這一現(xiàn)象。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)中的觀點不同，本文認(rèn)為不完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度可能是造成中國家庭缺少財產(chǎn)性收入更為根本的因素。因為，不完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，一方面會促使家庭更少的投資金融資產(chǎn)，另一方面也將促使家庭把更多的資源用于“掠奪”和防范“掠奪”等非生產(chǎn)性活動，這都不利于家庭財產(chǎn)性收入的增長。本文基于中國微觀家庭數(shù)據(jù)的研究也證實，產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提升不僅顯著且可觀地提高了家庭的財產(chǎn)性收入，而且，也顯著且可觀地提高了家庭享有財產(chǎn)性收入的概率。具體來說，如果樣本城市的產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平提高1個標(biāo)準(zhǔn)差，家庭的財產(chǎn)性收入將會因此增長91%左右，家庭享有財產(chǎn)性收入的概率也會因此提高4.76%左右。上述發(fā)現(xiàn)的政策含義是，建立完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，可能是增加中國家庭財產(chǎn)性收入最重要的制度基礎(chǔ)。

本文提供的經(jīng)驗證據(jù)也說明，產(chǎn)權(quán)保護(hù)等正式制度在中國經(jīng)濟(jì)成功轉(zhuǎn)型的過程中，同樣發(fā)揮著重要的作用，而不是一些文獻(xiàn)所認(rèn)為的不重要。并且，可以預(yù)見的是，隨著中國繼續(xù)深化改革其市場經(jīng)濟(jì)體制，“關(guān)系”型交易契約會逐漸的弱化，產(chǎn)權(quán)保護(hù)等正式制度在資源配置和界定微觀個體的激勵方面將發(fā)揮更具決定性的作用。

[1]Fr?βdorf A，Grabka M，Schwarze J.The impact of household capital income on income inequality-A factor decomposition analysis for the UK，Germany and the USA[J].Journal of Economic Inequality，2011，9(1):35-56.

[2]曾康霖，范俏燕.論財產(chǎn)性收入與擴大內(nèi)需[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2009(9):44-48.

[3]巴曙松.財產(chǎn)性收入的應(yīng)有條件[J].金融經(jīng)濟(jì)，2008(4):15-16.

[4]陸磊.居民的財產(chǎn)性收入、市場準(zhǔn)入與宏觀調(diào)控[J].南方金融，2007(11):4.

[5]易憲容.如何讓更多群眾擁有財產(chǎn)性收入[J].人民論壇，2007(215):20-21.

[6](美)阿爾欽.產(chǎn)權(quán):一個經(jīng)典注釋[A].(美)科斯.財產(chǎn)權(quán)利與制度變遷——產(chǎn)權(quán)學(xué)派與新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)派論文集[C].上海:上海三聯(lián)書店，1994:166-178.

[7]陳剛.法官異地交流與司法效率——來自高院院長的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2012，11(4):1171-1192.

[8]福建漳州中院課題組.從民商事案件個案審理周期與月結(jié)案率看基層法院的司法效率[J].人民司法，2006(6):38-43.

[9]賀衛(wèi)方.中國司法管理制度的兩個問題[J].中國社會科學(xué)，1997(6):117-130.

[10]Long C.Does rights hypothesis apply to China[J].Journal of Law and Economics，2010，53(4):629-650.

[11]Acemoglu D，Johnson S，Robinson J.The colonial origins of comparative development:an empirical investigation[J].American Economic Review，2001，91(2):1369-1401.

[12]Hall R，Jones C.Why do some countries produce so much more output per worker than others?[J].Quarterly Journal of Economics，1999，114(1):83-116.

[13]Huang Y.Capitalism with Chinese characteristics[M].Cambridge:Cambridge University Press，2008.

[14]Allen F，Qian J，Qian M.Law，finance，and economic growth in China[J].Journal of Financial Economics，2005，77:57-116.

[15]方穎，趙揚.尋找制度的工具變量:估計產(chǎn)權(quán)保護(hù)對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011(5):138-148.

[16]Bai C，Lu J，Tao Z.Property rights protection and access to bank loans:evidence from private enterprises in China[J].Economics of Transition，2006，14(4):611-628.

[17]Lin C，Lin P，Song F.Property rights protection and corporate R ＆ D:Evidence from China[J].Journal of Development Economics，2010，93:49-62.

[18]Lu Y，Png I，Tao Z.Do institutions not matter in China?Evidence from manufacturing enterprises[J].Journal of Comparative Economics，2013，41:74-90.

[19]Sonin K.Why the rich may favor poor protection of property rights[J].Journal of Comparative Economics，2003，31(4):715-731.

[20]馮時，徐建國.不公、不平與經(jīng)濟(jì)增長[J].南方經(jīng)濟(jì)，2012(11):102-113.

[21]陳剛，李樹.政府如何能夠讓人幸福?——政府質(zhì)量影響居民幸福感的實證研究[J].管理世界，2012(8):55-67.

[22]Appleton S，Knight J，Song L，Xia Q.The economics of Communist Party membership:the curious case of rising numbers and wage premium during China’s transition[J].Journal of Development Studies，2009，45(2):256-275.

[23]陳剛，李樹.管制、腐敗與幸?！獊碜訡GSS(2006)的經(jīng)驗證據(jù)[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2013(4):37-58.