收入不平等和中國經(jīng)常賬戶失衡問題研究*

翟曉英，翟曉鳴

(1.山西大學(xué) 管理與決策研究所，山西 太原030006；2.上海財經(jīng)大學(xué) 財經(jīng)研究所，上海200433)

收入不平等和中國經(jīng)常賬戶失衡問題研究*

翟曉英1，翟曉鳴2

(1.山西大學(xué) 管理與決策研究所，山西 太原030006；2.上海財經(jīng)大學(xué) 財經(jīng)研究所，上海200433)

摘要：文章通過理論分析和實證分析論證了收入不平等和中國經(jīng)常賬戶失衡的數(shù)量關(guān)系。首先構(gòu)建了收入不平等和經(jīng)常賬戶關(guān)系的兩期模型，研究表明：低收入人群的跨期消費決策受到參照群體(高消費群體)消費外部性的影響，且這種影響隨著收入不平等程度的增加而增加；同時，收入不平等對經(jīng)常賬戶的影響與金融發(fā)展程度相關(guān)。隨著收入不平等程度的增加，金融發(fā)展程度越高，經(jīng)常賬戶越容易產(chǎn)生赤字；當(dāng)金融發(fā)展程度較低時，低收入人群獲得自由借貸的范圍和水平受到限制，普遍推遲當(dāng)前消費，進而導(dǎo)致經(jīng)常賬戶盈余。文章還基于中國1980-2012年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用GMM估計方法對收入不平等和經(jīng)常賬戶的關(guān)系進行了實證研究，結(jié)果表明：收入不平等是造成中國經(jīng)常賬戶失衡的重要影響因素；收入不平等對中國經(jīng)常賬戶的影響還受制于中國的金融發(fā)展水平。

關(guān)鍵詞：收入不平等；經(jīng)常賬戶；金融發(fā)展程度

中圖分類號：F812.42

文獻標(biāo)識碼：：A

文章編號：：1001-9952(2015)07-0016-12

收稿日期：2015-04-10

基金項目：教育部人文社會科學(xué)青年基金項目(12JYC790251)

作者簡介：翟曉英(1972-)，女，山西翼城人，山西大學(xué)管理與決策研究所副教授。

Abstract：This paper demonstrates the relationship between income inequality and the imbalance of current account in China through theoretical and empirical analysis. Firstly, the two-period model of the relationship between income inequality and current account shows that inter-temporal consumption decisions of low-income groups are affected by reference groups’(high-income groups) consumption externalities and the impact increases with the rise in income inequality. Secondly, the effect of income inequality on current account is related with financial development, namely the increase in income inequality and the improvement of financial development lead to higher possibility of current account deficit; and with lower financial development, low-income groups generally delay current consumption because of the restrictions on the scopes and levels of free loans, leading to current account surplus. Based on statistical data from 1980 to 2012, this paper uses GMM estimation method to empirically study the relationship between income inequality and current account. It shows that income inequality is an important factor affecting current account imbalance in China and the influence of income inequality on China’s current account is also subject to financial development.

翟曉鳴(1981-)，男，上海市人，上海財經(jīng)大學(xué)財經(jīng)研究所博士研究生。

經(jīng)常賬戶失衡問題一直是理論界與政策界關(guān)心的熱點問題。從全球來看，以美國為首的發(fā)達國家和以中國為首的新興市場國家之間存在著極端的不平衡現(xiàn)象。一方面，美國等發(fā)達國家持續(xù)存在著經(jīng)常賬戶赤字；另一方面，中國等新興市場國家則持續(xù)存在著經(jīng)常賬戶盈余，與美國等國家形成巨大反差。 從中國來看，自20世紀(jì)90年代以來，中國的經(jīng)常賬戶連續(xù)出現(xiàn)順差，2008年達到4 206億美元的峰值，占當(dāng)年GDP的比重超過10%。2008年以后，受全球金融危機、歐洲主權(quán)債務(wù)危機和人民幣升值的影響，中國經(jīng)常賬戶順差占GDP的比重有所降低。然而，經(jīng)常賬戶順差占GDP比重的降低，很大程度上歸結(jié)于外部經(jīng)濟環(huán)境的惡化。隨著外部經(jīng)濟環(huán)境的調(diào)整和好轉(zhuǎn)，經(jīng)常賬戶失衡問題可能又會凸顯。也就是說，經(jīng)常賬戶失衡問題并沒有得到真正解決。經(jīng)常賬戶的失衡持續(xù)地對人民幣匯率構(gòu)成壓力，不斷加劇著對外貿(mào)易摩擦，同時還嚴(yán)重影響著國內(nèi)的貨幣調(diào)控和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整。那么，經(jīng)常賬戶失衡背后的根本原因又是什么呢？如何才能徹底扭轉(zhuǎn)經(jīng)常賬戶的失衡問題呢？本文試圖從收入不平等的視角來進行回答。

一、文獻回顧

目前，關(guān)于經(jīng)常賬戶失衡成因的研究主要集中在以下幾個方面：(1)儲蓄率。Mann(2000)認(rèn)為過低的儲蓄率是導(dǎo)致美國經(jīng)常賬戶持續(xù)逆差的重要原因；Summers(2004)和Geithner(2006)等也認(rèn)為儲蓄率是造成經(jīng)常賬戶失衡的主要因素。(2)實際匯率。Bergstein(2005)、Goldstein(2005)和Morici(2007)等認(rèn)為人民幣匯率低估是造成中國經(jīng)常賬戶持續(xù)順差與美國經(jīng)常賬戶長期逆差的重要原因。(3)經(jīng)濟增長率。Chinn和Ito(2007)*Chinn M和Hiro Ito(2007)的論文“Current Account Balances, Financial Development and Institutions:Assaying the World Saving Glut”主要是解釋金融發(fā)展程度和經(jīng)常賬戶失衡的關(guān)系，而不是強調(diào)經(jīng)濟增長率和經(jīng)濟失衡的關(guān)系，但其論文將經(jīng)濟增長率作為影響經(jīng)常賬戶失衡的因素之一; Gruber J和 Kamin S(2007) 的論文“Explaining the Global Pattern of Current Account Imbalances” 也將經(jīng)濟增長率和人均GDP作為影響經(jīng)常賬戶失衡的因素。認(rèn)為高經(jīng)濟增長率會吸引更多的預(yù)期高回報的資本流動，從而導(dǎo)致經(jīng)常賬戶產(chǎn)生赤字。(4)財政赤字。Rafael(2002)、Gale和Orszag(2003)等認(rèn)為政府巨額的財政赤字會造成經(jīng)常賬戶的赤字；但Backus 等(2005)認(rèn)為政府的消費只占經(jīng)濟體中很小的一部分，因此財政赤字并不一定對經(jīng)常賬戶狀況產(chǎn)生顯著的影響。(5)人口因素。Higgins和Williamson(1996)、Chinn和Prasad(2003)、Luhrmann(2003)、Feroli (2003)、Ferrero (2007)等認(rèn)為人口撫養(yǎng)比和經(jīng)常賬戶呈現(xiàn)出負(fù)向關(guān)系。(6)投資不足。Nason 和Rogers(2002)認(rèn)為投資激增會引起經(jīng)常賬戶赤字；Prasad等(2007)和Rajan (2010)等認(rèn)為美國等國家的經(jīng)常賬戶赤字是由全球投資不足造成的。前美聯(lián)儲主席伯南克曾指出，美國貿(mào)易失衡是由將要步入老齡化的工業(yè)化國家、石油出口國和新興市場經(jīng)濟體的儲蓄大幅激增引起的。這些國家形成的高儲蓄通過美國高度發(fā)達的金融市場流入到美國，導(dǎo)致了美國的貿(mào)易失衡。(7)之后，從金融發(fā)展視角來研究經(jīng)常賬戶失衡問題成為新潮，Willen (2004)、Beck(2005)、Mendoza等(2006)、Chinn和Ito (2007)、Gourinchas和Rey (2007)、Caballero，F(xiàn)arhi和Gourinchas (2008)等從金融發(fā)展的不同視角對經(jīng)常賬戶的失衡問題進行了研究。

誠然，上述因素確實對經(jīng)常賬戶造成了重要影響。然而，這些因素的背后隱含著一條重要線索，那就是這些因素其實都是通過撬動或阻礙消費而影響到經(jīng)常賬戶的。順著這一脈絡(luò)，本文從這些年越來越嚴(yán)重的收入不平等現(xiàn)象出發(fā)，來探討收入不平等是否會對經(jīng)常賬戶造成重要影響。在中國，近些年的基尼系數(shù)一直超過0.4的水平，甚至接近0.5，這說明收入不平等現(xiàn)象較為嚴(yán)重。那么，收入不平等會不會成為制約中國經(jīng)常賬戶失衡問題的重要因素呢？

關(guān)于收入不平等對經(jīng)常賬戶影響問題的研究，是一個嶄新的視角。國內(nèi)對這一問題的研究幾乎屬于空白，國際上也少有學(xué)者對此進行研究。Kumhof等(2012)證明了收入不平等程度的加劇是美國與英國等這些國家經(jīng)常賬戶惡化的重要原因。該文的理論模型使用了DSGE均衡模型。模型中的經(jīng)濟體由兩部分人群組成：小部分為非常富有的投資者，絕大部分為工人。當(dāng)工人收入份額降低時，工人從國內(nèi)投資者和外國投資者那里獲得的貸款支持了國內(nèi)總需求，并導(dǎo)致了經(jīng)常賬戶赤字。模型指出，金融自由化有助于工人平滑消費，但代價是積累了更高的家庭債務(wù)和更大的經(jīng)常賬戶赤字。在新興市場中，工人不能從投資者那里獲得自由借貸，反而產(chǎn)生更多的經(jīng)常賬戶盈余。在理論模型的基礎(chǔ)上，該文還通過實證表明，發(fā)達經(jīng)濟體收入不平等的增加趨向于導(dǎo)致經(jīng)常賬戶赤字的增加。Al-Hussami等(2012)在Obstfeld和 Rogoff (1995)的基礎(chǔ)上發(fā)展了一個消費外部性和異質(zhì)代理人的模型，從兩種類型的代理人——高收入代理人和低收入代理人出發(fā)，假設(shè)低收入家庭的跨期消費選擇受參照群體(高收入家庭)的影響，考慮金融自由化水平對收入不平等的影響，研究表明：即使收入分布向富人轉(zhuǎn)變，較高的金融自由化程度也可以促使世界其他地區(qū)向本國的借貸增加，拉動窮人的超前消費，促使國內(nèi)需求增加，進而產(chǎn)生經(jīng)常賬戶赤字。Garriga(2006)認(rèn)為發(fā)達經(jīng)濟體的過度消費和低儲蓄率主要是由參照群體的負(fù)面效應(yīng)引起的，他使用兩期迭代增長模型探討了參照群體在儲蓄決策中的效用，表明過度消費行為依賴于群體效應(yīng)的相對力量。Bertrand和Morse (2013)研究了1980年至2008年美國的家庭支出模式，發(fā)現(xiàn)高收入家庭的消費水平誘使了非富有人的更多消費，美國儲蓄率下降的1/4可以由過去30年的“TrickleDown”效應(yīng)解釋，*見Bertrand和Morse (2013)的工作報告(No.18883)“Trickle-down Consumption”中提到的“Trickle-down”效應(yīng)。非富有的家庭相對他們更富裕的鄰居來說會在奢侈品和服務(wù)上花費更多。Rajan (2010)和Reich (2010)皆表明借貸使美國窮人和中產(chǎn)階級保持或增加他們的消費水平。以上這些文獻注意到了收入不平等對經(jīng)常賬戶的影響，也涉及金融自由借貸在推動或阻礙消費方面的作用，但是并沒有深入分析收入不平等影響居民消費進而影響經(jīng)常賬戶的內(nèi)在機制，更沒有深入分析收入不平等和金融發(fā)展程度的交互作用及其機理。因此，為了探討收入不平等、收入不平等和金融發(fā)展程度的交互作用對經(jīng)常賬戶的影響機理，本文又進一步追溯了Greenwood和Jovanovic(1990)、Galor 和Zeira(1993)關(guān)于金融發(fā)展程度和收入不平等關(guān)系的相關(guān)研究。Greenwood和Jovanovic(1990)認(rèn)為金融發(fā)展程度通過金融中介服務(wù)、信貸市場等渠道和收入不平等交互作用影響著居民的消費決策和消費行動。當(dāng)金融發(fā)展程度較低時，從金融中介服務(wù)渠道來看，低收入人群往往因初始財富約束無法承擔(dān)過高成本而被阻擋在金融中介之外，只有富人才能進入并獲益。顯然，金融發(fā)展帶來的服務(wù)水平提高對富人更有利，這將進一步拉大收入差距。Galor 和Zeira(1993)認(rèn)為窮人不具備足夠的抵押物，因而無法獲得自由借貸，而高收入人群的初始財富和信貸支持則擁有高盈利性投資機會，于是，收入差距進一步擴大，并發(fā)生代際轉(zhuǎn)移。

在借鑒上述文獻的基礎(chǔ)上，本文將收入不平等、收入不平等和金融發(fā)展程度的交互項結(jié)合在一起，從理論和實證兩個方面研究了其對經(jīng)常賬戶的影響。文章通過理論模型探討了收入不平等及收入不平等和金融發(fā)展程度的交互項如何影響代理人的跨期消費決策，進而影響到經(jīng)常賬戶。模型將經(jīng)濟主體分為高收入人群和低收入人群，低收入人群的跨期消費決策受到參照群體(高消費群體)的影響。伴隨著高收入群體消費的增加，低收入人群的消費欲望也將提升；然而，消費欲望要轉(zhuǎn)變?yōu)橄M能力卻受制于金融發(fā)展程度。當(dāng)金融發(fā)展程度較低時，盡管低收入人群受參照群體的影響，有著提升消費的強烈欲望，但由于不能獲得自由借貸和充足的金融中介服務(wù)，再加上社會保障制度不健全，低收入人群往往不敢消費，以預(yù)防性儲蓄的方式推遲當(dāng)期消費。相反，在金融發(fā)展程度較高時，低收入人群可以獲得自由借貸和充足的金融中介服務(wù)，在高收入人群消費的影響下，低收入人群會出現(xiàn)過度消費。本文還就中國當(dāng)前存在的收入不平等和持續(xù)的經(jīng)常賬戶失衡現(xiàn)象，基于中國1980-2012年的數(shù)據(jù)，選取了代表收入不平等、金融發(fā)展程度的變量，收入不平等和金融發(fā)展的交互項及相關(guān)的控制變量(官方匯率、人均GDP增長率、總儲蓄率)，采用GMM估計方法對收入不平等和經(jīng)常賬戶的關(guān)系進行了實證分析。

二、 收入不平等和經(jīng)常賬戶關(guān)系的理論分析

基于Duesenberry(1949)的相對消費假設(shè)，我們要建立一個收入不平等和經(jīng)常賬戶關(guān)系的兩期模型，考察收入不平等對經(jīng)常賬戶的影響。模型中，假設(shè)該國是一個小型開放經(jīng)濟體，經(jīng)濟體中由高收入和低收入兩類代理人組成。高收入代理人的份額為ξ且ξ∈(0,1)，低收入代理人的份額為1-ξ。假設(shè)兩期內(nèi)經(jīng)濟體的收入所屬類別沒有發(fā)生變換。為刻畫金融發(fā)展程度對收入、消費的影響，用α來表示金融發(fā)展程度。金融發(fā)展程度的高低明顯影響著低收入代理人在金融市場獲得自由借貸的規(guī)模和成本，我們設(shè)定CL,t=αλLYL,t，其中，α代表一國的金融發(fā)展程度，λL代表低收入人群的平均消費比例，YL,t代表低收入人群的收入。模型存在消費外部性，低收入個體的消費受相對群體(高收入群體)消費的影響，消費外部性的程度用η表示。

(一)收入不平等和代理人的消費。代理人的總收入、總消費可以表示如下：

Yt=(1-ξ)YH,t+ξYL,t

(1)

Ct=(1-ξ)CH,t+ξCL,t

(2)

CL,t=αλLYL,t

(3)

式(1)中，Yt、YH,t和YL,t分別代表t時期代理人的總收入、高收入群體的收入和低收入群體的收入；式(2)中，Ct、CH,t和CL,t分別代表t時期代理人的總消費、高收入群體的消費和低收入群體的消費；式(3)中，α代表一國的金融發(fā)展程度，λl代表低收入群體中相對固定的消費比例。式(1)和式(2)中的ξ代表低收入群體的比例，1-ξ代表高收入群體的比例。

兩期經(jīng)濟模型中的代理人J(J=H，L；H為高收入代理人，L為低收入代理人)面臨標(biāo)準(zhǔn)的跨期效用最大化問題：

(4)

s.t. (1+r)(BJ，0+YJ，1-CJ，1)+YJ，2-CJ，2=0

(5)

效用函數(shù)采用等彈性效用函數(shù)形式，也即：

(6)

(7)

對低收入代理人來說，效用函數(shù)滿足以下條件：

u1(CL,t,CH,t)>0;

(8)

u11(CL,t,CH,t)<0;

(9)

(10)

式(8)和式(9)說明了效用函數(shù)的良好性質(zhì)；式(10)表示低收入代理人消費相對于高收入代理人消費的邊際效用彈性為ησ。如果彈性為正，表明低收入代理人消費的邊際效用隨著高收入代理人消費的增加而增加。其中η>0，σ>1。

為求解最優(yōu)化問題，產(chǎn)生下列歐拉方程式：

(11)

特別地，對于高收入代理人和低收入代理人，歐拉方程式分別滿足以下條件：

(12)

(13)

為了進一步獲得兩種類型代理人的消費路徑，我們重新安排預(yù)算限制，則第1期高收入群體及低收入群體的消費可轉(zhuǎn)換為以下形式：

(14)

(15)

(16)

由于模型假設(shè)高收入代理人不受消費攀比效應(yīng)的影響，這里我們重點關(guān)注高收入群體對低收入代理人消費外部性的影響，可以通過求微分的方法獲得：

(17)

從式(17)可以看出， 當(dāng)β(1+r)1時，>0，那么η越大，則CL,1也越大；當(dāng)β(1+r)?1時，有<0,那么η越大，則CL,1越小。 在中國，受金融發(fā)展程度較低的影響，加上社會保障制度的不健全，大多數(shù)居民的耐心程度處于β(1+r)?1階段，尤其是低收入人群。低收入人群面對收入不平等則減少了消費，普遍增加了預(yù)防性儲蓄。形成對比的是，在美國，金融發(fā)展程度較高，居民尤其是低收入群體的耐心程度處于β(1+r)1階段，隨著收入不平等的增加，低收入群體為追趕高收入群體的消費，通過自由借貸，消費會不斷增加。

(二)收入不平等和經(jīng)常賬戶的不平衡。第1期的經(jīng)常賬戶可以表示為：

CA1=B1-B0=Y1-C1

(18)

將式(1)和式(2)分別代入式(18)，得到：

CA1=(1-ξ)YH,1+ξYL,1-(1-ξ)CH,1-ξCL,1

=(1-ξ)(YH,1-CH,1)+ξ(YL,1-CL,1)

(19)

再將式(14)和式(15)代入式(19)，得到：

(20)

進一步地，可以得到：

(21)

又CL,t=αλLYL,t

我們可以看出，金融發(fā)展程度的高低和消費外部性交織在一起影響著低收入人群的消費狀況，進而影響一國的經(jīng)常賬戶。當(dāng)β(1+r)>1時，η對CL,t的邊際影響是負(fù)向的。如果本國的金融發(fā)展程度較高，那么會擴大本國低收入群體的消費規(guī)模和消費速度，從而會抵消η對CL,t的負(fù)向影響。但是，如果該國的金融發(fā)展程度較低，則會縮小本國的消費增長，且會在一定程度上擴大η對CL,t的負(fù)向影響。

三、收入不平等和經(jīng)常賬戶關(guān)系的實證分析

(一)數(shù)據(jù)和變量說明。本文的被解釋變量為經(jīng)常賬戶余額占GDP的比重(CA)；解釋變量包括收入不平等指標(biāo)(Inequality)、金融發(fā)展程度指標(biāo)(FinanceDevelopment)及相關(guān)的控制變量(人均GDP增長率、官方匯率、總儲蓄率、CAt-1)。具體數(shù)據(jù)描述如下：

表1　變量定義及說明

注：以上所有變量的時間跨度為1980-2012年。

(二)計量方法。在借鑒Kumhof等(2012)、Gruber和Kamin (2007)、Chinn和Ito (2008)的基礎(chǔ)上，我們設(shè)定計量模型如下：

CA=α+γ1Inequality+γ2(Inequality×FinancialDevelopment)+γ3X+ε

上述模型中，被解釋變量是CA(經(jīng)常賬戶余額/GDP)；解釋變量包括Inequality、Inequality×Financial Development以及控制變量。具體來說主要有以下幾類指標(biāo)：

1.Inequality，代表收入不平等。采用了城鄉(xiāng)收入比、基尼系數(shù)作為度量指標(biāo)。我們預(yù)計，隨著收入不平等現(xiàn)象的加劇，低收入人群會普遍推遲當(dāng)前消費，致使經(jīng)常賬戶產(chǎn)生盈余。也就是說，運用中國數(shù)據(jù)，模型結(jié)果很可能呈現(xiàn)出收入不平等的增加會正向影響經(jīng)常賬戶余額/GDP的結(jié)果。

2.Finance Development，代表金融發(fā)展程度。采用私人信用/GDP和M2/GDP作為度量指標(biāo)。

參考文獻3.控制變量。X代表一系列的控制變量，在借鑒有關(guān)經(jīng)常賬戶決定因素的文獻(參見本文)基礎(chǔ)上，選取人均GDP增長率、總儲蓄率、官方匯率、CAt-1作為控制變量。

(1)人均GDP增長率。 人均GDP增長率越高，代表國家經(jīng)濟實力越強，會吸引更多的預(yù)期高回報的資本流動，從而導(dǎo)致經(jīng)常賬戶產(chǎn)生赤字。(2)儲蓄率。 根據(jù)雙缺口模型，CA=(S-I)+(T-G),總儲蓄率越高，經(jīng)常賬戶差額越高。(3) 官方匯率。一國幣值的高低會影響經(jīng)常賬戶/GDP的比例大小。(4)CAt-1。一國經(jīng)常賬戶的滯后項也影響著一國當(dāng)期經(jīng)常賬戶占比的大小。

4.Inequality×Finance Development表示交互項。該指標(biāo)主要驗證收入不平等對經(jīng)常賬戶的影響是否受一國金融發(fā)展程度的制約。在理論模型中，我們發(fā)現(xiàn)：當(dāng)一國金融發(fā)展程度較高時，一國收入不平等的增加會引起經(jīng)常賬戶余額的減少，收入不平等與經(jīng)常賬戶余額/GDP之間呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系；當(dāng)一國金融發(fā)展程度較低時，一國收入不平等的增加反而會引起經(jīng)常賬戶余額的增加，收入不平等與經(jīng)常賬戶余額/GDP之間呈正相關(guān)的關(guān)系。因此我們預(yù)計，收入不平等與金融發(fā)展程度的交互項對經(jīng)常賬戶余額/GDP產(chǎn)生負(fù)向影響。也就是說，當(dāng)金融發(fā)展程度較低時，收入不平等程度的增加會增加經(jīng)常賬戶盈余；當(dāng)金融發(fā)展程度較高時，收入不平等程度的增加會引起經(jīng)常賬戶赤字。

為了避免內(nèi)生性，我們使用了Arellano和Bover(1995)以及Blundell和Bond(1998) 發(fā)展的GMM估計方法。GMM估計無需考慮隨機擾動項的準(zhǔn)確分布信息，且允許隨機擾動項存在異方差和自相關(guān)等違背經(jīng)典假設(shè)的情況，在很多方面具有獨特的優(yōu)勢。普通最小二乘法、極大似然估計法和工具變量法等估計方法都可以看成是廣義矩估計的特例。

(三)GMM估計1：城鄉(xiāng)收入比、城鄉(xiāng)收入比×金融發(fā)展程度與經(jīng)常賬戶/GDP之間關(guān)系的GMM估計。為了探討收入不平等對經(jīng)常賬戶/GDP的影響以及收入不平等和金融發(fā)展程度的交互項對經(jīng)常賬戶/GDP的影響，首先選用城鄉(xiāng)收入比作為收入不平等的替代指標(biāo)，用M2/GDP和私人信用/GDP作為金融發(fā)展程度的替代指標(biāo)，采用GMM估計城鄉(xiāng)收入比、城鄉(xiāng)收入比×金融發(fā)展程度與經(jīng)常賬戶/GDP之間存在的關(guān)系。由于樣本時間為1980-2012年，考慮到1997年、2008年兩次金融危機對金融發(fā)展程度的沖擊以及1998年住房貨幣化改革對私人信用/GDP的影響，分別將1997年、1998年、2008年作為斷點，進行了鄒區(qū)檢驗。但是鄒區(qū)檢驗結(jié)果表明，這三年并沒有對中國的金融發(fā)展程度造成結(jié)構(gòu)性的沖擊。這可能與中國一直實行的穩(wěn)健貨幣政策有關(guān)。具體的估計結(jié)果如表2所示。

表2　城鄉(xiāng)收入比、城鄉(xiāng)收入比×金融發(fā)展程度與經(jīng)常賬戶/GDP之間的關(guān)系

注：*、**和***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平。下表同。

表2首先檢驗了城鄉(xiāng)收入比、城鄉(xiāng)收入比和金融發(fā)展程度的交互項對經(jīng)常賬戶的影響，控制變量主要使用了人均GDP增長率、官方匯率、經(jīng)常賬戶/GDP的滯后項、總儲蓄率等指標(biāo)。由列(1)可知，城鄉(xiāng)收入比與經(jīng)常賬戶/GDP之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為2.6888，且在1%水平上顯著。為了考察在不同金融發(fā)展程度下收入不平等對經(jīng)常賬戶余額的影響，列(1)中使用了城鄉(xiāng)收入比(代表收入不平等)和M2/GDP(代表金融發(fā)展程度)的交互項來檢驗，回歸結(jié)果表明城鄉(xiāng)收入比和M2/GDP的交互項與經(jīng)常賬戶余額/GDP之間呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為-0.6261，且在5%水平上顯著。列(2)中代表收入不平等的指標(biāo)仍然使用了城鄉(xiāng)收入比，但城鄉(xiāng)收入比與金融發(fā)展程度的交互項中金融發(fā)展程度指標(biāo)使用了私人信用/GDP， 回歸結(jié)果表明城鄉(xiāng)收入比與經(jīng)常賬戶/GDP之間仍然呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為4.4730，且在1%水平上顯著；城鄉(xiāng)收入比和私人信用/GDP的交互項與經(jīng)常賬戶/GDP之間也仍然呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為-1.7040，且在1%水平上顯著。列(3)和列(4)在控制變量中添加了總儲蓄率，回歸結(jié)果也表明城鄉(xiāng)收入比與經(jīng)常賬戶/GDP之間呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，城鄉(xiāng)收入比和金融發(fā)展程度的交互項與經(jīng)常賬戶/GDP之間呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

(四)GMM估計2：基尼系數(shù)、基尼系數(shù)×金融發(fā)展程度與經(jīng)常賬戶/GDP之間關(guān)系的GMM估計。為了進一步考察收入不平等對經(jīng)常賬戶/GDP的影響是否穩(wěn)健，表3中更換了代表收入不平等的指標(biāo)，使用了基尼系數(shù)來檢驗收入不平等、收入不平等和金融發(fā)展程度的交互項對經(jīng)常賬戶的影響?；貧w結(jié)果均表明代表收入不平等的基尼系數(shù)與經(jīng)常賬戶/GDP之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，且均在1%水平上顯著，各回歸系數(shù)均明顯高于城鄉(xiāng)收入比的系數(shù)；基尼系數(shù)和金融發(fā)展程度的交互項與經(jīng)常賬戶之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，交互項系數(shù)中有三個都是在1%水平上顯著，且回歸系數(shù)明顯高于城鄉(xiāng)收入比與金融發(fā)展程度的交互項的系數(shù)。四次回歸的R2均得到了明顯提高。

表3　穩(wěn)健性檢驗： 基尼系數(shù)、基尼系數(shù)×金融發(fā)展程度與經(jīng)常賬戶/GDP之間的關(guān)系

總體來看，以上回歸都顯示出收入不平等和經(jīng)常賬戶/GDP之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，且均在1%水平上顯著；收入不平等和金融發(fā)展程度的交互項與經(jīng)常賬戶/GDP之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。這與我們的預(yù)期完全一致。從前面的理論分析可知，收入不平等會通過消費外部性來影響低收入和中等收入群體的消費。所謂消費外部性，是指居民消費因受參照群體的影響而改變其原有的消費傾向，一般而言，低收入群體的消費受參照群體(高收入群體)的影響更大。消費外部性還受居民耐心程度(可用β(1+r)來刻畫)的制約。在中國，受金融發(fā)展程度較低的影響，加上社會保障制度的不健全，大多數(shù)居民的耐心程度處于β(1+r)?1階段，尤其是低收入人群。低收入人群面對收入不平等則減少了消費，普遍增加了預(yù)防性儲蓄。與之形成鮮明對照的是，在美國，金融發(fā)展程度較高，居民尤其是低收入群體的耐心程度為β(1+r)1，隨著收入不平等程度的增加，低收入群體為追趕高收入群體的消費，通過自由借貸，消費會不斷增加。因此，代表收入不平等的基尼系數(shù)、城鄉(xiāng)收入比都與經(jīng)常賬戶/GDP呈顯著正相關(guān)關(guān)系?；嵯禂?shù)越高，城鄉(xiāng)收入比越高，反映出居民收入不平等狀況越來越嚴(yán)重。居民尤其是低收入或中等收入居民面對不斷增加的收入不平等，在消費外部性的影響下，特別是在傳染效應(yīng)和攀比效應(yīng)的影響下，有增加消費的主觀沖動。但是，受到中國金融發(fā)展程度較低的影響，居民并不能自由地獲得借貸。同時，受社會保障制度不健全的影響，低收入居民想消費但沒有能力消費，甚至不敢消費。最終，低收入和中等收入居民的預(yù)防性儲蓄不斷增加，進而表現(xiàn)為經(jīng)常賬戶盈余的不斷增加。而在美國，低收入或中等收入居民面對收入不平等程度的增加，在傳染效應(yīng)和攀比效應(yīng)的影響下，低收入居民的消費欲望不斷增加， 實際消費也不斷增加，因為低收入居民可以自由地從發(fā)達的金融市場中獲得借貸和充足的金融服務(wù)，他們也享受著健全的社會保障。中美經(jīng)常賬戶的實際情況已充分說明：隨著收入不平等程度的加劇，金融發(fā)展程度越高，該國的經(jīng)常賬戶/GDP越會不斷惡化；隨著收入不平等程度的增加，金融發(fā)展程度越低，該國的經(jīng)常賬戶/GDP越會不斷改善。

四、結(jié)語

文章對收入不平等與經(jīng)常賬戶失衡之間的關(guān)系進行了理論研究和實證分析。在理論研究方面，文章發(fā)展了一個收入不平等和經(jīng)常賬戶的理論模型。理論研究表明：低收入家庭的跨期消費選擇受高收入家庭的消費影響；在金融發(fā)展程度較高的國家或地區(qū)，低收入家庭可以獲得自由借貸和充足的金融服務(wù)，進而擴大當(dāng)前消費，導(dǎo)致經(jīng)常賬戶余額減少；然而，在金融發(fā)展程度較低的國家或地區(qū)，低收入家庭獲得自由借貸的范圍和幅度均受到限制，再加上社會保障制度的不健全，低收入消費者普遍增加預(yù)防性儲蓄，減少當(dāng)期消費，進而導(dǎo)致當(dāng)期經(jīng)常賬戶余額增加。在實證分析方面，文章分析了1980-2012年間中國的收入不平等和經(jīng)常賬戶失衡間的關(guān)系，分析結(jié)果表明：收入不平等和經(jīng)常賬戶余額/GDP之間呈正相關(guān)關(guān)系，收入不平等程度越高，經(jīng)常賬戶余額/GDP越大；收入不平等和金融發(fā)展程度的交互項與經(jīng)常賬戶余額/GDP之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。也就是說，在收入不平等程度一定的條件下，金融發(fā)展程度越高，經(jīng)常賬戶余額/GDP也就越低；金融發(fā)展程度越低，經(jīng)常賬戶余額/GDP也就越大。近些年，中國的收入不平等現(xiàn)象不斷加劇，受制于金融發(fā)展程度較低的現(xiàn)狀，加上社會保障制度的不健全，居民的預(yù)防性儲蓄增加，當(dāng)期消費減少，導(dǎo)致經(jīng)常賬戶出現(xiàn)持續(xù)盈余。

綜上所述，收入不平等是造成中國經(jīng)常賬戶失衡的重要因素。為扭轉(zhuǎn)經(jīng)常賬戶失衡，我們必須扭轉(zhuǎn)收入不平等的局面。當(dāng)前，中國居民收入的不平等突出表現(xiàn)為城市居民與農(nóng)村居民之間的收入差距、地區(qū)之間的收入差距、行業(yè)之間的收入差距。而造成這些差距的主要原因是收入分配體系的不完善、政策制度的缺失和社會保障制度的不健全等。因此，我們要加快調(diào)整收入分配結(jié)構(gòu)、加強稅收的調(diào)節(jié)功能、加強政府的社會保障與公共服務(wù)職能。另外，收入不平等對經(jīng)常賬戶的影響還受到金融發(fā)展程度的制約。中國金融發(fā)展程度的提高，可以在一定程度上緩解收入不平等對經(jīng)常賬戶的影響。因此，我們必須放松行政管制，全面深化金融體系改革，大力推動金融市場發(fā)展，大幅降低參與金融市場的門檻，使更多低收入者和中小企業(yè)獲得優(yōu)質(zhì)的金融服務(wù)和自由信貸支持，這樣才能緩解收入不平等的局面，解決中國經(jīng)常賬戶失衡的問題。

[1]李俊青，韓其恒.不完全金融市場、海外資產(chǎn)結(jié)構(gòu)與國際貿(mào)易[J].經(jīng)濟研究,2011,(2):31-43.

[2]沈坤榮，謝勇.不確定性與中國城鎮(zhèn)居民儲蓄率的實證研究[J].金融研究,2012,(3):1-13.

[3]譚之博，趙岳.銀行集中度、企業(yè)儲蓄與經(jīng)常賬戶失衡[J].經(jīng)濟研究,2012,(12):55-68.

[4]翟曉英，劉維奇，居民消費能力視角下的中國經(jīng)常賬戶順差影響因素協(xié)整分析[J]. 財經(jīng)研究,2012,(3):26-36.

[5]翟曉英，劉維奇.中國經(jīng)常賬戶失衡問題研究——基于金融發(fā)展程度-消費-經(jīng)常賬戶路徑[J].國際金融研究,2012,(8):38-49.

[6]朱超，張林杰. 人口結(jié)構(gòu)能解釋經(jīng)常賬戶平衡嗎？[J].金融研究,2012,(5):30-44.

[7]Aguiar M,Bils M. Has consumption inequality mirrored income inequality[R]. NBER Working Paper No. 16807, 2012.

[8]Al hussami F，RemesalM . Current account imbalances and income inequality: Theory and evidence[J]. Working Paper No.459, 2012.

[9]Atkinson A, Piketty T，Saez E.Top incomes in the long run of history[J]. Journal of Economic Association, 2011, 49(1) : 3-71.

[10]Beck T, Demirgü?-Kunt A, Maksimovic V. Financial and legal constraints to growth: Does firm size matter? [J].Journal of Finance, 2005，60(1):137-177.

[11]Bertrand M, Morse A. Trickle-down consumption[J]. NBER Working Paper No. 18883,2013.

[12]Caballero R J , Farhi E,Gourinchas P-O. An equilibrium model of “global imbalances” and low interest rates[J]. American Economic Review, 2008,98(1): 358-393.

[13]Chinn M，Prasad E. Medium-term determinants of current accounts in industrial and developing countries: An empirical exploration[J]. Journal of International Economics, 2003, 59(1): 47-76.

[14]Chinn M，Ito H. Current account balances, financial development and institutions:Assaying the world “saving glut” [J].Journal of International Money and Finance, 2007, 26(4): 546-569

[15]Chinn M，Ito H.Global current account imbalances: American fiscal policy versus East Asian savings[J]. Review of International Economics, 2008,16(3): 479-498.

[16]Galor O, Zeira J. Income distribution and macroeconomics[J]. The Review of Economic Studies, 1993，60(1):35-52.

[17]Garriga C. Overconsumption, reference groups, and equilibrium efficiency[J]. Economics Letters, 2006, 91(3): 420-424.

[18]Geithner T. Policy implications of global imbalances[R].Remarks at the Global Financial Imbalances Conference at Chatham House, 2006.

[19]Georgarakos D, Haliassos M, Pasini G.Household debt and social interaction[J]. Review of Financial Studies, 2014,27(5): 1404-1433.

[20]Gomez M A. Consumption and leisure externalities, economic growth and equilibrium efficiency[J]. Scottish Journal of Political Economy ,2008, 55(2): 227-249.

[21]Gourinchas P-O, Rey H.International financial adjustment[J].Journal of Political Economy, 2007, 115(4): 665-703.

[22]Greenwood J, Jovanovic B. Financial development, growth and the distribution of income[J]. Journal of Political Economy, 1990，98(5):1076-1107.

[23]Gruber J，Kamin S. Explaining the global pattern of current account imbalances[J]. Journal of International Money and Finance，2007,26(4):500-522.

[24]Huang R J，Tzeng L Y.Consumption externality and equilibrium underinsurance[J]. Journal of Risk and Insurance, 2008,75(4):1039-1054.

[25]Kumhof M, Rancière R，Winant P.Inequality, leverage and crises[J]. IMF Working Papers No.10/268,2010.

[26]Kumhof M,Lebarz C,Rancière R, et al. income inequality and current account imbalances[J].IMF Working Paper No.12/8，2012

[27]Mann C L. Is the U.S. trade deficit sustainable?[J]. Journal of International Economics, 2000, 52(2):405-407.

[28]Mendoza E G., Quadrini V, Rios-Rull J-V. Financial integration financial deepness and global imbalances[J]. NBER Working Paper No. 12909,2006.

[29]Nason J M, Rogers J H.Investment and current account in the short run and the long run[J]. International Finance Working Paper No.647,1999.

[30]Prasad E, Rogoff K,Wei S-J，Kose M A. Financial globalization, growth and volatility in developing countries[J].NBER Working Paper No.10942, 2003.

[31]Rajan R，Lines F，How hidden fractures still threaten the world economy[M]. Princeton: Princeton University Press, 2010.

[32]Summers L H. The US current account deficit and the global economy[R].Per Jacobsson Lecture,2004.

Income Inequality and the Imbalance

of Current Account in China

Zhai Xiaoying1，Zhai Xiaoming2

(1.InstituteofManagementandDecision-making,ShanxiUniversity,Taiyuan030006,China；2.Institute

ofFinanceandEconomics,ShanghaiUniversityofFinanceandEconomics,Shanghai200433,China)

Key words:income inequality;current account;financial development

(責(zé)任編輯許柏)