我國城鎮(zhèn)居民收入差距對財產性收入的影響分析

鄧陽

內容摘要：我國收入分配制度改革不斷深化，居民的整體收入水平快速提升，在收入分配改革與實踐方面已經取得了較大的進展，在此過程中居民財產性收入水平對于收入分配問題的重要意義日益凸顯，不同地區(qū)間收入差距對財產性收入的影響也日趨顯著。因而本文聚焦城鎮(zhèn)居民財產性收入問題，通過構建劃分收入群體的城鎮(zhèn)居民跨期收入理論模型，討論收入差距對二者的影響。同時運用2000-2016年31個省級面板數據，構建遞進回歸的動態(tài)面板模型，分區(qū)域對財產性收入及可支配收入的影響因素進行實證檢驗，得出了城鎮(zhèn)居民收入差距對財產性收入和可支配收入呈現區(qū)域異質性特征、消費水平對財產性收入具有替代效應、轉移投入能夠促進可支配收入水平提升的基本結論，并據此提出了促進城鎮(zhèn)居民財產性收入水平有效提升的相關建議。

關鍵詞：財產性收入 ? 收入差距 ? 城鎮(zhèn)居民 ? 區(qū)域比較

引言與文獻綜述

改革開放以來，伴隨著改革不斷深化及經濟新常態(tài)所呈現的一系列經濟、社會發(fā)展新變化，我國居民收入的構成、不同類別收入的貢獻等呈現出新的特點，居民擁有財產的數量和形式日益豐富。自黨的十七大報告首次提出“財產性收入”問題以來，財產性收入及其差距逐漸成為學術研究及社會關注的焦點和重點;近年來我國城鎮(zhèn)居民家庭財產性收入增速遠超農村家庭，財產性收入對于城鎮(zhèn)居民收入的作用影響日趨顯著。黨的十九大的報告中提出要“拓寬居民財產性收入渠道”，這是對我國收入分配領域改革的進一步深化，是提高保障和改善民生水平的重要舉措，也是下一階段著力實現經濟增長與居民收入增長同步、縮小收入分配差距的戰(zhàn)略性路徑選擇。

我國學者關于財產性收入的分析研究經歷了由淺入深的發(fā)展過程。對于財產性收入的來源構成，李實（2005）較早分城鎮(zhèn)與農村兩個層面對居民財產性收入進行了較為全面的“凈資產”界定。從經濟效應看，財產性收入水平的提升對于可支配收入總額的增加具有積極推動作用。從影響因素看，相關研究成果主要通過實證分析展開研究。對于財產性收入的影響因素，從最初的財產基數、利率水平（曾為群，2008;付敏杰，2009），到結構因素、制度因素、金融市場、教育水平（楊新銘，2010;李子聯，黃瑞玲，2011;任碧云，姚博，2013），研究視角逐漸擴大;同時研究范圍也不斷拓寬，從全國層面逐漸細化至不同區(qū)域、不同群體與不同行業(yè)間（劉江會，唐東波，2010;寧光杰等，2016）。對于居民財產性收入渠道拓寬的研究，主要基于財產性收入來源構成及影響因素，在此基礎上結合不同地區(qū)與群體的實際特征有針對性給予合理化建議。除此以外，還有學者對于有效促進財產性收入增加的制度環(huán)境進行了分析。

現有文獻成果為本文開展研究提供了良好借鑒，本文將以此為切入點，聚焦城鎮(zhèn)居民財產性收入問題，通過構建理論模型分析收入差距對財產性收入的作用機理，并通過分區(qū)域的比較分析實證檢驗理論假說及財產性收入影響因素，以期為深化收入差距對財產性收入作用影響的認識提供理論參考。

理論分析

為了分析城鎮(zhèn)居民收入分配差距對財產性收入的影響，本文構建如下理論模型，并作以下基本假定：第一，將某地區(qū)城鎮(zhèn)居民劃分為兩種收入群體（僅考慮勞動性收入），高收入群體為H、低收入群體為L，其中高收入群體占該地區(qū)全體城鎮(zhèn)居民比重為α（0<α<1），低收入群體占比為1-α，α越大，則該地區(qū)勞動性收入分配差距越大，兩群體勞動性收入總和為YL。第二，不同收入群體間所對應個人所得稅的稅率不同，高收入群體H對應的稅率為θh，低收入群體L對應的稅率為θl，θh >θl，各收入群體勞動性收入均超過個稅起征點。稅收所得中一部分用于轉移支付，轉移支付占稅收總額的比重為β0<β<1）），且轉移支付全部給予低收入群體L，高收入群體H無轉移支付性收入。第三，不同收入群體間財產性收入WR的差異主要取決于財富積累水平，令當期居民財產性收入來源全部為上一期儲蓄性收入，利率水平為i，i可隨經濟社會發(fā)展而變動，上一期儲蓄水平分別為Sh與Sl，且Sh>Sl。其中，儲蓄水平依據兩部門國民經濟恒等式確定為可支配收入Yd與消費C之間的差額。第四，居民消費水平C由消費函數C=C0+c·Yd確定，其中C0為自主性消費，c為邊際消費傾向，邊際消費傾向0

據此可得，當α增大，高收入群體H占比提高時，個人所得稅稅收總額將具有增加趨勢，即伴隨著收入差距的擴大，整體稅收水平將有所提升。

由（2）式及相關基本假定進一步可得。

據此可得，當α增大，高收入群體H占比提高時，個人可支配收入將具有減小趨勢;當β增大，對低收入群體L的轉移支付比重提高時，個人可支配收入將具有增加趨勢;當Ydt-1增大，上一期個人可支配收入水平增加時，即期個人可支配收入將具有增加趨勢。即在初次分配過程中，伴隨著收入差距的擴大，可支配收入水平將受到抑制，而再分配過程中轉移支付力度的增強，將促進可支配收入水平的提升，上一期可支配收入水平的提升能夠促進即期收入水平的進一步增長。

由（3）式及相關基本假定進一步可得。

據此可得，當c增大，邊際消費傾向提高時，財產性收入將具有減小趨勢;當α增大，高收入群體H占比提高時，下一期財產性收入將具有減小趨勢。

基于現有研究成果，高收入群體通常具有較低的消費率，這與邊際消費傾向遞減規(guī)律緊密相關，因而邊際消費傾向同財產性收入間具有反向聯系;收入差距的擴大，也將對下一期財產性收入產生負向影響，阻礙財產性收入水平的提升。

基于上述分析，本文提出以下假說：

假說1：勞動性收入差距的加大對于財產性收入與可支配收入的增加均具有抑制作用。

假說2：消費支出水平的擴增對于財產性收入的增加將具有抑制作用。

假說3：轉移支付投入的加強對于可支配收入的增加將具有促進作用。

模型構建與數據說明

依據以上理論分析模型及研究假說，綜合考慮財產性收入與可支配收入的變化具有動態(tài)性，即期收入水平與往期收入具有關聯性，因而在解釋變量中引入被解釋變量的滯后一期，構建如下動態(tài)面板模型：

模型（4）中，PIpt為城鎮(zhèn)居民財產性收入水平，用城鎮(zhèn)居民人均財產性收入占人均可支配收入比重衡量;Theilpt為城鎮(zhèn)居民勞動性收入分配差距，用泰爾指數進行衡量;Cpt為城鎮(zhèn)居民消費支出水平，用人均消費支出占人均可支配收入比重衡量;Spt-1為城鎮(zhèn)居民儲蓄水平，用居民儲蓄存款余額占人均可支配收入比重衡量;Xapt是一組控制變量，包含房地產市場水平、股票市場水平及教育水平等因素，β0為常數項，μpt為殘差，p為省份，t為年份。模型（5）中，DIpt表示城鎮(zhèn)居民可支配收入水平，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的自然對數值衡量;TRpt表示城鎮(zhèn)居民轉移支付收入水平，用城鎮(zhèn)居民轉移支付收入占人均可支配收入的比重衡量;Xbpt是一組控制變量，包含物價水平、市場規(guī)模及教育水平等因素。

結合文獻成果及理論模型分析，控制變量分別作如下選擇：房地產市場水平（Rea）用商品房銷售額占國內生產總值比重衡量，保險市場水平（Insur）用保費收入占國內生產總值的比重衡量，教育水平（Edu）用教育經費占國內生產總值比重衡量，物價水平（CPI）用城市居民消費價格指數衡量，市場規(guī)模（Mar）用社會消費品零售總額的自然對數值衡量。

綜合數據可得性，分區(qū)域分析2000-2016年省級面板數據。城鎮(zhèn)居民儲蓄水平數據來源為2000-2017年《中國城市統(tǒng)計年鑒》，保險市場水平數據來源為2000-2017年《中國保險年鑒》，其余數據均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

實證結果分析

由于被解釋變量財產性收入水平與可支配收入水平同消費支出水平、儲蓄水平等存在雙向因果關系，為解決內生性問題，選擇使用系統(tǒng)GMM方法對動態(tài)面板模型進行回歸。同時為了避免工具變量過多所帶來的影響，限定工具變量的滯后階數最多為3階。

（一）城鎮(zhèn)居民財產性收入水平實證檢驗

如表1為模型（4）分地區(qū)城鎮(zhèn)居民財產性收入水平的回歸結果。體現城鎮(zhèn)居民收入差距的Theil指數與居民財產性收入水平間呈現出區(qū)域異質性特征，東部地區(qū)Theil指數與PI呈負相關，而在中部與西部地區(qū)呈正相關，各回歸系數顯著。出現這一區(qū)域異質性特征，與東、中、西部三個地區(qū)的收入差距水平具有較強關聯性，東部地區(qū)勞動性收入差距顯著高于中部和西部地區(qū)，東部地區(qū)Theil指數均值為2.01，而中部與西部地區(qū)Theil指數均值分別為0.12和0.49。由此說明，當城鎮(zhèn)居民內部不同群體間收入差距較大時，收入差距的加劇將阻礙居民財產性收入提升;反之收入差距較小時，收入差距的合理增加有助于居民財產性收入提升。

在解釋變量及控制變量調整過程中，消費水平C與各地區(qū)PI均呈現負相關關系，而儲蓄水平滯后一期S（-1）與各地區(qū)居民PI均呈現正相關關系，驗證了理論分析的基本假說;即消費支出在可支配收入中比重的增加，對儲蓄規(guī)模具有替代效應，從而對財產性收入產生一定程度的抑制作用;而在利率水平不變情況下，儲蓄水平的提升對財產性收入規(guī)模的增加具有直接的促進作用。

在控制變量中，房地產市場水平Rea對PI在各地區(qū)呈負相關關系，這表明雖然房地產投資收益較高，但購買房產所需資金金額較大，且房產購買通常與銀行資金借貸相聯系，當購房貸款并未償還完結前，房地產市場的較快發(fā)展并未能夠有效促進財產性收入增加，反而具有一定抑制作用，在中部地區(qū)尤為顯著。保險市場水平Insur對PI的影響呈區(qū)域異質性特征，即Insur與PI在東部和西部地區(qū)呈正相關關系，在中部地區(qū)呈負相關關系;除西部地區(qū)房地產市場水平和中部地區(qū)保險市場水平外，各回歸系數均顯著。保險市場的區(qū)域異質性特征體現出金融市場發(fā)展的特征，東部地區(qū)金融市場發(fā)展成熟度較高，保險市場規(guī)模的擴大尤其是具有理財效應的投資型保險產品，對于財產性收入的增加具有正向推進作用，而在西部地區(qū)的正向促進則是保險產品轉移風險、補償損失功能的體現;中部地區(qū)由于金融發(fā)展進程偏緩，居民投資渠道受限，金融市場的發(fā)展并不能為財產性收入的增長提供有效幫助。教育水平Edu對于PI在各地區(qū)則均呈現出了正相關關系，且回歸系數顯著，表明教育水平的提升對于促進財產性收入的增加具有正向作用。

（二）城鎮(zhèn)居民可支配收入水平實證檢驗

如表2為模型（5）分地區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配收入水平回歸結果。Theil指數與PI仍呈現出區(qū)域異質性特征，表現為在東部地區(qū)Theil指數與PI呈正相關，而在中部與西部地區(qū)呈負相關，各回歸系數顯著。由此得出，在中、西部地區(qū)，伴隨著勞動性收入差距的加大，居民可支配收入水平的增長將受到抑制;而在東部地區(qū)，卻表現為收入差距的擴增一定程度上促進了居民可支配收入水平的提高。

同時，消費水平C及轉移支付水平TR與各地區(qū)PI均呈正相關關系;消費水平的各回歸系數均顯著，而轉移支付水平的回歸系數僅在基礎回歸中的中部和西部地區(qū)顯著，驗證了理論分析的基本假說。由此，消費支出及體現再分配功能的轉移支付性收入在可支配收入中占比的提升，對城鎮(zhèn)居民可支配收入增加具有促進作用，同時消費對收入的正向作用呈現出西部、中部和東部依次遞增的趨勢。物價水平CPI、市場規(guī)模Mar和教育水平Edu與各地區(qū)PI均呈正相關關系，市場規(guī)模的各地區(qū)回歸系數顯著。由此說明，物價水平一定程度的合理上漲、市場規(guī)模的擴大以及教育水平的提升對居民可支配收入增加具有正向積極作用。

在對模型（4）、（5）進行動態(tài)面板估計時均加入了穩(wěn)健項robust，以自動修正異方差問題，同時各自AR（2）檢驗的p值表明差分的誤差項存在二階自相關是不顯著的，且各模型薩甘檢驗的結果也驗證了工具變量設定的有效性。模型（4）、（5）的滯后一期被解釋變量PI（-1）與DI（-1）分別同各地區(qū)財產性收入水平、可支配收入水平呈顯著正相關關系。由此說明，上一期財產性與可支配收入水平對當期的財產性及可支配收入水平均具有正向促進作用，呈現出“棘輪效應”，同時也驗證了基本模型構建與動態(tài)面板模型使用的合理性。