收入分配、财富积累与城镇居民财产性收入——一个研究假说及其验证

第ｌ０期（总第３５９期）　２０１３年ｌＯ月　财经问题研究　Ｒｅｓｅａｒｃｈ　ｏｎ　Ｆｉｎａｎｃｉａｌ　ａｎｄ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｉｓｓｕｅｓ　Ｎｕｎ１ｂ　１０　ｆＧｅｎｅｒａｌ　ｓｅｒｉａｌ　Ｎ。３５９）　．Ｏｃｔｏｂｅｒ２０１３　，收入分配、财富积累　与城镇居民财产性收入　——一个研究假说及其验证　余劲松　（西南政法大学经济学院，重庆摘４０１１２０）　要：本文结合我国居民收入和财富差距持续扩大的现实，系统研究了城镇居民收入分配差　距对财产性收入的影响和作用机制，并利用２０００＿２００９年省级面板数据进行实证检验。研究发　现，由于差异税率和边际消费倾向递减规律的作用，收入分配差距的扩大增加了居民总税负的　同时也提高了社会总消费，综合效应导致社会财富积累和居民的财产性收入减少。同时，本文　还发现了城镇居民财产性收入与股市参与深度正相关、与房价收入比负相关的结论。本文的研　究为拓宽我国城镇居民分享和获取更多财产性收入的政策取向提供了经验支持。　关键词：收入分配；财富积累；财产性收入　中图分类号：Ｆ１２４．７　文献标识码：Ａ　文章编号：１０００—１７６Ｘ（２０１３）１０－００１１－０７　一、文献综述　或损失周期性变动，发现由于决策过程和支付时　滞等方面的原因，居民获得的股息和红利往往滞　根据联合国开发计划署（ＵＮＤＰ）¨　的统计，　改革开放前我国的基尼系数为０．１６０，２００１年扩　大到０．４４７，至２００７年则进一步扩大到了　０．４６９，这种局面出现的原因及其产生的经济社　会后果引起了广泛关注，迅速成为理论界和实务　界研究的一个热点。国际文献对财产性收入的研　究主要包括：（１）财产性收入的来源和周期性　波动。　（２）财产性收入对收入差距的影响。　Ｌｅｖｅｎ　将居民的不同收入来源进行了比较分析，　发现与其他收入相比，居民的财产性收入表现出　了起步晚、增长快的特点。Ｃｒｅａｍｅｒ和　后于经济的发展，但利息和资本利得或损失则体　现出较强的顺商业周期特征。Ｐａｕｌ＿４　利用澳大利　亚的数据分析了收入来源对贫富差距的影响，发　现居民收入越低，财产性收入占居民收入的比重　越高；其对收入差距的影响为正，但程度上低于　工资薪金所得和营业性收入的影响。Ｍａｔｔｉ　结　合欧盟居民收入和生活条件统计对财产性收入进　行了重新界定，并比较了ｌ２个欧盟成员国居民　的财产性收入状况及对收入分配的影响，发现不　Ｂｅｒｎｓｔｅｉｎ　研究了股息和红利、利息与资本利得　同国家获取财产性收入居民的比重和财产性收入　收稿日期：２０１３—０７—２４　基金项目：国家社会科学基金项目“居民财产性收入促增与公平分配机制研究”（１２ＣＪＬ０２２）　作者简介：余劲松（１９７２一），男，湖北洪湖人，教授，博士，主要从事法律与金融、制度经济学研究。Ｅ—ｍａｉｌ：ｙｕｊｉｎｇｓｏｎｇ＠ＳＷＬＩ—　ｐ１．ｅｄｕ．ＣｌＩ　ｌ２　财经问题研究　２０１３年第ｌ０期　总第３５９期　的主要来源及占居民可支配收入的比重均存在较　虚拟资产与实体经济之间的背离，容易导致经济　大差异，①这些差异也造成了财产性收入对整体　泡沫化和收入差距扩大，进而影响经济的稳定　收入差距的影响存在明显不同。Ｂｏｇａｒｔ　考察了　性。Ｌｉａｎｇ　１２］关注了我国的金融改革、财产性收　英国１７世纪末期公路法对居民财产性收入的影　入增长对收入差距的潜在影响，认为提高居民财　响，发现该法的制定及收费公路信托基金的设立　产性收入的政策导向从一个侧面为金融改革提供　激发了居民参与收费公路建设和维护的积极性，　了支持，但可能会加剧我国收入分配的不平等。　并直接导致１６９０—１８１５年间居民财产性收入增　韩德胜¨　认为，财产性收入增加有可能会导致　加了２０％以上，也是同期居民整体收入增长的　富者更富、穷者更穷的“马太效应”出现，原　一个重要原因。　因在于财产性收入的分布中，富人往往比穷人拥　自２００７年财产性收入概念首次进入党的纲　有更多的财产性收入，结果会有助于他们积累更　领性文件以来，国内理论和实务界对提高居民财　多的财产，这些财产又会贡献更多的财产性收　产性收入的重要性、现状和提升途径等问题进行　入，如此循环，将会导致贫富差距进一步拉大。　了广泛诠释。方和荣　认为，让更多群众拥有　不过，祝福恩和王丽英　指出，该“马太效　财产性收入是贯彻按劳分配和按要素分配相结合　应”的产生有一个前提条件，即财产性收入内　制度的重要体现，有利于提高市场效率，促进民　部的差距大于居民总收入的差距，如果现实经济　生和维护公平正义，因而具有重要的政治、经济　和社会意义。刘江会和唐东波　的研究发现，　中财产性收人内部差距小于总收入差距，财产性　收入相反有助于居民实现增收，部分地平抑贫富　财产性收入不仅涉及到居民个人收入的增长，而　且在长期内与经济增长、市场化存在长期均衡关　差距。对此，Ｈｏｎｇ等　指出，政府的公共政策　系；同时，我国城镇居民财产性收入来源日趋多　选择可以朝向有利于增加公众收入和缩小收入差　样化，金融财产性收入和房屋出租占据居民财产　距的方向发展，以社保基金是否应该进入股票市　性收入来源的８０％以上。陈建东等　的实证研　场为例，如果由于信息、知识或者其他摩擦性因　究也支持了他们的结论，即尽管财产性收入占我　素阻碍了人们对理财手段的运用，则政府可以将　国居民总收入的比重仍然较低，但近年来增长迅　部分社会保险税收人投放到股票市场以帮助居民　速，逐步成为居民新的收入增长点；在财产性收　进行投资，实现收入的增长。美国４０１（Ｋ）计　入来源上，房屋租金贡献率超过了５０％，投资　划三十多年的成功经验便有力地证明了这一点。　性收入（包括股息、红利和利息等）也是重要　上述文献为本文的研究奠定了重要的理论基　的财产性收入来源。在对影响财产性收入增长的　础，但这些研究忽略了我国收入分配差距日渐扩　因素分析中，宏观经济发展因素（如经济发展、　大的现实。结合这个背景，本文将系统分析收入　相关制度安排和投资市场发展等）对居民财产　分配对城镇居民财产性收入的影响及作用机制，　性收入影响较大，而个人因素（如文化程度、　并利用我国２０００－－２００９年官方统计数据系统对　行业和就业状况等）对其财产性收入缺乏显著　主要结论进行实证检验。　相关性。余劲松　叫实证研究了城镇居民股市参　二、收入分配差距、财富积累与财产性收　与广度和深度对财产性收入的影响，发现尽管我　入：研究假说的提出　国股市存在不规范性和投机性，但对于居民财产　可以建立一个简单的模型来分析收入差距如　性收入做出了显著的正面贡献。　何影响财富积累进而影响居民财产性收入。假　在关注增加居民财产性收入积极作用的同　定：（１）将一个社会居民分为高收入居民Ｈ和　时，部分学者着手研究居民财产性收入可能对经　低收入居民Ｌ两类群体，社会的总收人为Ｙ，Ｈ　济产生的负面影响。范从来和董书辉　。。利用美　占整个社会总收入的比重为　，Ｌ占社会收入的　国的数据讨论了居民财产性收入和经济波动之间　比重为（１一旺）。　（２）税收只满足公共支出需　的关系，认为居民财产性收入的持续变动反映了　要，不涉及转移支付。针对不同收入群体实施差　①例如，　丹麦、挪威和瑞典三个国家，能狭得财产性收入居民的比重高达９８％、９９％和８０％，但葡萄牙、爱尔兰和爱沙尼　等　国，该比例则分别只有１７％、１８％和６％。财产性收入占可支配收入比重最高的欧盟成员国为挪成、芬兰和希腊，分别达到ｒ　１０％、９％和５％，最低的为爱沙尼　，只有１％。　收入分配、财富积累与城镇居民财产性收入——一个研究假说及其验证　ｌ３　异税率，对高收入居民征收一个高税率ｔ　对低　收入居民征收相对较低的税率ｔ。，ｔｈ＞ｔｌ，ｔ　和ｔ　为外生变量，个税起征点为Ｂ。对于税率和起征　点，政府均可根据实际需要确定，并在一定时期　内保持稳定。同时，为方便分析，假定所有居民　收入均高于起征点Ｂ。（３）Ｈ和Ｌ在理财能力上　没有差异，财产性收入取决于财富积累状况，财　的增加，整个社会消费总额呈现减少的趋势，即　收入差距的扩大导致了社会整体消费的减少。　最后，考虑收入分配差距对社会财富积累的　影响。财富积累定义为居民可支配收入中扣除消　费后的剩余。根据式（２）和式（３），社会整体　财富积累为：　Ｗ　＝Ｙｉ—Ｃ　＝ｙ－［ｄＹ（ｔｈ—ｔ１）＋Ｙｔｌ－Ｂ（ｔｈ—ｔ１）］一ｃ０　富积累越多，则居民可用于理财的收入越多，财　产性收入相应越高。　首先，考虑收入分配差距对社会税收和居民　可支配收入的影响。给定上述假设条件，高收入　居民Ｈ所缴纳的税收为：　Ｔｈ＝（ｄＹ～Ｂ）ｔｈ　相应地，该类居民的可支配收入为：　Ｙ　＝　Ｙ一（　Ｙ—Ｂ）ｔｈ　对于低收入居民，其缴纳的税收和可支配收　入分别为：　Ｔｌ＝［（１一　）Ｙ—Ｂ）］ｔ．　Ｙｌｌ＝（１一ｏ【）Ｙ一［（１－仅）Ｙ—Ｂ］ｔ　因此，整个社会税收总额为：　Ｔ　：Ｔｈ＋Ｔｌ：　Ｙ（ｔｈ—ｔ１）＋Ｙｔｌ—Ｂ（ｔｈ—ｔＩ）　（１）　相应地，整个社会居民可支配收入为：　Ｙ　＝Ｙ－Ｔ　＝ｙ－［仪Ｙ（ｔｈ—ｔ】）＋ＹｔＪ—Ｂ（ｔｂ—ｔＩ）］　（２）　根据式（１）和式（２）可以看出，随着高　收入居民占收入比重ＯＬ的增加，整个社会税收　的总额呈现增加的趋势，居民可支配收入则随Ｏ／．　的增加而减少，即收入分配差距的扩大分别导致　了整体税收的增加和居民可支配收入的减少。　其次，考虑消费。结合主流的宏观经济学理　论，将消费函数设定为：Ｃ＝ｃ。＋ｃＹ　，其中，ｃ。　为自主性消费，ｃ为边际消费倾向，ｃ＜ｌ。对于　收入差距对消费的影响，一个合理的认识是，由　于边际消费倾向递减规律的作用，高收入居民平　均消费率相对较低，因此，收入差距的扩大将导　致全社会整体消费率降低，即：ｄｃ／ｄ￣＜０。　结合式（２），全社会整体消费为：　ｃ　＝ｃ０＋ｃＹ—ｃ［　Ｙ（ｔｈ—ｔ１）＋Ｙｔｌ—Ｂ（ｔｈ－－ｔ１）］　整理得：　Ｃ　＝Ｃｏ＋ｃ［Ｙ－ＹｔＩ＋Ｂ（｜ｈ－－ｔ１）］－ｃｏＬＹ（ｔｈ—ｔＩ）　（３）　根据式（３），结合前述假定，有：　ｄＣ　／ｄ　＝ｄｃ／ｄ￣［Ｙ—Ｙｔｌ＋Ｂ（ｔｈ—ｔＩ）一　Ｙ（ｔｈ—ｔ１）］　一ｅＹ（ｔｈ—ｔ１）　＝ｄｅ／ｄ￣［Ｙ（１一ｔｈ）＋Ｙ（ｔｈ—ｔＩ）（（１一ｏ【）＋　Ｂ（ｔｈ—ｔ１）］－ｃＹ（ｔｈ—ｔ１）＜０　可以看出，随着高收入居民占收入比重ｏＬ　一ｃ［Ｙ一　ｙ（ｔｈ—ｔ１）一Ｙｔｌ－Ｂ（ｔｈ—ｔ１）］　整理得：　Ｗ　＝Ｙ（１一ｔ１）（１一ｃ）一　Ｙ（ｔｈ—ｔＩ）（１－ｃ）＋Ｂ（ｔｈ—　ｔ１）（１一ｃ）－Ｃ０　（４）　根据式（４），结合前述假定，有：　ｄＷ　／ｄ　＝一Ｙ［（ｔｈ—ｔ１）（１一ｃ）一０【（ｔｈ－－ｔ１）ｄｅ／ｄ￣］＜０　可见，收入分配差距的扩大，将导致社会整　体财富积累减少。结合式（２）和式（３），由于　差异税率的作用，收入分配差距的扩大减少了全　社会居民的可支配收入，降低了居民财富积累；　同时，全社会居民的整体消费也随收入分配差距　的扩大而减少。考虑到边际消费倾向递减规律的　存在，消费的减少小于可支配收入的降低，因而　整个社会财富积累将减少。因此，在不考虑不同　收入群体理财能力的情况下，收入分配差距与居　民的财产性收入负相关。　基于以上分析，本文提出待检验研究假说：　在不考虑不同收入群体理财能力的情况下，由于　差异税率和边际消费倾向递减规律的作用，收人　差距与居民财产性收入负相关。　三、模型、变量与数据　（一）模型与变量　根据前文的分析，收入差距主要通过税收和　消费两个途径影响居民财产，参考Ｍｏ¨ｌ　，王学　斌等¨　，本文将财产性收入函数设定为：Ｙ：Ｆ　（Ｇ，Ｘ）和Ｘ＝ｆ（Ｇ），其中，Ｙ为城镇居民财　产性收人，Ｇ为收入差距，ｘ为税收和消费两个　中间变量。相应的计量模型设定如下：　ＰＩ。　＝Ｃ＋ｐｌＰＩ　一ｌ＋ｐ２ＧＩＮＩ。。＋ｐ３ＤＮｉ　＋１３４ＣＯＮＲＡＴＥ。。　＋Ｉ　ｌ　Ｌ　＋ｖ。＋￡。　（５）　Ｘ．　：ｃ＋￣ＧＩＮＩ　＋１－ＩＺ．　＋　．　（６）　其中，式（５）分析收入分配差距和两个中　间变量对居民财产性收入的综合作用，式（６）　检验收入分配差距对两个中间变量的影响。下标　ｉ和ｔ分别为第ｉ个省份的第ｔ年的数据，ＰＩ　（Ｐｒｏｐｅｒｔｙ　Ｉｎｃｏｍｅ）为因变量，用城镇居民人均　财产性收入占人均可支配收入的比重来度量，Ｌ　１４　财经问题研究　２０１３年第ｌ０期　总第３５９期　和ｚ为控制变量组，ｖ　为不可观测的地区效应，　￡ｉ　和　．．为随机扰动项。　现有文献衡量收入差距的指标有多种，本文　选取最常用的指标基尼系数来衡量收入差距。参　考陈刚和李树¨引，本文采用的计算公式为：　Ｎ　ｎ—ｌ　房住宅平均价格、居民可支配收入三项指标的数　据来源于历年《中国统计年鉴》；股票交易金额　地区分布来源于历年《中国证券期货统计年鉴》　和《中国证券登记结算年鉴》；城镇居民储蓄增　加额来源于历年《中国金融年鉴》；用于计算各　地区基尼系数的基础数据来源于各省市（自治　区）历年统计年鉴，各地区保费收入占ＧＤＰ比　ＧＩＮＩ＝∑Ｗｉｙ。＋２∑Ｗｉ（１一Ｖｉ）一１，其中，Ｗｉ为　１　ｌ　ｊ＝ｌ　按收入分组后各组的人口数占总人口计算数的比　重，Ｙｉ为按收入分组后各组人口所可支配收入占　收入总额的比重，ｎ为收入分组数，ｖｊ为ｙｉ从ｉ＝　１，２，３…ｎ的累加比重。城镇居民税收负担变　量，是城镇居民人均可支配收入与当地城镇居民　人均总收入之比。直观上该变量最好采用城镇居　重来源于历年《中国保险年鉴》。由于西藏部分　数据缺失，最终收集到２０００－－２００９年我国３０个　省（直辖市、自治区）的数据用于实证检验，　主要变量的描述性统计如表１所示。　表１　主要变量的描述性统计（样本数＝３００）　变ＰＩ　ＮＳＲ　ＳＴｖ　ＧＩＮ１　ＩＰ　ＲＥＡＰ　民缴纳个人所得税占可支配收入比重来衡量，但　由于数据的完整性和我国税收征管中存在的问　量　均值　标准差　最小值　最大值　０．０ｌ２　０．０ｏ３　０．０７２　０．７２３　３８．１４０　０．４１９　０．０７ｌ　０．４９５　Ｏ．０ｌ８　０．２５２　３．０５４　０．２７８　０．０２４　０．２２９　０．１ｌ８　－０．０４ｌ　４．８０１　０．０３５　０．００７　０．０６３　０．１７３　０．１９８　０．０ｌｌ　０．１４０　题，本文采用ＤＮ来代表居民的税收负担水平，　两者之间的差额代表居民的税费负担。城镇居民　最终消费率（ＣＯＮＲＡＴＥ），在量上为城镇居民　人均消费额与城镇居民人均可支配收入之比。　结合陈建东等　和余劲松¨。。对我国城镇居　民财产性收入来源结构的相关研究，笔者选取控　制变量如下：（１）商品住宅相对价格（ＲＥＡＰ），　为地方商品房住宅成交均价与当地人均可支配收　入之比。房产增值和房屋租金增加是近年我国城　镇居民财产性收入增加的一个主要原因，其影响　Ｃ０ＮＲＡＴＥ　ＤＮ　０．７５８　０．９３７　０．０４９　０．０４７　０．６３４　０．６４３　０．８８８　０　９９９　四、实证检验结果及讨论　本文在进行回归时关注了两个问题：　（１）　解释变量ＧＩＮＩ的内生性。根据范从来和董书　辉¨　、Ｌｉａｎｇ【１２］，收入差距和财产性收入之间可　不仅体现为价格上涨而带来房产增值，而且在住　宅价格越高的地区，通常伴随更高的经济活跃度　和更多的劳动力流人，拥有房产城镇居民房屋出　租收入也会增加；不过反过来，房价越高，购房　能存在双向因果关系，收入差距可能通过税收和　消费途径影响财产性收入，但富有阶层通常在财　富积累和理财能力上优于中下收入阶层，这种差　者特别是刚需购买者按揭贷款利息支出也相应增　加，也会导致财产性收入的减少。（２）城镇居　民人均股票成交金额与可支配收入的比值　（ＳＴＶ）。进入２ｌ世纪以来，股票投资逐步成为　异会导致财产性收入内部差距的扩大，进而影响　收入分配差距。（２）模型设定。目前对我国居　民财产性收入的实证研究缺乏广为接受的分析框　架，本文计量模型的设定不可避免地存在重要解　释变量缺省问题，一定程度上会降低结论的说服　力。为克服上述困难，采用Ａｒｅｌｌａｎｏ和Ｂｏｎｄ　我国城镇居民理财的一个常规手段，该指标反映　了地区城镇居民股票交易的深度，该比值越大，　表明该地区居民投入股市的金额越大或者交易越　（１９９１）的建议，本文采用一阶差分广义矩阵法　活跃，居民股市参与程度越深。（３）保险深度　指标（ＩＰ），为地区保费收入与ＧＤＰ之比，反映　（ＧＭＭ）对式（５）和式（６）进行回归，实证　结果如表２和表３所示。　保险业在地区经济中的地位，也体现了地区居民　（一）收入差距对财产性收入影响的总体效　应检验　对保险作为一种理财手段的使用情况。（４）城　镇居民净储蓄率（ＮＳＲ），为城乡居民储蓄余额　增加值与人均可支配收入之比。　（二）数据说明　用于实证分析的数据中，财产性收入、商品　表２中的结果显示，Ｓａｒｇａｎ检验没有拒绝工　具变量的选择满足过渡识别约束条件的零假设，　ＡＲ（２）检验结果也没有拒绝残差不存在二阶自　相关的零假设。　收入分配、财富积累与城镇居民财产性收入——一个研究假说及其验证　表２　收入差距对城镇居民财产性收入影响的ＧＭＭ回归结果　因变量：ＰＩ　（Ｉ）　ＰＩ．ＬＤ　ＧＩＮＩ　ＤＮ　ＣＯＮＲＡ１Ｅ　１５　（２）　０．３９…（３４．６８）　一１．８２　ｆ一２．０８）　（３）　０．３７　（１９．０２）　（４）　０．４０　（３４．１１）　（５）　０．３４…（１０．６３）　一２．０４　ｆ一２．１２）　ｎ　３９　（４３．７５　２．３０　（１．７４）　２．４７…（２．６９）　３．５１　（１．６７）　３．８６　（３．６５）　ＲＥＡＰ　一２．１６…（一２．６１）　一３．０４　（一２．８０）　一２．０５　（一１．９５）　一２．６２…（一３．０）４　一１．５７（一１．２６）　ＮＳＲ　ＩＰ　ＳⅣ　０．０１（Ｑ　０５）　ｎ０５（０．３５）　ｎ０２（０．１３、　一０．０７ｆ—ｎ４６）　一０．１９（一１．０６）　一３５．４７　ｆ－４．１６）　一３９．Ｏ１　ｆ一５．ｏｏ）　一３３．７９…（＿３．９１）　一３４．６１　（－４．９１）　一２９．３２…ｆ－３．４９）　ｎ０３…（５．３４）　Ｑ　０３…ｆ４．５３）　Ｑ　ｏ３　（４．（ｘ】）　０．０３　（５．７１）　Ｑ　０２…（２．９８）　常数项　Ｓａｒｇａｎ　ｔｅｓｔ（Ｐ）　ａＴ＂（１）ｔｅｓｔ（Ｐ）　ｎ　ｃｒ７…ｆ９．４７）　ｎ　７９　【ｌ　０ｏ　ｎ０８…（４　３５）　ｎ　８０　ｎ　００　ｎ０９”　（６．１３）　０．８０　ｎ【ｘ】　０９…（９．８）　０．８３　０．０ｏ　ｎ　１４…（６．４５）　Ｑ　８６　ｎ【ｘ】　ａｒ（２）ｔｅｓｔ（Ｐ）　截面数　样本数　９７　３０　０　０．９４　３０　２４０　Ｑ　９１　３０　２４０　０．９９　３０　２４０　Ｑ　９２　３０　２４０　注：　、料和　分别表示显著性水平为０．Ｏ１、０．０５和０．１，估计系数括号内的数值是ｚ值。表３同。　总体来说，实证检验结果较好地支持了前文　提出的研究假设：（Ｉ）城镇居民收入分配差距　ＧＩＮＩ系数对居民财产性收入的影响总体为负，　５％水平下显著（列２和列５），表明收入差距的　扩大会抑制我国城镇居民财产性收入的增加，　ＧＩＮＩ系数每增加０．０ｌ，财产性收入占城镇居民　可支配收入的比重减少约０．０２个百分点。（２）　ＤＮ对财产性收入的估计符号为正，１０％水平下　响为负，１％水平下显著。对此可能的解释是：　首先，保险购买属于预防性支出，投资功能并不　明显，保险购买支出的增加抑制了居民其他理财　手段的运用；其次，我国商业保险发展时间较　短，对多数居民而言保险购买特别是寿险方面多　属于净支出阶段，即便保险公司投资收益丰厚，　多数保单仍未到红利支付期。（３）反映居民储　蓄意愿的城镇居民净储蓄率ＮＳＲ指标的估计系　显著（列３和列５），该指标体现的是居民所得　税负担，ＤＮ值越大，居民所得税负担越轻，则　可支配收入占居民收入的比重越高。该值提高１　个百分点，居民财产性收入增加约０．０２３个百分　点。（３）最终消费率对财产性收入的影响１％水　平下显著为正（列４和列５），表明最终消费率　越高，居民获取的财产性收入也越多。该结论与　前文的理论判断并不吻合。对该结论的出现，本　文判断消费率的高低可能更多体现了一个地区经　济的发展水平，消费率更高的地区，聚集了更多　的商业机会，展现出更好的经济活力，从而为居　民获取财产性收入提供了更多有利条件。　表２各方程中，控制变量的影响如下：（１）　数为正，但在多数方程中不具备统计上的显著　性。（４）反映股票投资情况的ＳＴＶ指标对财产　性收入１％水平下显著为正，成交金额每增加　１％，居民财产性收入增加幅度大约为０．０３％。　该结论有积极的政策含义，表明尽管我国股票市　场发展不完善、股指大起大落，但股票投资总体　上仍是居民分享上市公司成长和经济增长成果、　获取财产性收入的重要途径。　（二）收入差距、税收与消费：影响机制　检验　表３纳入地区经济增长率（ＧＤＰＧ）、居民　消费价格指数（ＣＰＩ）和市场化指数（ＭＩ）等作　为控制变量，检验收入差距（ＧＩＮＩ）对居民可　多数方程中，房价收入比指标ＲＥＡＰ的系数为　负，１％水平下显著，表明房产相对价格的上涨　对财产性收人的增加有抑制作用。该结论丰富和　扩展了既有的研究，并与我国经济发展的格局基　支配收入和最终消费率的影响。同样，Ｓａｒｇａｎ检　验没有拒绝工具变量的选择满足过渡识别约束条　件的零假设，ＡＲ（２）检验结果也没有拒绝残差　不存在二阶自相关的零假设。　本吻合。（２）保险深度指标ＩＰ对财产性收入影　１６　表３　收入差距对城镇居民可支配收入　和消费的回归结果　ＤＮ　Ｃ０ＮＲＡＴＥ　财经问题研究　２０１３年第１０期　总第３５９期　加了居民的财产性收入。但由于边际消费倾向递　减，最终消费的增加幅度在量上小于居民可支配　收入的降低幅度，因而收入差距对居民财产性收　入的净效应为负。表３中的结果还显示出一些有　（２）　０．４０…（７．１５）　（１）　ｘ　ＬＤ　０．３４　（４６．２７）　ＧＩＮＩ　ＧＤＰＣ　ＣＰＩ　－０．２６　（一２３．３２）　—ｎ　ｏｏ（一１．４１１　ｎ（１５　（１．９３）　０．Ｏ０…（４　５８）　趣的结论：（１）经济增长率对ＤＮ的估计系数的　影响不具备统计意义上的显著性，但对最终消费　率影响显著为正，表明近年来尽管我国居民绝对　收入不断增加，但在国民收入分配格局中，经济　的快速增长并没有带来居民所得份额的同步增　加。（２）城镇居民承受了通货膨胀带来的双重　Ｑ　ｌ８…（２５．５６）　一ｎ　１４　ｆ一１１．０６）　ＭＩ　常数项　Ｓａｒｇａｎ　ｔｅｓｔ（Ｐ）　ａｒ（１）ｔｅｓｔ（Ｐ）　一０．０２…（一１９．５２）　０．００（０．５６）　０．Ｏ１…（１２．７２）　一Ｑ０３　（一４．４４）　０．７５　０．２４　ｎ　８６　０．ｃＩＤ　ａｒ（２）ｔｅｓｔ（Ｐ）　【１　３７　０．１２　截面数　样本数　３０　２４０　３０　２４０　压力，物价上涨增加居民税收支出的同时降低了　他们对未来的预期，抑制了最终消费。　（三）稳健性检验　表３中的多元回归结果部分地支持了本文的　判断：（１）收入差距对ＧＩＮＩ的影响为负，１％　为了验证本文研究结论是否可靠，本文变换　水平下显著，表明收入差距的扩大确实导致了居　民可支配收入的降低，进而导致更多居民无财可　理，财产性收入的普遍增长缺乏厚实的经济基　础。（２）收入差距对城镇居民最终消费率的影　了模型设定对前述结论重新进行了实证检验。参　考李平等¨　，本文引入了收人差距和税收、消　费的交叉项进行分析，相应的计量模型设定为如　下动态回归形式，式中各指标的含义同前，实证　结果报告如表４所示。　ＰＩ．，＝Ｃ＋　ＩＰＩ　ｌ＋ｐ２Ｇ［ＮＩ　＋ｐ３ＤＮ．　＋ｐ４ＣＯＮＲＡＴＥ．．＋　响显著为正。结合表２（列４和列５）的结果，　表明收入差距扩大导致最终消费率增加，进而增　表４　Ｂ５Ｇ［ＮＩ．　×ＧＤ　＋　６ＧＩＮＩ．　ｘＣＯＮＲＡＴＥ．　＋ＩＩＺ　＋ｖ．＋￡　稳健性检验结果　因变量：ＰＩ　（１）　（２）　ｎ　３７　（１９．０２）　（３）　ｎ　３６…ｆ１３．３６）　（４）　０．４０　（３４．１１）　（５）　ｎ　３８　（４５．７３）　ＰＪ．ＩＪＤ　ＧＩＮＩ　０．３９…（３　６８）　一１．８２　（一２．０８）　ＤＮ　ＧＩＮＩｘＤＮ　Ｃ０ＮＲＡＴＥ　２．３０　（１．７４）　２．１７（１．３９）　一１．５９　（一１．８０）　２４７…（２．６９）　．４．９９　（５．３０）　一３．８８　（一４．５７）　ＧＩＮＩ×ＣＯＮＲＡＴＥ　ＲＥＲＰ　ＮＳＲ　１Ｐ　ｓ１　一３．０４…（一２．８０）　一２．０５　（一１．９５）　一２．９７　（一３．２０）　一２６２　（一３．４０）　一３．２０　（一２．５０）　０．０５（ｎ　３５）　ｎ　０２（０．１３）　０．０６（【ｌ　４３）　一ｎ０７（一０．４６）　０．００（０．１２）　一３９．０１　（一５．００）　一３３．７９　（一３．９１）　一３９．２２　（一５．２３）　一３４．６１　（－４．９１）　一３６．８０　ｆ一５．２３１　Ｑ０３　ｆ４．５３）　ｎ　ｏ３　ｆ４　ｏｏ）　０．０３　（４０７）　０．０３　（５．７１）　ｎ　ｏ３　（４．４０）　常数项　Ｓａｒｇａｎ　ｔｅｓｔ（Ｐ）　０３＂（１）ｔｅｓｔ（Ｐ）　ａｒ（２）ｔｅｓｔ（Ｐ）　ｎ　０８　（４．３５）　０．８０　ｎ∞　ｎ　９４　０．０９…ｆ６．１３）　ｎ　８１　ｎ∞　０．９１　０．０９　（５．１０）　ｎ　８１　ｎ∞　０．９６　ｎ０９　（９．８０）　０．８３　ｎｏ０　０．９９　０．１１　（１１．３１）　Ｑ　８２　０．∞　０．９５　截面数　样本数　３０　２４０　３０　２４０　３０　２４０　３０　２４０　３０　２４Ｏ　注：　、　和　分别表示显著性水平为０．ｏｌ、０．０５和０．１，估计系数括号内的数值是ｚ值。　表４的结果支持了前文的分析：（１）ＤＮ对　ＰＩ的影响１０％水平下显著为正（列２和列３），　ＤＮ与收入差距交互项的影响１％水平下显著为　负，表明收入差距通过影响居民可支配收入指标　费率及其与收入差距的交互项对财产性收入的影　响分别为正和负（列４和列５），且均具有统计　意义上的显著性，说明收入差距的扩大降低了居　民｝肖费对财产性收入可能产生的正面作用。　五、结论与政策含义　对居民财产性收人获取产生了影响，降低了城镇　居民获取财产性收入的能力。（２）居民最终消　居民财富的配置和财产性收入的获取能力不　收入分配、财富积累与城镇居民财产性收入——一个研究假说及其验证　１７　仅对于优化居民收入来源和提高居民财产配置效　率至关重要，而且对于我国未来经济和社会的发　展意义重大。本文结合我国收入分配差距日渐扩　大的现实，从理论角度探讨了其对居民财产性收　入的影响及其传导机制，并利用我国城镇居民　２０００－－２００９年的面板数据对主要结论进行了实　证检验。本文的主要结论包括：　（１）现阶段，　收入差距的扩大降低了居民的财富积累和财产性　收入的获取能力。收入差距的扩大降低了居民收　入在整个社会创造的财富中所占的比重，不利于　财富积累、财产形成和财产性收入的获得。（２）　居民消费对财产性收入有正面贡献。消费率更高　的地区聚集了更多的商业机会，经济发展表现出　更好的活力，从而为居民获取财产性收入提供了　更多条件。（３）在既有财产性收入获取途径上，　尽管我国证券市场发展不太规范，但股票投资对　居民财产性收入的贡献明显优于房产、储蓄和保　险等其他渠道。　上述结论有较强的政策含义：（１）与部分　成熟国家相比，我国居民财产性收入有较大提升　空间，特别是中等收入居民的财产配置对于我国　应对日益加剧的人口老龄化压力而言至关重要，　因此在政策导向和具体措施上，应避免部分理财　手段成为财富再分配的工具和财富向少数富有收　入居民集中，防止长期内财产性收入加剧收入分　配差距和对我国宏观经济可能的负面效应。（２）　在财税政策导向上，应通过降低税收、提高中低　收入居民等方式逐步提高居民在社会财富分配中　的比重，切实做到“藏富于民”和“民富国　强”。（３）如果考虑到不同收入群体居民理财能　力的差异性，政府应指导和协助中等及中下收入　群体进行资金运用，加强对商业保险、社会保　险、住房公积金及养老金等集合资金的管理和运　用，拓宽普通居民分享财产性收入的渠道。　参考文献：　［１］　Ｕｎｉｔｅｄ　Ｎａｔｉｏｎ　Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ　Ｐｒｏｇｒａｍ（ＵＮＤＰ）．　Ｈｕｍａｎ　Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ　Ｒｅｐｏｒｔ　２００７／２００８：Ｆｉｇｈｔｉｎｇ　Ｃｌｉｍａｔｅ　Ｃｈａｎｇｅ：Ｈｕｍａｎ　Ｓｏｌｉｄａｒｉｔｙ　ｉｎ　ａ　Ｄｉｖｉｄｅｄ　Ｗｏｒｌｄ　［Ｍ］．Ｎｅｗ　Ｙｏｒｋ：Ｕｎｉｔｅｄ　Ｎａｔｉｏｎｓ，２００８．　［２］Ｌｅｖｅｎ，Ｍ．Ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｉａｌ　ａｎｄ　Ｐｒｏｐｅｒｔｙ　Ｉｎｃｏｍｅ　ａｎｄ　Ｉｎｃｏｍｅ　ｆｒｏｍ　Ｍｉｓｃｅｌｌａｎｅｏｕｓ　Ｓｏｕｒｃｅｓ『Ａ］．Ｉｎｃｏｍｅ　ｉｎ　ｔｈｅ　Ｖａｒｉｏｕｓ　Ｓｔａｔｅｓ：Ｉｔｓ　Ｓｏｕｒｃｅｓ　ａｎｄ　Ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ，　１９１９，１９２０，ａｎｄ　１９２１［Ｃ］．ＮＢＥＲ，１９２５．　［３］　Ｃｒｅａｍｅｒ，Ｄ．，Ｂｅｒｎｓｔｅｉｎ，Ｍ．Ｃｙｃｌｅ　ｉｎ　Ｔｙｐｅｓ　ｏｆ　Ｐｒｏｐｅｒｔｙ　Ｉｎｃｏｍｅ［Ａ］．Ｐｅｒｓｏｎａｌ　Ｉｎｃｏｍｅ　Ｄｕｒｉｎｇ　Ｂｕｓｉｎｅｓｓ　Ｃｙｃｌｅｓ　［Ｃ］．Ｇｒｅｅｎｗｏｏｄ　Ｐｒｅｓｓ，１９５６．　［４］Ｐａｕｌ，ｓ　Ｉｎｃｏｍｅ　Ｓｏｕｒｃｅｓ　Ｅｆｆｅｃｔｓ　ｏｎ　Ｉｎｅｑｕａｌｉｔｙ［Ｊ］＿Ｊｏｕｍａｌ　ｏｆ　Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ　Ｅｃｏｎｏｍｉｅｓ，２ＯＯ４，７３（１）：４３５－－４５１．　［５］　Ｍａｔｔｉ，Ｖ．Ｔ．Ｍｅａｓｕｒｅｍｅｎｔ　ｏｆ　Ｐｒｏｐｅｔｒｙ　Ｉｎｃｏｍｅ　ｉｎ　ＥＵ—　ＳＩＬＣ［Ａ］．Ｃｏｍｐａｒａｔｉｖｅ　ＥＵ　Ｓｔａｔｉｓｔｉｃｓ　ｏｎ　Ｉｎｃｏｍｅ　ａｎｄ　Ｌｉｖｉｎｇ　Ｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓ：Ｉｓｓｕｅｓ　ａｎｄ　Ｃｈａｌｌｅｎｇｅｓ，Ｏｆｉｆｃｅ　ｆｏｒ　Ｏｆｉｆｃｉａｌ　Ｐｕｂｌｉｃａｔｉｏｎｓ　ｏｆ　ｔｈｅ　Ｅｕｒｏｐｅａｎ　Ｃｏｍｍｕｎｉｔｉｅｓ　［Ｃ］．Ｌｕｘｅｍｂｏｕｒｇ，２００７．　［６］　Ｂｏｇａｒｔ，Ｄ．Ｔｕｒｎｐｉｋｅ　Ｔｒｕｓｔｓ　ａｎｄ　Ｐｒｏｐｅｒｔｙ　Ｉｎｃｏｍｅ：Ｎｅｗ　Ｅｖｉｄｅｎｃｅ　ｏｎ　ｔｈｅ　Ｅｆｆｅｃｔｓ　ｏｆ　Ｔｒａｎｓｐｏｒｔ　Ｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔｓ　ａｎｄ　Ｌｅｇｉｓｌａｔｉｏｎ　ｉｎ　Ｅｉｇｈｔｅｅｎｔｈ　Ｃｅｎｔｕｒｙ　Ｅｎｇｌａｎｄ［Ｊ］．Ｔｈｅ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｈｉｓｔｏｒｙ　Ｒｅｖｉｅｗ，２００９，６２（１）：１２８－１５２．　［７］　方和荣．财产性收入：收入分配理论的新突破　［Ｊ］．厦门特区党校学报，２００８，（１）：８—１１．　［８］　刘江会，唐东波．财产性收入差距、市场化程度与　经济增长关系研究：基于城乡间的比较分析［Ｊ］．　数量经济技术经济研究，２０１０，（４）：２０—３３．　［９］　陈建东，晋盛武，侯文轩，等．我国城镇居民财产性　收入的研究［Ｊ］．财贸经济，２００９，（１）：６５—７Ｏ．　［１０］　余劲松．城镇居民股市参与及其对财产性收入的　影响：基于我国２０００－－２００８年３０个省市（区）面　板数据的实证研究［Ｊ］．证券市场导报，２０１１，　（１０）：４－１０．　［１１］　范从来，董书辉．金融危机、收入结构与经济波动　［Ｊ］．经济学家，２００９，（１２）：６１—６９．　［１２］Ｌｉａｎｇ，Ｙ．Ｆｉｎａｎｃｉａｌ　Ｒｅｆｏｒｍ，Ｐｒｏｐｅｒｔｙ　Ｉｎｃｏｍｅ　Ｇｒｏｗｔｈ　ａｎｄ　ｔｈｅ　Ｐｏｔｅｎｔｉａｌ　Ｉｍｐａｃｔｓ　ｏｎ　Ｉｎｅｑｕａｌｉｔｙ　ｉｎ　Ｃｈｉｎａ『Ｊ］．　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｉｓｓｕｅｓ，２００９，４３（２）：３８９—４０２．　［１３］　韩德胜．财产性收入的正负效应分析［Ｊ］．中共青　岛市委党校青岛行政学院学报，２００８，（３）：４１－４３．　［１４］　祝福恩，王丽英．实现群众拥有财产性收入的对　策［Ｊ］．理论前沿，２００８，（６）：１５－１６．　［１５］Ｈｏｎｇ，Ｈ．，Ｋｕｂｉｋ，Ｊ．，Ｓｔｅｉｎ，Ｊ．Ｓｏｃｉｌａ　Ｉｎｔｅｒａｃｔｉｏｎ　ａｎｄ　Ｓｔｏｃｋ—Ｍａｒｋｅｔ　Ｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ　ｌ　Ｊ　Ｉ．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｆｉｎａｎｃｅ，　２００４，５９（１）：１３７－１６３．　［１６］　Ｍｏ，Ｐ．Ｈ．Ｃｏｒｒｕｐｔｉｏｎ　ａｎｄ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｇｒｏｗｔｈ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｃｏｍｐａｒａｔｉｖｅ　Ｅｃｏｎｏｍｉｅｓ，２００１，２９（１）：６６—７９．　［１７］王学斌，朱永刚，赵学刚．资源是诅咒还是福音？　［Ｊ］．世界经济文汇，２０１１，（６）：４６—５６．　［１８］　陈刚，李树．中国的腐败、收入分配和收入差距　［Ｊ］．经济科学，２０１０，（２）：５５—６８．　［１９］　李平，李淑云，许家云．收入差距、有效需求与自　主创新［Ｊ］．财经研究，２０１２，（２）：１６—２６．　（责任编辑：徐雅雯）