通货膨胀对居民收入不平等异质影响效应研究

赖志花　牛晓叶　王必锋

(1. 河北地质大学经贸学院，河北石家庄050031；2. 河北经贸大学会计学院，河北石家庄050061)



通货膨胀对居民收入不平等异质影响效应研究

赖志花1牛晓叶2王必锋1

(1. 河北地质大学经贸学院，河北石家庄050031；2. 河北经贸大学会计学院，河北石家庄050061)

为了检验通货膨胀对城乡间、城镇内部和农村内部的收入不平等影响存在的异质性，文章首先建立经济均衡模型阐述通货膨胀对居民收入不平等的影响机理，其次采用1995—2012年二十个省市数据建立动态面板模型进行实证检验。研究发现：理论方面，假设信贷市场是非完美的，导致不同收入水平家庭面临的投资机会不同。长期的通货膨胀使资本的积累比率降低，但是在资本形成过程中至少部分投资机会需用现金支付，中低收入水平家庭受这种约束影响更大，从而建立起通货膨胀和居民收入不平等的正向效应。实证方面，通货膨胀对城镇居民收入不平等、农村居民收入不平等和城乡居民收入不平等都产生即期的正向效应，并且对农村居民影响大于城镇居民。

通货膨胀；居民收入不平等；信贷市场不完美；GMM估计

一、引言

我国居民基尼系数快速攀升，由1985年的0.259 3迅速攀升至1994年的0.403 5，1995年微降至0.394 7。经历20世纪90年代末期的小幅攀升，2001年，基尼系数首次超过了国际警戒线，至2008年达到历史最高位0.442 6，这表明我国持续扩大的收入不平等需要引起足够的重视。如果考虑城镇居民的隐性福利，那么我国居民收入不平等水平将会更高，西南财经大学中国金融家庭调查公布2010年中国家庭收入的基尼系数为0.61。其中，城镇基尼系数由1980年的0.173 2上升至2012年的0.304 5，上升了75.81%，2008年达到最高0.329 6；农村基尼系数由1980年的0.240 7上升至2012年的0.386 7，上升了60.66%，其中2011年达到了最高0.389 7。通货膨胀对收入再分配效应表现为收入或财富在不同群体之间的再分配，也就是不同群体对通货膨胀的承受力不同，从通货膨胀中所获得的损益存在差异。为了保证收入再分配机制宏观调控政策的有效性，在制定宏观调控政策过程中必须考虑通货膨胀对收入不平等的影响效应。这不但有助于理顺通货膨胀对收入不平等的影响效应，而且能为宏观经济管理部门科学决策提供有益的参考。

二、文献综述

以往采用库兹涅兹曲线分析收入分配时(Kuznets，1955)，通货膨胀往往被忽略。Schultz(1969)、Blinder和Esaki(1978)研究12个发达国家和新兴经济体时，开创性地引入通货膨胀解释收入分配，发现通货膨胀会改变收入分配的周期。国内外学者对通货膨胀和收入不平等间关系研究尚没有一致的结论，因而通货膨胀与不平等关系称之为“通货膨胀与不平等之谜”(Galli和Hoeven，2001)。

Dolmas等(2000)建立一个时间离散的世代叠加模型，在模型中，假设仅有一种政策工具和一种政策机制，允许代理人通过政治进程获得资源及影响相对价格。收入不平等和所持有的名义资产致使更穷的代理人尽量地从对立方获得资源，而通货膨胀是一种产生资源转移的机制。在许多情况下，资源从富人向穷人转移的情形会发生，并且通常伴随着通货膨胀。这意味着高度的收入或财富不平等与一定的制度安排是产生高通货膨胀的一个重要因素。在Simonsen和Cysne(2001)、Cysne(2003)基础上，Cysne等(2005)建立具有生息储蓄的同质代理人的购物时间模型。由于购物时间实际上是通货膨胀福利成本的衡量方法，可以解释为通货膨胀的福利成本对穷人的影响是否比对富人的影响更多一些，从而会集中收入。由于通货膨胀的存在，穷人和富人分配给购买时间的时间份额存在差异，从而可以解释通货膨胀的福利成本(Lucas,2000; Cysne, 2003)。由于富人更易接近交易技术，当名义利率非常接近于零时，富人和穷人有相同的购物时间，两者的购物时间差也非常接近于零。当通货膨胀率越高时，更易于接近交易技术的富人能够做得更好，从而加剧收入不平等。Dew-Becker和Gordon(2005)在Gordon通货膨胀模型中用惯性、需求冲击和供给冲击解释价格变化，把工资纳入到通货膨胀动态性研究中，提出了一个包括价格和工资等变量且各个变量可以互相反馈的模型。这个模型能捕获生产率趋势变化和劳动者收入份额变化对通货膨胀和名义工资的影响效应。在工资—价格的动态模拟中，发现生产率增长趋势变化推高了1965—1979年期间的通货膨胀，并促使1995—2005年间通货膨胀有所缓减。Heer和Süssmuth(2007)为了研究通货膨胀对财富分配的效应，采用校准的生命周期模型分析家庭的最优证券组合。穷人主要以货币形式积累储蓄，而富人参与股票市场积累权益。较高的通货膨胀率导致较高的名义利率以及利息更高的税收负担，强调资本市场的角色以及货币和金融财富在货币和权益的证券投资组合。研究发现较高的通货膨胀率显著地增加财富分配的不平等。Lahiri(2010)从政治经济学的角度阐释了收入不平等与通货膨胀之间关系的动态变化并提出了一个一般动态均衡模型。在这个模型中，代理人在每个时期对理想的通货膨胀率投票，并且不平等状态是持续变化的。这个模型是对静态政治经济学模型(Dolmas等，2000；Bhattacharya等，2005)的一个转化，作为不平等持久机制引入代际间遗赠。在模型中，通货膨胀是一种再分配的机制，在任一期或长期来说，通货膨胀与不平等的关系依赖于制度和偏好的参数。而且，财富初次分配的差异决定了通货膨胀与收入不平等间关系模式的多样性。Heer和Süssmuth(2013)提出一个收入异质性的均衡货币模型，主要强调通货膨胀推进收入更高纳税等级税级攀爬效应的机制，即政府根据价格上升缓慢地、不完全地调整名义所得税等级。模拟一般均衡模型的结果表明，收入受到通货膨胀水平的影响相当小。

国内学者则从通货膨胀的福利成本角度研究通货膨胀对中国福利损失的影响。龚六堂，邹恒甫，叶海云(2005)探讨通货膨胀过程中货币的作用并估计通货膨胀的福利损失，研究表明：当处于较低通货膨胀水平时，通货膨胀的进一步增加对社会福利损失的影响是微小的，因而，政府不必采取措施以应对通货膨胀对福利损失的影响。但是，当通货膨胀进一步上行到较高水平时，其对福利损失的影响将变得显著。赵留彦(2008)认为传统“Cagan规则”没有考虑通货膨胀的实际经济效应，从而基于交易成本方法在一般均衡框架内讨论收益最大化时通货膨胀率的决定问题。该框架中收益最大化的通货膨胀率小于“Cagan规则”值，这一结论得到了中国1945—1949年恶性通货膨胀时期经验数据的支持。经验结果还表明，相对于“Cagan规则”，由交易成本方法设定的通货膨胀率虽然没有使通货膨胀税收益显著提高，但是社会福利损失却大幅度降低。倪国华，郑风田(2012)以经典的经济增长理论为基础，结合中等收入国家的特点，认为中等收入国家由于通货膨胀对家庭福利所造成的损失而影响宏观经济发展，从而使这些国家进入“中等收入陷阱”状态。刘晓峰，曹华(2011)则在修正的现金预付经济中，考虑信贷市场不完美因素后，从经济理论阐述了通货膨胀与收入不平等之间存在U形向关系，并且存在一个最优的通货膨胀率。实证方面，在研究中国通货膨胀与收入不平等关系时往往采用向量自回归模型(赖小琼，黄智淋，2011)、协整(任碧云，高之岩，李涛，2011；巩师恩，2012)等时间序列分析方法模型，或者采用静态面板模型(黄智淋，赖小琼，2011)。

综上所述，相对于国外，国内对于通货膨胀影响收入不平等的机理相对较少，且实证研究方法主要采用时间序列分析。本文主要从以下两个方面做了有益的探索：(1)在借鉴国外文献基础上构造了一个信贷市场不完美角度下家户决策模型来模拟通货膨胀对收入不平等的影响机理。假设信贷市场是非完美的，导致不同收入水平家庭面临的投资机会不同。长期的通货膨胀使资本的积累比率降低，但是在资本形成过程中至少部分投资机会需用现金支付，这种效应对中低收入水平家庭的影响相对更大。(2)建立通货膨胀与收入不平等间的动态面板模型以检验两者间关系。动态面板模型主要优点在于可以对个体的动态行为进行建模分析。

三、通货膨胀对居民收入不平等的影响机理

(一)基本假设

消费者在自身约束条件下实现效用最大化,即

(1)

消费者的约束条件为

cit+kit+1+mit+1/pt=Aif(kit)+(1-δ)kit+(mit+τit)/Pt

(2)

(3)

其中，cit指的是第i个家庭在t期的消费；β是贴现因子；kit是t期第i个家庭投入的人均资本生产要素；mit指的是家庭持有的货币余额；Pt表示t时刻的价格指数；Ai指的是家庭能力，其由家庭的物质财富和人力资本两方面构成；τit指的是政府对家庭的名义转移支付；μi指的是家庭在生产过程中现金支付比例。如果μi=0，则表示家庭所消费的全部商品用货币支付；如果μi=1，则意味着不仅家庭所消费的全部商品用货币支付，而且所投资的全部商品也必须用货币支付。需要注意的是，本文假设家庭支付能力μi受到家庭能力和通货膨胀程度的影响，其中家庭能力包括两个方面：一方面是家庭的财富禀赋，另一方面是家庭通过教育获得的人力资本。一旦发生通货膨胀时，家庭往往通过投资来规避通货膨胀冲击。在非完美的信贷市场中，相对于中低收入水平家庭(财富禀赋和人力资本相对较低)，高收入水平家庭(往往具有较高的财富禀赋和人力资本)在规避通货膨胀时，其货币支付比例相对较低。

(二)家庭决策

家庭在预算约束(式(2)和式(3))下，实现式(1)。本文采用Bellman原理求解无穷期限的离散时间优化问题，可以得到

(4)

采用Lagrange函数求解极值问题，得到Lagrange函数

L=u(cit)+βV(mt+1,kk+1,Pt+1)+λt{PtAif(kit)+τit-Ptcit-Pt(kit+1-(1-δ)kit)-(mit+1-mit)}+ηt{mit+τit-Ptcit-Ptμi(kit+1-(1-δ)kit)}

(5)

其中，λt，ηt分别指的是约束条件式(2)和(3)的Lagrange乘子。

(6)

对式(6)求解对Ai和μi的一阶导数，可得到

(7)

(8)

式(7)表明一旦发生通货膨胀，家庭能力与资本的边际产出成反比，即能力越高的家庭，其资本的边际产出会越小。由于人均资本生产函数符合新古典条件，即f′(k)>0且f″(k)<0。因而，能力越高的家庭(往往具有较高的财富禀赋和人力资本)，其均衡资本就越高，从而均衡收入也愈高。式(8)表明货币支付比例与资本边际产出成正比，即当货币支付比例较高的家庭(往往具有较低的物质禀赋和人力资本)，其资本的边际产出就越高，其均衡资本就越小，从而均衡收入就愈低。上述分析表明，在通货膨胀环境中，由于金融市场非完善，不同收入水平家庭在金融市场上的货币支付比例是存在差异的。相对于中低收入水平家庭，高收入水平家庭由于拥有较多的物质禀赋和人力资本，一方面家庭能力较高，另一方面其货币支付比例相对较低，在这两大因素作用下，其均衡收入相对较高，即受到的通货膨胀冲击相对较低。

(三)通货膨胀与收入不平等

为了进一步阐述通货膨胀和收入不平等的关系，引入Cobb-Douglas生产函数

(9)

将式(9)代入式(6)可得

(10)

将式(10)代入生产函数可得

(11)

(12)

为了进一步考察通货膨胀对不同收入水平家庭的相对影响，求解弹性系数对μi的一阶导数，可得到

(13)

式(13)表明随着货币支付增加，均衡收入对通货膨胀弹性系数的绝对值变动幅度增加。对于同样的通货膨胀，中低收入水平家庭收入的变动幅度较大。也就是说，对于中低收入水平家庭而言，通货膨胀状态下均衡收入下降得更快。随着货币支付比例下降，这个弹性系数的绝对值变动幅度下降。对于高收入水平家庭而言，通货膨胀时均衡收入的下降相对较慢。

gi=1+ηΔπ/π

(14)

(15)

(16)

(17)

由式(13)和式(14)可知，收入发展速度gi随着收入增加而呈单调递增，因而有

(18)

其中，g0j和gji指的是收入较低的第100j%的家庭和收入较高的第100(1-j)%的家庭的均衡收入的发展速度。由于随着收入增加而呈单调递增，因而g0j

洛伦兹曲线具有以下性质：L(0)=0，L(1)=1；L(j)是j的增函数，即随着较低收入人口比重的增加，其所拥有的收入占总收入的份额也随之增加。式(18)表明随着通货膨胀加剧，低收入人口的比重也随之增加。由式(16)和式(18)可得

Giniπ+Δπ>Giniπ

(19)

式(19)说明随着通货膨胀加剧，收入不平等程度进一步加剧。

四、通货膨胀对居民收入不平等的影响效应检验

(一)模型和变量

本文采用动态面板模型分析通货膨胀对居民收入不平等影响的总效应，这主要是由于动态面板模型可以分析个体的动态行为。本文建立的经济均衡模型指出在无限期生命模型中，由于金融市场不完美，通货膨胀和收入不平等之间正相关。而这种正向关系是基于非完善的金融市场假设，相对中低收入水平家庭，高收入水平家庭往往持有较高的物质资本和人力资本，因而其抵御通货膨胀能力相对较强，或者说其受到通货膨胀的冲击相对较小。为了检验上述影响机理是否存在，本文建立以通货膨胀率为核心解释变量的动态面板模型，以检验通货膨胀对居民收入不平等的直接效应；同时，引入金融发展和通货膨胀交互项、平均受教育年限与通货膨胀交互项，以检验金融发展和人力资本在通货膨胀环境中对居民收入不平等的影响效应。同时，由于收入不平等存在自我积累效应，因而纳入基尼系数滞后一期值，因而该模型称为动态面板数据模型。之所以引入滞后一期的基尼系数，主要是用于探究收入不平等是否会受到初始收入不平等的影响，同时控制内生性和序列相关性。最后，本文动态面板计量模型设定如下

Ineit=β0+β1Infit+β2Infit*Educit+β3Infit*Fdit+β4Infit-1+β5Infit-1*Educit+β6Infit-1*Fdit+ΠZit+α1Ineit-1+vi+εit

(20)

上式中，下标i和t分别指的是第i个省份的第t年；vi指的是不同观测的地区效应，反映的是地区间存在差异但不随时间变化的因素；εit是随机扰动项；Infit是第i个省(市)第t年通货膨胀率；Zit是控制变量矩阵；Ineit是第i个省(市)第t年居民收入不平等指标，本文分别采用各省市城镇居民基尼系数(Giniu)、农村居民基尼系数(Ginir)和城乡基尼系数(Gini)分别作为被解释变量进行回归，以考察通货膨胀对居民收入不平等影响的总效应。

(二)数据说明

测算各地区基尼系数时需要各省市家庭分组收入数据和家庭人口数据，相关数据摘自各地区历年统计年鉴。需要说明的是，由于天津、河北、山西、吉林、山东、湖南、海南、贵州、云南、西藏、青海等11个省市的统计年鉴没有公布收入分组数据，使得无法计算这11省市的基尼系数，因而，删除这11个截面单位。

构造的其它变量基础数据均来自于历年《中国统计年鉴》、《新中国六十年统计资料汇编》、《中国金融统计年鉴》，此处不再赘述。本文收集整理了中国1995—2012年二十个省市组成的面板数据用于计量分析。

(三)估计方法

为了考察收入不平等的累积效应，设定的基准动态面板模型中引入其滞后一期的值，一方面会产生解释变量的内生性问题；另一方面可能导致解释变量与扰动项的序列相关。如果采用固定效应和随机效应估计，则会导致参数估计量是有偏且非一致。为了克服解释变量的内生性及为了克服通货膨胀的内生性带来的联立性偏误问题，本文采用Arellano和Bond (1991 )、Arellano和Bover (1995)提出了广义矩估计(GMM)来解决解释变量的内生性和个体效应问题。广义矩估计最主要的问题是为滞后变量寻找工具变量，但是在模型之外寻找其有效工具变量是相当困难的。因此，本文在模型内寻找。具体地说，本文遵循了布兰德称和邦德(Blundell和Bond,1998)的建议，对回归方程的拟合采用系统矩估计(System GMM)。估计系统GMM的基本思路是，为了消除固定效应，首先需要对回归方程进行差分变换，得到的差分方程如下

ΔIneit=β1ΔInfit+β2Δ(Infit*Educit)+β3Δ(Infit*Fdit)+β4ΔInfit-1+β5Δ(Infit-1*Educit)+β6Δ(Infit-1*Fdit)+ΠΔZit+αΔIneit-1+Δεit

(21)

式(21)是差分广义矩估计(Difference GMM)变换的实现。此时，为了保证GMM估计量满足一致性要求，可选择水平变量作为差分变量的工具变量。但如果变量近似分布为随机游走时，变量的滞后项与差分项存在弱相关，从而致使采用差分矩估计时，产生弱工具变量问题。因而，差分GMM参数估计量将无法满足渐近有效性(Blundell and Bond,1998)。为了解决这个问题，Blundell and Bond(1998)在差分GMM基础上提出了系统GMM估计，同时估计水平方程和差分方程，从而使估计结果满足有效性。工具变量的是否有效选择和随机干扰项是否无序列相关，直接影响系统矩估计的有效性统计性质。在估计过程中，采用Hansen和Sargan检验判断工具变量的有效性；通过检验差分方程的扰动项是否存在二阶序列相关来判断随机扰动项是否无序列相关。

(四)计量检验和讨论

表1报告了通货膨胀对居民收入不平等影响效应的检验结果。采用系统GMM估计，解释变量的符号与预期相符，且相关统计检验结果也是符合要求的。Sargan检验的P值在1%显著性水平下没有拒绝工具量有效性的原假设，AR(2)检验结果表明残差序列差分既不存在一阶的自相关也不存在二阶的自相关，这表明原假设“扰动项无自相关”没有被拒绝，满足使用系统GMM条件。这表明，系统GMM估计较好地克服了解释变量的内生性问题，其估计结果更加稳健。

回归结果显示，通货膨胀对城镇居民收入不平等、农村居民收入不平等和城乡居民收入不平等都产生即期的正向效应，并且统计上是显著的。这表明，通货膨胀即期扩大了居民收入不平等。这与Blank和Blinde(1986)、Datt和Ravallion(1997)、Easterly和Fischer(2001)等研究结论相一致，即通货膨胀加剧了居民收入不平等。这主要是由于不同收入水平居民受到通货膨胀的冲击是存在差异的，前述机理分析表明，由于高收入水平家庭往往具有较高的家庭能力，即家庭物质资本和教育水平相对高于低收入水平家庭，因而其识别和抵御通货膨胀能力相对较高，从而受到通货膨胀的冲击相对较少，而低收入水平家庭受到的通货膨胀损失相对较高。通货膨胀对农村居民收入不平等即期正向效应最大，其次是城乡居民收入不平等，对城镇居民收入不平等影响则最小。具体地说，通货膨胀每上升1个百分点，农村居民基尼系数将提高0.753 1个百分点，城乡居民基尼系数则提高0.154 2个百分点，城镇居民基尼系数则提高0.131 8个百分点。这意味着，通货膨胀即期效应对农村居民冲击远大于城镇居民。同时，通货膨胀对农村居民收入不平等产生滞后一期的负效应(-0.636 8)，这表明通货膨胀滞后效应缓解了农村居民收入不平等。这主要是由于城镇和农村居民的收入构成不同所致。对于城镇居民而言，工薪收入所占比重最大，其次是转移性收入；工薪收入对城镇居民收入不平等贡献最大，财产性收入集中率最高。而对于农村居民而言，家庭经营纯收入所占比重最高，其次是工资性收入，经营纯收入对农村居民收入不平等贡献率最高，财产性收入集中率最高。这说明，对于城镇居民而言，工资性收入不平等是决定城镇居民收入不平等的总趋势，财产性收入不平等决定城镇居民收入不平等的波动性。而对于农村居民而言，家庭经营纯收入是决定农村居民收入不平等的总趋势，财产性收入不平等决定农村居民收入不平等波动性。中低收入组的城镇居民工薪收入基本上是货币性收入，财产性收入主要以利息为主，而高收入组城镇居民工薪性收入除了货币性收入外还有非货币性收入(如股票)，其财产性收入除了利息收入外还有不动产(如房屋)、动产(有价证券)等的增值收益。在通货膨胀环境中，货币性收入(“名义资产”)遭受通货膨胀损失，而非货币性收入(“实际资产”)则获得通货膨胀收益。因而，中低收入组城镇居民遭受通货膨胀冲击大于高收入组，即通货膨胀加剧了城镇居民收入不平等。农村居民收入不平等除了遭受通货膨胀对工资性收入影响之外，还受到通货膨胀对经营纯收入的影响。虽然农村居民经营纯收入比重呈下降趋势，但在收入中仍占绝对性比重。农村家庭经营纯收入是指农村住户以家庭为生产经营单位进行生产筹划和管理而获得的收入，来自于第一产业(农、林、牧、渔)、第二产业(工业和建筑业收入)和第三产业(交通运输业、邮电业、批发和零售贸易、餐饮业、社会服务业、文教卫生业和其他收入)。其中，农村家庭经营主要来自于第一产业收入，而第一产业收入又主要来源于农业收入和牧业收入*自1978年以来，农村家庭经营纯收入中，第一产业收入比重一直占80%左右，其中来自于农业收入占60%左右，牧业收入占15%左右。2012年农村家庭经营纯收入中，第一产业收入占77%，第二产业收入占6%，第三产业收入占17%；农业收入占家庭经营纯收入比重达到59.6%，牧业收入则占12.5%。*农村家庭经营纯收入的构成数据来自于2013年《中国住户调查年鉴》。。伴随着持续上涨的物价水平，农民受到土地收入周期和各种制度约束，其收入并没有随着物价上涨而增加或者增加幅度不明显。但是，他们却要承担由于物价上涨所造成的高成本的农业投资和高价格的商品消费。农业和牧业收入虽然能够获得农产品物价上涨收益，但仅为小部分农村家庭经营户获得，同时农村家庭经营户将面对物价上涨所带来的家庭生产经营成本大幅度上升，从而遭受更大的通货膨胀损失。

金融发展对城镇居民基尼系数、农村居民基尼系数和城乡基尼系数的影响系数分别为-0.007 1、-0.000 4、-0.011 2，这意味着金融发展缓解了居民收入不平等。金融发展与通货膨胀即期交互效应对城镇基尼系数、农村基尼系数和城乡基尼系数的影响分别为-0.029 6、-0.696 1、-1.001 9。随着金融市场发展和改革，从而降低了金融市场的“身份歧视”，利于中低收入水平家庭进入金融市场进行融资或投资活动，为其提高抵御通货膨胀能力提升金融保障。在通货膨胀环境中，中低收入居民货币性收入自动贬值，由于金融市场发展降低投资门槛效应和投资成本，中低收入居民便于进入金融市场将货币性收入转化为股票投资，从而降低通货膨胀损失甚至获得通货膨胀收益，从而缓解了居民收入不平等。在通货膨胀环境中，金融发展对城乡居民收入不平等总效应最大，其次是农村居民基尼系数，对城镇居民基尼系数总效应最小。这主要是由于中国经济发展非均衡性，尤其是金融非均衡性，欠发达地区、农村地区居民很难获得金融服务。一旦金融发展能够遍及欠发达地区尤其是农村地区，将极大地缓解这些地区居民收入不平等。金融发展与滞后一期通货膨胀交互效应仅对城镇和城乡基尼系数产生，影响系数分别为0.178 2和-0.109 9。这说明，相对于农村居民而言，城镇居民识别和抵御通货膨胀意识较强。城镇居民形成通货膨胀预期之后会采取相应的防范措施，但这种防范加剧了城镇居民收入不平等。这意味着，中低收入城镇居民对通货膨胀防范调整能力低于高收入组，或者说由于高收入城镇居民禀赋(财务和人力资本)较高，抵御通货膨胀能力更高。

表1　通货膨胀对居民收入不平等影响的总效应的检验结果

注：***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。

教育变量对城镇、农村和城乡基尼系数的影响分别为-0.003 7、0.002 6和0.004 9，这说明随着平均受教育年限提高，缓解了城镇居民收入不平等，但加剧了农村和城乡居民收入不平等。相对于城镇而言，农村居民受教育机会更加不均等。在农村，高收入居民受教育机会优于中低收入居民，进而恶化了农村低收入和高收入居民间的收入差距。而在城镇，教育机会相对均等，随着教育发展，中低收入城镇居民可以更好地享有受教育机会，从而缓解城镇中低收入和高收入间收入差距。由于地区发展非均衡性，教育在区域间也存在非均衡性，使得欠发达地区中低收入居民受教育机会降低，从而加剧了城乡居民收入不平等。教育变量与即期通货膨胀对城乡居民基尼系数的交互效应为0.077 7，这意味着在通货膨胀环境中教育更加加剧了城乡居民收入不平等。教育变量与滞后一期通货膨胀对城镇和农村基尼系数的交互效应分别为-0.057 4和0.061 5。本文的理论分析指出，不同收入居民货币支付比率受到个人能力(物质和人力资本)和通货膨胀影响。由于城镇居民受教育机会优于农村居民，在通货膨胀环境中，中低收入城镇居民可以更好地抵御通货膨胀，从而缓解城镇居民收入不平等；而中低收入组农村居民基本上毫无抵御能力，从而加剧农村居民收入不平等。

城镇、农村和城乡基尼系数具有显著的一阶记忆性，一阶的自回归系数分别为0.576 9、0.135 3和0.574 3，这说明收入不平等存在“马太效应”，即富者越富，穷者越穷。本文的理论分析指出，居民抵御通货膨胀能力受到个体禀赋(物质和人力资本)影响，总体而言，高收入居民受到通货膨胀冲击相对较小。“马太效应”通过金融市场、教育和通货膨胀形成复杂的叠加效应。在通货膨胀叠加下，形成居民收入不平等正向记忆性，从而形成收入不平等—通货膨胀间螺旋型循环，而且这种叠加效应在城镇最为强烈。在金融市场叠加下，形成居民收入不平等正向记忆—金融市场缓解—收入不平等逐步缓解的良性循环。在教育叠加下，形成居民收入不平等正向记忆性——教育发展——收入不平等的螺旋型循环。

五、结论与对策

本文以无限期生命为假设，建立异质家庭的经济理论均衡模型，从而阐述通货膨胀对居民收入不平等的影响机理。假设信贷市场是非完美的，相对于高收入水平家庭，中低收入水平家庭由于人力资本、物质资本等原因，中低收入水平家庭遭受信贷市场的“门槛效应”，无法获得足够的信贷支持，从而使其面临的投资机会大部分需用现金支付。在以上假设下，中低收入水平家庭在投资过程中面临的现金预付约束更高。长期的通货膨胀使资本的积累比率降低，但是在资本形成过程中至少部分投资机会需用现金支付，这种效应对中低收入水平家庭的影响相对更大。也就是说，更高的通货膨胀在均衡条件下将导致更高的收入不平等，从而建立起通货膨胀和居民收入不平等的正向效应。在此基础上，采用动态面板模型分析通货膨胀对中国各省市城镇、农村和城乡居民收入不平等影响的总效应。研究结果表明：通货膨胀对城镇居民收入不平等、农村居民收入不平等和城乡居民收入不平等都产生即期的正向效应，对农村居民收入不平等即期正向效应最大，对城镇居民收入不平等影响则最小。在通货膨胀环境中，金融发展缓解了城镇、农村和城乡居民收入不平等，但是对农村居民效应最小；金融发展与滞后一期通货膨胀交互效应加剧了城镇居民收入不平等，但却缓解了城乡居民收入不平等；教育与滞后一期通货膨胀的交互效应缓解了城镇居民收入不平等，但加剧了农村居民收入不平等。

以上研究结果的政策涵义在于，通过对通货膨胀再分配效应研究，不仅有助于更好地理解通货膨胀对收入不平等的影响效应，而且有利于政府制定稳定物价和控制居民收入不平等的政策。首先，控制通货膨胀，稳定物价。文中分析结果表明，一旦发生通货膨胀，居民收入都将受到冲击。为了控制通货膨胀和防止通货膨胀进一步攀升，政府通常采取了一系列财政或货币政策，这对于控制通货膨胀起到了一定的作用。对通货膨胀的控制，必须要找准引起通货膨胀的原因。引起通货膨胀的根本原因，在于以大量资源消耗为特点的投入型经济增长模式。在这种经济增长模式下，大量、快速地投入各种生产要素引致过度需求，从而导致通货膨胀。因此，转变经济增长方式，由投入型经济增长模式转变为效益型增长模式，加快技术创新和产业升级，扩大内需，从而使经济进入良性可持续循环，从根本上消除引起通货膨胀的原因。其次，大力发展教育，提高居民识别和抵御通货膨胀能力。本文实证研究分析表明，居民或家庭的受教育程度对于抵御通货膨胀能力产生至关重要的影响。居民受教育程度的提高可以帮助其更好地识别和抵御通货膨胀，从而缓解通货膨胀环境下对其收入的冲击。虽然我国教育得到快速发展，但是仍存在明显的区域差异性。为了提高居民的受教育程度，最关键的问题在于缓解教育资源分布区域差异性，尤其是边远地区或农村地区劳动力的再教育和培训，以实现教育资源的最优配置。对于家庭户而言，加大对家庭成员的教育投资，以提升家庭的人力资本水平，从而增强自身识别和抵御通货膨胀的能力。再次，金融市场体系改革和完善。无论是理论还是实证分析均表明，由于金融市场非完善，居民在抵御通货膨胀冲击时所采取的投资行为受到其货币支付能力的影响。而改善居民的货币支付能力，除了居民家庭能力提升外，首当其冲的是金融市场发展，推动金融市场资源有效配置，加快金融体制改革和创新，发展新型的金融衍生工具，实现资金有效传导配置，使中低收入群体收入增长机会得以改善。为了中低收入群体获利能力的提高，同时保护中小投资者的利益，需要加强对金融监管和相关法制建设，降低金融市场门槛，减少信息不对称，推进金融市场的公平性和完美性。通过融资渠道的扩展和中小企业融资环境的改善，促使我国融资体系多元化。

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责任编辑廖筠

The Impact of Inflation on China’s Household Income Inequality

LAI Zhi-hua1, NIU Xiao-ye2, WANG Bi-feng1

(1. School of Trade and Economics, Hebei GEO University, Shijiazhuang 050031, China; 2. School of Accounting, Hebei University of Economics and Business, Shijiazhuang 050061, China)

In order to test the heterogeneity of the impact of inflation on the income inequality between urban area residents and rural area residents, within urban area residents and within rural area residents, an economic equilibrium model is established to elaborate the mechanism of the impact of inflation on the households’ income inequality. After that, an empirical test is done by using a dynamic panel model with data of twenty provinces or municipalities from 1995 to 2012. The results show that: theoretically, with the assumption that the credit market is imperfect, households at different income level will face different investment opportunities. Long-run inflation tends to reduce the rate of capital accumulation. But in the process of capital formation, at least some investment opportunities need to be paid in cash, which will have a relativelly larger impact on the families at middle and low income level. That is to say, higher inflation leads to higher income inequality on the condition of equilibrium, which means a positive effect between inflation and household income inequality. Empirically, the inflation has a spot positive effect on income inequality, regardless of urban area, rural area or between urban and rural area. The spot positive effect on rural households’ income inequality is greater than that on the urban households. The results are of significant policy implications for controlling and reducing income inequality.

inflation; income inequality; credit-market imperfection; GMM

2016-05-23

河北省社会科学基金项目(HB15YJ022)；河北省社会科学基金项目(HB13JJ028)。

赖志花，女，河北地质大学经贸学院副教授，博士，主要从事宏观经济统计和数量经济学研究；牛晓叶，女，河北经贸大学会计学院讲师，博士，主要从事会计财务理论研究；王必锋，男，河北地质大学经贸学院副教授，博士，主要从事服务贸易和对外直接投资研究。

A

1005-1007(2016)09-0064-11