我国城镇居民收入差距对财产性收入的影响分析

邓阳

内容摘要：我国收入分配制度改革不断深化，居民的整体收入水平快速提升，在收入分配改革与实践方面已经取得了较大的进展，在此过程中居民财产性收入水平对于收入分配问题的重要意义日益凸显，不同地区间收入差距对财产性收入的影响也日趋显著。因而本文聚焦城镇居民财产性收入问题，通过构建划分收入群体的城镇居民跨期收入理论模型，讨论收入差距对二者的影响。同时运用2000-2016年31个省级面板数据，构建递进回归的动态面板模型，分区域对财产性收入及可支配收入的影响因素进行实证检验，得出了城镇居民收入差距对财产性收入和可支配收入呈现区域异质性特征、消费水平对财产性收入具有替代效应、转移投入能够促进可支配收入水平提升的基本结论，并据此提出了促进城镇居民财产性收入水平有效提升的相关建议。

关键词：财产性收入   收入差距   城镇居民   区域比较

引言与文献综述

改革开放以来，伴随着改革不断深化及经济新常态所呈现的一系列经济、社会发展新变化，我国居民收入的构成、不同类别收入的贡献等呈现出新的特点，居民拥有财产的数量和形式日益丰富。自党的十七大报告首次提出“财产性收入”问题以来，财产性收入及其差距逐渐成为学术研究及社会关注的焦点和重点;近年来我国城镇居民家庭财产性收入增速远超农村家庭，财产性收入对于城镇居民收入的作用影响日趋显著。党的十九大的报告中提出要“拓宽居民财产性收入渠道”，这是对我国收入分配领域改革的进一步深化，是提高保障和改善民生水平的重要举措，也是下一阶段着力实现经济增长与居民收入增长同步、缩小收入分配差距的战略性路径选择。

我国学者关于财产性收入的分析研究经历了由浅入深的发展过程。对于财产性收入的来源构成，李实（2005）较早分城镇与农村两个层面对居民财产性收入进行了较为全面的“净资产”界定。从经济效应看，财产性收入水平的提升对于可支配收入总额的增加具有积极推动作用。从影响因素看，相关研究成果主要通过实证分析展开研究。对于财产性收入的影响因素，从最初的财产基数、利率水平（曾为群，2008;付敏杰，2009），到结构因素、制度因素、金融市场、教育水平（杨新铭，2010;李子联，黄瑞玲，2011;任碧云，姚博，2013），研究视角逐渐扩大;同时研究范围也不断拓宽，从全国层面逐渐细化至不同区域、不同群体与不同行业间（刘江会，唐东波，2010;宁光杰等，2016）。对于居民财产性收入渠道拓宽的研究，主要基于财产性收入来源构成及影响因素，在此基础上结合不同地区与群体的实际特征有针对性给予合理化建议。除此以外，还有学者对于有效促进财产性收入增加的制度环境进行了分析。

现有文献成果为本文开展研究提供了良好借鉴，本文将以此为切入点，聚焦城镇居民财产性收入问题，通过构建理论模型分析收入差距对财产性收入的作用机理，并通过分区域的比较分析实证检验理论假说及财产性收入影响因素，以期为深化收入差距对财产性收入作用影响的认识提供理论参考。

理论分析

为了分析城镇居民收入分配差距对财产性收入的影响，本文构建如下理论模型，并作以下基本假定：第一，将某地区城镇居民划分为两种收入群体（仅考虑劳动性收入），高收入群体为H、低收入群体为L，其中高收入群体占该地区全体城镇居民比重为α（0<α<1），低收入群体占比为1-α，α越大，则该地区劳动性收入分配差距越大，两群体劳动性收入总和为YL。第二，不同收入群体间所对应个人所得税的税率不同，高收入群体H对应的税率为θh，低收入群体L对应的税率为θl，θh >θl，各收入群体劳动性收入均超过个税起征点。税收所得中一部分用于转移支付，转移支付占税收总额的比重为β0<β<1）），且转移支付全部给予低收入群体L，高收入群体H无转移支付性收入。第三，不同收入群体间财产性收入WR的差异主要取决于财富积累水平，令当期居民财产性收入来源全部为上一期储蓄性收入，利率水平为i，i可随经济社会发展而变动，上一期储蓄水平分别为Sh与Sl，且Sh>Sl。其中，储蓄水平依据两部门国民经济恒等式确定为可支配收入Yd与消费C之间的差额。第四，居民消费水平C由消费函数C=C0+c·Yd确定，其中C0为自主性消费，c为边际消费倾向，边际消费倾向0

据此可得，当α增大，高收入群体H占比提高时，个人所得税税收总额将具有增加趋势，即伴随着收入差距的扩大，整体税收水平将有所提升。

由（2）式及相关基本假定进一步可得。

据此可得，当α增大，高收入群体H占比提高时，个人可支配收入将具有减小趋势;当β增大，对低收入群体L的转移支付比重提高时，个人可支配收入将具有增加趋势;当Ydt-1增大，上一期个人可支配收入水平增加时，即期个人可支配收入将具有增加趋势。即在初次分配过程中，伴随着收入差距的扩大，可支配收入水平将受到抑制，而再分配过程中转移支付力度的增强，将促进可支配收入水平的提升，上一期可支配收入水平的提升能够促进即期收入水平的进一步增长。

由（3）式及相关基本假定进一步可得。

據此可得，当c增大，边际消费倾向提高时，财产性收入将具有减小趋势;当α增大，高收入群体H占比提高时，下一期财产性收入将具有减小趋势。

基于现有研究成果，高收入群体通常具有较低的消费率，这与边际消费倾向递减规律紧密相关，因而边际消费倾向同财产性收入间具有反向联系;收入差距的扩大，也将对下一期财产性收入产生负向影响，阻碍财产性收入水平的提升。

基于上述分析，本文提出以下假说：

假说1：劳动性收入差距的加大对于财产性收入与可支配收入的增加均具有抑制作用。

假说2：消费支出水平的扩增对于财产性收入的增加将具有抑制作用。

假说3：转移支付投入的加强对于可支配收入的增加将具有促进作用。

模型构建与数据说明

依据以上理论分析模型及研究假说，综合考虑财产性收入与可支配收入的变化具有动态性，即期收入水平与往期收入具有关联性，因而在解释变量中引入被解释变量的滞后一期，构建如下动态面板模型：

模型（4）中，PIpt为城镇居民财产性收入水平，用城镇居民人均财产性收入占人均可支配收入比重衡量;Theilpt为城镇居民劳动性收入分配差距，用泰尔指数进行衡量;Cpt为城镇居民消费支出水平，用人均消费支出占人均可支配收入比重衡量;Spt-1为城镇居民储蓄水平，用居民储蓄存款余额占人均可支配收入比重衡量;Xapt是一组控制变量，包含房地产市场水平、股票市场水平及教育水平等因素，β0为常数项，μpt为残差，p为省份，t为年份。模型（5）中，DIpt表示城镇居民可支配收入水平，用城镇居民人均可支配收入的自然对数值衡量;TRpt表示城镇居民转移支付收入水平，用城镇居民转移支付收入占人均可支配收入的比重衡量;Xbpt是一组控制变量，包含物价水平、市场规模及教育水平等因素。

结合文献成果及理论模型分析，控制变量分别作如下选择：房地产市场水平（Rea）用商品房销售额占国内生产总值比重衡量，保险市场水平（Insur）用保费收入占国内生产总值的比重衡量，教育水平（Edu）用教育经费占国内生产总值比重衡量，物价水平（CPI）用城市居民消費价格指数衡量，市场规模（Mar）用社会消费品零售总额的自然对数值衡量。

综合数据可得性，分区域分析2000-2016年省级面板数据。城镇居民储蓄水平数据来源为2000-2017年《中国城市统计年鉴》，保险市场水平数据来源为2000-2017年《中国保险年鉴》，其余数据均来自历年《中国统计年鉴》。

实证结果分析

由于被解释变量财产性收入水平与可支配收入水平同消费支出水平、储蓄水平等存在双向因果关系，为解决内生性问题，选择使用系统GMM方法对动态面板模型进行回归。同时为了避免工具变量过多所带来的影响，限定工具变量的滞后阶数最多为3阶。

（一）城镇居民财产性收入水平实证检验

如表1为模型（4）分地区城镇居民财产性收入水平的回归结果。体现城镇居民收入差距的Theil指数与居民财产性收入水平间呈现出区域异质性特征，东部地区Theil指数与PI呈负相关，而在中部与西部地区呈正相关，各回归系数显著。出现这一区域异质性特征，与东、中、西部三个地区的收入差距水平具有较强关联性，东部地区劳动性收入差距显著高于中部和西部地区，东部地区Theil指数均值为2.01，而中部与西部地区Theil指数均值分别为0.12和0.49。由此说明，当城镇居民内部不同群体间收入差距较大时，收入差距的加剧将阻碍居民财产性收入提升;反之收入差距较小时，收入差距的合理增加有助于居民财产性收入提升。

在解释变量及控制变量调整过程中，消费水平C与各地区PI均呈现负相关关系，而储蓄水平滞后一期S（-1）与各地区居民PI均呈现正相关关系，验证了理论分析的基本假说;即消费支出在可支配收入中比重的增加，对储蓄规模具有替代效应，从而对财产性收入产生一定程度的抑制作用;而在利率水平不变情况下，储蓄水平的提升对财产性收入规模的增加具有直接的促进作用。

在控制变量中，房地产市场水平Rea对PI在各地区呈负相关关系，这表明虽然房地产投资收益较高，但购买房产所需资金金额较大，且房产购买通常与银行资金借贷相联系，当购房贷款并未偿还完结前，房地产市场的较快发展并未能够有效促进财产性收入增加，反而具有一定抑制作用，在中部地区尤为显著。保险市场水平Insur对PI的影响呈区域异质性特征，即Insur与PI在东部和西部地区呈正相关关系，在中部地区呈负相关关系;除西部地区房地产市场水平和中部地区保险市场水平外，各回归系数均显著。保险市场的区域异质性特征体现出金融市场发展的特征，东部地区金融市场发展成熟度较高，保险市场规模的扩大尤其是具有理财效应的投资型保险产品，对于财产性收入的增加具有正向推进作用，而在西部地区的正向促进则是保险产品转移风险、补偿损失功能的体现;中部地区由于金融发展进程偏缓，居民投资渠道受限，金融市场的发展并不能为财产性收入的增长提供有效帮助。教育水平Edu对于PI在各地区则均呈现出了正相关关系，且回归系数显著，表明教育水平的提升对于促进财产性收入的增加具有正向作用。

（二）城镇居民可支配收入水平实证检验

如表2为模型（5）分地区城镇居民可支配收入水平回归结果。Theil指数与PI仍呈现出区域异质性特征，表现为在东部地区Theil指数与PI呈正相关，而在中部与西部地区呈负相关，各回归系数显著。由此得出，在中、西部地区，伴随着劳动性收入差距的加大，居民可支配收入水平的增长将受到抑制;而在东部地区，却表现为收入差距的扩增一定程度上促进了居民可支配收入水平的提高。

同时，消费水平C及转移支付水平TR与各地区PI均呈正相关关系;消费水平的各回归系数均显著，而转移支付水平的回归系数仅在基础回归中的中部和西部地区显著，验证了理论分析的基本假说。由此，消费支出及体现再分配功能的转移支付性收入在可支配收入中占比的提升，对城镇居民可支配收入增加具有促进作用，同时消费对收入的正向作用呈现出西部、中部和东部依次递增的趋势。物价水平CPI、市场规模Mar和教育水平Edu与各地区PI均呈正相关关系，市场规模的各地区回归系数显著。由此说明，物价水平一定程度的合理上涨、市场规模的扩大以及教育水平的提升对居民可支配收入增加具有正向积极作用。

在对模型（4）、（5）进行动态面板估计时均加入了稳健项robust，以自动修正异方差问题，同时各自AR（2）检验的p值表明差分的误差项存在二阶自相关是不显著的，且各模型萨甘检验的结果也验证了工具变量设定的有效性。模型（4）、（5）的滞后一期被解释变量PI（-1）与DI（-1）分别同各地区财产性收入水平、可支配收入水平呈显著正相关关系。由此说明，上一期财产性与可支配收入水平对当期的财产性及可支配收入水平均具有正向促进作用，呈现出“棘轮效应”，同时也验证了基本模型构建与动态面板模型使用的合理性。