通貨膨脹對居民收入不平等異質影響效應研究

賴志花　牛曉葉　王必鋒

(1. 河北地質大學經貿學院，河北石家莊050031；2. 河北經貿大學會計學院，河北石家莊050061)

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通貨膨脹對居民收入不平等異質影響效應研究

賴志花1牛曉葉2王必鋒1

(1. 河北地質大學經貿學院，河北石家莊050031；2. 河北經貿大學會計學院，河北石家莊050061)

為了檢驗通貨膨脹對城鄉間、城鎮內部和農村內部的收入不平等影響存在的異質性，文章首先建立經濟均衡模型闡述通貨膨脹對居民收入不平等的影響機理，其次采用1995—2012年二十個省市數據建立動態面板模型進行實證檢驗。研究發現：理論方面，假設信貸市場是非完美的，導致不同收入水平家庭面臨的投資機會不同。長期的通貨膨脹使資本的積累比率降低，但是在資本形成過程中至少部分投資機會需用現金支付，中低收入水平家庭受這種約束影響更大，從而建立起通貨膨脹和居民收入不平等的正向效應。實證方面，通貨膨脹對城鎮居民收入不平等、農村居民收入不平等和城鄉居民收入不平等都產生即期的正向效應，并且對農村居民影響大于城鎮居民。

通貨膨脹；居民收入不平等；信貸市場不完美；GMM估計

一、引言

我國居民基尼系數快速攀升，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。經歷20世紀90年代末期的小幅攀升，2001年，基尼系數首次超過了國際警戒線，至2008年達到歷史最高位0.442 6，這表明我國持續擴大的收入不平等需要引起足夠的重視。如果考慮城鎮居民的隱性福利，那么我國居民收入不平等水平將會更高，西南財經大學中國金融家庭調查公布2010年中國家庭收入的基尼系數為0.61。其中，城鎮基尼系數由1980年的0.173 2上升至2012年的0.304 5，上升了75.81%，2008年達到最高0.329 6；農村基尼系數由1980年的0.240 7上升至2012年的0.386 7，上升了60.66%，其中2011年達到了最高0.389 7。通貨膨脹對收入再分配效應表現為收入或財富在不同群體之間的再分配，也就是不同群體對通貨膨脹的承受力不同，從通貨膨脹中所獲得的損益存在差異。為了保證收入再分配機制宏觀調控政策的有效性，在制定宏觀調控政策過程中必須考慮通貨膨脹對收入不平等的影響效應。這不但有助于理順通貨膨脹對收入不平等的影響效應，而且能為宏觀經濟管理部門科學決策提供有益的參考。

二、文獻綜述

以往采用庫茲涅茲曲線分析收入分配時(Kuznets，1955)，通貨膨脹往往被忽略。Schultz(1969)、Blinder和Esaki(1978)研究12個發達國家和新興經濟體時，開創性地引入通貨膨脹解釋收入分配，發現通貨膨脹會改變收入分配的周期。國內外學者對通貨膨脹和收入不平等間關系研究尚沒有一致的結論，因而通貨膨脹與不平等關系稱之為“通貨膨脹與不平等之謎”(Galli和Hoeven，2001)。

Dolmas等(2000)建立一個時間離散的世代疊加模型，在模型中，假設僅有一種政策工具和一種政策機制，允許代理人通過政治進程獲得資源及影響相對價格。收入不平等和所持有的名義資產致使更窮的代理人盡量地從對立方獲得資源，而通貨膨脹是一種產生資源轉移的機制。在許多情況下，資源從富人向窮人轉移的情形會發生，并且通常伴隨著通貨膨脹。這意味著高度的收入或財富不平等與一定的制度安排是產生高通貨膨脹的一個重要因素。在Simonsen和Cysne(2001)、Cysne(2003)基礎上，Cysne等(2005)建立具有生息儲蓄的同質代理人的購物時間模型。由于購物時間實際上是通貨膨脹福利成本的衡量方法，可以解釋為通貨膨脹的福利成本對窮人的影響是否比對富人的影響更多一些，從而會集中收入。由于通貨膨脹的存在，窮人和富人分配給購買時間的時間份額存在差異，從而可以解釋通貨膨脹的福利成本(Lucas,2000; Cysne, 2003)。由于富人更易接近交易技術，當名義利率非常接近于零時，富人和窮人有相同的購物時間，兩者的購物時間差也非常接近于零。當通貨膨脹率越高時，更易于接近交易技術的富人能夠做得更好，從而加劇收入不平等。Dew-Becker和Gordon(2005)在Gordon通貨膨脹模型中用慣性、需求沖擊和供給沖擊解釋價格變化，把工資納入到通貨膨脹動態性研究中，提出了一個包括價格和工資等變量且各個變量可以互相反饋的模型。這個模型能捕獲生產率趨勢變化和勞動者收入份額變化對通貨膨脹和名義工資的影響效應。在工資—價格的動態模擬中，發現生產率增長趨勢變化推高了1965—1979年期間的通貨膨脹，并促使1995—2005年間通貨膨脹有所緩減。Heer和Süssmuth(2007)為了研究通貨膨脹對財富分配的效應，采用校準的生命周期模型分析家庭的最優證券組合。窮人主要以貨幣形式積累儲蓄，而富人參與股票市場積累權益。較高的通貨膨脹率導致較高的名義利率以及利息更高的稅收負擔，強調資本市場的角色以及貨幣和金融財富在貨幣和權益的證券投資組合。研究發現較高的通貨膨脹率顯著地增加財富分配的不平等。Lahiri(2010)從政治經濟學的角度闡釋了收入不平等與通貨膨脹之間關系的動態變化并提出了一個一般動態均衡模型。在這個模型中，代理人在每個時期對理想的通貨膨脹率投票，并且不平等狀態是持續變化的。這個模型是對靜態政治經濟學模型(Dolmas等，2000；Bhattacharya等，2005)的一個轉化，作為不平等持久機制引入代際間遺贈。在模型中，通貨膨脹是一種再分配的機制，在任一期或長期來說，通貨膨脹與不平等的關系依賴于制度和偏好的參數。而且，財富初次分配的差異決定了通貨膨脹與收入不平等間關系模式的多樣性。Heer和Süssmuth(2013)提出一個收入異質性的均衡貨幣模型，主要強調通貨膨脹推進收入更高納稅等級稅級攀爬效應的機制，即政府根據價格上升緩慢地、不完全地調整名義所得稅等級。模擬一般均衡模型的結果表明，收入受到通貨膨脹水平的影響相當小。

國內學者則從通貨膨脹的福利成本角度研究通貨膨脹對中國福利損失的影響。龔六堂，鄒恒甫，葉海云(2005)探討通貨膨脹過程中貨幣的作用并估計通貨膨脹的福利損失，研究表明：當處于較低通貨膨脹水平時，通貨膨脹的進一步增加對社會福利損失的影響是微小的，因而，政府不必采取措施以應對通貨膨脹對福利損失的影響。但是，當通貨膨脹進一步上行到較高水平時，其對福利損失的影響將變得顯著。趙留彥(2008)認為傳統“Cagan規則”沒有考慮通貨膨脹的實際經濟效應，從而基于交易成本方法在一般均衡框架內討論收益最大化時通貨膨脹率的決定問題。該框架中收益最大化的通貨膨脹率小于“Cagan規則”值，這一結論得到了中國1945—1949年惡性通貨膨脹時期經驗數據的支持。經驗結果還表明，相對于“Cagan規則”，由交易成本方法設定的通貨膨脹率雖然沒有使通貨膨脹稅收益顯著提高，但是社會福利損失卻大幅度降低。倪國華，鄭風田(2012)以經典的經濟增長理論為基礎，結合中等收入國家的特點，認為中等收入國家由于通貨膨脹對家庭福利所造成的損失而影響宏觀經濟發展，從而使這些國家進入“中等收入陷阱”狀態。劉曉峰，曹華(2011)則在修正的現金預付經濟中，考慮信貸市場不完美因素后，從經濟理論闡述了通貨膨脹與收入不平等之間存在U形向關系，并且存在一個最優的通貨膨脹率。實證方面，在研究中國通貨膨脹與收入不平等關系時往往采用向量自回歸模型(賴小瓊，黃智淋，2011)、協整(任碧云，高之巖，李濤，2011；鞏師恩，2012)等時間序列分析方法模型，或者采用靜態面板模型(黃智淋，賴小瓊，2011)。

綜上所述，相對于國外，國內對于通貨膨脹影響收入不平等的機理相對較少，且實證研究方法主要采用時間序列分析。本文主要從以下兩個方面做了有益的探索：(1)在借鑒國外文獻基礎上構造了一個信貸市場不完美角度下家戶決策模型來模擬通貨膨脹對收入不平等的影響機理。假設信貸市場是非完美的，導致不同收入水平家庭面臨的投資機會不同。長期的通貨膨脹使資本的積累比率降低，但是在資本形成過程中至少部分投資機會需用現金支付，這種效應對中低收入水平家庭的影響相對更大。(2)建立通貨膨脹與收入不平等間的動態面板模型以檢驗兩者間關系。動態面板模型主要優點在于可以對個體的動態行為進行建模分析。

三、通貨膨脹對居民收入不平等的影響機理

(一)基本假設

消費者在自身約束條件下實現效用最大化,即

(1)

消費者的約束條件為

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

(2)

(3)

其中，cit指的是第i個家庭在t期的消費；β是貼現因子；kit是t期第i個家庭投入的人均資本生產要素；mit指的是家庭持有的貨幣余額；Pt表示t時刻的價格指數；Ai指的是家庭能力，其由家庭的物質財富和人力資本兩方面構成；τit指的是政府對家庭的名義轉移支付；μi指的是家庭在生產過程中現金支付比例。如果μi=0，則表示家庭所消費的全部商品用貨幣支付；如果μi=1，則意味著不僅家庭所消費的全部商品用貨幣支付，而且所投資的全部商品也必須用貨幣支付。需要注意的是，本文假設家庭支付能力μi受到家庭能力和通貨膨脹程度的影響，其中家庭能力包括兩個方面：一方面是家庭的財富稟賦，另一方面是家庭通過教育獲得的人力資本。一旦發生通貨膨脹時，家庭往往通過投資來規避通貨膨脹沖擊。在非完美的信貸市場中，相對于中低收入水平家庭(財富稟賦和人力資本相對較低)，高收入水平家庭(往往具有較高的財富稟賦和人力資本)在規避通貨膨脹時，其貨幣支付比例相對較低。

(二)家庭決策

家庭在預算約束(式(2)和式(3))下，實現式(1)。本文采用Bellman原理求解無窮期限的離散時間優化問題，可以得到

(4)

采用Lagrange函數求解極值問題，得到Lagrange函數

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分別指的是約束條件式(2)和(3)的Lagrange乘子。

(6)

對式(6)求解對Ai和μi的一階導數，可得到

(7)

(8)

式(7)表明一旦發生通貨膨脹，家庭能力與資本的邊際產出成反比，即能力越高的家庭，其資本的邊際產出會越小。由于人均資本生產函數符合新古典條件，即f′(k)>0且f″(k)<0。因而，能力越高的家庭(往往具有較高的財富稟賦和人力資本)，其均衡資本就越高，從而均衡收入也愈高。式(8)表明貨幣支付比例與資本邊際產出成正比，即當貨幣支付比例較高的家庭(往往具有較低的物質稟賦和人力資本)，其資本的邊際產出就越高，其均衡資本就越小，從而均衡收入就愈低。上述分析表明，在通貨膨脹環境中，由于金融市場非完善，不同收入水平家庭在金融市場上的貨幣支付比例是存在差異的。相對于中低收入水平家庭，高收入水平家庭由于擁有較多的物質稟賦和人力資本，一方面家庭能力較高，另一方面其貨幣支付比例相對較低，在這兩大因素作用下，其均衡收入相對較高，即受到的通貨膨脹沖擊相對較低。

(三)通貨膨脹與收入不平等

為了進一步闡述通貨膨脹和收入不平等的關系，引入Cobb-Douglas生產函數

(9)

將式(9)代入式(6)可得

(10)

將式(10)代入生產函數可得

(11)

(12)

為了進一步考察通貨膨脹對不同收入水平家庭的相對影響，求解彈性系數對μi的一階導數，可得到

(13)

式(13)表明隨著貨幣支付增加，均衡收入對通貨膨脹彈性系數的絕對值變動幅度增加。對于同樣的通貨膨脹，中低收入水平家庭收入的變動幅度較大。也就是說，對于中低收入水平家庭而言，通貨膨脹狀態下均衡收入下降得更快。隨著貨幣支付比例下降，這個彈性系數的絕對值變動幅度下降。對于高收入水平家庭而言，通貨膨脹時均衡收入的下降相對較慢。

gi=1+ηΔπ/π

(14)

(15)

(16)

(17)

由式(13)和式(14)可知，收入發展速度gi隨著收入增加而呈單調遞增，因而有

(18)

其中，g0j和gji指的是收入較低的第100j%的家庭和收入較高的第100(1-j)%的家庭的均衡收入的發展速度。由于隨著收入增加而呈單調遞增，因而g0j

洛倫茲曲線具有以下性質：L(0)=0，L(1)=1；L(j)是j的增函數，即隨著較低收入人口比重的增加，其所擁有的收入占總收入的份額也隨之增加。式(18)表明隨著通貨膨脹加劇，低收入人口的比重也隨之增加。由式(16)和式(18)可得

Giniπ+Δπ>Giniπ

(19)

式(19)說明隨著通貨膨脹加劇，收入不平等程度進一步加劇。

四、通貨膨脹對居民收入不平等的影響效應檢驗

(一)模型和變量

本文采用動態面板模型分析通貨膨脹對居民收入不平等影響的總效應，這主要是由于動態面板模型可以分析個體的動態行為。本文建立的經濟均衡模型指出在無限期生命模型中，由于金融市場不完美，通貨膨脹和收入不平等之間正相關。而這種正向關系是基于非完善的金融市場假設，相對中低收入水平家庭，高收入水平家庭往往持有較高的物質資本和人力資本，因而其抵御通貨膨脹能力相對較強，或者說其受到通貨膨脹的沖擊相對較小。為了檢驗上述影響機理是否存在，本文建立以通貨膨脹率為核心解釋變量的動態面板模型，以檢驗通貨膨脹對居民收入不平等的直接效應；同時，引入金融發展和通貨膨脹交互項、平均受教育年限與通貨膨脹交互項，以檢驗金融發展和人力資本在通貨膨脹環境中對居民收入不平等的影響效應。同時，由于收入不平等存在自我積累效應，因而納入基尼系數滯后一期值，因而該模型稱為動態面板數據模型。之所以引入滯后一期的基尼系數，主要是用于探究收入不平等是否會受到初始收入不平等的影響，同時控制內生性和序列相關性。最后，本文動態面板計量模型設定如下

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

(20)

上式中，下標i和t分別指的是第i個省份的第t年；vi指的是不同觀測的地區效應，反映的是地區間存在差異但不隨時間變化的因素；εit是隨機擾動項；Infit是第i個省(市)第t年通貨膨脹率；Zit是控制變量矩陣；Ineit是第i個省(市)第t年居民收入不平等指標，本文分別采用各省市城鎮居民基尼系數(Giniu)、農村居民基尼系數(Ginir)和城鄉基尼系數(Gini)分別作為被解釋變量進行回歸，以考察通貨膨脹對居民收入不平等影響的總效應。

(二)數據說明

測算各地區基尼系數時需要各省市家庭分組收入數據和家庭人口數據，相關數據摘自各地區歷年統計年鑒。需要說明的是，由于天津、河北、山西、吉林、山東、湖南、海南、貴州、云南、西藏、青海等11個省市的統計年鑒沒有公布收入分組數據，使得無法計算這11省市的基尼系數，因而，刪除這11個截面單位。

構造的其它變量基礎數據均來自于歷年《中國統計年鑒》、《新中國六十年統計資料匯編》、《中國金融統計年鑒》，此處不再贅述。本文收集整理了中國1995—2012年二十個省市組成的面板數據用于計量分析。

(三)估計方法

為了考察收入不平等的累積效應，設定的基準動態面板模型中引入其滯后一期的值，一方面會產生解釋變量的內生性問題；另一方面可能導致解釋變量與擾動項的序列相關。如果采用固定效應和隨機效應估計，則會導致參數估計量是有偏且非一致。為了克服解釋變量的內生性及為了克服通貨膨脹的內生性帶來的聯立性偏誤問題，本文采用Arellano和Bond (1991 )、Arellano和Bover (1995)提出了廣義矩估計(GMM)來解決解釋變量的內生性和個體效應問題。廣義矩估計最主要的問題是為滯后變量尋找工具變量，但是在模型之外尋找其有效工具變量是相當困難的。因此，本文在模型內尋找。具體地說，本文遵循了布蘭德稱和邦德(Blundell和Bond,1998)的建議，對回歸方程的擬合采用系統矩估計(System GMM)。估計系統GMM的基本思路是，為了消除固定效應，首先需要對回歸方程進行差分變換，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)是差分廣義矩估計(Difference GMM)變換的實現。此時，為了保證GMM估計量滿足一致性要求，可選擇水平變量作為差分變量的工具變量。但如果變量近似分布為隨機游走時，變量的滯后項與差分項存在弱相關，從而致使采用差分矩估計時，產生弱工具變量問題。因而，差分GMM參數估計量將無法滿足漸近有效性(Blundell and Bond,1998)。為了解決這個問題，Blundell and Bond(1998)在差分GMM基礎上提出了系統GMM估計，同時估計水平方程和差分方程，從而使估計結果滿足有效性。工具變量的是否有效選擇和隨機干擾項是否無序列相關，直接影響系統矩估計的有效性統計性質。在估計過程中，采用Hansen和Sargan檢驗判斷工具變量的有效性；通過檢驗差分方程的擾動項是否存在二階序列相關來判斷隨機擾動項是否無序列相關。

(四)計量檢驗和討論

表1報告了通貨膨脹對居民收入不平等影響效應的檢驗結果。采用系統GMM估計，解釋變量的符號與預期相符，且相關統計檢驗結果也是符合要求的。Sargan檢驗的P值在1%顯著性水平下沒有拒絕工具量有效性的原假設，AR(2)檢驗結果表明殘差序列差分既不存在一階的自相關也不存在二階的自相關，這表明原假設“擾動項無自相關”沒有被拒絕，滿足使用系統GMM條件。這表明，系統GMM估計較好地克服了解釋變量的內生性問題，其估計結果更加穩健。

回歸結果顯示，通貨膨脹對城鎮居民收入不平等、農村居民收入不平等和城鄉居民收入不平等都產生即期的正向效應，并且統計上是顯著的。這表明，通貨膨脹即期擴大了居民收入不平等。這與Blank和Blinde(1986)、Datt和Ravallion(1997)、Easterly和Fischer(2001)等研究結論相一致，即通貨膨脹加劇了居民收入不平等。這主要是由于不同收入水平居民受到通貨膨脹的沖擊是存在差異的，前述機理分析表明，由于高收入水平家庭往往具有較高的家庭能力，即家庭物質資本和教育水平相對高于低收入水平家庭，因而其識別和抵御通貨膨脹能力相對較高，從而受到通貨膨脹的沖擊相對較少，而低收入水平家庭受到的通貨膨脹損失相對較高。通貨膨脹對農村居民收入不平等即期正向效應最大，其次是城鄉居民收入不平等，對城鎮居民收入不平等影響則最小。具體地說，通貨膨脹每上升1個百分點，農村居民基尼系數將提高0.753 1個百分點，城鄉居民基尼系數則提高0.154 2個百分點，城鎮居民基尼系數則提高0.131 8個百分點。這意味著，通貨膨脹即期效應對農村居民沖擊遠大于城鎮居民。同時，通貨膨脹對農村居民收入不平等產生滯后一期的負效應(-0.636 8)，這表明通貨膨脹滯后效應緩解了農村居民收入不平等。這主要是由于城鎮和農村居民的收入構成不同所致。對于城鎮居民而言，工薪收入所占比重最大，其次是轉移性收入；工薪收入對城鎮居民收入不平等貢獻最大，財產性收入集中率最高。而對于農村居民而言，家庭經營純收入所占比重最高，其次是工資性收入，經營純收入對農村居民收入不平等貢獻率最高，財產性收入集中率最高。這說明，對于城鎮居民而言，工資性收入不平等是決定城鎮居民收入不平等的總趨勢，財產性收入不平等決定城鎮居民收入不平等的波動性。而對于農村居民而言，家庭經營純收入是決定農村居民收入不平等的總趨勢，財產性收入不平等決定農村居民收入不平等波動性。中低收入組的城鎮居民工薪收入基本上是貨幣性收入，財產性收入主要以利息為主，而高收入組城鎮居民工薪性收入除了貨幣性收入外還有非貨幣性收入(如股票)，其財產性收入除了利息收入外還有不動產(如房屋)、動產(有價證券)等的增值收益。在通貨膨脹環境中，貨幣性收入(“名義資產”)遭受通貨膨脹損失，而非貨幣性收入(“實際資產”)則獲得通貨膨脹收益。因而，中低收入組城鎮居民遭受通貨膨脹沖擊大于高收入組，即通貨膨脹加劇了城鎮居民收入不平等。農村居民收入不平等除了遭受通貨膨脹對工資性收入影響之外，還受到通貨膨脹對經營純收入的影響。雖然農村居民經營純收入比重呈下降趨勢，但在收入中仍占絕對性比重。農村家庭經營純收入是指農村住戶以家庭為生產經營單位進行生產籌劃和管理而獲得的收入，來自于第一產業(農、林、牧、漁)、第二產業(工業和建筑業收入)和第三產業(交通運輸業、郵電業、批發和零售貿易、餐飲業、社會服務業、文教衛生業和其他收入)。其中，農村家庭經營主要來自于第一產業收入，而第一產業收入又主要來源于農業收入和牧業收入*自1978年以來，農村家庭經營純收入中，第一產業收入比重一直占80%左右，其中來自于農業收入占60%左右，牧業收入占15%左右。2012年農村家庭經營純收入中，第一產業收入占77%，第二產業收入占6%，第三產業收入占17%；農業收入占家庭經營純收入比重達到59.6%，牧業收入則占12.5%。*農村家庭經營純收入的構成數據來自于2013年《中國住戶調查年鑒》。。伴隨著持續上漲的物價水平，農民受到土地收入周期和各種制度約束，其收入并沒有隨著物價上漲而增加或者增加幅度不明顯。但是，他們卻要承擔由于物價上漲所造成的高成本的農業投資和高價格的商品消費。農業和牧業收入雖然能夠獲得農產品物價上漲收益，但僅為小部分農村家庭經營戶獲得，同時農村家庭經營戶將面對物價上漲所帶來的家庭生產經營成本大幅度上升，從而遭受更大的通貨膨脹損失。

金融發展對城鎮居民基尼系數、農村居民基尼系數和城鄉基尼系數的影響系數分別為-0.007 1、-0.000 4、-0.011 2，這意味著金融發展緩解了居民收入不平等。金融發展與通貨膨脹即期交互效應對城鎮基尼系數、農村基尼系數和城鄉基尼系數的影響分別為-0.029 6、-0.696 1、-1.001 9。隨著金融市場發展和改革，從而降低了金融市場的“身份歧視”，利于中低收入水平家庭進入金融市場進行融資或投資活動，為其提高抵御通貨膨脹能力提升金融保障。在通貨膨脹環境中，中低收入居民貨幣性收入自動貶值，由于金融市場發展降低投資門檻效應和投資成本，中低收入居民便于進入金融市場將貨幣性收入轉化為股票投資，從而降低通貨膨脹損失甚至獲得通貨膨脹收益，從而緩解了居民收入不平等。在通貨膨脹環境中，金融發展對城鄉居民收入不平等總效應最大，其次是農村居民基尼系數，對城鎮居民基尼系數總效應最小。這主要是由于中國經濟發展非均衡性，尤其是金融非均衡性，欠發達地區、農村地區居民很難獲得金融服務。一旦金融發展能夠遍及欠發達地區尤其是農村地區，將極大地緩解這些地區居民收入不平等。金融發展與滯后一期通貨膨脹交互效應僅對城鎮和城鄉基尼系數產生，影響系數分別為0.178 2和-0.109 9。這說明，相對于農村居民而言，城鎮居民識別和抵御通貨膨脹意識較強。城鎮居民形成通貨膨脹預期之后會采取相應的防范措施，但這種防范加劇了城鎮居民收入不平等。這意味著，中低收入城鎮居民對通貨膨脹防范調整能力低于高收入組，或者說由于高收入城鎮居民稟賦(財務和人力資本)較高，抵御通貨膨脹能力更高。

表1　通貨膨脹對居民收入不平等影響的總效應的檢驗結果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

教育變量對城鎮、農村和城鄉基尼系數的影響分別為-0.003 7、0.002 6和0.004 9，這說明隨著平均受教育年限提高，緩解了城鎮居民收入不平等，但加劇了農村和城鄉居民收入不平等。相對于城鎮而言，農村居民受教育機會更加不均等。在農村，高收入居民受教育機會優于中低收入居民，進而惡化了農村低收入和高收入居民間的收入差距。而在城鎮，教育機會相對均等，隨著教育發展，中低收入城鎮居民可以更好地享有受教育機會，從而緩解城鎮中低收入和高收入間收入差距。由于地區發展非均衡性，教育在區域間也存在非均衡性，使得欠發達地區中低收入居民受教育機會降低，從而加劇了城鄉居民收入不平等。教育變量與即期通貨膨脹對城鄉居民基尼系數的交互效應為0.077 7，這意味著在通貨膨脹環境中教育更加加劇了城鄉居民收入不平等。教育變量與滯后一期通貨膨脹對城鎮和農村基尼系數的交互效應分別為-0.057 4和0.061 5。本文的理論分析指出，不同收入居民貨幣支付比率受到個人能力(物質和人力資本)和通貨膨脹影響。由于城鎮居民受教育機會優于農村居民，在通貨膨脹環境中，中低收入城鎮居民可以更好地抵御通貨膨脹，從而緩解城鎮居民收入不平等；而中低收入組農村居民基本上毫無抵御能力，從而加劇農村居民收入不平等。

城鎮、農村和城鄉基尼系數具有顯著的一階記憶性，一階的自回歸系數分別為0.576 9、0.135 3和0.574 3，這說明收入不平等存在“馬太效應”，即富者越富，窮者越窮。本文的理論分析指出，居民抵御通貨膨脹能力受到個體稟賦(物質和人力資本)影響，總體而言，高收入居民受到通貨膨脹沖擊相對較小。“馬太效應”通過金融市場、教育和通貨膨脹形成復雜的疊加效應。在通貨膨脹疊加下，形成居民收入不平等正向記憶性，從而形成收入不平等—通貨膨脹間螺旋型循環，而且這種疊加效應在城鎮最為強烈。在金融市場疊加下，形成居民收入不平等正向記憶—金融市場緩解—收入不平等逐步緩解的良性循環。在教育疊加下，形成居民收入不平等正向記憶性——教育發展——收入不平等的螺旋型循環。

五、結論與對策

本文以無限期生命為假設，建立異質家庭的經濟理論均衡模型，從而闡述通貨膨脹對居民收入不平等的影響機理。假設信貸市場是非完美的，相對于高收入水平家庭，中低收入水平家庭由于人力資本、物質資本等原因，中低收入水平家庭遭受信貸市場的“門檻效應”，無法獲得足夠的信貸支持，從而使其面臨的投資機會大部分需用現金支付。在以上假設下，中低收入水平家庭在投資過程中面臨的現金預付約束更高。長期的通貨膨脹使資本的積累比率降低，但是在資本形成過程中至少部分投資機會需用現金支付，這種效應對中低收入水平家庭的影響相對更大。也就是說，更高的通貨膨脹在均衡條件下將導致更高的收入不平等，從而建立起通貨膨脹和居民收入不平等的正向效應。在此基礎上，采用動態面板模型分析通貨膨脹對中國各省市城鎮、農村和城鄉居民收入不平等影響的總效應。研究結果表明：通貨膨脹對城鎮居民收入不平等、農村居民收入不平等和城鄉居民收入不平等都產生即期的正向效應，對農村居民收入不平等即期正向效應最大，對城鎮居民收入不平等影響則最小。在通貨膨脹環境中，金融發展緩解了城鎮、農村和城鄉居民收入不平等，但是對農村居民效應最小；金融發展與滯后一期通貨膨脹交互效應加劇了城鎮居民收入不平等，但卻緩解了城鄉居民收入不平等；教育與滯后一期通貨膨脹的交互效應緩解了城鎮居民收入不平等，但加劇了農村居民收入不平等。

以上研究結果的政策涵義在于，通過對通貨膨脹再分配效應研究，不僅有助于更好地理解通貨膨脹對收入不平等的影響效應，而且有利于政府制定穩定物價和控制居民收入不平等的政策。首先，控制通貨膨脹，穩定物價。文中分析結果表明，一旦發生通貨膨脹，居民收入都將受到沖擊。為了控制通貨膨脹和防止通貨膨脹進一步攀升，政府通常采取了一系列財政或貨幣政策，這對于控制通貨膨脹起到了一定的作用。對通貨膨脹的控制，必須要找準引起通貨膨脹的原因。引起通貨膨脹的根本原因，在于以大量資源消耗為特點的投入型經濟增長模式。在這種經濟增長模式下，大量、快速地投入各種生產要素引致過度需求，從而導致通貨膨脹。因此，轉變經濟增長方式，由投入型經濟增長模式轉變為效益型增長模式，加快技術創新和產業升級，擴大內需，從而使經濟進入良性可持續循環，從根本上消除引起通貨膨脹的原因。其次，大力發展教育，提高居民識別和抵御通貨膨脹能力。本文實證研究分析表明，居民或家庭的受教育程度對于抵御通貨膨脹能力產生至關重要的影響。居民受教育程度的提高可以幫助其更好地識別和抵御通貨膨脹，從而緩解通貨膨脹環境下對其收入的沖擊。雖然我國教育得到快速發展，但是仍存在明顯的區域差異性。為了提高居民的受教育程度，最關鍵的問題在于緩解教育資源分布區域差異性，尤其是邊遠地區或農村地區勞動力的再教育和培訓，以實現教育資源的最優配置。對于家庭戶而言，加大對家庭成員的教育投資，以提升家庭的人力資本水平，從而增強自身識別和抵御通貨膨脹的能力。再次，金融市場體系改革和完善。無論是理論還是實證分析均表明，由于金融市場非完善，居民在抵御通貨膨脹沖擊時所采取的投資行為受到其貨幣支付能力的影響。而改善居民的貨幣支付能力，除了居民家庭能力提升外，首當其沖的是金融市場發展，推動金融市場資源有效配置，加快金融體制改革和創新，發展新型的金融衍生工具，實現資金有效傳導配置，使中低收入群體收入增長機會得以改善。為了中低收入群體獲利能力的提高，同時保護中小投資者的利益，需要加強對金融監管和相關法制建設，降低金融市場門檻，減少信息不對稱，推進金融市場的公平性和完美性。通過融資渠道的擴展和中小企業融資環境的改善，促使我國融資體系多元化。

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責任編輯廖筠

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

河北省社會科學基金項目(HB15YJ022)；河北省社會科學基金項目(HB13JJ028)。

賴志花，女，河北地質大學經貿學院副教授，博士，主要從事宏觀經濟統計和數量經濟學研究；牛曉葉，女，河北經貿大學會計學院講師，博士，主要從事會計財務理論研究；王必鋒，男，河北地質大學經貿學院副教授，博士，主要從事服務貿易和對外直接投資研究。

A

1005-1007(2016)09-0064-11