摘 要 不同群體內(nèi)的收入不平等程度有較大的差別, 對投資的影響路徑和影響效果也不盡相同, 因此用總體收入不平等指標來探究收入不平等和投資的關(guān)系很可能會得出不一致的結(jié)論. 建立了信息不對稱下的投資決策模型, 根據(jù)模型結(jié)論區(qū)分了高收入和低收入兩類人群并構(gòu)建了兩類人群內(nèi)部各自的收入不平等程度和低收入人群人口比例這三個變量, 研究了這三種收入不平等變量通過金融市場信息不對稱、儲蓄和消費等渠道對地區(qū)投資的直接效應(yīng)和空間效應(yīng). 然后在基于空間計量模型的經(jīng)驗分析中用不同倍數(shù)的貧困標準收入值來劃分兩類人群, 以 25 個省級區(qū)域在 2010-2016 年間的雙年度面板數(shù)據(jù)為樣本進行了檢驗. 結(jié)果顯示, 在不同倍數(shù)的貧困標準收入劃分下, 低收入家庭內(nèi)部收入不平等對總投資沒有顯著影響; 高收入家庭內(nèi)部收入不平等對投資的直接效應(yīng)大多都顯著為負、間接效應(yīng)和總效應(yīng)也都顯著為負; 低收入家庭比例對投資的直接效應(yīng)大多顯著為負, 間接效應(yīng)不顯著, 總效應(yīng)也為負只是顯著性較差. 該回歸結(jié)果在不同的空間權(quán)重矩陣和不同的收入不平等程度的計算指標下都保持一致, 具有較強的穩(wěn)健性. 研究結(jié)果表明降低高收入家庭內(nèi)部收入不平等和低收入家庭比例是促進社會投資的有效途徑.
關(guān)鍵詞: 收入不平等 社會投資 空間計量 信息不對稱
1 引言
改革開放以來, 中國經(jīng)濟增長迅速, 社會投資額持續(xù)增加, 居民人均可支配收入大幅提升, 從 2000 年的 3721.34 元上升至 2019 年的 30732.85 元. 人們的消費更加多元化, 在滿足基本的衣食住行需求之外, 居民在教育文化娛樂和健康上的支出也在增加, 這些支出占總消費支出的比重近年來都在 20%左右. 相應(yīng)的居民的人力資本水平也在提高, 就業(yè)人員中接受高中及以上教育的人口比例從 2010 年的 23.99%上升至 2017 年的 37.4%.
經(jīng)濟師職稱論文范例：鄉(xiāng)村振興視角下工商資本下鄉(xiāng)對農(nóng)民收入的影響
隨著錢袋子逐漸鼓起來, 人們也開始參與各種金融活動, 金融市場的規(guī)模也在日益增大, 2019 年的社會融資規(guī)模增量已達到 256735.1 億元, 相比 2002 年上升了近 12 倍.但與此同時中國也面臨著許多發(fā)展不平衡不充分的問題. 金融市場融資難融資貴的現(xiàn)象一直存在, 由于信息不對稱下的委托代理問題, 許多企業(yè)受到融資約束的限制而無法籌集足夠的資金開展正現(xiàn)值的投資項目[1]. 居民收入不平等程度也一直處于高位, 2003 至 2019 年全國基尼系數(shù)都在 0.46 以上, 遠高于 0.4 的國際警戒線 . 在總體收入不平等程度較高之外,不同群體內(nèi)部的收入不平等程度也有很大差異.
顯示了 2010、2012、2014 和 2016 年收入五等分組內(nèi)部的基尼系數(shù)和整體的基尼系數(shù), 可以看到中間三組中等收入群體內(nèi)部的基尼系數(shù)很小, 而高收入組和低收入組內(nèi)部的基尼系數(shù)非常接近, 都在 0.4 左右. 在考慮了不同收入群體之間的差距后, 總體基尼系數(shù)明顯增高. 收入五等份組的組內(nèi)泰爾指數(shù)對總體泰爾指數(shù)的貢獻度都在 30%以上, 而組間泰爾指數(shù)的貢獻度都在 60%左右. 因此不同群體內(nèi)部以及群體之間的收入不平等程度存在較大差別, 但都是總體收入不平等的重要來源.
根據(jù)金融理論, 金融市場的不完善會影響社會資源的有效配置, 從而可能會阻礙經(jīng)濟增長, 那么收入不平等程度的擴大是否會通過金融市場不完善進一步影響資源配置效率從而阻礙投資和增長呢? 此外, 隨著收入水平的升高, 居民的總儲蓄也有所提高.
可以看出收入水平越高, 居民的儲蓄率也越高. 那么收入不平等程度的變化是否還會通過總儲蓄影響投資資金供給進而影響總投資? 同時, 當(dāng)社會總收入保持不變時, 儲蓄的變動也意味著消費的變動. 那么收入不平等程度的變化是否還會通過消費需求而對投資需求產(chǎn)生影響呢? 由于地區(qū)之間的資本市場和產(chǎn)品市場并不是完全分割的, 某地區(qū)的投資資金供給可能來源于其余地區(qū)的儲蓄, 某地區(qū)的投資需求也可能會受其余地區(qū)消費需求的影響. 那么某地區(qū)收入不平等變動是否還會通過儲蓄和消費變動而對區(qū)域投資具有一定的空間影響呢? 最后不同收入群體內(nèi)的收入不平等程度也各不相同.
那么不同群體內(nèi)的收入不平等程度是否都會對整個社會投資產(chǎn)生影響呢?如果影響有所不同, 那么用整體收入不平等指標來探究收入不平等和投資的關(guān)系很可能就會得出不一致的結(jié)論 . 為了全面了解收入不平等對投資的作用機制和作用效果, 我們必須對以上問題做出回答. 這些問題的回答對于調(diào)節(jié)收入平等和促進經(jīng)濟增長、促進經(jīng)濟和諧發(fā)展具有重要意義.
為了回答上述問題, 本文首先建立了個人投資決策模型, 根據(jù)理論模型的分析結(jié)論區(qū)分了高收入和低收入兩類人群, 并構(gòu)造了和理論模型分析結(jié)論相對應(yīng)的三種收入不平等變量——低收入家庭內(nèi)部收入不平等程度、高收入家庭內(nèi)部收入不平等程度以及低收入家庭比例,分析了這三個變量是如何通過金融市場信息不對稱、儲蓄和消費而對地區(qū)投資需求和投資資金供給產(chǎn)生影響, 并最終對均衡投資額產(chǎn)生影響.
然后本文以中國各省、直轄市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)為樣本, 用空間計量模型研究了某個區(qū)域的三種收入不平等變量對該區(qū)域投資的直接效應(yīng)以及對其余地區(qū)投資的空間溢出效應(yīng).本文的結(jié)構(gòu)安排如下: 第二部分對已有的相關(guān)研究文獻進行了梳理, 并指出本文的貢獻;第三部分構(gòu)建了信息不對稱下的投資決策模型, 探討了三種收入不平等變量通過金融市場信息不對稱、儲蓄和消費等渠道而對地區(qū)投資產(chǎn)生的直接影響和空間影響; 第四部分說明了變量與數(shù)據(jù)的處理過程, 并對計量模型進行了選擇; 第五部分為計量回歸結(jié)果分析; 第六部分對回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗; 第七部分對本文進行了總結(jié).
2 文獻綜述
現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)收入不平等可以通過政府稅收、社會不穩(wěn)定性以及金融市場不完善等渠道對社會投資產(chǎn)生影響 [9]. 當(dāng)收入不平等程度過高時低收入群體會要求政府提高稅率, 而這會扭曲資源配置, 降低社會投資[10,11]. 而 Li 和 Zou[12]卻認為當(dāng)收入分布更加平等時, 中等收入階級會要求政府增加公共支出并提高稅率, 因此投資和增長將降低. 收入不平等程度的擴大還將增加社會不滿情緒, 提高社會不穩(wěn)定性進而減少投資激勵[13]. Alesina 和 Perotti[2]對71 個樣本國家 1960 至 1985 年的數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)上述結(jié)論成立.
而在金融市場不完善渠道的研究中, Bernanke 和Gertler[14]較早考慮了在金融市場不完善下個人收入情況對投資決策的影響. 在金融市場信息不對稱下, 由于投資者無法準確的觀察到企業(yè)家的投資行為, 企業(yè)家可能會有偷懶或者攜款潛逃等獲取私利的動機, 從而損害投資項目的整體收益和投資者的回報. 因此, 投資者會要求企業(yè)家將足夠的自有資金投入到投資項目中, 以減小企業(yè)家獲取私利的動機. 那些自有資金不足的企業(yè)家往往就不能借到足夠的資金進行投資.
這里自有資金和抵押品的作用相類似, 能降低借貸行為中由于信息不對稱導(dǎo)致的道德風(fēng)險和逆向選擇風(fēng)險[15-16]. Holmstrom 和 Tirole[17]進一步指出即使考慮到金融中介的信用增強作用, 上述由于信息不對稱導(dǎo)致的融資約束現(xiàn)象依然存在. 從宏觀層面上來看,收入不平等程度的加劇可能會使更多低收入群體受到融資約束限制而無法進行充分的投資,因而總社會投資可能會由于收入不平等的增加而降低.
Galor和Zeira[18]和Aghion和Bolton[19]分別構(gòu)建了理論模型, 認為在金融市場不完善時, 較大的收入不平等程度將使更多人將受到融資約束的限制而無法開展充分的人力資本和物資資本投資, 最終經(jīng)濟總投資額下降.Fishman 和 Simhon[20]則從專業(yè)化技能投資的角度出發(fā), 認為金融市場不完善限制了低收入群體在專業(yè)化技能上的投資, 收入不平等程度越大的社會中勞動分工將越不明顯, 總投資和產(chǎn)出也將越低.
從上述文獻梳理可知, 在金融市場信息不對稱下, 由于融資約束現(xiàn)象的存在, 一個給定的投資項目能否得以開展取決于企業(yè)家自身收入的高低. 然而不同個體成為企業(yè)家從而擁有投資項目的可能性是不同的, 社會總投資和社會中存在的投資項目的數(shù)量密切相關(guān). 很多學(xué)者發(fā)現(xiàn)當(dāng)存在借貸約束時, 收入越高的人群會進行更多的人力資本投資[21], 成為發(fā)明家以及企業(yè)家的概率會更大[22,23].
Lochner 和 Monge-Naranjo[24]認為收入越高的家庭的子女有越大的可能性接受大學(xué)教育, 而政府的助學(xué)貸款項目以及私人借貸都會放寬低收入群體的融資約束, 促進大學(xué)教育參與率的提高. Samaniego 和 Sun[25]通過構(gòu)建理論模型認為勞動收入的升高能夠放寬借貸約束的限制從而使更多的人接受大學(xué)教育, 并最終有更大的機會成為企業(yè)家. 由于不同收入人群的人力資本水平存在較大差異, 當(dāng)收入不平等程度變化時, 社會平均人力資本水平也會發(fā)生改變, 企業(yè)家的數(shù)量以及發(fā)明創(chuàng)造的可能性也會隨之改變, 這些都將對社會投資項目的數(shù)量進而社會投資額產(chǎn)生影響.
收入不平等還會影響總儲蓄和總消費. 目前文獻發(fā)現(xiàn)更富有人群的儲蓄率也會更高[26,27], 原因可能在于富有人群有更強的遺產(chǎn)饋贈動機[28]以及財富的積累能給家庭帶來如權(quán)利和社會地位等額外效用[29]. Chu 和 Wen[30]利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(China Family PanelStudies, CFPS)也發(fā)現(xiàn)儲蓄率和家庭收入水平正相關(guān), 社會收入差距越大, 總儲蓄率越高. 個人會在儲蓄和消費之間來分配收入. 在社會總收入保持不變時, 收入不平等程度的增加將提高總儲蓄, 同時也會降低總消費. 儲蓄會通過投資資金供給影響投資, 而消費則會通過影響生產(chǎn)需求而影響投資需求.
因此收入不平等還將通過儲蓄和消費對投資額產(chǎn)生影響.總體來看, 在金融市場信息不對稱下, 收入不平等程度的擴大將使更多低收入群體面臨融資約束的限制而無法開展充分的物資資本以及人力資本投資. 當(dāng)居民人力資本水平隨收入而增加時, 收入不平等還將影響社會總體發(fā)明創(chuàng)造的能力和企業(yè)家的數(shù)量而影響總投資此外, 收入不平等還會通過儲蓄和消費分別對投資資金供給和投資需求產(chǎn)生影響, 進而影響均衡投資.和以往文獻不同的是,
第一, 本文建立了理論模型, 綜合考慮了收入不平等通過金融市場信息不對稱、儲蓄和消費對投資需求和投資資金供給, 進而對均衡投資額的影響, 因而本文研究更加全面詳盡, 對以往相關(guān)文獻進行了有益的補充.
第二, 本文研究了三種細分的收入不平等變量對投資的不同影響. Gobbin 等[31] 指出收入不平等的衡量方式多種多樣, 在具體問題研究中, 為了確保估計的準確性, 研究者需要根據(jù)模型分析結(jié)論采用與模型相一致的收入不平等衡量方式. 因此本文根據(jù)理論模型的分析結(jié)論, 將人群分為高收入和低收入兩類并構(gòu)造了和理論模型分析結(jié)論相對應(yīng)的三種收入不平等變量——低收入家庭占比、低收入家庭內(nèi)部的收入不平等以及高收入家庭內(nèi)部的收入不平等, 研究它們對地區(qū)投資的不同影響.三種收入不平等變量對投資的影響路徑不盡相同, 如果采用整體收入不平等指標進行研究則很可能無法得出一致的結(jié)論, 并且在整體收入不平等指標下也很難對每種細分收入不平等變量的影響效果進行檢驗.
第三, 本文用空間計量模型檢驗了收入不平等對投資的空間溢出效應(yīng). 考慮到地區(qū)之間資本市場的流動性, 某地區(qū)投資所需的資金可能來源于其余地區(qū)的儲蓄, 因此其余地區(qū)收入不平等可能會通過儲蓄對某地區(qū)的投資資金供給, 進而投資額產(chǎn)生影響. 同時地區(qū)之間產(chǎn)品市場也是流動的, 某地區(qū)生產(chǎn)的產(chǎn)品會服務(wù)于全國市場, 地區(qū)生產(chǎn)商也會根據(jù)其余地區(qū)的消費需求而決定本地區(qū)的生產(chǎn)需求, 進而投資需求. 因此其余地區(qū)收入不平等可能會通過消費而對某地區(qū)的投資需求, 進而投資額產(chǎn)生影響. 此外, 地區(qū)投資之間可能會由于產(chǎn)業(yè)互補而存在正向空間相關(guān)性, 也可能由于產(chǎn)業(yè)競爭而存在負向空間相關(guān)性. 綜合上述分析, 本文的研究問題比較符合空間計量模型的特征, 因此本文用空間計量模型進行了回歸分析.
3 理論推導(dǎo)
在金融市場信息不對稱下, 個人的投資決策往往會受到其初始收入水平的限制. 本文先來分析收入不平等通過金融市場信息不對稱渠道對投資的影響機制.一般來說公司是投資行為的主要載體, 但是公司是由許多人組成的集合體, 企業(yè)家是公司的靈魂. 企業(yè)家首先產(chǎn)生可行的投資項目的想法, 然后進行融資、項目實施和最后的利潤分配. 公司的凈資產(chǎn)越多通常也意味著企業(yè)家的收入越高.
因此本文用企業(yè)家的投資決策行為來類比公司的投資行為, 這樣就可以為收入不平等對投資的影響研究提供一定的微觀基礎(chǔ). 由于社會中投資項目的種類、金額以及回報率等都具有較大的異質(zhì)性, 因此和宏觀經(jīng)濟模型中的代表性消費者的假設(shè)相類似, 本文對投資項目進行了抽象化的處理, 假設(shè)每個企業(yè)家都擁有一單位相同的代表性投資項目, 該代表性投資項目的投資金額固定為 1.
本文先分析在金融市場信息不對稱下, 擁有投資項目的企業(yè)家是否會由于外界的融資約束或者內(nèi)在的成本收益考量而被動或主動的放棄投資項目, 也即給定的投資項目能否得到執(zhí)行. 然后本文考慮地區(qū)加總的投資需求. 由于不同收入個體成為企業(yè)家的可能性是不同的, 也即不同收入群體中企業(yè)家的數(shù)量是不同的, 該群體的人力資本程度越高則越有可能出現(xiàn)更多的企業(yè)家從而有更多的投資項目. 因此地區(qū)加總的投資需求取決于該地區(qū)產(chǎn)生的投資項目的總量以及投資項目能否得到執(zhí)行. 本文接下來對金融市場信息不對稱下企業(yè)家的投資決策行為進行分析.
4 變量、數(shù)據(jù)與計量模型
4.1 變量與數(shù)據(jù)
4.1.1 收入不平等變量
本文用中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)來計算理論模型中的三個收入不平等變量. 由于基尼系數(shù)是計算群體收入不平等程度的常見指標, 因此本文用基尼系數(shù)來計算高收入家庭和低收入家庭內(nèi)部的收入不平等程度. CHFS 覆蓋了中國大部分地區(qū), 對家庭的資產(chǎn)、負債以及收入支出等都進行了調(diào)查統(tǒng)計, 連續(xù)涵蓋了 2010、2012、2014 和 2016 每年 25 個省、直轄市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)11, 具有較高的代表性. 因此本文的收入不平等變量最終包含了 4 年,25 個省級區(qū)域, 共 100 個觀測值. 本文用可支配收入12來衡量家庭自有資金. 該收入是稅后可支配收入, 因此本文的研究將政府再分配政策的影響排除在外.
5結(jié)論
本文構(gòu)建了信息不對稱下個人投資決策模型, 根據(jù)理論模型的分析結(jié)論區(qū)分了高收入和低收入兩類人群, 并構(gòu)造了和模型分析結(jié)論相對應(yīng)的三種細分收入不平等變量——低收入家庭人口占比、低收入家庭內(nèi)部收入不平等和高收入家庭內(nèi)部收入不平等, 綜合研究了三種收入不平等變量通過金融市場信息不對稱、消費和儲蓄而對地區(qū)投資需求和投資資金供給的影響.
在金融市場信息不對稱下, 低收入家庭將面臨融資約束的限制無法籌集足夠的資金開展投資項目, 因此低收入家庭比例越高, 投資需求應(yīng)該越低; 而低收入家庭內(nèi)部收入不平等預(yù)期不會對投資需求產(chǎn)生影響; 高收入家庭內(nèi)部收入不平等會通過影響平均人力資本水平而影響總投資項目的數(shù)量進而影響投資需求.
如果高收入者增加一單位收入帶來的投資項目可能性的增加少于低收入者減小一單位收入帶來的投資項目可能性的減小, 那么高收入家庭內(nèi)部收入不平等的增大將降低投資需求. 此外, 由于儲蓄率隨收入遞增, 因此當(dāng)保持地區(qū)總收入不變時, 低收入家庭人口占比的增加以及低收入家庭和高收入家庭內(nèi)部收入不平等的增加都將提高總儲蓄額, 但同時也會降低消費. 儲蓄的增加將提高投資資金供給進而促進投資, 而消費的降低則會降低生產(chǎn)需求從而降低投資需求. 最后考慮到資本市場和產(chǎn)品市場的地區(qū)流動性, 三種收入不平等變量還將通過儲蓄和消費對其余地區(qū)的投資資金供給和投資需求產(chǎn)生影響, 因而對其余地區(qū)投資可能具有一定的空間溢出效應(yīng).
本文以 25 個省級區(qū)域在 2010-2016 年間的雙年度面板數(shù)據(jù)為樣本, 用不同倍數(shù)的貧困標準收入值來劃分兩類人群并據(jù)此計算三種收入不平等變量, 通過空間計量回歸來檢驗三種收入不平等變量對投資的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng). 結(jié)果顯示, 除了個別倍數(shù)貧困標準回歸之外, 低收入家庭內(nèi)部收入不平等對投資的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都不顯著, 在所有倍數(shù)貧困標準回歸下, 低收入家庭內(nèi)部收入不平等對投資的總效應(yīng)都不顯著.
高收入家庭內(nèi)部收入不平等對投資的直接效應(yīng)大多顯著為負、間接效應(yīng)和總效應(yīng)都顯著為負. 低收入家庭占比對投資的直接效應(yīng)大多都顯著為負, 間接效應(yīng)大多都不顯著, 總效應(yīng)也為負, 但顯著性較差. 當(dāng)更換空間權(quán)重矩陣以及收入不平等程度的計算方法時, 上述回歸結(jié)果也基本保持一致,因此回歸結(jié)果具有很高的穩(wěn)健性.本文的研究顯示不同形式的收入不平等變量對地區(qū)投資的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)都不盡相同, 而以往相關(guān)的文獻較少對此進行了區(qū)分. 用整體收入不平等指標進行研究很可能會得出不一致的結(jié)論.
在本文的研究結(jié)論下, 高收入家庭內(nèi)部收入不平等對投資的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)都為負, 因此降低高收入群體內(nèi)部的收入不平等程度對促進社會投資具有積極意義. 而對于低收入群體來說, 該群體內(nèi)部的收入不平等程度對總投資沒有顯著影響,而該群體人口比例對投資的直接效應(yīng)為負, 總效應(yīng)也為負只是顯著性較差. 因此相較于降低低收入群體內(nèi)部收入不平等來說, 降低低收入群體人口比例能更有效的提升社會投資.
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作者：金洪飛 陳瑩瑩
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