摘 要 不同群體內(nèi)的收入不平等程度有較大的差別, 對(duì)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(biāo)來(lái)探究收入不平等和投資的關(guān)系很可能會(huì)得出不一致的結(jié)論. 建立了信息不對(duì)稱(chēng)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(lèi)人群并構(gòu)建了兩類(lèi)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(gè)變量, 研究了這三種收入不平等變量通過(guò)金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)、儲(chǔ)蓄和消費(fèi)等渠道對(duì)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(jì)量模型的經(jīng)驗(yàn)分析中用不同倍數(shù)的貧困標(biāo)準(zhǔn)收入值來(lái)劃分兩類(lèi)人群, 以 25 個(gè)省級(jí)區(qū)域在 2010-2016 年間的雙年度面板數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行了檢驗(yàn). 結(jié)果顯示, 在不同倍數(shù)的貧困標(biāo)準(zhǔn)收入劃分下, 低收入家庭內(nèi)部收入不平等對(duì)總投資沒(méi)有顯著影響; 高收入家庭內(nèi)部收入不平等對(duì)投資的直接效應(yīng)大多都顯著為負(fù)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)也都顯著為負(fù); 低收入家庭比例對(duì)投資的直接效應(yīng)大多顯著為負(fù), 間接效應(yīng)不顯著, 總效應(yīng)也為負(fù)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(jì)算指標(biāo)下都保持一致, 具有較強(qiáng)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(jìn)社會(huì)投資的有效途徑.

　　關(guān)鍵詞: 收入不平等 社會(huì)投資 空間計(jì)量 信息不對(duì)稱(chēng)

　　1 引言

　　改革開(kāi)放以來(lái), 中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)迅速, 社會(huì)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(fèi)更加多元化, 在滿(mǎn)足基本的衣食住行需求之外, 居民在教育文化娛樂(lè)和健康上的支出也在增加, 這些支出占總消費(fèi)支出的比重近年來(lái)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(jì)師職稱(chēng)論文范例：鄉(xiāng)村振興視角下工商資本下鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)民收入的影響

　　隨著錢(qián)袋子逐漸鼓起來(lái), 人們也開(kāi)始參與各種金融活動(dòng), 金融市場(chǎng)的規(guī)模也在日益增大, 2019 年的社會(huì)融資規(guī)模增量已達(dá)到 256735.1 億元, 相比 2002 年上升了近 12 倍.但與此同時(shí)中國(guó)也面臨著許多發(fā)展不平衡不充分的問(wèn)題. 金融市場(chǎng)融資難融資貴的現(xiàn)象一直存在, 由于信息不對(duì)稱(chēng)下的委托代理問(wèn)題, 許多企業(yè)受到融資約束的限制而無(wú)法籌集足夠的資金開(kāi)展正現(xiàn)值的投資項(xiàng)目[1]. 居民收入不平等程度也一直處于高位, 2003 至 2019 年全國(guó)基尼系數(shù)都在 0.46 以上, 遠(yuǎn)高于 0.4 的國(guó)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(duì)總體泰爾指數(shù)的貢獻(xiàn)度都在 30%以上, 而組間泰爾指數(shù)的貢獻(xiàn)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(lái)源.

　　根據(jù)金融理論, 金融市場(chǎng)的不完善會(huì)影響社會(huì)資源的有效配置, 從而可能會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng), 那么收入不平等程度的擴(kuò)大是否會(huì)通過(guò)金融市場(chǎng)不完善進(jìn)一步影響資源配置效率從而阻礙投資和增長(zhǎng)呢? 此外, 隨著收入水平的升高, 居民的總儲(chǔ)蓄也有所提高.

　　可以看出收入水平越高, 居民的儲(chǔ)蓄率也越高. 那么收入不平等程度的變化是否還會(huì)通過(guò)總儲(chǔ)蓄影響投資資金供給進(jìn)而影響總投資? 同時(shí), 當(dāng)社會(huì)總收入保持不變時(shí), 儲(chǔ)蓄的變動(dòng)也意味著消費(fèi)的變動(dòng). 那么收入不平等程度的變化是否還會(huì)通過(guò)消費(fèi)需求而對(duì)投資需求產(chǎn)生影響呢? 由于地區(qū)之間的資本市場(chǎng)和產(chǎn)品市場(chǎng)并不是完全分割的, 某地區(qū)的投資資金供給可能來(lái)源于其余地區(qū)的儲(chǔ)蓄, 某地區(qū)的投資需求也可能會(huì)受其余地區(qū)消費(fèi)需求的影響. 那么某地區(qū)收入不平等變動(dòng)是否還會(huì)通過(guò)儲(chǔ)蓄和消費(fèi)變動(dòng)而對(duì)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(huì)對(duì)整個(gè)社會(huì)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(biāo)來(lái)探究收入不平等和投資的關(guān)系很可能就會(huì)得出不一致的結(jié)論 . 為了全面了解收入不平等對(duì)投資的作用機(jī)制和作用效果, 我們必須對(duì)以上問(wèn)題做出回答. 這些問(wèn)題的回答對(duì)于調(diào)節(jié)收入平等和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)和諧發(fā)展具有重要意義.

　　為了回答上述問(wèn)題, 本文首先建立了個(gè)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(lèi)人群, 并構(gòu)造了和理論模型分析結(jié)論相對(duì)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(gè)變量是如何通過(guò)金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)、儲(chǔ)蓄和消費(fèi)而對(duì)地區(qū)投資需求和投資資金供給產(chǎn)生影響, 并最終對(duì)均衡投資額產(chǎn)生影響.

　　然后本文以中國(guó)各省、直轄市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)為樣本, 用空間計(jì)量模型研究了某個(gè)區(qū)域的三種收入不平等變量對(duì)該區(qū)域投資的直接效應(yīng)以及對(duì)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(duì)已有的相關(guān)研究文獻(xiàn)進(jìn)行了梳理, 并指出本文的貢獻(xiàn);第三部分構(gòu)建了信息不對(duì)稱(chēng)下的投資決策模型, 探討了三種收入不平等變量通過(guò)金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)、儲(chǔ)蓄和消費(fèi)等渠道而對(duì)地區(qū)投資產(chǎn)生的直接影響和空間影響; 第四部分說(shuō)明了變量與數(shù)據(jù)的處理過(guò)程, 并對(duì)計(jì)量模型進(jìn)行了選擇; 第五部分為計(jì)量回歸結(jié)果分析; 第六部分對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn); 第七部分對(duì)本文進(jìn)行了總結(jié).

　　2 文獻(xiàn)綜述

　　現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)收入不平等可以通過(guò)政府稅收、社會(huì)不穩(wěn)定性以及金融市場(chǎng)不完善等渠道對(duì)社會(huì)投資產(chǎn)生影響 [9]. 當(dāng)收入不平等程度過(guò)高時(shí)低收入群體會(huì)要求政府提高稅率, 而這會(huì)扭曲資源配置, 降低社會(huì)投資[10,11]. 而 Li 和 Zou[12]卻認(rèn)為當(dāng)收入分布更加平等時(shí), 中等收入階級(jí)會(huì)要求政府增加公共支出并提高稅率, 因此投資和增長(zhǎng)將降低. 收入不平等程度的擴(kuò)大還將增加社會(huì)不滿(mǎn)情緒, 提高社會(huì)不穩(wěn)定性進(jìn)而減少投資激勵(lì)[13]. Alesina 和 Perotti[2]對(duì)71 個(gè)樣本國(guó)家 1960 至 1985 年的數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)上述結(jié)論成立.

　　而在金融市場(chǎng)不完善渠道的研究中, Bernanke 和Gertler[14]較早考慮了在金融市場(chǎng)不完善下個(gè)人收入情況對(duì)投資決策的影響. 在金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)下, 由于投資者無(wú)法準(zhǔn)確的觀察到企業(yè)家的投資行為, 企業(yè)家可能會(huì)有偷懶或者攜款潛逃等獲取私利的動(dòng)機(jī), 從而損害投資項(xiàng)目的整體收益和投資者的回報(bào). 因此, 投資者會(huì)要求企業(yè)家將足夠的自有資金投入到投資項(xiàng)目中, 以減小企業(yè)家獲取私利的動(dòng)機(jī). 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(jìn)行投資.

　　這里自有資金和抵押品的作用相類(lèi)似, 能降低借貸行為中由于信息不對(duì)稱(chēng)導(dǎo)致的道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇風(fēng)險(xiǎn)[15-16]. Holmstrom 和 Tirole[17]進(jìn)一步指出即使考慮到金融中介的信用增強(qiáng)作用, 上述由于信息不對(duì)稱(chēng)導(dǎo)致的融資約束現(xiàn)象依然存在. 從宏觀層面上來(lái)看,收入不平等程度的加劇可能會(huì)使更多低收入群體受到融資約束限制而無(wú)法進(jìn)行充分的投資,因而總社會(huì)投資可能會(huì)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(rèn)為在金融市場(chǎng)不完善時(shí), 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(wú)法開(kāi)展充分的人力資本和物資資本投資, 最終經(jīng)濟(jì)總投資額下降.Fishman 和 Simhon[20]則從專(zhuān)業(yè)化技能投資的角度出發(fā), 認(rèn)為金融市場(chǎng)不完善限制了低收入群體在專(zhuān)業(yè)化技能上的投資, 收入不平等程度越大的社會(huì)中勞動(dòng)分工將越不明顯, 總投資和產(chǎn)出也將越低.

　　從上述文獻(xiàn)梳理可知, 在金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)下, 由于融資約束現(xiàn)象的存在, 一個(gè)給定的投資項(xiàng)目能否得以開(kāi)展取決于企業(yè)家自身收入的高低. 然而不同個(gè)體成為企業(yè)家從而擁有投資項(xiàng)目的可能性是不同的, 社會(huì)總投資和社會(huì)中存在的投資項(xiàng)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(shí), 收入越高的人群會(huì)進(jìn)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(huì)更大[22,23].

　　Lochner 和 Monge-Naranjo[24]認(rèn)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(xiàng)目以及私人借貸都會(huì)放寬低收入群體的融資約束, 促進(jìn)大學(xué)教育參與率的提高. Samaniego 和 Sun[25]通過(guò)構(gòu)建理論模型認(rèn)為勞動(dòng)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(jī)會(huì)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(shí), 社會(huì)平均人力資本水平也會(huì)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(huì)隨之改變, 這些都將對(duì)社會(huì)投資項(xiàng)目的數(shù)量進(jìn)而社會(huì)投資額產(chǎn)生影響.

　　收入不平等還會(huì)影響總儲(chǔ)蓄和總消費(fèi). 目前文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)更富有人群的儲(chǔ)蓄率也會(huì)更高[26,27], 原因可能在于富有人群有更強(qiáng)的遺產(chǎn)饋贈(zèng)動(dòng)機(jī)[28]以及財(cái)富的積累能給家庭帶來(lái)如權(quán)利和社會(huì)地位等額外效用[29]. Chu 和 Wen[30]利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(China Family PanelStudies, CFPS)也發(fā)現(xiàn)儲(chǔ)蓄率和家庭收入水平正相關(guān), 社會(huì)收入差距越大, 總儲(chǔ)蓄率越高. 個(gè)人會(huì)在儲(chǔ)蓄和消費(fèi)之間來(lái)分配收入. 在社會(huì)總收入保持不變時(shí), 收入不平等程度的增加將提高總儲(chǔ)蓄, 同時(shí)也會(huì)降低總消費(fèi). 儲(chǔ)蓄會(huì)通過(guò)投資資金供給影響投資, 而消費(fèi)則會(huì)通過(guò)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(guò)儲(chǔ)蓄和消費(fèi)對(duì)投資額產(chǎn)生影響.總體來(lái)看, 在金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)下, 收入不平等程度的擴(kuò)大將使更多低收入群體面臨融資約束的限制而無(wú)法開(kāi)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(shí), 收入不平等還將影響社會(huì)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(huì)通過(guò)儲(chǔ)蓄和消費(fèi)分別對(duì)投資資金供給和投資需求產(chǎn)生影響, 進(jìn)而影響均衡投資.和以往文獻(xiàn)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(guò)金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)、儲(chǔ)蓄和消費(fèi)對(duì)投資需求和投資資金供給, 進(jìn)而對(duì)均衡投資額的影響, 因而本文研究更加全面詳盡, 對(duì)以往相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行了有益的補(bǔ)充.

　　第二, 本文研究了三種細(xì)分的收入不平等變量對(duì)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(wèn)題研究中, 為了確保估計(jì)的準(zhǔn)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(lèi)并構(gòu)造了和理論模型分析結(jié)論相對(duì)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(duì)地區(qū)投資的不同影響.三種收入不平等變量對(duì)投資的影響路徑不盡相同, 如果采用整體收入不平等指標(biāo)進(jìn)行研究則很可能無(wú)法得出一致的結(jié)論, 并且在整體收入不平等指標(biāo)下也很難對(duì)每種細(xì)分收入不平等變量的影響效果進(jìn)行檢驗(yàn).

　　第三, 本文用空間計(jì)量模型檢驗(yàn)了收入不平等對(duì)投資的空間溢出效應(yīng). 考慮到地區(qū)之間資本市場(chǎng)的流動(dòng)性, 某地區(qū)投資所需的資金可能來(lái)源于其余地區(qū)的儲(chǔ)蓄, 因此其余地區(qū)收入不平等可能會(huì)通過(guò)儲(chǔ)蓄對(duì)某地區(qū)的投資資金供給, 進(jìn)而投資額產(chǎn)生影響. 同時(shí)地區(qū)之間產(chǎn)品市場(chǎng)也是流動(dòng)的, 某地區(qū)生產(chǎn)的產(chǎn)品會(huì)服務(wù)于全國(guó)市場(chǎng), 地區(qū)生產(chǎn)商也會(huì)根據(jù)其余地區(qū)的消費(fèi)需求而決定本地區(qū)的生產(chǎn)需求, 進(jìn)而投資需求. 因此其余地區(qū)收入不平等可能會(huì)通過(guò)消費(fèi)而對(duì)某地區(qū)的投資需求, 進(jìn)而投資額產(chǎn)生影響. 此外, 地區(qū)投資之間可能會(huì)由于產(chǎn)業(yè)互補(bǔ)而存在正向空間相關(guān)性, 也可能由于產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)而存在負(fù)向空間相關(guān)性. 綜合上述分析, 本文的研究問(wèn)題比較符合空間計(jì)量模型的特征, 因此本文用空間計(jì)量模型進(jìn)行了回歸分析.

　　3 理論推導(dǎo)

　　在金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)下, 個(gè)人的投資決策往往會(huì)受到其初始收入水平的限制. 本文先來(lái)分析收入不平等通過(guò)金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)渠道對(duì)投資的影響機(jī)制.一般來(lái)說(shuō)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(xiàng)目的想法, 然后進(jìn)行融資、項(xiàng)目實(shí)施和最后的利潤(rùn)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(lái)類(lèi)比公司的投資行為, 這樣就可以為收入不平等對(duì)投資的影響研究提供一定的微觀基礎(chǔ). 由于社會(huì)中投資項(xiàng)目的種類(lèi)、金額以及回報(bào)率等都具有較大的異質(zhì)性, 因此和宏觀經(jīng)濟(jì)模型中的代表性消費(fèi)者的假設(shè)相類(lèi)似, 本文對(duì)投資項(xiàng)目進(jìn)行了抽象化的處理, 假設(shè)每個(gè)企業(yè)家都擁有一單位相同的代表性投資項(xiàng)目, 該代表性投資項(xiàng)目的投資金額固定為 1.

　　本文先分析在金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)下, 擁有投資項(xiàng)目的企業(yè)家是否會(huì)由于外界的融資約束或者內(nèi)在的成本收益考量而被動(dòng)或主動(dòng)的放棄投資項(xiàng)目, 也即給定的投資項(xiàng)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(gè)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(xiàng)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(xiàng)目的總量以及投資項(xiàng)目能否得到執(zhí)行. 本文接下來(lái)對(duì)金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)下企業(yè)家的投資決策行為進(jìn)行分析.

　　4 變量、數(shù)據(jù)與計(jì)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(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)來(lái)計(jì)算理論模型中的三個(gè)收入不平等變量. 由于基尼系數(shù)是計(jì)算群體收入不平等程度的常見(jiàn)指標(biāo), 因此本文用基尼系數(shù)來(lái)計(jì)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(guó)大部分地區(qū), 對(duì)家庭的資產(chǎn)、負(fù)債以及收入支出等都進(jìn)行了調(diào)查統(tǒng)計(jì), 連續(xù)涵蓋了 2010、2012、2014 和 2016 每年 25 個(gè)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(gè)省級(jí)區(qū)域, 共 100 個(gè)觀測(cè)值. 本文用可支配收入12來(lái)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(duì)稱(chēng)下個(gè)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(lèi)人群, 并構(gòu)造了和模型分析結(jié)論相對(duì)應(yīng)的三種細(xì)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(guò)金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)、消費(fèi)和儲(chǔ)蓄而對(duì)地區(qū)投資需求和投資資金供給的影響.

　　在金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)下, 低收入家庭將面臨融資約束的限制無(wú)法籌集足夠的資金開(kāi)展投資項(xiàng)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(huì)對(duì)投資需求產(chǎn)生影響; 高收入家庭內(nèi)部收入不平等會(huì)通過(guò)影響平均人力資本水平而影響總投資項(xiàng)目的數(shù)量進(jìn)而影響投資需求.

　　如果高收入者增加一單位收入帶來(lái)的投資項(xiàng)目可能性的增加少于低收入者減小一單位收入帶來(lái)的投資項(xiàng)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(chǔ)蓄率隨收入遞增, 因此當(dāng)保持地區(qū)總收入不變時(shí), 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(chǔ)蓄額, 但同時(shí)也會(huì)降低消費(fèi). 儲(chǔ)蓄的增加將提高投資資金供給進(jìn)而促進(jìn)投資, 而消費(fèi)的降低則會(huì)降低生產(chǎn)需求從而降低投資需求. 最后考慮到資本市場(chǎng)和產(chǎn)品市場(chǎng)的地區(qū)流動(dòng)性, 三種收入不平等變量還將通過(guò)儲(chǔ)蓄和消費(fèi)對(duì)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(duì)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(gè)省級(jí)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(biāo)準(zhǔn)收入值來(lái)劃分兩類(lèi)人群并據(jù)此計(jì)算三種收入不平等變量, 通過(guò)空間計(jì)量回歸來(lái)檢驗(yàn)三種收入不平等變量對(duì)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(gè)別倍數(shù)貧困標(biāo)準(zhǔn)回歸之外, 低收入家庭內(nèi)部收入不平等對(duì)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(biāo)準(zhǔn)回歸下, 低收入家庭內(nèi)部收入不平等對(duì)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(duì)投資的直接效應(yīng)大多顯著為負(fù)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)都顯著為負(fù). 低收入家庭占比對(duì)投資的直接效應(yīng)大多都顯著為負(fù), 間接效應(yīng)大多都不顯著, 總效應(yīng)也為負(fù), 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(jì)算方法時(shí), 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(duì)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(xiàn)較少對(duì)此進(jìn)行了區(qū)分. 用整體收入不平等指標(biāo)進(jìn)行研究很可能會(huì)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(duì)投資的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)都為負(fù), 因此降低高收入群體內(nèi)部的收入不平等程度對(duì)促進(jìn)社會(huì)投資具有積極意義. 而對(duì)于低收入群體來(lái)說(shuō), 該群體內(nèi)部的收入不平等程度對(duì)總投資沒(méi)有顯著影響,而該群體人口比例對(duì)投資的直接效應(yīng)為負(fù), 總效應(yīng)也為負(fù)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(lái)說(shuō), 降低低收入群體人口比例能更有效的提升社會(huì)投資.

　　參考文獻(xiàn):

　　[1] 解維敏, 吳浩, 馮彥杰. 數(shù)字金融是否緩解了民營(yíng)企業(yè)融資約束?[J]. 系統(tǒng)工程理論與實(shí)踐 2021 41 12): 3129 3146Xie W M, Wu H, Feng Y J. Can digital financial technology relieve the financing constraintsof private enterprises? [J]. Systems Engineering Theory & Practice 2021 41 12): 3129 3146

　　[2] Alesina A, Perotti R. Income distribution, political instability, and investment[J]. EuropeanEconomic Review, 1996,40: 1203 1228.

　　[3] 陸銘, 陳釗, 萬(wàn)廣華. 因患寡, 而患不均——中國(guó)的收入差距、投資、教育和增長(zhǎng)的相互影響[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2005(12): 4 101.Lu M, Chen Z, Wan G H. Equality for the sake of growth: the nexus of inequality,investment, education and growth in China[J]. Economic Research Journal, 2005(12): 4 101.

　　[4] Forbes K J. A reassessment of the relationship between inequality and growth[J]. TheAmerican Economic Review, 2000, 90(4): 869 887.

　　[5] Chan K S, Zhou X, Pan Z. The growth and inequality nexus: The case of China[J]. InternationalReview of Economics and Finance, 2014, 34: 230 236.

　　[6] Li T, Lai J T, Wang Y, et al. Long run relationship between inequality and growth in postreform China: New evidence from dynamic panel model[J]. International Review ofEconomics and Finance, 2016,41: 238 252.

　　作者：金洪飛 陳瑩瑩