通貨膨脹對(duì)居民收入不平等異質(zhì)影響效應(yīng)研究

賴(lài)志花　牛曉葉　王必鋒

(1. 河北地質(zhì)大學(xué)經(jīng)貿(mào)學(xué)院，河北石家莊050031；2. 河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，河北石家莊050061)

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通貨膨脹對(duì)居民收入不平等異質(zhì)影響效應(yīng)研究

賴(lài)志花1牛曉葉2王必鋒1

(1. 河北地質(zhì)大學(xué)經(jīng)貿(mào)學(xué)院，河北石家莊050031；2. 河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，河北石家莊050061)

為了檢驗(yàn)通貨膨脹對(duì)城鄉(xiāng)間、城鎮(zhèn)內(nèi)部和農(nóng)村內(nèi)部的收入不平等影響存在的異質(zhì)性，文章首先建立經(jīng)濟(jì)均衡模型闡述通貨膨脹對(duì)居民收入不平等的影響機(jī)理，其次采用1995—2012年二十個(gè)省市數(shù)據(jù)建立動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：理論方面，假設(shè)信貸市場(chǎng)是非完美的，導(dǎo)致不同收入水平家庭面臨的投資機(jī)會(huì)不同。長(zhǎng)期的通貨膨脹使資本的積累比率降低，但是在資本形成過(guò)程中至少部分投資機(jī)會(huì)需用現(xiàn)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(yīng)。實(shí)證方面，通貨膨脹對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等、農(nóng)村居民收入不平等和城鄉(xiāng)居民收入不平等都產(chǎn)生即期的正向效應(yīng)，并且對(duì)農(nóng)村居民影響大于城鎮(zhèn)居民。

通貨膨脹；居民收入不平等；信貸市場(chǎng)不完美；GMM估計(jì)

一、引言

我國(guó)居民基尼系數(shù)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(jīng)歷20世紀(jì)90年代末期的小幅攀升，2001年，基尼系數(shù)首次超過(guò)了國(guó)際警戒線(xiàn)，至2008年達(dá)到歷史最高位0.442 6，這表明我國(guó)持續(xù)擴(kuò)大的收入不平等需要引起足夠的重視。如果考慮城鎮(zhèn)居民的隱性福利，那么我國(guó)居民收入不平等水平將會(huì)更高，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)金融家庭調(diào)查公布2010年中國(guó)家庭收入的基尼系數(shù)為0.61。其中，城鎮(zhèn)基尼系數(shù)由1980年的0.173 2上升至2012年的0.304 5，上升了75.81%，2008年達(dá)到最高0.329 6；農(nóng)村基尼系數(shù)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(dá)到了最高0.389 7。通貨膨脹對(duì)收入再分配效應(yīng)表現(xiàn)為收入或財(cái)富在不同群體之間的再分配，也就是不同群體對(duì)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(jī)制宏觀調(diào)控政策的有效性，在制定宏觀調(diào)控政策過(guò)程中必須考慮通貨膨脹對(duì)收入不平等的影響效應(yīng)。這不但有助于理順通貨膨脹對(duì)收入不平等的影響效應(yīng)，而且能為宏觀經(jīng)濟(jì)管理部門(mén)科學(xué)決策提供有益的參考。

二、文獻(xiàn)綜述

以往采用庫(kù)茲涅茲曲線(xiàn)分析收入分配時(shí)(Kuznets，1955)，通貨膨脹往往被忽略。Schultz(1969)、Blinder和Esaki(1978)研究12個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家和新興經(jīng)濟(jì)體時(shí)，開(kāi)創(chuàng)性地引入通貨膨脹解釋收入分配，發(fā)現(xiàn)通貨膨脹會(huì)改變收入分配的周期。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)通貨膨脹和收入不平等間關(guān)系研究尚沒(méi)有一致的結(jié)論，因而通貨膨脹與不平等關(guān)系稱(chēng)之為“通貨膨脹與不平等之謎”(Galli和Hoeven，2001)。

Dolmas等(2000)建立一個(gè)時(shí)間離散的世代疊加模型，在模型中，假設(shè)僅有一種政策工具和一種政策機(jī)制，允許代理人通過(guò)政治進(jìn)程獲得資源及影響相對(duì)價(jià)格。收入不平等和所持有的名義資產(chǎn)致使更窮的代理人盡量地從對(duì)立方獲得資源，而通貨膨脹是一種產(chǎn)生資源轉(zhuǎn)移的機(jī)制。在許多情況下，資源從富人向窮人轉(zhuǎn)移的情形會(huì)發(fā)生，并且通常伴隨著通貨膨脹。這意味著高度的收入或財(cái)富不平等與一定的制度安排是產(chǎn)生高通貨膨脹的一個(gè)重要因素。在Simonsen和Cysne(2001)、Cysne(2003)基礎(chǔ)上，Cysne等(2005)建立具有生息儲(chǔ)蓄的同質(zhì)代理人的購(gòu)物時(shí)間模型。由于購(gòu)物時(shí)間實(shí)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(duì)窮人的影響是否比對(duì)富人的影響更多一些，從而會(huì)集中收入。由于通貨膨脹的存在，窮人和富人分配給購(gòu)買(mǎi)時(shí)間的時(shí)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(shù)，當(dāng)名義利率非常接近于零時(shí)，富人和窮人有相同的購(gòu)物時(shí)間，兩者的購(gòu)物時(shí)間差也非常接近于零。當(dāng)通貨膨脹率越高時(shí)，更易于接近交易技術(shù)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(jià)格變化，把工資納入到通貨膨脹動(dòng)態(tài)性研究中，提出了一個(gè)包括價(jià)格和工資等變量且各個(gè)變量可以互相反饋的模型。這個(gè)模型能捕獲生產(chǎn)率趨勢(shì)變化和勞動(dòng)者收入份額變化對(duì)通貨膨脹和名義工資的影響效應(yīng)。在工資—價(jià)格的動(dòng)態(tài)模擬中，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)率增長(zhǎng)趨勢(shì)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(duì)財(cái)富分配的效應(yīng)，采用校準(zhǔn)的生命周期模型分析家庭的最優(yōu)證券組合。窮人主要以貨幣形式積累儲(chǔ)蓄，而富人參與股票市場(chǎng)積累權(quán)益。較高的通貨膨脹率導(dǎo)致較高的名義利率以及利息更高的稅收負(fù)擔(dān)，強(qiáng)調(diào)資本市場(chǎng)的角色以及貨幣和金融財(cái)富在貨幣和權(quán)益的證券投資組合。研究發(fā)現(xiàn)較高的通貨膨脹率顯著地增加財(cái)富分配的不平等。Lahiri(2010)從政治經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度闡釋了收入不平等與通貨膨脹之間關(guān)系的動(dòng)態(tài)變化并提出了一個(gè)一般動(dòng)態(tài)均衡模型。在這個(gè)模型中，代理人在每個(gè)時(shí)期對(duì)理想的通貨膨脹率投票，并且不平等狀態(tài)是持續(xù)變化的。這個(gè)模型是對(duì)靜態(tài)政治經(jīng)濟(jì)學(xué)模型(Dolmas等，2000；Bhattacharya等，2005)的一個(gè)轉(zhuǎn)化，作為不平等持久機(jī)制引入代際間遺贈(zèng)。在模型中，通貨膨脹是一種再分配的機(jī)制，在任一期或長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)，通貨膨脹與不平等的關(guān)系依賴(lài)于制度和偏好的參數(shù)。而且，財(cái)富初次分配的差異決定了通貨膨脹與收入不平等間關(guān)系模式的多樣性。Heer和Süssmuth(2013)提出一個(gè)收入異質(zhì)性的均衡貨幣模型，主要強(qiáng)調(diào)通貨膨脹推進(jìn)收入更高納稅等級(jí)稅級(jí)攀爬效應(yīng)的機(jī)制，即政府根據(jù)價(jià)格上升緩慢地、不完全地調(diào)整名義所得稅等級(jí)。模擬一般均衡模型的結(jié)果表明，收入受到通貨膨脹水平的影響相當(dāng)小。

國(guó)內(nèi)學(xué)者則從通貨膨脹的福利成本角度研究通貨膨脹對(duì)中國(guó)福利損失的影響。龔六堂，鄒恒甫，葉海云(2005)探討通貨膨脹過(guò)程中貨幣的作用并估計(jì)通貨膨脹的福利損失，研究表明：當(dāng)處于較低通貨膨脹水平時(shí)，通貨膨脹的進(jìn)一步增加對(duì)社會(huì)福利損失的影響是微小的，因而，政府不必采取措施以應(yīng)對(duì)通貨膨脹對(duì)福利損失的影響。但是，當(dāng)通貨膨脹進(jìn)一步上行到較高水平時(shí)，其對(duì)福利損失的影響將變得顯著。趙留彥(2008)認(rèn)為傳統(tǒng)“Cagan規(guī)則”沒(méi)有考慮通貨膨脹的實(shí)際經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，從而基于交易成本方法在一般均衡框架內(nèi)討論收益最大化時(shí)通貨膨脹率的決定問(wèn)題。該框架中收益最大化的通貨膨脹率小于“Cagan規(guī)則”值，這一結(jié)論得到了中國(guó)1945—1949年惡性通貨膨脹時(shí)期經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的支持。經(jīng)驗(yàn)結(jié)果還表明，相對(duì)于“Cagan規(guī)則”，由交易成本方法設(shè)定的通貨膨脹率雖然沒(méi)有使通貨膨脹稅收益顯著提高，但是社會(huì)福利損失卻大幅度降低。倪國(guó)華，鄭風(fēng)田(2012)以經(jīng)典的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論為基礎(chǔ)，結(jié)合中等收入國(guó)家的特點(diǎn)，認(rèn)為中等收入國(guó)家由于通貨膨脹對(duì)家庭福利所造成的損失而影響宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而使這些國(guó)家進(jìn)入“中等收入陷阱”狀態(tài)。劉曉峰，曹華(2011)則在修正的現(xiàn)金預(yù)付經(jīng)濟(jì)中，考慮信貸市場(chǎng)不完美因素后，從經(jīng)濟(jì)理論闡述了通貨膨脹與收入不平等之間存在U形向關(guān)系，并且存在一個(gè)最優(yōu)的通貨膨脹率。實(shí)證方面，在研究中國(guó)通貨膨脹與收入不平等關(guān)系時(shí)往往采用向量自回歸模型(賴(lài)小瓊，黃智淋，2011)、協(xié)整(任碧云，高之巖，李濤，2011；鞏師恩，2012)等時(shí)間序列分析方法模型，或者采用靜態(tài)面板模型(黃智淋，賴(lài)小瓊，2011)。

綜上所述，相對(duì)于國(guó)外，國(guó)內(nèi)對(duì)于通貨膨脹影響收入不平等的機(jī)理相對(duì)較少，且實(shí)證研究方法主要采用時(shí)間序列分析。本文主要從以下兩個(gè)方面做了有益的探索：(1)在借鑒國(guó)外文獻(xiàn)基礎(chǔ)上構(gòu)造了一個(gè)信貸市場(chǎng)不完美角度下家戶(hù)決策模型來(lái)模擬通貨膨脹對(duì)收入不平等的影響機(jī)理。假設(shè)信貸市場(chǎng)是非完美的，導(dǎo)致不同收入水平家庭面臨的投資機(jī)會(huì)不同。長(zhǎng)期的通貨膨脹使資本的積累比率降低，但是在資本形成過(guò)程中至少部分投資機(jī)會(huì)需用現(xiàn)金支付，這種效應(yīng)對(duì)中低收入水平家庭的影響相對(duì)更大。(2)建立通貨膨脹與收入不平等間的動(dòng)態(tài)面板模型以檢驗(yàn)兩者間關(guān)系。動(dòng)態(tài)面板模型主要優(yōu)點(diǎn)在于可以對(duì)個(gè)體的動(dòng)態(tài)行為進(jìn)行建模分析。

三、通貨膨脹對(duì)居民收入不平等的影響機(jī)理

(一)基本假設(shè)

消費(fèi)者在自身約束條件下實(shí)現(xiàn)效用最大化,即

(1)

消費(fèi)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(gè)家庭在t期的消費(fèi)；β是貼現(xiàn)因子；kit是t期第i個(gè)家庭投入的人均資本生產(chǎn)要素；mit指的是家庭持有的貨幣余額；Pt表示t時(shí)刻的價(jià)格指數(shù)；Ai指的是家庭能力，其由家庭的物質(zhì)財(cái)富和人力資本兩方面構(gòu)成；τit指的是政府對(duì)家庭的名義轉(zhuǎn)移支付；μi指的是家庭在生產(chǎn)過(guò)程中現(xiàn)金支付比例。如果μi=0，則表示家庭所消費(fèi)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(fèi)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(shè)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(gè)方面：一方面是家庭的財(cái)富稟賦，另一方面是家庭通過(guò)教育獲得的人力資本。一旦發(fā)生通貨膨脹時(shí)，家庭往往通過(guò)投資來(lái)規(guī)避通貨膨脹沖擊。在非完美的信貸市場(chǎng)中，相對(duì)于中低收入水平家庭(財(cái)富稟賦和人力資本相對(duì)較低)，高收入水平家庭(往往具有較高的財(cái)富稟賦和人力資本)在規(guī)避通貨膨脹時(shí)，其貨幣支付比例相對(duì)較低。

(二)家庭決策

家庭在預(yù)算約束(式(2)和式(3))下，實(shí)現(xiàn)式(1)。本文采用Bellman原理求解無(wú)窮期限的離散時(shí)間優(yōu)化問(wèn)題，可以得到

(4)

采用Lagrange函數(shù)求解極值問(wèn)題，得到Lagrange函數(shù)

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(duì)式(6)求解對(duì)Ai和μi的一階導(dǎo)數(shù)，可得到

(7)

(8)

式(7)表明一旦發(fā)生通貨膨脹，家庭能力與資本的邊際產(chǎn)出成反比，即能力越高的家庭，其資本的邊際產(chǎn)出會(huì)越小。由于人均資本生產(chǎn)函數(shù)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(cái)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(chǎn)出成正比，即當(dāng)貨幣支付比例較高的家庭(往往具有較低的物質(zhì)稟賦和人力資本)，其資本的邊際產(chǎn)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(huán)境中，由于金融市場(chǎng)非完善，不同收入水平家庭在金融市場(chǎng)上的貨幣支付比例是存在差異的。相對(duì)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(zhì)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(duì)較低，在這兩大因素作用下，其均衡收入相對(duì)較高，即受到的通貨膨脹沖擊相對(duì)較低。

(三)通貨膨脹與收入不平等

為了進(jìn)一步闡述通貨膨脹和收入不平等的關(guān)系，引入Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)

(9)

將式(9)代入式(6)可得

(10)

將式(10)代入生產(chǎn)函數(shù)可得

(11)

(12)

為了進(jìn)一步考察通貨膨脹對(duì)不同收入水平家庭的相對(duì)影響，求解彈性系數(shù)對(duì)μi的一階導(dǎo)數(shù)，可得到

(13)

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

gi=1+ηΔπ/π

(14)

(15)

(16)

(17)

由式(13)和式(14)可知，收入發(fā)展速度gi隨著收入增加而呈單調(diào)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(fā)展速度。由于隨著收入增加而呈單調(diào)遞增，因而g0j

洛倫茲曲線(xiàn)具有以下性質(zhì)：L(0)=0，L(1)=1；L(j)是j的增函數(shù)，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(shuō)明隨著通貨膨脹加劇，收入不平等程度進(jìn)一步加劇。

四、通貨膨脹對(duì)居民收入不平等的影響效應(yīng)檢驗(yàn)

(一)模型和變量

本文采用動(dòng)態(tài)面板模型分析通貨膨脹對(duì)居民收入不平等影響的總效應(yīng)，這主要是由于動(dòng)態(tài)面板模型可以分析個(gè)體的動(dòng)態(tài)行為。本文建立的經(jīng)濟(jì)均衡模型指出在無(wú)限期生命模型中，由于金融市場(chǎng)不完美，通貨膨脹和收入不平等之間正相關(guān)。而這種正向關(guān)系是基于非完善的金融市場(chǎng)假設(shè)，相對(duì)中低收入水平家庭，高收入水平家庭往往持有較高的物質(zhì)資本和人力資本，因而其抵御通貨膨脹能力相對(duì)較強(qiáng)，或者說(shuō)其受到通貨膨脹的沖擊相對(duì)較小。為了檢驗(yàn)上述影響機(jī)理是否存在，本文建立以通貨膨脹率為核心解釋變量的動(dòng)態(tài)面板模型，以檢驗(yàn)通貨膨脹對(duì)居民收入不平等的直接效應(yīng)；同時(shí)，引入金融發(fā)展和通貨膨脹交互項(xiàng)、平均受教育年限與通貨膨脹交互項(xiàng)，以檢驗(yàn)金融發(fā)展和人力資本在通貨膨脹環(huán)境中對(duì)居民收入不平等的影響效應(yīng)。同時(shí)，由于收入不平等存在自我積累效應(yīng)，因而納入基尼系數(shù)滯后一期值，因而該模型稱(chēng)為動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。之所以引入滯后一期的基尼系數(shù)，主要是用于探究收入不平等是否會(huì)受到初始收入不平等的影響，同時(shí)控制內(nèi)生性和序列相關(guān)性。最后，本文動(dòng)態(tài)面板計(jì)量模型設(shè)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(biāo)i和t分別指的是第i個(gè)省份的第t年；vi指的是不同觀測(cè)的地區(qū)效應(yīng)，反映的是地區(qū)間存在差異但不隨時(shí)間變化的因素；εit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；Infit是第i個(gè)省(市)第t年通貨膨脹率；Zit是控制變量矩陣；Ineit是第i個(gè)省(市)第t年居民收入不平等指標(biāo)，本文分別采用各省市城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)(Giniu)、農(nóng)村居民基尼系數(shù)(Ginir)和城鄉(xiāng)基尼系數(shù)(Gini)分別作為被解釋變量進(jìn)行回歸，以考察通貨膨脹對(duì)居民收入不平等影響的總效應(yīng)。

(二)數(shù)據(jù)說(shuō)明

測(cè)算各地區(qū)基尼系數(shù)時(shí)需要各省市家庭分組收入數(shù)據(jù)和家庭人口數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)摘自各地區(qū)歷年統(tǒng)計(jì)年鑒。需要說(shuō)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(gè)省市的統(tǒng)計(jì)年鑒沒(méi)有公布收入分組數(shù)據(jù)，使得無(wú)法計(jì)算這11省市的基尼系數(shù)，因而，刪除這11個(gè)截面單位。

構(gòu)造的其它變量基礎(chǔ)數(shù)據(jù)均來(lái)自于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)年鑒》，此處不再贅述。本文收集整理了中國(guó)1995—2012年二十個(gè)省市組成的面板數(shù)據(jù)用于計(jì)量分析。

(三)估計(jì)方法

為了考察收入不平等的累積效應(yīng)，設(shè)定的基準(zhǔn)動(dòng)態(tài)面板模型中引入其滯后一期的值，一方面會(huì)產(chǎn)生解釋變量的內(nèi)生性問(wèn)題；另一方面可能導(dǎo)致解釋變量與擾動(dòng)項(xiàng)的序列相關(guān)。如果采用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)，則會(huì)導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)量是有偏且非一致。為了克服解釋變量的內(nèi)生性及為了克服通貨膨脹的內(nèi)生性帶來(lái)的聯(lián)立性偏誤問(wèn)題，本文采用Arellano和Bond (1991 )、Arellano和Bover (1995)提出了廣義矩估計(jì)(GMM)來(lái)解決解釋變量的內(nèi)生性和個(gè)體效應(yīng)問(wèn)題。廣義矩估計(jì)最主要的問(wèn)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(dāng)困難的。因此，本文在模型內(nèi)尋找。具體地說(shuō)，本文遵循了布蘭德稱(chēng)和邦德(Blundell和Bond,1998)的建議，對(duì)回歸方程的擬合采用系統(tǒng)矩估計(jì)(System GMM)。估計(jì)系統(tǒng)GMM的基本思路是，為了消除固定效應(yīng)，首先需要對(duì)回歸方程進(jìn)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(jì)(Difference GMM)變換的實(shí)現(xiàn)。此時(shí)，為了保證GMM估計(jì)量滿(mǎn)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(jī)游走時(shí)，變量的滯后項(xiàng)與差分項(xiàng)存在弱相關(guān)，從而致使采用差分矩估計(jì)時(shí)，產(chǎn)生弱工具變量問(wèn)題。因而，差分GMM參數(shù)估計(jì)量將無(wú)法滿(mǎn)足漸近有效性(Blundell and Bond,1998)。為了解決這個(gè)問(wèn)題，Blundell and Bond(1998)在差分GMM基礎(chǔ)上提出了系統(tǒng)GMM估計(jì)，同時(shí)估計(jì)水平方程和差分方程，從而使估計(jì)結(jié)果滿(mǎn)足有效性。工具變量的是否有效選擇和隨機(jī)干擾項(xiàng)是否無(wú)序列相關(guān)，直接影響系統(tǒng)矩估計(jì)的有效性統(tǒng)計(jì)性質(zhì)。在估計(jì)過(guò)程中，采用Hansen和Sargan檢驗(yàn)判斷工具變量的有效性；通過(guò)檢驗(yàn)差分方程的擾動(dòng)項(xiàng)是否存在二階序列相關(guān)來(lái)判斷隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是否無(wú)序列相關(guān)。

(四)計(jì)量檢驗(yàn)和討論

表1報(bào)告了通貨膨脹對(duì)居民收入不平等影響效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。采用系統(tǒng)GMM估計(jì)，解釋變量的符號(hào)與預(yù)期相符，且相關(guān)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果也是符合要求的。Sargan檢驗(yàn)的P值在1%顯著性水平下沒(méi)有拒絕工具量有效性的原假設(shè)，AR(2)檢驗(yàn)結(jié)果表明殘差序列差分既不存在一階的自相關(guān)也不存在二階的自相關(guān)，這表明原假設(shè)“擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)自相關(guān)”沒(méi)有被拒絕，滿(mǎn)足使用系統(tǒng)GMM條件。這表明，系統(tǒng)GMM估計(jì)較好地克服了解釋變量的內(nèi)生性問(wèn)題，其估計(jì)結(jié)果更加穩(wěn)健。

回歸結(jié)果顯示，通貨膨脹對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等、農(nóng)村居民收入不平等和城鄉(xiāng)居民收入不平等都產(chǎn)生即期的正向效應(yīng)，并且統(tǒng)計(jì)上是顯著的。這表明，通貨膨脹即期擴(kuò)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(jié)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(jī)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(zhì)資本和教育水平相對(duì)高于低收入水平家庭，因而其識(shí)別和抵御通貨膨脹能力相對(duì)較高，從而受到通貨膨脹的沖擊相對(duì)較少，而低收入水平家庭受到的通貨膨脹損失相對(duì)較高。通貨膨脹對(duì)農(nóng)村居民收入不平等即期正向效應(yīng)最大，其次是城鄉(xiāng)居民收入不平等，對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等影響則最小。具體地說(shuō)，通貨膨脹每上升1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居民基尼系數(shù)將提高0.753 1個(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)則提高0.154 2個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)則提高0.131 8個(gè)百分點(diǎn)。這意味著，通貨膨脹即期效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民沖擊遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)居民。同時(shí)，通貨膨脹對(duì)農(nóng)村居民收入不平等產(chǎn)生滯后一期的負(fù)效應(yīng)(-0.636 8)，這表明通貨膨脹滯后效應(yīng)緩解了農(nóng)村居民收入不平等。這主要是由于城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的收入構(gòu)成不同所致。對(duì)于城鎮(zhèn)居民而言，工薪收入所占比重最大，其次是轉(zhuǎn)移性收入；工薪收入對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等貢獻(xiàn)最大，財(cái)產(chǎn)性收入集中率最高。而對(duì)于農(nóng)村居民而言，家庭經(jīng)營(yíng)純收入所占比重最高，其次是工資性收入，經(jīng)營(yíng)純收入對(duì)農(nóng)村居民收入不平等貢獻(xiàn)率最高，財(cái)產(chǎn)性收入集中率最高。這說(shuō)明，對(duì)于城鎮(zhèn)居民而言，工資性收入不平等是決定城鎮(zhèn)居民收入不平等的總趨勢(shì)，財(cái)產(chǎn)性收入不平等決定城鎮(zhèn)居民收入不平等的波動(dòng)性。而對(duì)于農(nóng)村居民而言，家庭經(jīng)營(yíng)純收入是決定農(nóng)村居民收入不平等的總趨勢(shì)，財(cái)產(chǎn)性收入不平等決定農(nóng)村居民收入不平等波動(dòng)性。中低收入組的城鎮(zhèn)居民工薪收入基本上是貨幣性收入，財(cái)產(chǎn)性收入主要以利息為主，而高收入組城鎮(zhèn)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(cái)產(chǎn)性收入除了利息收入外還有不動(dòng)產(chǎn)(如房屋)、動(dòng)產(chǎn)(有價(jià)證券)等的增值收益。在通貨膨脹環(huán)境中，貨幣性收入(“名義資產(chǎn)”)遭受通貨膨脹損失，而非貨幣性收入(“實(shí)際資產(chǎn)”)則獲得通貨膨脹收益。因而，中低收入組城鎮(zhèn)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(zhèn)居民收入不平等。農(nóng)村居民收入不平等除了遭受通貨膨脹對(duì)工資性收入影響之外，還受到通貨膨脹對(duì)經(jīng)營(yíng)純收入的影響。雖然農(nóng)村居民經(jīng)營(yíng)純收入比重呈下降趨勢(shì)，但在收入中仍占絕對(duì)性比重。農(nóng)村家庭經(jīng)營(yíng)純收入是指農(nóng)村住戶(hù)以家庭為生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)單位進(jìn)行生產(chǎn)籌劃和管理而獲得的收入，來(lái)自于第一產(chǎn)業(yè)(農(nóng)、林、牧、漁)、第二產(chǎn)業(yè)(工業(yè)和建筑業(yè)收入)和第三產(chǎn)業(yè)(交通運(yùn)輸業(yè)、郵電業(yè)、批發(fā)和零售貿(mào)易、餐飲業(yè)、社會(huì)服務(wù)業(yè)、文教衛(wèi)生業(yè)和其他收入)。其中，農(nóng)村家庭經(jīng)營(yíng)主要來(lái)自于第一產(chǎn)業(yè)收入，而第一產(chǎn)業(yè)收入又主要來(lái)源于農(nóng)業(yè)收入和牧業(yè)收入*自1978年以來(lái)，農(nóng)村家庭經(jīng)營(yíng)純收入中，第一產(chǎn)業(yè)收入比重一直占80%左右，其中來(lái)自于農(nóng)業(yè)收入占60%左右，牧業(yè)收入占15%左右。2012年農(nóng)村家庭經(jīng)營(yíng)純收入中，第一產(chǎn)業(yè)收入占77%，第二產(chǎn)業(yè)收入占6%，第三產(chǎn)業(yè)收入占17%；農(nóng)業(yè)收入占家庭經(jīng)營(yíng)純收入比重達(dá)到59.6%，牧業(yè)收入則占12.5%。*農(nóng)村家庭經(jīng)營(yíng)純收入的構(gòu)成數(shù)據(jù)來(lái)自于2013年《中國(guó)住戶(hù)調(diào)查年鑒》。。伴隨著持續(xù)上漲的物價(jià)水平，農(nóng)民受到土地收入周期和各種制度約束，其收入并沒(méi)有隨著物價(jià)上漲而增加或者增加幅度不明顯。但是，他們卻要承擔(dān)由于物價(jià)上漲所造成的高成本的農(nóng)業(yè)投資和高價(jià)格的商品消費(fèi)。農(nóng)業(yè)和牧業(yè)收入雖然能夠獲得農(nóng)產(chǎn)品物價(jià)上漲收益，但僅為小部分農(nóng)村家庭經(jīng)營(yíng)戶(hù)獲得，同時(shí)農(nóng)村家庭經(jīng)營(yíng)戶(hù)將面對(duì)物價(jià)上漲所帶來(lái)的家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)成本大幅度上升，從而遭受更大的通貨膨脹損失。

金融發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)、農(nóng)村居民基尼系數(shù)和城鄉(xiāng)基尼系數(shù)的影響系數(shù)分別為-0.007 1、-0.000 4、-0.011 2，這意味著金融發(fā)展緩解了居民收入不平等。金融發(fā)展與通貨膨脹即期交互效應(yīng)對(duì)城鎮(zhèn)基尼系數(shù)、農(nóng)村基尼系數(shù)和城鄉(xiāng)基尼系數(shù)的影響分別為-0.029 6、-0.696 1、-1.001 9。隨著金融市場(chǎng)發(fā)展和改革，從而降低了金融市場(chǎng)的“身份歧視”，利于中低收入水平家庭進(jìn)入金融市場(chǎng)進(jìn)行融資或投資活動(dòng)，為其提高抵御通貨膨脹能力提升金融保障。在通貨膨脹環(huán)境中，中低收入居民貨幣性收入自動(dòng)貶值，由于金融市場(chǎng)發(fā)展降低投資門(mén)檻效應(yīng)和投資成本，中低收入居民便于進(jìn)入金融市場(chǎng)將貨幣性收入轉(zhuǎn)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(huán)境中，金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民收入不平等總效應(yīng)最大，其次是農(nóng)村居民基尼系數(shù)，對(duì)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)總效應(yīng)最小。這主要是由于中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展非均衡性，尤其是金融非均衡性，欠發(fā)達(dá)地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)居民很難獲得金融服務(wù)。一旦金融發(fā)展能夠遍及欠發(fā)達(dá)地區(qū)尤其是農(nóng)村地區(qū)，將極大地緩解這些地區(qū)居民收入不平等。金融發(fā)展與滯后一期通貨膨脹交互效應(yīng)僅對(duì)城鎮(zhèn)和城鄉(xiāng)基尼系數(shù)產(chǎn)生，影響系數(shù)分別為0.178 2和-0.109 9。這說(shuō)明，相對(duì)于農(nóng)村居民而言，城鎮(zhèn)居民識(shí)別和抵御通貨膨脹意識(shí)較強(qiáng)。城鎮(zhèn)居民形成通貨膨脹預(yù)期之后會(huì)采取相應(yīng)的防范措施，但這種防范加劇了城鎮(zhèn)居民收入不平等。這意味著，中低收入城鎮(zhèn)居民對(duì)通貨膨脹防范調(diào)整能力低于高收入組，或者說(shuō)由于高收入城鎮(zhèn)居民稟賦(財(cái)務(wù)和人力資本)較高，抵御通貨膨脹能力更高。

表1　通貨膨脹對(duì)居民收入不平等影響的總效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

教育變量對(duì)城鎮(zhèn)、農(nóng)村和城鄉(xiāng)基尼系數(shù)的影響分別為-0.003 7、0.002 6和0.004 9，這說(shuō)明隨著平均受教育年限提高，緩解了城鎮(zhèn)居民收入不平等，但加劇了農(nóng)村和城鄉(xiāng)居民收入不平等。相對(duì)于城鎮(zhèn)而言，農(nóng)村居民受教育機(jī)會(huì)更加不均等。在農(nóng)村，高收入居民受教育機(jī)會(huì)優(yōu)于中低收入居民，進(jìn)而惡化了農(nóng)村低收入和高收入居民間的收入差距。而在城鎮(zhèn)，教育機(jī)會(huì)相對(duì)均等，隨著教育發(fā)展，中低收入城鎮(zhèn)居民可以更好地享有受教育機(jī)會(huì)，從而緩解城鎮(zhèn)中低收入和高收入間收入差距。由于地區(qū)發(fā)展非均衡性，教育在區(qū)域間也存在非均衡性，使得欠發(fā)達(dá)地區(qū)中低收入居民受教育機(jī)會(huì)降低，從而加劇了城鄉(xiāng)居民收入不平等。教育變量與即期通貨膨脹對(duì)城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)的交互效應(yīng)為0.077 7，這意味著在通貨膨脹環(huán)境中教育更加加劇了城鄉(xiāng)居民收入不平等。教育變量與滯后一期通貨膨脹對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村基尼系數(shù)的交互效應(yīng)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(gè)人能力(物質(zhì)和人力資本)和通貨膨脹影響。由于城鎮(zhèn)居民受教育機(jī)會(huì)優(yōu)于農(nóng)村居民，在通貨膨脹環(huán)境中，中低收入城鎮(zhèn)居民可以更好地抵御通貨膨脹，從而緩解城鎮(zhèn)居民收入不平等；而中低收入組農(nóng)村居民基本上毫無(wú)抵御能力，從而加劇農(nóng)村居民收入不平等。

城鎮(zhèn)、農(nóng)村和城鄉(xiāng)基尼系數(shù)具有顯著的一階記憶性，一階的自回歸系數(shù)分別為0.576 9、0.135 3和0.574 3，這說(shuō)明收入不平等存在“馬太效應(yīng)”，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(gè)體稟賦(物質(zhì)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(duì)較小?！榜R太效應(yīng)”通過(guò)金融市場(chǎng)、教育和通貨膨脹形成復(fù)雜的疊加效應(yīng)。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(huán)，而且這種疊加效應(yīng)在城鎮(zhèn)最為強(qiáng)烈。在金融市場(chǎng)疊加下，形成居民收入不平等正向記憶—金融市場(chǎng)緩解—收入不平等逐步緩解的良性循環(huán)。在教育疊加下，形成居民收入不平等正向記憶性——教育發(fā)展——收入不平等的螺旋型循環(huán)。

五、結(jié)論與對(duì)策

本文以無(wú)限期生命為假設(shè)，建立異質(zhì)家庭的經(jīng)濟(jì)理論均衡模型，從而闡述通貨膨脹對(duì)居民收入不平等的影響機(jī)理。假設(shè)信貸市場(chǎng)是非完美的，相對(duì)于高收入水平家庭，中低收入水平家庭由于人力資本、物質(zhì)資本等原因，中低收入水平家庭遭受信貸市場(chǎng)的“門(mén)檻效應(yīng)”，無(wú)法獲得足夠的信貸支持，從而使其面臨的投資機(jī)會(huì)大部分需用現(xiàn)金支付。在以上假設(shè)下，中低收入水平家庭在投資過(guò)程中面臨的現(xiàn)金預(yù)付約束更高。長(zhǎng)期的通貨膨脹使資本的積累比率降低，但是在資本形成過(guò)程中至少部分投資機(jī)會(huì)需用現(xiàn)金支付，這種效應(yīng)對(duì)中低收入水平家庭的影響相對(duì)更大。也就是說(shuō)，更高的通貨膨脹在均衡條件下將導(dǎo)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(yīng)。在此基礎(chǔ)上，采用動(dòng)態(tài)面板模型分析通貨膨脹對(duì)中國(guó)各省市城鎮(zhèn)、農(nóng)村和城鄉(xiāng)居民收入不平等影響的總效應(yīng)。研究結(jié)果表明：通貨膨脹對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等、農(nóng)村居民收入不平等和城鄉(xiāng)居民收入不平等都產(chǎn)生即期的正向效應(yīng)，對(duì)農(nóng)村居民收入不平等即期正向效應(yīng)最大，對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等影響則最小。在通貨膨脹環(huán)境中，金融發(fā)展緩解了城鎮(zhèn)、農(nóng)村和城鄉(xiāng)居民收入不平等，但是對(duì)農(nóng)村居民效應(yīng)最??；金融發(fā)展與滯后一期通貨膨脹交互效應(yīng)加劇了城鎮(zhèn)居民收入不平等，但卻緩解了城鄉(xiāng)居民收入不平等；教育與滯后一期通貨膨脹的交互效應(yīng)緩解了城鎮(zhèn)居民收入不平等，但加劇了農(nóng)村居民收入不平等。

以上研究結(jié)果的政策涵義在于，通過(guò)對(duì)通貨膨脹再分配效應(yīng)研究，不僅有助于更好地理解通貨膨脹對(duì)收入不平等的影響效應(yīng)，而且有利于政府制定穩(wěn)定物價(jià)和控制居民收入不平等的政策。首先，控制通貨膨脹，穩(wěn)定物價(jià)。文中分析結(jié)果表明，一旦發(fā)生通貨膨脹，居民收入都將受到?jīng)_擊。為了控制通貨膨脹和防止通貨膨脹進(jìn)一步攀升，政府通常采取了一系列財(cái)政或貨幣政策，這對(duì)于控制通貨膨脹起到了一定的作用。對(duì)通貨膨脹的控制，必須要找準(zhǔn)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(diǎn)的投入型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式。在這種經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式下，大量、快速地投入各種生產(chǎn)要素引致過(guò)度需求，從而導(dǎo)致通貨膨脹。因此，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，由投入型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)變?yōu)樾б嫘驮鲩L(zhǎng)模式，加快技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級(jí)，擴(kuò)大內(nèi)需，從而使經(jīng)濟(jì)進(jìn)入良性可持續(xù)循環(huán)，從根本上消除引起通貨膨脹的原因。其次，大力發(fā)展教育，提高居民識(shí)別和抵御通貨膨脹能力。本文實(shí)證研究分析表明，居民或家庭的受教育程度對(duì)于抵御通貨膨脹能力產(chǎn)生至關(guān)重要的影響。居民受教育程度的提高可以幫助其更好地識(shí)別和抵御通貨膨脹，從而緩解通貨膨脹環(huán)境下對(duì)其收入的沖擊。雖然我國(guó)教育得到快速發(fā)展，但是仍存在明顯的區(qū)域差異性。為了提高居民的受教育程度，最關(guān)鍵的問(wèn)題在于緩解教育資源分布區(qū)域差異性，尤其是邊遠(yuǎn)地區(qū)或農(nóng)村地區(qū)勞動(dòng)力的再教育和培訓(xùn)，以實(shí)現(xiàn)教育資源的最優(yōu)配置。對(duì)于家庭戶(hù)而言，加大對(duì)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(qiáng)自身識(shí)別和抵御通貨膨脹的能力。再次，金融市場(chǎng)體系改革和完善。無(wú)論是理論還是實(shí)證分析均表明，由于金融市場(chǎng)非完善，居民在抵御通貨膨脹沖擊時(shí)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(dāng)其沖的是金融市場(chǎng)發(fā)展，推動(dòng)金融市場(chǎng)資源有效配置，加快金融體制改革和創(chuàng)新，發(fā)展新型的金融衍生工具，實(shí)現(xiàn)資金有效傳導(dǎo)配置，使中低收入群體收入增長(zhǎng)機(jī)會(huì)得以改善。為了中低收入群體獲利能力的提高，同時(shí)保護(hù)中小投資者的利益，需要加強(qiáng)對(duì)金融監(jiān)管和相關(guān)法制建設(shè)，降低金融市場(chǎng)門(mén)檻，減少信息不對(duì)稱(chēng)，推進(jìn)金融市場(chǎng)的公平性和完美性。通過(guò)融資渠道的擴(kuò)展和中小企業(yè)融資環(huán)境的改善，促使我國(guó)融資體系多元化。

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責(zé)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(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(HB15YJ022)；河北省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(HB13JJ028)。

賴(lài)志花，女，河北地質(zhì)大學(xué)經(jīng)貿(mào)學(xué)院副教授，博士，主要從事宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)和數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究；牛曉葉，女，河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院講師，博士，主要從事會(huì)計(jì)財(cái)務(wù)理論研究；王必鋒，男，河北地質(zhì)大學(xué)經(jīng)貿(mào)學(xué)院副教授，博士，主要從事服務(wù)貿(mào)易和對(duì)外直接投資研究。

A

1005-1007(2016)09-0064-11