藍(lán)嘉俊，吳超林，余玲錚(.廈門大學(xué) 王亞南經(jīng)濟(jì)研究院，福建 廈門 36005；2.華南師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣東 廣州 50006；3.華南師范大學(xué) 華南市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)研究中心，廣東 廣州 50006；.華僑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，福建 泉州 36202)

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代際流動(dòng)約束下生育率與收入不平等關(guān)系的國際檢驗(yàn)

藍(lán)嘉俊1，吳超林2,3，余玲錚4
(1.廈門大學(xué) 王亞南經(jīng)濟(jì)研究院，福建 廈門 361005；2.華南師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣東 廣州 510006；3.華南師范大學(xué) 華南市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)研究中心，廣東 廣州 510006；4.華僑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，福建 泉州 362021)

收入不平等問題和人口生育率過低問題是當(dāng)下中國面臨的兩大難題，但目前理論界關(guān)于人口因素與收入不平等關(guān)系的研究，很少從生育率視角來考察以及考慮代際收入流動(dòng)在其中的作用。文章從理論與經(jīng)驗(yàn)兩個(gè)方面來考察生育率對(duì)收入不平等的影響，理論模型表明：在關(guān)于代際收入流動(dòng)的假設(shè)下，一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中生育率的提高會(huì)使窮人比重提高，進(jìn)而拉大收入不平等。進(jìn)一步地，文章利用1970-2011年76個(gè)國家(地區(qū))面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)：(1)總和生育率的提高會(huì)拉大收入不平等，如果每個(gè)婦女平均多生育一個(gè)孩子，將會(huì)使基尼系數(shù)增加0.025；(2)以出生率作為總和生育率替代指標(biāo)的實(shí)證結(jié)果與基準(zhǔn)結(jié)果基本一致，這說明不同生育率測(cè)算指標(biāo)高度相關(guān)且可相互替代；(3)對(duì)于代際收入流動(dòng)彈性越高、收入水平越低或生育率越高的國家(地區(qū))，其生育率提高對(duì)收入不平等的拉大作用越大。文章關(guān)于生育率對(duì)收入不平等影響的作用機(jī)制和異質(zhì)性特征的考察，對(duì)于我國如何在實(shí)施“全面二孩”政策下尋求應(yīng)對(duì)嚴(yán)峻的收入分配問題之策提供了國際經(jīng)驗(yàn)和啟示。

收入不平等；代際收入流動(dòng)；總和生育率；出生率

一、引 言

根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)，2003-2008年我國居民收入的基尼系數(shù)由0.479逐步上升至0.491，2009-2015年由0.490逐步回落至0.462；而2016年的基尼系數(shù)為0.465，是2008年以來的首次上升。*來自國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，網(wǎng)址為：http://www.stats.gov.cn/tjgz/tjdt/201301/t20130118_17719.html；http://www.stats.gov.cn/tjsj/sjjd/201701/t20170120_1456268.html。從基尼系數(shù)來看，我國多年處于高度收入不平等國家之列。收入不平等問題可能會(huì)引發(fā)諸如勞資沖突、犯罪等一系列問題，不利于社會(huì)的穩(wěn)定發(fā)展，甚至使一國落入“中等收入陷阱”，因此政府一直都非常關(guān)注收入不平等問題及其應(yīng)對(duì)之策。另外，黨的十八屆五中全會(huì)提出全面實(shí)施一對(duì)夫婦可生育兩個(gè)孩子(“全面二孩”)的重大決策，中長(zhǎng)期來看，這有利于提高我國人口生育率以及促進(jìn)人口均衡發(fā)展。在實(shí)施“全面二孩”政策以及嚴(yán)峻的收入分配問題背景下，考察生育率與收入不平等的關(guān)系具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

庫茨涅茨于1955年開創(chuàng)性地提出了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收入不平等關(guān)系的“倒U形曲線”假說(Kuznets，1955)。此后，學(xué)界涌現(xiàn)了大量關(guān)于收入不平等影響因素的研究，這些文獻(xiàn)主要從以下因素來解釋收入不平等問題：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與發(fā)展(Ahluwalia，1976；Barro，2000)、貿(mào)易開放(Williamson，1998；Demir等，2012)、政府干預(yù)(Dollar和Kraay，2002)、城市化(Wan，2005)以及人力資本水平(Climent和Domenech，2014)。

然而，關(guān)于人口因素與收入不平等關(guān)系的研究相對(duì)較少。Kuznets(1973)在其經(jīng)典的“倒U形曲線”假說基礎(chǔ)上嵌入人口因素，發(fā)現(xiàn)人口出生率、自然增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)收入水平負(fù)相關(guān)。在Kuznets(1973)的基礎(chǔ)上，有一部分文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)人口增長(zhǎng)率與收入不平等正相關(guān)(Adelman和Morris，1973；Ahluwalia，1976； Winegarden，1978；Morley，1981)；另一部分文獻(xiàn)則考察生育率與收入分布的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)較高的生育率往往伴隨著較低的收入水平(Repetto，1978)，生育率提高會(huì)拉大收入不平等(Boulier，1975)，而Dyson和Murphy(1985)、Dahan和Tsiddon(1998)則發(fā)現(xiàn)在人口轉(zhuǎn)變的第一階段里生育率上升會(huì)使收入不平等提高，在人口轉(zhuǎn)變的第二階段里生育率下降會(huì)使收入不平等也隨之下降。

但是，正如Ahluwalia(1976)提到的，不同的收入群體以不同增長(zhǎng)率增長(zhǎng)，并且低收入群體通常會(huì)伴隨更高的人口自然增長(zhǎng)率，即不同收入群體間的生育率存在差異，而定義上的人口增長(zhǎng)率僅僅是所有收入群組再生產(chǎn)率的加權(quán)平均，此時(shí)這種組成效應(yīng)會(huì)混淆人口增長(zhǎng)與收入不平等的關(guān)系，使得人口增長(zhǎng)與收入不平等之間的關(guān)系比現(xiàn)有實(shí)證文獻(xiàn)所發(fā)現(xiàn)的更復(fù)雜。

由于生育率差異，考察收入分配與不同收入群體的再生產(chǎn)性行為(reproductionbehavior)之間的關(guān)系更值得重視(Lam，1986；Chu和Koo，1990)。Lam(1986)提出了一個(gè)引發(fā)廣泛研究的問題，即不同收入群體的生育率差異對(duì)收入不平等的影響究竟如何？Lam(1986)認(rèn)為生育率的變化對(duì)收入不平等變化具有重要的解釋力，收入分配與人口增長(zhǎng)之間的關(guān)系由兩個(gè)因素決定：不同收入群體間的生育率差異(income-specificdifferentialfertility)和代際收入流動(dòng)(intergenerationalincomemobility)。Lam(1986)構(gòu)建了一個(gè)同時(shí)考慮不同收入群體生育率差異以及代際收入流動(dòng)的模型，表明當(dāng)窮人向富人階層流動(dòng)的可能性小于富人一直處于富人階層的可能性時(shí)，如果窮人群體內(nèi)的生育率上升，將會(huì)使穩(wěn)態(tài)下窮人比重上升；在此模型的基礎(chǔ)上，Lam(1986)利用1976年巴西的家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，通過反事實(shí)模擬表明窮人群體內(nèi)的生育率上升會(huì)使個(gè)人收入變異系數(shù)上升，而會(huì)使對(duì)數(shù)收入標(biāo)準(zhǔn)差下降，這表明不適合簡(jiǎn)單地將收入不平等指標(biāo)作為福利變化的依據(jù)。Chu和Koo(1990)提出了一個(gè)將不同收入群體生育率差異以及代際收入轉(zhuǎn)移關(guān)系具體化的理論模型，數(shù)值模擬發(fā)現(xiàn)窮人群體生育率提高會(huì)使收入分布更不平等。一般情形下，窮人家庭的孩子個(gè)數(shù)多于富人家庭，那么窮人生育率提高會(huì)使出生于窮人家庭的孩子比重上升；如果代際收入轉(zhuǎn)移不受限制，那么富人與窮人間的收入不平等將會(huì)通過代際收入轉(zhuǎn)移而使收入不平等進(jìn)一步擴(kuò)大。

國內(nèi)關(guān)于生育率與收入不平等關(guān)系的研究相對(duì)較少，*魏下海等(2012)提供了一個(gè)關(guān)于人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變與收入不平等關(guān)系的文獻(xiàn)綜述，文中梳理了生育率與收入不平等關(guān)系的相關(guān)研究文獻(xiàn)。郭劍雄(2005)利用我國1978-1999年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)以及2003年各省截面數(shù)據(jù)研究表明，城市與農(nóng)村的生育率與人力資本水平的差異共同影響并拉大了城鄉(xiāng)收入不平等；郭凱明等(2011)在世代交疊動(dòng)態(tài)一般均衡模型基礎(chǔ)上，數(shù)值模擬表明家庭之間的生育率和教育投入上的差異決定了收入不平等的動(dòng)態(tài)演化過程，并且生育率差異的提高會(huì)帶來收入不平等的上升。賴德勝(2011)認(rèn)為，之所以中國的計(jì)劃生育政策對(duì)城鄉(xiāng)收入差距起了“推波助瀾”的作用，是因?yàn)橛?jì)劃生育政策實(shí)施過程中所采取的超生罰款制度阻礙了農(nóng)村的物質(zhì)資本與人力資本積累。

由以上文獻(xiàn)梳理可知，自Kuznets(1955)的開創(chuàng)性研究以來，有大量文獻(xiàn)從多種視角考察收入不平等問題，而從人口因素(特別是生育率視角)來考察的文獻(xiàn)并不多。有些文獻(xiàn)雖然從生育率角度來考察收入不平等，但并沒有考慮代際收入流動(dòng)的作用(Boulier，1975；Dyson和Murphy，1985；Dahan和Tsiddon，1998)；有些文獻(xiàn)從生育率差異視角解釋收入不平等，但這些文獻(xiàn)主要是理論與數(shù)值模擬上的研究，僅有Lam(1986)利用巴西數(shù)據(jù)進(jìn)行了考察(Lam，1986；Chu，1987；Chu和Koo，1990)。

本文則從理論與跨國經(jīng)驗(yàn)研究?jī)蓚€(gè)方面來考察生育率對(duì)收入不平等的影響。首先，我們通過一個(gè)理論模型表明，如果窮人生育率大于富人，并且窮人向富人階層流動(dòng)的可能性小于富人一直處于富人階層的可能性，那么一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中生育率的提高會(huì)使窮人比重提高，進(jìn)而拉大收入不平等。然后，我們利用1970-2011年76個(gè)國家(地區(qū))面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)：第一，總和生育率提高會(huì)拉大收入不平等，如果每個(gè)婦女平均多生育一個(gè)孩子，將會(huì)使基尼系數(shù)增加0.025；第二，以出生率作為總和生育率替代指標(biāo)的實(shí)證結(jié)果與基準(zhǔn)結(jié)果基本一致，這說明對(duì)于宏觀加總層面的研究，不同生育率測(cè)算指標(biāo)之間是高度正相關(guān)的，彼此替代也能得到高水平的準(zhǔn)確性，這也驗(yàn)證了Bogue和Palmore(1964)的研究；第三，對(duì)于代際收入流動(dòng)彈性越高、收入水平越低或生育率越高的國家(地區(qū))，其生育率提高對(duì)收入不平等的拉大作用越大。

本文與既有文獻(xiàn)的不同之處在于：(1)Boulier(1975)、Dyson和Murphy(1985)僅使用發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，Dahan和Tsiddon(1998)則是在一般均衡框架下進(jìn)行理論分析，并且他們都沒有考察代際收入流動(dòng)的作用，而本文所使用的跨國數(shù)據(jù)包含發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家，并且本文在理論與經(jīng)驗(yàn)上均考察了代際收入流動(dòng)的作用；(2)Lam(1986)僅使用了巴西的數(shù)據(jù)，而本文采用跨國數(shù)據(jù)，并且考察了生育率影響收入不平等的作用機(jī)制和異質(zhì)性特征，得到了更為豐富的結(jié)論。

二、理論模型

本部分通過一個(gè)簡(jiǎn)明的理論模型表明，如果窮人生育率大于富人，并且窮人向富人階層流動(dòng)的可能性小于富人一直處于富人階層的可能性，那么一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中生育率的提高會(huì)使窮人比重提高，進(jìn)而拉大收入不平等；此外，如果代際收入流動(dòng)彈性越高，會(huì)使窮人比重越高，這也會(huì)拉大收入不平等。在理論分析部分，與既有文獻(xiàn)一致(Lam，1986；Von Weizsacker，1995)，我們也是在收入方差分解公式的基礎(chǔ)上進(jìn)行分析；然而，不同于Lam(1986)直接基于收入方差項(xiàng)進(jìn)行考察，我們使用變異系數(shù)平方項(xiàng)作為衡量收入不平等的指標(biāo)，極大簡(jiǎn)化了證明過程。Von Weizsacker(1995)的模型是用于考察老年人口比重變化對(duì)總體收入不平等的影響，而我們的模型是用來分析生育率、窮人和富人比重對(duì)收入不平等的影響，并且考慮了代際收入流動(dòng)彈性。

(一)生育率對(duì)窮人比重的影響

假設(shè)經(jīng)濟(jì)體中的人口分為兩類——富人和窮人，t-1期的富人和窮人數(shù)量分別為NH和NL。一般情形下，富人數(shù)量小于窮人，因此假設(shè)00.5)。

那么在t期時(shí)，t-1期富人的子女中仍為富人的人口數(shù)量為αNHTFRH，變?yōu)楦F人的人口數(shù)量為(1-α)NHTFRH；t-1期窮人的子女中仍為窮人的人口數(shù)量為αNLTFRL，變?yōu)楦蝗说娜丝跀?shù)量為(1-α)NLTFRL。因此，t期時(shí)窮人的人口比重為：

(1)

式(1)中，令窮人的人口比重(φ)對(duì)窮人的生育率(TFRL)求偏導(dǎo)，可得：

(2)

其中，W=NHTFRH+NLTFRL。由于α>0.5，因此式(2)大于0，即窮人的生育率提高時(shí)，窮人的人口比重會(huì)提高。

式(1)中，令窮人的人口比重(φ)對(duì)富人的生育率(TFRH)求偏導(dǎo)，可得：

(3)

由于α>0.5，因此式(3)小于0，即富人的生育率提高時(shí)，窮人的人口比重會(huì)下降。

命題1：如果一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中富人的生育率小于窮人，且窮人向富人階層流動(dòng)的可能性小于富人一直處于富人階層的可能性，那么生育率的提高會(huì)使窮人的人口比重提高。

(二)窮人比重對(duì)收入不平等的影響

令收入變異系數(shù)平方(V2)對(duì)窮人比重(φ)求偏導(dǎo)，得到窮人比重對(duì)收入變異系數(shù)影響的偏效應(yīng)為：

(4)

(三)代際收入流動(dòng)彈性對(duì)窮人比重的影響

式(1)中，令窮人的人口比重(φ)對(duì)代際收入流動(dòng)彈性(α)求偏導(dǎo)，可得：

(5)

命題3：如果一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中的富人數(shù)量小于窮人數(shù)量，且富人的生育率小于窮人，那么代際收入流動(dòng)彈性越高，則窮人的人口比重越高。

綜合命題1和命題2可知，如果窮人的生育率大于富人，并且窮人向富人階層流動(dòng)的可能性小于富人一直處于富人階層的可能性，那么一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中的生育率提高會(huì)使窮人的人口比重提高，進(jìn)而拉大收入不平等；結(jié)合命題1、命題2和命題3可知，一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中的代際收入流動(dòng)彈性越高，生育率提高對(duì)收入不平等的拉大作用就越大。

三、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)

(一)計(jì)量模型設(shè)定

在實(shí)證部分，我們先考察生育率變化對(duì)收入不平等影響的總效應(yīng)，再考察作用機(jī)制和異質(zhì)性特征。為了避免遺漏變量而導(dǎo)致內(nèi)生性問題，還需控制其他諸多因素，如人均GDP和人力資本等?；诖?，建立如下線性估計(jì)模型：

Giniit=β0+β1×TFRit+δ×Zit+ui+ut+εit

(6)

其中，下標(biāo)i和t分別表示國家(地區(qū))和年份，ui和ut分別為國家(地區(qū))和年份固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。被解釋變量為基尼系數(shù)(Gini)，其取值范圍為(0，1)，我們將其作為衡量收入不平等的指標(biāo)(Barro，2000)。模型的核心解釋變量是總和生育率(TotalFertilityRate，TFR)。β1是我們最為關(guān)心的估計(jì)系數(shù)，根據(jù)前文分析，我們預(yù)期β1符號(hào)為正。

Z是控制變量組，主要參考既有文獻(xiàn)的研究，選取如下控制變量：(1)人均GDP(PGDP)，衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，取自然對(duì)數(shù)并加入其二次項(xiàng)(Kuznets，1955；Barro，2000)。(2)進(jìn)出口總額占比(Open)，用進(jìn)出口總額占GDP比重表示，衡量貿(mào)易開放水平。Williamson(1998)從美國與發(fā)展中國家在技術(shù)密集型和勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的比較優(yōu)勢(shì)出發(fā)，認(rèn)為美國貿(mào)易開放會(huì)拉大技能人才和非技能人才間的收入不平等；Bergh和Nilsson(2010)利用跨國數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放水平提高會(huì)拉大收入不平等。相反，Demir等(2012)研究發(fā)現(xiàn)，如果一國制造業(yè)中勞動(dòng)力比重高于某一門限值，那么該國制造業(yè)產(chǎn)品出口占比的提高將會(huì)使該國收入不平等縮小，這可能是由于出口惠及了大部分的中低層勞動(dòng)者。(3)政府消費(fèi)支出占比(Gov)，用政府消費(fèi)支出占GDP比重表示。Dollar和Kraay(2002)研究發(fā)現(xiàn)，政府消費(fèi)支出比重的提高有利于縮小一國的收入不平等，這是由于在增加的社會(huì)支出中窮人通常會(huì)受益更多。(4)國內(nèi)投資總額占比(Inv)，用國內(nèi)投資總額占GDP比重表示，用來衡量投資水平。Barro(2000)通過跨國數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，收入不平等與投資率之間的關(guān)系并不顯著。(5)城市化水平(Urb)，用城市人口占總?cè)丝诒戎睾饬?。Wan(2005)利用中國縣域家庭層面調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，城市化水平的提高會(huì)拉大收入不平等。(6)人力資本(HC)，人力資本水平的提高既有可能會(huì)拉大收入不平等(Climent和Domenech，2014)，也有可能會(huì)縮小收入不平等(Gregorio和Lee，2002)。(7)技術(shù)差距(Tecgap)，用來衡量一國人均GDP與美國的差距。*計(jì)算公式為：Tecgapit=1-(PGDPit/PGDPUSAit)，i表示所要計(jì)算的國家，PGDPUSAit指美國的人均GDP。技術(shù)進(jìn)步會(huì)提高一國對(duì)技能人才的需求，導(dǎo)致技能人才與非技能人才之間收入差距的擴(kuò)大，進(jìn)而拉大一國的收入不平等(Leamer，1996；Jaumotte等，2013)。(8)通貨膨脹(Inf)，用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)衡量，取自然對(duì)數(shù)，以此來反映宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)居民收入的影響。Cysne等(2005)和Albanesi(2007)的研究都發(fā)現(xiàn)通貨膨脹會(huì)拉大收入不平等。

(二)數(shù)據(jù)說明

各國基尼系數(shù)數(shù)據(jù)主要來自世界收入不平等數(shù)據(jù)庫(WorldIncomeInequalityDatabase，WIID3.0b)。*藍(lán)嘉俊等(2014)詳細(xì)介紹了關(guān)于此基尼系數(shù)跨國數(shù)據(jù)的處理和篩選方法?？偤蜕蕯?shù)據(jù)來自世界發(fā)展指標(biāo)(WDI)數(shù)據(jù)庫，總和生育率是指該國家(地區(qū))的婦女在育齡期間生育子女的平均數(shù)。*Lam(1986)以及Fielding和Torres(2009)采用總和生育率作為衡量生育率水平的指標(biāo)。其余變量的數(shù)據(jù)來源如下：人均GDP、進(jìn)出口總額占比、政府消費(fèi)支出占比、國內(nèi)投資總額占比、城市人口占比、技術(shù)差距和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等變量均來自WDI數(shù)據(jù)庫；人力資本變量來自PennWorldTable(PWT)數(shù)據(jù)庫；代際收入流動(dòng)彈性(Inter_Mob)變量來自Corak(2013)的測(cè)算。*我們搜集到22個(gè)國家的代際收入流動(dòng)指標(biāo)，其中OECD國家有：美國、英國、法國、德國、瑞典、意大利、瑞士、日本、新西蘭、澳大利亞、加拿大、芬蘭、挪威、丹麥、智利和西班牙；非OECD國家有：中國、新加坡、巴西、阿根廷、秘魯和巴基斯坦。最終，我們得到1970-2011年76個(gè)國家(地區(qū))的面板數(shù)據(jù)。

需要說明的是，出生率(BirthR)是指年中時(shí)估計(jì)的一年內(nèi)平均每百人中的活產(chǎn)嬰兒數(shù)，不包括移民的人口變動(dòng)率，后文將利用該指標(biāo)作為總和生育率指標(biāo)的替代變量，考察不同生育率測(cè)算指標(biāo)的可替代性；避孕普及率(Contr)是指本人或其性伴侶采取了任何形式的避孕措施的婦女所占百分比，后文將利用該指標(biāo)作為總和生育率指標(biāo)的工具變量。代際收入流動(dòng)彈性(Inter_Mob)是指子代經(jīng)濟(jì)收入對(duì)父代經(jīng)濟(jì)收入的彈性，代際收入流動(dòng)彈性越高說明子代經(jīng)濟(jì)收入與父代經(jīng)濟(jì)收入相關(guān)程度越高，此時(shí)社會(huì)代際流動(dòng)性越低。*為節(jié)約篇幅，未報(bào)告各變量的描述性統(tǒng)計(jì)，需要者可向作者索取。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基本估計(jì)結(jié)果

我們分別采用混合模型(OLS)、固定效應(yīng)模型(FE)和隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)來估計(jì)。首先，采用僅加入生育率變量和人均GDP變量的估計(jì)模型，即表1中的列(1)-列(3)，分別對(duì)應(yīng)OLS、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)。三種方法的估計(jì)結(jié)果相近，總和生育率變量(TFR)系數(shù)估計(jì)值顯著為正，且人均GDP變量的一次項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù)。然后，我們加入一系列控制變量(見表1中列(4)-列(6))，以檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果是否發(fā)生變化。結(jié)果表明，在控制一系列可能影響收入不平等的因素后，總和生育率變量(TFR)的系數(shù)估計(jì)值均顯著為正，且其他控制變量基本上對(duì)收入不平等有解釋作用。

對(duì)FE和RE模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，RE的估計(jì)結(jié)果最無偏一致，因此我們采用隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)，且將控制一系列可能影響收入不平等的變量后的估計(jì)結(jié)果作為基準(zhǔn)分析(見表1中列(6))。由表1中列(6)可見，總和生育率(TFR)的系數(shù)估計(jì)值為0.025，且在1%水平上顯著為正。從數(shù)量關(guān)系上看，在其他條件不變時(shí)，總和生育率每增加一個(gè)單位會(huì)使基尼系數(shù)增加0.025。換言之，如果每個(gè)婦女平均多生育一個(gè)孩子，將會(huì)使基尼系數(shù)增加0.025。在跨國數(shù)據(jù)中，基尼系數(shù)和總和生育率的樣本均值分別為0.378和2.810，在其他條件不變時(shí)，如果總和生育率從2.810提高到3.810，基尼系數(shù)將從0.378提高到0.403。這一結(jié)果在經(jīng)濟(jì)意義上是顯著的，從而印證了前文的理論分析。

接下來，我們結(jié)合既有文獻(xiàn)，對(duì)表1中列(6)各控制變量的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析：(1)人均GDP(PGDP)，一次項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù)，這表明當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高時(shí)，收入不平等水平先上升后下降(Kuznets，1955；Barro，2000)。(2)進(jìn)出口總額占比(Open)，系數(shù)估計(jì)值顯著為正，這表明貿(mào)易開放度的提高會(huì)使收入不平等擴(kuò)大，支持Williamson(1998)以及Bergh和Nilsson(2010)的結(jié)論。(3)政府消費(fèi)支出占比(Gov)，系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù)，這表明政府消費(fèi)支出的提高有利于縮小收入不平等，與既有研究結(jié)論一致(Dollar和Kraay，2002)。(4)國內(nèi)投資總額占比(Inv)，系數(shù)估計(jì)值為負(fù)，但不顯著，與Barro(2000)的研究結(jié)論相符，這可能是由于投資水平對(duì)不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)的收入不平等影響并不相同(Zhang和Fan，2004)。(5)城市人口占比(Urb)，系數(shù)估計(jì)值顯著為正，表明城市化水平的提高會(huì)拉大收入不平等(Wan，2005)。(6)人力資本(HC)，系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù)，這表明人力資本水平的提高會(huì)縮小地區(qū)的收入不平等(Gregorio和Lee，2002)。(7)技術(shù)差距(Tecgap)，系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù)，這表明一國的技術(shù)發(fā)展水平與美國相差越大，該國的收入不平等水平越低。(8)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(ln(Inf))，系數(shù)估計(jì)值顯著為正，這表明通貨膨脹會(huì)拉大收入不平等(Cysne等，2005；Albanesi，2007)。

表1 基本估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平(以下各表同)；OLS回歸模型(列(1)與列(4))沒有控制國家/年份固定效應(yīng)，F(xiàn)E回歸模型和RE回歸模型均控制了國家和年份固定效應(yīng)。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

此部分主要考慮潛在的內(nèi)生性問題、異常樣本點(diǎn)的影響以及按時(shí)間段分樣本的估計(jì)結(jié)果是否穩(wěn)健。首先，考慮潛在的內(nèi)生性問題。模型存在內(nèi)生性問題的主要原因有三個(gè)：遺漏變量偏誤；聯(lián)立因果，即不僅生育率的變化會(huì)影響收入不平等，收入不平等的變化也會(huì)反過來影響生育率；變量測(cè)量誤差。

對(duì)于遺漏變量可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文盡可能地將影響收入不平等的因素納入模型中，并使用各解釋變量的滯后項(xiàng)作為當(dāng)期項(xiàng)的替代變量，仍采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)(見表2中列(4))。由于當(dāng)期項(xiàng)與滯后項(xiàng)高度相關(guān)，并且滯后項(xiàng)與當(dāng)期的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不可能存在同期相關(guān)的問題，這種處理方法能夠很好地解決遺漏變量引致的內(nèi)生性問題。由估計(jì)結(jié)果可見，總和生育率(TFR)變量滯后項(xiàng)的估計(jì)值不變，且在1%水平上顯著為正。*表2中列(1)-列(3)是考慮異方差穩(wěn)健估計(jì)后OLS、FE和RE模型的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果與表1一致。

對(duì)于聯(lián)立因果和測(cè)量誤差所引致的內(nèi)生性問題，通常采用工具變量法。根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，我們采用避孕普及率變量(Contr)作為總和生育率變量的工具變量，因?yàn)楸茉衅占奥适怯绊懣偤蜕实囊粋€(gè)關(guān)鍵因素，并且不易受到收入不平等水平的影響。表2中列(5)報(bào)告了工具變量回歸法(IV)第一階段的回歸結(jié)果，避孕普及率(Contr)變量的系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù)，且R2為0.820。這一結(jié)果說明避孕普及率越高的地區(qū)，其總和生育率越低。表2中列(6)報(bào)告了兩階段最小二乘法的回歸結(jié)果。Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)拒絕了“測(cè)量誤差或者內(nèi)生性引致的偏誤不嚴(yán)重”的原假設(shè)，在工具變量法估計(jì)下，總和生育率變量系數(shù)估計(jì)值仍顯著為正，而系數(shù)估計(jì)值為0.013，比RE模型的估計(jì)結(jié)果小了0.012，這說明聯(lián)立因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題使結(jié)果高估了。

表2 克服內(nèi)生性問題的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：列(1)-列(3)是考慮異方差穩(wěn)健估計(jì)后OLS、FE和RE模型的估計(jì)結(jié)果；列(5)為兩階段最小二乘法第一階段的回歸結(jié)果，其被解釋變量為總和生育率(TFR)，核心解釋變量是避孕普及率(Contr)；列(6)Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)P值為0.000；表2所有回歸的控制變量與表1中的列(6)一致，且控制國家和年份效應(yīng)，均包含常數(shù)項(xiàng)，為節(jié)約篇幅，未報(bào)告。

其次，考慮異常樣本點(diǎn)的影響。由于中國總和生育率的下降主要是由生育政策的外在影響引起的，其生育率變化對(duì)收入不平等的影響可能有別于一般規(guī)律，因此表3中列(2)給出了剔除中國樣本后的回歸結(jié)果。此外，我們分別剔除基尼系數(shù)和總和生育率的極端值數(shù)據(jù)，如表3中列(3)是剔除基尼系數(shù)位于1%分位數(shù)以下以及99%分位數(shù)以上的數(shù)據(jù)后并同時(shí)匯報(bào)隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)和中位數(shù)回歸(MedianRegression)的估計(jì)結(jié)果。由表3可知，不管是剔除中國樣本后的情形，還是以不同分位數(shù)剔除異常樣本點(diǎn)的情形，隨機(jī)效應(yīng)模型和中位數(shù)回歸結(jié)果中總和生育率變量的系數(shù)估計(jì)值均顯著為正。

最后，我們將全樣本(1970-2011年)劃分為兩個(gè)時(shí)間段的子樣本(1970-1990年和1991-2011年)，并分別進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)，估計(jì)結(jié)果表明，不管是全樣本還是分時(shí)間段的兩個(gè)子樣本，總和生育率變量的系數(shù)估計(jì)值均顯著為正。*為節(jié)約篇幅，未報(bào)告按時(shí)間段分樣本的估計(jì)結(jié)果，需要者可向作者索取。

表3 考慮異常樣本點(diǎn)影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：被解釋變量為基尼系數(shù)(Gini)，解釋變量為總和生育率(TFR)和其他控制變量；RE是隨機(jī)效應(yīng)模型下的回歸結(jié)果，MedianRegression是采用中位數(shù)回歸方法的估計(jì)結(jié)果；為節(jié)約篇幅，僅報(bào)告總和生育率(TFR)的系數(shù)估計(jì)結(jié)果以及變量觀測(cè)數(shù)，其余控制變量的估計(jì)結(jié)果省略了。

(三)進(jìn)一步的穩(wěn)健性分析：以出生率為替代變量

除了總和生育率，出生率也是一個(gè)衡量生育率的指標(biāo)。Bogue和Palmore(1964)提到，不同生育率測(cè)算指標(biāo)之間是高度正相關(guān)的，對(duì)于國家宏觀加總層面的研究，利用一種生育率指標(biāo)去替代另外一種生育率指標(biāo)，仍能得到很高水平的準(zhǔn)確性。基于此，本文將出生率變量(BirthR)作為總和生育率變量(TFR)的替代指標(biāo)，采取與前文一致的估計(jì)方法和步驟重新進(jìn)行估計(jì)。

表4中列(1)-列(3)分別為OLS、FE和RE模型估計(jì)，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果也表明RE模型的估計(jì)結(jié)果最無偏一致。由表4中列(3)的估計(jì)結(jié)果可知，出生率變量(BirthR)的系數(shù)估計(jì)值為0.038，且在1%水平上顯著，表明出生率水平的提高會(huì)拉大收入不平等，這一結(jié)果與使用總和生育率變量的結(jié)果一致。此外，我們分別考慮潛在的內(nèi)生性問題(表4中列(4)與列(5))、剔除異常樣本點(diǎn)以及考慮按時(shí)間段分樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，*為節(jié)約篇幅，未報(bào)告剔除異常樣本點(diǎn)以及按時(shí)間段分樣本的估計(jì)結(jié)果，需要者可向作者索取。這些額外穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果均表明出生率變量(BirthR)的系數(shù)估計(jì)值顯著為正。這一結(jié)果使我們更加確信此前得到的研究結(jié)論，并且表明在宏觀加總層面，不同生育率測(cè)算指標(biāo)之間的彼此替代具有高準(zhǔn)確性。

表4 以出生率作為替代指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：表4所有回歸的控制變量與表1中的列(6)一致，且控制國家和年份效應(yīng)，均包含常數(shù)項(xiàng)，為節(jié)約篇幅，未報(bào)告。

五、生育率對(duì)收入不平等影響的作用機(jī)制與異質(zhì)性特征

(一)生育率對(duì)收入不平等影響的作用機(jī)制

前文的理論模型中關(guān)于生育率對(duì)收入不平等影響的作用機(jī)制表明，如果窮人的生育率大于富人，并且窮人向富人階層流動(dòng)的可能性小于富人一直處于富人階層的可能性，那么一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中的代際收入流動(dòng)彈性越高，生育率提高對(duì)收入不平等的拉大作用也就越大。本部分將利用22個(gè)國家的代際收入流動(dòng)彈性指標(biāo)來檢驗(yàn)這一作用機(jī)制。

首先，利用交互項(xiàng)檢驗(yàn)方法來識(shí)別作用機(jī)制。由于代際收入流動(dòng)彈性是一個(gè)非時(shí)變變量，根據(jù)Jia(2014)的做法，我們未在方程中單獨(dú)引入代際收入流動(dòng)彈性變量，僅放入生育率變量及其與代際收入流動(dòng)彈性變量的交互項(xiàng)(TFR×Inter_Mob)。表5中列(2)的估計(jì)結(jié)果顯示，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這表明代際收入流動(dòng)彈性越高，生育率的提高對(duì)收入不平等的拉大作用越大。表5中列(4)利用出生率變量與代際收入流動(dòng)彈性變量的交互項(xiàng)(BirthR×Inter_Mob)的回歸結(jié)果也一致，交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)顯著為正。

交互項(xiàng)回歸的隱含前提是假設(shè)對(duì)于不同代際收入流動(dòng)彈性的國家，其余控制變量對(duì)收入不平等的影響程度是相同的。然而這種假設(shè)并不完全合理，因此我們根據(jù)代際收入流動(dòng)彈性變量(Inter_Mob)的均值(0.394)作為劃分標(biāo)準(zhǔn)，將22個(gè)國家劃分為代際收入流動(dòng)彈性高與代際收入流動(dòng)彈性低的國家。表5中列(5)與列(6)關(guān)于這兩類國家分樣本回歸發(fā)現(xiàn)：在代際收入流動(dòng)彈性高的國家，生育率變化對(duì)收入不平等有顯著的正向影響；而在代際收入流動(dòng)彈性低的國家，生育率變化對(duì)收入不平等沒有顯著影響。表5中列(7)與列(8)利用出生率變量(BirthR)的回歸結(jié)果也一致。

上述檢驗(yàn)結(jié)果支持了前文關(guān)于生育率對(duì)收入不平等影響的作用機(jī)制分析，即代際收入流動(dòng)彈性越高，生育率提高對(duì)收入不平等的拉大作用就越大。

表5 作用機(jī)制檢驗(yàn)

注：列(1)與列(3)是基準(zhǔn)回歸結(jié)果，列(2)與列(4)是加入交互項(xiàng)后的回歸結(jié)果，列(5)-列(8)是分樣本回歸結(jié)果；表5中所有回歸的控制變量與表1中列(6)一致，且控制國家和年份效應(yīng)，均包含常數(shù)項(xiàng)，為節(jié)約篇幅，未報(bào)告。

(二)生育率對(duì)收入不平等影響的異質(zhì)性特征

對(duì)于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的國家，其收入不平等水平與生育率也表現(xiàn)出明顯差異。根據(jù)前文分析，將所有國家劃分為高收入國家和低收入國家兩個(gè)子樣本。高收入國家的收入不平等水平一般低于低收入國家，且其總和生育率也明顯低于低收入國家。*根據(jù)筆者整理的跨國數(shù)據(jù)計(jì)算后發(fā)現(xiàn)，高收入國家基尼系數(shù)的平均水平比低收入國家低0.10，高收入國家總和生育率的平均水平比低收入國家低1.90。那么對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平或者生育率處于不同階段的國家，其生育率變化對(duì)收入不平等的影響是否有所差異或存在某種規(guī)律特征？本部分將分別考察不同收入水平以及不同生育率下生育率變化對(duì)收入不平等的影響差異。

首先，考察不同收入水平下生育率對(duì)收入不平等作用的異質(zhì)性。表6中，Income_Dummy是衡量收入水平的虛擬變量，高收入國家為1，低收入國家為0。在原回歸模型基礎(chǔ)上，加入總和生育率與收入水平虛擬變量的交互項(xiàng)(TFR×Income_Dummy)。結(jié)果表明，總和生育率變量(TFR)顯著為正，交互項(xiàng)(TFR×Income_Dummy)顯著為負(fù)，這說明總體而言生育率提高會(huì)拉大收入不平等，而低收入國家生育率對(duì)收入不平等的拉大作用比高收入國家更大。其次，考察不同生育率水平下生育率對(duì)收入不平等作用的異質(zhì)性。表6中，TFR_Dummy是根據(jù)總和生育率平均水平(2.810)劃分而生成的虛擬變量，當(dāng)總和生育率高于2.810時(shí)，TFR_Dummy為1，反之則為0。估計(jì)結(jié)果表明，總和生育率變量(TFR)系數(shù)為正，交互項(xiàng)(TFR×TFR_Dummy)顯著為正，這說明相比于那些總和生育率處于較低水平的國家，在總和生育率處于較高水平的國家里，生育率對(duì)收入不平等的拉大作用更大。

同樣地，我們將樣本劃分為高收入國家和低收入國家、高生育率國家和低生育率國家進(jìn)行估計(jì)(如表6中列(4)-列(7)所示)，估計(jì)結(jié)果顯示，高收入國家的總和生育率變量的系數(shù)估計(jì)值不顯著，低收入國家的總和生育率變量的系數(shù)估計(jì)值顯著為正；高生育率國家的總和生育率變量的系數(shù)估計(jì)值顯著為正，低生育率國家的總和生育率變量的系數(shù)估計(jì)值不顯著。這些結(jié)果進(jìn)一步支持了上述交互項(xiàng)回歸的分析結(jié)果。

利用出生率作為替代指標(biāo)的異質(zhì)性考察結(jié)果與利用總和生育率指標(biāo)的考察結(jié)果完全一致。*為節(jié)約篇幅，未報(bào)告利用出生率指標(biāo)進(jìn)行異質(zhì)性考察的估計(jì)結(jié)果，需要者可向作者索取?？傊?，生育率提高總體上會(huì)拉大收入不平等，而低收入國家的生育率對(duì)收入不平等的拉大作用比高收入國家更大，在總和生育率處于較高水平的國家里，生育率對(duì)收入不平等的拉大作用更大。

表6 生育率對(duì)收入不平等影響的異質(zhì)性特征

注：列(1)是全樣本回歸結(jié)果，列(2)與列(3)是加入交互項(xiàng)后的回歸結(jié)果，列(4)-列(7)是分樣本回歸結(jié)果；表6中所有回歸的控制變量與表1中列(6)一致，且控制國家和年份效應(yīng)，均包含常數(shù)項(xiàng)，為節(jié)約篇幅，未報(bào)告。

六、結(jié)論與政策啟示

本文從理論與經(jīng)驗(yàn)兩個(gè)方面考察了生育率對(duì)收入不平等的影響。首先，我們通過一個(gè)理論模型表明，如果窮人的生育率大于富人，并且窮人向富人階層流動(dòng)的可能性小于富人一直處于富人階層的可能性，那么一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中的生育率提高會(huì)使窮人比重提高，進(jìn)而拉大收入不平等；并且一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中的代際收入流動(dòng)彈性越高，生育率提高對(duì)收入不平等的拉大作用就越大。然后，我們利用1970-2011年76個(gè)國家(地區(qū))面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)：第一，總和生育率提高會(huì)拉大收入不平等，如果每個(gè)婦女平均多生育一個(gè)孩子，將會(huì)使基尼系數(shù)增加0.025，且這一結(jié)果在經(jīng)濟(jì)意義上顯著；第二，以出生率作為總和生育率的替代指標(biāo)，其實(shí)證結(jié)果與以總和生育率作為核心解釋變量的基準(zhǔn)結(jié)果基本一致，這說明對(duì)于宏觀加總層面的研究，不同生育率測(cè)算指標(biāo)之間是高度正相關(guān)的，彼此替代也能得到高水平的準(zhǔn)確性，這也驗(yàn)證了Bogue和Palmore(1964)的研究；第三，對(duì)于代際收入流動(dòng)彈性越高、收入水平越低或生育率越高的國家(地區(qū))，其生育率提高對(duì)收入不平等的拉大作用越大。

本文關(guān)于生育率對(duì)收入不平等影響的作用機(jī)制和異質(zhì)性特征考察所得結(jié)論，對(duì)于我國如何在實(shí)施“全面二孩”政策下尋求應(yīng)對(duì)嚴(yán)峻的收入分配問題之策具有政策啟示。首先，根據(jù)本文異質(zhì)性特征的考察，對(duì)于生育率較低的國家，其生育率提高對(duì)收入不平等的拉大作用較不明顯，而目前我國的生育率處于較低水平，并且生育意愿普遍較低，因此“全面二孩”政策帶來的生育率提高對(duì)收入不平等的影響較小，并且具有促進(jìn)人口均衡發(fā)展的諸多作用，應(yīng)該全面落地并給予鼓勵(lì)。其次，低收入群體的生育率通常都會(huì)顯著高于高收入群體，因此響應(yīng)“全面二孩”政策的人群可能主要是低收入群體。由于低收入群體的經(jīng)濟(jì)狀況處于中下水平，如果低收入群體生育二孩，他們?cè)趽狃B(yǎng)子女上將會(huì)面臨較大的經(jīng)濟(jì)壓力，多生育子女將會(huì)降低低收入群體的家庭投資(包括人力資本投資)和生產(chǎn)能力，最終使其與高收入群體的收入差距進(jìn)一步拉大。因此，為了緩解低收入群體生育二孩時(shí)面臨的經(jīng)濟(jì)壓力以及減輕這種經(jīng)濟(jì)壓力對(duì)家庭投資和生產(chǎn)的擠出效應(yīng)，政府可以考慮從提高低收入群體的收入和保障等方面制定相關(guān)政策，例如，給予低收入群體生育補(bǔ)貼和稅收減免，在教育資源投入上給予低收入群體適當(dāng)?shù)膬?yōu)惠和傾斜，對(duì)低收入群體的婦女生育后的就業(yè)和發(fā)展提供保障。最后，根據(jù)本文的作用機(jī)制考察可知，社會(huì)代際收入流動(dòng)越低，生育率提高對(duì)收入不平等的拉大作用越大，因此政府也可以考慮從提高社會(huì)代際收入流動(dòng)性方面制定相關(guān)政策來緩解收入不平等。

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(責(zé)任編輯 景 行)

An International Study on the Relationship between Fertility Rate and Income Inequality under the Constraint of Intergenerational Mobility

Lan Jiajun1, Wu Chaolin2,3, Yu Lingzheng4

(1.WangYananInstituteforStudiesinEconomics,XiamenUniversity,Xiamen361005,China;2.SchoolofEconomicsandManagement,SouthChinaNormalUniversity,Guangzhou510006,China;3.SouthChinaResearchCenterforMarketEconomy,SouthChinaNormalUniversity,Guangzhou510006,China;4.SchoolofEconomicsandFinance,HuaqiaoUniversity,Quanzhou362021,China)

The problems of income inequality and low fertility rate are two major challenges in China nowadays. However, there are few researches about the relationship between demographic factor and income inequality from the perspective of fertility rate and exploring the role of intergenerational income mobility in the academia. This paper theoretically and empirically explores the impact of fertility rate on income inequality. The theoretical analysis shows that an increase in fertility rate will increase the proportion of the poor, thus enlarging the income inequality in an economy under the assumption of the intergenerational income mobility. Furthermore, using a cross-country panel dataset covering 76 countries and regions between 1970 and 2011, our empirical findings show as follows: firstly, an increase in total fertility rate will lead to a rise in income inequality; specifically speaking, if each woman has one more child on average, the Gini coefficient will increase by 0.025; secondly, the results by using the birth rate as a proxy indicator for total fertility rate are identical with the basic results, which mean that different measurement indicators for fertility rate are highly correlated with each other and can be mutually substituted; thirdly, total fertility rate has a greater impact on income inequality in countries with higher level of intergenerational income mobility elasticity, lower level of income, or higher level of total fertility rate. The analysis of the mechanism and heterogeneous characteristics of the effect of fertility rate on income inequality provides international experience and enlightenment for how to deal with the serious income distribution issue under the universal two-child policy.

income inequality; intergenerational income mobility; total fertility rate; birth rate

2015-09-29

國家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目(16CRK017)

藍(lán)嘉俊(1989-)，男，福建漳州人，廈門大學(xué)王亞南經(jīng)濟(jì)研究院博士研究生； 吳超林(1965-)，男，廣東韶關(guān)人，華南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院、華南市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)研究中心教授，博士生導(dǎo)師； 余玲錚(1985-)，女，福建福州人，華僑大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院副教授。

F01; C923

A

1001-9952(2017)05-0018-13

10.16538/j.cnki.jfe.2017.05.002