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托马斯·皮凯蒂 等:中国资本积累、私有财产与不平等的增长:1978—2015

更新时间:2019-05-26 18:39:02
作者: 托马斯·皮凯蒂    
但总体而言,托宾 Q 值接近于 1。因此,我们假设托宾 Q 值等于 1,来计算 1993 年前(不存在中国公司股票市场价值的估计时)中国公司价值。在线附录中我们还报告了 1978—2016 年以账面价值而非市场价值估算公司价值后的国民财富,我们称之为账面价值国民财富。 因为 1993 年后托宾 Q 值接近于 1,因此账面价值与市场价值的国民财富相同。其余部分我们重点讨论市场价值数据序列。

  

   2. 中国国民收入和财富的数据来源

  

   中国国民经济核算的传统由来已久, B 我们使用遵循最新国际指南的官方国民经济核算。 1992 年以前,中国的国民经济核算建立在物质产品平衡表体系(MPS)基础上,我们使用了最新的官方核算中的概念与定义对这些数据进行同质。 C 收入与产出数据的基本来源为《中国统计年鉴》与始于 1949 年的《新中国统计资料汇编》。这些数据来源让我们得以提供 1978—2015 年国民收入及其构成要素的年度数据序列。

  

   关于中国官方统计数据是否以及在多大程度上高估收入增长存在争议。Young(2003)利用官方统计数据重新估算 GDP 平减指数后系统地向下修正了中国经济增长。遵循他的方法与修正,文中报告的所有实际值(财富和收入)均使用修正后的 GDP 平减指数。此外,我们还通过将正的房屋租金收入纳入GDP 来略微上调了 GDP 水平,这种做法在中国官方经济核算中尚未实现。修正后的实际 GDP 增长率介于官方 GDP 增长率和 Maddison 和 Wu(2008)的保守估计之间,但更接近后者的估计。

  

   关于国民财富,早些时候, Chow(1993)曾尝试记录了中国资本形成,但并未提供完整的资产负债表。通过他的数据序列也无法充分研究公有财产与私有财产的区别、资产价格的作用以及土地的重要性。我们采用官方和非官方对中国资产负债表的独立估计。国家统计局(National Bureau of Statistics,NBS)自 1997 年开始编制国家资产负债表,而迄今尚未公布相关数据,但有关固定资本存量的官方数据序列可得。除官方数据序列外,近期一些研究尝试构建中国的国家资产负债表。最具体的尝试有马骏等(2012)、曹远征等(2012)及李扬等(2013、2015)。

  

   我们从马骏等(2012)、李扬等(2013、2015)及官方固定资本估计开始,同时进行相应调整以确保与发达国家资产负债表的同质性和可比性。由于1993 年以前的数据来源相对有限,因此我们的年度数据序列从 1993 年开始,并单独估计 1978 年和 1985 年的数据。数据序列中纳入了1978 年、1985 年及1993—2015 年农业用地和住房价值的新估计值,并考虑农村资产的半私有性质,调整了农业用地价值。对原始国家资产负债表数据进行的所有计算和调整将在附录 A.1 部分中详细讨论。

  

   (二)收入与财富分配数据

  

   1. 收入分配数据

  

   我们通过三个步骤构建收入分配的数据序列:(1)我们从住户收入调查数据开始;(2)使用高收入个人的税收数据修正调查数据;(3)利用国民经济核算和财富数据计算免税资本收入。所有相应的计算机代码均在线提供,完整的方法细节和稳健性检验在附录 B 部分中讨论。

  

   第一步,中国国家统计局(China’s Statistical Bureau,CSB)每年在农村和城镇地区进行的具有全国代表性的大规模住户调查。 尽管我们做了许多努力仍未能取得这些调查的微观资料,但国家统计局已发布按收入等级和收入来源(工资、养老金及其他替代收入、经营性收入与资本收入)划分的表格。我们使用了 1978—2015 年农村和城镇调查的所有年度表格。 本文利用 Blanchet 等(2017)提出的广义帕累托插值技术(GeneralizedPareto Interpolation Techniques)分别估计中国农村、城镇和全国的完整收入分配情况。广义帕累托插值让我们在没有参数假设的情况下根据收入表恢复完整的收入分配。我们参考 Blanchet 等(2017)对该插值技术可靠性的详细检验,其在很大程度上主导了标准插值工具在文献中的应用。我们用广义百分位数(或g 百分位数)表示分布。共有 127 个 g 百分位数: 99 个为位于底层的百分位数,9 个为位于最高百分位数底层的千分位数, 9 个为位于最高千分位数底层的万分位数, 10 个为最高万分位数的十万分位数。

  

   本文使用的收入为税前收入,包括养老金收入(及失业保险等其他替代收入),扣除养老金缴费(及为替代收入流提供资金的其他社保缴费)。观测的单位是成年人,其收入在家庭成员中平均分配。这意味着我们关注的是每个成年人的收入分配情况,并将家庭收入除以每个家庭中成年人的数量。

  

   第二步,利用所得税数据修正顶层人口调查收入的分配情况。中国从 1980年开始实行累进个人所得税。但直到现在,中国税务机构还未公布详细的所得税统计数据,唯一可用的信息是有时按收入来源而不是收入等级分类的所得税总收入。由于缺乏更好的数据,Piketty 和 Qian(2009)使用住户调查和所得税法模拟了理论上的所得税收入,结果发现模拟的收入小于观察到的收入。这表明与其他国家通常发现的情况一致,中国住户调查中报告的顶层收入偏低。

  

   2006 年国家税务总局下发通知,要求所有个人应纳税所得额在 12 万元以上的纳税人进行专项申报,并开始公布这类纳税人的数量及其应纳税所得额。2006—2010 年,高收入者的新统计数据每年在国家层面公布,但 2011年公布中断。然而,该通知至今仍然适用, 2011—2015 年,省级层面公布了收入年度数据(有时还会发布收入在 50 万元和 100 万元以上的纳税人信息)。2011 年以来并非所有省份都被覆盖,我们收集了提供顶层收入有价值信息的省级层面表格。 2016—2010 年申报应税所得在 12 万元以上的纳税人约约占城镇成年人口的 0.5%( 2006 年不到 0.4%, 2010 年超过 0.6%)。

  

   尽管财政数据不完善(如下文讨论,可能应被视为提供实际不平等的下限),但有意思的一点是,财政数据报告的该组(约顶层 0.5%)的应纳税收入已经远超城镇住户调查中 0.5% 的顶层人口观测到的相应水平。 2006—2010年,如果我们观察分位数函数 q(p)(即百分位数 p=0.995 对应的收入门槛值 q(p)),财政数据报告的收入水平门槛值是住户调查中的 1.3~1.6 倍;如果我们观察上层收入函数 y(p)(即百分位数高于 p=0.995 时的平均收入 y(p))时,财政数据报告的平均收入水平大于住户调查中相应水平的 2.5~3倍。住户调查中的顶层收入水平大大低估。

  

   基准修正基于以下假设:调查数据在百分位数低于 p1=0.8 时可靠,财政数据在百分位数高于 p2=0.995 时可靠。且分位数比的上调因子 f(p)在p1 和 p2 间,从 f(p1) =1 分段线性上升到观测到的财政 / 调查比 f(p2),以生成一条光滑凸性的帕累托曲线(Blanchet 等, 2017)。而后将广义帕累托插值技术应用到修正后的表格中,获得以广义百分位数表示的 1978—2015年中国城乡完整的成人人均收入分配情况 A 。我们还基于不同分段线性规则提供了 f(p1)与 f(p2)间上调因子的几种变形(见附录 B.1),对结果的影响有限。

  

   第三步,考虑免税资本收入,修正财政数据中的应纳税收入,并估算税前国民总收入分配情况。即使没有逃税,应纳税收入数据中也缺少资本收入的重要组成部分。首先,也是最重要的一点,中国(以及大多数其他国家)私营公司的未分配利润未包含在应税收入中。私人股东以未分配利润(而非股息和股票回购)形式积累财富的程度很可能因时间和国家(如由于税收激励改变)而发生变化,进而导致不平等统计数据出现偏差,所以修正十分重要。另一种免税资本收入的主要形式是自有住房租金。我们做了如下工作。

  

   首先,利用国民经济核算数据估计应纳税收入数据中未包含的资本收入总额 ynf演变(将 ynf定义为未分配利润的私有份额和中国家庭获得的其他免税资本收入,包括估算的住房租金)。我们发现,因为私人公司所有权和私人住房的增加, 1978—2015 年, ynf占人均成人国民收入的比例从不足 5% 逐渐上升至 15%(2007 年达到峰值,近年来下降到约 11%~12%)。而应纳税收入总额 yf(扣除前的应纳税总收入)在这一时期的比例约为 70%。估计人均成人国民收入( yp=yf+ynf)分配需要对 ynf的分布及 yf与 ynf的关系做出假设。我们假设 ynf遵循与财富相同的分布,并将广义帕累托插值技术应用于家庭财富调查和财富排名(见下文)进行估计。对于 yf和 ynf间的相关结构,根据在微观资料充足国家(即美国和法国,Blanchet et al., 2017)获得的估计,我们使用参数 θ=2 的 Gumbel copulas 函数族。

  

   最后,运用一个成比例的上调因子将私人收入( yp=yf+ynf)分配转化为国民收入 y 分配,这对收入份额没有影响。标准化的目标是确保个人收入总额与国民收入相等,以让各国的收入水平可比。

  

   总之,我们的不平等数据有两个主要优势:包含对准确地捕获高收入者至关重要的纳税申报数据,且分配了 100% 的中国国民收入(这是对不平等进行一致比较的关键)。我们数据的主要局限在于可能会受到逃税的影响(这不是中国特有的问题)。逃税会使我们的估计在几个方面产生偏差。例如,未能将隐藏在海外的资产纳入其中,可能会低估顶层收入份额。另外,如果许多非公司企业收入没有正常申报, E 可能会低估中产阶级的收入份额。其他国家的经验表明,逃税可能会导致我们低估不平等( Alstads?ter et al.,2017a、b)。但逃税的规模和分配还需在中国具体背景下进行更多研究。

  

   2. 财富分配数据序列

  

   为了衡量财富不平等的演变,我们使用了中国家庭收入调查项目(CHIP)在 1995 年和 2002 年进行的家庭财富调查数据,以及中国家庭追踪调查(CFPS)在 2010 年和 2012 年进行的家庭财富调查数据。已获得的这些调查的微观数据显示,中国财富集中度随着时间推移大幅上升。由于接触富裕群体总是一项挑战,调查可能低估顶层人口的财富水平。因此,我们将财富调查数据与2001—2016 年中国最富裕家庭的年度胡润( Hurun)排行榜进行综合。


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文章来源:《财经智库》2019年第3期
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