產權保護與財產性收入——來自微觀家庭的證據

陳 剛

(西南政法大學 經濟學院，重慶401120)

一、引 言

改革開放以來，中國經濟取得的發展成績是舉世公認的。1979-2010年，中國經濟連續32年平均每年以9.9%的速度增長，經濟規模增加了20.5倍，一躍成為全球第二大經濟體。同時，在高速經濟增長的帶動下，中國居民的收入水平也大幅增長了，人均收入由1978年的182美元增長到了2010年的4370美元，成功進入了中等收入國家的行列。但是，中國居民收入大幅增長的背后，卻包含著收入結構失衡的隱患，其中，缺少財產性收入是居民收入結構失衡的一個重要方面。統計數據顯示(圖1)，雖然中國城鎮居民和農村居民的財產性收入占總收入的比重在2000年之后都有明顯的增長，截止2012年分別增長到了2.6%和2.3%，但是仍然遠遠低于英國(4.5%)、美國(5.8%)和德國(6.2%)等工業化國家2004年的水平[1]。

居民缺少財產性收入，可能是造成中國經濟內需不振以及外部失衡的重要原因。因為在經驗上，財產性收入的邊際消費率是遠比其它來源收入的邊際消費率更高，①因此，居民缺少財產性收入，抑制了中國國內需求的增長[2]，進而惡化了宏觀經濟的外部失衡。同時，缺少財產性收入也拖累了居民收入的增長速度，這還可能促使中國經濟陷入所謂的“中等收入陷阱”，延緩中國由中等收入國家向高收入國家的轉型進程。因此，增加居民的財產性收入，對于中國經濟平衡其經濟結構以及成功跨越“中等收入陷阱”，具有十分重要的現實意義。

圖1 中國居民財產性收入占比

觀察中國居民家庭的投資選擇行為，有一個引人注目的現象是，中國居民家庭的資產配置，往往更偏好投資于銀行存款和現金等具有更低收益率的無風險金融資產，但對股票、基金、銀行理財產品等高風險資產的投資激勵卻是不足的。中國家庭金融資產2012年調查顯示，中國家庭金融資產中銀行存款和現金等無風險金融資產的占比超過了75%，遠遠高于美國家庭持有的無風險金融資產的占比比例①數據摘自2012年《中國家庭金融資產調查報告精選》，下載地址:http://chfs.swufe.edu.cn/。。上述現象說明，中國居民家庭之所以缺少財產性收入，與其過度偏好低收益率的無風險金融資產的資產選擇相關。那么，中國居民家庭為何過度偏好低收益率的無風險資產，并因此具有較低的財產性收入呢?這在現有文獻中，一般被歸結為中國金融市場發展滯后造成的家庭投資理財產品欠缺和投資渠道缺乏[3-5]。但是，中國金融市場發展滯后可能不足以完全解釋這一現象。因為，中國的金融市場在過去10多年里取得了長足的發展，金融產品種類數和市場規模得到了極大的豐富和擴展②截止2010年，中國各類金融機構的貸款規模占GDP的比例已接近120%，遠遠高于一些公認的金融中介主導型國家的水平;同期，國內債券市場和股票市場規模也均已躍居到了全球第五的位置。上述數據摘自《2010年國際金融市場報告》。，已基本建成了較為健全的金融投資理財產品市場。但是，中國家庭的金融資產配置行為卻并未隨之發生相應的變化，通貨和存款等無風險資產在中國家庭享有的金融資產中的占比是長期穩定的③歷年《中國金融年鑒》中資金流量表(金融交易賬戶)提供的住戶資金運用情況顯示，2000-2010年住戶配置到通貨和存款項目上的資金占比是非常穩定的，其中，通貨占資金運用總量的比例穩定在7-8%左右，存款穩定在75%左右。這說明，中國家庭的金融資產選擇行為并未隨著金融市場的發展，而發生相應的改變。。

與現有文獻中的觀點不同，本文認為不完善的產權保護制度可能是造成中國家庭過度偏好低收益率的無風險資產，并進而缺少財產性收入更為根本的原因。阿爾欽[6]將產權定義為“一個社會所實施的選擇一種經濟品的使用的權利”。產權的主要功能就是通過界定人們在經濟活動中如何受益，如何受損，以及如何進行補償的規則，促進人們形成他與他人進行交易的穩定預期，進而影響人們在資源配置中的激勵和行為。因此不難理解，不完善的產權保護制度，將會放大各類金融資產被“掠奪”的非市場風險，降低人們對高收益率的風險資產的支付意愿，并促使人們把更多的資源用于“掠奪”和防范被“掠奪”;反之，完善的產權保護制度，則有助于降低各類金融資產的非市場風險，激勵人們在更低的風險預期下投資金融資產，以實現投資收益的最大化。在改革開放之后，雖然私人產權在中國重新得到了社會和國家的承認。但是，中國的法律制度給予私人產權的保護，迄今仍然是非常薄弱的。首先，中國保護私人產權的各種成文法的制訂較晚，2004年才將保護私有財產寫入憲法，2007年3月才頒布第一部物權法。其次，中國司法系統的效率普遍低下，致使保護私有財產的法律文本在很多情況下可能并未得到嚴格的執行。有證據表明，到2007年末，中國各級人民法院積壓了347.9萬宗件[7]，并且，對于那些已經審結的案件來說，商事案件的審判周期也遠比刑事和行政案件的審判周期更長[8]。最后，中國缺乏合格的法律專業人才[9-10]，也是制約這些保護私有財產的法律文本被公正和有效執行的一大瓶頸。在現實中，頻繁發生的對土地的非法侵占事件，以及大量存在的金融詐騙案件，也深刻的表明中國對私人財產權利的保護還遠非完善。

因此在理論上，不完善的產權保護制度，一方面可能促使家庭減少對金融資產的投資(特別是高風險的金融資產)，另一方面還可能促使家庭將更多的資源用于“掠奪”或防范私有資產免遭“掠奪”的非生產性活動，上述行為顯然都將不利于家庭財產性收入的增長。本文首先通過一個簡單的迭代模型闡述了上述理論邏輯，然后采用微觀家庭數據在經驗上檢驗了產權保護對中國家庭財產性收入的影響。工具變量估計結果顯示，產權保護水平的提升不僅顯著且可觀地促進了中國家庭財產性收入的增長，而且，顯著且可觀地提高了中國家庭享有財產性收入的概率。具體表現為，樣本城市的產權保護指數上升1個標準差，家庭的財產性收入將會因此增長91%左右，家庭享有財產性收入的概率則會因此提高4.76%左右。上述發現說明，不完善的產權保護制度的確可能是造成中國家庭缺少財產性收入的根本原因，因此，建立完善的產權保護制度將是增加中國家庭財產性收入的最重要的制度基礎。

本文也提供了新的證據，以論證正式制度之于中國經濟增長的重要性。大量文獻研究指出，制度是一國長期經濟增長的基礎[11-12]，但是改革開放之后的中國經濟卻常常被看作是一個特例[13]，因為，中國經濟在改革開放之后的成功，可能主要應歸功于“關系”和聲譽等非正式制度支撐了私有經濟的崛起，而不是建立了有效的金融和法律制度[14]。最近的研究向上述觀點提出了挑戰。方穎和趙楊[15]針對47個地級市數據的研究發現，制度對中國經濟的貢獻顯著為正，并且，在控制了地理因素和政府政策效應等變量之后，制度對經濟增長的效應仍然最為顯著。同時，基于中國微觀企業數據的研究也證實，產權保護等正式制度的完善不僅有助于企業更容易獲得銀行貸款[16]，而且也顯著地促進了企業的R ＆ D支出和生產率增長[17-18]。但到目前為止，尚未有文獻研究產權保護等正式制度是否也顯著地影響了微觀家庭的經濟行為和績效，本文則為該領域的研究補充了來自微觀家庭層面的新證據。

文章下來的結構安排如下，第二部分是簡單的模型分析;第三部分詳細介紹了本文的數據處理過程和來源;第四部分是實證分析;第五部分是對全文的總結。

二、模 型

Sonin[19]構造了一個動態模型，闡述了“富人”之所以偏好不完善的產權保護制度，是因為“富人”比“窮人”具備更強的保護產權安全的私人保護能力，進而能夠在產權保護制度不完善的環境中“掠奪”其它社會成員的財富。馮時和徐建國[20]借用Sonin的模型，論證了由制度不公平造成的收入差距將會降低經濟增長率，其它因素造成的收入不平等則不會影響經濟增長。本文也借用這一模型，描述不完善的產權保護制度如何影響家庭的資源配置行為，進而影響家庭的財產性收入。

假設有兩個無限期存續的同質家庭A和B，每個家庭存活一期，并通過遺產饋贈的方式在代際間轉移財富。初期時，每個家庭從其父輩家庭繼承了等量的遺產w(wA=wB)，并將繼承來的遺產在家庭消費c、家庭金融資產投資k和“掠奪”(或防范私有財產免遭其他家庭“掠奪”)b三種活動中進行分配，以最大化家庭效用①為了簡化模型分析，我們假設家庭只能投資于金融資產。。家庭之所以從事“掠奪”性活動，是因為產權保護制度是不完善的，家庭從事“掠奪”性活動，一方面能夠“掠奪”其它家庭的金融資產，另一方面也可以避免自有金融資產被其它家庭“掠奪”。因此，家庭最終可支配的金融資產，不僅是家庭自有的金融資產k的函數，而且也是家庭投入到“掠奪”活動中的資源b的函數。

家庭在第t期的效用函數設定為如下形式:

其中，c為家庭消費，w是家庭的收入，也是留給下一代家庭的遺產;ρ是遺產在家庭效用中的權重，且0＜ρ＜1。家庭面臨的約束條件是:

其中，(1)式是家庭的資源約束。(3)式描述了在產權保護不完善的環境中，家庭金融資產的再分配過程，可被理解為一種特殊形式的Tullock競租過程[19]，即家庭在社會金融資產池()中分得的份額與家庭投入到“掠奪”活動中的資源是正相關的，但與其它家庭投入到“掠奪”活動中的資源負相關。參數θ則衡量了產權保護水平的強弱，其值越小，意味著產權保護水平越強;當θ的取值為0時，意味著產權保護是完美的，家庭投入到“掠奪”活動中的資源得不到任何回報。(4)式是家庭生產函數，其中，A 是外生給定的技術參數是初期的社會總財富，以其來表示社會的基本技術稟賦。

在上述約束條件下，家庭i最大化效用函數的最優k和b分別是:

如前文所述，參數θ反向衡量了產權保護水平的強弱，因此，(5)式表明產權保護水平越弱(即θ越大)，家庭分配到金融資產投資活動中的資源會越少，分配到“掠奪”活動中的資源會更多。這背后的邏輯是非常容易被理解的，因為，在產權保護水平更弱的環境中，家庭的金融資產遭到“掠奪”的風險會更高，但分配到“掠奪”活動中的資源的回報會更高，因此，家庭的理性選擇便是減少對金融資產的投資，同時增加“掠奪”活動的資源投入。

將(5)、(6)式逐次帶入(3)和(4)式，便可以求得家庭i在t期的收入w(這也是家庭遺留給下代家庭的財產):

(7)式表明，家庭的(財產性)收入w不僅與家庭的初期財富、社會的基本技術稟賦等因素有關，而且，也受到產權保護水平強弱的影響。進一步對(7)式求θ的偏導便能夠得到:

(8)式表明家庭的(財產性)收入與產權保護水平是正相關的，即產權保護水平的強化(θ取值下降)能夠促進家庭(財產性)收入的增長，而產權保護水平的弱化(即θ取值上升)則會降低家庭的(財產性)收入。

三、數 據

本文采用2006年中國綜合社會調查(CGSS)項目中家庭數據及與之匹配的地級市數據，在經驗上識別財產權利保護對中國家庭財產性收入的影響。CGSS2006是中國人民大學社會學系所發起的一項全國范圍內的大規模抽樣調查項目，項目研究訪問的對象是根據隨機抽取的方法，在全國28個省(自治區、直轄市)抽取10000個家庭戶(實際抽取了10151個家庭戶)，然后在每個被選中的家庭戶中按照一定規則隨機選取1人作為被訪問者，以收集被訪問者家庭及個人的相關信息，其中，包括了被訪問者家庭2005年獲得的財產性收入的信息。

CGSS2006調查中，共有8768個家庭戶報告了他們家庭在2005年獲得的財產性收入。結果顯示，在這些家庭戶中，總共有10.55%的家庭戶(即925個家庭戶)在2005年獲得了財產性收入，剩下89.45%的家庭戶在2005年獲得的財產性收入都是0，這說明2005年中國享有財產性收入的家庭的比例是非常低的，并且，財產性收入在各個家庭戶間的分配是非常不平等的。在計量分析時，我們是以家庭財產性收入的自然對數(proinc)作為被解釋變量①對于那些財產性收入為0的家庭，我們將其財產性收入的對數也賦值為0，以增加樣本量。。

本文關注的核心解釋變量是產權保護水平的強弱。世界銀行在2005年調查了中國120個城市的12400家公司，并根據調查結果測算了這120個城市的投資環境，其中，包括了企業對合同權利和財產受到保護的信心這個指標。本文借用這個指標來衡量各城市產權保護水平的強弱，但在具體估計時根據陳剛和李樹[21]的方式對其進行了標準化處理②陳剛和李樹[21]是根據公式(Xi-Xmin)/(Xmax-Xmin)對其標準化處理的，其中，Xi是第i個城市的產權保護水平，Xmax和Xmin分別是這120個城市產權保護水平的最大值和最小值。，并最終得到了一個取值介于0-1之間，且正向衡量產權保護水平的相對指數prorig。在這120個城市中，產權保護指數得分最高的是杭州市(得分為1)，得分最低的是呼和浩特市(得分為0);各城市產權保護指數得分的均值是0.52，標準差是0.24，說明產權保護指數在中國各城市間存在明顯的差異。一般而言，產權保護指數更高的城市，當地享有財產性收入的家庭比例越高，并且，當地居民家庭擁有的財產性收入也越多。但是在經驗上，產權保護是否影響了家庭財產性收入，還需要在計量分析中通過合適的識別策略來判斷。

根據前文中的(7)式，除去產權保護水平的強弱，家庭財產性收入還可能受到家庭初期財產，社會的基本技術稟賦，以及遺產在家庭效用函數中的權重ρ和資本在生產函數中的份額參數β的影響，而這些因素可能與家庭和戶主的個人特質，以及家庭所在地級市的宏觀環境變量有關。因此，本文還在回歸方程中控制了家庭和戶主的個人特征，以及被訪問者家庭所在地級市的宏觀環境變量。家庭信息我們主要是納入了家庭總收入(扣除財產性收入)的自然對數(income)，納入這個變量可能有助于我們捕捉家庭初期財富對家庭財產性收入的影響，因為，收入更高的家庭往往也擁有更多的初期財富。戶主信息包括了性別(male)，其中，男性賦值為1，女性賦值為0;年齡(age)及年齡平方(age2)，年齡是戶主在2005年時的周歲;戶籍(urban_hukou)，其中，城鎮戶籍賦值為1，非城鎮戶籍賦值為0;受教育年數(education)①本文在測算戶主的受教育年數時，將未受過教育以及上過掃盲班的戶主受教育年限設為0，受過小學教育的受教育年限設為6，受過初中教育的設為9，受過高中、中專、技校、職業高中的受教育年限設為12，受過專科教育的設為15，受過本科教育的設為16，受過研究生及以上教育的設為19。;是否是中共黨員(commie)，其中，中共黨員賦值為1，非中共黨員賦值為0。家庭所在地級市的宏觀環境變量包括2005年的GDP增長率(growth)和金融發展水平(findev)二個變量，其中，變量growth有助于我們控制基本技術稟賦對家庭財產性收入的影響;變量findev是以金融機構貸款占GDP的百分比來衡量的，它可能通過參數β進而影響家庭財產性收入，因為金融發展是影響資本配置效率和生產效率的重要因素。

表1 各變量的描述性統計

通過將CGSS2006提供的家庭及其戶主的信息，我們將其與世界銀行報告的120個城市的產權保護信息進行了匹配，根據文章的需要，我們最終獲得了4695個家庭戶的數據用于計量分析，它們來自4個直轄市和49個地級市。表1匯報了各變量的描述性統計結果。結果顯示，在本文用于計量分析的樣本家庭中，財產性收入最高是50萬元，最低是0元;總收入最高是800萬元，最低是0元;82.9%的家庭戶主是男性，59.3%的家庭戶主是城鎮戶口，12.6%的家庭戶主是中共黨員;家庭戶主年齡最低的是18歲，最高是97歲;家庭戶主中最高受教育程度是研究生及以上(education=19)，但也有文盲(education=0)。

四、實證分析

(一)基本結果

我們首先采用OLS估計了產權保護對家庭財產性收入的影響，其中，被解釋變量是家庭財產性收入的對數(proinc)，其結果匯報在表2中的1-3列。第1列中，我們只是在回歸方程中納入了產權保護指數prorig，其回歸系數不顯著地為正;第2列中，我們進一步在回歸方程中納入了家庭及戶主的相關信息，這時變量prorig的回歸系數在10%的顯著性水平上為正，說明產權保護水平的提升顯著促進了家庭財產性收入的增長;當我們繼續在回歸方程中納入地級市的GDP增長率(growth)和金融發展水平(findev)之后(第3列)，變量prorig的回歸系數又變得不再顯著了。

我們在前文的統計結果中發現，中國享有財產性收入的家庭所占比例是非常低的，在 CGSS2006調查的家庭戶中，僅有10.59%的家庭享有財產性收入。鑒于此，本文將進一步考察產權保護對家庭享有財產性收入的概率的影響。因此，本文為那些享有財產性收入的家庭(即財產性收入大于0的家庭)賦值1，不享有財產性收入的家庭(即財產性收入為0的家庭)賦值0，并采用Probit模型估計了產權保護對家庭享有財產性收入的概率的影響，結果匯報在表2中的4-6列顯示。結果顯示，變量prorig的邊際概率系數在各列中都為正，但是都未通過顯著性檢驗。

(二)工具變量估計

表2中的回歸結果很可能不具有一致性。因為，雖然微觀家庭的財產性收入與地級市層面的產權保護指數間的逆向因果關系并不明顯，但回歸方程中遺漏掉的某些不可觀測的宏觀環境因素，仍可能會同時影響家庭的財產性收入和地級市層面的產權保護指數，并使得產權保護指數與方程中的隨機擾動項是相關的，進而導致估計偏誤。因此，我們接下來將尋找產權保護指數的工具變量，并采用工具變量法估計方程。

由于現代市場經濟和民主制度起源于西歐，并由西歐向其他國家和地區擴散，因此，現在已有的研究制度與增長的經典文獻，一般選擇把衡量各國(或地區)受到西方國家影響之深淺的變量，作為制度或產權保護的工具變量。例如，Hall和 Jones[12]把各國到赤道的距離來衡量各國受西方國家影響的深淺，并以其作為制度的工具變量;Acemoglu等人[11]則將歐洲早期殖民者在殖民地的死亡率作為制度的工具變量。國內的一些學者也借鑒了這些經典文獻的做法，他們選擇了衡量中國各地區受西方國家影響深淺的變量作為各地區產權保護水平的工具變量。在最近的一項研究中，方穎和趙楊[15]把中國1919年基督教教會初級小學的注冊學生人數作為產權保護的工具變量，估計了產權保護制度對中國經濟增長的影響。本文也沿用了這一做法，以各地級市1919年每千人基督教教會初級小學注冊學生人數(iv)及其平方(iv2)作為產權保護指數的工具變量①本文之所以將iv2也作為財產權利保護指數的工具變量，是考慮到當只有一個工具變量時，我們無法通過Hansen檢驗來判斷工具變量是否滿足過度識別的約束條件。各地級市1919年每千人基督教教會初級小學注冊學生人數數據摘自方穎和趙楊[15]。。需要說明的是，本文用到的被訪問家庭戶所在的4個直轄市和49個地級市中，有9個地級市缺失了工具變量iv的數據，因此，我們刪除了來自這9個地級市的家庭戶①這9個地級市分別是蘭州、南寧、貴陽、遵義、洛陽、南陽、周口、九江、上饒。;另外，雖然還有17個地級市缺失了工具變量 iv的數據②這17個地級市分別是安慶、蕪湖、三明、保定、廊坊、唐山、黃岡、宜昌、常德、衡陽、株洲、濟寧、寶雞、咸陽、德陽、宜賓、玉溪。，但我們卻能獲取它們所屬省份的其它地級市的相關數據，因此，為了增加樣本的數量，我們保留了這17個地級市的家庭戶，并以它們所屬省份的其它地級市數據來近似衡量變量iv。

表3 工具變量法估計結果

表3中匯報了工具變量法的估計結果。第1-3列中的被解釋變量是家庭財產性收入的自然對數(proinc)，這時的Anderson檢驗顯著地拒絕了工具變量是弱工具變量的原假設，Hansen檢驗則未能拒絕工具變量滿足過度識別約束條件的原假設，這說明基督教教會小學注冊數(iv)及其平方(iv2)是產權保護指數的有效工具變量。同時，產權保護指數變量prorig的回歸系數在各列中都是顯著為正的，說明產權保護水平的提升能夠顯著地提高家庭的財產性收入。第3列的回歸結果顯示，樣本城市的產權保護指數上升一個標準差(0.237)，將會促進家庭財產性收入增長91% 左右，這個增幅是非常可觀地，也恰好驗證了我們在前文提出的假說性觀點，即不完善的保護制度可能是造成當前中國家庭缺少財產性收入的根本原因。

第1－3列中，只有家庭收入的自然對數income和戶主的中共黨員身份commie這二個控制變量通過了顯著性檢驗。其中，變量income的回歸系數顯著為正，說明家庭總收入的增長能夠顯著地促進家庭財產性收入的增長，家庭總收入1%的增幅能夠促進家庭財產性收入增長0.379個百分點左右(第3列)。變量commie的回歸系數顯著為負，說明戶主的中共黨員身份顯著降低了家庭的財產性收入，與戶主不是中共黨員的家庭相比，那些戶主是中共黨員的家庭的財產性收入要低37.6% 左右。雖然有文獻研究發現，中共黨員身份能夠為勞動者帶來額外的工資溢價[22]，但本文的研究卻表明中共黨員身份不利于其家庭財產性收入的增長。主要原因可能是，與非中共黨員相比，中共黨員(特別是擔任領導干部的中共黨員)需要接受額外的黨章黨紀的約束，這使得他們可能會更少的參與家庭金融市場及其他投資理財活動。例如，《中國共產黨黨員領導干部廉潔從政若干準則》第一章第二條就明確規定:“禁止私自從事盈利性活動”①《中國共產黨黨員領導干部廉潔從政若干準則》全文可參閱中國新聞網(http://www.chinanews.com)。。另外，戶主是中共黨員這一特殊的政治身份，可能也會促使這些家庭在接受訪問時，低報或者不報其家庭真實的財產性收入，這也可能是造成變量commie估計系數顯著為負的重要原因。變量findev的回歸系數雖然為正，但并未通過顯著性檢驗，說明金融發展對中國家庭財產性收入的影響是不顯著的，這也印證了我們之前的判斷，即金融市場的發展滯后，可能不足以完全解釋中國家庭缺少財產性收入的現象。

第4-6列中的被解釋變量是家庭是否享有財產性收入的二值變量，Wald檢驗結果顯著地拒絕了產權保護指數prorig是外生變量的原假設。此時，變量prorig的邊際概率系數在各列中都顯著為正，說明產權保護水平的提升能夠顯著增加中國家庭享有財產性收入的概率。第6列回歸結果顯示，樣本城市的產權保護指數上升一個標準差(0.237)，中國家庭享有財產性收入的概率將會因此上升4.76%左右。顯然，4.76%的家庭享有財產性收入的概率增幅也是相當可觀地，因為在CGSS2006調查的家庭戶中，享有財產性收入的家庭僅占10.59%，這也說明不完善的產權保護制度是造成中國家庭缺乏財產性收入的根本原因。

控制變量在第4-6列中的回歸結果與第1-3列中類似。變量income的邊際概率系數顯著為正，說明家庭總收入的增長顯著地提高了家庭享有財產性收入的概率，家庭總收入增長1%，家庭享有財產性收入的概率會因此提高 4.2個百分點。變量commie的邊際概率系數顯著為負，說明戶主的中共黨員身份顯著降低了家庭享有財產性收入的概率，與戶主不是中共黨員的家庭相比，戶主是中共黨員的家庭享有財產性收入的概率要低4個百分點左右。變量 growth的邊際概率系數顯著為正，說明GDP增長也顯著地提高了家庭享有財產性收入的概率，樣本城市 GDP增長率每當上升一個標準差(1.959)，家庭享有財產性收入的概率則會因此提高2.74%，但這遠不及產權保護指數提升一個標準差對家庭享有財產性收入概率產生的影響規模。變量findev的邊際概率系數也未能通過顯著性檢驗，說明金融發展并不能顯著提高中國家庭擁有財產性收入的概率。

(三)穩健性檢驗

我們在樣本中保留了變量iv數據缺失的17個地級市的家庭戶，并以他們所屬省份的其它地級市數據來近似衡量變量iv。但上述替代處理方式可能造成這17個地級市的變量iv存在較為嚴重的測量誤差，進而導致變量prorig回歸系數的工具變量法估計量也不具有一致性。因此，我們刪除了來自這17個地級市的家庭戶，再一次用工具變量法估計了回歸方程。結果顯示(表4中第1和2列)，變量prorig的回歸系數(第1列)和邊際概率系數(第2列)都是顯著為正的，說明產權保護水平的提升，不僅顯著地促進了家庭財產性收入的增長，而且也顯著地提高了家庭享有財產性收入的概率，這與之前表3中的結果是一致的。

另外，本文的數據，是從企業層面收集的信息。但是，企業與家庭在面對“掠奪”行為時所具有的私人保護能力卻是不一樣的。一般來說，由于企業比家庭具有更強的經濟規模和社會影響力，企業在面對“掠奪”行為時也會具有更強的私人保護能力。因此，以從企業層面獲得的衡量產權保護的數據，來衡量家庭層面的產權保護水平，結果也可能會存在較為嚴重的測量誤差。鑒于此，本文使用陳剛和李樹[23]收集的各地級市(包括直轄市)政府官員的腐敗率，并以此作為反向度量產權保護水平的指標①陳剛和李樹[23]是以人民檢察院立案偵查的貪污賄賂等職務犯罪的涉案人數來衡量各地級市(包括直轄市)政府官員的腐敗率。本文樣本中包括的各直轄市和地級市的官員腐敗率的數據摘自陳剛和李樹[23]。。顯然，不論是對于企業還是家庭而言，政府官員的腐敗行為都會加劇它們的財產被“掠奪”的風險。以官員腐敗率作為反向度量產權保護水平的工具變量估計結果顯示(表4中第3和4列)，變量prorig的回歸系數(第3列)和邊際概率系數(第4列)仍然顯著為負，說明官員腐敗率的上升不僅顯著地降低了家庭的財產性收入，而且也顯著地降低了家庭享有財產性收入的概率。如果樣本城市的官員腐敗率降低一個標準差(276.3)，家庭的財產性收入將會因此增長165.78%左右，家庭享有財產性收入的概率則會因此提高8.29%左右。

表4 穩健性檢驗結果

五、總 結

當前，缺少財產性收入是中國家庭收入結構失衡的一個重要方面。這不僅抑制了中國國內需求的增長，惡化了宏觀經濟的外部失衡，還可能促使中國經濟陷入所謂的“中等收入陷阱”。因此，十七大報告中明確提出了“創造條件使更多群眾擁有財產性收入”的收入增長和分配戰略。現有文獻一般將中國家庭缺少財產性收入歸結為金融市場發展滯后造成的家庭投資理財產品欠缺和投資渠道缺乏。但是經驗事實表明，中國的金融市場在過去10年里取得長足發展的同時，家庭的財產性收入卻并未迎來相應的增長，這說明金融市場發展滯后不足以完全的解釋中國家庭缺少財產性收入這一現象。

與現有文獻中的觀點不同，本文認為不完善的產權保護制度可能是造成中國家庭缺少財產性收入更為根本的因素。因為，不完善的產權保護制度，一方面會促使家庭更少的投資金融資產，另一方面也將促使家庭把更多的資源用于“掠奪”和防范“掠奪”等非生產性活動，這都不利于家庭財產性收入的增長。本文基于中國微觀家庭數據的研究也證實，產權保護水平的提升不僅顯著且可觀地提高了家庭的財產性收入，而且，也顯著且可觀地提高了家庭享有財產性收入的概率。具體來說，如果樣本城市的產權保護水平提高1個標準差，家庭的財產性收入將會因此增長91%左右，家庭享有財產性收入的概率也會因此提高4.76%左右。上述發現的政策含義是，建立完善的產權保護制度，可能是增加中國家庭財產性收入最重要的制度基礎。

本文提供的經驗證據也說明，產權保護等正式制度在中國經濟成功轉型的過程中，同樣發揮著重要的作用，而不是一些文獻所認為的不重要。并且，可以預見的是，隨著中國繼續深化改革其市場經濟體制，“關系”型交易契約會逐漸的弱化，產權保護等正式制度在資源配置和界定微觀個體的激勵方面將發揮更具決定性的作用。

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