韋宏耀,楊政怡,鐘漲寶

(1.浙江工商大學 金融學院，杭州 310018； 2.中南民族大學 公共管理學院，武漢 430074； 3.華中農(nóng)業(yè)大學 文法學院，武漢 430070)

一、引言

改革開放40多年的經(jīng)濟增長使得我國居民家庭財產(chǎn)規(guī)模不斷增長，但財富分布差距也在迅速拉大。瑞信研究院(Credit Suisse Research Institute)在其《2018年全球財富報告》中指出，中國家庭財富自2000年起年均增長12.5%，預(yù)計未來5年仍將保持6%的年均增速，成為全球財富增長的主要來源。但與財富規(guī)模增長相伴隨的是家庭財富差距的不斷擴大，有研究表明，我國居民家庭財產(chǎn)的基尼系數(shù)從1994年的0.40增加到2002年的0.54，之后又迅速增加到了2010年的0.74以及2018年的0.79，并存在進一步的擴大趨勢(李實等，2005[1]；謝宇和靳永愛，2014[2]；Shorrocks et al.，2018[3])。同時，黨的十九大報告也指出，“我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾”，縮小家庭財富差距也是緩解這一矛盾的重要途徑。而如何縮小我國居民家庭財富差距，首先需要明晰家庭財富的來源和積累的路徑。

家庭財富的積累主要來源于家庭成員通過市場勞動和繼承獲得。相關(guān)影響因素包括了代際轉(zhuǎn)移(父母贈與、遺產(chǎn)繼承等)、人力資本(教育、工作經(jīng)驗等)、收入(勞動收入、財產(chǎn)性收入等)、消費行為(生活必需、社交等)、儲蓄行為(養(yǎng)老、子女教育等預(yù)防性儲蓄)和投資組合(債券、股票等)等(Bourguignon，1981[4]；Keister，2000[5]；Davies and Shorrocks，2000[6]；Wolff and Gittleman，2014[7])。近年來，國內(nèi)學者也開始重視這一問題，例如，陳彥斌和邱哲圣(2011)[8]、陳彥斌等(2013)[9]、尹志超等(2015)[10]研究了高房價、通貨膨脹和金融市場等宏觀影響因素對家庭財產(chǎn)分布的影響。從微觀角度來看，家庭成員的年齡、教育程度、黨員身份、收入和外出決策等因素顯著影響家庭財富的積累和分布(梁運文等，2010[11]；靳永愛和謝宇，2015[12]；李鳳等，2016[13])。另外，肖爭艷和劉凱(2012)[14]則發(fā)現(xiàn)戶主的主觀行為特征如投資參與度、風險偏好度等也顯著影響家庭財產(chǎn)水平。何金財和王文春(2016)[15]發(fā)現(xiàn)關(guān)系可以顯著提高家庭財產(chǎn)擁有量，但也會引起家庭財產(chǎn)差距的進一步擴大。

回顧國內(nèi)既有研究可以發(fā)現(xiàn)，雖然遺產(chǎn)繼承是家庭財富積累的重要路徑，但國內(nèi)鮮有實證文獻研究遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累的影響?；诖?，本文利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)從微觀視角就遺產(chǎn)繼承對中國居民家庭財富積累的影響進行理論分析與實證檢驗。主要基于生命周期理論和遺產(chǎn)理論，從個體積累與遺產(chǎn)繼承相互替代視角分析遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累的影響以及這一影響在不同受教育程度、是否自雇職業(yè)者、城鄉(xiāng)和不同年齡等群體內(nèi)的異質(zhì)性。同時，本研究還檢驗了遺產(chǎn)繼承對不同財富結(jié)構(gòu)類型的影響，并利用分位數(shù)回歸分析遺產(chǎn)繼承在財富不平等形成中的作用。

二、理論分析和計量建模

(一)理論分析：基于生命周期理論和遺產(chǎn)理論

最經(jīng)典的家庭財富積累理論首推由Modigliani和Brumberg(1954)[16]提出的生命周期儲蓄模型(Life-Cycle Model，LCM)，該理論認為家庭財富隨著家庭的建立(結(jié)婚)而逐步積累，之后家庭財富隨著家庭的收縮(孩子離開)、解體(配偶死亡)而逐漸消耗。但研究者發(fā)現(xiàn)單純地通過生命周期積累理論難以解釋實證數(shù)據(jù)所呈現(xiàn)的財富分布，而在引入遺產(chǎn)機制后，這一理論可以更好地模擬現(xiàn)實數(shù)據(jù)(Nardi，2004[17])，這奠定了遺產(chǎn)繼承和財富積累間的密切關(guān)系。有研究者通過整理實證文獻得出遺產(chǎn)因素占總財富的比例在35%～45%之間(Davies and Shorrocks，2000[6])，且有研究發(fā)現(xiàn)20世紀80年代后歐美國家的遺產(chǎn)繼承在財富積累過程中正變得越來越重要(Piketty，2011[18]；Waldenstr?m，2014[19])。

在中國，遺產(chǎn)繼承在家庭財富積累中的作用仍然沒有直接的實證研究(1)有研究者詹鵬和吳珊珊(2015)[20]利用2010年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)研究了遺產(chǎn)繼承對財富分配的影響，但因為沒有遺產(chǎn)數(shù)據(jù)，他們根據(jù)樣本的財產(chǎn)、家庭成員結(jié)構(gòu)和死亡率等信息，利用蒙特卡洛法模擬推算了遺產(chǎn)繼承情況。研究發(fā)現(xiàn)，雖然子女繼承人獲得的遺產(chǎn)占其初始財富的22%，但總遺產(chǎn)只占社會總財富的0.43%。，但需要考慮如下三種情況：一是中國居民家庭財產(chǎn)主要是在改革開放后才開始積累，通過年齡推算這些積累了大量財富的個體仍然在世，因而當下遺產(chǎn)總額可能相對較小。二是經(jīng)濟的快速增長使得個體可以在生命周期中通過市場經(jīng)濟活動積累大量財富，這可以有效地降低遺產(chǎn)在總財富中的相對份額。三是中國的傳統(tǒng)儒家文化使得代際間保持了緊密的功能性聯(lián)系，日常的經(jīng)濟往來更為頻繁(狄金華和鄭丹丹，2016[21])，也因此父代的家庭財富在生前多以禮物的形式贈與子代，難以形成遺產(chǎn)。前述三種現(xiàn)狀可能使得遺產(chǎn)繼承在中國家庭財富積累中的作用受到限制，但我們?nèi)匀徽J為遺產(chǎn)繼承在家庭財富積累中發(fā)揮著一定作用?；诖?，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：遺產(chǎn)繼承顯著促進家庭財富的積累。

承接上文分析，一般情況下家庭財富的積累主要依賴個人積累(或生命周期)和繼承(遺產(chǎn)或贈與)。前者是個人或家庭在其生命周期不同階段，通過個人努力，從市場經(jīng)濟活動中獲得收入以實現(xiàn)家庭財富積累；后者則是從他人處直接獲得財產(chǎn)，實現(xiàn)家庭財富積累。但對東歐和中國這類轉(zhuǎn)型國家而言，產(chǎn)權(quán)制度和資本市場的變革也會對家庭財富產(chǎn)生重大影響。例如，Xie和Jin(2015)[22]認為我國居民家庭財富積累還存在一條額外路徑：中產(chǎn)階級的房產(chǎn)轉(zhuǎn)化，即1998年住房改革前后，城市體制內(nèi)成員以極低價格從政府或工作單位獲得住房，轉(zhuǎn)變?yōu)樗接胸敭a(chǎn)，之后經(jīng)歷幾輪房價上漲，從而實現(xiàn)家庭財富的積累。Meng(2007)[23]、原鵬飛和王磊(2013)[24]以及Walder和He(2014)[25]也強調(diào)了中國城鎮(zhèn)住房改革對財富積累的影響。結(jié)合既有研究，我國家庭財富積累的路徑可歸納為遺產(chǎn)繼承和個體積累兩條路徑，個體積累則既可能來源于個體通過成熟的市場經(jīng)濟活動積累財富，也可能得益于產(chǎn)權(quán)制度的變動獲得額外的財富，典型的如房產(chǎn)轉(zhuǎn)化，詳見表1中第1列所示內(nèi)容。

遺產(chǎn)繼承和個體積累間的關(guān)系，邏輯上存在三種關(guān)系：一是替代關(guān)系，即遺產(chǎn)繼承和個體積累任何一條積累家庭財富的路徑增強時，另一條路徑在家庭財富積累中的作用則會弱化。二是強化關(guān)系，即遺產(chǎn)繼承和個體積累之間相互促進、彼此強化，某條路徑積累的財富增多時，另一條財富積累路徑也會增強。三是獨立關(guān)系，即遺產(chǎn)的獲得和個體積累間是互不影響，相互獨立的。前述任何一種關(guān)系都存在兩個方向，即遺產(chǎn)繼承的變化對個體積累會產(chǎn)生替代、強化還是獨立影響，以及個體積累的變化對遺產(chǎn)繼承會產(chǎn)生什么影響。本文主要關(guān)注后一影響方向，即針對不同個體積累水平的家庭，遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累的影響是否不同，以及存在什么樣的不同，詳見表1最后1行所示。

表1 中國家庭財富積累路徑及其關(guān)系

在中國，多數(shù)研究暗示了個體積累對遺產(chǎn)繼承是一種替代關(guān)系而非強化關(guān)系。首先，家庭財富由個體積累和遺產(chǎn)繼承組成，二者直觀上存在替代關(guān)系，假設(shè)財富總量不變，個體積累增加，則遺產(chǎn)繼承減少；反之亦然。其次，從遺產(chǎn)動機來看，中國父母對子代更多保持了利他動機(江克忠等，2013[26])，一方面貧窮父母更可能節(jié)衣縮食為子女儲蓄，另一方面父母在子女之中會更多支持相對貧窮的子女。因此，無論從社會整體貧富角度，還是家庭內(nèi)部子女間貧富角度，貧窮個體或者說難以從市場經(jīng)濟活動中獲得足夠財富的個體都更可能獲得父代的遺產(chǎn)，繼承的遺產(chǎn)在其家庭財富積累中占據(jù)更為重要的作用?；诖耍疚奶岢鋈缦卵芯考僭O(shè)：

假設(shè)2：個體積累對遺產(chǎn)繼承存在替代效應(yīng)，即越難以通過市場經(jīng)濟活動積累財富的家庭，遺產(chǎn)繼承在其家庭財富積累過程中的作用越大。

本文對家庭財富積累中具有不同個體積累水平的家庭進行操作化，選擇了受教育水平、是否自雇職業(yè)者、城鄉(xiāng)樣本和年齡等變量。通常，文化程度較低的家庭、非自雇職業(yè)者家庭、農(nóng)村家庭和年齡較大的家庭相對更難從市場經(jīng)濟活動中積累財富。因此，根據(jù)研究假設(shè)2，本文提出如下研究推論：

推論1：文化程度越低，遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累的影響越大。

推論2：相比于自雇職業(yè)者家庭，遺產(chǎn)繼承對非自雇職業(yè)者家庭財富積累的影響更大。

推論3：相比于城市地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)的遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累的影響更大。

推論4：年齡越大，遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累的影響越大(2)年齡變量不僅包含了個體生命周期信息，也包含了世代信息，因此，其解釋機制更為復(fù)雜，詳見后文年齡異質(zhì)性部分的分析。。

(二)計量模型設(shè)定

收入或財富作為變量，多數(shù)情況采用對數(shù)形式，此處本文采用半對數(shù)模型研究遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累的影響，基準模型如下：

(1)

其中，被解釋變量lnWEA表示家庭總財富凈值對數(shù)；Inherit代表子代從父代處繼承的遺產(chǎn)，主要以繼承的遺產(chǎn)規(guī)模總和(遺產(chǎn)繼承深度)進行度量，并進行了對數(shù)處理，在基準分析處還使用了是否繼承遺產(chǎn)的二分變量(遺產(chǎn)繼承廣度)進行測度?？刂谱兞縞ontr的選取借鑒了既有研究，具體詳見后文變量選取部分。下標i代表第i個家庭，下標j代表控制變量contr的第j個代理變量。

其次，為檢驗研究假設(shè)2和進一步的拓展研究，本文通過研究遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累影響的異質(zhì)性實現(xiàn)，并采取了如下三種策略：一是依據(jù)部分變量，例如，不同受教育程度、不同年齡階段、城鄉(xiāng)樣本等，將總體樣本分為子樣本分別進行回歸估計，模型同式(1)。二是依據(jù)家庭財富的五類主要構(gòu)成，分別對房屋資產(chǎn)、土地資產(chǎn)、耐用品資產(chǎn)、固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)進行回歸估計。三是采用分位數(shù)回歸研究遺產(chǎn)繼承對不同財富水平家庭財富積累的異質(zhì)性影響，該模型是對基準模型(1)的進一步拓展，如下所示：

(2)

其中，被解釋變量lnWEAi,q表示第i個家庭q分位數(shù)上總財富凈值的對數(shù)，其他變量所示意義與式(1)相似。采用該回歸模型，可實現(xiàn)遺產(chǎn)繼承變量對不同財富水平組家庭人均財富的邊際貢獻，如果遺產(chǎn)繼承變量對于高財富水平群體的家庭總財富凈值的邊際貢獻大于中等財富水平群體和低財富水平群體，則該因素具有擴大財富差距的作用，反之則是縮小財富差距(高夢滔和姚洋，2006[27]；程名望等，2015[28])。具體可進一步采用系數(shù)差值法(主要選用Q75～Q25、Q75～Q50和Q50～Q25三組系數(shù))進行檢驗，系數(shù)差如果為正且顯著，表明該解釋變量擴大了家庭財富差距；反之亦然。其中，分位數(shù)回歸系數(shù)δ1,q的推斷(標準誤的估計)主要依賴于自舉法(Bootstrap Method)技術(shù)，該技術(shù)對原始樣本不斷進行“有放回(With Replacement)”的抽樣，然后對總體進行統(tǒng)計推斷，具體過程和論證詳見Efron(1979)[29]與Lamarche(2010)[30]等的研究。

三、數(shù)據(jù)來源與變量選擇

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Study，簡稱CHARLS)數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)從2008年開始，收集了一套代表中國45歲及以上中老年人家庭和個人的微觀數(shù)據(jù)，樣本覆蓋全國150個縣級單位的450個村級單位(3)詳細的原始問卷及數(shù)據(jù)說明請參見CHARLS官方網(wǎng)站：http://charls.ccer.edu.cn/zh-CN。。本文根據(jù)研究需要，選擇了2013年全國追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)和2014年生命歷程調(diào)查數(shù)據(jù)，前者提供了家庭財富的相關(guān)詳細信息，后者則提供了相應(yīng)家庭的詳細遺產(chǎn)信息(4)2014年生命歷程調(diào)查是對2013年全國追蹤調(diào)查的追蹤調(diào)查，主要調(diào)查樣本的教育史、健康史、財富史和工作史等，其中包含了樣本較為詳細的遺產(chǎn)繼承信息。雖然全國追蹤調(diào)查中也包含了遺產(chǎn)繼承信息，但因為比較簡略，故只選用了生命歷程調(diào)查中的遺產(chǎn)數(shù)據(jù)。。

(二)變量選擇

1.被解釋變量：居民家庭財富水平。在既有研究中，家庭財富(Wealth)一般使用家庭總資產(chǎn)凈值(Net Assets)進行測量，由總資產(chǎn)減去總債務(wù)獲得(Davies and Shorrocks，2000[6])。結(jié)合定義和2013年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)提供的信息，總資產(chǎn)包括如下6項：(1)房屋資產(chǎn)；(2)土地資產(chǎn)；(3)家用設(shè)備、耐用消費品和其他貴重物品；(4)家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)；(5)現(xiàn)金、存款、股票和基金等金融資產(chǎn)；(6)個人間借款?？倐鶆?wù)包括如下4項：(1)購房、建房負債；(2)抵押貸款(除購房、建房等)；(3)個人間欠款；(4)信用卡欠款。各項資產(chǎn)和債務(wù)均由受訪者自己估計其市場價值，部分缺失值使用中位數(shù)替代。其中，土地資產(chǎn)是按照McKinley和 Grifffin(1993)[31]提出的測算方法，假定家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營毛收入的25%來源于土地，而土地的收益率為8%，從而估計出土地價值。需要說明的是，不同于收入，家庭財富凈值存在一定比例的負值，我們在本研究的處理方式是將其作為零值處理。

2.核心解釋變量：遺產(chǎn)繼承。本文將遺產(chǎn)繼承分為遺產(chǎn)繼承廣度和深度兩個維度，前者指該家庭是否有成員繼承遺產(chǎn)，后者是繼承遺產(chǎn)的數(shù)額。由于遺產(chǎn)繼承深度包含了遺產(chǎn)更多的信息，所以除在基準分析時探討遺產(chǎn)繼承廣度對家庭財富積累的影響外，其他實證模型都采用遺產(chǎn)繼承深度這一變量進行分析。需要說明的是，遺產(chǎn)繼承的數(shù)據(jù)由受訪者自行回憶得到，且只包含了受訪者及其配偶的信息。經(jīng)過數(shù)據(jù)處理并去除部分無效樣本后，本文共得到8724戶有效家庭樣本，其中曾經(jīng)繼承過遺產(chǎn)的家庭1326戶，占比15.20%。同家庭財富凈值相同，遺產(chǎn)繼承在CHARLS數(shù)據(jù)中也存在負值，主要指繼承人所繼承負債數(shù)額，由于要進行對數(shù)化處理，本文在數(shù)據(jù)處理中將其作為零值處理。

3.控制變量：主要依據(jù)家庭財富的生命周期理論、人力資本理論以及既有關(guān)于家庭財富或財產(chǎn)影響因素的研究，參考Behrman等(2012)[32]、肖爭艷和劉凱(2012)[14]、Letkiewicz 和 Fox(2014)[33]以及李鳳等(2016)[13]研究選取，包括三類：一是人均收入。收入是家庭財富積累最重要的方式，包括工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入、財產(chǎn)性收入和經(jīng)營性收入四類，此處限于數(shù)據(jù)可得性，是主要受訪者及其配偶的收入均值。二是個體和家庭特征變量，包括家庭規(guī)模、健康狀況、年齡均值、黨員、受教育程度、婚姻狀況和自雇職業(yè)者等。由于數(shù)據(jù)限制以及核心自變量遺產(chǎn)繼承數(shù)據(jù)是受訪者及其配偶的信息，并不包括其他家庭成員，故多數(shù)家庭特征變量選用的是受訪者及其配偶的信息，比如年齡均值、黨員信息、受教育程度和自雇職業(yè)者。而健康狀況和婚姻狀況則是受訪者個人特征。三是宏觀變量，包括地區(qū)變量(5)東部地區(qū)包括上海、北京、天津、山東、廣東、江蘇、河北、浙江、福建和遼寧等省份；中部地區(qū)包括吉林、安徽、山西、江西、河南、湖北、湖南和黑龍江等省份；西部地區(qū)包括云南、內(nèi)蒙古、四川、廣西、新疆、甘肅、貴州、重慶、陜西和青海等省份。限于調(diào)查數(shù)據(jù)，并不包含寧夏、海南、西藏。此外，未包括港澳臺地區(qū)。和城鄉(xiāng)變量。表2給出了主要變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果，圖1則給出了遺產(chǎn)繼承深度與家庭總財富之間的關(guān)系圖。從圖1中可知，獲得遺產(chǎn)繼承越多的家庭其總財富水平更高；相比于所有家庭，獲得遺產(chǎn)繼承的家庭中這一趨勢更為明顯。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、遺產(chǎn)繼承與家庭財富積累：基準分析

(一)遺產(chǎn)繼承對家庭財富水平的影響

利用OLS回歸檢驗了遺產(chǎn)繼承對家庭財富水平的影響，表3給出了估計結(jié)果。其中，模型MA1只加入了遺產(chǎn)繼承深度變量(繼承遺產(chǎn)數(shù)額的對數(shù))。在模型MA2中，增加了人均收入變量。在模型MA3和MA4中，依次增加了受教育程度、家庭規(guī)模等個體和家庭特征變量以及地區(qū)、城鄉(xiāng)等宏觀變量。本文發(fā)現(xiàn)，在控制其他變量不變的情況下，遺產(chǎn)繼承深度仍然顯著正向影響家庭財富水平的積累?？梢姡用窦彝カ@得越多遺產(chǎn)，越有助于積累更豐厚的家庭財富。模型MA5則從遺產(chǎn)繼承廣度的視角，即家庭是否獲得遺產(chǎn)，分析遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累的影響，研究發(fā)現(xiàn)，相比于沒有繼承遺產(chǎn)的家庭，有繼承遺產(chǎn)的家庭財富水平更高。模型MA6則僅對獲得遺產(chǎn)繼承的家庭進行估計，結(jié)果表明，遺產(chǎn)繼承顯著正向促進家庭財富的積累，且這一回歸系數(shù)明顯大于在所有家庭樣本中的估計系數(shù)，這一結(jié)果與圖1一致。由于遺產(chǎn)繼承深度相比于遺產(chǎn)繼承廣度包含了更多遺產(chǎn)的信息，故后文回歸模型都是以遺產(chǎn)繼承深度為核心解釋變量。

從控制變量來看，首先，人均收入越高，家庭總財富水平越高，可見人均收入顯著促進家庭財富的積累，這與多數(shù)研究結(jié)果一致(羅楚亮，2012[34]；李鳳等，2016[13])。其次，受訪者的個體特征與家庭特征對家庭總財富水平都有顯著影響，且都符合理論預(yù)期。家庭規(guī)模越大，家庭總財富水平越高，這可能與家庭人數(shù)的規(guī)模效應(yīng)有關(guān)。受訪者健康自評越好，家庭總財富水平越高，健康者有更高的收入，醫(yī)療支出更低，積累的財富因此更多。年齡均值越大，家庭財富水平越低。既有研究多數(shù)驗證了年齡與財富積累的倒“U”型關(guān)系(梁運文等，2010[11]；韋宏耀和鐘漲寶，2017[35])，本文構(gòu)建模型時也曾加入年齡平方，但通過信息準則檢驗發(fā)現(xiàn)去掉年齡平方后模型更優(yōu)，這可能是因為本文樣本年齡最小是45歲，且采用的是受訪者及其配偶的年齡均值，而不是部分研究中出現(xiàn)的戶主年齡。相比于非黨員家庭，黨員家庭財富水平更高(Meng，2007[23])。受教育程度越高，財富水平越高(陳斌開和李濤，2011[36])。在婚者家庭財富水平高于非在婚者家庭，這體現(xiàn)了“規(guī)模經(jīng)濟”優(yōu)勢，比如雙份工資優(yōu)勢(Vespa and Painter，2011[37])。自雇職業(yè)者家庭財富水平高于非自雇職業(yè)者家庭。再次，地區(qū)和城鄉(xiāng)等宏觀變量也顯著影響家庭總財富水平，且與直觀知覺相符。東部地區(qū)家庭財富水平高于中西部，城市家庭財富水平高于農(nóng)村。

表3 遺產(chǎn)繼承(廣度和深度)與家庭財富積累：基準分析

表3(續(xù))

(二)穩(wěn)健性檢驗

財富分布往往存在明顯的厚尾分布(郝令昕和奈曼，2012[38])，即存在部分極高財富水平的家庭，這部分家庭可能對回歸估計結(jié)果產(chǎn)生重要影響?；诖?，本文通過去除頂端財富家庭樣本的方法檢驗遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累影響的穩(wěn)健性，估計結(jié)果見表4第2、第3列。研究結(jié)果表明，無論是去除家庭財富水平頂端1%的樣本，還是去除家庭財富水平頂端5%的樣本，遺產(chǎn)繼承深度變量都顯著正向影響家庭財富水平，可見遺產(chǎn)繼承促進家庭財富的積累是較為穩(wěn)健和可靠的。

在處理數(shù)據(jù)時，發(fā)現(xiàn)存在大量遺產(chǎn)繼承數(shù)額的缺失。明確表示繼承過遺產(chǎn)，但缺失遺產(chǎn)數(shù)額信息的樣本有293戶，占獲得遺產(chǎn)家庭1619戶的18.1%(6)表3模型MA6中獲得遺產(chǎn)的家庭1326戶，都是有完整遺產(chǎn)繼承數(shù)額的樣本，加上缺失遺產(chǎn)繼承數(shù)額的樣本293戶，即為此處1619戶。，這一占比不容忽視。它們可能來源于受訪者的有意瞞報或者記憶障礙，而對這些情況的出現(xiàn)，都沒有充分的理由認為其是隨機分布的?；诖?，本文試圖對遺產(chǎn)繼承數(shù)據(jù)缺失樣本進行線性插補，主要通過建立遺產(chǎn)繼承數(shù)額與繼承時間之間的線性回歸進行插補。加入遺產(chǎn)繼承插補數(shù)據(jù)后的回歸結(jié)果見表4第4列，遺產(chǎn)繼承深度仍然顯著促進家庭財富的積累，可見遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累的影響較為顯著。需要說明的是，由于插補信息有限，在本文其他部分的回歸模型仍然采用原始數(shù)據(jù)進行估計。

對于遺產(chǎn)繼承和家庭總財富之間的內(nèi)生性問題，一方面，家庭財富的積累可能受到諸如能力等不可觀測因素的影響；另一方面，家庭財富水平高低可能會影響獲得的遺產(chǎn)數(shù)額，富裕家庭的父代家庭更可能富裕，從而遺留更多的遺產(chǎn)給子代家庭。前者是遺漏變量問題，我們主要采用盡可能多引入控制變量的方式進行應(yīng)對；后者是解釋變量與被解釋變量間的反向因果關(guān)系問題，我們主要采用引入工具變量的方法進行處理。針對工具變量法，本文采用研究中常采用的分組平均值作為工具變量的思路，以遺產(chǎn)繼承深度變量的社區(qū)/村級均值作為工具變量(7)本文采用遺產(chǎn)繼承深度變量的社區(qū)/村級均值作為工具變量基于如下考慮：第一，宏觀層面的社區(qū)/村級平均遺產(chǎn)值對居民家庭層面的財富積累具有較強的外生性，即沒有充分的理由認為宏觀層面的社區(qū)/村級平均遺產(chǎn)值會影響到居民家庭的財富積累。第二，顯然，社區(qū)/村級平均遺產(chǎn)值與社區(qū)/村級內(nèi)居民家庭獲得遺產(chǎn)繼承值間具有較強的相關(guān)性，二者的相關(guān)系數(shù)為0.329，在1%的統(tǒng)計水平上顯著。，表5報告了工具變量法的估計結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)，在第一階段估計結(jié)果中，工具變量的回歸系數(shù)顯著不為0，且弱工具變量檢驗也表明社區(qū)/村級遺產(chǎn)繼承深度均值是弱工具變量的可能性較小。第二階段回歸估計結(jié)果表明，在考慮了內(nèi)生性問題后，遺產(chǎn)繼承仍然顯著正向促進居民家庭財富的積累，這進一步說明前述實證結(jié)論較為穩(wěn)健和可靠。

表4 遺產(chǎn)繼承深度與家庭財富積累：穩(wěn)健性檢驗

表5 遺產(chǎn)繼承與家庭財富積累：工具變量回歸

五、遺產(chǎn)繼承與家庭財富積累：分樣本的異質(zhì)性分析

(一)分受教育程度與是否自雇職業(yè)者的異質(zhì)性分析(8)我們也考慮了遺產(chǎn)繼承對不同收入階層家庭財富積累影響的異質(zhì)性，但無論是中、低收入階層還是高收入階層，遺產(chǎn)繼承對其家庭財富的積累都沒有顯著影響，故在正文中沒有匯報這一結(jié)果。

家庭財富的積累既可以通過個人努力從市場經(jīng)濟活動中逐步積累，也可以直接從他人處繼承財產(chǎn)。對于前者，既有研究常使用教育回報率和企業(yè)家收益等測量市場回報(Walder，2002[39]；靳永愛和謝宇，2015[12])。基于此，本文首先根據(jù)受教育程度將總樣本分為小學及以下、初中、高中、大學及以上4組子樣本，分別構(gòu)建回歸模型，分析在不同受教育群體中遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累的異質(zhì)性，估計結(jié)果見表6。研究發(fā)現(xiàn)，遺產(chǎn)繼承能顯著促進小學及以下受教育程度家庭財富的積累，而對初中、高中、大學及以上受教育程度家庭財富積累的影響都不顯著。對此可能的解釋是，那些擁有較高人力資本的家庭更可能通過市場經(jīng)濟活動積累家庭財富，遺產(chǎn)繼承在這些家庭中的占比更低，這與研究推論1一致，可以佐證研究假設(shè)2的正確性。其次，表6最后兩列的數(shù)據(jù)表明，遺產(chǎn)繼承對非自雇職業(yè)者家庭財富的積累有顯著正向影響，但對自雇職業(yè)者家庭財富的積累的影響不顯著。同理，自雇職業(yè)者更可能通過市場經(jīng)濟活動獲得經(jīng)營性收入從而積累家庭財富，其遺產(chǎn)繼承在家庭財富積累中的作用相對較小，這符合研究推論2。

表6 遺產(chǎn)繼承與家庭財富積累：受教育程度與自雇職業(yè)者的異質(zhì)性

(二)分城鄉(xiāng)與年齡的異質(zhì)性分析(9)我國是一個區(qū)域發(fā)展不平衡的國家，因此，我們也考慮了東中西部不同地區(qū)遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累影響的異質(zhì)性，但結(jié)果都不顯著，故在正文中沒有進行匯報。

城鄉(xiāng)二元體制是我國重要現(xiàn)實國情，遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累的影響是否會因城鄉(xiāng)間經(jīng)濟金融體制、社會保障方式以及文化習俗的差異而不同。為此，本文將樣本分為城市家庭和農(nóng)村家庭兩個子樣本分別進行回歸。表7的第2、第3列的估計結(jié)果顯示，遺產(chǎn)繼承顯著促進農(nóng)村居民家庭的積累，但對城市居民家庭財富水平的提升沒有顯著影響。出現(xiàn)這一結(jié)果的原因可能是因為相比于城市家庭，農(nóng)村家庭從市場經(jīng)濟獲得的財富相對更少，遺產(chǎn)繼承占家庭財富的比例因此更高，且部分城市家庭財富積累還存在額外的房產(chǎn)轉(zhuǎn)化路徑，這與理論分析部分采用的分析機制一致，也驗證了研究推論3。但城鄉(xiāng)間的差異包含了更豐富的內(nèi)容，這一結(jié)果的原因還可能是農(nóng)村家庭相比城市家庭社會保險更不完善，從預(yù)防動機入手，父代可能通過饋贈更多的遺產(chǎn)獲得自身的養(yǎng)老保障(10)CHARLS數(shù)據(jù)分析表明農(nóng)村樣本獲得遺產(chǎn)的家庭比例(19.5%)高于城市樣本(15.0%)。這一比例的解釋機制既可以是經(jīng)濟理性的預(yù)防動機，也可以是利他動機或者文化習俗原因，相比于城市，農(nóng)村居民保留了更濃厚的傳統(tǒng)家族觀念，因此，功能性的代際聯(lián)系更為緊密，日常的經(jīng)濟往來更為頻繁(狄金華和鄭丹丹，2016[21])，也更可能節(jié)衣縮食為子代留下經(jīng)濟遺產(chǎn)。，子代可能更充分地利用繼承的遺產(chǎn)，比如提高遺產(chǎn)儲蓄率，來保障家庭的可持續(xù)性消費支出，因此，農(nóng)村家庭財富積累中的遺產(chǎn)繼承作用將會更為重要。

同時，本文將樣本分為50歲及以下、50～60歲、60～70歲和70歲以上4類子樣本，研究遺產(chǎn)繼承在不同年齡階段家庭財富積累中的異質(zhì)性。表7最后4列給出了估計結(jié)果，結(jié)果表明，遺產(chǎn)繼承只有在60～70歲年齡段家庭財富積累中具有顯著促進作用，在50歲及以下、50～60歲家庭財富積累中的作用不顯著，且系數(shù)幾乎為0。可能的原因是60歲及以下家庭財富積累方式仍然主要來源于市場經(jīng)濟活動，而60歲以上家庭勞動力退出了勞動力市場，不再有最重要的工資性收入，遺產(chǎn)繼承可能成為這一階段的重要財富來源。因此，遺產(chǎn)繼承在這一年齡段家庭財富積累中具有顯著的正向促進作用。根據(jù)這一分析，遺產(chǎn)繼承對70歲以上子樣本家庭的財富積累也應(yīng)該有顯著影響，但表7最后1列估計結(jié)果卻表明影響不顯著，這可能與該年齡階段家庭更不易獲得遺產(chǎn)有關(guān)。CHARLS數(shù)據(jù)分析表明，上述4組子樣本獲得遺產(chǎn)的家庭比例依次是16.3%、18.0%、16.1%和8.2%，可見，70歲以上子樣本家庭獲得遺產(chǎn)的可能性最低，這是因為該年齡段子樣本的父代在經(jīng)歷市場經(jīng)濟改革前就已離開勞動力市場而無力為子代留下遺產(chǎn)(11)假設(shè)父A在25歲生育一個2013年70歲的個體，則A 2013年95歲，1978年經(jīng)濟改革時A剛好60歲，退出勞動力市場。其實，此處對年齡變量的兩種不同解釋機制可歸納為年齡世代效應(yīng)(Cohort Effect)和生命周期效應(yīng)(Life-cycle Effect)兩類機制，前者是個體或家庭不同生命周期階段具有獲得財富的不同能力和方式，后者則是同一時期(世代)出生的人受到某一特定社會事件的影響，比如在1978年市場經(jīng)濟改革對有機會進入勞動力市場的同一群人的財富積累能力和方式產(chǎn)生了特定影響(梁玉成，2007[40])。通常情況下，年齡變量表現(xiàn)的結(jié)果是這兩種效應(yīng)的綜合效果。對于小于70歲的子樣本，可能是生命周期效應(yīng)大于世代效應(yīng)的作用效果；而70歲以上的子樣本，則世代效應(yīng)的作用效果大于生命周期效應(yīng)。。但該年齡段子樣本家庭當下財富積累仍然無法通過市場經(jīng)濟活動獲得，因此，會發(fā)現(xiàn)雖然遺產(chǎn)繼承的影響不顯著，回歸系數(shù)卻仍然較大。

表7 遺產(chǎn)繼承與家庭財富積累：城鄉(xiāng)與年齡的異質(zhì)性

(三)分財富結(jié)構(gòu)類型影響的異質(zhì)性分析

進一步，為了考察遺產(chǎn)繼承對家庭分項財富類型水平影響的異質(zhì)性，本文采用同樣思路對家庭財富的5類主要構(gòu)成即房屋資產(chǎn)、土地資產(chǎn)、耐用品資產(chǎn)、固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)分別進行分組回歸，這有助于探究遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累的影響機理和作用路徑。表8的回歸結(jié)果顯示，遺產(chǎn)繼承對家庭房屋資產(chǎn)和金融資產(chǎn)水平有顯著正向影響，而對土地資產(chǎn)、耐用品和固定資產(chǎn)水平?jīng)]有顯著影響。可見，遺產(chǎn)繼承促進家庭財富的積累主要通過促進房屋資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的積累兩條路徑實現(xiàn)。巧合的是，房屋資產(chǎn)和金融資產(chǎn)剛好是當下居民家庭最為重要的兩項財富形式，分別占家庭總財富凈值的比例為78.79%和7.57%(12)其他財富構(gòu)成：土地資產(chǎn)、耐用品和固定資產(chǎn)占家庭總財富凈值的比例分別為5.35%、5.32%和2.97%，需要注意的是，由于城市土地是國有屬性，只有農(nóng)村樣本才擁有土地資產(chǎn)，所以實際土地資產(chǎn)的占比應(yīng)該更高一些。。遺產(chǎn)繼承對土地財產(chǎn)積累沒有顯著影響，這可能與我國農(nóng)村按人口平均地權(quán)的實際情況相關(guān)，土地規(guī)模和單位投入都不會因為遺產(chǎn)繼承而發(fā)生實質(zhì)性改變。遺產(chǎn)繼承對家庭耐用品資產(chǎn)水平也沒有顯著影響，這可能與多數(shù)家庭在耐用品置辦方面都以實用為主、沒有巨大價值差距有關(guān)。另外，此處的固定資產(chǎn)主要是用于家庭生產(chǎn)、個體經(jīng)營或開辦私營企業(yè)的固定資產(chǎn)，遺產(chǎn)繼承并沒有顯著促進這些固定資產(chǎn)的積累，可見，一筆意外的財富并不能激發(fā)個體從事擴大再生產(chǎn)或其他創(chuàng)新性經(jīng)濟活動。

表8 遺產(chǎn)繼承與家庭財富積累：結(jié)構(gòu)分析

(四)分財富水平的異質(zhì)性分析：遺產(chǎn)繼承對財富不平等的影響

不同財富水平階層的家庭在獲得遺產(chǎn)后可能反應(yīng)不同，例如，從恩格爾定律視角分析，貧窮階層可能更易于消費掉遺產(chǎn)，而富裕階層則更可能進行儲蓄。因此，遺產(chǎn)繼承對不同財富階層家庭財富水平的影響可能存在異質(zhì)性。為此，本文采用分位數(shù)回歸對這一異質(zhì)性進行分析。表9第2、第3、第4列分別報告了被解釋變量25分位(低財富組)、50分位(中等財富組)和75分位(高財富組)回歸估計結(jié)果，結(jié)果顯示，遺產(chǎn)繼承對不同財富階層家庭財富積累都有顯著促進作用，且回歸系數(shù)大小存在差異。從回歸系數(shù)的大小來看，遺產(chǎn)繼承對中等財富組家庭財富的積累影響最大，其次是低財富組家庭，最后是高財富組家庭，但這一差異是否顯著仍需討論。本文采用F值檢驗對不同分位數(shù)回歸的系數(shù)差異進行了分析，表9最后3列呈現(xiàn)了這一結(jié)果。結(jié)果表明，無論是高財富組和中等財富組家庭之間(Q75～Q50)，還是中等財富組和低財富組家庭之間(Q50～Q25)或者高財富組和低財富組家庭之間(Q75-Q25)，回歸系數(shù)都不存在顯著差異，根據(jù)前文計量建模部分的原理介紹，本文認為遺產(chǎn)繼承對家庭財富差距(不平等)的擴大或縮小沒有顯著影響。這可能是因為目前我國家庭遺產(chǎn)繼承的比例尤其是數(shù)額都相對不高(13)CHARLS數(shù)據(jù)分析表明，獲得遺產(chǎn)的家庭比例為18.1%，但遺產(chǎn)價值只占家庭財富凈值的0.19%，這一數(shù)字與發(fā)達國家20%～30%的數(shù)據(jù)相差十分巨大(Wolff and Gittleman，2014[7])，可能的原因是我國家庭財富積累主要發(fā)生在近20年，只有當下的中年人和老年人中較年輕者才通過市場經(jīng)濟改革和住房改革積累了大量財產(chǎn)(靳永愛和謝宇，2015[12])，去世的老年人并沒有積累多少財產(chǎn)，因而留下的遺產(chǎn)也很有限。而且我國父代的大量財富多以婚姻支出(如聘禮、彩禮、房子、汽車等)、日常禮物饋贈等形式在生前轉(zhuǎn)移給子代。，遺產(chǎn)繼承在家庭財富積累中的作用仍然有限，因而對于財富不平等的貢獻作用也不明顯。

表9 遺產(chǎn)繼承對家庭財富不平等的影響：分位數(shù)回歸

六、結(jié)論與啟示

近年來，中國居民家庭財富規(guī)模迅速擴大，但財富差距問題也日益凸顯，而遺產(chǎn)繼承在其中發(fā)揮著重要作用。本文使用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)，從理論和實證角度分析了遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累的影響。研究發(fā)現(xiàn)，遺產(chǎn)繼承的獲得顯著正向促進了樣本期家庭財富的積累，且這一促進效應(yīng)較為穩(wěn)健和可靠。分樣本的異質(zhì)性分析得出了更加豐富的結(jié)論：遺產(chǎn)繼承對家庭財富積累的影響在農(nóng)村地區(qū)、低文化程度、老年群體和非自雇者群體中更為顯著，這可以通過個體積累對遺產(chǎn)繼承具有替代效應(yīng)進行解釋，即越難以通過市場經(jīng)濟活動積累財富的家庭，遺產(chǎn)繼承在其中的作用越大。分財富結(jié)構(gòu)類型的異質(zhì)性分析表明，遺產(chǎn)繼承顯著促進家庭房屋資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的積累，但對土地資產(chǎn)、固定資產(chǎn)和耐用品資產(chǎn)的積累沒有顯著影響。考慮到遺產(chǎn)繼承對不同財富水平的家庭財富積累影響可能存在的異質(zhì)性，本研究采用分位數(shù)回歸和系數(shù)差值法進行了分析，發(fā)現(xiàn)遺產(chǎn)繼承對不同財富水平的家庭財富積累都有顯著正向影響，但回歸系數(shù)間的差異在5%統(tǒng)計水平上不顯著，這表明遺產(chǎn)繼承對家庭財富不平等形成的作用不顯著。

根據(jù)本文的研究結(jié)論，為弱化遺產(chǎn)繼承在家庭財富積累中的作用，減輕貧富差距中出現(xiàn)的“代際固化”現(xiàn)象，有必要進一步拓寬我國居民家庭通過市場經(jīng)濟活動積累財富的路徑。需要注意的政策取向包括：(1)重視人力資本積累。政府和社會應(yīng)加大對教育的投入力度，尤其注意增加弱勢群體接受教育的機會，提升其通過市場機會積累家庭財富的能力。(2)鼓勵大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新。研究發(fā)現(xiàn)，自雇職業(yè)者的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)行為可以更易從市場經(jīng)濟活動中積累財富，較少依賴遺產(chǎn)繼承。因此，上到國家戰(zhàn)略，下到居民家庭的財富積累和美好生活都需要鼓勵創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。(3)積極推進城市化進程。相比于城市，農(nóng)村地區(qū)更依賴代際間的聯(lián)系而缺少市場流動機制，有序推進城市化進程，促進農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，增加其市場勞動所得。(4)積極穩(wěn)妥調(diào)控房地產(chǎn)市場。遺產(chǎn)繼承會顯著促進家庭房屋資產(chǎn)的積累，房價非理性的上漲可能會加深遺產(chǎn)繼承導(dǎo)致的階層固化問題，因而必須堅持“房住不炒”的政策定位。