摘要：本文使用1995至2018年中國收入分配調(diào)查的城鎮(zhèn)住戶數(shù)據(jù)，從家庭規(guī)模逐漸小型化這一視角考察了家庭結構變動對城鎮(zhèn)居民財產(chǎn)分布差距變動是影響城鎮(zhèn)居民財產(chǎn)分布差距的重要因素。在控制可觀測特征和財產(chǎn)文的結果依然穩(wěn)健。一、引言家庭結構直接體現(xiàn)家庭成員關系、生存方式和家庭功能（王躍生，下，我國的家庭結構出現(xiàn)了較大變化：家庭規(guī)模不斷縮小，家庭結構小型化程度的加劇和少兒人口比重的回升意味著我國人口總撫養(yǎng)比在未來一段和住房改革等制度變遷的影響，城鎮(zhèn)地區(qū)單人戶家庭比例明顯增多，核心在家庭結構發(fā)生深刻變化的同時，受到經(jīng)濟發(fā)展和收入快速增長的影（Knightetal,2020）。致了財產(chǎn)差距的迅速擴大，并超過居民收入差距（陳彥斌等，2009）。價格大幅提高的影響，很大程度上也來源于財產(chǎn)分配本身的不平等問題（李實等2000）例如傳統(tǒng)分房制度遺留的不均等舊城改造和征 （李實等，2000）。例如，傳統(tǒng)分房制度遺留的不均等、舊城改造和征地等過多的政府干預。一些學者從財產(chǎn)構成的視角對我國居民財產(chǎn)分布差致居民財產(chǎn)分布日益集中的最主要原因（梁運文等，2010；Knightet革以貨幣形式將原有的福利分房制度的實物分配不均等表現(xiàn)出來，房價上漲的區(qū)域化特點在很大程度上加劇了房產(chǎn)增值差異的不平等，進而導致居民財產(chǎn)分布差距的急劇擴大。與此同時，社會經(jīng)濟因素的變化，例如家庭規(guī)模和家庭年齡結構的變化，會通過影響家庭勞動供給以及家庭的財產(chǎn)積累行為而作用于不同家庭之間的財產(chǎn)差距，是影響財產(chǎn)分布不平等的重要因素?，F(xiàn)有對不平等的討論大都集中在個人收入的領域，但在研究經(jīng)濟不確定性的影響時，由于受到家庭內(nèi)部結構及成員教育水平分布的影響，家庭層面經(jīng)濟資源分布的研究更為重要。實際上，相較于收入，通過家庭總資家庭間財產(chǎn)積累的影響涵蓋了家庭微觀結構、家庭的風險分散功能和家庭少包括如下幾個方面：首先，受計劃生育政策、社會養(yǎng)老保障和住房改革等制度變遷的影響，城鎮(zhèn)地區(qū)家庭規(guī)模不斷縮小，家庭內(nèi)勞動力相對數(shù)量減少，家庭結構小型化趨向日益凸顯（王躍生，2020）。一方面，家庭規(guī)模決定了對家庭財產(chǎn)的分享人數(shù)，而勞動力的數(shù)量和家庭成員的勞動供給行為又通過影響家庭收入而作用于財富積累，因此，家庭結構的小型化對財產(chǎn)差距有著重要的影響。另一方面，家庭結構變動對財產(chǎn)差距的影響還取決于家庭類型的變化對不同財產(chǎn)分布的影響（Hyslop&Maré,2005）。如果核心家庭的增加主要是由于低財富階層家庭的增加而非富有群體增加的影響，那么財產(chǎn)分布差距有可能進一步擴大。其次，家庭結構可能通過家庭內(nèi)部保險機制的差異而作用于家庭間儲蓄及財產(chǎn)積累的過市場的競爭力，核心家庭會增加預防性儲蓄以及在房產(chǎn)方面的投資（李婧、許晨辰，2020）。相對而言，復合家庭（夫婦和兩個及以上已婚子女和孫子女的家庭）中較高的育兒教育支出和醫(yī)療支出可能會導致家庭儲蓄減少，并直接影響其財產(chǎn)積累的過程。再次，家庭成員的教育水平分布決定了家庭內(nèi)部的人力資本水平，進而影響到家庭之間的財產(chǎn)積累。其結果是，不同類型的家庭間的財產(chǎn)積累具有明顯差異性，而家庭結構的變動也會通過上述途徑作用于家庭財產(chǎn)積累和居民財產(chǎn)分布差距。基于此，本文關注的問題是，20世紀90年代中期以來城鎮(zhèn)居民財產(chǎn)差距的變化到底在多大程度上是因為這一時期家庭結構的變動所造成的。/ztjc/zdtjgz/zgrkpc/dqcrkpc/ggl/202105/t20210519_1817698.html。/tjsj/pcsj/rkpc/6rp/indexch.htm和/tjsj/pcsj/rkpc/5rp/index.htm。[3]需要指出的是，本文主要研究家庭結構變動對不同類型家庭間財產(chǎn)分布差距的影響，受篇幅所限，本文暫不討論家庭內(nèi)部財產(chǎn)的分配問題。關于家庭內(nèi)部財產(chǎn)分配的討論，詳見Molinaetal(2018)。二、文獻綜述本文主要探討家庭結構的變動對居民財產(chǎn)差距的影響，與如下幾方面的文獻密切相關。首先，關于家庭結構與收入不平等的研究。一些研究較早關注了家庭結構變化對居民收入差距的影響，從家庭規(guī)模的變化、家庭內(nèi)部年齡結構變化和婚姻匹配模式的變化等多個視角討論了家庭結構變遷對不平等的作用，并重點考察了家庭結構的收入分配效應（Hylsop&Maré（2005）綜合分析了家庭結構、養(yǎng)老金、家庭內(nèi)部成員1998年收入不平等的影響，發(fā)現(xiàn)這一時期家庭結構的變遷是導致新西蘭收入差距擴大的主要因素，其對總體收入分布函數(shù)變化的貢獻率約為分配效應的研究也逐漸增多。例如，基于分位數(shù)回歸和反事實分解的方后發(fā)現(xiàn)，家庭結構的變動對不同收入組家庭的影響具有異質性，家庭結構的變動特別是不同收入組家庭的教育回報率的差異，導致了我國家庭間收入差距的擴大。羅楚亮和顏迪（2020）基于MLD指數(shù)分解和Fields分解他們的結果表明，家庭結構組內(nèi)差距變動是導致總體收入差距變動的主要中，只有家庭人口規(guī)模在這一時期對居民收入差距的擴大的貢獻份額有所上升，而人口結構、年齡結構和代際結構對居民收入差距貢獻份額很小。從上述介紹可以看出，現(xiàn)有研究從多種視角討論了家庭結構對收入不平等的影響。相對而言，國內(nèi)關于家庭結構與收入分配關系的研究仍處于起步階段，相關研究較少且研究結論存在一定爭議。其次，本文的研究側重分析家庭結構變遷對財產(chǎn)差距的影響。與收入相比，家庭結構對財產(chǎn)的作用要更大一些。這主要體現(xiàn)在，家庭規(guī)模的小型化導致代際間財產(chǎn)再分配的可能性進一步下降。然而，針對改革開放以來家庭結構的變遷，關注其對財產(chǎn)不平等的研究并不多見。實際上，相較于收入，財富積累水平能更好地體現(xiàn)家庭的經(jīng)濟資源存量，以及生命周期在收入迅速增長和房地產(chǎn)市場快速發(fā)展的背景下，居民財產(chǎn)分布差距急劇分配狀況的時序變化趨勢，并從財產(chǎn)構成出發(fā)探討分項財產(chǎn)對財產(chǎn)分布差距的影響（李實等，2000；梁運文等，2010）。但是，關于家庭結構變動對財產(chǎn)分配差距的影響的研究較少。20世紀80年代以來，受到生育政策、住房改革、社會養(yǎng)老保障和流動人口遷移等因素的影響，城鎮(zhèn)地區(qū)核模的小型化和不同類型家庭戶的內(nèi)部保險機制的變化會作用于城鎮(zhèn)內(nèi)部財產(chǎn)積累的差異和財產(chǎn)分布差距。與此同時，伴隨著家庭結構的變動，不同類型家庭戶的可觀測特征也發(fā)生了重要變化，這同樣會對財產(chǎn)分布差距產(chǎn)生影響?，F(xiàn)有研究指出家庭特征的變化，例如戶主受教育水平的提升，是些研究討論了家庭結構與財產(chǎn)配置的關系后發(fā)現(xiàn)，不同的家庭結構對家庭再次，本文的研究是對已有研究的重要補充。在較早的研究中，Pudney(1993)利用非參數(shù)核密度估計和回歸的方法討論對中國家庭財富分布不平等的影響后發(fā)現(xiàn)，生命周期的因素對觀測到的財產(chǎn)不平等的影響不大?；诤嗣芏确纸夥椒ǎ珼ambrosio&Wolff（2001）討論了美國1983-1998年財產(chǎn)差距變動的影響因素后指出，組內(nèi)財產(chǎn)差距的擴大是影響美國這一時期財產(chǎn)分布不平等擴大的主要因素，（2010）比較了美國和西班牙家庭結構的不同對其財產(chǎn)分布的影響后發(fā)現(xiàn)，家庭結構的差異是造成低財產(chǎn)組家庭間財產(chǎn)不平等程度擴大的主要原因，同時高財產(chǎn)組家庭間財產(chǎn)分布的不平等在很大程度上被家庭結構的不同所掩蓋了。基于DFL重置權重方法和RIF（再中心化影響函數(shù)）回歸分解的方法，Daviesetal（2017）分析了加拿大家產(chǎn)分布的不平等程度的影響后發(fā)現(xiàn)，家庭結構變動和人力資本積累的增加有助于縮小加拿大不斷擴大的財產(chǎn)分布差距。但是，國內(nèi)學者關于家庭結構與構與財產(chǎn)分布差距的研究較少已有的研究主要財產(chǎn)積累和資產(chǎn)配置的差異，但并沒有系統(tǒng)性考察近些年來城鎮(zhèn)地區(qū)家庭結構的變動對居民財產(chǎn)分配差距的影響?；诖?，有必要在新的情況下準確厘清家庭結構對居民財產(chǎn)分布不均等的影響。本文利用最新的微觀住戶數(shù)據(jù)，較為全面地考察家庭結構變動對城鎮(zhèn)內(nèi)部居民財產(chǎn)分布的影響。基于前沿的計量方法控制可觀測特征變化對結果的影響后，本文試圖準確分離家庭結構變動的財產(chǎn)分配效應，進而提煉出相關的政策建議。三、數(shù)據(jù)描述本文所使用的數(shù)據(jù)是中國居民收入調(diào)查項目（ChinaHouseholdIncomeProject，CHIP）1995年和2018年的城鎮(zhèn)住戶數(shù)據(jù)。其中，1995年的調(diào)查涵蓋了全國19個省份的6868個城鎮(zhèn)住戶觀測值。2018年據(jù)中都包含詳細的家庭以及個人基本特征的信息，對家庭成員的分類比較全面，關于財產(chǎn)分類方面的數(shù)據(jù)也大致相同，能夠支撐本文的比較研究。沿用已有文獻的劃分方式，本文定義城鎮(zhèn)住戶的財產(chǎn)凈值由金融資產(chǎn)、凈房產(chǎn)、耐用消費品價值、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)價值、其他資產(chǎn)的估計現(xiàn)值和非住房債務構成（李實等,2016；Knightetal,2020）。財產(chǎn)分項定義及估算過程如下：金融資產(chǎn)主要包括各項銀行存款、有價證券、股票、借出款、借入款和手存現(xiàn)金。2018年金融資產(chǎn)的計算中，包括了問卷調(diào)查中的微信錢包和支付寶余額。凈房產(chǎn)是根據(jù)調(diào)查中家庭自有住房的現(xiàn)估值減去建房、買房貸款或借款后而計算而得的。對于有兩套及以上房產(chǎn)的家庭，本文計算的是多套房產(chǎn)的總資產(chǎn)凈值。對租房者或者單位提供的住房的樣本而言，本文將房產(chǎn)價值歸為0。對于一部分與單位共有產(chǎn)權的住房，則定義其房產(chǎn)價值為住房總價值的50%（Knightetal,2020）值，對于沒有回答具體價值而回答了耐用消費品數(shù)量的住戶，借鑒李實等（2005本文通過回歸計算相應耐用消費品的平均價值，再乘以耐用消費品數(shù)量計算住戶缺失的耐用消費品總價值。生產(chǎn)性固定資產(chǎn)包括生產(chǎn)性、經(jīng)營性等資產(chǎn)估計的市場價值。其他資產(chǎn)則主要包括收藏品、古董和字畫等其他資產(chǎn)凈值。本文主要討論家庭結構變動對居民財產(chǎn)分布差距的影響，沿用王躍生有戶主一人獨立生活的家庭。（2）核心家庭，指夫婦兩人組成的家庭以及夫婦及其未婚子女組成的家庭。核心家庭可以進一步劃分為夫婦核心家戶，即夫婦與一個已婚子女和孫子女的家庭。直系家庭可進一步劃分為二戶，即夫婦和兩個及以上已婚子女和孫子女的家庭。復合家庭可進一步細上家庭結構中的其他家庭戶。比如，由戶主和其他關系成員組成的家庭。家庭結構發(fā)現(xiàn)了明顯的變化：首先，雖然核心家庭仍然是最大的家庭戶類型和高等教育擴張影響下婚姻匹配失敗的影響，另一方面則與老齡化水平進一步對核心家庭、直系家庭和復合家庭戶進行細分后可以發(fā)現(xiàn)，在核心家庭內(nèi)部，這一時期最大的家庭戶類型為標準核心家庭戶，但其在全年人夫婦比重不斷增加，同時夫婦與未婚子女的標準核心家庭戶構成顯著了老年人夫婦獨居戶的增加。1995-2018年，二代直系家庭在直系家庭構成變化主要與子女婚后與父母共同居住的生活方式相關聯(lián)。一般情況下，獨生子女婚后與父母共同生活的概率較高，特別是在獨生子代撫養(yǎng)孩子階段，需要父母幫助，導致二代直系家庭和三代直系家庭在這一時期明炤華，2014）。此外，作為傳統(tǒng)時代的一個重要家庭形態(tài)，復合家庭戶下降，而2018年三代復合家庭與1995年相比無大變化。綜上所述，中國的家庭戶結構以核心型小型化為主導，其中，核心家庭和直系家庭是家庭結構的主要類型。1995-2018年，受到獨生子女政策、人口遷移政策、社會養(yǎng)老保障制度和婚姻匹配模式變化等因素的影響，城鎮(zhèn)家庭結構發(fā)生了顯著變化，表現(xiàn)為單人戶家庭和直系家庭明顯增幅增加的推動下，這一時期城鎮(zhèn)地區(qū)家庭小型化格局沒有改變。家庭結構的小型化趨向使得家庭內(nèi)部和代際之間財產(chǎn)再分配的可能性降低，進而可2010；Klimaviciuteetal,2019）。在家庭結構發(fā)生深刻變化的同時，城鎮(zhèn)家庭內(nèi)部的財產(chǎn)積累和財產(chǎn)差距也經(jīng)歷了一個快速擴大的過程。圖1描述了這一時期居民人均財產(chǎn)分布平均程度的重要指標，洛倫茲曲線能較直觀地反映居民財產(chǎn)差距。它的基反，當該曲線越靠近對角線時，財產(chǎn)分布的均等程度越高。從圖1可以看出，與1995年相比，2018年城鎮(zhèn)居民財產(chǎn)分布的洛倫茲曲線更加偏離對角線。這意味著城鎮(zhèn)地區(qū)居民財產(chǎn)分布的不平等在這一時期是不斷擴大的急劇上升，并發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)價格的變動是導致財產(chǎn)差距擴大的最主要原因（李實等，2016；Knighte本文主要討論家庭結構變動對居民財產(chǎn)分布差距的影響，從表2中可以看出，這一時期在居民財產(chǎn)高速積累的同時，不同類型的家庭戶之間的財產(chǎn)的增長速度存在著較大的差異。城鎮(zhèn)居民人均財產(chǎn)凈值從1995年的所有家庭類型中，單人戶家庭的財產(chǎn)增長較快，人均凈財產(chǎn)的年均增長率系的組合，家庭結構的差異會通過影響家庭內(nèi)部保險機制而作用于財產(chǎn)積累過程。例如，城鎮(zhèn)地區(qū)單人戶比例提高的主要推動因素為30歲左右未低，而更偏好于安全類資產(chǎn)（如房產(chǎn)、銀行儲蓄王琎、吳衛(wèi)星，姻市場中的競爭力，核心家庭出于預防性儲蓄的動機會加速積累財富，進而其財產(chǎn)積累在這一時期也有了較快增長。復合家庭戶由于較高的子女撫育教育支出和醫(yī)療支出導致財產(chǎn)積累增速較慢。現(xiàn)有研究討論了影響城鎮(zhèn)住戶財產(chǎn)分配不平等的因素后發(fā)現(xiàn)，家庭特征尤其是戶主教育水平的差異，是影響財產(chǎn)分布不平等的重要因素（李實成年人最高受教育水平的變動情況。不難看出，從1995年到2018年，在經(jīng)濟社會的發(fā)展特別是高等教育擴招的帶動下，家庭成員的受教育水平有成員的最高教育水平在這一時期提升得最快，其次是直系家庭戶和核心家庭戶，而其他家庭戶成員最高受教育水平的增長較慢。作為人力資本的重要組成部分，教育是影響收入的關鍵因素（李實、丁賽，2003而財產(chǎn)又是由收入累積而成，因此，教育水平的提高可以提高家庭的財產(chǎn)存量以及影響家庭的資產(chǎn)配置（陳彥斌，2008；孟亦佳，2014）。因此，在分析家庭結構變動對財產(chǎn)分布差距的影響時，需要綜合考慮教育等家庭特征在這一時期的變化，以準確厘清家庭結構變動的財產(chǎn)分配效應。[1]數(shù)據(jù)中有個別住戶回答了自有住房的面積但未回答房產(chǎn)的現(xiàn)估值，針對此類家庭，本文計算出其所在市的平均每平方米的房產(chǎn)價值，再乘以住房面積以得到該住戶的凈房產(chǎn)價值。[2]夫婦核心家庭是指由戶主和配偶兩人組成的家庭。標準核心家庭是由夫婦二人及其未婚子女組成的家庭。單親核心家庭是由夫婦一方和未婚子女組成的家庭，或者是未婚戶主與父母一方組成的家庭。其他核心家庭主要包括戶主與配偶、子女及未婚兄弟姐妹。[3]二代直系家庭是夫婦同一個已婚子女及媳婿組成的家庭。三代直系家庭是由夫婦同一個已婚子女及孫子女組成的家庭。四代及其他直系家庭不僅包括四代戶家庭，也包括隔代直系家庭。[4]二代復合家庭是指父母同兩個以上已婚子女及媳婿組成的家庭。三代復合家庭是由父母、已婚子女、媳婿和孫子女組成的。四、研究方法本文選用兩種方法估計家庭結構變動對居民財產(chǎn)分布差距的影響：MLD指數(shù)的時序變動分解與半?yún)?shù)的DFL方法。借鑒Mookherjee&Shorrocks（1982）的方法，對總體財產(chǎn)分布差距的期個人和家庭其他特征變動對財產(chǎn)分布差距的影響。前已述及，除了不同家庭戶類型構成的變動外，這一時期不同家庭戶的其他可觀測特征也發(fā)生了顯著變化，即家庭成員的最高受教育年限有不同程度的提升。鑒于教育等可觀測特征是影響財產(chǎn)分布不平等的重要因素，因此忽略其他可觀測特征的變化可能會導致對家庭結構變動的財產(chǎn)分配效應的高估。為了克服這個問題，本文選用DFL方法（DiNardoetal,1996將這一時期其他可觀測的個人特征差異、財產(chǎn)函數(shù)差異和家庭結構的變動都納入考慮范疇，通過重置權重以構造反事實的財產(chǎn)分布，進而比較觀測到的實際財產(chǎn)分布和反事實情況下的財產(chǎn)分布的差異，以此來考察家庭結構變動對財產(chǎn)同時期間家庭特征回報差異（即財產(chǎn)函數(shù)系數(shù)的差異）、其他可觀測特征差異和家庭結構變動三個部分，將家庭結構和其他特征對財產(chǎn)差距的影響分離出來，以準確估計家庭結構對財產(chǎn)差距的影響。（二）DFL分解如前所述，MLD指數(shù)時序分解忽略了這一時期其他可觀測的個人和家庭特征對財產(chǎn)分布的影響，可能會高估家庭結構變動對財產(chǎn)差距的效應。為了控制其他可觀測特征的影響，本文選用DFL半?yún)?shù)的方法，用加權核密度刻畫財產(chǎn)分布，并借助重置權重來構造反事實財產(chǎn)分布，在控制其他可觀測特征的影響后準確厘清家庭結構變動對財產(chǎn)差距擴大的影響（DiNardoetal,1996）。五、家庭結構變動與財產(chǎn)差距（一）財產(chǎn)不平等分解體來看，當僅考慮家庭戶類型時，家庭結構變動（組內(nèi)效應和組間效應之分配差距的作用。表3還描述了不同家庭類型的群組組內(nèi)差距變動效應、家庭結構變動組內(nèi)效應、家庭結構變動組間效應和人群組平均財產(chǎn)水平變動效應。前已機制而作用于財產(chǎn)分布差距，單人戶家庭的增加主要是由于高財富階層家庭的增加，而直系家庭比例的上升則主要是財產(chǎn)增速較慢的低財富階層家庭增加所致。其結果是，單人戶和直系家庭構成的上升顯著擴大了城鎮(zhèn)內(nèi)部居民財產(chǎn)分布的不平等程度。相對而言，這一時期家庭財產(chǎn)增速較快的核心家庭比例的下降則起到了明顯的縮小財產(chǎn)分布差距的作用。變化對財產(chǎn)不平等的影響，進而會導致估計結果的偏差。因此，考察家庭結構變動對財產(chǎn)分布差距影響的另一種方法是在控制其他可觀測特征的基礎上通過半?yún)?shù)分解構造反事實財產(chǎn)分布，以準確分離出家庭結構變動的作用。根據(jù)公式（101995-2018年財產(chǎn)分布差距的變動可以分解為三個部分，分別是這一時期其他可觀測特征的變化、財產(chǎn)函數(shù)的變化以及表4結果表明，這一時期，其他可觀測特征的變化對城鎮(zhèn)內(nèi)部財產(chǎn)分財產(chǎn)函數(shù)變化的影響后，這一時期家庭結構的變動仍然起到了明顯的擴大數(shù)分解的結果要小得多。如前所述，家庭成員的教育水平的差異影響到家庭的財產(chǎn)存量，進而作用于不同家庭間的財產(chǎn)差距。表4的結果進一步表明，在控制了其他因素后，在1995年至2018年期間，家庭間財產(chǎn)差異的果同樣表明，家庭結構變動起到了擴大城鎮(zhèn)居民財產(chǎn)分布差距的作用，但層的變動更加敏感，基尼系數(shù)對中間階層財產(chǎn)的變化比對兩端的變化更加敏感而泰爾指數(shù)則是對富有群體的變化更敏感因此DFL方法下這三效應和報酬效應的影響。借鑒已有文獻的解決方法（Cobb-Clark&Hildebrand，2006本文在DFL分解時考慮了分解因素的添加順序的影響，并在此基礎上計算平均值以估計家庭結構變動的財產(chǎn)分配效應。為了檢驗結果的穩(wěn)健性，并從結構效應和報酬效應兩方面來考察這一時期表5報告了1995-2018年人均財產(chǎn)差異的基尼系數(shù)變化的分解結果。不難發(fā)現(xiàn)，當可觀測特征和家庭結構保持在1995年情形，但要素報酬為2018年的系數(shù)時，與2018年真實的城鎮(zhèn)內(nèi)部人均財產(chǎn)分布相比，財產(chǎn)分動是影響1995-2018年財產(chǎn)分布差距變化的重要因素。從系數(shù)效應結果來看，這一時期家庭結構的變遷降低了財產(chǎn)分布差距的基尼系數(shù)，但其影動，主要是因為這一時期不同類型家庭的權重發(fā)生了變化，而非不同類型家庭在財產(chǎn)積累上的差異所致[4]。在討論收入不平等或消費不平等時，由于家庭的人均消費支出會隨著家庭規(guī)模的擴大而減少，因此，為了消除規(guī)模經(jīng)濟的影響，可以使用等值因子（equivalencescale）將家庭層面的收入或消費調(diào)整到個人層面。（Sierminska&Smeeding,2005;Bover,2010;Cowell&Van退休后的消費那么未來的家庭結構應該受到更多的關注。在這種情況下，考慮退休后消費家庭財產(chǎn)時，現(xiàn)階段子女數(shù)量可能不會影響家庭層面財產(chǎn)水平。另一方面，如果將家庭財產(chǎn)積累看作是家庭滿足當前消費的能力（或者是家庭地位和實力則等值因子的調(diào)整是必要的（Cowell&本文旨在估計家庭結構的變動在多大程度上解釋了所觀測到的財產(chǎn)分布差異，所考慮的家庭結構差異并不僅僅是家庭規(guī)模的問題。盡管如此，作為穩(wěn)健性檢驗的部分，本文進一步計算了等值財產(chǎn)以檢驗家庭結構的作對家庭等值財產(chǎn)分布差距擴大的貢獻率（組內(nèi)效應和組間效應之和）為的結果進一步強化了本文的結果，即家庭結構變動是影響財產(chǎn)差距擴大的重要因素。[1]數(shù)據(jù)中1995年有1.02%的家庭戶的凈財產(chǎn)水平為負值，2018年凈財產(chǎn)為負值的家庭戶占比為1.53%，兩年的樣本中都沒有財產(chǎn)為零值的樣本。根據(jù)MLD指數(shù)的定義，樣本的家庭凈財產(chǎn)必須為正數(shù)，因此，在使用MLD指數(shù)度量財產(chǎn)差距并進行分解時，本文需要刪除家庭凈財產(chǎn)為負的樣本。為了保持與MLD時序分解結果的可比性，DFL報告的結果中同樣刪除了家庭財產(chǎn)為負值的樣本。需要指出，如果負值樣本不進行刪除，DFL分解結果表明，這一時期家庭結構變動對城鎮(zhèn)地區(qū)居民財產(chǎn)分布差距（MLD指數(shù)）的貢獻率為16.94%，與刪除負值樣本的分解結果基本相同。[2]FFL分解是在DFL的基礎上，可以進一步對分布統(tǒng)計量的再集中影響函數(shù)（RIF）進行回歸，進而將結構效應和構成效應細分到每個協(xié)變量上（郭繼強[3]Daviesetal(2017)得到了類似的結果。[4]需要指出的是，這一分解結果只是基于本文對家庭結構的定義而得到的。如果基于其他定義對家庭進行分類，或許會得到不同的分解結果與政策含義。六、結束語改革開放以來，中國社會經(jīng)濟經(jīng)歷了重大的變革，城鎮(zhèn)地區(qū)家庭結構也出現(xiàn)了較大的變化。在1995年至2018年期間，在單人戶家庭和夫婦核勢。家庭規(guī)模的小型化趨向使得家庭內(nèi)部和代際之間財產(chǎn)再分配的可能性降低，同時家庭結構變動會通過影響家庭的勞動供給、家庭內(nèi)部保險機制和家庭間教育分布而作用于家庭財產(chǎn)分布差距。本文從近年來家庭規(guī)模逐漸縮小的視角出發(fā)，考察家庭結構變動對城鎮(zhèn)居民財產(chǎn)分布差距的影響。借鑒Mookherjee&Shorrocks（1982）部居民財產(chǎn)分布差距的影響后發(fā)現(xiàn)，僅考慮家庭戶類型的情況下，這一時這一時期其他可觀測特征變化對財產(chǎn)分布差距的影響，因此，可能導致對可觀測特征變化的影響后模擬了反事實的財產(chǎn)分布，以分離出家庭結構變動對城鎮(zhèn)內(nèi)部居民財產(chǎn)差距變化的作用。結果同樣發(fā)現(xiàn)，在1995年至期家庭戶類型的變化。為了檢驗結果的穩(wěn)健性，本文進一步選擇使用基于著為正，即20世紀90年代中期以來不同類型家庭的權重變化起到了擴大財產(chǎn)差距的作用?？紤]到本文的結果可能會受到等值因子調(diào)整的影響，本文進一步計算了家庭等值財產(chǎn)以檢驗家庭結構變動的作用。利用OECD等值因子對家庭財產(chǎn)進行調(diào)整后同樣發(fā)現(xiàn)，家庭結構變動會作用于城鎮(zhèn)地區(qū)居民財產(chǎn)差距。綜上所述，家庭結構的變動是影響財產(chǎn)分布差距的重要因素。在家庭規(guī)模不斷小型化的背景下，由于家庭內(nèi)部財富貢獻人數(shù)減少，家庭內(nèi)年齡結構和勞動供給行為發(fā)生相應變化，家庭內(nèi)部保險機制也相應改變，其結果是家庭結構對擴大財產(chǎn)分布差距的作用會越來越重要。基于此，要繼續(xù)推動財產(chǎn)稅和房產(chǎn)稅的出臺，并以家庭為單位進行調(diào)整，能夠在一定程度上抑制財產(chǎn)差距的擴大。參考文獻陳彥斌2008《中國城鄉(xiāng)財富分布的比較分析》《金融研究》第12期陳彥斌，2008：《中國城鄉(xiāng)財富分布的比較分析》，《金融研究》第12期。陳彥斌霍震陳軍，2009：《災難風險與中國城鎮(zhèn)居民財產(chǎn)分布》，《經(jīng)濟研究》第11期。陳彥斌邱哲圣，2011：《高房價如何影響居民儲蓄率和財產(chǎn)不平等》，《經(jīng)濟研究》第10期。郭繼強姜儷陸利麗，2011：《工資差異分解方法述評》，《經(jīng)濟學(季刊)》第2期。李婧許晨辰，2020：《家庭規(guī)劃對儲蓄的影響:“生命周期”效應還是“預防性儲蓄”效應?》，《經(jīng)濟學動態(tài)》第8期。李實丁賽，2003：《中國城鎮(zhèn)教育收益率的長期變動趨勢》，《中國社會科學》第6期。李實萬海遠謝宇，2016：《中國居民財產(chǎn)差距的擴大趨勢》，中國收入分配研究院工作論文。李實魏眾B.古斯塔夫森，2000：《中國城鎮(zhèn)居民的財產(chǎn)分配》，《經(jīng)濟研究》第3期。李實魏眾丁賽，2005：《中國居民財產(chǎn)分布不均等及其原因的經(jīng)驗分析》，《經(jīng)濟研究》第6期。梁運文霍震劉凱，2010：《中國城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)分布的實證研究》，《經(jīng)濟研究》第10期。劉華，2014：《農(nóng)村人口老齡化對收入不平等影響的實證研究》，《數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究》第4期。羅楚亮顏迪，2020：《家庭結構與居民收入差距》，《勞動經(jīng)濟研究》第1期。孟亦佳，2014：《認知能力與家庭資產(chǎn)選擇》，《經(jīng)濟研究》增1期。倪旭君，2015：《居民家庭結構變動對收入變動的影響分析》，《上海經(jīng)濟研究》第11期。曲兆鵬趙忠，2008：《老齡化對我國農(nóng)村消費和收入不平等的影響》，《經(jīng)濟研究》第12期。異》，《國際金融研究》第2期。王琎吳衛(wèi)星，2014：《婚姻對家庭風險資產(chǎn)選擇的影響》，《南開經(jīng)濟研究》第3期。期。王躍生，2013：《中國城鄉(xiāng)家庭結構變動分析——基于2010年人口普查數(shù)據(jù)》，《中國社會科學》第12期。王躍生，2020：《制度變遷與當代城市家庭戶結構變動分析》，《人口研究》第1期。巫錫煒，2011：《中國城鎮(zhèn)家庭戶收入和財產(chǎn)不平等:1995～2002》，《人口研究》第6期。吳衛(wèi)星譚浩，2017：《夾心層家庭結構和家庭資產(chǎn)選擇——基于城鎮(zhèn)家庭微觀數(shù)據(jù)的實證研究》，《北京工商大學學報(社會科學版)》第3期。吳衛(wèi)星李雅君，2016：《家庭結構和金融資產(chǎn)配置——基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究》，《華中科技大學學報(社會科學版)》第2期。吳要武劉倩，2015：《高校擴招對婚姻市場的影響:剩女?剩男?》，《經(jīng)濟學(季刊)》第1期。萬廣華，2008：《不平等的度量與分解》，《經(jīng)濟學(季刊)》第1期。謝宇靳永愛，2014：《家庭財產(chǎn)》，《中國民生發(fā)展報告2014》，北京大學出版社。楊菊華何炤華，2014：《社會轉型過程中家庭的變遷與延續(xù)》，《人口研究》第2期。張雪霖，2015：《城市化背景下的農(nóng)村新三代家庭結構分析》，《西北農(nóng)林科技大學學報(社會科學版)》第5期。Bover,O.(2010),“Wealthinequalityandhouseholdstructure:U.S.vs.Spain”,ReviewofIncomeandWealth56(2):259–290.Burtless,G.(1999),“EffectsofgrowingwagedisparitiesandchangingfamilycompositionontheUSincomedistribution”,EuropeanEconomicReview43(4):853-865.Cobb-Clark,D.A.&V.A.Hildebrand(2006),“ThewealthofMexicanAmericans”,JournalofHumanResources41(4):841-873.Cowell,F.A.&P.VanKerm(2015),“Wealthinequality:Asurvey”,JournalofEconomicSurveys29(4):671-710.Dambrosio,C.&E.N.Wolff(2001),“IswealthbecomingmorepolarizedintheUnitedStates”,JeromeLevyEconomicsInstituteofBardCollegeWorkingPaper,No.330.Davies,J.B.etal(2017),“Wealthinequality:Theory,measurementanddecomposition”,CanadianJournalofEconomics50(5):1224-1261.Deaton,A.&C.Paxson(1994),“Intertemporalchoiceandinequality”,JournalofPoliticalEconomy102(3):437-467.DiNardo,J.etal(1996),“Labormarketinstitutionsandthedistributionofwages,1973–1992:Asemiparametricapproach”,Econometrica64(5):1001–1044.Firpo,S.etal(2009),“Unconditionalquantileregressions”,Econometrica77(3):953-973.Firpo,S.etal(2018),“Decomposingwagedistributionsusingrecenteredinfluencefunctionregressions”,Econometrics6(2):1-40.Greenwood,J.etal(2014),“Marryyourlike:Assortativematingandincomeinequality”AmericanEconomicReview104(5):348andincomeinequality,AmericanEconomicReview104(5):348-353.Greenwood,J.etal(2016),“Technologyandthechangingfamily:Aunifiedmodelofmarriage,divorce,educationalattainmentandmarriedfemalelabor-forceparticipation”,AmericanEconomicJournal:Macroeconomics8(1):1-41.Headey,B.etal(2005),“ThestructureanddistributionofhouseholdwealthinAustralia”,AustralianEconomicReview38(2):159-175.Hyslop,D.R.&D.C.Maré(2005),“Understandingchangingincomedistribution1983-98:ANewZealand'ssemiparametricanalysis”,Economica72(287):469-495.Klimaviciute,J.etal(2019),“Theinheritedinequality:Howdemographicagingandpensionreformscanchangetheintergenerationaltransmissionofwealth”,GermanEconomicReview20(4):872-8