公平與不公平的收入不平等
——基于CGSS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

雷　欣，程　可

（武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072）

公平與不公平的收入不平等
——基于CGSS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

雷欣，程可

（武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072）

本文采用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）的微觀數(shù)據(jù)，測(cè)算中國(guó)居民收入分布的公平不平等與不公平不平等程度，并衡量不同環(huán)境因素對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)度。結(jié)果顯示：中國(guó)目前的收入不平等主要是由個(gè)體不能控制的環(huán)境因素導(dǎo)致的不公平的不平等，公平的不平等占總收入不平等的比重不到15%。其中，出生地、性別和戶籍等非責(zé)任變量對(duì)不公平不平等的貢獻(xiàn)最大，性別歧視、城鄉(xiāng)失衡和區(qū)域不均衡是導(dǎo)致居民收入不平等的主要原因。據(jù)此，政府應(yīng)加大對(duì)收入不平等的再分配調(diào)節(jié)力度，當(dāng)前的重點(diǎn)是通過(guò)公共財(cái)政制度的改革以及經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展政策的調(diào)整，弱化和消除性別歧視、城鄉(xiāng)失衡和區(qū)域不均衡等問(wèn)題。

公平不平等；不公平不平等；努力；環(huán)境

一、引言

收入不平等是否都需要政府通過(guò)再分配政策進(jìn)行干預(yù)和調(diào)節(jié)？一直以來(lái)，國(guó)內(nèi)外的經(jīng)濟(jì)學(xué)家與政策制定者都試圖對(duì)這個(gè)問(wèn)題進(jìn)行解答。事實(shí)上，回答上述問(wèn)題的核心在于判斷收入不平等中是否存在合理或公平的部分。如果收入不平等是公平的，則社會(huì)能夠接受和容忍，顯然也就不需要政府對(duì)其進(jìn)行干預(yù)和調(diào)節(jié)。那么，是否存在公平的收入不平等？如果存在又該如何對(duì)其進(jìn)行測(cè)度？亞當(dāng)斯提出的公平理論認(rèn)為，公平的收入不平等是存在的，如果個(gè)體獲得的報(bào)酬與其付出的努力相比是合理的，則其收入就屬于公平收入，公平收入分布的不平等即為公平的不平等；［1］Roemer提出了測(cè)度機(jī)會(huì)不平等的經(jīng)濟(jì)分析框架，這一框架將影響個(gè)體收入的變量區(qū)分為努力因素與環(huán)境因素，前者是個(gè)體可以控制從而可以為之負(fù)責(zé)的變量；后者是個(gè)體無(wú)法控制從而不需要為之負(fù)責(zé)的變量。［2］Roemer的這一分析框架為測(cè)度不公平的收入不平等提供了思路，即只要能夠明確區(qū)分努力變量和環(huán)境變量，不公平的收入不平等是可以衡量的。陳東和黃旭峰根據(jù)這個(gè)思路分析了機(jī)會(huì)不平等，但是在比較機(jī)會(huì)不平等與實(shí)際收入不平等的偏離時(shí)采用的方法較為簡(jiǎn)單，難以反映兩者實(shí)際偏離的程度。［3］Jenkins和Higgins提出了一個(gè)獨(dú)特的方法來(lái)測(cè)度不公平的收入不平等，他們首先構(gòu)造了一個(gè)“反事實(shí)”的公平收入分布，進(jìn)而通過(guò)比較公平收入分布與實(shí)際收入分布的偏離，分離和測(cè)算出不公平的收入不平等的程度。［4］

本文以上述研究的思想為基礎(chǔ)，借鑒Cappelen 和Tungodden的方法，對(duì)不公平的收入不平等進(jìn)行測(cè)度，并對(duì)其進(jìn)行分解，識(shí)別不同環(huán)境因素對(duì)不公平的收入不平等的貢獻(xiàn)度。［5］

二、測(cè)度方法

為準(zhǔn)確測(cè)度不公平的收入不平等，首先必須明確區(qū)分影響個(gè)體收入的努力因素和環(huán)境因素。Cohen［6］和Roemer［2］提出應(yīng)以個(gè)體能否控制作為劃分努力和環(huán)境變量的依據(jù)。根據(jù)這一原理，同時(shí)考慮數(shù)據(jù)的可獲性，我們選擇居民個(gè)體最高受教育程度和工作單位所有制類型作為個(gè)體可控制的努力變量，居民可以通過(guò)自己的努力，調(diào)整和改變自己的教育程度和工作單位，記為（R=1，2）；選擇性別、出生地、戶籍、父親工作單位、父親最高教育水平以及家庭年收入作為個(gè)人不可控制的環(huán)境變量，個(gè)人無(wú)法選擇自己的性別、戶籍狀況、出生地或家庭背景，記為（ NR=1，2，3，4，5，6）。

構(gòu)建居民個(gè)體的收入決定方程：

根據(jù)公平收入的對(duì)等原則，公平的收入分布應(yīng)等同于個(gè)體的應(yīng)得收入分布，所謂“應(yīng)得收入”是指與個(gè)體自身努力程度相匹配的收入。比如，如果受教育程度是決定收入水平唯一的努力變量，則個(gè)體的應(yīng)得收入就應(yīng)與其受教育程度相匹配。

對(duì)每個(gè)個(gè)體i，定義其應(yīng)得收入為：

式（2）的含義是：令全體居民都付出與個(gè)體相同的努力水平，但令其各自處于自己的外部環(huán)境中，計(jì)算在這一假定下每個(gè)居民的收入水平（j=1，2，…，n），求取這一收入分布的平均值，即為個(gè)體i的應(yīng)得收入。

定義個(gè)體i的公平收入水平：

式（3）的含義是：以個(gè)體i應(yīng)得收入占全體居民應(yīng)得收入總額的比例為權(quán)重，將實(shí)際總收入中的對(duì)應(yīng)比例配置給個(gè)體i，即為個(gè)體的公平收入i。應(yīng)得收入和公平收入zi的區(qū)別是：加總后的總額有可能會(huì)超過(guò)實(shí)際收入總額，比較收入分布和實(shí)際收入分布的不平等時(shí)，有可能無(wú)法剝離出收入增長(zhǎng)的影響；而zi加總后的總額必然等于實(shí)際收入總額，因此兩者之間不存在總收入的增長(zhǎng)，可以確保我們考察的是純粹的分配問(wèn)題。

如何度量實(shí)際收入與公平收入的偏差呢？Cowell提出一個(gè)由廣義熵指數(shù)發(fā)展而來(lái)的度量指標(biāo)，能夠較好地度量?jī)蓚€(gè)分布的變化。［7］該指標(biāo)的公式如下：

其中，yi為個(gè)體i的實(shí)際收入，zi為個(gè)體i的公平收入。系數(shù)α表示的是指標(biāo)J對(duì)分布f和z的不同部分的敏感性：當(dāng)α取正的較大值時(shí)，指標(biāo)J對(duì)分布的上尾部分比較敏感；當(dāng)α為負(fù)值時(shí)，則指標(biāo)對(duì)分布的下尾部分比較敏感。

當(dāng)個(gè)體的收入完全由環(huán)境因素決定，則所有的收入不平等都應(yīng)視為不公平的。此時(shí)，居民的平均收入就相當(dāng)于公平收入（也就是說(shuō)，既然收入都是由非責(zé)任因素決定的，那么公平的分配模式應(yīng)該是所有人獲得相同的收入），任何與平均收入的偏離都是不公平的。如果將式（4）中的公平收入替換為平均收入，則J指標(biāo)就等同于測(cè)度單一收入分布不平等程度的泰爾指數(shù)，衡量的是所有個(gè)體實(shí)際收入與平均收入的偏離程度。定義這一指數(shù)為。

當(dāng)個(gè)體的收入不僅由環(huán)境因素決定，還取決于個(gè)體努力程度時(shí)，可以根據(jù)式（3）測(cè)算出公平收入。當(dāng)式（4）中的zi為個(gè)體的公平收入時(shí)，指標(biāo)J度量的是實(shí)際收入與公平收入偏差值的不平等程度，即完全由環(huán)境因素決定的不公平的不平等。定義這一指數(shù)為。因此，環(huán)境因素導(dǎo)致的收入不平等對(duì)總不平等的貢獻(xiàn)即為與的比值。此外，我們可以通過(guò)調(diào)整環(huán)境因素中具體包括的變量，從而根據(jù)與的比值的變化來(lái)考察不同環(huán)境變量對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)度。定義：

式（5）中Ф衡量的是總收入不平等剔除由環(huán)境差異導(dǎo)致的不平等后的剩余部分，可以視為由努力因素導(dǎo)致的不平等，即公平的收入不平等部分。

基于上述方法，我們采用2010年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）的微觀入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，測(cè)算中國(guó)居民收入分布的公平的與不公平的不平等程度，并衡量不同環(huán)境因素對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)度，以期為政府有針對(duì)性地設(shè)計(jì)收入再分配政策提供定量依據(jù)。

三、變量選擇與數(shù)據(jù)處理

（一）數(shù)據(jù)處理

為確保實(shí)證分析具有可行性以及實(shí)證結(jié)果的可靠性，我們對(duì)CGSS數(shù)據(jù)樣本做相關(guān)限定和處理。一是將樣本對(duì)象限定為年齡在25～55歲之間的個(gè)體。因?yàn)?5歲之后無(wú)論居民的學(xué)歷如何，大部分個(gè)體均處于工作狀態(tài)，而25歲之前大部分個(gè)體處于非工作（在校學(xué)習(xí)）狀態(tài)。并且由于我國(guó)女性的退休年齡為55歲，限定樣本對(duì)象為55歲以下可以有效避免樣本中男女比例失衡的情況。二是將變量具有缺失值或未應(yīng)答值的對(duì)象剔除。三是刪除了某些變量的異常值，比如刪除父親教育程度是 “私塾”和“其他”兩類、戶口登記狀況中是“軍籍”和“沒有戶口”的個(gè)體。最終采用的樣本量為1902個(gè)。

（二）變量選擇

我們選取居民個(gè)體的收入水平作為收入決定方程的被解釋變量，在CGSS中個(gè)體收入等于個(gè)體職業(yè)收入與非職業(yè)收入之和。遵循既有做法，同時(shí)考慮數(shù)據(jù)的可獲性，選擇如下變量作為收入決定方程中的解釋變量：（1）努力變量，即個(gè)體能夠控制從而可以為之負(fù)責(zé)的變量，具體包括個(gè)人最高受教育程度、個(gè)體工作單位或公司的所有制類型；（2）環(huán)境變量，即個(gè)體不能控制從而不應(yīng)為之負(fù)責(zé)的變量，具體包括性別、出生地、戶籍、父親最高受教育程度、14歲時(shí)父親工作單位或公司的所有制類型。①其余變量的含義以及變量的描述性統(tǒng)計(jì)量參看表1。

表1　　變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

四、實(shí)證結(jié)果

（一）收入決定方程的估計(jì)結(jié)果

根據(jù)式（1）和表1中的變量，具體構(gòu)建如下收入決定方程：

其中，lny為個(gè)體收入的自然對(duì)數(shù)；gender為個(gè)體性別；age和age2分別為年齡和年齡平方，之所以將平方項(xiàng)引入是為了考慮可能存在的收入的“生命周期”效應(yīng)，即在年輕時(shí)收入偏低，中年時(shí)收入偏高，退休后收入又偏低；birplace為出生地；hktype為戶口類型；work和f_work分別為個(gè)體及其14歲時(shí)父親工作單位的所有制性質(zhì)；edu和f_edu分別為個(gè)體及其父親的最高受教育程度。εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。其余為待估系數(shù)。

表2匯報(bào)了個(gè)體收入決定方程的估計(jì)結(jié)果。考察努力變量對(duì)個(gè)體收入的影響。結(jié)果顯示，個(gè)人的受教育程度對(duì)其收入水平具有顯著的正向影響，與沒有工作的樣本個(gè)體相比，學(xué)歷越高的個(gè)體平均收入越高，擁有大學(xué)及大學(xué)以上學(xué)歷的個(gè)體相對(duì)而言平均工資最高，由此表明目前在中國(guó)教育和人力資本投資具有較高的回報(bào)率。與在國(guó)有或國(guó)有控股單位就業(yè)的個(gè)體相比，在集體所有或控股單位就業(yè)的個(gè)體顯著具有更低的收入水平，而在港澳臺(tái)和外資單位就業(yè)的個(gè)體具有更高的收入水平，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。由此可見，在改革開放30年后，中國(guó)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體系日趨完善，外資企業(yè)較好的經(jīng)濟(jì)效益保證了其職工獲得更高的工資薪金，而國(guó)有企業(yè)改革之后，國(guó)有企業(yè)的利潤(rùn)水平不斷提高，也為其職工獲取更高的收入創(chuàng)造了條件，而集體所有制企業(yè)與國(guó)有企業(yè)相比則不具有規(guī)模優(yōu)勢(shì)和政策優(yōu)勢(shì)，與外資企業(yè)相比又不具有體制和市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)，從而導(dǎo)致其職工工資和待遇相對(duì)偏低。

考察環(huán)境量對(duì)個(gè)體收入的影響，結(jié)果顯示，性別、年齡、出生地對(duì)個(gè)體收入有顯著的影響。（1）女性的收入水平顯著低于男性，表明目前中國(guó)依然存在較為明顯的勞動(dòng)力市場(chǎng)性別歧視，這從某些單位和產(chǎn)業(yè)在招工時(shí)對(duì)女性設(shè)置顯性或隱性 “門檻”中可以得到印證。（2）年齡對(duì)個(gè)體收入的影響呈現(xiàn)“倒U”型的特征，個(gè)體收入水平隨年齡的增長(zhǎng)先增后減。（3）與出生在東部地區(qū)的個(gè)體相比，出生在中西部地區(qū)的居民具有顯著更低的平均收入。（4）擁有城市戶籍的居民相對(duì)于農(nóng)村戶籍居民而言具有更高的收入水平，但是這一效應(yīng)并不顯著，由此表明擁有農(nóng)村戶籍相對(duì)于城市戶籍來(lái)說(shuō)收入雖然依舊處于劣勢(shì)水平，但這一情況目前有所緩解，這與近年來(lái)對(duì)農(nóng)村和農(nóng)業(yè)的補(bǔ)貼力度加大、教育資源分配不均等問(wèn)題逐漸改善等公共政策偏向有關(guān)。（5）父親的工作類型和教育程度對(duì)子女收入水平的影響并不顯著。有意思的是，父輩在國(guó)有或者集體所有的單位工作比在私營(yíng)、民營(yíng)或者外資單位工作對(duì)子女收入水平具有更大的正向影響，這與個(gè)體單位所有制性質(zhì)對(duì)收入的影響效應(yīng)恰好相反，反映出改革開放背景下兩代人在不同類型單位之間收入地位的改變。

自變量　系數(shù)　標(biāo)準(zhǔn)誤常數(shù)　8 . 7 2 0 3　（0 . 3 9 3 8 ）**性別：女　-0 . 4 7 9 9?。? . 0 3 2 8 ）**年齡　0 . 0 5 4 5?。? . 0 1 9 9 ）**年齡平方　-0 . 0 0 0 7?。? . 0 0 0 3 ）**出生地中部西部（0 . 0 3 8 9 ）** （0 . 0 4 3 2 ）**戶籍：城鎮(zhèn)　0 . 0 5 3 5?。? . 0 4 3 1）本人最高教育水平初中高中、技校或職業(yè)學(xué)校大學(xué)及以上-0 . 3 2 0 5 -0 . 2 6 8 1 0 . 2 5 7 1 0 . 4 0 5 8 0 . 8 5 7 2 （0 . 0 5 7 9 ）** （0 . 0 6 3 1 ）** （0 . 0 6 9 7 ）**本人工作單位所有制類型集體所有或集體控股私有/民營(yíng)港澳臺(tái)資外資-0 . 1 4 3 9 -0 . 0 1 4 2 0 . 1 9 7 7 0 . 1 1 5 9 （0 . 0 6 4 4 ）* （0 . 0 4 1 1）（0 . 1 7 7 9 1）（0 . 1 1 8 3）父親最高教育水平初中高中、技校或職業(yè)學(xué)校大學(xué)及以上-0 . 0 7 9 7 -0 . 0 6 0 1 0 . 1 0 8 7 （0 . 0 4 2 0）（0 . 0 5 1 6）（0 . 0 7 8 2）父親工作單位所有制類型集體所有或集體控股私有/民營(yíng)港澳臺(tái)資0 . 1 0 8 7 -0 . 0 0 3 7 -0 . 4 9 5 0 （0 . 0 7 8 2）（0 . 0 6 2 2）（0 . 6 9 7 7 ）

（二）公平與不公平收入不平等的測(cè)算結(jié)果

基于上文的式（2）和式（3），對(duì)居民個(gè)體的公平收入進(jìn)行具體測(cè)度。首先，利用對(duì)數(shù)線性收入決定方程，界定應(yīng)得收入：

利用應(yīng)得收入，構(gòu)建公平收入的測(cè)算公式：

從式（8）可以看到，公平收入是以個(gè)體應(yīng)得收入在應(yīng)得總收入的占比為權(quán)重，對(duì)實(shí)際總收入進(jìn)行重新分配而得到的?；谑剑?）、（5）、（8）并利用上面的收入決定方程的估計(jì)結(jié)果，可以測(cè)算公平收入的不平等和不公平的收入不平等，結(jié)果如表3所示。

從表3可以看到，當(dāng)努力變量包括個(gè)體工作單位所有制性質(zhì)和最高受教育程度時(shí)，環(huán)境變量能夠解釋的收入不平等（不公平的不平等）占總收入不平等的比重達(dá)到了85.58%或89.28%，由此判斷當(dāng)前中國(guó)居民收入不平等的絕大部分是由個(gè)體不能控制的環(huán)境因素導(dǎo)致的，由個(gè)體努力差異導(dǎo)致的合理的不平等（公平的不平等）僅占總不平等的10.72% 或14.42%。

考慮到個(gè)體可以通過(guò)自己的努力改變自己的戶籍狀況，因此也有研究將戶籍視為努力變量。為考慮這一因素對(duì)測(cè)算結(jié)果的影響，我們也將戶籍類型作為努力變量引入模型，由此獲得的測(cè)算結(jié)果并無(wú)明顯改變。增加一個(gè)努力變量后，不公平的不平等占總不平等的比重依然超過(guò)85%。

（三）不公平不平等的分解結(jié)果

我們可以進(jìn)一步將不同環(huán)境變量對(duì)收入不平等的影響從不公平的不平等指數(shù)中分解出來(lái)，具體公式如下：

其中，I（f）是實(shí)際收入分布的不平等指數(shù)（后文我們同時(shí)考察基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)）；I（c）是剔除特定環(huán)境變量影響之后的收入不平等指數(shù)。因此，I（f）-I（c）衡量的是所剔除的環(huán)境變量對(duì)總收入不平等的貢獻(xiàn)，Ω衡量該變量的相對(duì)貢獻(xiàn)。表4匯報(bào)了不同環(huán)境因素對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)度。表中數(shù)字為I（c）的計(jì)算結(jié)果，括號(hào)中的數(shù)字為Ω的計(jì)算結(jié)果。可以看到，無(wú)論采用哪個(gè)不平等指數(shù)，出生地對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)是最高的；其次是性別和戶籍對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)。這說(shuō)明地區(qū)、性別和城鄉(xiāng)差距是中國(guó)當(dāng)前收入不平等的主要原因。而父親教育、父親工作類型的貢獻(xiàn)較小，說(shuō)明在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體系逐步完善的過(guò)程中，上一輩的經(jīng)濟(jì)社會(huì)狀況對(duì)子女收入的影響逐步弱化。這些結(jié)論與上文得到的結(jié)果基本一致。

表4　不同因素回歸下的收入不平等系數(shù)

五、結(jié)論與建議

本文采用2010年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）的微觀數(shù)據(jù)，在明確區(qū)分影響個(gè)人收入的責(zé)任變量（努力）和非責(zé)任變量（環(huán)境）的基礎(chǔ)上，測(cè)算中國(guó)居民收入分布的公平不平等與不公平不平等程度，并衡量不同環(huán)境因素對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)度。實(shí)證結(jié)果顯示：第一，不公平的不平等占總收入不平等的比重超過(guò)85%，公平的不平等占總收入不平等的比重不到15%，當(dāng)前中國(guó)居民收入不平等的絕大部分是由個(gè)體不能控制的環(huán)境因素導(dǎo)致的；第二，在影響個(gè)體收入的環(huán)境因素中，出生地、性別和戶籍對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)最大。由此表明，地區(qū)、性別和城鄉(xiāng)差距是當(dāng)前中國(guó)收入不平等的主要來(lái)源。

表3　　公平與不公平收入不平等的測(cè)算結(jié)果

根據(jù)上述結(jié)論，本文認(rèn)為，由于絕大部分居民收入不平等屬于非責(zé)任因素導(dǎo)致的不公平的不平等，因此加大政府對(duì)收入不平等的再分配調(diào)節(jié)力度是極有必要的，符合社會(huì)公平正義的要求。當(dāng)前的重點(diǎn)應(yīng)該是通過(guò)公共財(cái)政制度的改革以及經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展政策的調(diào)整，弱化和消除由性別歧視、城鄉(xiāng)失衡和區(qū)域不均衡等問(wèn)題導(dǎo)致的居民收入不平等。

注釋：

① 其中，出生地按慣例劃分為東、中、西部地區(qū)。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。

［1］［美］亞當(dāng)斯，羅森鮑姆.工人關(guān)于工資不公平的內(nèi)心沖突同其生產(chǎn)率的關(guān)系［M］.北京：中國(guó)社會(huì)科學(xué)出版社，1984.

［2］Roemer John E.Equality of Opportunity［M］.Cambridge，Mass:Harvard University Press，1998.

［3］陳東，黃旭峰.機(jī)會(huì)不平等在多大程度上影響了收入不平等？［J］.經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2015，（1）：3-16.

［4］Jenkins Stephen P.，O'Higgins Michael.Inequality MeasurementUsing“NormIncomes”:WereGarvyand Paglin onto Something after All？［J］.Review of Income and Wealth，1989，（3）：265-282.

［5］Cappelen Alexander W.，Sorensen Erik.，Tungodden Bertil. Responsibilityforwhat？FairnessandIndividual Responsibility［J］.European Economic Review，2010，（3）：429-441.

［6］Cohen G A.On the Currency of Egalitarian Justice［J］. Ethics，1989，（3）：906-944.

［7］Frank A.Cowell.Measures of Distributional Change:An AxiomaticApproach［J］.ReviewofEconomicStudies，1985，（1）：135-151.

（責(zé)任編輯：許桃芳）

Fair and Unfair Inequality——Empirical Analysis Based on CGSS

LEI Xin，CHENG Ke
（School of Economic and Management，Wuhan University，Wuhan Hubei 430072，China）

This paper estimates the fair and unfair inequality of the income distribution in China，and measures different effects of different environment factors on income inequality，by using the micro-data of"China's General Social Survey".The results show that，currently，China's income inequality is mainly caused by unfair inequality which is formed by the uncontrollable environmental factors，and the fair inequality is less than 15%in total income inequality.The places of birth，gender and household registration have done the largest contribution to the unfair inequality，while the sex discrimination，urban-rural imbalance and regional imbalance are the main causes of income inequality.Accordingly，the government should increase efforts to regulate the redistribution in order to control income inequality，and the current focus is weaken and eliminated the sex discrimination，urban-rural imbalance and regional imbalance by the reform of the public finance system and the adjustment of economic and social development policies.

fair inequality；unfair inequality；efforts；environment

F062.6

A

1672-626X（2016）02-0005-06

10.3969/j.issn.1672-626x.2016.02.001

2016-01-28

教育部人文社科青年基金項(xiàng)目（11YJC790075）；國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71203167）

雷欣（1983-），女，湖北武漢人，武漢大學(xué)副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要從事收入分配、國(guó)際投資、世界經(jīng)濟(jì)研究。