我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入不平等的演變特征

劉輝煌 吳偉

摘要：利用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，分析我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距的演變及其特征，結(jié)果表明：我國(guó)居民收入的不平等程度較高，其中在1991～1993年間和2000～2004年間的增長(zhǎng)速度較快；低收入人群的不平等程度更大，特別是農(nóng)村低收入人群收入增長(zhǎng)過(guò)慢、底部收入不平等狀況比較嚴(yán)重；城鄉(xiāng)因素和區(qū)域因素在居民收入中的作用明顯，在2000年之后部門(mén)因素和教育程度在中高收入群體中的影響逐漸突出。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)居民收入；不平等指數(shù)；分位數(shù)回歸

中圖分類(lèi)號(hào)：F124.7 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-8409（2014）12-0027-04

The Evolution of Income Inequality in Urban and Rural China

——Based on China Health and Nutrition Survey Data

LIU Huihuang1，2，WU Wei1

（1.School of Economics and Trade，Hunan University，Changsha 410079；2.School of Business，Hunan City University，Yiyang 413000 ）

Abstract： Using the CHNS data，this paper analyzed the income inequality of urban and rural residents in China.The results showed that the income inequality become more severe，the degree of inequality increased rapidly in the years among 1991 to 1993 and 2000 to 2004；the inequality is greater in lowincome groups，especially the income growth of lowincome people in rural is too slow，the income inequality was more serious；it found that the influence of urban and regional factors was obvious，after 2000 the influence of education and job was more prominent in middle and high income groups.

Key words：urban and rural incomes；inequality index；quantile regression

1 引言

自改革開(kāi)放以來(lái)，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展、居民收入迅速提高的同時(shí)，我國(guó)居民的收入分配格局出現(xiàn)了較大變化，收入不平等程度呈現(xiàn)不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)[1]。從統(tǒng)計(jì)上看我國(guó)已經(jīng)成為收入不均等狀況最為嚴(yán)重的國(guó)家之一，收入不平等的持續(xù)存在并日益加劇將危及我國(guó)社會(huì)的穩(wěn)定，影響經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的質(zhì)量。我國(guó)的收入不平等吸引了大量學(xué)者的持續(xù)深入研究，為更好地研究我國(guó)居民收入差距，定量測(cè)算居民收入不平等十分重要。程永宏基于家庭人均收入計(jì)算了全國(guó)總體基尼系數(shù)，自1992年以來(lái)我國(guó)總體基尼系數(shù)一直大于或等于0.4，2003年和2004年分別達(dá)到0.4430和0.4418，大島指數(shù)也分別達(dá)到11.3和11.1，大大超過(guò)公認(rèn)的上限60[2]；陳昌兵利用非等分組基尼系數(shù)公式首次較為完整地計(jì)算出全國(guó)21個(gè)省、市以及自治區(qū)城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民和城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)[2]；從整體上來(lái)看，各地區(qū)的收入差距不斷擴(kuò)大，但是基尼系數(shù)變動(dòng)的動(dòng)態(tài)表現(xiàn)形式各不相同[3]。

導(dǎo)致我國(guó)收入差距擴(kuò)大的影響因素較多，考慮到我國(guó) “二元經(jīng)濟(jì)”的特征，很多文獻(xiàn)都分析了城鄉(xiāng)因素的影響。大量研究表明城鄉(xiāng)收入差距過(guò)大是我國(guó)收入差距擴(kuò)大的最重要影響因素[4]，陳云也指出城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的作用最為顯著，加快城市化發(fā)展能夠縮小收入差距[5]。根據(jù)經(jīng)典的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，伴隨城市化發(fā)展，大量農(nóng)民從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移到城市中的工商業(yè)等二、三產(chǎn)業(yè)，提高了農(nóng)民工作的回報(bào)率和收益率，而通過(guò)城市化也能促進(jìn)人際間的交流，充分發(fā)揮“人力資本的外部效應(yīng)”，最終縮小我國(guó)的收入差距[6]。但是這就與目前觀察到的事實(shí)——城市規(guī)模不斷擴(kuò)大而收入不平等也在擴(kuò)大相矛盾，尤其是衡量到的各類(lèi)收入不平等指標(biāo)，包括城鎮(zhèn)內(nèi)部和農(nóng)村內(nèi)部的收入不平等都在擴(kuò)大。針對(duì)這一現(xiàn)象，不少學(xué)者提出了可能的解釋?zhuān)逃幕?、?jīng)濟(jì)發(fā)展階段等可能導(dǎo)致我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大[7～8]。

本文基于1991～2009年的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，利用多個(gè)指標(biāo)對(duì)我國(guó)居民收入不平等及其演變趨勢(shì)進(jìn)行了刻畫(huà)，綜合分析了對(duì)高收入人群觀察值比較敏感的基尼系數(shù)等不平等指標(biāo)，討論我國(guó)居民收入不平等的演變趨勢(shì)特征；在此基礎(chǔ)之上，本文以農(nóng)村居民為參照組利用分位數(shù)回歸方法，分析了影響不同收入水平人群的相關(guān)因素。與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，采取多種指標(biāo)，比較不同收入水平群體的不平等狀況，更加全面地測(cè)度了我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入的不平等；以農(nóng)村居民為參照組構(gòu)建分位數(shù)回歸模型，討論了影響居民收入的因素，加深了對(duì)我國(guó)城市化進(jìn)程中收入差距擴(kuò)大驅(qū)動(dòng)因素的理解。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源和不平等的測(cè)算

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源及描述

本文使用的是中國(guó)家庭營(yíng)養(yǎng)與健康調(diào)查（CHNS）發(fā)布的微觀數(shù)據(jù)，該調(diào)查范圍包括廣西、貴州、黑龍江、河南、湖北、湖南、江蘇、遼寧和山東等省市，地域跨越范圍大，時(shí)間跨度為1989～2009年，住戶(hù)調(diào)查數(shù)達(dá)3000多個(gè)，數(shù)據(jù)的代表性強(qiáng)。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，本文選擇了1991～2009年的調(diào)查數(shù)據(jù)，討論我國(guó)居民收入不平等的變動(dòng)狀況。由于普遍存在非正式收入，自我報(bào)告的收入數(shù)據(jù)不夠準(zhǔn)確，可能存在低估的系統(tǒng)測(cè)量偏誤，很難獲得精確的個(gè)人收入數(shù)據(jù)。但是CHNS調(diào)查詢(xún)問(wèn)了居民收入多種來(lái)源，包括工薪收入、各類(lèi)福利補(bǔ)貼、農(nóng)副業(yè)收入、各類(lèi)經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入以及其他收入來(lái)源，整合后的居民收入相對(duì)而言可信度更高。為統(tǒng)一數(shù)據(jù)口徑，本文采用CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)中所給出的依據(jù)2009年的物價(jià)水平為計(jì)算基期的價(jià)格指數(shù)調(diào)整了居民收入。

2.2 不平等指數(shù)

客觀地判斷收入差距水平、性質(zhì)及其影響因素，首先必須定量測(cè)度收入差距指標(biāo)。除度量收入差距最常用的指標(biāo)基尼系數(shù)之外，本文還計(jì)算了GINI系數(shù)、阿特金森不平等指數(shù)和廣義熵指數(shù)等指標(biāo)。

2.2.1 GINI系數(shù)

基尼系數(shù)是20 世紀(jì)初意大利經(jīng)濟(jì)學(xué)家基尼 （C.Gini，1912 ）在洛倫茨曲線的基礎(chǔ)上提出的，令L（p）表示洛倫茨曲線，

L（p=sn）=∑si=1yi∑ni=1yi，根據(jù)平等曲線下方的面積A和洛倫茲曲線下方的面積B可以判斷不平等程度，G=2（A-B）=2（∫10pdp-∫10L（p）dp）=2（∫10[p-L（p）]dp）。目前，基尼系數(shù)的計(jì)算方法有直接計(jì)算法、等分法、曲線擬合法等，其中直接計(jì)算法不依賴(lài)于洛倫茲曲線，可直接根據(jù)微觀數(shù)據(jù)計(jì)算基尼系數(shù)，其計(jì)算公式為：G=12n（n-1）u∑nj=1∑ni=1yj-yi，其中n為樣本個(gè)數(shù)，u為收入均值。

2.2.2 分位數(shù)比

收入累積分布函數(shù)FY的逆函數(shù)就是分位數(shù)函數(shù)QY，對(duì)于取值在0到1的概率值p，即FY（y）=p，有QpY=F-1Y（p），收入位于QpY以下的比例有p。在測(cè)量不平等時(shí)，p95/p50（第95百分位數(shù)與第50百分位數(shù)之比） 比值反映了中間50%居民之間的收入不平等的情況，p50/p5（第50百分位數(shù)與第5百分位數(shù)之比）表明收入水平最高和最低居民之間的收入差距。

2.2.3 阿特金森不平等指數(shù)

根據(jù)阿特金森的研究，一個(gè)由n名個(gè)體組成的收入可以合并成一個(gè)排列（y1，...，yn），社會(huì)福利函數(shù)將值W（y1，...，yn）賦予每個(gè)可能的收入排列，不平等厭惡指數(shù)可表示為Wε=1n∑ni=1y1-εi1-ε，其中ε≥0；相應(yīng)的阿特金森不平等指數(shù)可以表示為A（y1，...，yn）ε=1-y*（ε）y_=1-[1n∑ni=1（yiy_）1-ε]11-ε，其中y*（ε）為平等分配的等值收入。阿特金森不平等指數(shù)隨著參數(shù)ε的上升而增大，對(duì)于兩個(gè)收入分配相同的社會(huì)，參數(shù)ε越大的社會(huì)不平等程度將被視為更嚴(yán)重。

2.2.4 廣義熵指數(shù)

隨機(jī)變量X的n個(gè)取值對(duì)應(yīng)的概率分別為p1，...，pn，與之對(duì)應(yīng)的熵定義為H（p1，...，pn）=-∑ni=1pilog2（pi）。通過(guò)比較理想分布得到的熵與實(shí)際收入份額情況下的熵之間的差可以刻畫(huà)不平等狀況，即廣義熵指數(shù)GEθ=1θ2-θ[1n∑ni=1（yiy）θ-1]，其中θ為敏感性參數(shù)，θ>0時(shí)，θ越大指數(shù)對(duì)分布頂部的收入差異越敏感；θ<0時(shí)，θ越小指數(shù)對(duì)分布底部的收入差異越敏感。

3 城鄉(xiāng)居民收入不平等的演變趨勢(shì)

3.1 居民收入不平等的演變趨勢(shì)及其分解

從表1可以看到，1991～2009年我國(guó)居民收入的不平等程度較高，基尼系數(shù)一直在0.4以上，已經(jīng)超過(guò)了國(guó)際公認(rèn)的警戒線。在1991～1993年間，基尼系數(shù)擴(kuò)大速度最快；在加入WTO之后我國(guó)居民收入差距持續(xù)擴(kuò)大，2000～2004年間基尼系數(shù)的增長(zhǎng)速度也較快；近年來(lái)我國(guó)居民收入擴(kuò)大的勢(shì)頭有了一定程度的緩解，但基尼系數(shù)仍處于0.4919的高位。其他不平等指數(shù)也表現(xiàn)出類(lèi)似的變化趨勢(shì)，從廣義熵測(cè)量指標(biāo)來(lái)看，隨著敏感參數(shù)取值變動(dòng)（θ=-1，0，1），廣義熵測(cè)量指標(biāo)GEθ的數(shù)值減小，并且與關(guān)注分布中間部分GE-1相比，底部敏感的指標(biāo)GE-1變動(dòng)幅度更大；從分位數(shù)比來(lái)看，頂部敏感的分位數(shù)比值p95/p50的變動(dòng)幅度要小于底部敏感的分位數(shù)比值p50/p5，在我國(guó)收入差距擴(kuò)大的過(guò)程中，低收入人群收入增長(zhǎng)過(guò)慢的問(wèn)題相對(duì)更加突出。根據(jù)阿特金森不平等測(cè)量指標(biāo)Aε從厭惡不平等視角來(lái)考察，隨著參數(shù)ε由0.5增大到2，厭惡程度增強(qiáng)，收入不平等的變動(dòng)幅度也隨之增加。

3.2 城鄉(xiāng)居民收入不平等變動(dòng)的比較

表2比較了我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入不平等的變動(dòng)趨勢(shì)，從基尼系數(shù)來(lái)看，城市居民收入不平等的程度相對(duì)較低，但是變動(dòng)幅度更大，城市居民收入的基尼系數(shù)從1991年的03308擴(kuò)大到2009年的04202，而對(duì)應(yīng)的農(nóng)村居民收入的基尼系數(shù)則從04740擴(kuò)大到05178。從廣義熵測(cè)量指標(biāo)來(lái)看，隨著敏感參數(shù)取值變動(dòng)（θ=-1，0，1），城鄉(xiāng)居民的廣義熵測(cè)量指標(biāo)GEθ的數(shù)值都呈減小趨勢(shì)，底部敏感的指標(biāo)GE-1的變動(dòng)幅度也更大，并且與城市居民相比，農(nóng)村居民的底部敏感指標(biāo)GE-1及其變動(dòng)幅度都相對(duì)較大，頂部敏感指標(biāo)GE1的變動(dòng)幅度相對(duì)較小。從分位數(shù)比來(lái)看，城市居民的頂部敏感分位數(shù)比值p95/p50和底部敏感分位數(shù)比值p50/p5的變動(dòng)幅度都不大，而農(nóng)村居民的分位數(shù)比值變動(dòng)幅度相對(duì)較大，并且農(nóng)村居民的底部敏感分位數(shù)比值P50/P5的變動(dòng)較頂部敏感分位數(shù)比值P95/P50的變動(dòng)更加明顯。也就是說(shuō)在我國(guó)收入差距演變的過(guò)程中，農(nóng)村低收入人群收入增長(zhǎng)過(guò)慢、底部收入不平等狀況比較嚴(yán)重。根據(jù)阿特金森不平等測(cè)量指標(biāo)Aε，隨著參數(shù)ε由0.5增大到2厭惡程度增強(qiáng)，城鄉(xiāng)居民收入不平等的變動(dòng)幅度增加，其中農(nóng)村居民的變動(dòng)幅度相對(duì)更大。

4 基于分位數(shù)回歸的城鄉(xiāng)居民收入變動(dòng)分析

由前文可以看到，在我國(guó)居民收入演變的過(guò)程中，低收入水平居民的收入增長(zhǎng)相對(duì)較慢，本節(jié)構(gòu)建分位數(shù)回歸模型進(jìn)一步討論了影響居民收入變動(dòng)的相關(guān)因素。影響居民收入的因素很多，如張義博實(shí)證檢驗(yàn)了公共部門(mén)與非公共部門(mén)之間的收入差距，認(rèn)為部門(mén)間的收入差異存在階段性，總體而言，近年來(lái)我國(guó)公共部門(mén)表現(xiàn)出明顯的收入優(yōu)勢(shì)[9]；作為人力資本的一個(gè)度量，教育對(duì)于居民收入的影響也受到廣泛關(guān)注，如婁世艷和李建民討論了教育在我國(guó)農(nóng)村居民工資性收入中的作用[10]，田士超和陸銘利用上海市1431戶(hù)家庭的微觀數(shù)據(jù)估計(jì)了一個(gè)包含教育變量的收入決定函數(shù)，分析了教育對(duì)收入差距的影響[11]。

本文構(gòu)建居民收入的分位數(shù)回歸模型，以農(nóng)村居民為參照組，重點(diǎn)討論了我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入演變中部門(mén)差異和教育水平等因素的作用。與依賴(lài)條件均值的回歸分析不同，分位數(shù)回歸可以依據(jù)整個(gè)樣本的分布來(lái)分析自變量對(duì)因變量的影響，在收入不平等的研究中得到了廣泛應(yīng)用（Birch等，2006）。本文使用的分位數(shù)回歸方程為：yi=α+urbaniθ1+Xi′β+ei，其中urbani為城鄉(xiāng)虛擬變量，Xi包括區(qū)域虛擬變量、性別、年齡等控制變量。

本文主要探討在其他條件相同的情況下城鄉(xiāng)居民收入及其影響因素的比較，根據(jù)研究的需要，本文將政府機(jī)關(guān)、國(guó)有事業(yè)單位和國(guó)有企業(yè)統(tǒng)稱(chēng)為公共部門(mén)（pub=1），其他工作單位統(tǒng)稱(chēng)為非公共部門(mén)，包括集體企業(yè)和家庭聯(lián)產(chǎn)承包農(nóng)業(yè)等（pub=0）；受教育程度（edu）以是否接受大學(xué)教育作為標(biāo)準(zhǔn)，受教育水平在大學(xué)及以上edu=1，否則edu=0?？刂谱兞堪挲g（age）和年齡的平方（age2）；區(qū)域虛擬變量（region）將調(diào)查省份分為東部和中西部?jī)山M，即遼寧、江蘇等東部省份region=1，黑龍江、河南、湖北等中西部省份的region=0；性別虛擬變量為gender，女性gender=0，男性gender=1。

從分位數(shù)回歸結(jié)果來(lái)看，城鄉(xiāng)因素在居民收入中的作用一直都比較顯著，在2000年之后城鄉(xiāng)因素的影響超過(guò)了區(qū)域因素；在主要控制變量中，區(qū)域因素在居民收入中的作用突出，尤其在高收入群體中系數(shù)值更大，而比較1993～2009年區(qū)域指標(biāo)的對(duì)應(yīng)系數(shù)，其作用強(qiáng)度不斷增加；部門(mén)因素對(duì)于居民收入的影響主要集中在中高收入群體，在2000年之前部門(mén)因素的作用并不顯著，公共部門(mén)的工資甚至可能低于非公共部門(mén)，而在2000年之后中高收入群體中公共部門(mén)的因素越來(lái)越明顯；性別因素在居民收入的系數(shù)基本為正，但是顯著性水平較低，在中等收入群體中性別因素有一定作用。

5 主要研究結(jié)論

本文利用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查2012年發(fā)布的微觀數(shù)據(jù)，分析了我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入不平等的趨勢(shì)及影響居民收入的因素。首先，從基尼系數(shù)來(lái)看，1991～2009年我國(guó)居民收入的不平等程度較高，其中在1991～1993年間和2000～2004年間的基尼系數(shù)增長(zhǎng)速度也較快；從廣義熵測(cè)量指標(biāo)和分位數(shù)指標(biāo)來(lái)看，底部敏感的不平等指標(biāo)指數(shù)變動(dòng)更大。其次，比較城鄉(xiāng)居民收入的不平等狀況比較突出，城市居民收入不平等的程度相對(duì)較低，但是變動(dòng)幅度更大；與城市居民相比，農(nóng)村居民的底部敏感不平等指數(shù)變動(dòng)更大。在我國(guó)收入差距演變的過(guò)程中，低收入人群不平等狀況比較突出，農(nóng)村低收入人群收入增長(zhǎng)過(guò)慢、底部收入不平等狀況更加嚴(yán)重。最后，本文以農(nóng)村居民為參照組，構(gòu)建分位數(shù)回歸模型，分析影響居民收入的相關(guān)因素，城鄉(xiāng)因素和區(qū)域因素在居民收入中的作用明顯，在2000年之后部門(mén)因素和受教育程度在中高收入群體中的影響逐漸突出。

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