中國(guó)居民收入分配的動(dòng)態(tài)分析

中國(guó)居民收入分配的動(dòng)態(tài)分析

居民收入分配的研究?jī)?nèi)容自1978年中國(guó)實(shí)施改革開(kāi)放以來(lái)，經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，取得了在世界上的顯著成就。但伴隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng),我國(guó)的收入差距卻日益擴(kuò)大。對(duì)于我國(guó)不斷擴(kuò)大的收入差距,理論上主要從兩個(gè)方面進(jìn)行研究:一是分析城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大的原因。林毅夫等(1994、1999)認(rèn)為,我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距的擴(kuò)大,主要源于政府實(shí)施趕超為目的的產(chǎn)業(yè)政策。陳宗勝(1994)認(rèn)為,體制改革跳躍式地向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)趨近導(dǎo)致了城鄉(xiāng)居民收入差距的擴(kuò)大。李實(shí)(1998、1999)則認(rèn)為,我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距持續(xù)擴(kuò)大的主要原因是制度轉(zhuǎn)型所造成的;二是地區(qū)間收入差距,主要涉及地區(qū)間收入差距收斂性和地區(qū)間收入差距擴(kuò)大的分析。蔡昉等(2000、2001)證明1978～1998年我國(guó)省際之間不存在絕對(duì)收斂,但存在條件收斂。沈坤榮等(2002a、2002b)對(duì)1978～1999年三大地帶各自內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)收斂性進(jìn)行了回歸,表明東部、中部均呈顯著收斂,存在俱樂(lè)部收斂。以上城鄉(xiāng)居民收入差距的分析僅僅局限于全國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距,而沒(méi)有涉及到各地區(qū)居民收入差距?，F(xiàn)有的地區(qū)間收入差距的分析是以各地區(qū)人均GDP作為分析的對(duì)象,實(shí)質(zhì)上研究的是各地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距。王小魯、樊綱(2005)使用1996～2002年我國(guó)30個(gè)地區(qū)的年度數(shù)據(jù),通過(guò)面板數(shù)據(jù)模型,對(duì)居民收入差距趨勢(shì)及影響因素進(jìn)行分析。該研究將居民收入分配的研究對(duì)象由全國(guó)的居民收入差距轉(zhuǎn)變?yōu)楦鞯貐^(qū)的居民收入差距,是研究居民收入分配的一個(gè)突破。但由于沒(méi)有城鄉(xiāng)統(tǒng)一的各地區(qū)基尼系數(shù),作者只能使用各地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和鄉(xiāng)村居民人均純收入的比值替代各地區(qū)的城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)。這兩者顯然有很大的差距,在此基礎(chǔ)上所進(jìn)行的收入分配趨勢(shì)和影響因素分析顯然是不夠準(zhǔn)確的。因此,為了更好地研究我國(guó)居民收入差距,計(jì)算出各地區(qū)居民收入基尼系數(shù)以及對(duì)這些基尼系數(shù)進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析,顯得尤為重要。一、基尼系數(shù)的計(jì)算基尼系數(shù)是衡量收入差異的一個(gè)常用概念,它描述的是按人口分布所形成的收入平均差距對(duì)收入總體期望值偏離的相對(duì)程度。其計(jì)算方法是將人口分成若干等分組N,即每組人口占總體的比重相等,并得到相應(yīng)等分組收入的均值yi,則基尼系數(shù)的計(jì)算公式為:G=12μΝ2Ν∑i=1Ν∑j=1|yi-yj|G=12μN(yùn)2∑i=1N∑j=1N|yi?yj|其中,G表示基尼系數(shù),μ表示各等分組總體收入的期望值。基尼系數(shù)的直接測(cè)度公式(Deaton,1997)為:G=1μΝ(Ν-1)∑i＞j∑j|yi-yj|G=1μN(yùn)(N?1)∑i＞j∑j|yi?yj|其中,G表示基尼系數(shù),μ表示變量的平均值,N表示觀察值數(shù),yi表示個(gè)體i的收入水平。由于種種原因,數(shù)據(jù)并非按照等分組的形式出現(xiàn),在這種情況下,可使用非等分組的基尼系數(shù)計(jì)算公式(Thomas,Wang和Fan,2000)G=μ-1Ν∑i=2i-1∑j=1pi|yi-yj|pjG=μ?1∑i=2N∑j=1i?1pi|yi?yj|pj其中,G表示基尼系數(shù),μ表示總體收入的期望值,N表示總分組數(shù),yi和pi分別表示組i的平均水平和組i的人口占總?cè)丝诒戎?。在?shí)際應(yīng)用中,常常使用下面的公式計(jì)算基尼系數(shù)G=Ν∑i=1WiYi+2Ν-1∑i=1Wi(1-Vi)-1G=∑i=1NWiYi+2∑i=1N?1Wi(1?Vi)?1其中Wi是按收入分組后的人口數(shù)占總?cè)丝诘谋戎?Yi是按收入分組后各組人口所擁有的收入占收入總額的比重,Vi是Yi從i=1到i的累計(jì)數(shù),如Vi=Y1+Y2+Y3+…+Yi。錢敏澤(2002)根據(jù)我國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入數(shù)據(jù)的特點(diǎn),利用等分組基尼系數(shù)公式推算出我國(guó)1982～2001年三種基尼系數(shù)。在計(jì)算基尼系數(shù)時(shí),作者將非等分戶組化成等分戶組,并設(shè)定了一系列假定條件,這樣推算出的結(jié)果會(huì)出現(xiàn)很大的誤差。在計(jì)算農(nóng)村居民基尼系數(shù)時(shí),作者把《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的對(duì)應(yīng)收入組下的戶分布比重誤認(rèn)為人口分布比重,按這樣的錯(cuò)誤計(jì)算出的農(nóng)村居民基尼系數(shù)和全國(guó)城鄉(xiāng)基尼系數(shù)顯然是不可靠的。在計(jì)算基尼系數(shù)時(shí),實(shí)際上可以直接使用非等分組基尼系數(shù)公式。在計(jì)算農(nóng)村基尼系數(shù)時(shí),由相應(yīng)年份《中國(guó)農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》公布的相應(yīng)組戶均人口數(shù)據(jù),把農(nóng)村調(diào)查數(shù)據(jù)按戶比重轉(zhuǎn)化為按人口數(shù)比重,再利用其他統(tǒng)計(jì)年鑒可計(jì)算出農(nóng)村居民基尼系數(shù)。根據(jù)我國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒特點(diǎn),利用非等分組的基尼系數(shù)計(jì)算公式直接計(jì)算出全國(guó)城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民基尼系數(shù),然后使用“分層加權(quán)法”計(jì)算出全國(guó)城鄉(xiāng)基尼系數(shù)(陳宗勝,1991)。下面以安徽省2004年為例,說(shuō)明各地區(qū)城鎮(zhèn)、農(nóng)村和城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)的計(jì)算。1.按戶本數(shù)據(jù)表型,按農(nóng)戶總數(shù)占調(diào)查戶的比重,可將其文由2005年《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》可得到2004年安徽省城鎮(zhèn)居民抽樣調(diào)查收入分布的數(shù)據(jù),其數(shù)據(jù)是按戶數(shù)占抽樣調(diào)查戶的比重分布給出的,由相應(yīng)組的平均每戶人口數(shù)可得到相應(yīng)組的人口數(shù)比重。城鎮(zhèn)居民按年人均可支配收入可以分成7組,利用非等分組的基尼系數(shù)公式計(jì)算可得到2004年安徽省城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)為0.2681。2.調(diào)查的均年2月中的農(nóng)戶人口由2005年《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》可得到2004年農(nóng)村居民抽樣調(diào)查收入分布的數(shù)據(jù),其數(shù)據(jù)是按純收入分組的,但該年鑒沒(méi)有給出相應(yīng)組的戶均人口數(shù)。由2005年《中國(guó)農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》可得到2004年相應(yīng)組的全國(guó)農(nóng)村居民抽樣調(diào)查收入分布戶均人口數(shù)和相應(yīng)組的人均純收入數(shù)據(jù),用2004年的全國(guó)相應(yīng)組的戶均人口數(shù)替代安徽省的相應(yīng)組的戶均人口數(shù)。這樣,農(nóng)村居民按年人均純收入可分成20組,可相應(yīng)地計(jì)算出相應(yīng)組的人口比重。利用非等分組的基尼系數(shù)公式可計(jì)算出2004年安徽省的農(nóng)村居民收入基尼系數(shù)為0.2765。3.地的基尼系數(shù)計(jì)算由安徽省城鎮(zhèn)居民抽樣調(diào)查收入分布數(shù)據(jù)所得到的分組人均純收入及相應(yīng)組人口數(shù)比重,和農(nóng)村居民抽樣調(diào)查收入分布數(shù)據(jù)所得到分組人均純收入及相應(yīng)組人口數(shù)比重,全省城鄉(xiāng)居民的抽樣數(shù)據(jù)可分成24組,可得到相應(yīng)組的收入比重和人口比重。在計(jì)算人口比重時(shí),利用農(nóng)村人口和城鎮(zhèn)人口所占總?cè)丝诒戎剡M(jìn)行調(diào)整。利用非等分組的基尼系數(shù)公式,可計(jì)算出2004年全省的城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)為0.4045。利用同樣的方法可以計(jì)算出安徽省1995～2003年的城鎮(zhèn)、農(nóng)村和城鄉(xiāng)居民的基尼系數(shù),具體結(jié)果見(jiàn)表1～表3。利用同樣的方法,可以計(jì)算出其他地區(qū)從1995～2004年的三種基尼系數(shù)。由于各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒中的城鎮(zhèn)居民抽樣調(diào)查收入分布的數(shù)據(jù)和農(nóng)村居民抽樣調(diào)查收入分布的數(shù)據(jù)形式各不相同,根據(jù)上述方法無(wú)法計(jì)算,這樣,我們只能計(jì)算出21個(gè)省、市及自治區(qū)的城鎮(zhèn)、農(nóng)村和城鄉(xiāng)基尼系數(shù),具體計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表1～表3。(續(xù))二、密度函數(shù)的比較本部分利用非參數(shù)法中的核估計(jì)方法,估計(jì)出基尼系數(shù)的密度函數(shù),以揭示基尼系數(shù)的動(dòng)態(tài)變化特征。為了分析上的簡(jiǎn)便,我們僅取1995、1999和2003三個(gè)年份進(jìn)行估計(jì)1,分析其動(dòng)態(tài)變動(dòng)趨勢(shì)。使用s-plus2000軟件,取高斯核函數(shù)對(duì)20個(gè)地區(qū)的基尼系數(shù)密度函數(shù)進(jìn)行估計(jì)。圖1為20個(gè)地區(qū)的城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)密度函數(shù)的估計(jì)。由該圖可知,1995～2003年間,城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)密度函數(shù)由雙峰分布向單峰分布轉(zhuǎn)變,并且峰值由小增大,然后下降,同時(shí)基尼系數(shù)變化區(qū)間由大到小,然后又不斷增大,且密度函數(shù)的中心不斷向右移動(dòng)。1995年城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)密度分布具有明顯的雙峰特征,意味著各地區(qū)的城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)向大小兩類收斂。1999年與1995年相比,1999年城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)密度函數(shù)的雙峰特征并不明顯,基尼系數(shù)變化區(qū)間明顯減小,峰值明顯增大,密度分布函數(shù)中心向右移動(dòng)。這意味著1999年各地區(qū)城鎮(zhèn)基尼系數(shù)密度分布更加集中,其均值比1995年的數(shù)值要大,具有明顯的收斂性。由圖1可以得到1995～1999年期間,各地區(qū)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)均值增大,在更大數(shù)值下收斂。2003年城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)密度函數(shù)類似于正態(tài)分布,具有對(duì)稱性。同1999年相比,基尼系數(shù)變化區(qū)間明顯增大,峰值減小,同時(shí),密度函數(shù)的中心向右移動(dòng)。1999～2003年間,各地區(qū)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)均值增大,在更大數(shù)值下發(fā)散;各地區(qū)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)密度函數(shù)由雙峰收斂向單峰收斂,再向更大數(shù)值下的單峰發(fā)散變動(dòng)。圖2為20個(gè)地區(qū)農(nóng)村居民基尼系數(shù)密度函數(shù)的估計(jì)。由該圖可知,1995～2003年間,農(nóng)村居民基尼系數(shù)密度函數(shù)由單峰分布向雙峰分布轉(zhuǎn)變,峰值由大到小,同時(shí)基尼系數(shù)變化區(qū)間由大到小,密度分布越來(lái)越集中,且密度函數(shù)中心不斷向右移動(dòng)。1995年城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)密度函數(shù)具有正態(tài)分布形狀,基尼系數(shù)變化的區(qū)間較大、峰值較大,具有明顯的收斂性。1999年與1995年相比,1999年城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)密度分布函數(shù)中心向右移動(dòng),基尼系數(shù)變化區(qū)間變化不大,但峰值明顯減小。這意味著1999年各地區(qū)城鎮(zhèn)基尼系數(shù)密度分布更加分散,其均值比1995年更大。1995～1999年期間,各地區(qū)農(nóng)村居民基尼系數(shù)均值增大,分布更加分散。同1999年相比,2003年城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)密度分布具有明顯的雙峰特征,峰值有所下降,變化區(qū)間明顯減小,且密度分布函數(shù)中心向右移動(dòng)。由圖2可以得到1999～2003年間,各地區(qū)農(nóng)村居民基尼系數(shù)函數(shù)由單峰收斂向單峰發(fā)散,再向更大數(shù)值下的雙峰收斂變動(dòng)。圖3為全國(guó)城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)密度函數(shù)的估計(jì),由圖可知1995～2003年間,城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)密度函數(shù)由單峰發(fā)散分布向單峰收斂分布,然向更大數(shù)值下的單峰發(fā)散分布變動(dòng)。峰值由小增大,然后下降,基尼系數(shù)變化區(qū)間沒(méi)有大的變化,同時(shí),密度函數(shù)的中心不斷向右移動(dòng)。1995年城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)密度函數(shù)近似于正態(tài)分布,基尼系數(shù)變化的區(qū)間較大,峰值較小,具有明顯的發(fā)散特征。同1995年相比,1999年城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)密度函數(shù)具有單峰收斂特征,基尼系數(shù)變化區(qū)間明顯減小,峰值明顯增大,密度分布中心沒(méi)有移動(dòng)。這意味著1999年各地區(qū)城鄉(xiāng)基尼系數(shù)密度分布更加集中,其均值比1995年的數(shù)值沒(méi)有多大的變化,但具有明顯的收斂性。1995～1999年期間,各地區(qū)農(nóng)村居民基尼系數(shù)均值變化不大,密度函數(shù)由發(fā)散向收斂變動(dòng)。2003年城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)密度函數(shù)具有不明顯的雙峰特征,同1999年相比,基尼系數(shù)變化區(qū)間明顯增大,峰值減小,同時(shí),密度函數(shù)的中心向右移動(dòng)。由圖3可以得到1995～2003年間,各地區(qū)城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)函數(shù)由單峰發(fā)散向單峰收斂,再向更大數(shù)值下的單峰發(fā)散變動(dòng)。由以上20個(gè)地區(qū)三種基尼系數(shù)的密度函數(shù)分析可得到1995～2003年間,三種基尼系數(shù)的密度函數(shù)中心隨時(shí)間不斷地向右移動(dòng),從整體上而言,它們的數(shù)值是不斷增大的,收入差距不斷擴(kuò)大。但是動(dòng)態(tài)表現(xiàn)的形式各不相同,各地區(qū)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)密度函數(shù)由雙峰收斂向單峰收斂,再向更大數(shù)值下的單峰發(fā)散變動(dòng);各地區(qū)農(nóng)村居民基尼系數(shù)密度函數(shù)由單峰收斂向單峰發(fā)散,再向更大數(shù)值下的雙峰收斂變動(dòng);各地區(qū)城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)函數(shù)由單峰發(fā)散向單峰收斂,再向更大數(shù)值下的單峰發(fā)散變動(dòng)。三、要?jiǎng)澐指鞯貐^(qū)的收入分配的公平程度,同一個(gè)區(qū)域判定居民收入基尼系數(shù)反映的是收入分配差異性,而收入水平則從整體上反映了居民收入的大小,它們之間沒(méi)有必然的聯(lián)系。實(shí)際檢驗(yàn)結(jié)果同預(yù)期是一致的,它們之間不相關(guān)。下面把收入的絕對(duì)水平和收入分配的公平程度結(jié)合起來(lái),考察各地區(qū)的收入水平及分配的公平程度;同時(shí)利用時(shí)間序列考察各地區(qū)收入水平和分配的公平程度動(dòng)態(tài)變化特征。由于城鄉(xiāng)居民收入基尼系數(shù)比其他兩個(gè)基尼系數(shù)更能反映收入分配的公平程度,用城鄉(xiāng)居民收入基尼系數(shù)衡量各地區(qū)的收入分配公平程度。由于數(shù)據(jù)的原因,我們只能分析全國(guó)20個(gè)地區(qū)的居民收入水平和收入分配的公平程度。為了分析上的簡(jiǎn)便,我們考察1995、1999和2003年的居民收入和分配的公平程度,以分析1995～2003年間的各地區(qū)居民收入水平和收入分配程度的動(dòng)態(tài)變化特征。對(duì)1995年各地區(qū)的人均收入進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,即將各地區(qū)的人均收入除以總的人均收入2,記為I(i)(見(jiàn)表4)。然后將各地區(qū)的I(i)作為縱軸,以同年的城鄉(xiāng)居民收入基尼系數(shù)G(i)作為橫軸,繪在同一個(gè)圖中。這樣就能反映各地區(qū)相對(duì)于總的人均收入的收入水平,和各地區(qū)內(nèi)部收入分配公平程度之間關(guān)系。在圖4中,我們用一縱一橫兩條線把分布圖分成A、B、C、D四個(gè)區(qū)域。其中的橫線為I(i)=1,總的人均收入水平線。如果高于這條線,就意味著人均收入水平比總的人均收入水平高;相反,如果低于這條線,就意味著人均收入水平比總的人均收入水平低?？v線為G(i)=0.3434,即1995年各地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入基尼系數(shù)的平均值。在其右邊表示各地區(qū)內(nèi)部收入分配的公平程度差于總的公平水平,在其左邊表示各地區(qū)內(nèi)部收入分配的公平程度好于總的公平水平。根據(jù)這兩條線的含義,所分成的四個(gè)區(qū)域所具有的意義分別為:A區(qū)域?qū)儆凇案呤杖牍叫汀?表示該地區(qū)的居民平均收入水平高于總的平均水平,同時(shí)收入分配的公平程度好于總的公平程度,是最為理想的收入水平及其分配區(qū)域。B區(qū)域?qū)儆凇案呤杖氩还叫汀?表示該地區(qū)的居民平均收入水平高于總的平均水平,但收入分配公平程度差于總的公平程度。該地區(qū)的平均收入水平高,但內(nèi)部收入分配不公平。C區(qū)域?qū)儆凇暗褪杖牍叫汀?表示該地區(qū)的居民平均收入水平低于總的平均水平,但收入分配的公平程度好于總的公平程度。該地區(qū)平均收入水平低,分配公平。D區(qū)域?qū)儆凇暗褪杖氩还叫汀?表示該地區(qū)的居民平均收入水平低于總的平均水平,收入分配的公平程度差于總的公平程度。該地區(qū)平均收入水平低,同時(shí)收入分配不公平。根據(jù)上述劃分的四個(gè)區(qū)域,對(duì)1995年19個(gè)地區(qū)進(jìn)行區(qū)域判定,利用同樣的方法,對(duì)1999年和2003年進(jìn)行區(qū)域判定,結(jié)果見(jiàn)表4。這樣,可以對(duì)各地區(qū)平均收入水平和分配公平程度進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析,以評(píng)定各地區(qū)平均收入水平及分配公平程度發(fā)展趨勢(shì)。江西三年的判定都是C,表示該地區(qū)相對(duì)收入水平較低,收入分配較公平。有兩個(gè)地區(qū)三年的判定都是B,它們是湖南和廣東,表示這些地區(qū)平均收入水平高于總平均水平,但是收入分配的公平程度差于總的公平程度。尤其是廣東,它的居民平均收入水平高于遼寧和江蘇,但它的城鄉(xiāng)居民收入基尼系數(shù)一直都很大,屬于典型的高收入不公平型地區(qū)。有兩個(gè)地區(qū)1995年的判定是B或C,但后兩年的判定都是A,它們分別是浙江和福建,表示這兩個(gè)地區(qū)向收入水平和分配最佳方向發(fā)展。有三個(gè)地區(qū)三年的判定都是A,它們分別是遼寧、上海和江蘇,表示這三個(gè)地區(qū)的收入水平及分配是最佳的。有三個(gè)地區(qū)由1995年判定C向2003年的判定D變化,它們分別是內(nèi)蒙古、安徽和河南,表示這些地區(qū)在低收入水平下向收入不公平方向變化。有三個(gè)地區(qū)1995年的判定分別為A、D、B,然后都向2003年的判定C變化,它們分別是黑龍江、湖北和新疆。黑龍江由A向C變化,表示該地區(qū)由高收入水平向低收入水平變動(dòng),但收入分配還是較公平的。湖北由D向C變化,表示該地區(qū)相對(duì)的平均收入水平?jīng)]有大的變化,但它的相對(duì)收入分配差異縮小,向公平方向發(fā)展。新疆這三年判定變化比較復(fù)雜,由1995年的B到1999年的D,再到2003年的C,表示該地區(qū)由相對(duì)收入水平較好到相對(duì)收入水平較差,再在相對(duì)收入水平較差下向收入分配相對(duì)公平方向發(fā)展。有六個(gè)地區(qū)三年的判定都是D,它們是山西、廣西、重慶、云南、陜西和青海