中國居民收入分配的動態(tài)分析

中國居民收入分配的動態(tài)分析

居民收入分配的研究內(nèi)容自1978年中國實施改革開放以來，經(jīng)濟快速發(fā)展，取得了在世界上的顯著成就。但伴隨著經(jīng)濟的增長,我國的收入差距卻日益擴大。對于我國不斷擴大的收入差距,理論上主要從兩個方面進行研究:一是分析城鄉(xiāng)居民收入差距擴大的原因。林毅夫等(1994、1999)認為,我國城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大,主要源于政府實施趕超為目的的產(chǎn)業(yè)政策。陳宗勝(1994)認為,體制改革跳躍式地向市場經(jīng)濟趨近導致了城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大。李實(1998、1999)則認為,我國城鄉(xiāng)居民收入差距持續(xù)擴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)間收入差距擴大的分析。蔡昉等(2000、2001)證明1978～1998年我國省際之間不存在絕對收斂,但存在條件收斂。沈坤榮等(2002a、2002b)對1978～1999年三大地帶各自內(nèi)部的經(jīng)濟收斂性進行了回歸,表明東部、中部均呈顯著收斂,存在俱樂部收斂。以上城鄉(xiāng)居民收入差距的分析僅僅局限于全國城鄉(xiāng)居民收入差距,而沒有涉及到各地區(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作為分析的對象,實質(zhì)上研究的是各地區(qū)間的經(jīng)濟發(fā)展水平差距。王小魯、樊綱(2005)使用1996～2002年我國30個地區(qū)的年度數(shù)據(jù),通過面板數(shù)據(jù)模型,對居民收入差距趨勢及影響因素進行分析。該研究將居民收入分配的研究對象由全國的居民收入差距轉(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突破。但由于沒有城鄉(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)上所進行的收入分配趨勢和影響因素分析顯然是不夠準確的。因此,為了更好地研究我國居民收入差距,計算出各地區(qū)居民收入基尼系數(shù)以及對這些基尼系數(shù)進行動態(tài)分析,顯得尤為重要。一、基尼系數(shù)的計算基尼系數(shù)是衡量收入差異的一個常用概念,它描述的是按人口分布所形成的收入平均差距對收入總體期望值偏離的相對程度。其計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)的計算公式為:G=12μΝ2Ν∑i=1Ν∑j=1|yi-yj|G=12μN2∑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)的直接測度公式(Deaton,1997)為:G=1μΝ(Ν-1)∑i＞j∑j|yi-yj|G=1μN(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?。在實際應(yīng)用中,常常使用下面的公式計算基尼系數(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的累計數(shù),如Vi=Y1+Y2+Y3+…+Yi。錢敏澤(2002)根據(jù)我國統(tǒng)計年鑒城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入數(shù)據(jù)的特點,利用等分組基尼系數(shù)公式推算出我國1982～2001年三種基尼系數(shù)。在計算基尼系數(shù)時,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)果會出現(xiàn)很大的誤差。在計算農(nóng)村居民基尼系數(shù)時,作者把《中國統(tǒng)計年鑒》中的對應(yīng)收入組下的戶分布比重誤認為人口分布比重,按這樣的錯誤計算出的農(nóng)村居民基尼系數(shù)和全國城鄉(xiāng)基尼系數(shù)顯然是不可靠的。在計算基尼系數(shù)時,實際上可以直接使用非等分組基尼系數(shù)公式。在計算農(nóng)村基尼系數(shù)時,由相應(yīng)年份《中國農(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)計年鑒可計算出農(nóng)村居民基尼系數(shù)。根據(jù)我國統(tǒng)計年鑒特點,利用非等分組的基尼系數(shù)計算公式直接計算出全國城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民基尼系數(shù),然后使用“分層加權(quán)法”計算出全國城鄉(xiāng)基尼系數(shù)(陳宗勝,1991)。下面以安徽省2004年為例,說明各地區(qū)城鎮(zhèn)、農(nóng)村和城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)的計算。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,但該年鑒沒有給出相應(yīng)組的戶均人口數(shù)。由2005年《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》可得到2004年相應(yīng)組的全國農(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。在計算人口比重時,利用農(nóng)村人口和城鎮(zhèn)人口所占總?cè)丝诒戎剡M行調(diào)整。利用非等分組的基尼系數(shù)公式,可計算出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)果見表1～表3。利用同樣的方法,可以計算出其他地區(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)上述方法無法計算,這樣,我們只能計算出21個省、市及自治區(qū)的城鎮(zhèn)、農(nóng)村和城鄉(xiāng)基尼系數(shù),具體計算結(jié)果見表1～表3。(續(xù))二、密度函數(shù)的比較本部分利用非參數(shù)法中的核估計方法,估計出基尼系數(shù)的密度函數(shù),以揭示基尼系數(shù)的動態(tài)變化特征。為了分析上的簡便,我們僅取1995、1999和2003三個年份進行估計1,分析其動態(tài)變動趨勢。使用s-plus2000軟件,取高斯核函數(shù)對20個地區(qū)的基尼系數(shù)密度函數(shù)進行估計。圖1為20個地區(qū)的城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)密度函數(shù)的估計。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。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。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,密度函數(shù)的中心向右移動。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。圖2為20個地區(qū)農(nóng)村居民基尼系數(shù)密度函數(shù)的估計。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,同時基尼系數(shù)變化區(qū)間由大到小,密度分布越來越集中,且密度函數(shù)中心不斷向右移動。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,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。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。圖3為全國城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)密度函數(shù)的估計,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。峰值由小增大,然后下降,基尼系數(shù)變化區(qū)間沒有大的變化,同時,密度函數(shù)的中心不斷向右移動。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,密度分布中心沒有移動。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。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,密度函數(shù)的中心向右移動。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。由以上20個地區(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)中心隨時間不斷地向右移動,從整體上而言,它們的數(shù)值是不斷增大的,收入差距不斷擴大。但是動態(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;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;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。三、要劃分各地區(qū)的收入分配的公平程度,同一個區(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,它們之間沒有必然的聯(lián)系。實際檢驗結(jié)果同預期是一致的,它們之間不相關(guān)。下面把收入的絕對水平和收入分配的公平程度結(jié)合起來,考察各地區(qū)的收入水平及分配的公平程度;同時利用時間序列考察各地區(qū)收入水平和分配的公平程度動態(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20個地區(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態(tài)變化特征。對1995年各地區(qū)的人均收入進行標準化處理,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,繪在同一個圖中。這樣就能反映各地區(qū)相對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。縱線為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,同時收入分配不公平。根據(jù)上述劃分的四個區(qū)域,對1995年19個地區(qū)進行區(qū)域判定,利用同樣的方法,對1999年和2003年進行區(qū)域判定,結(jié)果見表4。這樣,可以對各地區(qū)平均收入水平和分配公平程度進行動態(tài)分析,以評定各地區(qū)平均收入水平及分配公平程度發(fā)展趨勢。江西三年的判定都是C,表示該地區(qū)相對收入水平較低,收入分配較公平。有兩個地區(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,表示這兩個地區(qū)向收入水平和分配最佳方向發(fā)展。有三個地區(qū)三年的判定都是A,它們分別是遼寧、上海和江蘇,表示這三個地區(qū)的收入水平及分配是最佳的。有三個地區(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,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)相對的平均收入水平?jīng)]有大的變化,但它的相對收入分配差異縮小,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)由相對收入水平較好到相對收入水平較差,再在相對收入水平較差下向收入分配相對公平方向發(fā)展。有六個地區(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