改革以来全国总体基尼系数的演变及其城乡分解

改革以来全国总体

基尼系数的演变及其城乡分解Ξ

程永宏

改革以来,全国总体基尼系数、农村和城镇基尼系数基本上都处于持续上升的态势,且表现出明显的阶段性,这一阶段性特征与改革的阶段性高度吻合;全国总体基尼系数自1992年以来一

直大于或等于014;城镇基尼系数及其贡献率增长最快,目前是全国总体基尼系数的首要影响因

素;城乡差距及其贡献率波动性较大。

关键词　中国总体基尼系数　基尼系数城乡分解　主观差距和客观差距

作者程永宏,1970年生,经济学博士,中国人民大学公共管理学院社会保障研究所副教授(北京　100872)。

一、引 言

对改革以来全国收入差距的演变趋势、影响因素和现状的判断,一直是学术界争论的热点问题,特别是近几年,受到前所未有的关注,中央政府也一再强调调节收入差距的紧迫性。目前关于中国收入差距的学术争论主要体现在两个方面:一是中国收入差距水平究竟有多大,二是中国目前收入差距水平究竟是否合理。前者是一个实证问题,需要通过对经验数据的研究得出客观结论,后者是一个规范问题,需要在准确的实证研究结果和正确的收入分配理论基础上,给出合乎逻辑的证明。本文拟从实证和规范两个角度探讨这两个问题。

要想客观地判断收入差距水平、性质及其影响因素,首先必须对某些关键性收入差距指标进行定量的测度。众所周知,度量收入差距最常用的指标是基尼系数,这是由基尼系数相对于其他不平等指标所具有的一系列优点所决定的①。改革以来,对中国基尼系数的经验研究出现了不少有价值的文献②,但同时也存在重要的缺憾,主要是:第一,目前大部分文献都只关注农村或城镇内部基尼系数,对全国总体基尼系数③的定量研究极为有限;第二,对全国总体基

Ξ　本文获得国家社科基金重大招标项目“调整收入分配格局,缩小收入差距政策研究”部分资助,项目编号05&ZD049。

①　A.Sen,On Economic I nequalit y.Oxford:Clarendon Press.Oxford,1997,pp.139—148.

②　李实:《中国个人收入分配研究回顾与展望》,《经济学季刊》2003年第2卷第2期。

③　全国总体基尼系数(overall G ini coefficient)是指,把全国所有居民看作一个整体,按全部国民收入在

这一整体中的分配状况所计算的基尼系数,程永宏2006年论文称之为“城乡混合基尼系数”;考虑到基尼系数的分解不仅限于城乡,还有行业、地区等方面的分解,本文称之为“全国总体基尼系数”,这样可能更全面。

尼系数与农村和城镇内部基尼系数的关系缺乏了解;第三,所有研究都只涉及少数年份,改革开放以来连续时间序列的农村、城镇和全国总体基尼系数研究几乎是空白。

造成这种缺憾的原因,既有数据方面的,也有方法方面的。由于目前统计部门调查的收入数据都是城乡分离的,根据这些数据,利用现有的方法无法准确计算全国总体基尼系数;全国总体基尼系数与农村和城镇基尼系数的关系涉及基尼系数的组群分解问题,这是基尼系数相关方法研究的热点问题之一,但至今还没有得到完善的结果①。为解决这些问题,国内外学者做出了艰苦的努力和有意义的尝试。

在中国总体基尼系数的计算方面,李实②等根据两次全国性调查计算了1988年和1995年全国总体基尼系数;李强③等根据中国人民大学社会调查中心1994年进行的全国范围抽样调查数据,计算了1994年全国总体基尼系数。这些调查对于准确了解当时全国收入差距的状况具有重大意义。但由于这些调查只是在个别年份进行的,无法提供长期的连续时间序列数据,于是,其他学者试图利用国家统计局城乡分离的统计资料,对传统的基尼系数计算方法进行改进,计算总体基尼系数。例如,陈宗胜、周云波提出一个“分层加权”计算公式,并利用国家统计局公布的统计资料计算过1988—1998年全国总体基尼系数④,但该算法存在一些需要讨论的问题;胡祖光⑤、董静和李子奈⑥也分别提出了一些经过修正的算法计算全国总体基尼系数。由于一些技术或前提条件方面的局限性,这些算法的适用范围都受到较大限制,难以用来计算长期时间序列的基尼系数。此外,王祖祥⑦计算中部六省基尼系数的方法对于计算全国总体基尼系数也具有一定的理论借鉴意义。

在中国总体基尼系数的城乡分解方面,由于方法上的缺陷,至今没有文献进行过这一尝试。向书坚⑧引用Sundrum⑨提到的一个分解公式,计算中国1981—1995年的全国总体基尼系数。该分解式针对的是一个极为特殊的情形,所需要的前提条件是:两个亚组的收入分布完全不重叠。这在现实经济中是难以满足的:中国城乡收入分布高度重叠是一个明显的事实 λυ。

Bhatacharya和Mahalanonis λ?较早提出一个一般化的基尼系数组群分解方法,Mookherjee 和Shorrocks λω做了进一步分析和论证。该方法无需亚组收入分布不重叠的假定,但以出现一个交叉项作为代价,该交叉项的大小取决于各亚组收入分布函数的重叠程度;交叉项的经济意义中国社会科学　2007年第4期

①②③④⑤⑥⑦⑧⑨

λυ λ? λω万广华:《收入分配的度量与分解:一个对于研究方法的评介》,《世界经济文汇》2004年第1期。

李实等:《中国经济转型与收入分配变动》,《经济研究》1998年第4期。

李强等:《我国社会各阶层收入差距分析》,《科技导报》1995年第11期。

陈宗胜、周云波:《再论改革与发展中的收入分配》,经济科学出版社,2002年,第26—29页。

胡祖光:《基尼系数理论最佳值及其简易计算公式研究》,《经济研究》2004年第9期。

董静、李子奈:《修正城乡加权法及其应用》,《数量经济技术经济研究》2004年第5期。

王祖祥:《中部六省基尼系数的估算研究》,《中国社会科学》2006年第4期。

向书坚:《全国居民收入分配基尼系数的测算与回归分析》,《财经理论与实践》1998年第1期。

R.M.Sundrum,I ncome Dist ribution in L ess Developed Count ries,Routledge,Londen and New Y ork, 1990,p.50.

董静、李子奈:《修正城乡加权法及其应用》,《数量经济技术经济研究》2004年第5期。

N.Bhatacharya and B.Mahalanonis,Regional Disparities in Household Consumption in India,in J ournal of A merican S tatistical A ssociation,62,1967,pp.143—161.

D.Mookherjee and F.Shorrocks,A Decomposition Analysis of the Trend in U K Income Inequality,in T he Economic J ournal,vol.92,no.368,1982.

也颇有争议①。Silber②、Shujie Yao③也分别用不同方法给出类似的分解形式。

Bourguigno n④、Shorrocks⑤⑥等曾经指出:基尼系数不满足加和可分解性(additive decompo sability)条件,不能进行完美的组群分解。Bhatacharya和Mahalanonis、Silber、Shujie Yao等的结果也的确不符合加和可分解性条件。加和可分解性条件主要是指:对一个收入总体进行完全划分后,总体不平等指标应该可以表示成组内差距加权平均与组间差距的总和;组间差距指标与总体不平等指标的定义相同;组间差距是各亚组平均收入的函数,与亚组内部不平等无关。

但事实上,加和可分解性条件过于严格,其中一部分是非必需的,甚至是有缺陷的:组间差距指标与总体不平等指标的定义相同,这一要求看不出有什么实际意义,仅仅能够满足数学形式上的对称性;组间差距只是各亚组平均收入的函数而与亚组内部不平等无关,这是存在疑问的。我们可以构造一个特例说明该问题的严重性———设想有以下两种收入分配情形:情形1:城镇人均收入为10μ,人数为N,且收入是绝对平等分配的;农村人均收入为μ,人数为N,收入也是绝对平等分配的;

情形2:城镇人均收入为10μ,人数为N,但收入是绝对不平等分配的,即某一个人获得全部收入,其他人收入为0;农村人均收入仍然为μ,人数为N,收入仍然是绝对平等分配的;

如果以人均收入(或其函数)度量城乡差距,则情形1与情形2的城乡差距是完全相同的:二者城乡人均收入之比都是10。这是无论如何都难以接受的判断。事实上,情形1中,所有城镇居民收入都远高于任一农村居民,这时,不考虑其他因素,所有农村居民都愿意向城镇迁移;情形2中,绝大多数城镇居民的收入为0,远低于任一农村居民的收入,这时,几乎所有城镇居民都愿意向农村迁移⑦。两种情形下,居民迁移意愿完全相反,怎么可能认为城乡差距相同?居民产生迁移意愿正是存在城乡差距的重要证据之一⑧。这一悖论就是由“组间差距与组内不平等无关”的设定所导致的。

可见,Bourguignon和Shorrocks提出的加和可分解性条件并非没有异议。事实上, Shorrocks在其1980年的论文中也承认:Blackorby等认为组间差距应该反映组内不平等,而不应该仅仅以各亚组人均收入的函数度量组间差距;Blackorby、Donaldson、Auersperg⑨进一步

改革以来全国总体基尼系数的演变及其城乡分解

①②

③

④

⑤

⑥

⑦

⑧⑨徐宽:《基尼系数的研究文献在过去八十年是如何拓展的》,《经济学季刊》2003年第2卷第4期。

J acques Silber,Factor Components,Population Subgroups and the Computation of the G ini Index of Inequality.T he Review of Economics and S tatistics,vol.71,no.1,1989,pp.101—115.

Shujie Yao,On the Decomposition of G ini Coefficients by Population Class and Income Source:A Spreadsheet Approach and Application,A p plied Economics,31,1999,pp.1249—1264.

F.Bourguignon,Decomposable Income Inequality Measures,Economet rica,vol.47,no.4,1979,pp. 901—920.

A. F.Shorrocks,The Class of Additively Decomposable Inequality Measures,Economet rica,vol.48, no.3,1980,pp.613—626.

A. F.Shorrocks,Inequality Decomposition by Population Subgroup,in Economet rica,vol.52,no.6, 1984,pp.1369—1386.

这种情况如果用“期望收入决定迁移意愿”来解释将违背常识,只能用“获得更高收入的概率决定迁移意愿”来解释。

D.G.Johnson:《1978以来,中国的城乡收入差距拉大了吗?》,《经济学季刊》2002年第1卷第3期。

C.Blackorby,

D.Donaldson,M.Auersperg,A New Procedure for the Measurement of Inequality within and among Population Subgroups,in T he Canadian J ournal of Economics,vol.14,no.4,1981, pp.665—685.

论证了单纯以亚组平均收入的函数度量组间差距的缺陷,并从福利经济学的角度,提出以各亚组“平均分配的等价收入”(equally2dist ributed2equivalent income,ED EI)的函数度量组间差距的新方法,其实质是把亚组内部不平等转化为“平均分配的等价收入”而纳入组间差距指标。不过Blackorby、Donaldson、Auersperg与Shorrocks一样,认为基尼系数不满足他们给定的(组群)可分解性条件。

他们之所以得出基尼系数不可进行组群分解的结论,是因为在他们的研究方法中,都是先验地、抽象地给出某些关于可分解性的一般条件,然后再检验各种不平等指标是否符合这些可分解性条件。由于不同的不平等指标的定义具有完全不同的结构和性质,若以某些先验的、统一的条件来界定某一指标是否可分解,难以排除这些条件过于严格的可能性。

有鉴于此,程永宏放弃Bourguignon和Shorrocks对组间差距指标的个别不合理的限制,实现了基尼系数的城乡分解。①该分解方法满足Bourguignon和Shorrocks提出的、除组间差距指标定义以外的其他大部分可分解性条件,而且无需“城乡收入分布不重叠”的假定,也不存在有争议的“交叉项”;特别是,该分解式的结构与泰尔指数分解式类似:组内差距的权重等于各亚组收入份额,这使得分解式经济意义更明确。该分解方法最显著的特点在于,不是从抽象的原则出发讨论可分解性问题,而是直接利用计算基尼系数的一个新公式,以演绎推理的方法合乎逻辑地导出基尼系数分解公式,从而将总体基尼系数分解成组间差距和组内差距两个部分,并重新定义了一个城乡差距指标,该城乡差距指标符合Blackorby、Donaldson、Auersperg关于组间差距指标的观点:它将各组内部差距(即城镇和农村各自内部差距)纳入组间差距指标(即城乡差距指标),但纳入的方式与Blackorby、Donaldson、Auersperg不同;程永宏已经较为充分地论证了这一城乡差距指标的合理性。②

本文以下部分将引用程永宏所论证的新方法,计算出改革以来全国总体基尼系数,并进行城乡分解分析,得出严格的量化结果,在此基础上对一些规范性问题做出深入研究。其中,第二部分是对计算方法、原理和过程的说明,第三部分对计算结果进行描述性分析,并对总体基尼系数进行城乡分解分析,第四部分在本文计算结果的基础上,对关于中国目前收入差距的一些规范性判断进行讨论,第五部分得出一些结论并分析政策含义。

二、计算方法和数据处理

(一)计算方法和原理:

根据程永宏论证的基尼系数计算和分解方法,③基于个人收入的全国总体基尼系数可以分解成以下形式:

G n=θG1+(1-θ)G2+αβG3(1)

这里,G n、G1、G2分别为全国总体基尼系数、农村基尼系数、城镇基尼系数,α和β分别为农村和城镇人口份额;θ和1-θ分别为农村和城镇收入份额;G3是包含组内差距的相对城乡差距指标,程永宏已经论证该指标作为城乡差距指标的合理性。④式中,G1、G2的计算公式为:

中国社会科学　2007年第4期

①②③④程永宏:《二元经济中城乡混合基尼系数的计算与分解》,《经济研究》2006年第1期。程永宏:《二元经济中城乡混合基尼系数的计算与分解》,《经济研究》2006年第1期。程永宏:《二元经济中城乡混合基尼系数的计算与分解》,《经济研究》2006年第1期。程永宏:《二元经济中城乡混合基尼系数的计算与分解》,《经济研究》2006年第1期。

G1=

t1-∫t10F21(t)dt

t1-∫t10F1(t)dt -1,G2=

t2-∫t20F22(t)dt

t2-∫t20F2(t)dt

-1(2)

其中,F1(t)和F2(t)分别为农村和城镇收入分布函数,t1、t2分别为农村和城镇最高个人收入,t1、t2的计算公式为:

t1=F-11(1-1

N1),t2=F-12(1-1

N2

)(3)

G3的计算公式为: G3=D/u(4)其中,u为全国平均收入,D表示绝对城乡差距,并且,

D=∫T0(F1-F2)2dt(5)上式中,T为全国最高个人收入,T=max(t1,t2)。

顺便指出:上述分解公式(1)中的权系数是收入份额,这一形式具有非常明确的福利经济学含义。Sen曾经论证基尼系数的福利经济学含义:①基尼系数暗示着一种社会福利函数,该福利函数意味着基尼系数测度了一定收入因为不平等分配而造成的福利损失相对于该收入的百分比;徐宽也提到基尼系数的这种福利含义。如果接受基尼系数的这一福利经济学含义,那么,以收入份额作为分解式权系数显然是最合理的:这样的分解式解释了亚组内部不平等和组间差距造成的福利损失与总体收入不平等造成的损失之间的关系。具体的推导如下。

由程永宏2006年论文的公式(30)②:

G n=W1

W0G1+

W2

W0

G2+

αβ

u

D(5a)

可知:

W0G n=W1G1+W2G2+W0αβ

u

D(5b)

其中,W0、W1、W2分别为全国收入总和、农村收入总和、城镇收入总和。G n、G1、G2分别表示全国总体基尼系数、农村基尼系数、城镇基尼系数,D/u,表示相对城乡差距,用G3表示,α、β分别表示农村和城镇人口份额。根据上述基尼系数的福利经济学含义可知:(5b)式左边表示总收入因为总体不平等造成的福利损失;右边第一项表示农村收入因为农村内部不平等造成的福利损失,右边第二项表示城镇收入因为城镇内部不平等造成的福利损失,右边第三项表示总体收入因为城乡差距造成的福利损失,此三项之和应该等于总体不平等造成的福利损失,这正好等于左边。由此可见,本文引用的分解方法具有明确的福利经济学含义,它揭示了城乡各自内部差距和城乡间差距造成的福利损失与总体差距造成的福利损失之间的关系。

(二)计算步骤

根据(1)式计算并分解全国总体基尼系数的主要步骤是:

第一步,获得农村和城镇按个人收入分组的数据,并计算出各收入水平以下的累积收入分布频率;

第二步,对累积收入分布频率进行曲线拟合,获得农村和城镇各年收入分布函数F1(t)和F2(t);

改革以来全国总体基尼系数的演变及其城乡分解

①②A.Sen,On Economic I nequality.Oxford:Clarendon Press,1997,pp.31—33.

程永宏:《二元经济中城乡混合基尼系数的计算与分解》,《经济研究》2006年第1期,第115页。

第三步,根据(2)式和(3)式计算出农村和城镇的最高收入t1、t2和基尼系数G1、G2;

第四步,根据(4)式和(5)式计算出相对城乡差距指标G3;

第五步,根据(1)式计算并分解全国总体基尼系数G n,得出G1、G2、G3对G n的贡献率R1、R2、R3。

(三)数据处理、计算过程和结果

国际通行的做法一般是计算个人收入基尼系数,其方法一般是:把家庭内部收入分配看作是绝对平均的,以此为基础计算个人收入基尼系数,这种处理可能会因家庭内部实际收入分配的不平均而导致个人收入基尼系数被低估①。另外,中国个人收入分组数据也难以获得。因此,我们这里使用国家统计局调查的家庭人均收入分组数据,计算“基于家庭人均收入的基尼系数”。这可能更符合中国社会的文化背景,因为中国传统文化一直强调以家庭为中心的集体主义,而不是像西方那样强调以个人为中心的个人主义;家庭内部成员之间的分配方式服从伦理传统而不是市场原则。为此,我们把家庭作为最小收入单元,即把“家庭”看作不可分的个体,以“家庭人均收入”作为该个体的收入,以便比较不同家庭在人均收入方面的不平等,这样处理应该具有现实意义。由于这里以“家庭”作为最小收入单元,以“家庭人均收入”作为该个体的收入,因此,上述公式中的“收入”一律指“家庭人均收入”,“人口数量”一律指“家庭数量”,相应地,“平均收入”、“最高收入”、“总收入”及“城乡收入份额”也都一律指“家庭人均收入”的算术平均值、最高值、总和及相应的份额,以下不再一一说明。

根据国家统计局的统计口径,农村家庭人均收入采用“家庭人均纯收入”;城镇家庭人均收入,1991年以前采用“家庭人均生活费收入”,1991年以后采用“家庭人均可支配收入”,二者差别不大,具有可比性。另外,根据收入加权形式的基尼系数计算公式,基尼系数对低收入不敏感②,因此,我们删除了部分年份数据中累积频率极低的低收入组,以防这些数据影响高收入组拟合质量。

在收入分布函数的选择方面,经过反复对比试验,我们最终选定程永宏使用的经过改造的逻辑斯蒂函数,③并且做了改进。即,自变量t的指数不再是对各年数据都固定不变的常数,而是在(0,1)区间内根据各年样本数据分别对该指数进行优化。具体方法是,令收入分布函数为:

F(t)=1

1+ae-btλ

(6)

两边取常用对数得到:

ln(1/F-1)=ln a-btλ

记:

ln(1/F-1)@y,-b@p,ln a@q,tλ@x(7)

则(33)式变为:

y=p x+q(8)

(6)式中,F是累积频率,t是作为分组标志的收入水平,这些都可以根据原始数据计算出来,y、x则可以由(7)式计算出来,p、q为待定系数,可以根据(8)式进行最小二乘估计而得到。实际拟合过程中,给定某年的收入分组数据,对λ在(0,1)区间内每隔一定的步长(例中国社会科学　2007年第4期

①②③李实:《中国个人收入分配研究回顾与展望》,《经济学季刊》2003年第2卷第2期。

巴尔:《福利国家经济学》,郑秉文等译,中国劳动社会保障出版社,2003年,第155页。程永宏:《二元经济中城乡混合基尼系数的计算与分解》,《经济研究》2006年第1期。

如010001)取一个值,计算出相应的x并利用(8)式进行最小二乘估计,然后在所有估计结果中选择使得(8)式的拟合残差最小的λ值,并根据相应的p、q值确定当年收入分布函数的具体参数a、b,然后按照上述步骤一至五计算出所需要的指标①。另外,我们还根据程永宏2006年论文中的公式(3)和(4)②,计算出农村、城镇和全国大岛指数③O1、O2、O,作为度量收入差距演变过程的参考指标。

整个计算过程涉及多次的数值积分和最小二乘拟合,我们借助于数学计算软件Matlab710来完成这一工作,为此,我们编写了整套Matlab批处理程序④。

根据上述数据和计算方法,我们计算出1978—2005年所有必要的指标(其中1979年所有数据缺失,1978、1980、1991和2005年城镇数据缺失)。本文列出20种相关指标的值,分别见表1和表2。表中各符号对应的指标含义见表下方说明。

需要特别说明的是,王春雷、黄素心对程永宏2006年论文拟合1990年中国农村家庭人均收入分布函数的结果提出质疑,认为计算出的基尼系数显著小于他们给出的下限。⑤应该说这一质疑是合理的,因为当时拟合过程中对自变量t使用的指数0105是任意的,且部分计算是手工完成的,可能存在人为误差;现在改为对该指数在(0,1)区间内进行优化,计算过程也全部计算机化,由此计算出的1990年中国农村家庭人均收入基尼系数为013221(参见表1),这与王春雷、黄素心给出的下限013289已经非常接近;尽管仍略低,但考虑到他们的估计误差,本文的结果已经不再“显著小于”他们给出的下限。

三、计算结果描述与城乡分解分析

(一)改革以来中国基尼系数的演变规律及其描述性分析

表1列出8个指标,其中GND与GNC完全相等,这也间接验证了分解式的正确性。图1更直观地显示了各类基尼系数的变化趋势。

表1　全国总体基尼系数及其分解情况(含城乡内部基尼系数)年代GND GNC G1G2G3α(%)β(%)θ(%)1-θ(%)R1(%)R2(%)R3(%) 1978N.A.N.A.013052N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.

1980N.A.N.A.012591N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.

19810129270129270125040117120139647513241760143916511723122512 19820127690127690125150116920129797319261161103910551423182018 19830127090127090125950116930123187310271062103810591423181618 19840127730127730126620117150124157116281459184012571424191717 19850130730130730128120121660126107110291057124218521330121715

改革以来全国总体基尼系数的演变及其城乡分解

①

②③

④

⑤这实际上是分两步进行收入分布函数的最优拟合。我们曾经尝试把λ和a、b一起作为待定系数,利用极大似然法对(6)式直接进行拟合,但由于函数形式过于复杂,Matlab程序运行时产生溢出,不得不改用上述方法;熟悉Matlab编程技术的读者可以尝试进行直接拟合,或许能够获得精度更高的拟合结果。程永宏:《二元经济中城乡混合基尼系数的计算与分解》,《经济研究》2006年第1期,第111页。

大岛指数是指最富20%个体收入总和与最穷20%个体收入总和之比,是反映收入不平等程度的参考指标之一。

限于篇幅,本文未能列出程序文本。感兴趣的同行可以通过电子邮件向作者索取:chengyonghong@ https://www.360docs.net/doc/2e7462229.html,。

王春雷、黄素心:《基尼系数与样本信息含量》,《数量经济技术经济研究》2007年第2期。

中国社会科学　2007年第4期

　续表1

19860132390132390129600121170131656919301154114519491430102016 19870132470132470129810122080129156810321052144716481132141915 19880133840133840131110122290132296816311452124718471931152015 19890135290135290132300122810135436713321749145016451232172211 199001358701358701322101231901376667103310501349174313331523121 1991N.A.N.A.013218N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.

19920139930139930131850124730154526516341440185912321536173018 19930141830141830133950126250155226510351039116019311838123010 19940143000143000133740128470154756414351637166214291541132912 19950141690141690133490127920150366318361238146116301941122719 19960139460139460129740127830146436213371737186212281543192716 19970139640139640133530128610138406110391038176113321744122310 19980140010140010133750129110138085915401537106310311245182219 19990141240141240134710129610140555811411934166514291147102319 20000142750142750136230130890141275618431232146716271448192317 20010143310143310136710131210142185513441730136917251750122411 20020142970142970137250130570142085314461628197111251050162414 20030144300144300137880132210142425119481126157315221753142319 20040144190144190136370132630142505015491525107510201655142410 2005N.A.N.A.013842N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.N.A.N.A. 表中各符号的含义如下:

GND:根据程永宏2006年论文中的混合基尼系数计算公式(27)计算的全国总体基尼系数G n;

GNC:根据程永宏2006年论文中的混合基尼系数分解公式(31a)计算的全国总体基尼系数G n;

G1、G2、G3:分别表示农村基尼系数、城镇基尼系数、相对城乡差距;

R1、R2、R3:分别表示G1、G2、G3对全国总体基尼系数的贡献率;

α、β:分别表示农村、城镇户数比重;

θ、1-θ:分别表示农村、城镇家庭人均收入总和占全国家庭人均收入总和的比重;

N. A.:表示数据缺失。

1.农村基尼系数G1的演变趋势

根据我们的计算结果,农村基尼系数的演变基本上可以分为四个阶段:1978—1982年,农村基尼系数出现下降趋势,1981年达到最低点012504;1982年后持续快速上升,1989年达到013230;1989—1998年间基本围绕这一水平小幅波动,且略有上升;1999年以后再次迅速上升,2005年达到最高水平013842。

以上演变过程与中国农村改革进程基本吻合。承包制改革初期,农村种植业普遍得到迅速但短暂的发展,农村内部收入差距出现下降趋势,但1984年以后农村经济开始发生分化,特别是乡镇企业的兴起,使得农村地区间差距发展起来,农村总体差距出现扩大趋势。1989年以后农村经济基本上处于徘徊不前的状态,收入差距相应地也没有发生太大变化。1999年以后农村差距的进一步扩大则可能与城镇经济迅速增长、城镇差距扩大对农村的渗透影响有关,还可能与农村经济走弱、农业劳动力流动性加大有关,因为90年代末期以来,中国农民很大一部分收入来自在城镇获得的就业机会,城镇经济的迅速发展以及城镇差距的扩大会通过这类渠道把收入差距渗透到农村,影响到农村内部的收入差距;农业收入停滞不前,农业劳动力流动性增大,这也可能进一步强化上述渗透作用。

值得注意的是,2004年农村基尼系数明显下降;额外的计算也表明,相对于2003年,2004年农村最穷10%家庭人均收入总和的增长幅度明显增加、收入份额由降转升,而最富10%家庭

人均收入总和的增长幅度未变,收入份额下降。这表明,当年取消农业税的政策对提高低收入者的收入、降低农村差距可能产生了积极效果,因为受农业税影响最大的必然是低收入群体。但遗憾的是,取消农业税给底层农民增加的收益,很快又被化肥、农药等农业生产资料的价格上涨所侵蚀,甚至不足以抵消生产资料价格的上涨,于是2005年农村基尼系数再度升高,达到013842。

2.城镇基尼系数G 2的演变趋势

改革开放以来,城镇基尼系数呈现出波段性上升的趋势,基本上可以划分出三个阶段和两个关键时期。1981—1984年为第一阶段,特点是基尼系数基本不变,大体上保持在0117左右;1985—1992年为第二阶段,特点是基尼系数缓慢上升:从1985年的012166上升到1992年的012473,平均每年上升0144个百分点;1994—2004年为第三阶段,特点是基尼系数继续缓慢上

升:从1994年的012847经过10年上升到2004年的013263,平均每年上升0142个百分点。1984—1985年和1993—1994年是两个关键时期,其特点是,基尼系数在很短时间内迅速跃升到

一个新的平台:1985年比1984年上升4151个百分点;1993—1994年间平均每年上升1187个百

分点。这一结果与李实、赵人伟的研究结果很接近。

①图1　各年农村、城镇、全国总体基尼系数和城乡差距

注:GNC 表示全国总体基尼系数G;

G 1、G 2、G 3分别表示农村基尼系数、城镇基尼系数、相

对城乡差距。

以上演变过程与城镇部门经济体制改革进程高度吻合。1984—1985年是中国改革从农村转向城市的标志性时期,1993—1994年则是建立市场经济体制的

关键性时期。这两个时期城镇部门经济体制变革都是巨大而迅速的,并且都是对平均主义分配格局的挑战,因此必然导致城镇基尼系数的快速上升。以这两个时期为分界线的各个阶段内的改革,都是在既定制度框架内进行的局部调整,因此对利益分配格局的影响不大;但由于总的改革方向仍然是打破平均主义、强化激励机制,因此,各阶段内基尼系数的总体变化趋势仍然是缓慢上升的。

3.相对城乡差距G 3的演变趋势

本文使用的城乡差距指标G 3与现有文献常用的城乡差距指标不同,其具体计算方法由本文公式(4)和(5)给出。我们比较了1981—2004年G 3与常用的城乡差距指标———城镇对农村的平均收入之比———的关系。尽管二者取值不同,但其变化方向高度一致。在23年当中,只有1994年和1998年二者变化方向相反,且变化率都是在0左右,其他年份变化方向均相同。二者

相关系数达到0187;其相对变化率的相关系数达到0197;这些结果从侧面验证了本文城乡差距指标的合理性。

从图1可以看出,相对城乡差距演变的阶段性十分明显,变化幅度也较大,大体上可以分为四个阶段。1981—1983年为第一阶段,城乡差距迅速缩小,但历时很短;1984—1994年为第二阶段,城乡差距迅速扩大并大幅度超过改革前水平;1995—1998年为第三阶段,城乡差距大

改革以来全国总体基尼系数的演变及其城乡分解

①李实、赵人伟:《中国居民收入分配再研究》,《经济研究》1999年第4期。

中国社会科学　2007年第4期

幅度下降,达到略低于改革前的水平,但持续时间不长;1999—2004年为第四阶段,城乡差距超过改革前并持续上升,但速度较慢。

表2　大岛指数、平均收入和拟合优度

—O1O2O U1U2U RS1RS2 1978N.A.N.A.N.A.13312N.A.N.A.019985N.A.

1980N.A.N.A.N.A.20010N.A.N.A.019990N.A.

1981316214414240124811529917019997019990 1982316213411286185181634714110000019984 1983317213410327115441238516019985019991 1984318214411371116271844411019986019991 1985412311419398187301149510019995019999 1986417310515434108551556110019997019999 1987417311515485119381463011019995019998 19884193115185701711451075019019994110000 19895123126136301213291485819019994110000 199051131361466816941457119281739019992019998 1991512N.A.N.A.748160N.A.N.A.019998N.A.

199251031571979116219215127316019993019977 199351631881997612281519162015019996019995 1994516412914128215385613219719019996019988 1995517412819164315464313272917019989019993 1996417411717192018521413316310019981019992 1997516413810224711557113354312019998019994 1998516414811233011582318374513019994019996 1999519416818241615634311406118019997019995 2000616511919248418680818435418019997019992 20016185101014260915741710475910019994019989 20026194191013274514775518507911019992019994 20037135121113289517865319566718019992019995 20046175131111321117981319648213019988019989 2005N.A.N.A.N.A.363815N.A.N.A.110000N.A.

表中各符号的含义如下:

O1、O2、O:分别表示农村、城镇、全国的大岛指数;

U1、U2、U:分别表示农村、城镇、全国的平均收入(分别指农村、城镇、全国家庭人均收入的算术平均值);

RS1、RS2:分别表示根据农村、城镇收入分组数据对(8)式进行最小二乘拟合得到的判定系数;

N.A.:表示数据缺失。

上述演变过程与城乡居民收入增长速度的变化基本上是一致的。我们的计算结果表明, 1982—1983年和1995—1997年正是农村平均收入增长速度大幅度超过城镇平均收入增长速度的时期。其中1982—1983年农村平均收入的快速增长显然是来自承包制初期农民生产积极性的释放,但这对于农村收入增长只有短暂的水平效应,没有持久的增长效应,1984年以后,农村收入增长速度迅速下降到城镇收入增长速度以下,于是城乡差距在经历了短暂下降后呈现迅速上升趋势,这种趋势持续到1992年,这时城乡差距已经大大高于改革初期并维持到1994年,1995年才又出现城乡差距下降。1995—1997年农村平均收入增长速度再次超过城镇,这与当时农产

品价格和产量大幅度上升有关①。另外,1995—1997年城乡差距缩小也与这几年城乡内部差距下降有关,因为本文组间差距指标与组内差距相关。1998年以后,城镇收入增长速度再次超过农村,城乡差距再度扩大。

4.全国总体基尼系数G n的演变趋势

按照升降波动,全国总体基尼系数的演变大体上可分四个阶段:第一阶段是1981—1983年,出现短暂的下降;第二阶段是1984—1994年的长期、持续上升时期;第三阶段是1995—1996年短暂下降时期;第四阶段是1997—2004年再次上升时期。

按照取值范围划分,全国总体基尼系数的演变大体上可分三个阶段:第一阶段是1981—1984年,总体基尼系数较低,在0127—0130之间;第二阶段是1985—1992年,总体基尼系数较高,在013—014之间;第三阶段是1993—2004年,总体基尼系数超过警戒水平,基本上都在014以上(其中1996、1997年仅略低于014),2003年达到最高值014430,2004年为014419。

从图1看,1981—1984年总体基尼系数下降主要是因为城乡差距迅速缩小,这一时期城乡内部差距基本不变;1995—1996年总体基尼系数下降主要是因为在城乡差距缩小的同时,城乡内部差距也在下降。

总体上看,1981年以来,农村、城镇和全国总体基尼系数都持续上升,只有少数年份下降,其中,城镇基尼系数上升速度大大高于农村;城乡差距波动幅度较大,目前城乡差距水平略高于1981年。

表2中的大岛指数也表明:1981年以来,农村、城镇和全国大岛指数也都处于持续上升的过程;农村大岛指数于2000年超过610的警戒水平;城镇大岛指数至今没有超过610,全国大岛指数于1989年超过610;2004年,全国大岛指数达到1111的高水平,超过英、美等收入差距最大的发达资本主义国家。

需要说明的是,中国城乡内部差距和城乡之间差距的变化不仅仅是城乡收入分配本身的变化所引起的,也有城乡行政区划变动等人为因素的影响,根据现有数据无法剔除这一影响。

(二)全国总体基尼系数的城乡分解分析

对收入差距按城乡进行分解分析,一直是收入分配研究的重要课题之一。以往由于学术界普遍相信基尼系数不能进行彻底的组群分解,几乎没有文献进行过全国总体基尼系数的城乡分解分析。程永宏在重新定义组间(城乡)差距的基础上,给出了一个新的基尼系数城乡分解方法②。本文的主要目标之一就是使用程永宏提出的分解方法,③进行这方面的尝试,以便发现全国收入差距的演变过程及其主要影响因素。利用分解式(1),我们成功地把改革以来全国总体基尼系数分解成农村基尼系数、城镇基尼系数和城乡差距的加权平均,计算了各年农村、城镇内部基尼系数G1、G2和相对城乡差距G3对全国总体基尼系数G n的贡献率R1、R2、R3,参见表1和图2。其中,R1、R2、R3的计算公式为:

R1=θG1/G n,R2=(1-θ)G2/G n,R3=(αβG3)/G n(9)

从分解结果看,农村基尼系数对全国总体基尼系数的贡献率R1不断下降,城镇基尼系数的贡献率R2不断上升。1992年以前,农村基尼系数是全国总体基尼系数最主要的影响因素,其贡献率在1983年达到最大值5914%,这时城镇基尼系数贡献率只有2318%;此后农村基尼系数贡

改革以来全国总体基尼系数的演变及其城乡分解

①②③钱敏泽:《中国现行统计方法基尼系数的推算及结果》,《经济理论与经济管理》2002年第11期。程永宏:《二元经济中城乡混合基尼系数的计算与分解》,《经济研究》2006年第1期。

程永宏:《二元经济中城乡混合基尼系数的计算与分解》,《经济研究》2006年第1期。

献率持续下降,城镇基尼系数贡献率持续上升,到1992年,城镇基尼系数取代农村基尼系数成为全国总体基尼系数最主要的影响因素,二者贡献率分别为3617%和3215%;2004年城镇基尼系数贡献率达到最大值5514%,并且仍有继续上升的趋势,同期农村基尼系数贡献率下降到最低点2016%,城乡差距贡献率达到24%。

　图2　农村、城镇基尼系数和城乡差距对总体基尼系数的贡献率

注:R 1、R 2、R 3分别表示G 1、G 2、G 3对全国总体基尼系数的贡

献率,其计算方法见本文公式(9)。

城乡差距贡献率波动性比较明显:1981—1983年迅速下降,从2512%下降到1619%;1984—1992年持续上升,从1983年的1619%上升到1992年的3018%;1993—1997年缓慢下降,从1992

年的3018%下降到2310%;1997年以后再次缓慢上升,2004年达到2410%。

需要注意的是,农村基尼系数贡献率下降并不意味着农村基尼系数的绝对值下降,而是以下两个原因共同作用的结果:一是农村基尼

系数增长速度低于城镇,二是农村收入份额下降、城镇收入份额上升。后者又有两个影响因素:一是农村平均收入增长速度低于城镇,二是农村对城镇家庭户数之比下降,其中第二个因素是二元结构转变的结果。同样地,城乡差距对总体差距贡献率的下降并不意味着城乡差距一定下降,而是农村和城镇内部差距、城乡差距三者变化趋势共同作用的结果。

另外,根据公式(5b ),上述分解结果同时揭示了城乡各自内部差距和城乡间差距造成的社会福利损失。具体情况可以由公式(5b )简单地计算出来,本文从略。

四、关于当前中国收入差距的规范性判断:主观差距与客观差距的区分

上述计算结果表明,基于家庭人均收入的中国总体基尼系数自1992年以来一直在014以上,并持续上升;若按照国际通行的做法,以个人收入为基础计算基尼系数,则结果会更高;若把各种非法非正常收入考虑进来,结果会进一步升高①。按照大多数学者认同的标准②,基于个人收入的基尼系数接近014,是收入差距进入警戒水平的标志③,超过这一水平,就可能因差距过大而陷入社会危机,拉美国家当前的社会危机与过高收入差距的关系就是一例。

那么,针对当前中国基尼系数较高的现实,如何对中国收入差距的程度、性质和原因做出规范性判断?这是当前学术界存在较大争议的问题。其中三种较有影响的观点值得深入讨论。一种观点认为,根据统计数据计算出来的总体基尼系数,因没有考虑到地区间价格差异因素而高估了实际差距,其理由是,高收入地区价格水平比低收入地区高,因此,若以剔除价格差异

中国社会科学　2007年第4期

①②③陈宗胜:《经济发展中的收入分配》,三联书店、上海人民出版社,1994年,第278页。

徐宽:《基尼系数的研究文献在过去八十年是如何拓展的》,《经济学季刊》2003年第2卷第4期。通常所说的警戒线一般是针对个人收入的基尼系数。由于贫穷家庭人口一般多于富裕家庭,个人收入

的基尼系数一般高于家庭人均收入的基尼系数,因此,在家庭人均收入的基尼系数超过014的情况下,个人收入的基尼系数会更高地超过014。

改革以来全国总体基尼系数的演变及其城乡分解

因素后的“实际收入”计算,则中国总体基尼系数就不会这么高;另一种观点则认为,014的警戒线是国际经验的总结,不适合中国,因此,中国基尼系数较高并不存在危险;还有一种观点认为,利用中国收入差距很大程度上来自于城乡间差距,城乡各自内部差距并不大,因此总体差距大一些也没有关系。

关于第一种观点,如果旨在用当地价格指数把当地名义收入调整为“实际收入”,再计算总体基尼系数,则“实际总体基尼系数”的确会下降,因为一般说来,贫穷地区价格指数较低,富裕地区价格指数较高,剔除价格因素后,地区间实际购买力的差距会缩小,“实际总体基尼系数”当然也会下降。但问题在于,有没有足够的理由提出这样的要求或假设———计算总体基尼系数的时候必须剔除地区间价格差异的因素?是否只能用当地价格指数调整当地名义收入?总体基尼系数有没有必要分为“实际”的和“名义”的?这一系列问题的答案似乎不那么简单。我们必须正视以下两个问题。

第一,持肯定意见者只考虑到,地区间价格差异会导致各地名义收入在各自本地实际购买力的差距缩小,但忽略了以下事实,贫穷地区的居民不可能永远只在贫穷地区消费,富裕地区的居民也不可能永远只在富裕地区消费;一旦贫穷地区居民进入富裕地区消费,或者富裕地区居民进入贫穷地区消费,则考虑地区间价格差异不仅不会缩小名义收入的实际购买力的差距,反而会扩大名义收入的实际购买力的差距。因为贫穷地区居民名义收入在富裕地区的实际购买力会下降,富裕地区居民名义收入在贫穷地区的实际购买力会上升,这会导致基尼系数不仅不会下降,反而上升。这意味着没有理由只允许用本地价格指数调整本地名义收入。忽略这一事实,实际上就取消了贫穷地区居民进入富裕地区消费的权利,也取消了富裕地区居民进入贫穷地区消费的权利,这没有任何法律或经济学上的依据;这种情况所暗含的市场分割假设恰恰是与市场经济原理不相容的。实际上,当前中国居民消费在地区间流动是极为常见的现象,例如,西部地区居民往往要到北京、上海等大城市看病、旅行;北京、上海等大城市居民也会到西部地区旅游、投资。

第二,同一时点、同一国家,地区间价格指数之所以存在差异,恰恰是地区间收入差距造成的。因此,一般说来,地区间价格指数差异可以看作地区间收入差距的线性增函数(至少可以认为二者具有正相关关系)。这样,如果仅用当地价格指数将当地名义收入折算为实际收入,再以这种实际收入计算全国总体基尼系数,实质上就等于人为地剔除了一部分地区间差距。因此,基尼系数没有必要区分为“实际的”和“名义的”,也从来没有任何严肃的学术文献提出过这种区分。

关于第二种观点,认为014的基尼系数警戒线是国际经验的总结,不适合中国,这看起来似乎有道理,因为中国在基尼系数连续十多年超过警戒水平的情况下,仍然能够稳定发展。但问题在于,这种观点只是给出一个结论,没有清楚地阐明“不适合中国”的作用机制,因而属于“不可证伪”的命题。笔者认为,这一问题必须联系中国国情做更深入的分析。

中国最重要的国情就是城乡分割、地域广大、人口众多,由此必然导致复杂的城乡内和城乡间差距、区域内和区域间差距、阶层内和阶层间差距等并存。根据全国性抽样调查资料计算的全国总体基尼系数,理论上来说,包含了所有各类差距,是这些差距的加权平均,也是最全面、最客观的差距指标,它不受单个社会成员对收入差距的观察范围和主观判断的影响。因此,我们可以把根据全国抽样调查数据计算的差距,称为“客观差距”。

另一方面,在中国这样一个城乡分割、地域广大、人口众多的国家,单个社会成员,作为收入差距的观察者,他所观察到的收入差距方面的信息,不可能像全国抽样调查那样具有高度

的全面性和代表性,而只能来自他所接触到的社会范围内存在的差距状态。从某种意义上说,每个社会成员都在自己的社会活动范围内自发地进行“收入差距抽样调查”,只是这种抽样调查不是根据科学的统计方法进行设计的。每个观察者都会根据他的“抽样调查”,利用自己的判断“计算”不平等指标。尽管这些观察者绝大多数人都不是经济学家,更不熟悉基尼系数,但他们对收入差距的观察是客观存在的。这种差距与观察者个人的主观条件、活动范围、社会经历等有关,因此,我们把单个社会成员观察到的收入差距称为“主观差距”①;所有社会成员主观差距的某种均值就构成全社会的主观差距。

客观差距最终要通过主观差距对个人心理、社会稳定产生影响,主观差距最终受客观差距的制约,但二者并非完全等价。这就存在主观差距与客观差距的一致性问题,特别是在中国这样一个城乡分割、地域广大、人口众多的经济体中,主观差距与客观差距的不一致性是非常明显的,有时候是巨大的。例如,生活在西部地区的农民,很难观察到北京、上海等大城市的高收入群体,因此,在他们的“抽样调查”中,就不存在高收入样本,他们的主观差距就会远低于客观差距;另一方面,从偏远的贫困地区进入大都市寻找就业机会的流动人口,他们的观察视野往往同时包含较多的极高收入群体和极低收入群体,中间收入群体则相对较少,因此,在他们的“抽样调查”中,两极化的状况十分明显,他们的主观差距就会大大高于客观差距。

中国目前存在复杂的城乡分割、地区分割、社会分层等现象,大多数人口都被局限在自己所属的社会集团内,对本集团外的收入状况并不具有充分信息,他们的主观差距往往低于客观差距;同时又存在行业内、部门内、单位内的平均主义等现象,这也会导致相关人群的主观差距低于客观差距。因此,总体上看,中国目前全社会的主观差距应该低于客观差距。这应该可以解释:为什么中国长期处于收入差距过大的现实中却没有发生大范围的社会动荡。

但是,随着人口流动规模的不断扩大,大都市中的流动人群越来越多,他们的主观差距必然大大高于客观差距,并且有可能是超过警戒水平的,因此,在这些人群中极有可能发生过激的行为。这可以解释流动人群和城乡结合部人群中犯罪率较高的事实:并非这类人群具有先天的犯罪倾向,而是所处的社会环境和地位造成他们过高的主观差距,诱发其犯罪动机。

以上关于“主观差距”和“客观差距”的概念区分提示我们,中国目前主观差距低于客观差距的现象,尽管客观上有利于社会的稳定,但并不意味着我们可以继续利用这种不一致性,在差距过大的形势下稳定地持续发展。主观差距与客观差距的不一致性不是固定不变的,随着人口流动规模的扩大、信息传播的加速、公民权利意识的觉醒,主观差距低于客观差距的程度可能会迅速降低,但主观差距高于客观差距的程度却不一定会迅速降低,这样,很可能出现主观差距普遍超过客观差距的情况,这对社会稳定将会产生严重威胁。

当然,以014的基尼系数作为收入差距警戒线,并不意味着断言基尼系数超过014就必然发生社会动乱,而只是提醒决策者,社会动乱的可能性大大提高了;任何社会经济预警指标都具有这种“或然性”。

另外,即使当前收入差距没有引起社会动乱,也不意味着当前差距就是合理的:收入差距指数常被称为“道德社会指数”(et hical social index)②;过高的收入差距会造成社会福利的巨大中国社会科学　2007年第4期

①②需要强调的是,这里的“主观差距”不是指个人对收入差距的主观感受,而是一种客观实在,只是这种客观实在受制于主体个人的某些相关特征,故称之为“主观差距”;这是与政治学文献中的“主观差距”概念不同的。

S.R.Chakravarty,Ethical S ocial I ndex N umbers,New Y ork:Springer2Ver2Lag,1990,preface.

损失,收入不平等指标正是对这种损失的一个度量①。因此,无论如何,过高的收入差距都是不合理的。

关于第三种观点,认为利用泰尔指数进行总体差距城乡分解的结果表明,中国总体差距主要来自城乡差距,城乡各自内部差距并不大,总体差距大一些没有关系;或者认为从基尼系数看,城乡各自内部基尼系数都没有超过014,全国总体基尼系数超过014主要是因为城乡差距,因此,没有必要担心差距过大。这里存在几个需要进一步澄清的问题。

首先,对泰尔指数进行城乡分解的方法并不完善。万广华②早已注意到:经验证据表明,对泰尔指数进行分解时,组间差距贡献率依赖于分组数目;当分组数目较大时,组间差距影响较小;当用于城乡分解时,由于只有两个分组,组间差距显得尤为重要。另外,泰尔指数分解式中,以亚组内部平均收入计算组间差距的方法,也受到Blackorby、Donaldson、Auersperg等的批评,本文引言中提出的例证也证明了这种做法的不合理性。本文利用基尼系数进行的分解则表明,城乡差距的影响尽管很大,但其贡献率并不是最高的。可见,城乡差距(即组间差距的特殊形式)贡献率随分解方法的不同而不同;泰尔指数分解结果往往夸大了城乡差距贡献率。

其次,把城、乡基尼系数分开考察,以此判断收入差距是否过大,这显然从根本上违背了基尼系数这一收入不平等指标的优良性质———强洛伦兹一致性(St rongly Lorenz2Consistent),即度量收入差距的指标必须包含所有样本的观测值,而不能只包含其中一部分③。因此,即使城乡收入差距对总体差距存在重要影响,城乡各自内部差距没有超过警戒线,也不能因此而否定总体差距过大的危险性。事实上,城乡间收入差距本身就是总体收入差距的一个组成部分,历史因素和经济因素造成的城乡分割现状,并不能把城乡差距造成的那一部分不平等指数从总体不平等指数中分割出去;根据上文关于“主观差距”和“客观差距”的概念界定,城乡差距恰恰会在流动人口中造成过高的主观差距,影响社会稳定。

另外,城乡内部差距尽管没有超过警戒水平,但这是以统计局调查数据为基础计算的,这一数据显然不包括各种腐败收入、偷逃税收入,以及各种灰色收入等,考虑到这类收入在中国的广泛性和严重性,城乡内部差距必然大幅度上升④。

五、问题、结论和政策含义

由于本文计算的基尼系数时间跨度较大,个别年份统计数据的一致性存在问题,本文个别计算结果可能存在一定误差。例如,1992年农村收入分组数据在1993年与1994年的统计年鉴中大不一样;1995年的农村收入分组数据在1996年与2001年的统计年鉴中也不同。为了保持数据的连续性,我们一般采用与临近年份同时发表的数据。如果将来有更好质量的数据公布,则有必要根据新数据对部分计算结果进行修正。

另外,正如上文所述,本文使用的调查数据不包括各种非法非正常收入;统计调查方法本身也有低估收入差距的倾向。如果考虑这些因素,基尼系数将会大幅度上升。但就是这些低估的结果也足以揭示中国收入差距问题的严重性和复杂性,足以成为判断中国收入分配状况的一个参照系。

改革以来全国总体基尼系数的演变及其城乡分解

①②③④A.Sen,On Economic I nequality.Oxford:Clarendon Press,1997,p.29.

万广华:《收入差距的地区分解》,《世界经济文汇》2005年第3期。

万广华:《收入分配的度量与分解:一个对于研究方法的评介》,《世界经济文汇》2004年第1期。陈宗胜:《经济发展中的收入分配》,第278页。

中国社会科学　2007年第4期

本文提出的“主观差距”和“客观差距”概念是一种新的尝试,是否合理,有待于其他学者的广泛讨论和深入研究。本文提供的大量计算结果还有待于从多个角度进行深入的理论分析和解释。

本文的主要结论是,改革以来,基于家庭人均收入的全国总体基尼系数、农村内部和城镇内部的基尼系数、城乡差距基本上都处于不断上升的态势,且表现出明显的阶段性,这一阶段性特征与改革的阶段性高度吻合;自1992年以来,全国总体基尼系数一直大于或等于014, 2003年和2004年分别达到014430和014418,大岛指数也分别达到1113和1111(参见表2),这已经大大超过公认的上限610;城镇基尼系数及其对总体基尼系数的贡献率增长速度最快,目前是全国总体基尼系数的首要影响因素。

上述结论意味着,我们必须高度重视收入差距过大并继续发展的事实。从降低全国总体基尼系数考虑,当前尤其重要的是,我们应尽快遏制城镇收入差距增长过快的势头,因为城镇基尼系数已经成为全国总体基尼系数的最大影响因素(尽管目前城镇基尼系数仍然低于农村基尼系数,但其贡献率已大大超过农村基尼系数);其次要大幅度提高农村低收入者的收入,降低农村基尼系数;同时要尽快缩小城乡收入差距,以减轻或消除城乡差距对全国总体基尼系数的重大影响。

参考文献:

国家统计局:《中国统计年鉴》(1981—2006年),中国统计出版社等。

李虎:《关于基尼系数分解分析的讨论》,《数量经济技术经济研究》2005年第3期。

李实:《对基尼系数估算与分解的进一步说明》,《经济研究》2002年第5期。

李实等:《中国经济改革过程中的收入分配变动》,《中国居民收入分配再研究》,中国财政经济出版社, 1999年。

Adelmen,Irma and David Sunding,Economic Policy and Income Distribution in China,in J ournal of Com parative Economics,1987.

Cowell,F.,Measurement of Inequality,in A.Atkinson and F.Bourguignon(eds.),H andbook of I ncome Dist ribution,North Holland,2000.

Pyatt,Graham,On the Interpretation and Disaggregation of G ini Coefficient,in T he Economic J ournal,vol.

86,1976.

〔本文责任编辑:钱永中〕

ABSTRACTS

p rocess of t he Soviet Unionπs t ransformation into Russia,even t hough it p resent s a real and important issue.Instead of t he conventional typology of state forms,t he form of state in t his article refers to t he struct ure of governance of a state in a particular period,and wit h it t he behavioral characteristics and performance of t he state.Any state form is cyclical and relative in a diachronic context,rat her t han being stable and absolute as is defined in state typologies.Unlike relatively stable state forms,failed,dependent and autonomous states are all characterized by cyclical change.While t he reform guided by G orbachevπs“New Thinking"led to a failed state and Russia under Yelt sinπs“neo2liberalism"was a dependent state characterized by cronyism and plunder,a classic auto nomous state has taken shape under Putinπs statist“Russian Thinking."A st udy along t he analytical pat h of“concept s2actions2performance"may reveal causal relations in t he formation of each state form,as well as t he inner political logic of t he transformation of a state f rom one form to anot her.The experience of t he Soviet Unionπs t ransformation into Russia has left a valuable legacy to t he develop ment of political science t heory and state governance.

(4)Chinaπs Overall Gini Coeff icient since R eform and Its Decomposition by Rural and U rban Areas

since R eform and Opening2up Cheng Yong hon g?45?

Chinaπs overall G ini coefficient and G ini coefficient s for rural and urban areas have basically bot h risen constantly since reform.The different stages characterizing t heir rise are a close fit wit h t he different stages of reform.The overall G ini coefficient has been over0.4since1992. The G ini coefficient for urban areas and it s cont ribution ratio have risen fastest and constit ute a major factor affecting t he overall G ini coefficient.The gap between t he rural and urban G ini coefficient and t heir contribution ratio shows co nsiderable fluct uation.

(5)T ax R ef unds,the Corporate T ax Burden and the E ffectiveness of T ax Policy

W u L i ans heng an d L i Chen?61?

Cent ral government policy may not be effectively implemented locally due to t he divergent goals of local and cent ral government s.This paper empirically test s t his hypot hesis wit h regard to a policy giving enterprises favorable t reat ment in relation to tax ref unds t hat had been independently formulated and implemented by local government s.In2000,t he cent ral government issued a policy to take effect f rom J anuary1,2002,forbidding t his practice in relation to listed companies.This st udy shows t hat t he tax ref und of local government s did indeed invalidate t he central governmentπs effort s at macro2cont rol t hrough tax policy.Local government s have to a certain extent implemented t he central governmentπs decision to abolish favorable tax t reat ment.This decision has effectively weakened t he negative effect s of t he local government policy and restored t he effectiveness of t he cent ral governmentπs tax policy.

(6)The Confluence of Three Historical T rends and the Prospects for Small2Scale Agriculture in

China Phili p H uang an d Peng Yushen g?74?

Two schools of t hought s seem to be diamet rically opposed each ot her on t he p rivatization of farmland,but t hey share a f undamental consensus:rural unemployment and low income growt h can only be solved t hrough urbanization.In ot her words,agricult ure is a dead2end sector. Targeting t his current general understanding,we attempt to evaluate t he long2and mid2term