中國基尼系數(shù)的動態(tài)分析

中國基尼系數(shù)的動態(tài)分析

一、基尼系數(shù)的城鄉(xiāng)分解改革以來，對全國收入差距的發(fā)展趨勢、影響因素和現(xiàn)狀的評估一直是學(xué)術(shù)界的熱點問題。特別是近年來，它引起了前所未有的關(guān)注。中央政府還重申，要調(diào)整收入差距的緊迫性。目前關(guān)于中國收入差距的學(xué)術(shù)爭論主要體現(xiàn)在兩個方面:一是中國收入差距水平究竟有多大,二是中國目前收入差距水平究竟是否合理。前者是一個實證問題,需要通過對經(jīng)驗數(shù)據(jù)的研究得出客觀結(jié)論,后者是一個規(guī)范問題,需要在準(zhǔn)確的實證研究結(jié)果和正確的收入分配理論基礎(chǔ)上,給出合乎邏輯的證明。本文擬從實證和規(guī)范兩個角度探討這兩個問題。要想客觀地判斷收入差距水平、性質(zhì)及其影響因素,首先必須對某些關(guān)鍵性收入差距指標(biāo)進(jìn)行定量的測度。眾所周知,度量收入差距最常用的指標(biāo)是基尼系數(shù),這是由基尼系數(shù)相對于其他不平等指標(biāo)所具有的一系列優(yōu)點所決定的1。改革以來,對中國基尼系數(shù)的經(jīng)驗研究出現(xiàn)了不少有價值的文獻(xiàn)2,但同時也存在重要的缺憾,主要是:第一,目前大部分文獻(xiàn)都只關(guān)注農(nóng)村或城鎮(zhèn)內(nèi)部基尼系數(shù),對全國總體基尼系數(shù)3的定量研究極為有限;第二,對全國總體基尼系數(shù)與農(nóng)村和城鎮(zhèn)內(nèi)部基尼系數(shù)的關(guān)系缺乏了解;第三,所有研究都只涉及少數(shù)年份,改革開放以來連續(xù)時間序列的農(nóng)村、城鎮(zhèn)和全國總體基尼系數(shù)研究幾乎是空白。造成這種缺憾的原因,既有數(shù)據(jù)方面的,也有方法方面的。由于目前統(tǒng)計部門調(diào)查的收入數(shù)據(jù)都是城鄉(xiāng)分離的,根據(jù)這些數(shù)據(jù),利用現(xiàn)有的方法無法準(zhǔn)確計算全國總體基尼系數(shù);全國總體基尼系數(shù)與農(nóng)村和城鎮(zhèn)基尼系數(shù)的關(guān)系涉及基尼系數(shù)的組群分解問題,這是基尼系數(shù)相關(guān)方法研究的熱點問題之一,但至今還沒有得到完善的結(jié)果(1)。為解決這些問題,國內(nèi)外學(xué)者做出了艱苦的努力和有意義的嘗試。在中國總體基尼系數(shù)的計算方面,李實(2)等根據(jù)兩次全國性調(diào)查計算了1988年和1995年全國總體基尼系數(shù);李強(qiáng)(3)等根據(jù)中國人民大學(xué)社會調(diào)查中心1994年進(jìn)行的全國范圍抽樣調(diào)查數(shù)據(jù),計算了1994年全國總體基尼系數(shù)。這些調(diào)查對于準(zhǔn)確了解當(dāng)時全國收入差距的狀況具有重大意義。但由于這些調(diào)查只是在個別年份進(jìn)行的,無法提供長期的連續(xù)時間序列數(shù)據(jù),于是,其他學(xué)者試圖利用國家統(tǒng)計局城鄉(xiāng)分離的統(tǒng)計資料,對傳統(tǒng)的基尼系數(shù)計算方法進(jìn)行改進(jìn),計算總體基尼系數(shù)。例如,陳宗勝、周云波提出一個“分層加權(quán)”計算公式,并利用國家統(tǒng)計局公布的統(tǒng)計資料計算過1988—1998年全國總體基尼系數(shù)4,但該算法存在一些需要討論的問題;胡祖光5、董靜和李子奈6也分別提出了一些經(jīng)過修正的算法計算全國總體基尼系數(shù)。由于一些技術(shù)或前提條件方面的局限性,這些算法的適用范圍都受到較大限制,難以用來計算長期時間序列的基尼系數(shù)。此外,王祖祥7計算中部六省基尼系數(shù)的方法對于計算全國總體基尼系數(shù)也具有一定的理論借鑒意義。在中國總體基尼系數(shù)的城鄉(xiāng)分解方面,由于方法上的缺陷,至今沒有文獻(xiàn)進(jìn)行過這一嘗試。向書堅8引用Sundrum9提到的一個分解公式,計算中國1981—1995年的全國總體基尼系數(shù)。該分解式針對的是一個極為特殊的情形,所需要的前提條件是:兩個亞組的收入分布完全不重疊。這在現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)中是難以滿足的:中國城鄉(xiāng)收入分布高度重疊是一個明顯的事實10。Bhatacharya和Mahalanonis11較早提出一個一般化的基尼系數(shù)組群分解方法,Mookherjee和Shorrocks12做了進(jìn)一步分析和論證。該方法無需亞組收入分布不重疊的假定,但以出現(xiàn)一個交叉項作為代價,該交叉項的大小取決于各亞組收入分布函數(shù)的重疊程度;交叉項的經(jīng)濟(jì)意義也頗有爭議13。Silber14、ShujieYao15也分別用不同方法給出類似的分解形式。Bourguignon16、Shorrocks1718等曾經(jīng)指出:基尼系數(shù)不滿足加和可分解性(additivedecomposability)條件,不能進(jìn)行完美的組群分解。Bhatacharya和Mahalanonis、Silber、ShujieYao等的結(jié)果也的確不符合加和可分解性條件。加和可分解性條件主要是指:對一個收入總體進(jìn)行完全劃分后,總體不平等指標(biāo)應(yīng)該可以表示成組內(nèi)差距加權(quán)平均與組間差距的總和;組間差距指標(biāo)與總體不平等指標(biāo)的定義相同;組間差距是各亞組平均收入的函數(shù),與亞組內(nèi)部不平等無關(guān)。但事實上,加和可分解性條件過于嚴(yán)格,其中一部分是非必需的,甚至是有缺陷的:組間差距指標(biāo)與總體不平等指標(biāo)的定義相同,這一要求看不出有什么實際意義,僅僅能夠滿足數(shù)學(xué)形式上的對稱性;組間差距只是各亞組平均收入的函數(shù)而與亞組內(nèi)部不平等無關(guān),這是存在疑問的。我們可以構(gòu)造一個特例說明該問題的嚴(yán)重性——設(shè)想有以下兩種收入分配情形:情形1:城鎮(zhèn)人均收入為10μ,人數(shù)為N,且收入是絕對平等分配的;農(nóng)村人均收入為μ,人數(shù)為N,收入也是絕對平等分配的;情形2:城鎮(zhèn)人均收入為10μ,人數(shù)為N,但收入是絕對不平等分配的,即某一個人獲得全部收入,其他人收入為0;農(nóng)村人均收入仍然為μ,人數(shù)為N,收入仍然是絕對平等分配的;如果以人均收入(或其函數(shù))度量城鄉(xiāng)差距,則情形1與情形2的城鄉(xiāng)差距是完全相同的:二者城鄉(xiāng)人均收入之比都是10。這是無論如何都難以接受的判斷。事實上,情形1中,所有城鎮(zhèn)居民收入都遠(yuǎn)高于任一農(nóng)村居民,這時,不考慮其他因素,所有農(nóng)村居民都愿意向城鎮(zhèn)遷移;情形2中,絕大多數(shù)城鎮(zhèn)居民的收入為0,遠(yuǎn)低于任一農(nóng)村居民的收入,這時,幾乎所有城鎮(zhèn)居民都愿意向農(nóng)村遷移19。兩種情形下,居民遷移意愿完全相反,怎么可能認(rèn)為城鄉(xiāng)差距相同?居民產(chǎn)生遷移意愿正是存在城鄉(xiāng)差距的重要證據(jù)之一20。這一悖論就是由“組間差距與組內(nèi)不平等無關(guān)”的設(shè)定所導(dǎo)致的。可見,Bourguignon和Shorrocks提出的加和可分解性條件并非沒有異議。事實上,Shorrocks在其1980年的論文中也承認(rèn):Blackorby等認(rèn)為組間差距應(yīng)該反映組內(nèi)不平等,而不應(yīng)該僅僅以各亞組人均收入的函數(shù)度量組間差距;Blackorby、Donaldson、Auersperg21進(jìn)一步論證了單純以亞組平均收入的函數(shù)度量組間差距的缺陷,并從福利經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度,提出以各亞組“平均分配的等價收入”(equally-distributed-equivalentincome,EDEI)的函數(shù)度量組間差距的新方法,其實質(zhì)是把亞組內(nèi)部不平等轉(zhuǎn)化為“平均分配的等價收入”而納入組間差距指標(biāo)。不過Blackorby、Donaldson、Auersperg與Shorrocks一樣,認(rèn)為基尼系數(shù)不滿足他們給定的(組群)可分解性條件。他們之所以得出基尼系數(shù)不可進(jìn)行組群分解的結(jié)論,是因為在他們的研究方法中,都是先驗地、抽象地給出某些關(guān)于可分解性的一般條件,然后再檢驗各種不平等指標(biāo)是否符合這些可分解性條件。由于不同的不平等指標(biāo)的定義具有完全不同的結(jié)構(gòu)和性質(zhì),若以某些先驗的、統(tǒng)一的條件來界定某一指標(biāo)是否可分解,難以排除這些條件過于嚴(yán)格的可能性。有鑒于此,程永宏放棄Bourguignon和Shorrocks對組間差距指標(biāo)的個別不合理的限制,實現(xiàn)了基尼系數(shù)的城鄉(xiāng)分解。22該分解方法滿足Bourguignon和Shorrocks提出的、除組間差距指標(biāo)定義以外的其他大部分可分解性條件,而且無需“城鄉(xiāng)收入分布不重疊”的假定,也不存在有爭議的“交叉項”;特別是,該分解式的結(jié)構(gòu)與泰爾指數(shù)分解式類似:組內(nèi)差距的權(quán)重等于各亞組收入份額,這使得分解式經(jīng)濟(jì)意義更明確。該分解方法最顯著的特點在于,不是從抽象的原則出發(fā)討論可分解性問題,而是直接利用計算基尼系數(shù)的一個新公式,以演繹推理的方法合乎邏輯地導(dǎo)出基尼系數(shù)分解公式,從而將總體基尼系數(shù)分解成組間差距和組內(nèi)差距兩個部分,并重新定義了一個城鄉(xiāng)差距指標(biāo),該城鄉(xiāng)差距指標(biāo)符合Blackorby、Donaldson、Auersperg關(guān)于組間差距指標(biāo)的觀點:它將各組內(nèi)部差距(即城鎮(zhèn)和農(nóng)村各自內(nèi)部差距)納入組間差距指標(biāo)(即城鄉(xiāng)差距指標(biāo)),但納入的方式與Blackorby、Donaldson、Auersperg不同;程永宏已經(jīng)較為充分地論證了這一城鄉(xiāng)差距指標(biāo)的合理性。23本文以下部分將引用程永宏所論證的新方法,計算出改革以來全國總體基尼系數(shù),并進(jìn)行城鄉(xiāng)分解分析,得出嚴(yán)格的量化結(jié)果,在此基礎(chǔ)上對一些規(guī)范性問題做出深入研究。其中,第二部分是對計算方法、原理和過程的說明,第三部分對計算結(jié)果進(jìn)行描述性分析,并對總體基尼系數(shù)進(jìn)行城鄉(xiāng)分解分析,第四部分在本文計算結(jié)果的基礎(chǔ)上,對關(guān)于中國目前收入差距的一些規(guī)范性判斷進(jìn)行討論,第五部分得出一些結(jié)論并分析政策含義。二、計算方法和數(shù)據(jù)處理(一)福利經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋根據(jù)程永宏論證的基尼系數(shù)計算和分解方法,24基于個人收入的全國總體基尼系數(shù)可以分解成以下形式:Gn=θG1+(1-θ)G2+αβG3(1)這里,Gn、G1、G2分別為全國總體基尼系數(shù)、農(nóng)村基尼系數(shù)、城鎮(zhèn)基尼系數(shù),α和β分別為農(nóng)村和城鎮(zhèn)人口份額;θ和1-θ分別為農(nóng)村和城鎮(zhèn)收入份額;G3是包含組內(nèi)差距的相對城鄉(xiāng)差距指標(biāo),程永宏已經(jīng)論證該指標(biāo)作為城鄉(xiāng)差距指標(biāo)的合理性。25式中,G1、G2的計算公式為:G1=t1-∫t10F21(t)dtt1-∫t10F1(t)dt-1,G2=t2-∫t20F22(t)dtt2-∫t20F2(t)dt-1(2)其中,F1(t)和F2(t)分別為農(nóng)村和城鎮(zhèn)收入分布函數(shù),t1、t2分別為農(nóng)村和城鎮(zhèn)最高個人收入,t1、t2的計算公式為:t1=F-11(1-1Ν1),t2=F-12(1-1Ν2)(3)G3的計算公式為:G3=D/u(4)其中,u為全國平均收入,D表示絕對城鄉(xiāng)差距,并且,D=∫T0(F1-F2)2dt(5)上式中,T為全國最高個人收入,T=max(t1,t2)。順便指出:上述分解公式(1)中的權(quán)系數(shù)是收入份額,這一形式具有非常明確的福利經(jīng)濟(jì)學(xué)含義。Sen曾經(jīng)論證基尼系數(shù)的福利經(jīng)濟(jì)學(xué)含義:26基尼系數(shù)暗示著一種社會福利函數(shù),該福利函數(shù)意味著基尼系數(shù)測度了一定收入因為不平等分配而造成的福利損失相對于該收入的百分比;徐寬也提到基尼系數(shù)的這種福利含義。如果接受基尼系數(shù)的這一福利經(jīng)濟(jì)學(xué)含義,那么,以收入份額作為分解式權(quán)系數(shù)顯然是最合理的:這樣的分解式解釋了亞組內(nèi)部不平等和組間差距造成的福利損失與總體收入不平等造成的損失之間的關(guān)系。具體的推導(dǎo)如下。由程永宏2006年論文的公式(30)27:Gn=W1W0G1+W2W0G2+αβuD(5a)可知:W0Gn=W1G1+W2G2+W0αβuD(5b)其中,W0、W1、W2分別為全國收入總和、農(nóng)村收入總和、城鎮(zhèn)收入總和。Gn、G1、G2分別表示全國總體基尼系數(shù)、農(nóng)村基尼系數(shù)、城鎮(zhèn)基尼系數(shù),D/u,表示相對城鄉(xiāng)差距,用G3表示,α、β分別表示農(nóng)村和城鎮(zhèn)人口份額。根據(jù)上述基尼系數(shù)的福利經(jīng)濟(jì)學(xué)含義可知:(5b)式左邊表示總收入因為總體不平等造成的福利損失;右邊第一項表示農(nóng)村收入因為農(nóng)村內(nèi)部不平等造成的福利損失,右邊第二項表示城鎮(zhèn)收入因為城鎮(zhèn)內(nèi)部不平等造成的福利損失,右邊第三項表示總體收入因為城鄉(xiāng)差距造成的福利損失,此三項之和應(yīng)該等于總體不平等造成的福利損失,這正好等于左邊。由此可見,本文引用的分解方法具有明確的福利經(jīng)濟(jì)學(xué)含義,它揭示了城鄉(xiāng)各自內(nèi)部差距和城鄉(xiāng)間差距造成的福利損失與總體差距造成的福利損失之間的關(guān)系。(二)農(nóng)村和城鎮(zhèn)年增收率計算根據(jù)(1)式計算并分解全國總體基尼系數(shù)的主要步驟是:第一步,獲得農(nóng)村和城鎮(zhèn)按個人收入分組的數(shù)據(jù),并計算出各收入水平以下的累積收入分布頻率;第二步,對累積收入分布頻率進(jìn)行曲線擬合,獲得農(nóng)村和城鎮(zhèn)各年收入分布函數(shù)F1(t)和F2(t);第三步,根據(jù)(2)式和(3)式計算出農(nóng)村和城鎮(zhèn)的最高收入t1、t2和基尼系數(shù)G1、G2;第四步,根據(jù)(4)式和(5)式計算出相對城鄉(xiāng)差距指標(biāo)G3;第五步,根據(jù)(1)式計算并分解全國總體基尼系數(shù)Gn,得出G1、G2、G3對Gn的貢獻(xiàn)率R1、R2、R3。(三)年收入差距變化的指標(biāo)計算。在文國際通行的做法一般是計算個人收入基尼系數(shù),其方法一般是:把家庭內(nèi)部收入分配看作是絕對平均的,以此為基礎(chǔ)計算個人收入基尼系數(shù),這種處理可能會因家庭內(nèi)部實際收入分配的不平均而導(dǎo)致個人收入基尼系數(shù)被低估28。另外,中國個人收入分組數(shù)據(jù)也難以獲得。因此,我們這里使用國家統(tǒng)計局調(diào)查的家庭人均收入分組數(shù)據(jù),計算“基于家庭人均收入的基尼系數(shù)”。這可能更符合中國社會的文化背景,因為中國傳統(tǒng)文化一直強(qiáng)調(diào)以家庭為中心的集體主義,而不是像西方那樣強(qiáng)調(diào)以個人為中心的個人主義;家庭內(nèi)部成員之間的分配方式服從倫理傳統(tǒng)而不是市場原則。為此,我們把家庭作為最小收入單元,即把“家庭”看作不可分的個體,以“家庭人均收入”作為該個體的收入,以便比較不同家庭在人均收入方面的不平等,這樣處理應(yīng)該具有現(xiàn)實意義。由于這里以“家庭”作為最小收入單元,以“家庭人均收入”作為該個體的收入,因此,上述公式中的“收入”一律指“家庭人均收入”,“人口數(shù)量”一律指“家庭數(shù)量”,相應(yīng)地,“平均收入”、“最高收入”、“總收入”及“城鄉(xiāng)收入份額”也都一律指“家庭人均收入”的算術(shù)平均值、最高值、總和及相應(yīng)的份額,以下不再一一說明。根據(jù)國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計口徑,農(nóng)村家庭人均收入采用“家庭人均純收入”;城鎮(zhèn)家庭人均收入,1991年以前采用“家庭人均生活費收入”,1991年以后采用“家庭人均可支配收入”,二者差別不大,具有可比性。另外,根據(jù)收入加權(quán)形式的基尼系數(shù)計算公式,基尼系數(shù)對低收入不敏感29,因此,我們刪除了部分年份數(shù)據(jù)中累積頻率極低的低收入組,以防這些數(shù)據(jù)影響高收入組擬合質(zhì)量。在收入分布函數(shù)的選擇方面,經(jīng)過反復(fù)對比試驗,我們最終選定程永宏使用的經(jīng)過改造的邏輯斯蒂函數(shù),30并且做了改進(jìn)。即,自變量t的指數(shù)不再是對各年數(shù)據(jù)都固定不變的常數(shù),而是在(0,1)區(qū)間內(nèi)根據(jù)各年樣本數(shù)據(jù)分別對該指數(shù)進(jìn)行優(yōu)化。具體方法是,令收入分布函數(shù)為:F(t)=11+ae-btλ(6)兩邊取常用對數(shù)得到:ln(1/F-1)=lna-btλ記:ln(1/F-1)@y,-b@p,lna@q,tλ@x(7)則(33)式變?yōu)?y=px+q(8)(6)式中,F是累積頻率,t是作為分組標(biāo)志的收入水平,這些都可以根據(jù)原始數(shù)據(jù)計算出來,y、x則可以由(7)式計算出來,p、q為待定系數(shù),可以根據(jù)(8)式進(jìn)行最小二乘估計而得到。實際擬合過程中,給定某年的收入分組數(shù)據(jù),對λ在(0,1)區(qū)間內(nèi)每隔一定的步長(例如0.0001)取一個值,計算出相應(yīng)的x并利用(8)式進(jìn)行最小二乘估計,然后在所有估計結(jié)果中選擇使得(8)式的擬合殘差最小的λ值,并根據(jù)相應(yīng)的p、q值確定當(dāng)年收入分布函數(shù)的具體參數(shù)a、b,然后按照上述步驟一至五計算出所需要的指標(biāo)31。另外,我們還根據(jù)程永宏2006年論文中的公式(3)和(4)32,計算出農(nóng)村、城鎮(zhèn)和全國大島指數(shù)33O1、O2、O,作為度量收入差距演變過程的參考指標(biāo)。整個計算過程涉及多次的數(shù)值積分和最小二乘擬合,我們借助于數(shù)學(xué)計算軟件Matlab7.0來完成這一工作,為此,我們編寫了整套Matlab批處理程序34。根據(jù)上述數(shù)據(jù)和計算方法,我們計算出1978—2005年所有必要的指標(biāo)(其中1979年所有數(shù)據(jù)缺失,1978、1980、1991和2005年城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)缺失)。本文列出20種相關(guān)指標(biāo)的值,分別見表1和表2。表中各符號對應(yīng)的指標(biāo)含義見表下方說明。需要特別說明的是,王春雷、黃素心對程永宏2006年論文擬合1990年中國農(nóng)村家庭人均收入分布函數(shù)的結(jié)果提出質(zhì)疑,認(rèn)為計算出的基尼系數(shù)顯著小于他們給出的下限。35應(yīng)該說這一質(zhì)疑是合理的,因為當(dāng)時擬合過程中對自變量t使用的指數(shù)0.05是任意的,且部分計算是手工完成的,可能存在人為誤差;現(xiàn)在改為對該指數(shù)在(0,1)區(qū)間內(nèi)進(jìn)行優(yōu)化,計算過程也全部計算機(jī)化,由此計算出的1990年中國農(nóng)村家庭人均收入基尼系數(shù)為0.3221(參見表1),這與王春雷、黃素心給出的下限0.3289已經(jīng)非常接近;盡管仍略低,但考慮到他們的估計誤差,本文的結(jié)果已經(jīng)不再“顯著小于”他們給出的下限。三、計算與城市和農(nóng)村地區(qū)的分解分析(一)改革以來，中國基尼系數(shù)的發(fā)展規(guī)律及其描述性分析得以實施表1列出8個指標(biāo),其中GND與GNC完全相等,這也間接驗證了分解式的正確性。圖1更直觀地顯示了各類基尼系數(shù)的變化趨勢。1.取消農(nóng)業(yè)稅對農(nóng)村地區(qū)和城鄉(xiāng)居民收入差距的影響根據(jù)我們的計算結(jié)果,農(nóng)村基尼系數(shù)的演變基本上可以分為四個階段:1978—1982年,農(nóng)村基尼系數(shù)出現(xiàn)下降趨勢,1981年達(dá)到最低點0.2504;1982年后持續(xù)快速上升,1989年達(dá)到0.3230;1989—1998年間基本圍繞這一水平小幅波動,且略有上升;1999年以后再次迅速上升,2005年達(dá)到最高水平0.3842。以上演變過程與中國農(nóng)村改革進(jìn)程基本吻合。承包制改革初期,農(nóng)村種植業(yè)普遍得到迅速但短暫的發(fā)展,農(nóng)村內(nèi)部收入差距出現(xiàn)下降趨勢,但1984年以后農(nóng)村經(jīng)濟(jì)開始發(fā)生分化,特別是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的興起,使得農(nóng)村地區(qū)間差距發(fā)展起來,農(nóng)村總體差距出現(xiàn)擴(kuò)大趨勢。1989年以后農(nóng)村經(jīng)濟(jì)基本上處于徘徊不前的狀態(tài),收入差距相應(yīng)地也沒有發(fā)生太大變化。1999年以后農(nóng)村差距的進(jìn)一步擴(kuò)大則可能與城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)迅速增長、城鎮(zhèn)差距擴(kuò)大對農(nóng)村的滲透影響有關(guān),還可能與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)走弱、農(nóng)業(yè)勞動力流動性加大有關(guān),因為90年代末期以來,中國農(nóng)民很大一部分收入來自在城鎮(zhèn)獲得的就業(yè)機(jī)會,城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展以及城鎮(zhèn)差距的擴(kuò)大會通過這類渠道把收入差距滲透到農(nóng)村,影響到農(nóng)村內(nèi)部的收入差距;農(nóng)業(yè)收入停滯不前,農(nóng)業(yè)勞動力流動性增大,這也可能進(jìn)一步強(qiáng)化上述滲透作用。值得注意的是,2004年農(nóng)村基尼系數(shù)明顯下降;額外的計算也表明,相對于2003年,2004年農(nóng)村最窮10%家庭人均收入總和的增長幅度明顯增加、收入份額由降轉(zhuǎn)升,而最富10%家庭人均收入總和的增長幅度未變,收入份額下降。這表明,當(dāng)年取消農(nóng)業(yè)稅的政策對提高低收入者的收入、降低農(nóng)村差距可能產(chǎn)生了積極效果,因為受農(nóng)業(yè)稅影響最大的必然是低收入群體。但遺憾的是,取消農(nóng)業(yè)稅給底層農(nóng)民增加的收益,很快又被化肥、農(nóng)藥等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的價格上漲所侵蝕,甚至不足以抵消生產(chǎn)資料價格的上漲,于是2005年農(nóng)村基尼系數(shù)再度升高,達(dá)到0.3842。2.基尼系數(shù)基本在增加到了32年的階段,其主要特點為改革開放以來,城鎮(zhèn)基尼系數(shù)呈現(xiàn)出波段性上升的趨勢,基本上可以劃分出三個階段和兩個關(guān)鍵時期。1981—1984年為第一階段,特點是基尼系數(shù)基本不變,大體上保持在0.17左右;1985—1992年為第二階段,特點是基尼系數(shù)緩慢上升:從1985年的0.2166上升到1992年的0.2473,平均每年上升0.44個百分點;1994—2004年為第三階段,特點是基尼系數(shù)繼續(xù)緩慢上升:從1994年的0.2847經(jīng)過10年上升到2004年的0.3263,平均每年上升0.42個百分點。1984—1985年和1993—1994年是兩個關(guān)鍵時期,其特點是,基尼系數(shù)在很短時間內(nèi)迅速躍升到一個新的平臺:1985年比1984年上升4.51個百分點;1993—1994年間平均每年上升1.87個百分點。這一結(jié)果與李實、趙人偉的研究結(jié)果很接近。36以上演變過程與城鎮(zhèn)部門經(jīng)濟(jì)體制改革進(jìn)程高度吻合。1984—1985年是中國改革從農(nóng)村轉(zhuǎn)向城市的標(biāo)志性時期,1993—1994年則是建立市場經(jīng)濟(jì)體制的關(guān)鍵性時期。這兩個時期城鎮(zhèn)部門經(jīng)濟(jì)體制變革都是巨大而迅速的,并且都是對平均主義分配格局的挑戰(zhàn),因此必然導(dǎo)致城鎮(zhèn)基尼系數(shù)的快速上升。以這兩個時期為分界線的各個階段內(nèi)的改革,都是在既定制度框架內(nèi)進(jìn)行的局部調(diào)整,因此對利益分配格局的影響不大;但由于總的改革方向仍然是打破平均主義、強(qiáng)化激勵機(jī)制,因此,各階段內(nèi)基尼系數(shù)的總體變化趨勢仍然是緩慢上升的。3.城鄉(xiāng)差距變化的階段性本文使用的城鄉(xiāng)差距指標(biāo)G3與現(xiàn)有文獻(xiàn)常用的城鄉(xiāng)差距指標(biāo)不同,其具體計算方法由本文公式(4)和(5)給出。我們比較了1981—2004年G3與常用的城鄉(xiāng)差距指標(biāo)——城鎮(zhèn)對農(nóng)村的平均收入之比——的關(guān)系。盡管二者取值不同,但其變化方向高度一致。在23年當(dāng)中,只有1994年和1998年二者變化方向相反,且變化率都是在0左右,其他年份變化方向均相同。二者相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.87;其相對變化率的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.97;這些結(jié)果從側(cè)面驗證了本文城鄉(xiāng)差距指標(biāo)的合理性。從圖1可以看出,相對城鄉(xiāng)差距演變的階段性十分明顯,變化幅度也較大,大體上可以分為四個階段。1981—1983年為第一階段,城鄉(xiāng)差距迅速縮小,但歷時很短;1984—1994年為第二階段,城鄉(xiāng)差距迅速擴(kuò)大并大幅度超過改革前水平;1995—1998年為第三階段,城鄉(xiāng)差距大幅度下降,達(dá)到略低于改革前的水平,但持續(xù)時間不長;1999—2004年為第四階段,城鄉(xiāng)差距超過改革前并持續(xù)上升,但速度較慢。上述演變過程與城鄉(xiāng)居民收入增長速度的變化基本上是一致的。我們的計算結(jié)果表明,1982—1983年和1995—1997年正是農(nóng)村平均收入增長速度大幅度超過城鎮(zhèn)平均收入增長速度的時期。其中1982—1983年農(nóng)村平均收入的快速增長顯然是來自承包制初期農(nóng)民生產(chǎn)積極性的釋放,但這對于農(nóng)村收入增長只有短暫的水平效應(yīng),沒有持久的增長效應(yīng),1984年以后,農(nóng)村收入增長速度迅速下降到城鎮(zhèn)收入增長速度以下,于是城鄉(xiāng)差距在經(jīng)歷了短暫下降后呈現(xiàn)迅速上升趨勢,這種趨勢持續(xù)到1992年,這時城鄉(xiāng)差距已經(jīng)大大高于改革初期并維持到1994年,1995年才又出現(xiàn)城鄉(xiāng)差距下降。1995—1997年農(nóng)村平均收入增長速度再次超過城鎮(zhèn),這與當(dāng)時農(nóng)產(chǎn)品價格和產(chǎn)量大幅度上升有關(guān)37。另外,1995—1997年城鄉(xiāng)差距縮小也與這幾年城鄉(xiāng)內(nèi)部差距下降有關(guān),因為本文組間差距指標(biāo)與組內(nèi)差距相關(guān)。1998年以后,城鎮(zhèn)收入增長速度再次超過農(nóng)村,城鄉(xiāng)差距再度擴(kuò)大。4.總體基尼系數(shù)基本不變,有三三次重大變化按照升降波動,全國總體基尼系數(shù)的演變大體上可分四個階段:第一階段是1981—1983年,出現(xiàn)短暫的下降;第二階段是1984—1994年的長期、持續(xù)上升時期;第三階段是1995—1996年短暫下降時期;第四階段是1997—2004年再次上升時期。按照取值范圍劃分,全國總體基尼系數(shù)的演變大體上可分三個階段:第一階段是1981—1984年,總體基尼系數(shù)較低,在0.27—0.30之間;第二階段是1985—1992年,總體基尼系數(shù)較高,在0.3—0.4之間;第三階段是1993—2004年,總體基尼系數(shù)超過警戒水平,基本上都在0.4以上(其中1996、1997年僅略低于0.4),2003年達(dá)到最高值0.4430,2004年為0.4419。從圖1看,1981—1984年總體基尼系數(shù)下降主要是因為城鄉(xiāng)差距迅速縮小,這一時期城鄉(xiāng)內(nèi)部差距基本不變;1995—1996年總體基尼系數(shù)下降主要是因為在城鄉(xiāng)差距縮小的同時,城鄉(xiāng)內(nèi)部差距也在下降。總體上看,1981年以來,農(nóng)村、城鎮(zhèn)和全國總體基尼系數(shù)都持續(xù)上升,只有少數(shù)年份下降,其中,城鎮(zhèn)基尼系數(shù)上升速度大大高于農(nóng)村;城鄉(xiāng)差距波動幅度較大,目前城鄉(xiāng)差距水平略高于1981年。表2中的大島指數(shù)也表明:1981年以來,農(nóng)村、城鎮(zhèn)和全國大島指數(shù)也都處于持續(xù)上升的過程;農(nóng)村大島指數(shù)于2000年超過6.0的警戒水平;城鎮(zhèn)大島指數(shù)至今沒有超過6.0,全國大島指數(shù)于1989年超過6.0;2004年,全國大島指數(shù)達(dá)到11.1的高水平,超過英、美等收入差距最大的發(fā)達(dá)資本主義國家。需要說明的是,中國城鄉(xiāng)內(nèi)部差距和城鄉(xiāng)之間差距的變化不僅僅是城鄉(xiāng)收入分配本身的變化所引起的,也有城鄉(xiāng)行政區(qū)劃變動等人為因素的影響,根據(jù)現(xiàn)有數(shù)據(jù)無法剔除這一影響。(二)國總體基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)率對收入差距按城鄉(xiāng)進(jìn)行分解分析,一直是收入分配研究的重要課題之一。以往由于學(xué)術(shù)界普遍相信基尼系數(shù)不能進(jìn)行徹底的組群分解,幾乎沒有文獻(xiàn)進(jìn)行過全國總體基尼系數(shù)的城鄉(xiāng)分解分析。程永宏在重新定義組間(城鄉(xiāng))差距的基礎(chǔ)上,給出了一個新的基尼系數(shù)城鄉(xiāng)分解方法38。本文的主要目標(biāo)之一就是使用程永宏提出的分解方法,39進(jìn)行這方面的嘗試,以便發(fā)現(xiàn)全國收入差距的演變過程及其主要影響因素。利用分解式(1),我們成功地把改革以來全國總體基尼系數(shù)分解成農(nóng)村基尼系數(shù)、城鎮(zhèn)基尼系數(shù)和城鄉(xiāng)差距的加權(quán)平均,計算了各年農(nóng)村、城鎮(zhèn)內(nèi)部基尼系數(shù)G1、G2和相對城鄉(xiāng)差距G3對全國總體基尼系數(shù)Gn的貢獻(xiàn)率R1、R2、R3,參見表1和圖2。其中,R1、R2、R3的計算公式為:R1=θG1/Gn,R2=(1-θ)G2/Gn,R3=(αβG3)/Gn(9)從分解結(jié)果看,農(nóng)村基尼系數(shù)對全國總體基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)率R1不斷下降,城鎮(zhèn)基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)率R2不斷上升。1992年以前,農(nóng)村基尼系數(shù)是全國總體基尼系數(shù)最主要的影響因素,其貢獻(xiàn)率在1983年達(dá)到最大值59.4%,這時城鎮(zhèn)基尼系數(shù)貢獻(xiàn)率只有23.8%;此后農(nóng)村基尼系數(shù)貢獻(xiàn)率持續(xù)下降,城鎮(zhèn)基尼系數(shù)貢獻(xiàn)率持續(xù)上升,到1992年,城鎮(zhèn)基尼系數(shù)取代農(nóng)村基尼系數(shù)成為全國總體基尼系數(shù)最主要的影響因素,二者貢獻(xiàn)率分別為36.7%和32.5%;2004年城鎮(zhèn)基尼系數(shù)貢獻(xiàn)率達(dá)到最大值55.4%,并且仍有繼續(xù)上升的趨勢,同期農(nóng)村基尼系數(shù)貢獻(xiàn)率下降到最低點20.6%,城鄉(xiāng)差距貢獻(xiàn)率達(dá)到24%。城鄉(xiāng)差距貢獻(xiàn)率波動性比較明顯:1981—1983年迅速下降,從25.2%下降到16.9%;1984—1992年持續(xù)上升,從1983年的16.9%上升到1992年的30.8%;1993—1997年緩慢下降,從1992年的30.8%下降到23.0%;1997年以后再次緩慢上升,2004年達(dá)到24.0%。需要注意的是,農(nóng)村基尼系數(shù)貢獻(xiàn)率下降并不意味著農(nóng)村基尼系數(shù)的絕對值下降,而是以下兩個原因共同作用的結(jié)果:一是農(nóng)村基尼系數(shù)增長速度低于城鎮(zhèn),二是農(nóng)村收入份額下降、城鎮(zhèn)收入份額上升。后者又有兩個影響因素:一是農(nóng)村平均收入增長速度低于城鎮(zhèn),二是農(nóng)村對城鎮(zhèn)家庭戶數(shù)之比下降,其中第二個因素是二元結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的結(jié)果。同樣地,城鄉(xiāng)差距對總體差距貢獻(xiàn)率的下降并不意味著城鄉(xiāng)差距一定下降,而是農(nóng)村和城鎮(zhèn)內(nèi)部差距、城鄉(xiāng)差距三者變化趨勢共同作用的結(jié)果。另外,根據(jù)公式(5b),上述分解結(jié)果同時揭示了城鄉(xiāng)各自內(nèi)部差距和城鄉(xiāng)間差距造成的社會福利損失。具體情況可以由公式(5b)簡單地計算出來,本文從略。四、“實際收入”再計算基尼系數(shù)的問題上述計算結(jié)果表明,基于家庭人均收入的中國總體基尼系數(shù)自1992年以來一直在0.4以上,并持續(xù)上升;若按照國際通行的做法,以個人收入為基礎(chǔ)計算基尼系數(shù),則結(jié)果會更高;若把各種非法非正常收入考慮進(jìn)來,結(jié)果會進(jìn)一步升高40。按照大多數(shù)學(xué)者認(rèn)同的標(biāo)準(zhǔn)41,基于個人收入的基尼系數(shù)接近0.4,是收入差距進(jìn)入警戒水平的標(biāo)志42,超過這一水平,就可能因差距過大而陷入社會危機(jī),拉美國家當(dāng)前的社會危機(jī)與過高收入差距的關(guān)系就是一例。那么,針對當(dāng)前中國基尼系數(shù)較高的現(xiàn)實,如何對中國收入差距的程度、性質(zhì)和原因做出規(guī)范性判斷?這是當(dāng)前學(xué)術(shù)界存在較大爭議的問題。其中三種較有影響的觀點值得深入討論。一種觀點認(rèn)為,根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)計算出來的總體基尼系數(shù),因沒有考慮到地區(qū)間價格差異因素而高估了實際差距,其理由是,高收入地區(qū)價格水平比低收入地區(qū)高,因此,若以剔除價格差異因素后的“實際收入”計算,則中國總體基尼系數(shù)就不會這么高;另一種觀點則認(rèn)為,0.4的警戒線是國際經(jīng)驗的總結(jié),不適合中國,因此,中國基尼系數(shù)較高并不存在危險;還有一種觀點認(rèn)為,利用中國收入差距很大程度上來自于城鄉(xiāng)間差距,城鄉(xiāng)各自內(nèi)部差距并不大,因此總體差距大一些也沒有關(guān)系。關(guān)于第一種觀點,如果旨在用當(dāng)?shù)貎r格指數(shù)把當(dāng)?shù)孛x收入調(diào)整為“實際收入”,再計算總體基尼系數(shù),則“實際總體基尼系數(shù)”的確會下降,因為一般說來,貧窮地區(qū)價格指數(shù)較低,富裕地區(qū)價格指數(shù)較高,剔除價格因素后,地區(qū)間實際購買力的差距會縮小,“實際總體基尼系數(shù)”當(dāng)然也會下降。但問題在于,有沒有足夠的理由提出這樣的要求或假設(shè)——計算總體基尼系數(shù)的時候必須剔除地區(qū)間價格差異的因素?是否只能用當(dāng)?shù)貎r格指數(shù)調(diào)整當(dāng)?shù)孛x收入?總體基尼系數(shù)有沒有必要分為“實際”的和“名義”的?這一系列問題的答案似乎不那么簡單。我們必須正視以下兩個問題。第一,持肯定意見者只考慮到,地區(qū)間價格差異會導(dǎo)致各地名義收入在各自本地實際購買力的差距縮小,但忽略了以下事實,貧窮地區(qū)的居民不可能永遠(yuǎn)只在貧窮地區(qū)消費,富裕地區(qū)的居民也不可能永遠(yuǎn)只在富裕地區(qū)消費;一旦貧窮地區(qū)居民進(jìn)入富裕地區(qū)消費,或者富裕地區(qū)居民進(jìn)入貧窮地區(qū)消費,則考慮地區(qū)間價格差異不僅不會縮小名義收入的實際購買力的差距,反而會擴(kuò)大名義收入的實際購買力的差距。因為貧窮地區(qū)居民名義收入在富裕地區(qū)的實際購買力會下降,富裕地區(qū)居民名義收入在貧窮地區(qū)的實際購買力會上升,這會導(dǎo)致基尼系數(shù)不僅不會下降,反而上升。這意味著沒有理由只允許用本地價格指數(shù)調(diào)整本地名義收入。忽略這一事實,實際上就取消了貧窮地區(qū)居民進(jìn)入富裕地區(qū)消費的權(quán)利,也取消了富裕地區(qū)居民進(jìn)入貧窮地區(qū)消費的權(quán)利,這沒有任何法律或經(jīng)濟(jì)學(xué)上的依據(jù);這種情況所暗含的市場分割假設(shè)恰恰是與市場經(jīng)濟(jì)原理不相容的。實際上,當(dāng)前中國居民消費在地區(qū)間流動是極為常見的現(xiàn)象,例如,西部地區(qū)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會到西部地區(qū)旅游、投資。第二,同一時點、同一國家,地區(qū)間價格指數(shù)之所以存在差異,恰恰是地區(qū)間收入差距造成的。因此,一般說來,地區(qū)間價格指數(shù)差異可以看作地區(qū)間收入差距的線性增函數(shù)(至少可以認(rèn)為二者具有正相關(guān)關(guān)系)。這樣,如果僅用當(dāng)?shù)貎r格指數(shù)將當(dāng)?shù)孛x收入折算為實際收入,再以這種實際收入計算全國總體基尼系數(shù),實質(zhì)上就等于人為地剔除了一部分地區(qū)間差距。因此,基尼系數(shù)沒有必要區(qū)分為“實際的”和“名義的”,也從來沒有任何嚴(yán)肅的學(xué)術(shù)文獻(xiàn)提出過這種區(qū)分。關(guān)于第二種觀點,認(rèn)為0.4的基尼系數(shù)警戒線是國際經(jīng)驗的總結(jié),不適合中國,這看起來似乎有道理,因為中國在基尼系數(shù)連續(xù)十多年超過警戒水平的情況下,仍然能夠穩(wěn)定發(fā)展。但問題在于,這種觀點只是給出一個結(jié)論,沒有清楚地闡明“不適合中國”的作用機(jī)制,因而屬于“不可證偽”的命題。筆者認(rèn)為,這一問題必須聯(lián)系中國國情做更深入的分析。中國最重要的國情就是城鄉(xiāng)分割、地域廣大、人口眾多,由此必然導(dǎo)致復(fù)雜的城鄉(xiāng)內(nèi)和城鄉(xiāng)間差距、區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間差距、階層內(nèi)和階層間差距等并存。根據(jù)全國性抽樣調(diào)查資料計算的全國總體基尼系數(shù),理論上來說,包含了所有各類差距,是這些差距的加權(quán)平均,也是最全面、最客觀的差距指標(biāo),它不受單個社會成員對收入差距的觀察范圍和主觀判斷的影響。因此,我們可以把根據(jù)全國抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)計算的差距,稱為“客觀差距”。另一方面,在中國這樣一個城鄉(xiāng)分割、地域廣大、人口眾多的國家,單個社會成員,作為收入差距的觀察者,他所觀察到的收入差距方面的信息,不可能像全國抽樣調(diào)查那樣具有高度的全面性和代表性,而只能來自他所接觸到的社會范圍內(nèi)存在的差距狀態(tài)。從某種意義上說,每個社會成員都在自己的社會活動范圍內(nèi)自發(fā)地進(jìn)行“收入差距抽樣調(diào)查”,只是這種抽樣調(diào)查不是根據(jù)科學(xué)的統(tǒng)計方法進(jìn)行設(shè)計的。每個觀察者都會根據(jù)他的“抽樣調(diào)查”,利用自己的判斷“計算”不平等指標(biāo)。盡管這些觀察者絕大多數(shù)人都不是經(jīng)濟(jì)學(xué)家,更不熟悉基尼系數(shù),但他們對收入差距的觀察是客觀存在的。這種差距與觀察者個人的主觀條件、活動范圍、社會經(jīng)歷等有關(guān),因此,我們把單個社會成員觀察到的收入差距稱為“主觀差距”43;所有社會成員主觀差距的某種均值就構(gòu)成全社會的主觀差距。客觀差距最終要通過主觀差距對個人心理、社會穩(wěn)定產(chǎn)生影響,主觀差距最終受客觀差距的制約,但二者并非完全等價。這就存在主觀差距與客觀差距的一致性問題,特別是在中國這樣一個城鄉(xiāng)分割、地域廣大、人口眾多的經(jīng)濟(jì)體中,主觀差距與客觀差距的不一致性是非常明顯的,有時候是巨大的。例如,生活在西部地區(qū)的農(nóng)民,很難觀察到北京、上海等大城市的高收入群體,因此,在他們的“抽樣調(diào)查”中,就不存在高收入樣本,他們的主觀差距就會遠(yuǎn)低于客觀差距;另一方面,從偏遠(yuǎn)的貧困地區(qū)進(jìn)入大都市尋找就業(yè)機(jī)會的流動人口,他們的觀察視野往往同時包含較多的極高收入群體和極低收入群體,中間收入群體則相對較少,因此,在他們的“抽樣調(diào)查”中,兩極化的狀況十分明顯,他們的主觀差距就會大大高于客觀差距。中國目前存在復(fù)雜的城鄉(xiāng)分割、地區(qū)分割、社會分層等現(xiàn)象,大多數(shù)人口都被局限在自己所屬的社會集團(tuán)內(nèi),對本集團(tuán)外的收入狀況并不具有充分信息,他們的主觀差距往往低于客觀差距;同時又存在行業(yè)內(nèi)、部門內(nèi)、單位內(nèi)的平均主義等現(xiàn)象,這也會導(dǎo)致相關(guān)人群的主觀差距低于客觀差距。因此,總體上看,中國目前全社會的主觀差距應(yīng)該低于客觀差距。這應(yīng)該可以解釋:為什么中國長期處于收入差距過大的現(xiàn)實中卻沒有發(fā)生大范圍的社會動蕩。但是,隨著人口流動規(guī)模的不斷擴(kuò)大,大都市中的流動人群越來越多,他們的主觀差距必然大大高于客觀差距,并且有可能是超過警戒水平的,因此,在這些人群中極有可能發(fā)生過激的行為。這可以解釋流動人群和城鄉(xiāng)結(jié)合部人群中犯罪率較高的事實:并非這類人群具有先天的犯罪傾向,而是所處的社會環(huán)境和地位造成他們過高的主觀差距,誘發(fā)其犯罪動機(jī)。以上關(guān)于“主觀差距”和“客觀差距”的概念區(qū)分提示我們,中國目前主觀差距低于客觀差距的現(xiàn)象,盡管客觀上有利于社會的穩(wěn)定,但并不意味著我們可以繼續(xù)利用這種不一致性,在差距過大的形勢下穩(wěn)定地持續(xù)發(fā)展。主觀差距與客觀差距的不一致性不是固定不變的,隨著人口流動規(guī)模的擴(kuò)大、信息傳播的加速、公民權(quán)利意識的覺醒,主觀差距低于客觀差距的程度可能會迅速降低,但主觀差距高于客觀差距的程度卻不一定會迅速降低,這樣,很可能出現(xiàn)主觀差距普遍超過客觀差距的情況,這對社會穩(wěn)定將會產(chǎn)生嚴(yán)重威脅。當(dāng)然,以0.4的基尼系數(shù)作為收入差距警戒線,并不意味著斷言基尼系數(shù)超過0.4就必然發(fā)生社會動亂,而只是提醒決策者,社會動亂的可能性大大提高了;任何社會經(jīng)濟(jì)預(yù)警指標(biāo)都具有這種“或然性”。另外,即使當(dāng)前收入差距沒有引起社會動亂,也不意味著當(dāng)前差距就是合理的:收入差距指數(shù)常被稱為“道德社會指數(shù)”(ethicalsocialindex)44;過高的收入差距會造成社會福利的巨大損失,收入不平等指標(biāo)正是對這種損失的一個度量45。因此,無論如何,過高的收入差距都是不合理的。關(guān)于第三種觀點,認(rèn)為利用泰爾指數(shù)進(jìn)行總體差距城鄉(xiāng)分解的結(jié)果表明,中國總體差距主要來自城鄉(xiāng)差距,城鄉(xiāng)各自內(nèi)部差距并不大,總體差距大一些沒有關(guān)系;或者認(rèn)為從基尼系數(shù)看,城鄉(xiāng)各自內(nèi)部基尼系數(shù)都沒有超過0.4,全國總體基尼系數(shù)超過0.4主要是因為城鄉(xiāng)差距,因此,沒有必要擔(dān)心差距過大。這里存在幾個需要進(jìn)一步澄清的問題