城镇居民收入差距扩张及其因素的经验分析

罗楚亮，北京师范大学经济与工商管理学院，北京 100875

王亚柯，对外经济贸易大学保险学院，北京 100029

城镇居民收入差距扩张及其因素的经验分析

罗楚亮，北京师范大学经济与工商管理学院，北京 100875

王亚柯，对外经济贸易大学保险学院，北京 100029

本文根据住户调查数据在收入函数的基础上讨论了1995年、2002年和2007年的城镇居民收入差距特征及收入差距变动(基尼系数上升)的影响因素。本文的研究表明，城镇居民收入差距表现出上升趋势，地区因素和受教育程度是收入差距扩大的重要解释因素，就业状况、职业和行业特征则对两个时期的收入差距变动具有不同的影响。

收入差距;基尼系数;G·Fields分解

一、引言

收入分配方式变革成为我国经济改革的重要动力之一，这一变革在大力推动经济转型和居民收入增长的同时，也使得居民收入差距迅速扩张。在1978—2007年间，城乡居民收入水平分别上升了6.5倍和6.3倍［1］，同时，城乡居民收入基尼系数也迅速增大，分别从1978年的0.16、0.21上升到2006年的0.34、0.37［2］245。尽管城镇居民收入差距一直都低于农村，但其上升速度也更快一些，收入基尼系数在这段时期上升了一倍，逐渐逼近于农村居民收入差距。伴随着收入差距的扩张，社会各界的关注程度也与日俱增。2006年《中共中央关于构建社会主义和谐社会若干重大问题的决定》中强调收入分配“更加注重社会公平”，并将“完善收入分配制度、规范收入分配秩序”作为“保障社会公平正义”制度建设的重要内容。这一基本取向在十七大报告中得到了进一步明确和强化。“更加注重公平”成为新阶段收入分配制度改革的新取向。大量的学者也对居民收入差距进行了研究。李实对居民收入分配的相关研究文献及结论进行了详细的梳理和评述［3］;最新的收入分配系统研究也可参见李实等［4］。

在城镇居民收入差距的研究中，市场化、市场分割以及经济改革是理解城镇居民收入差距变动的三类主要因素。(1)市场化指的是在收入分配决定中市场机制所起的作用越来越大，突出表现在教育等人力资本回报不断上升［5］［6］，教育在收入差距中所起的作用越来越大。邓曲恒等研究表明，城镇职工工资差距中，教育变量所解释的份额从1988年的3.8%上升到1995年的6.7%，2002年进一步达到15.6%［7］。(2)市场分割通常有多种表现形式，一是地区分割，别雍·古斯塔夫森等认为1988—1995年地区之间的收入差距有较大幅度上升，1995—2002年则相对稳定［8］。约翰·奈特等的结论也表明，1988—1995年，工资和人均收入都表现出趋散(divergence)的特征［9］。孟昕关注了地区(省份)变量对于收入函数解释作用(调整R2)的变化，也表明地区因素在收入决定中具有重要的影响，并且对1995年收入函数的影响要高于1988年和1999年［10］。二是不同所有制之间的收入差距。研究表明，所有制可以解释1988—1995年工资不均等性上升的3.8%［11］597－619，而在1995—2002年则占28.6%［12］，这意味着所有制差异在工资差距中的作用增强。三是行业分割。利用2005年全国1%人口抽样调查数据，李实等［13］发现垄断与非垄断行业之间工资差距的60%可以通过歧视(垄断)因素来解释，不同行业大类之间的收入差距在总体收入差距中所占份额为17%左右［14］。(3)经济改革引起的就业状态变化(失业)以及企业盈利能力变动会对收入差距产生影响，自20世纪90年代末期以来不断引起关注。John Knight and Li Shi讨论了企业盈利能力对于工资差距的影响［15］205－228。孟昕的研究发现，经济改革导致了家庭成员失业或就业于亏损单位，而失业和在亏损企业工作可以解释1999年家庭人均收入不平等的30%，1995年—1999年基尼系数增长的117%，而这两类因素对以前年份(1988年、1995年)的解释作用是微不足道的［16］。

以上三大因素是解释城镇居民收入差距的重要因素，本文的研究也以此为基础来选择解释变量。利用中国居民收入分配课题组1995年、2002年以及2007年的城镇住户调查数据①2007年城镇住户调查数据中对从业人员的所有制分类中，将外资等部门笼统地归入了“其他”类型。当然，即便没有这方面的限制，住户数据中从业于外资等部门的比例也是比较低的。，本文讨论了城镇居民收入差距变动特征。之所以选择这三个年份，一方面是基于数据可获得性的原因，另一方面，这三个年份对于中国经济转型似乎也具有特别的意义。20世纪90年代末期开始，中国城镇国有企业开始进行了大规模的激进式改革，而2007年则意味着为追求效率而牺牲公平的倾向逐渐被更加注重公平的政策思路所代替。这种新的政策取向对城镇居民收入增长以及收入差距变化会具有怎样的影响，这是本文所关注的。

二、城镇居民收入差距的总体特征

本文所使用的数据分别来自于中国居民收入分配课题组于1995年和2002年所做住户调查的城镇部分，以及2007年城镇住户调查资料，其中前两次调查的样本也都来自于城镇常规住户调查的样本框，收入数据都来自于住户记账，并且使用的都是相同的省份②包括的省份为安徽、北京、甘肃、广东、河南、湖北、江苏、辽宁、四川、云南。2002年和2007年数据中都包括了重庆，为与1995年保持一致，都与四川省合并计算。。因此三次调查具有比较强的可比性。在表1中，1995年和2002年的住户数量都略低于7 000户，而2007年相同省份的样本户数增加到7 595户，但个人样本数量的变化并没有这么大。主要原因在于家庭规模表现出了缩小的倾向，从1995年的每户3.13人下降到了2007年的2.98人。从收入③文中所有收入变量都折算成了2002年价格，故不同年份之间的收入是可比的。家庭人均总收入是指在人均可支配的收入基础上没有扣除税收与社会保障支出，相当于税前收入的概念，但没有包括自有住房估算租金等，这样处理与我国通常使用的居民收入概念保持一致。来看，家庭人均收入在1995年—2002年从5 034元增加到8 088元，上升了61%，在2002年—2007年，增长了80%。因此在后一时期具有更快的增长速度。

表1还给出了两个年份样本数据的结构性特征，比较的内容包括性别构成、平均年龄、教育程度以及就业状况。在三个年份样本中的性别构成没有明显变动，但平均年龄略有上升趋势，2002年样本的平均年龄比1995年增长了2.6岁，2007年则比2002年增长了1.7岁。全部样本的教育结构也有明显的变化，小学及以下人口比重在下降，2007年比1995年下降了7个百分点，而大专、大学及以上人员的比重则由较大幅度的上升，2007年比2002年分别增长了7个和5个百分点。最后是就业状况，就业人员在全体样本中的比重从1995年—2002年下降了6个百分点，而2007年比2002年增长了将近3个百分点;失业人员在全部样本中的比重从1995年的1.78%上升到了2002年的7.5%，2007年又下降至4%左右。从年龄与性别构成中可以看出，三个年份的样本结构仍比较稳定;而教育、就业构成的变化则与宏观层面的整体变化总体上是相一致的。

本文的收入界定为家庭人均总收入。表2中的各种收入差距度量指标都显示，城镇居民人均收入分布的不均等性程度在这三年中仍继续扩张。从基尼系数来看，1995年—2002年增长了3.7个百分点，而2002年—2007年增长了2.6个百分点，两个时期的年均增长幅度基本相当。其他指标也表现出相同的变动趋势。因此，城镇居民收入差距的持续扩张趋势仍在继续。

表2 城镇居民收入差距指标

三、收入差距影响因素的分解方式

通常采用分解方法来识别收入差距的影响因素。通常的分解方式包括利用GE指数按人群组构成和利用基尼系数对收入来源构成对收入不均等程度的分解，都被广泛运用于收入分配研究文献中。本文对收入差距影响因素的识别建立在收入函数的基础上。这是因为通过收入函数，在考察某一因素对于总体不均等程度的影响时，可以同时控制其他因素的作用。收入函数的设定包括两种形式:半对数模型和线性模型。

1.G·Fields分解

在半对数模型中，收入函数的基本形式为 lny=∑

2.基于线性收入函数的基尼系数分解

G·Fields分解在计算上比较简单，也比较直观。但各因素的分解份额仅仅与收入对数方差有直接的关系，而与其他指标(如基尼系数等)，则并无直接关联，分解时以各因素对收入对数方差的解释份额来推算对基尼系数等其他收入不均等指标的解释程度。为了克服这一缺陷，本文也采用了线性形式收入函数的估计结果，将各解释因素看成是不同的收入来源，即Y=∑kXkβk=∑

其中ΔSk表示第k项收入份额变动对于基尼系数的影响。

其中ΔGk表示第k项收入的分项基尼系数变动对于总体基尼系数的影响。

其中ΔRk表示第k项收入的分项基尼系数变动对于总体基尼系数的影响。

以上各式中，上标1和0分别表示两个不同时期。为了避免混淆，ΔG表示分项收入基尼系数变动，总收入基尼系数变动则以Δ表示，则有:ΔTG=ΔS+ΔG+ΔR。分项收入对总体收入基尼系数变动的影响为:ΔSk+ΔGk+ΔRk。显然，根据线性收入函数的基尼系数分解，不仅可以得出各因素对总体收入基尼系数变动的贡献份额，并且可以进一步将这种贡献归结为收入结构变动(ΔSk)、自身分布不均等性的变化(ΔGk)以及与总收入的排序关系(ΔRk)三个部分。

四、收入函数及其分解结果

1.收入函数估计结果

表3 收入函数估计结果

对收入差距影响因素的分析首先建立在收入函数的基础上。收入函数给出了收入决定机制的直观描述，在收入函数基础上的分解分析有助于理解形成收入差距的原因及其相对贡献。表3估计了三个年份的城镇居民收入函数。被解释变量为家庭人均总收入，在对数形式的收入函数中，将被解释变量进行了对数化转换。三个年份的收入变量都根据全国城镇CPI调整至2002年可比价格。本文以家庭特征作为解释变量，包括以下几个方面:家庭人口特征(家庭规模、性别构成和平均年龄);教育程度(各类受教育程度者占家庭成员数的比例);就业特征(就业与失业人员占家庭成员数的比例);所有制(在国有、集体和私营个体部门就业者占家庭成员数的比例);职业(机关企业事业单位负责人或专业技术人员占家庭成员数的比例);行业和地区(省份)变量。从表3中可以看出，这些变量对于家庭人均收入水平具有较高的解释程度，各方程的调整R2大多在0.4以上。

就家庭人口特征而言，家庭中男性成员比例对家庭收入都具有显著的正效应，并且这种效应在逐渐增强。这一特征与劳动力市场上的性别差异不无关系。约翰·奈特和宋丽娜(2008)发现在1995年—2002年，女性在劳动力市场上的收入劣势在进一步加强。因此，男性成员比例较高家庭的人均收入水平会相对较高。在其他条件都相同时，家庭男性比例增加1%，在1995年、2002年和2007年的家庭人均收入分别将增长7.4%、9.4%和11.9%。家庭成员的平均年龄与家庭人均收入水平之间的关系体现了家庭收入决定机制中的生命周期效应，不过在1995年和2002年的估计结果中，家庭成员平均年龄与人均收入之间的关系表现出显著的正相关性，平均年龄越高的家庭人均收入相对较高;从估计系数上看，2007年中家庭成员平均年龄与家庭人均收入之间的关系转变为U型关系，不过这一U型关系最低点对应的家庭成员平均年龄为18.5岁。家庭规模的估计系数都显著为负，不难理解，家庭人口数是计算家庭人均收入时的分母。

教育变量在收入函数中的估计结果都显著为正，从线性形式的估计结果可以看到，不同教育程度之间的收入差距在逐渐扩大。1995年，家庭成员中大学及以上成员比例增加1%，则家庭人均收入水平将上升54%，2002年和2007年这一比例上升到88%;大学及以上成员比例增加100%，造成家庭人均收入上升的绝对数量在这三个年份中依次为2 987元、8 057元和14 187元。其他各教育程度变量也表现出类似特征。比较不同年份不同教育程度的估计系数还可以看出，教育程度越低的变量所导致的收入增长效应也越低。如尽管相对于初中以下的文化程度，初中比例的估计系数仍显著为正，并且在线性形式的估计结果中可以看出其收入增长效应仍在逐渐增强，但从719.23元上升到1 507.32元，仅增加了一倍;而大学及以上比例的增长效应则增加了3.75倍。这些特征都表明，教育在家庭收入决定中的作用在逐渐增强。

家庭中的就业人口比例越高，收入水平通常会越高，而失业人口比例则会与家庭收入呈现出相反的变动方向。线性形式的估计结果显示，在控制其它条件的情形下，家庭中就业人口比例对家庭人均收入的绝对影响幅度没有明显改变，但家庭失业人口比例的绝对影响数额则在上升，估计系数的绝对值从1 814元上升到了5 709元，因此家庭成员的失业状态对家庭福利所产生的不利影响也越来越大。

家庭成员就业单位的所有制特征对于家庭收入水平一直都具有非常显著的影响①2007年城镇住户调查数据中对从业人员的所有制分类中，将外资等部门笼统地归入了“其他”类型。当然，即便没有这方面的限制，住户数据中从业于外资等部门的比例也是比较低的。。国有部门就业比例对家庭收入水平的贡献越来越大，三个年份中的估计系数都表现出逐年上升的趋向。在市场化改革过程中，部分国有企业被改制并裁减就业人员，但留存国有部门的盈利能力、垄断程度都在同时上升，因此留存国有部门的相对收入优势变得越来越明显。集体经济中就业比例越高，家庭收入水平较低。要注意的是，1995—2002年，家庭中从事私营个体就业的比例与家庭收入之间存在着负相关性，但在2007年的结果中，家庭中从事私营个体就业的比例对家庭收入具有显著的正效应。

机关企事业单位负责人比例以及专业技术人员比例度量职业特征在家庭收入水平决定中的作用，这两个变量对于家庭收入都具有显著的正效应。不过，也许所体现的收入决定机制存在某些差异性。机关企事业单位负责人在一定程度上度量的是家庭的社会资本或政治资本，而专业技术人员则更为强调的是家庭的人力资本特征。在经济转型过程中，这两类资本在收入决定中的作用都在进一步增强。

行业类型中②各年份的行业类型也存在一些差异，这里尽可能将不同年份分类中具有一致性的行业类型合并起来，因此与通常的行业划分存在一些差异。，与家庭收入之间表现出负相关性的是制造业、建筑业等行业的就业比例，一般说来，这些部门的竞争性通常更强。这两个变量在1995年的收入函数估计结果中都具有非常显著的正效应，但在2002年和2007年都对家庭收入具有负效应。在金融、文教科卫、国家机关等部门中，通常具有更强的垄断性或公共性，而这些部门从业人员数量的增加则对家庭收入水平具有非常显著的正效应，从各年份的估计系数来看，这些部门在收入获取上的优势地位也在不断增强。表3还控制了省份变量，一方面是因为收入决定中通常都会具有非常明显的地区差异性，另一方面则在于不同地区之间的价格水平等也是不同的。结果中可以看出，以北京为参照组，各省份变量的

2.G·Fields分解结果(对数收入函数)

为讨论各种因素对于城镇居民收入差距扩张的解释程度，表4给出了G·Fields分解的基尼系数变动。从各因素对当期基尼系数的解释份额来看，除了不可解释因素外，地区因素的解释份额通常是最高的，其次是教育。地区因素在1995年、2002年和2007年对总体不均等程度的解释份额分别为19.26%、12.63%和17.71%。值得注意的是，在1995—2002年，地区因素对收入差距的解释能力在下降，但2002—2007年又有所回升①这一特征与宏观数据所表现出的特征也是一致的。根据《中国统计年鉴》城镇各省份人均可支配收入数据，计算得到的省份之间的居民收入基尼系数在1995年、2002年和2007年分别为0.141、0.126和0.128，即在1995—2002年期间，省份之间的差距有较大幅度的下降，而2002—2007年期间又略有上升。。这一特征表明，总体上看，地区因素在居民收入差距决定中起着至关重要的作用。尽管在多数情况下，教育程度对当期基尼系数的解释份额要低于地区变量，但教育程度在总体收入差距中所占份额有了非常明显的上升。特别是在1995—2002

估计系数大多都显著为负，只有广东显著为正。

年，教育程度对不均等程度的解释作用从5.96%上升到13.87%，这意味着人力资本在收入决定中所起的作用越来越强。地区和教育因素在收入差距中所占份额的同时上升表明，市场机制以及市场分割的作用对于收入分配的影响都在增强。相对而言，其他变量对不均等程度的解释作用要低得多。家庭人口特征在1995年对基尼系数的解释份额大约为10%，但这一份额在逐渐下降。家庭成员就业状态的解释份额则比较稳定。值得注意的是，所有制变量的解释作用仍表现出轻微的上升倾向，从收入函数的估计结果中可以看出，所有制间的差异主要表现为国有部门的相对收入优势。或许与当前的许多讨论不一致的是，从住户层面来看，如果控制了影响收入的其他因素，职业和行业在总体收入差距中所占的份额通常都不高。

表4 基尼系数变动分解I:G·Fields分解

从各因素对不同时期基尼系数变动的解释份额来看，两个时期收入差距变动的主要影响因素存在着某些差异性。在1995—2002年，教育程度成为收入差距扩张的最主要解释因素，解释份额达到了70%左右。在G·Fields分解结果中，所有制的解释份额高达17%，成为仅次于教育的重要解释因素。而在这一期间，对居民收入差距扩张具有一定抑制作用的主要因素为地区变量，G·Fields分解的结果表明，地区变量使得居民收入差距下降37%。这一时期地区之间收入差距的缩小在较大程度上可能得益于西部大开发等试图促进落后地区经济发展措施的实施。在后一个时期，2002—2007年，收入差距扩张的因素主要表现为地区变量作用的结果。地区因素对这一期间收入差距扩张的解释作用在80%左右。教育仍是收入差距扩张的重要影响因素，但解释的份额有了较大幅度的下降，在G·Fields分解结果中只能解释收入差距的10%。地区因素和教育变量对两个时期收入差距变动的解释具有完全不同的效应，地区因素从缩小收入差距的主要力量重新转变为收入差距扩大的主要因素;教育虽然一直具有扩大收入差距的作用，但在后一个时期中已经退居于次要的地位。此外，在2002—2007年，所有制仍然起着扩大收入差距的作用，特别需要注意的是，其他变量，如家庭人口特征、就业状况、职业和行业等因素已经成为收入差距扩张的抑制因素。就业对于缩小收入差距的效应在一定程度上表明了积极的就业政策的成效，一方面就业人口比例对于家庭收入增长的影响增强，另一方面，从表1中的变量描述也可以看出，在这一时期，就业比例有了一定幅度的增长，失业人口比重也有了较大幅度的下降。而行业和职业对于收入差距变动所起的缩小作用则可能在一定程度上与政府对收入差距的调控行为相关。

3.按收入构成的基尼系数分解(线性收入函数)

表5对影响收入差距的诸因素进行了分解。表中最后一行的其他是常数项和残差项的总合②由于常数项缺乏变动，而残差项均值为0，因此在基尼系数分解中导致这两项因素对基尼系数的贡献为0。为此，万广华、岳希明等讨论了不同的处理方式。本文将常数项和残差项之和作为未解释的其他因素，以避免作为他们作为单项收入对基尼系数缺乏解释的缺陷。［19］［20］。最后三列为各因素对总体收入不均等的贡献，各因素的符号(对不均等程度的影响方向)与表4的前三列是相同的，但数值(或效应)大小存在差异。除了不可解释因素外，地区差异成为当期收入不均等的主要贡献因子。2002年地区因素对总体收入不均等的贡献下降了10个百分点，但在2002—2007年又上升了5个百分点。人口特征对当年收入基尼系数的贡献逐渐下降，从1995年的12%下降到2002年的95%，2007年进一步下降到6.8%。所有制、职业和行业特征对于收入基尼系数的贡献则比较低。从各因素所产生的收入分项在总收入中的构成份额中，可以看出，因教育程度而产生的收入分项在总收入中所占比重有大幅度地上升，1995年这一比重为20%，2007年则接近31%，上升了10个百分点，其中8个百分点主要增长于1995—2002年。这表明，在收入决定中，教育的重要性逐渐增强。同时，教育所产生分项收入的基尼系数以及与总收入的基尼相关性也在逐渐增强。特别是在1995—2002年，教育分项收入的基尼系数从0.28变为0.36，上升了8个百分点，与总收入的基尼相关系数也从0.38变为0.47，上升了9个百分点。因此，由于教育禀赋差异(教育机会差异)导致教育分项收入的分布不均等性增强，并且向高收入人群集中，使得教育成为这一时期收入不均等上升的主要贡献因素。

表5 各因素对当年基尼系数的贡献

影响收入差距的另一因素是就业状况。本文对就业的度量是指家庭中就业成员与失业成员的比重，反映了劳动力市场参与程度。1995年由就业参与产生的收入占总体收入的份额达22%，2002年和2007年则降低至6%左右。这表明，随着不同工作单位、岗位上收入差距的上升，仅仅参与劳动力市场并不一定能够导致家庭收入的有效增长。更为严重的是，就业所产生的收入分项的基尼系数从1995年的0.25上升到了2002年的0.73，这一变化意味着在1995—2002年，由于就业机会分布的不均等性有了大幅度的上升，导致了其与总收入集中度的上升，基尼相关系数从1995年的0.23上升到2002年的0.31。而在2007年，就业分项收入的基尼系数下降至0.55，与总收入的基尼相关性也基本稳定。这种变化与不同收入组中就业机会的分布及其变动相关。从图1和图2中可以看出，高收入组中，家庭中就业成员的比例更高、失业成员比例更低。1995年家庭就业成员的比例最高，2002年则各收入组中家庭就业成员比例有了大幅度的下降，失业成员比例有了大幅度上升，低收入组中的变动尤为明显。2007年的情况有所好转，各收入组家庭就业成员比例都在上升，失业成员比例都在下降，尽管低收入家庭中失业成员比例仍高于高收入家庭，但下降幅度通常也高于高收入家庭。

从分项收入构成份额来看，所有制所产生的收入比重在逐年上升，从1995年的0.25%上升到2002年的1%，2007年则为8%。同时，所有制所产生收入的分项基尼系数有大幅度地下降，集中度在1995—2002年上升了10个百分点，而2007年则比2002年下降了6个百分点。从表3中可以看出，2007年所有制对收入的影响表现在两方面:一是国有部门就业者仍然具有较高的收入优势，二是私营个体经济中的就业者比例也能显著地改善家庭的收入状况。所有制对居民收入分配状况的改善在较大程度上与私营个体经济的发展相关联。

图1 不同收入组家庭中的就业成员比例

图2 不同收入组家庭中的失业成员比例

表6 基尼系数变动分解II:收入来源分解(1995－2002年)

表7 基尼系数变动分解II:收入来源分解(2002－2007年)

表6和表7分别给出了两个时期基尼系数变动的影响因素。各因素对1995—2002年、2002—2007年的基尼系数变动的解释与表4最后两列具有相同的符号。1995—2002年，教育和地区成为影响基尼系数的两大力量，但作用方向完全相反。教育成为基尼系数扩大的因素，而地区成为缩小收入差距的因素。正如前面已经讨论的，教育在收入形成中所占的份额、单项收入基尼系数以及基尼相关性在这一期间都有较大幅度的上升，并且这三个渠道对于基尼系数的上升似乎具有较为均等的贡献，一共解释了基尼系数上升的70%，略低于表4的结果。而地区因素缩小收入基尼系数的效应则主要来自于单项基尼系数和基尼相关性的下降。2002—2007年，教育和地区成为基尼系数扩大的两个主要因素。教育的作用主要来自于教育在总收入中所占份额的上升，而地区因素则主要来自于单项基尼系数和基尼相关性的上升。

就业对基尼系数在1995—2002年具有正向的解释作用，即扩大了收入差距，但对于2002—2007年则具有缩小作用。其主要原因在于就业所产生收入的分项基尼系数变化，分项基尼系数对1995—2002年的收入差距扩大具有正效应，而对后一时期的基尼系数变动则具有负效应。这种变化与就业机会的变动联系在一起。在后一个时期，就业机会分布的不均等性似乎比前一个时期有所改善。所有制对收入的影响份额比较低，但在三个年份中表现出上升的趋势，导致所有制在两个时期中都成为收入差距扩张的因素。职业和行业对收入差距的影响程度虽然并不高，但作用的方向有了非常大的改变:由1995—2002年的扩大收入差距效应转变为2002—2007年缩小收入差距效应。基尼相关性下降是这两类因素对收入差距所具有不同效应的共同原因。此外，职业所产生收入的份额下降以及行业所产生收入的分项基尼系数下降成为其对2002—2007年收入基尼系数具有缩小效应的主要原因。

五、总结

本文利用住户调查数据在收入函数的基础上讨论了1995年、2002年和2007年城镇居民收入差距特征及收入差距变动影响因素。研究发现，城镇居民收入差距表现出上升的趋势，但从不同收入组来看，2002—2007年低收入人群的收入增长速度要快于1995—2002年，这应该是收入分配状况有所改善的积极信号，但由于低收入人群的收入增长速度仍低于高收入人群，因此居民收入差距的扩张趋势依然在持续。

从居民收入差距及其扩张的影响因素来看，在可解释的因素中，教育程度与地区因素对基尼系数一直都具有较高的解释作用。1995—2002年，收入差距上升主要是由教育因素造成的。这表现为:教育在收入决定中的重要性上升，同时，教育所产生收入不均等性和集中度也在上升。2002—2007年，收入差距上升主要是地区因素作用的结果。这意味着缩小收入差距的重点在于改善地区发展不平衡状况以及增强教育机会对于低收入组人群的可及性。此外，在2002—2007年，就业状况的改善对收入差距具有缩小的影响。职业、行业等从前一时期的扩大收入差距的效应转变为缩小收入差距的因素，这种转变在一定程度上来自于政策更加关注低收入人群等因素。

［1］国家统计局:《中国统计年鉴2008》(表9-2)，北京:中国统计出版社2009年版。

［2］张东生主编:《中国居民收入分配年度报告2007》，北京:中国财政经济出版社2007年版。

［3］李实:《中国个人收入分配研究回顾与展望》，载《经济学(季刊)》2003年第2期。

［4］李实、古斯塔夫森、史泰丽主编:《中国居民收入分配研究III》，北京:北京师范大学出版社2008年版。

［5］李实、丁赛:《中国城镇教育收益率的长期变动趋势》，载《中国社会科学》2003年第6期。

［6］Zhang Junsen and Zhao Yaohui，Albert Park，Song Xiaoqing.“Economic Returns to Schooling in Urban China，1988 to 2001”，Journal of Comparative Economics，2005，vol.33，730-752.

［7］邓曲恒、李实、岳希明、魏众:《中国城镇职工工资收入差异:基于回归方程的分解分析》，载《课题组研究报告》2005年版。

［8］别雍·古斯塔夫森、李实、史泰丽、岳希明:《中国收入不平等及其地区差异》，载李实等主编:《中国居民收入分配研究III》，北京:北京师范大学出版社2008年版。

［9］约翰·奈特、李实、赵人伟:《中国城镇工资和收入差异的区域分析》，载赵人伟、李实、卡尔·李思勤主编:《中国居民收入分配再研究》，北京:中国财政经济出版社1999年版。

［10］孟昕:《中国经济改革和城镇收入差距》，载李实、佐藤·宏主编:《经济转型的代价》，北京:中国财政经济出版社2004年版。

［11］John Knight and Song Lina.“Increasing Urban Wage Inequality in China”，Economics of Transition，2003，11 (4).

［12］约翰·奈特、宋丽娜:《1995—2002年中国工资结构的变化》，载李实等主编:《中国居民收入分配研究III》，北京:北京师范大学出版社2008年版。

［13］李实等:《缩小收入差距，建立公平的分配制度》，载《2005年全国1%人口抽样调查课题》2007年版。

［14］罗楚亮、李实:《人力资本、行业差距与收入差距》，载《管理世界》2007年第10期。

［15］John Knight and Li Shi.“Wages，Firm Profitability and Labor Market Segmentation in Urban China”，China Economic Review，2006，16(3).

［16］孟昕:《中国经济改革和城镇收入差距》，载李实、佐藤·宏主编:《经济转型的代价》，北京:中国财政经济出版社2004年版。

［17］Shorrocks A.F..“Inequality Decomposition by Factor Components”，Econometrics，1982，50(1).

［18］Fields G..Accounting for Income Inequality and Its Chang:a new method，with application to the distribution of earnings in the United States，working paper，Cornell University，2002.

［19］万广华:《基于回归方程的不平等分解方法:缺陷及解决途径》，载万广华:《经济发展与收入不均等》，上海:上海三联书店、上海人民出版社2006年版。

［20］岳希明、史泰丽、李实、别雍·古斯塔夫森:《中国个人收入差距及其变动的分析》，载李实等主编:《中国居民收入分配研究III》，北京:北京师范大学出版社2008年版。

Empirical Analysis of the Determinants for Increasing Income Inequality in Urban China

LUO Chu-liang，WANG Ya-ke
(School of Economics and Business Administration，Beijing Normal University，Beijing100875，China;
School of Insurance and Economics，University of International Business and Economics，Beijing100029，China)

Based on household survey，by the use of income function，this paper discussed income inequality in 1995，2002，and 2007，and the determinants for the increasing inequality.The findings in the paper show，regional effects and educational attainment are the two crucial factors to explain the increasing inequality，while employment，occupation and sector play different roles in the inequality dynamics for the two periods:1995-2002 and 2002-2007.

income distribution;Gini coefficient;G·Fields decomposition

F047

A

1671-7023(2012)03-0071-09

罗楚亮(1976－)，男，湖南邵东人，博士，北京师范大学经济与工商管理学院副教授，研究方向为收入分配与劳动力市场;王亚柯(1977－)，女，河南郑州人，博士，对外经济贸易大学保险学院副教授，研究方向为养老保险与收入分配。

国家社科基金项目(08CJY006);北京师范大学中央高校基本科研业务费专项基金;对外经济贸易大学211工程师资队伍建设项目

2012-01-08

责任编辑胡章成