中国城乡居民收入流动性与长期不平等：实证与比较

权 衡

（上海社会科学院世界经济研究所，上海200020）

中国城乡居民收入流动性与长期不平等：实证与比较

权 衡

（上海社会科学院世界经济研究所，上海200020）

文章认为引入收入流动性以后，传统的“经济增长—收入分配”替代论的分析框架将会被拓展为“经济增长—收入差距—收入流动—收入平等”的新框架；新框架的实质在于强调经济发展和收入分配过程中的机会均等，特别是强调公民的教育机会与基本医疗和健康机会的公平，这不仅有利于提升经济社会发展的内在效率，而且还可以通过促进收入流动来缓解收入差距过大所带来的社会冲突与压力。文章在此理论分析基础上，基于1989－2006年CHNS的数据，计算了中国居民相对和绝对收入流动性的大小、方向，并将绝对收入流动性分解为增长和转移部分，并进一步探讨了收入流动性与长期不平等之间的关系。结果表明，收入流动受宏观经济景气度、长期经济增长趋势及收入分配制度的影响，中国通过推动经济增长和收入增长而引发收入流动的时期主要发生在20世纪90年代，2000年以后收入流动效应在很大程度上取决于既定的收入分配格局和制度安排，以及分配政策在不同收入阶层中调整、转移和再分配的结果，收入增长引起的收入流动效应相对弱化。文章最后提出了改善收入流动性的政策建议，如完善市场经济、协调城乡和区域发展、发挥公共政策的正外部性、调整国民收入分配格局等。

相对收入流动性；绝对收入流动性；收入不平等；城镇；农村

一、引 言

研究收入分配问题，不仅要关注静态意义上的基尼系数，还要从动态角度分析收入流动性（income mobility）。一国收入分配差距扩大，并不必然会对社会稳定发展造成影响。在既定收入差距格局下，快速的收入流动可以缓解收入差距带来的挑战和影响（Khor和Pencavel，2006；黄仁伟和权衡，2006）。在研究收入流动性时，不仅要关注收入流动性的大小，还要考察收入流动的方向，因为即使在一个国家收入分配差距扩大的情况下，只要保持社会各阶层之间具有较强的收入流动性，特别是当向上的收入流动（up－mobility）大于向下的收入流动（down－mobility）时，收入不平等的程度及由此所引发的社会冲突就会显著降低（Fields，2006）。在研究收入流动性的大小和方向时，不仅要测量相对收入流动性还要测量绝对收入流动性的大小和方向，前者是指家庭的收入份额或所在收入组别（以五等份分组来计）的位置变化①著名经济学家熊彼特（Joseph Schumpeter）为说明收入流动性，提出了“宾馆模型”（the Schumpeter Hotel Model），假设不同层次不同质量房间的“不平等”条件未发生改变，但是由于个人收入随着时间而发生变化，由此决定的入住人员在不同房间的位置发生了变化，这种“位置变动”就可以反映出相对收入流动性的大小。，后者是指家庭收入水平的变化，绝对收入流动性弥补了相对收入流动性在测度绝对量变化时的不足，为全面定量地揭示收入流动性提供了多元化视角（王朝明和胡棋智，2008）。因此，通过对收入流动性进行实证和比较分析，可以有效地判断收入分配差距的格局和动态，预测收入差距扩大对社会稳定的影响，进而为理解收入差距与构建和谐社会提供一个新的认识视角及政策方向。

当前有关收入流动性的问题研究主要集中在以下几个方面：一是Fields（2001）比较系统地分析了关于收入流动性的研究方法和测算工具。他认为收入流动性的测算主要依赖于通过面板数据（panel study of income dynamics，PSID）对特定收入组的收入变化进行动态测量，具体的测量方法有五种：时间依赖度（time dependence）、位置变动（positional movement）、份额变动（share movement）、对称性收入变动（symmetric income movement）以及方向收入变动（directional income movement）。其中，时间依赖度、位置变动和份额变动这三个方法皆因基于转换矩阵而归入相对收入流动性的测度范畴；而对称性收入变动和方向收入变动则因使用公理化方法而归入绝对收入流动性测度范畴。二是经济学家们更加关注收入流动对于长期不平等的影响和作用。许多经济学家提出，收入流动问题的出发点，在于回答在经济增长过程中，收入流动使长期内的收入分配比短期内是更加不平等还是更加平等了，并提出了“将收入流动作为长期分配的平等器（equalizer）”的观点（Shorrocks，1978b；Chakravarty，Dutta和Weymark，1985；Atkinson，Bourguignon和Morrisson，1992；Jarvis和Jenkins，1998；Fields等，2002），强调快速的收入流动在长期内有助于分配的公平化（Khor和Pencavel，2006）。应当看到，“平等器”的观点与直接将收入流动性作为测量目标不同，而是将其作为社会公平的工具目标，因而归属于福利经济学范畴。三是通过收入流动的国别实证分析，指出影响收入流动的主要因素。例如在南非人口最多的城市Kwazulu－Natal，家族人口数量多、原始财富积累少、受教育程度低以及就业机会少是阻止收入流动变快的四个主要因素；相反，良好的教育、较少的家族人口（尤其是小孩少）和增加的就业机会都可以促进收入流动性，因此，人口结构变化和就业机会变动在一定程度上影响收入流动性（Woolard和Klasen，2005）。另外，教育（Albornoz和Menéndez，2002）、经济增长以及转移支付等因素（Fields和Ok，1999）也会影响收入流动性。四是大量有关收入流动性测算的国际比较，有助于找出本国收入流动性与其他国家之间的差距，以及造成收入流动性差距的原因。如Gottschalk和Smeeding（2000）认为，尽管美国的不平等程度相当高，但是考虑到收入流动性和公共政策的调节作用，美国的不平等程度得到了有效改善。同时也有研究将美国经济作为参照系加以对比，如斯堪的纳维亚（Aaberge等，1996；Fritzell，1990）、德国、英国、比利时与荷兰等中欧国家（Dirven，1996；Burkhauser等，1998；Burkhauser，Holtz－Eakin和Rhody，1997；Burkhauser和Poupore，1997；Fabig，1998；Schluter，1998；Schluter和Trede，1999），结论是欧洲主要国家的收入流动性与美国相比，略微偏低但不存在明显差异。五是收入流动性研究的其他一些视角，如代际收入流动性（Behrman和Taubman，1985）、性别收入流动性（Gang，Landon－Lane和Yun，2003）、年龄收入流动性（Morley，Robinson和Harris，1998）和移民收入流动性（Hammarstedt和Palme，2006）等。

在国内收入流动性研究方面，Nee（1996）和Nee和Matthews（1996）分析了中国农村居民的收入流动，指出受到市场化体制改革和制度变迁的推动，中国农村居民收入在20世纪80年代改革开放初经历了一个非常显著的收入流动，在1978年处于最低收入阶层中有近65%的人口比例在1989年以后流动到了较高的收入阶层。Ahuja等（1997）进一步指出，在中国农村居民收入流动加快的同时，由于受到工农价格“剪刀差”的影响，农产品市场贸易条件不断恶化，结果造成处于最低收入阶层的人口拥有的实际收入有一定下降，因此中国贫困人口反倒有一定程度的上升，从而在一定意义上抵消了收入流动对农村内部不平等的缓解作用。可见，早期研究通过重点分析制度变迁、农村经济增长、减贫效应与农村居民收入流动性之间的关系，较为有效地说明了20世纪90年代以前中国农村制度改革所产生的巨大进步意义。对于收入流动性的计算，比较常用的数据是中国经济、人口、营养和健康调查（以下简称CHNS）数据，一些学者使用这一数据基于转换矩阵对中国居民收入流动性进行过分析，验证了收入流动性对于缩小收入差距能起到明显的作用（王海港，2005；王朝明和胡棋智，2008b），Ning和Wang（2008）运用Kerm（2004）提出的绝对收入流动性分解公式发现宏观经济政策对绝对收入流动性的各个组成部分具有重要影响，周兴和王芳（2010）认为中国基尼系数的不断升高与居民收入流动加快有很大联系。Khor和Pencavel（2006）运用中国国家统计局有关城镇居民调查的面板数据，分析了1990－1995年间中国城镇居民的收入流动性，发现中国收入差距的上升伴随着收入流动性的上升，而且与美国以及其他一些高收入国家相比，中国城镇居民的收入流动性更大一些。尹恒和李实等（2006）运用1995年和2002年中国社会科学院经济研究所收入分配课题组的两次城镇居民住户调查数据，发现中国城镇居民的收入流动性整体上在下降，1991－1995年各行业和阶层的收入流动、相对收入位置的交替变化比较明显，而1998－2002年各阶层的收入流动趋于稳定。章奇和米建伟等（2007）运用中国农村的调研数据，也验证了收入流动性对收入差距问题的缓解作用，并指出家庭抚养人口、人力资本禀赋和土地转包等因素会显著影响农村居民的收入流动性。实证分析表明，城市和农村的收入流动性都经历了先上升后下降的过程，在收入分配差距较大的背景下，收入流动性降低加固了现有的收入分层状况（王洪亮，2009；杨俊和黄潇，2010）。孙三百、黄薇和洪俊杰（2012）认为迁移对代际收入传递路径能产生影响，低收入者可以通过迁移从而增加就业机会来摆脱“代际低收入传承陷阱”，所以政府有必要进一步采取措施降低劳动力自由迁移的障碍。

现有文献运用转换矩阵等分析工具，较好地推动了国内收入流动性问题的研究。但从总体上看，仍存在以下几点不足：第一，数据来源多元化，致使不同的研究结果缺乏可比性，甚至出现相左的实证研判。第二，尽管多数研究采用CHNS数据，但由于数据发布周期非固定，部分实证研究所采取的样本时间间隔不一致，考虑到收入流动性本身是一个动态概念，如果不对样本的起止年份的间隔作出限定，那么所计算的收入流动性就缺乏可比性。针对这个问题一般有两种改进办法，一是限定起止年份的间隔年份，如王海港（2005）；二是固定样本起始年，考察随结束年时间的向后推移，收入流动性的变化规律（Borgarello，Devicienti和Villosio，2001），目前国内在这方面的研究还不多见。第三，就基于转换矩阵的相对收入流动性测度而言，比较重视流动性大小的测算，相对轻视流动方向的测算，对处于不同收入阶层家庭收入的位置变动能力的比较分析则更为少见。第四，比较重视对收入位置变化的考量，相对轻视收入水平变化的考察，对相对流动性和绝对流动性之间关系的实证也不多见。为此，本文基于CHNS数据，将样本时期分为若干个短期和以2000年为界限的两个中长期，以及一系列以1989年为固定起始年的考察期加以纵向比较，同时将按城乡分布在相对收入流动性和绝对收入流动性两个层面加以横向比较，旨在全面考察中国城乡居民在改革开放以来收入流动性的演变过程，理解推动或抑制这一演变过程的各种潜在的制度因素和经济力量。

后文结构安排如下：第二部分是研究设计和数据来源介绍，其中特别强调了使用转换矩阵对收入流动性进行实证研究时需要注意的几个问题以及相对收入流动性与绝对收入流动性在经济学含义上的区别与联系；第三部分是对中国城乡居民相对收入流动性的实证研究，针对不同样本时期的城乡样本分别展开纵向和横向比较；第四部分是对中国城乡居民绝对收入流动性的实证研究，同样也是针对不同样本时期的城乡样本分别展开纵向和横向比较；第五部分提出了两个值得进一步研究的问题；第六部分是全文的结论和政策建议。

二、研究设计和数据来源

（一）相对收入流动性：基于转换矩阵的研究方法

相对收入流动性可用一个定义在收入分布从x（x1，x2，…，xk）到y（y1，y2，…，yk）转变的转换矩阵P（x，y）＝［pij（x，y）］m×m表示（Atkinson，Bourguignon and Morrisson，1992），其中x（x1，x2，…，xk）和y（y1，y2，…，yk）分别代表起始年和结束年的收入分布，k是样本数，pij（x，y）代表在起始年收入为x中处于第i等级的家庭在结束年收入y中转变到位于第j等级的概率，m（一般采用五等分）是收入分布从低到高排序的等级数量。p11表示起始年处于收入等级最底部、结束年仍处于收入等级最底部的家庭占所有调查家庭的比重；p12表示起始年处于收入等级最底部、结束年跃迁至第二等级的家庭占所有调查家庭的比重，以此类推。

在应用转换矩阵衡量家庭收入位次的流动性时，首先要确立一个参照系，然后将经济中实际产生的转换矩阵与之比较，通过计算相关参数判别收入流动性的大小和方向，这个参照系就是完全非时间依赖矩阵。完全非时间依赖矩阵的特点是每个元素都等于1/m，它表示无论初始年收入分配的状态如何，每个家庭都以等概率转移到结束年的收入等级上，收入分配状态的转移随机发生，不依赖于时间，从而反映了一种完全机会均等的分配状态，也是收入流动性最高的状态。实际分配状态中收入流动性的大小，可定义为与完全非时间依赖矩阵之间的距离，距离越小代表收入流动越不具有时间依赖性，收入流动性也就越大；反之就越小。而流动方向则由实际计算出来的转换矩阵的内在结构得出。表1给出了基于转换矩阵方法的计算相对流动性大小和方向的主要参数①非流动率同Shorrocks（1978b）定义的流动性指标所要表达的含义是一致的，可以证明，M＝（1－）（1－1/m），m在一定的条件下，M和是此消彼长的关系。本文采用而不采用M的理由，不是因为Shorrocks（1978b）的相对收入流动性公理化的研究不重要，Shorrocks（1978b）的研究奠定了相对主义测度公理化方法的基础，并广泛应用于对收入位次流动的测度中，后续研究如Sommers和Conlisk（1979）、Bartholomew（1982）和Alcalde－Unzu等（2006），而在于这套公理化方法在逻辑上不能自洽（王朝明和胡棋智，2008a）。②卡方值、非流动率和相对流动比率的共同缺陷在于不能反映出收入位次变动的结构效应，即一个起始年位于收入底部的家庭只要其在结束年的收入位次发生了提升，而无论其位次改变的幅度是从收入底部上升到第二等级，还是跃迁到更高的等级，对于收入流动大小和方向的评价都是相同的。所以，为了反映收入位次变动的结构效应，需要引入均组流动比率参数，以反映转换矩阵的结构效应。也有研究致力于对转换矩阵内各元素pij进行结构分析，详见Borgarello，Devicienti和Villosio（2001）和权衡（2009，内部讨论稿）。。

表1 基于转换矩阵的相对流动性大小和方向的主要参数

（二）绝对收入流动性：基于公理化的研究方法

同样是收入分布从x（x1，x2，…，xk）转变为y（y1，y2，…，yk），从Fields and Ok（1996，1999）的绝对主义观点出发，绝对收入流动性是指对收入水平变化而不是收入位次变化的考察。Fieldsand Ok（1996）受到Markandya（1984）的启发，认为一定时期内总体收入水平的变化总是可以分解成两部分，一是在加总收入水平恒定条件下，由部分个体之间的收入转移而引发的收入流动。尽管这种收入转移并不受个体主观意志的支配，而且在绝大多数情况下，个体对转移路径和转移数量知之甚少，但是转移结果却是可观察的。二是由于经济增长（衰退）推动加总收入水平的增加（减少）而引发的收入流动。一般而言，由转移和增长带来的收入流动大小的比例决定了现实经济中绝对收入流动性测度的结构效应，各种宏观经济变量尤其是关于收入和收入分配方面的宏观经济政策的调整对绝对收入流动性测度的结构效应具有重要的决定作用。

在这一思想下，Fields and Ok（1996，1999）对所构造的距离测度函数dk（x，y）赋予了七个基本的公理化属性，即（1）线性齐次性、（2）转换不变性、（3）正规化、（4）强可分性、（5）总体一致性、（6）增长敏感性和（7）利己主义贡献①所构造距离测度函数满足上述公理化假设（1）－（4）、（6）和（7），或者公理化假设（1）－（3）、（4）＊和（5）－（7）。具体内容可参见Fields G.S.，and E.A.，Ok，The Meaning and Measurement of Income Mobility.Journal of Economic Theory，1996，71，pp.349－377。。表2给出了基于公理化方法的计算绝对收入流动性大小和方向的主要参数及其分解。

表2 基于公理化方法的绝对流动性大小和方向的主要参数及其分解

（三）对两种收入流动性的简单述评

首先，区别显见于两者的概念后延及研究方法。相对收入流动性重视收入位次变动的幅度和频率，而不重视收入水平变化的幅度和频率。在作具体比较时，相对收入流动性测度指标只具有相对意义而不具有绝对意义，因而大部分指标都是没有量纲的。相对收入流动性测度下的收入分布形式是零次齐次的，所以相对收入流动性不会因物价水平等共变因素而发生改变②本文忽略物价水平的省际差异和城乡差异对相对收入流动性的影响。。相对收入流动性测度的优势在于能够准确地反映出个体的收入位次变动对总体收入流动性的贡献（相对重要程度），但是很难想象在只有一个家庭的社会中（鲁宾逊经济），当家庭收入从0增长到1 000元之后，仍否认收入流动性的存在。为此，绝对收入流动性概念的出现弥补了相对收入流动性概念在这一方面的不足，绝对收入流动性引入了经济增长和转移支付因素，在收入水平变化的基础上，比较不同情况下收入位次的变化、收入流动性的大小和方向。绝对收入流动性测度下的收入分布形式是一次齐次的，即线性齐次性，因此在计算绝对收入流动性时必须扣除物价水平的影响①为便于分析，考虑到在同一时期，物价水平的城乡差异一般大于省际差异，故本文在计算绝对收入流动性时，忽略物价水平的省际差异，但不忽略物价水平的城乡差异。。但在作具体比较时，绝对收入流动性指标也会产生一些麻烦，例如由于距离测度函数必须在欧氏空间中进行线性赋值，因而量纲的差异通常导致使用不同距离测度函数的研究之间缺乏可比性，因此，关于收入流动性测度方法的前沿性研究力求在整合两种测度方法上有所创新和综合（Kerm，2006）。

其次，两种收入流动性之间也存在着一定的联系。Fields和Ok（1996）提供了一个例子，能引发更加深入的思考。这个例子共有三个步骤，第一步区分两种不同的对角化变换，在中，第一种对角化转换②的特点是没有任何一个pij位于P矩阵的对角线上，否则即为第二种对角化转换。第二步假定特定考察群体k的三种收入分布状态x，y，z，则P（x，y）和P（x，z）分别代表从x→y和x→z的转换矩阵，考虑转换矩阵的变化过程。第三步即得出结论：若，则对于第一种对角化转换，有dk（x，y）＝dk（x，z）；对于第二种对角化转换，有dk（x，y）＞dk（x，z）。这个有趣的计算表明，如果某个个体的收入水平的变动（增加或减少）足以引起其收入位次的高阶跃迁（对角化变换不发生在转换矩阵的对角线元素上），那么相对收入流动性的测度不会发生变化。但是，如果收入位次的跃迁是低阶的（对角化变换发生在转换矩阵的对角线元素上），那么相对收入流动性的测度就会发生变化。

（四）数据来源和说明

为了增强与相似文献的可比性，本文数据同样来源于CHNS③② 转换矩阵的变化方式为对角化转换，即从转换为。原始数据来源：www.cpc.unc.edu。，该调查是一项由美国北卡罗来纳大学人口中心和中国疾病控制和预防中心联合执行的国际合作项目，先后进行了1989、1991、1993、1997、2000、2004和2006年的调查，目前仍在进行中。数据样本覆盖了辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西和贵州9个省④1989、1991和1993年不含黑龙江省，1997年用黑龙江省替代辽宁省，2000、2004和2006年又将辽宁省加回，同时保留了黑龙江省。，涉及约4 400个相同的家庭和16 000名个人。其中1989～1997年选取了32个城市、30个城郊、32个乡镇和96个农村，2000～2006年的样本量有所扩大，选取了36个城市、36个城郊、36个乡镇和108个农村，形成面板数据。调查考虑了中国不同省份的地理位置、经济发展程度、公共资源丰裕程度以及健康指数，因而具有一定的代表性。Shi Xinzheng、Terry and Yaohui Zhao（2002）把1997年的样本与国家统计局的统计数据进行了对比，认为差别不是很大。魏众（2004）和王海港（2005）也对样本进行了描述性的介绍，均接受了样本的代表性。

在数据的加工整理方面（见图1），本文利用CHNS调查数据中家庭收入方面的数据，对涉及个人的工资收入、果菜园收入、农业收入、养殖业收入、渔业收入、家庭小手工业小商业收入、各种补助与补贴和其他现金收入等项目按家庭进行加总，得到第t年每个家庭的年收入；然后再根据每个家庭的家庭编号寻找每个样本考察期间起始年和结束年能够互相匹配的家庭，得到考察期内可匹配家庭年收入数据。在剔除少量异常值⑤家庭年收入为负或零。本文虽然未给出剔除异常值后对研究结果影响的评估，但由于异常值样本占比极小（不到1‰），因此可以忽略由此产生的影响。后，先按照五等分法⑥依次为最低收入家庭、次低收入家庭、中等收入家庭、较高收入家庭和最高收入家庭，各组家庭数均占总样本数的20%。将起始年或结束年互相匹配的年家庭收入进行排序，计算每个家庭收入位次的变化，并将相应的统计频率结果填写到转移矩阵中，根据转移矩阵计算相关指标测度城乡居民的相对收入流动性；再对水平数据进行价格指数平减转化为以1988年不变价格计算的实际收入水平①由于CHNS所报告的数据总是延后一年的信息，所以1989年的名义收入水平需要用1988年的CPI进行平减，依此类推。；然后按照公理化方法计算绝对收入流动性，并将其分解为增长和转移两个部分，测度城乡居民的绝对收入流动性。

图1 原始数据的处理方法和步骤

需要说明的是：第一，在样本时期的选择上，为保持期间间隔的一致性②采用转换矩阵方法研究收入流动性问题，其结果对考察期间隔的选择具有较强的敏感性，一个直观的判断是，起始年和结束年时间间隔越长，被考察对象就有更多的时间及可能性对收入进行调整。因此，相对而言，长期的收入流动性总是大于短期。换言之，不同年份跨期的收入流动性不具有可比性。，选定样本的四个连续短期（3－4年）（S1－S4）和两个长期（6年）（L1和L2）。第二，设定固定起始年样本考察期，即由1989年为起始年份，以及由以上各时间点为结束年份组成的连续样本时期（Q1－Q6）。第三，严格意义上的收入流动性是指同一组样本在连续考察期内收入的持续变化情况，现拟采用两组样本，样本组1（D1）中的数据出现在开展调查的各年之中（closed panel）；样本组2（D2）中的数据仅匹配所在考察期内的起始年和结束年（open panel）。如果样本的选择是随机的，则样本组1和样本组2可以反映相同的有关收入流动性变化的客观事实③限于篇幅，文中只报告D1的测度结果，如有读者对D2的测度结果感兴趣可向作者索取。。表3给出了各短、长期和固定起始年全国及城乡家庭收入样本的数据描述。

表3 各短、长期和固定起始年全国及城乡家庭收入样本匹配个数统计

三、中国城乡居民相对收入流动性的实证与比较

（一）时间维度的纵向比较

表4报告了全国居民相对收入流动性的大小、方向、结构和极端值。

表4 全国居民相对收入流动性指标测算

首先，从流动的大小看，短期内，2000－2004年的卡方值和非流动率最小，流动性最大，1993－1997年次之，1989－1993年再次之，而1997－2000年的卡方值和非流动率最大，流动性最小；长期内，2000－2006年的相对收入流动性大于1991－1997年。这表明相对收入流动性与宏观经济景气度密切相关，经济繁荣时收入流动性偏大，而当经济受到外部冲击陷入萧条时收入流动性偏小。另外，固定起始年份下，相对收入流动性的大小一般随考察期跨期年份的递增而递增①这对“不同年份跨期的收入流动性不具有可比性”的判断给出了一个佐证。，也就是说，考察期时间越长，家庭就拥有更多的调整收入的机会，所以卡方值和非流动性都会减小。然而我们却发现1989－2006年的卡方值比1989－2004年的略大一些，这个反常变化可能是2004－2006年全国居民相对收入流动性恶化趋势的一个信号。

其次，从流动的方向看，所有考察期内的相对流动比率都大于1，说明中国居民家庭的收入流动在总体上有利于多数人经济地位的相对提高。进一步比较发现，短期内，1997－2000年相对流动比率最大；长期内，2000－2006年的相对流动比率大于1991－1997年；固定起始年份下，1989－2006年的相对流动比率最大。流动方向的经验事实表明，改革开放30年以来市场化进程和经济高速增长为不同收入阶层的收入流动创造了更多的经济机会，中国居民的经济地位和社会身份也因此而发生了巨大的变化。

再次，从流动的结构看，短期内，1997－2000年的均组流动比率最小，2000－2004年最大，表明1997－2000年的收入位次流动主要是一种相邻收入阶层之间相对向上的小幅轮动过程，低收入阶层的高阶跃迁能力有限，但2000－2004年的低收入阶层高阶跃迁能力明显增强。本文认为，流动结构是位次流动能力的体现，与流动大小一样，流动结构也受到宏观经济景气度的影响，经济形势向好的时候，低收入阶层的向上流动能力相应增加。类似地是长期内，2000－2006年的均组流动比率大于1991－1997年。另外，固定起始年份下，均组流动比率随考察期的延长而递增，表明在一个更长的期限中，低收入阶层跃迁到更高收入阶层的可能性也越大。

最后，从两个极端值看，随着考察期的延长，持续贫困率和持续富有率总体上都在下降，但值得注意的是，这两个极端值的变化几乎是同步的，十年期的持续贫困率和持续富有率都在33.5%左右。与发达国家相比，中国的持续富有率与发达国家基本持平，但持续贫困率偏高，比如意大利的十年持续贫困率仅为6.13%，持续富有率（较高收入家庭）为24.84%①数据来源：Borgarello A.，F.Devicienti and C.Villosio，2001，“Earnings Mobility in Italy，1985－1996”，LABORatorio R.Revelli Centre for Employment Studies，Working Paper Series No.6，p.8.，而中国分别为33.5%和22.3%。

（二）城乡维度的横向比较

表5报告了城乡居民相对收入流动性的大小、方向、结构和极端值。

表5 城乡居民相对收入流动性指标测算

首先，从流动性的大小看，短期内，除1993～1997年外，农村的相对收入流动性普遍高于城镇，长期内亦是如此。其中，1997～2000年既是农村也是城镇收入流动性最小的时期。从长期的卡方值看，在农村居民收入流动性大于城镇居民的初始条件下，农村的流动性趋于增加，但城镇的流动性趋于减小。这表明始于20世纪90年代的城市化倾向的经济改革增加了城镇居民面临的各类风险，比如国有企业改制、金融体制改革、教育和医疗卫生体制的变迁、老龄化及养老模式的变革等都在一定程度上减缓了城镇居民收入位次的流动，而2000年以后逐步推行的新农村建设则使得农村居民的收入流动加快。固定起始年下的计算结果同样支持上述判断。

其次，结合流动性的大小和方向，可以得到如下两点结论：一是20世纪90年代城乡居民相对收入流动性的本质差异在于城镇居民的相对流动比率都大于1，表明流动方向都是相对向上的，但农村居民的相对流动比率存在小于1的情形（1993－1997年和1991－1997年），且明显小于同期城镇居民的相对流动比率，为此，流动方向上的差异可能是导致城乡收入差距持续扩大的重要原因之一。二是2000年以后（2000－2006年）逐步推行的新农村建设不仅有利于农村居民收入流动性加快，而且有利于农村相对向上流动的份额增加，随着城乡一体化和区域协同发展目标的提出，农村居民收入状况的改善得到进一步显著提升。

再次，从流动性的结构看，短期内，农村居民均组流动比率的最大值和次最大值分别发生在1989－1993年和2000－2004年，均显著高于同期城镇居民的均组流动比率，表明农村低收入阶层居民的高阶跃迁能力较强。长期内，城乡之间的均组流动比率的变化方向恰好相反，可以发现，城镇低收入居民在摆脱自身收入阶层向高收入阶层跃迁的能力方面不及农村居民，反映出城镇内部收入差距持续扩大的新二元结构特点。

最后，从两个极端值看，城镇的持续贫困率一般高于农村；1997年以前城镇的持续富有率低于农村，但1997年以后城镇的持续富有率高于农村。当然，这里是指收入位次上的或相对意义上的收入流动。需要说明的是，持续贫困率随时间的延长而下降的趋势在1989－2006年出现变化，城镇持续贫困率下降但农村持续贫困率却略有上升，这可能与2004－2006年农村居民相对收入流动性减小有关①1989－2006年农村居民相对收入流动的卡方值大于1989－2004年，由此推断，2004－2006年农村居民相对收入流动性减小。；另外，1997年以后城镇持续富有率高于农村，可归因于背后蕴藏着的金融②国家统计局城市社会经济调查总队于2002年5－7月在河北、天津、山东、江苏、广东、四川、甘肃、辽宁8个省和直辖市的抽样调查结果显示：城市居民金融资产出现向高收入家庭集中的趋势，户均金融资产最多的20%家庭拥有城市居民家庭金融资产总值比例的66.4%；户均金融资产最少的20%家庭只拥有城市居民家庭金融资产总值的1.3%，而且有经营活动的家庭其财产是无经营活动家庭财产的3.7倍。、房地产和行政部门所把持的特殊的利益分配格局。

四、中国城乡居民绝对收入流动性的实证与比较

（一）基尼系数和收入不平等

图2报告了用以反映家庭收入不平等程度的家庭基尼系数③即计算洛伦兹曲线和完全平等曲线组成的面积与完全不平等曲线和完全平等曲线组成的面积之比，详细内容参见徐宽（2003）。本文基尼系数通过所采集的样本计算而得。、剔除价格因素后实际家庭收入水平的均值和方差。可以发现，1991年相对于1989年而言是一个衰退经济（shrinking economy），实际收入的均值、标准差和基尼系数都在减小。但之后几年的实际收入都呈增长态势，到2006年，家庭实际收入均值为5 992.7元、标准差7 750.94、基尼系数0.54，均达历史最高水平。

（二）时间维度的纵向比较

表6报告了全国居民绝对收入流动性的测算指标及其分解。

图2 1989～2006年中国居民家庭实际收入水平和收入不平等状况（1988年＝100）

表6 全国居民绝对收入流动性指标测算及其分解

注：＊的测度指标代表所考察的时期内是经济衰退的。增长部分和转移部分分别是指表2中G（增长）和T（转移）在d（收入流动性）中的占比，分别代表经济增长和收入转移的流动性效应对总体收入流动的贡献率。因此，增长部分与转移部分之和恒等于1。下同。

首先，从短期看，各时期内绝对收入流动性差异不大，其中单位家庭收入流动性与的最大值也是出现在2000－2004年，百分比的收入流动性的最大值出现在1989－1993年①单位家庭收入流动性指标及百分比收入流动性指标在研判绝对流动性大小方面可能存在不一致，这主要是因为百分比收入流动性指标是在单位家庭收入流动性指标的基础上再除以起始年单位家庭收入得到的，如果起始年单位家庭收入较大，则尽管从绝对量上看，单位家庭收入流动性变化较大，但相对于起始年而言，其变化百分比可能不大。。另外，1989－1993年和2000－2004年90%以上的绝对收入流动来自于转移部分，增长部分不足10%；1993－1997年和1997－2000年有70%－80%的绝对收入流动来自于转移部分，增长部分为20%－30%。这表明中国通过推动收入增长而引发收入流动的时期主要发生在20世纪90年代，2000年以后的收入流动效应在很大程度上取决于既定的收入分配格局和制度安排，以及分配政策在不同收入阶层中调整、转移和再分配的结果，收入增长引起的收入流动效应被弱化。因此，未来的经济改革将进入一个必须通过调整收入分配格局、改革既定收入分配制度才能进一步释放收入流动效应的攻坚阶段。

长期内的指标测算反映出相同的判断，一般而言，1991－1997年的流动性小于2000－2006年，但前者的收入流动更多地来自于增长部分——65.0%和44.2%，而后者的增长部分仅有18.4%和3.8%，转移部分起到了决定性的作用。

再从固定起始年份的角度看，绝对收入流动性的大小通常随考察期跨期年份的递增而递增，这与相对收入流动性的变化规律是一致的。研究还发现，在一个较短的考察期内，转移部分总是大于增长部分，随着时间的延长，增长部分逐渐增加，收入（经济）增长在绝对收入流动性中的正向推动作用在长期表现得更为充分，反映出中国经济长期稳定的经济增长对增强居民收入流动性具有重要的积极意义。此外，在绝对收入流动性测度中，并没有明显的证据表明2004－2006年的绝对收入流动性有所恶化。

（三）城乡维度的横向比较

表7和表8分别报告了城乡居民绝对收入流动性指标测算及其分解。

表7 城镇居民绝对收入流动性指标测算及其分解

表8 农村居民绝对收入流动性指标测算及其分解

其次，从分解的角度看，随着时间的延长，城镇增长部分对收入流动性的贡献大于且增长速度快于农村，比如十年期（1989－2000年）城乡绝对收入流动性增长部分占比分别为51.6%和40.7%，反映出城镇居民收入增长速度快于农村，收入增长对绝对收入流动性中的正向推动作用在城镇表现得更为明显。再从长期看，2000－2006年农村居民绝对收入流动性增长部分占比剧烈下降（F－O，1测度组从69.2%下降到只有7%），甚至出现负增长（F－O，2测度组从46.6%下降到负增长0.5%）；城镇也略有下降，但下降幅度远小于农村。

再次，结合相对收入流动性研究的结果，可以看到，城镇收入水平的增长快于农村，但收入位次的变化却慢于农村，为此，城镇在收入流动的过程中更易于形成一些固定的收入增长阶层，使得收入流动对缓解城镇收入不平等的作用更为有限，城镇内部的收入不平等现象应当引起足够的重视。

五、值得进一步研究的问题

（一）两种收入流动性大小的比较

从理论上讲，相对收入流动性和绝对收入流动性的大小关系并无定论可言。一方面，如果各家庭收入同步增长而不发生收入位次的变动，那么卡方值就不会发生变化，也就是说，如果收入增长是平等的，那么绝对收入流动性的增长部分就不会对相对收入流动性的大小产生影响；另一方面，如果没有收入增长而只发生收入转移，那么相对收入流动性的卡方值未必一定减小，下面的例子可以说明这一点。

假设收入转移发生在一个对角化变化中，转移比率为δ，则卡方值的变化为：

但是经过观察可以发现，绝对收入流动性较大的年份中通常相对收入流动性也较大，这个发现提示我们能否通过建立计量回归来检验“两种收入流动性大小存在正相关性”的判断。更进一步地，还可以对绝对收入流动性的不同部分加以检验。为此，利用上文计算的城乡居民在不同时期内的相对流动性和绝对流动性大小的22个观测样本，表9给出了一个基于回归方程（1）到（8）的初步检验结果①因检验中只考虑流动性的大小，不考虑流动的方向，故所有变量均取绝对值处理。。

表9 “两种收入流动性大小存在正相关性”的检验

实证结果初步表明，两种收入流动性大小之间的确存在一定的正相关性，即绝对收入流动性越大，卡方值就越小。但是将绝对收入流动性按增长部分和转移部分进行分解后，除方程（7）外，正相关性几乎消失，说明现有的分解视角不足以解释两种收入流动性之间的联系，需要新的分解视角。另外，比较方程（7）和方程（8），发现相对收入流动性大小对增长部分更为敏感一些，表明非均衡增长是导致中国城乡居民相对收入流动性变化的一个主要原因。

（二）收入流动性与长期不平等的改善

在福利经济学的视角下，研究收入流动最终是要为改善长期不平等服务的，因此，运用Fields（2009）提出的将“收入流动作为长期收入平等器的进步（progressivity）指标——P指数”（见表10），计算收入流动性与长期不平等之间的关系，其中是起始年和结束年的平均收入序列，G（·）是基于收入分布计算的基尼系数。P值大于零代表收入流动对改善长期不平等具有正向作用，P值越大代表作用越明显。

表10 按样本组计算的基尼系数和P指数

可以看到，基尼系数先降后升，2004年全国和城乡居民的基尼系数已超过或接近0.5，其余各年份的基尼系数几乎都高于国际警戒值0.4，说明中国的收入不平等状况已经十分严重，必须引起高度正视。从P值上判断，表中五个时间段的P指数均大于零，表明这些时间段的居民家庭收入流动均有助于分配更平等。就城乡比较而言，1989～1993年和2000～2004年的收入流动对降低农村家庭收入不平等的作用较大；1997～2000年的收入流动对城镇家庭的收入分配的平等作用较小。总体上，收入流动对改善农村的长期不平等程度较之城镇更为明显，这一点与先前对于两种收入流动性的分析得到的结论是一致的。

六、主要结论与政策建议

本文通过计算相对收入流动性的大小、方向、结构与极端值，绝对收入流动性的大小、方向及增长和转移的部分分解，从时间和城乡两个维度解读了中国居民收入流动性变动的内在规律，探讨了两种流动性大小之间的关系，以及收入流动性与长期不平等之间的联系，得到如下实证研究和比较分析的主要结论：

首先，从全国居民收入位次和收入水平的变动看，收入流动在总体上有利于多数人经济地位的相对提高，其中1997－2000年的收入位次缺乏流动且低收入阶层的高阶跃迁能力相对较弱，而2000－2004年的收入位次则富于流动且低收入阶层的高阶跃迁能力有所加强；收入水平的变动与收入位次的变动表现出一定的一致性，2000－2004年的收入水平也富于流动，且绝对收入流动性大部分来自于收入转移而不是收入增长。这表明2000年以后的收入流动在很大程度上取决于既定的收入分配格局，以及分配政策在不同收入阶层中调整、转移和再分配的作用。十年期持续贫困率（相对）水平的居高不下也从一个侧面印证了通过强化收入转移触发收入流动的重要性和必要性。

其次，从城乡居民收入位次和收入水平的变动看，农村居民的绝对收入流动性小于城镇居民，城镇增长部分对收入流动性的贡献大于且增长速度快于农村，扣除物价因素后，2000－2004年农村居民的绝对收入甚至呈现负增长，城乡收入差距持续扩大。但就相对收入流动性及收入水平的百分比收入流动性而言，农村居民并不逊色于城镇居民，表明相对于农村收入分布的初始状态而言，农村的收入流动并不低。因此，城乡收入流动的区别在于，城镇收入水平的增长快于农村，但收入位次的变化却慢于农村，这就更易于在城镇形成一些固定的收入阶层，使得收入流动对缓减城镇收入不平等的作用更为有限。城镇相对较高的持续贫困率以及收入流动对改善农村的长期不平等程度较之城镇更为明显的经验事实，昭示着化解城镇内部新二元结构矛盾的紧迫性。

应当看到，研究收入流动性是解开“经济增长和收入不平等并存”之谜的关键，当引入收入流动性以后，传统的“经济增长—收入分配”替代论的分析框架将会被进一步拓展为“经济增长—收入差距—收入流动—收入平等”的新框架①分配与增长的“替代论”实际上从古典主义分析开始，就一直存在并日益成为主流观点。其实质在于将收入分配与经济增长的关系始终定位于公平分配与经济增长的关系框架来认识，并且认为分配与增长二者之间只是唯一的替代和冲突关系。，新框架的实质在于强调经济发展和收入分配过程中的机会均等，特别是强调公民的教育机会与基本的医疗和健康机会的公平，这不仅有利于提升经济社会发展的内在效率，而且还可以通过促进收入流动来缓解收入差距过大所带来的社会冲突与压力。收入流动性最重要的意义在于实现收入分配中公平与效率的统一。收入流动性大且向上或相对向上流动份额增多对改善长期的收入分配不平等具有极为重要的积极意义，中国城乡居民收入流动受到宏观经济景气度、长期经济增长趋势以及收入分配制度和政策的影响。值得关注的是，中国通过推动收入增长而引发收入流动的时期主要发生在20世纪90年代，2000年以后的收入流动效应在很大程度上取决于既定的收入分配格局和制度安排，以及分配政策在不同收入阶层中调整、转移和再分配的结果，收入增长引起的收入流动效应被弱化。

本文认为，未来的经济改革将进入一个必须通过调整现有收入分配格局、改革既定收入分配制度才能进一步释放经济增长所产生的收入流动效应的攻坚阶段。为此，要以改革收入分配制度和政策为抓手，改善中国城乡居民的收入结构和收入流动性，从根本上消除导致居民收入流动性较低的各种体制机制障碍。具体而言包括以下四方面：一是要完善社会主义市场经济制度，健全居民收入流动性的运行机制，有效防止权力和垄断等因素介入生产要素的收入分配领域，促进收入分配的机会公平，加快居民的收入流动性。二是要协调城乡和区域的发展，改革阻碍城乡居民收入、职业和社会地位自由流动的体制与机制性障碍，特别是现有的户籍管理制度以及地区保护主义、部门利益分割等，促进国内统一市场体系的形成，鼓励劳动力、资本等生产要素合理的自由流动，实现人们获取自由职业流动的选择机会和竞争机会的平等。三是要发挥公共政策的正外部性，降低不同部门、不同行业之间居民收入流动过程中的巨大风险和不确定性，提供包括社会养老、医疗保障、失业救济、贫困救助、公共教育等在内的统一完善的社会保障体制和社会政策，解除低收入群体在收入位次中的“锁定”状态。四是要调整国民收入分配格局，实现藏富于民。通过调节税收和鼓励生产与消费，将社会财富分布的结构转换成“橄榄形”，增强社会活力，从而促成一个真正拥有一定实业基础和财富实力的中产阶级，以实现和谐社会和经济的长期稳定发展。

［1］［英］阿特金森，布古农，莫里森.收入流动性的实证研究［M］.姜超译，北京：北京大学出版社，2005.

［2］黄仁伟，权衡.基尼系数的局限性及其补充：中国经验［J］.学术月刊，2006，（5）.

［3］权衡.居民收入流动性与收入不平等的有效缓解［J］.上海经济研究，2005，（3）.

［4］权衡.收入流动与自由发展：上海城乡居民收入分配与收入流动研究［M］.上海三联书店，2008.

［5］孙三百，黄薇，洪俊杰.劳动力自由迁移为何如此重要？——基于代际收入流动的视角［J］.经济研究，2012，（5）.

［6］王海港.中国居民家庭的收入变动及其对长期平等的影响［J］.经济研究，2005，（1）.

［7］王朝明，胡棋智.收入流动性测度研究述评［J］.南开经济研究，2008a，（3）.

［8］王朝明，胡棋智.中国收入流动性实证研究——基于多种指标测算［J］.管理世界，2008b，（10）.

［9］王洪亮.中国区域居民收入流动性的实证分析——对区域收入位次变动强弱的研究［J］.管理世界，2009，（3）.

［10］杨俊，黄潇.中国收入流动性再探讨［J］.统计研究，2010，（11）.

［11］尹恒，李实，邓曲恒.中国城镇居民收入流动性研究［J］.经济研究，2006，（10）.

［12］章奇，米建伟，黄季焜.收入流动性和收入分配：来自中国农村的经验证据［R］.北京大学中国经济中心工作论文（FC20070134），2007－3.

［13］周兴，王芳.中国城乡居民的收入流动、收入差距与社会福利［J］.管理世界，2010，（5）.

［14］Burkhauser R.V.，D.Holtz－Eakin，S.E.Rhody.Labor Earnings Mobility and Inequality in the United States and Germany during the 1980s［J］.International Economic Review，1997，38：775－794.

［15］Burkhauser R.V.，Poupore J.G.A Cross－National Comparison of Permanent Inequality in the United States and Germany［J］.Review of Economics and Statistics，1997，74：11－17.

［16］Fabig H.Income Mobility in International Comparison：An Empirical Analysis with Panel Data［M］.Goethe U－niversity Mimeo，1998，Frankfurt.

［17］Nee V.The Emergence of a Market Society：Changing Mechanisms of Stratification in China［J］.American Journal of Sociology，1996，100：908－949.

Income Mobility of Chinese Urban－rural Households and Long－term Inequality：Evidence and Comparison

Quan Heng
（Institute of World Economy，Shanghai Academy of Social Sciences，Shanghai 200020，China）

This paper argues that after the introduction of income mobility，traditional research frame of the substitution relationship between economic growth and income distribution will be expanded to a fresh one，namely“from economic growth to income gap then to income mobility and to income equality”.The essence of the new framework lies in the emphasis on economic development and opportunity equality in income distribution，especially the emphasis on the equality in education and basic health care，which not only is beneficial to the rise in inner efficiency of social and economic development，but also alleviates social conflicts and pressures resulting from greater income gap through the advancement of income mobility.Based on theoretical analysis，this paper calculates the extent and direction of relative and absolute income mobility by using the CHNS income data from 1989to 2006，and decomposes absolute income mobility into the increment part and the transfer part.And it further discusses the relationship between income mobility and long－term inequality.It comes to the conclusions as follows：firstly，macroeconomics prosperities，long－term economic growth trend and different income distribution policies have great effects on the income mobility；secondly，income mobility occurred mainly in 1990sthrough the promotion of economic growth and income increase in China；thirdly，after 2000，income mobility has been influenced more by the existing income distribution pattern ＆institutional arrangement，and the outcomes of adjustment，transfer and re－distribution of distribution policies among different income classes，and income mobility resulting from income increase weakens.Last but not least，it puts forward some policy suggestions about the improvement of income mobility such as（1）to perfect socialism market economy，（2）to coordinate urban－rural and region development，（3）to exert the positive externality of public polices and（4）to adjust national income distribution pattern.

relative income mobility；absolute income mobility；income inequality；urban area；rural area

F126.2

A

1009－0150（2015）02－0004－17

（责任编辑：海 林）

2015－01－04

权衡（1968－），男，甘肃宁县人，上海社会科学院世界经济研究所研究员、博士。