发布时间 : 星期五 文章再论改革与发展中的收入分配 陈宗胜2 - 图文更新完毕开始阅读6317141810a6f524ccbf85f8
这10年中，基尼系数从0.20916增加到0.23543，增长幅度为12.55%，年均增长只有1.32%；进入90年代后增长速度加快，特别是1992年我国确定了建立社会主义市场经济体制模式后，上升态势明显，从1990—1999年这10年中，基尼系数从0.23543增加到0.3361，增长幅度高达42.76%，年均增长速度为4.03%。就是说，体制改革的阶段推进在城镇居民收入差别的变动轨迹上留下了明显的烙印。
0.450.43城镇居民收入基尼系数0.41全国居民收入基尼系数0.390.370.350.330.310.290.270.250.230.210.190.170.151981198219831984198519861987198819891990199119921993199419951996199719981999图2.2.1。中国城镇居民收入的基尼系数变动轨迹及与全国的比较（1981-1999）
资料来源：1988-1999年的数据引自表2.2.1; 1981-1987年数据来自陈宗胜（1991）表4.12并根据本书
研究口径作了适当调整。
第三节 中国农村居民的收入差别程度
接下来测度中国农村居民收入差别的程度。
一、推算和调整农村居民收入分配资料的原则与方法。与城镇居民收入分配的资料相比，农村居民收入分配的资料距离可以直接计算出农村居民的收入分配基尼系数还有较大的差别。目前我们仅能从统计年鉴中搜集到农村居民收入分配资料的以下几个方面：（1）各个年份的人均纯收入；（2）各个年份按人均纯收入分组的户数比重；（3）各年的户均人口。但是计算基尼系数所需要的两个数据不能直接得到：（1）与人均纯收入分组相对应的人口比重；（2）与人均纯收入分组相对应的收入构成。同时，可以推测这两个数据的另两个数据也不能直接得到：（1）各收入组的人均纯收入；（2）各收入组的户均人口。显然，为了测算农村居民正常收入的分配状况，需要估计后两组数据。
此外，农村居民收入的统计资料的分组也不够规范，1988—1996年分为11个组，1997年则多达20个不规则组。为了与城镇居民的收入分配资料相一致，我们利用插值法对农村的资料进行了延展或合并，统一将其分为七个组。
首先，我们估测原分组中农村各收入层次的人均纯收入。估测这一数值的依据有三点：（1）原划分收入层次的标准范围。这个范围限定了估计各组人均纯收入的最高限和最低限，这使得估计的误差不会太大。（2）各收入层次的户数构成。这一点作为权数保证在估算时能够注意使众数组的人均纯收入同总人均纯收入水平基本一致或接近，因为从理论上讲通常众数组的人均纯收入总是同总的人均
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纯收入的水平不相上下。（3）总人均纯收入水平和增长速度。这一点可以使我们调整最高收入组的人均收入。
依据上述三点，具体的估算步骤是：（1）首先将高收入层次的组别延展开：1992年以前，划在“2000元以上”的最高收入组的家户比重与其它组别相比，还比较均匀，但随着经济发展水平的快速提高，使得1992年以后划在“2000元以上”高收入组的比重越来越大，以致于1997年占到了50%左右，这必然使中高收入层次的差别被抹平，被低估。统计部门也认识到这一点，并在1997年进行了调整。但是1997年以前的分组资料仍需调整。因此，这里根据1997年2000元以上各个收入组的分组范围和界限，将1992—1996年2000元以上的收入组进行了展开，使得各组的家户比重大致相当。于是，从分组数看，1988年—1991年为11分组，1992—1997年为20分组。（2）接下来，确定其余各组的平均收入：我们对除最高收入组外的其余各组的人均收入均取该组划分范围的上下限之间的均值。（3）由于最高收入组的人均纯收入缺乏明确的上限（年鉴上都是用某某收入水平“以上”来表示的），我们根据每年总人均纯收入的增长率，以15%为分界点，低于15%为正常的增长率，增加250元，超过15%为超常增长，增加500元。（4）在此基础上对各个分组进行了合并，合并的基本原则是保证总的人均收入落在众数组中，合并后的各个组的人均纯收入由构成每个组的原各分组的人均纯收入的加权平均求得，权数是原各分组的户数占现该组总户数的比重。
其次，再估计农村中各收入层次的户均人口。估计的方法主要是参照当年城镇居民各收入层次的户均人口的变化规律。因为我们发现在经济发展过程中城乡居民的户均人口的变动方向是完全一致的。具体是，（1）以全国城镇居民总的每户平均人口数（等于七分组中中等收入组的户均人口）为分界点，分别计算了从中等收入组到最低收入组变化过程中，每减少一百元其户均人口的增减数；和从中等收入组到最高收入组变化过程中，每增加一百元其户均人口的增减数。其具体的计算公式为：
PLi= Pii-1/Rii-1 i=4，3，2 （2.3.1） PHi= Pii+1/Rii+1 i=4，5，6 （2.3.2） PLU= ?PLi/3 （2.3.3） PHU= ?PHi/3 （2.3.4）
公式（2.3.1）中PLi表示从中等收入户向低收入户变化过程中第i个收入等级的每百元户均人口变化值，Pii-1表示两个收入等级之间的人口变化值，Rii-1表示以百元为单位的两个收入等级之间的收入变化值。同样，公式（2.3.2）中PHi表示从中等收入户向高收入户变化过程中第i个收入等级的每百元户均人口变化值，Pii+1表示两个收入等级之间的人口变化值，Rii+1表示以百元为单位的两个收入等级之间的收入变化值。公式（2.3.3）中PLU表示从中等收入户向低收入户变化过程中每百元户均人口变化值的平均值，公式（2.3.4）中PHU表示从中等收入户向高收入户变化过程中每百元户均人口变化值的平均值。
计算的结果表明，在从中等收入组向最高收入组变化过程中，每增加百元其户均人口变化值的平均值，要小于从中等收入组向低收入组变化过程中，每减少百元其户均人口变化值的平均值。之所以呈现这样的特点，其原因在于中低收入家庭的人口普遍比较多，因此，不同收入阶层之间的人口变化比较显著。相比之下，中上收入家庭的家庭人口普遍偏少，不同收入阶层之间的人口变化较小。同
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时，这还表明我国目前低收入家庭贫困的重要原因之一是由于人口过多，控制中低收入家庭的人口增长应该是扶贫战略的重要组成部分。由于农村居民家庭的户均人口高于城镇居民家庭的户均人口，因此随着收入等级的变化其每百元的户均人口变化值要高于城镇居民家庭，为此我们以农村家庭和城镇家庭的户均人口比值为纠正系数，乘以城镇家庭每百元户均人口变化值就可得出农村家庭每百元变化的人口变化值，其具体计算公式如下：
a=PR/PU （2.3.5） PLR=a*PLU (2.3.6) PHR=a*PHU (2.3.7)
公式（2.3.5）中a表示调整系数，PR表示农村居民家庭的户均人口，PU表示城镇居民家庭的户均人口；公式（2.3.6）中PLR表示农村居民家庭从中等收入向低收入等级变化过程中的每百元户均人口变化值；（2.3.7）中PHR表示从中等收入等级向高收入等级变化过程中的每百元户均人口变化值。
（2）根据这一比值，我们以全国农村家庭总的人均纯收入为中等收入家庭，以此收入段为分界点，向低收入等级变化中，每两个收入等级之间的收入变化数乘以PLR，加上上一等级的户均人口就可得出相应等级的户均人口。其具体的计算方法如下：
,,,
PLi-1=PLi+PLR*Rii-1 i=4，3，2 （2.3.8） P,Hi+1=P,Hi+PHR*R,ii+1 i=4，5，6 （2.3.9）
公式（2.3.8）中P,Li-1表示从中等收入阶层向低收入阶层变化过程中第i-1收入阶层的户均人口， P,Li 第i收入阶层的户均人口，R,ii-1表示第i和i-1收入阶层之间的人均纯收入变化。公式（2.3.9）中P,Hi+1表示从中等收入阶层向高收入阶层变化过程中第i+1收入阶层的户均人口， P,Hi 第i收入阶层的户均人口，R,ii+1表示第i和i+1收入阶层之间的人均纯收入变化。
用这种方法推算的户均人口乘以该收入等级的调查户数，然后加总求得总的被调查人口数的估算值。为了证明这样推算户均人口方法的合理性，我们比较了每年被调查总人口数的估算值与实际值（从统计年鉴中可以得到）①，结果发现二者很接近，误差最大不超过2.2%，最小只有0.23%（附录II 表4）。这从侧面证明了我们所采用的估算方法的准确性。
根据以上的各收入层次的户均人口和人均纯收入的估计值，以及各收入层次的户数构成，可进一步推算出各收入层次的人口比重和收入比重。
Bri=Pi*Ri*Hi/∑Pi*Ri*Hi i=1,2,3,4,5,6,7 (2.3.10) Bpi=Pi*Hi/∑Pi*Hi i=1,2,3,4,5,6,7 (2.3.11)
式中，Bri表示第i个收入等级的收入比重，Pi表示第i个收入等级的户均人口，Ri表示第i个收入等级的人均收入，Hi第i个收入等级的调查户数，Bpi表示第i个收入等级的人口比重。
①
为了避免误解，需要再次说明，这里所提到的统计年鉴中的数据只是一个信息含量很少的总数，我们所以要不厌其详的估计各种分组资料，主要是为以后计算非法非正常收入做准备的，因为在那里必须用分组资料，一个空洞的总数是没有任何意义的。
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二、估算农村居民收入差别基尼系数。据以上推算资料，即可按照基尼系数的计算公式计算出1988—1999年中国农村居民的人口/收入基尼系数（见表2.3.1）。比较而言，各年农村居民的收入基尼系数比城镇居民收入的基尼系数都大，与我们通过典型调查测算的数值较接近，而且其他学者的计算值（见表中第二列）也与此较接近（最大差率为7.2%）。
表2.3.1 中国农村居民正常收入的收入差别基尼系数(1988-1999)
年份 （1） （2） （2）-（1）/（2）*100% 1988 0.30285 0.301 0.61 1989 0.31261 0.300 0.42 1990 0.29474 0.310 4.92 1991 0.30740 0.307 0.13 1992 0.31062 0.314 1.08 1993 0.31812 0.320 0.59 1994 0.32996 0.330 0.012 1995 0.34070 0.340 0.21 1996 0.32100 —— —— 1997 0.32724 —— —— 1998 0.34097 —— —— 1999 0.35120 —— —— 1999/1988 1.16 —— —— 资料来源：（1）根据《中国统计年鉴》1989—2000年中的数据以及各种估算数据计算得出。 （2）来自赵
人伟、李实（1999）48页表1—4。
这些数据表明,在十多年中，中国农村居民的收入差别从1988年的0.30上升到了1999年的0.35,上升了将近16.67%,年均上升1.2%。以最富有与最贫穷阶层的收入百分比变动为例，从测算基尼系数的基础数据可知（见本章附录II表5），1988年0.30285的基尼系数意味着10%最富有人口大约可获得24.34%的收入，而最贫困的10%的人口大约只获得3.3%的收入；而1999年基系数上升到0.3512，意味着最富有与最贫困10%人口的收入比重分别变为26.74%和2.6%。两个收入群体的收入比重差从1988年的21.04个百分点上升到1999年的24.14个百分点；富裕阶层的收入比重上升2.4个百分点，而贫困阶层则相应下降了0.69个点。即富裕群体收入份额的上升仍是快于贫困群体的收入下降，只是差额更小些。这也表明了相对收入差别的扩大（也同样表明了这种差别扩大是增长中的扩大）。
这样的扩大速度同城镇及全国的收入差别情况相比都并不快，其原因大概来自两个方面，一是由于自1980年代中后期以来城市一直是我国改革的重点，而农村的改革一直没有太大的制度上的突破。二是自1988年以后我国以乡镇企业为核心的农村非农产业的发展逐渐趋于缓慢，而我们以前的研究表明，来自非农产业的收入是扩大农村居民收入差别的重要原因（陈宗胜，1991），所以非农产业发展速度的放慢必然使得农村居民收入差别的扩大速度放慢。当然，1999年0.3512的基尼系数水平并不低。
同时，与我国城镇的收入差别相比,我国农村居民的收入差别要高于城镇居民的收入差别。这是我国公有制条件下与其他发展中国家以及经济发展理论所描述的情况不同的特点，也是与库兹涅茨关于私有经济收入差别“倒U曲线”的假设不同的特点,产生这种差异的原因主要是我国的公有经济体制与经济发展战略等，与其他条件下的不同（见图2.3.1）。
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