改革期间中国城市收入不平等的地区差异，本文主要内容关键词为：中国论文,不平等论文,差异论文,收入论文,地区论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1978年之后的经济改革带来了中国现代史上空前的经济快速增长以及个人收入的高水平。人均国民生产总值由1978年的375元上升到1992年的1026元（考虑通货膨胀因素之后），年均增长率为7.45%。在同一时期，城市居民的人均年收入由316上升到721元（考虑通货膨胀等因素后），年均增长率为6.07%。（注：根据国家统计局的统计数据（1993，表2-12及8-6）计算所得。所有数据以1978年消费价格为准。尽管同一时期农村居民的人均年收入比城市居民增长要快得多，达到每年8.86%，但农村居民在1992年的人均收入仅为438元，比城市居民低了40%。）与改革前中国动荡不安的经济倒退及毛泽东领导的平等的社会风气不同(Riskin 1978)，（注：正如怀特(1986)所指出的，尽管毛泽东提倡平等主义，改革前的中国也可能存在着实际的不平等现象。与资本主义社会中出名的财富分配不平等相反，社会主义经济中大部分不平等的重要形式在于财富和劳务的分配，诸如以国家再分配机构提供的福利分房等（琴伦伊1978，1983）。更进一步说，与国际标准相比，改革前中国的不平等水平尽管很低，但却实际存在，主要是城乡差距显著(Whytl 1986;Adelman and Sunding 1987)概括时所隐含的这样一种观点似乎会有误导作用，即“不平等性不应该继续增长”（罗纳塔斯，P43）是因为市场与行政的协调共存(P4)会形成“结构互补”。实际上倪的市场转型理论认为国家社会主义的经济改革正逐步地由市场协调取代再分配协作，从而使有技能的生产者比政府行政人员受益更多。尽管倪(1991,P269)清楚地意识到市场会产生新的不平衡根源，但他对经济改革中总的不平等趋势尚不明确。）这种惊人的经济繁荣现象激起了社会科学家新的兴趣，他们开始考虑经济改革与收入、财富分配之间关系(Trescott 1985;Adelman and Sunding 1987;Wal der 1987,1990,1992a,1992b;Hsiung and Putterman 1989;Nee 1989,1991,1994,1996;Geld 1990;Zhao 1990;Li 1991;Peng 1992;Khan et al.1992;Griffin and Zhao 1993;Sel den 1993;Xin 1994)。这些研究者对以下两个基本问题产生了兴趣：(1)经济改革是引起不平等增加，还是减少了不平等性？(2)经济改革是否使某些社会群体以其他人为代价而不相称地受益？事实上，这两个问题在社会学家们关于后社会主义以及处于改革中的社会主义经济的理论探讨中一直居于主导地位。罗纳塔斯最近对这些讨论做了一个总结（1994，表1）。
除了肯(Khan et al.1992).莱特和宋(1993)及倪(194,1996)等外，其他的人在研究中国经济改革的后果时都把中国作为一个和谐统一的同质整体来对待而不考虑其它人的地区差异，甚至所使用的数据也是地区性的而不能代表整个中国，在关于中国的数据比较稀缺时这样的操作或许有意义。但由于中国是一个地域空间经济发展不协调和大国，这种做法不应该继续下去(Linge and Forbes 1990;Li 1993)。仅仅对于匈牙利这样一个人口规模比中国30个省级行政单位的其中25个省都要小的国家，已有“成打书以及成百的杂志论文”关注其改革(Kornai 1989)，基于这样一种事实，若是忽视中国经济改革中的空间异质性那可真是令人惊讶了。（注：正如本文后面所述，倪的理论暗示了随着教育回报的增加，总的不平等也增加了。这里将天津、海南（最近从广东省独立出来）、西藏、青海和宁夏排除在外。）
考虑地区异质性是很重要的，这不仅是因为中国不同地区的活动很大程度上受着自然资源、人力资源的地区差异的制约，而且更重要的在于中国的工业改革有一个区域维度问题。改革使沿海省份以内陆省份为代价而不相称地受益，并由此导致了地区间的紧张，Aguignier (1988),Falkenheim(1988),Shrink(1089),Linge和Forbes(1990)以及Li(1991,1993)对此都有所记载。然而倍受忽视的问题是：日益增长的地区差异从一开始就是一个成熟计划的一部分。理由如下：首先，中央政府认为：“在一个边远省份（如广东）实行最初的实验，而不是天津、上海以及任何一个工业化的内陆地区，这样的危险会少一些。”(Linge and Forbes 1990)。由于在限定地区内进行实验，则其失败将不会祸及整个国民经济。其次，根据改革前的长期实践，中国的改革家们希望建立几个典型作为工业改革的窗口。在限定地区导入政府资源和国外投资将大大提高成功的可能性。中国共产党经济改革的核心在于“让一部分人先富起来以达到共同富裕。”(Zhao1994)。人们希望在全国开始赶超沿海地区的成功之时，沿海地区的巨大影响会渗入到边远内地。最后，中国的领导人从农村改革中认识到放权分权的效用，因此鼓励工业改革的早期阶段也采取这种方式，允许地方政府根据其相对优势取长补短(Falkenheim 1988)。深圳发展的主要原因就在于利用相对优势，即属于广东和香港的边界附近，由此从一个小城镇发展成一个经济繁荣的大城市和股票市场。
根据1988年对9009户城市家庭的调查所得的国民收入数据，本文研究了中国收入不平等的地区差异。关注这样一个事实，即经济改革的步伐呈地区性不平衡，检验了经济改革成功与个人收入决定因素之间的关系，其中经济改革的成功是以1985年到1988年城市经济增长来测量的。分析包括以下四步：首先，考虑到在中国这一背景下政治优势的重要性，形成了一个修正后的人力资本模型并进行估算。其次，把工作收入分解为基本工资、奖金和津贴。第三，考虑到了具有地区性的多层次模型，其余数是根据基本人力资源模型得来的，并取决于不同城市间的经济增长指标。最后，得出关于总体不平等性的地区差异及其经济增长之间关系的推论。
基本人力资源模型
根据当前中国的实际情况修改了明瑟(Mincer1974)人力资源模型，形式为：
式中：Y代表收入，X[,1]代表教育年限，X[,2]代表工作经验，X[,4]中共党员自身的虚拟变量（1＝党员），X[,5]是指在性别的虚拟变量（1＝女性）。所有β都是参数，ε是使模型所不能解释的残差。方程(1)和的模型有两处偏离。首先将党员身份包括在模型之中，并将其解释为与政治优势联系的人力资本的一方面。（注：我们意在用党员身份代替倪(1989,1991,1994）关于“政治资本”和“地位权力”的概念，在经济改革中，“政治资本”和“地位权力”的重要性相对于“市场资本”和“成就”而言已日益下降。）以前的研究(Walder1990,Knight and Song 1993)为党员身份的重要性作了明确记录，并为解释提供了证据。其次。同时在男女人士上运用此模型，并且允许在截距方面如同教育回报一样允许性别差异的存在。在收入方程中将妇女包括在内是对其他几个类似模型的发展，这些模型仅仅基于美国和其他国家的男性工人的数据。将妇女排斥在外的一般做法是因为对当前不在劳动力之外的妇女的处理上有困难。然而在当今中国，由于妇女劳动力普遍就业，因此不存在这一困难。后面将讨论引入性别和教育交互作用的合理性。
采用1988年中国家庭收入计划(CHIP)的数据。CHIP包括两项调查，一是城市居民，一是农村居民。本文只采用城市部分的数据以作研究。城市调查遵从多阶段抽样方法，首先选择10个省级行政单位（总数为30），然后抽取55个城市（总数为434）以代表中国的不同城市情况(Eichen andZhang,1993)。1989年3月和4月向总共9009户家庭发放了城市调查问卷。
此调查收集了关于所有家庭成员的信息，包括人口统计特征和教育特征以及劳动力活动。在本分析中做了一个不现实的却是方便的假设，即家庭内的类聚微不足道。也就是说，将抽样家庭中介于20岁至59岁参加劳动的成员都作为自变量来观测。结果其他因缺省或不完整而排除被访者数据的标准，这一程序共产生15862个抽样。（注：由于研究主要关注为经济增长后果的收入决定因素的地区差异，将来自那些不具有可信的宏观数据的县市的被访者数据排除在外。这一标准排除了本研究中926个被访者数据。通过附加的灵敏度分析（此外未作报告，但是可以根据读者要求予以提供），证实本研究的第一部分研究结果未受这一排除标准的影响。）
作为一项关于收入的调查，CHIP调查问卷是经过慎密设计以期能囊括所有的收入形式，包括奖金和津贴。本研究的主要成果已经付梓，参见由Griffin和Zhao(1993)所编的书。而本文主要关注的是每一个工人在其工作单位所挣得的现金报酬。特别地，关于收入(Y)的指标包括以下四个部分：(1)月基本薪水X12，标以Y1；(2)月平均的奖金和津贴的现金额X12，标以Y2；(3)1988年来自于私营企业的年收入，标以Y3；最后一个部分是可以忽略不计的（占总收入的1%左右）。在前两种收入形式中，基本薪水(Y1)稍微重要一些。（注：综合起来看，奖金和津贴占了总收入的大约45%（例如，在排除私营企业的收入后）。参见表A1）
根据明瑟(Mincer1974)的观点，以教育获得水平可以推知教育年限（低于3年教育＝1;3年教育又不足小学教育＝4；小学＝6；初中＝9；高中＝12；商业学校＝13；地方大学／技术大学＝15；综合大学＝17）。考虑到对当代中国的背景相对不熟悉且缺少了解，将教育作为一个真实的类别变量（关于教育获得水平）这样一种保守的处理方法为许多研究者所广泛采用(Peng 1992,Khan et al.1992;Griffin and Zhao 1993;Nee 1994,1996)。然而，基于三方面重要的考虑，研究愿意采用关于教育年限的内转测量。首先，关于人力资本的理论框架要求应以教育年限作为基本资料和投资成本来考虑教育(Mincer1974)。其次，由于方程(1)中输入的对数是作为一个应变量，所以教育年限的余数可以被解释为回报率并做跨国比较(Psacharopoulos,1981)。最后，关于教育影响的一级自由度能够方便地检验教育回报与地方经济背景的关系。即使严格的线性设定并不是完美的，这种设定也是一种很好的近似。为了检验这种简单化的设定的可行性，我们将进行灵敏度分析。
依据明瑟的方法(Mincer1974)计算工作年限，以当前年龄与第一年工作年龄之差作为工作经验的差异，这种差异随着教育水平不同而变化（小学及以下＝14；初中＝16；高中＝19；商业学校＝20；地方性大学／技术大学＝22；综合大学＝24）。这种参数化再一次受制于关于建立人力资本基本模型的选择，这种选择要求“作为一个自变量经验比年龄更重要（为了区别关于时间的生理影响和人力资本影响）(Psacharopoulos,1977).
表一 假设区域同质性的总收入三个的回归模型
注意：-N=15,862.变量(T)年总收入的自然对灵敏.β由等式(1)决定.
* 排除小学和小学以下.
表1的第1列表方程(1)在β[,6]=0的限制条件下的普通最小平方(OLS)估计。因此，模型1增强了教育的作用在男女之间是平衡的。根据这一相当受限制的模型，我们开始对中国城市的收入决定因素作出一些一般性的推论。β[,3]的计算值为负，这便证实了人力资本理论的如下预期，即工作经历的影响的凹形的，开始是上升的然后是下降的(Mincer 1974)。根据模型二，令人乐观的工作经验为33.2年，这与明瑟(Mincer 1974)对美国的估计所得的33.8年很接近。（注：这一令人乐观的工作经验年限是通过计算
而得到的。）
由模型1可见，对于教育的收入回报率为3.1%。根据国际标准，这一数据是非常非常小的。根据国际比较的经验，Psacharopoulos(1981)认为教育回报率介于5.9%（加拿大）和22.8%（马来西亚）之间。中国作为一个不发达国家以及1978年的快速经济增长，如此低的教育回报率实在令人疑惑。而不发达和快速增长这两种特征通常总是与教育的高回报率相联系的。Psacharopoulos(1981)指出不发达国家的教育回报率（平均为14.4%）一般比发达国家（平均为7.7%）要高得多。这种经济学推理方法也同时预示教育回报与经济增长率呈正相关，这是因为“那些更高效的资源管理者将能更好地利用变化了的机会结构”。(Chiswick 1971)。
没有理由因教育回报的低估计值而怀疑CHIP数据的可信度，因为其他许多研究利用独立的数据资料也得到了相似教育回报率。例如根据南京的抽样，Byron和Mamaloto(1990)得出“一个令人震惊的教育低回报率，每增加一年的教育其对收入的回报率仅增加4%”。（注：事实上，Byron和Manaloto的估算在纠正测量错误之后是有所扩大的。在纠正之前，根据估算方法得出的值为1.2%至1.9%。）根据天津的抽样，沃尔德(1990)计算得到1.0%的教育对收入回报率以及1.6%的教育对薪水回报率。另外，早斯选择中国部分人口的研究发现教育对于收入要么没有影响(Whyte and Porish Zhu 1991)要么是消极的影响(Gelb 1990;Peng 1992;Nee 1944)。由此，可以确认参相关文化背景中由模型1计算得出的低教育回报率。
系数β[,4]揭示了在中国作为一名党员所具有的优势。根据模型1，在相同的教育、经验和性别的情况下，党员比非党员的收入大约要高也7.4%。这一数值与沃尔德(1990)在1976年和1986年关于天津的薪水抽样调查所得的9%比较接近。然而，正如莱特和宋(1993)指出的那样，党员身份的影响并非因果性的。共产党可能有选择性地吸纳一些生产率较高的工人，而具有较高生产率的特征并非都能观察到因而也可能忽视了。无论如何，使用党员身份变量的兴趣在于测定党员身份所产生的影响的地区差异。除非这种潜在的选择性在地区之间发生实性变化，利用党员身份作为地位权力的指标时才能更好地为研究目的服务。（注：换言之，我们需要考虑党员身份，未观察到的特征及地区这三方面的交互作用的可能性以确认我们使用党员身份这一变量的可行性。正如其他地方所争论的那样(Xie,1989)。如果既没有好的理论也没有强有力的证据，那么最好不要假设这种高级的交互作用。）
模型1中β[,5]的计算值指出，在同等教育、经历及党员地位的条件下，妇女的平均所得要比男性低10.8%。这一数值与Byron和Manaloto(1990),Gelbes(1990)彭(1992),Wakaer(1990)以及莱特和宋(1993)所作的报告相一致，其范围是5%-14%。尽管就国际标准而言，收入的性别差异相对较小，（注：例如美国，在相同的教育和年龄的背景下收入性别差异在1960年至1980年间保持在30%以上(Bianchi and Spain 1980)）然而在中国确实现实存在的，虽然自1949年建立中华人民共和国以来，中国政府一直提倡男女平等。然而收入的性别差异与教育获得的差异范围并不相同。在模型2中，我们测试了性别与教育之间的交互作用。
模型2赋予β[,6]为自由值，因此包括了方程(1)中所设定的参数。把模型1和模型2套如统计进行F检验所得值为128，其自由度为(1/5,855)，具有相当高的显著性，由此可见男女之间的教育影响并非相同。性别与教育的交互作用所得的正值揭示了妇女的教育回报率高于男性。模型2的计算显示，妇女的教育回报率为4.5%，是男性(2.2%)的两倍。性别与教育的交互作用的影响是妇女在低教育水平下获得显著低收入这一现象的必然结果。（注：感谢白威廉为我们指出这一点。）这在图一中显而易见，图中两条实线代表了作为教育年限涵数的收入对数预测时，根据模型2的数据对男女作分别处理。
为了防止强加给模型1和模型2的线性限制而导致对教育错误（模型）设定的可能性，在模型3中进行了灵敏度分析，这种分析通过离散编码而使教育影响可以显示区域分为六个层次。模型2和模型3的模型套统计F检验是1.65，其自由度为(8/15,847)，在0.05显著性水平下并不显著。因此，对于教育的线性（模型）设定似乎是一种可以接受的近似估计。图1根据模型2和模型3在控制了其他自变量后，对比了由教育和性别作出的收入。如图所示，教育的线性（模型）设计会导致对于集体教育水平的男性（初中以下的教育水平）的收入出现轻微的低估。除了这一点，这个线性（模型）设定确实是很好的近似估计。因此，我们将在本文的以下分析中使用这一线性（模型）设定。
分解总收入
表1回归模型的因变量为T=logY，式中：Y=(Y1+Y2+Y3)。注意Y1、Y2和Y3分别代表(a)基本工资，(b)奖金和津贴的现金收入以及(c)来自私营企业的收入。由于1988年中国城市居民来自私营企业的实际收入是一个可以忽略的很小的部分，因此
正如莱特和宋(1993)所指出的，将总收入(Y)进一步分解为两个基本的部分(Y1,Y2)是很重要的，因为这两者区别显著。在经济改革之前，中国城市居民的收入基本来自Y1。随着经济改革的推进，Y2越来越显著了。因此，我们推测经济改革在对于收入的作用在Y2得到更好的体现。
将Y1和Y2作分别处理的一种显见的方法便是log(Y1)和log(Y2)两个模型。事实上，莱特和宋(1993)早就采用了这种策略。然而，这种方法也有其最大的弊端。首先，log(Y1+Y2)不能被分解为线性函数log(Y1)和(Y2)，结果，以log(Y1)和log(Y2)为因变量的回归与利用log(Y)的回归并不是一种简单的关系。其次，log(Y1)没有Y1为零值的对应值，log(Y2)也同样。有人或许会辩驳，那么一个没有基本工资的被访者就没有真正的工作，应而也将从这个与职业有关的输入分析中被排除出去。但是当被访问者出现Y2的零值时却不会有同样的辩驳，因为这在逻辑上是可能的（尽管经验上不可能），即有些工人除了基本工资之外没有其他补充形式。（注：在先前的回归模型中出现191个这样的被访者。）如将Y2的零值赋以一个很小的正值也是有问题的。因为回归结果对于这种任意选择的很小的数值也是很敏感的。
为了解决这两个问题，我们设计了以下的分解方法：
式中：S=log(Y[,1])，作为回归模型中基本工资的应变量；
，作为回归模型中奖金份额以及相对于基本工资的津贴等的应变量。要使方程(2)的分解真正起作用，Y1必须是一个正数。在分解分析中，删除了那些没有基本工资的被访者的数据，集中关注那些有工作的被访者。然而，Y2可以取0以及任何正值。当Y2是0时，B也是0。注意B并不是奖金和津贴的绝对值，而是与基本工资相比较而言的相对值。显而易见B与奖金率紧密相关，因为奖金率是Y[,2]/(Y[,2]+Y2)：（注：这种表达与一般线性模型中广泛使用的log[-log(1-r)]这种互补式的双对数变换很相似，这里的r是一个比率。我们不用B的对数形式是基于以下两点理由：(a)作为logY的线性部分，B是容易解释的，因此与S(logY1)有同样的尺度：(b)我们预期某些被访者的B值为零。）
我们的数据显示，B和Y[,2]/(Y[,1]+Y[,2])的相关系数是0.960。方程(3)显示对于任何一个固定的Y1来说，B是Y2一种单调变换。为了方便分解logY，将S、B作为应变量，并将B解释为与职业相关的总收入的“奖金份额”。B变化必然反映奖金和津贴相对于基本工资的变化的显著性。如果B是固定不变的，则奖金和津贴在总收入中所占的比例不变。
表二 分解就业所得为工资、将金的回归模型
说明：-N=15,588。没有固定收入者从分析中排除。自变量定义为
。
式中Y[,1]代表固定工资；Y[,2]代表奖金。
应用方程(1)的基本模型分别分析logY的两部分，并将没有基本工资的被访者排除在外，其回归值见表2。注意，对于每一个自变量来说，两个方程的参数估计遵从同一尺度。每一行的总和是log(Y[,1]+Y[,2])的基本影响，与T值相近。这样，就有可能对S方程和B方程的参数估计值与表1模型2中T方程的参数估计进行比较。首先，基本模型在确定基本工资方面比确定奖金津贴要好下些。基本工资(s)方程的R[2]为44.6%，而奖金津贴方程(B)仅为3.27%。其次党员身份(β[,4])的作用完全存在于基本工资的确定中。显而易见，党员身份对于B来说是个显著性系数，对于S和T来说也是一个相当大的系数（分别为0.075和0.073）。第三，概括同一逻辑，工作经验主要是通过基本工资来影响总收入的。工作经验的线性影响中有4/5是通过基本工资体现出来的，其余则由奖金津贴来体现。第四，对于那些没有受过教育的人其性别差异的2/3可归因于男性更高的工资(S)，以下的可归因于男性更高的奖金和津贴(B)。第五，关于教育影响的模式也是男女有别。对于男性来说，教育回报受到奖金制约，因为回报对于B来说是呈负的(-0.007)，因此S(0.029)比T(0.022)更高。对于妇女来说，教育对奖金和津贴没有显著影响。相关的，这些结果表明，正如早期报告中所指出的，相对于T(0.022)而言，年龄与教育交互作用影响的很大一部分（大约1/3）应归因于奖金和津贴而不是基本工资，因为对于B来说男性的回报是负的。
地区异质性的模型化
模型
尽管方程(1)作为基本的人力资本模型是一个有用的开创，但若将中国作为一个和谐的同质整体对待在方法论上是站不脚的，而且也是一种理论上的浪费。之所以说在方法论上站不住脚的，是因为这里如附表A2所示，收入决定因素的地区差异是现实存在的。之所以说是理论上的浪费，是因为可以利用收入决定因素的地区差异来检验有关收入不平等与经济改革进程之间关系的理论。
若把地区异质性却扩大到极致，则可以把不同的城市完全作为不同的社会来对待，并在方程F(1)中对不同城市和不同系数间进行完全的交互作用分析。这一操作的结果可见附表A2。尽管可以通过这种具体城市的参数估计得到一些洞见，这一策略却过于保守，而且不能实际检验那些能引起理论兴趣的假设。例如，我们希望知道是否收入决定因素的地区差异能够以经济增长的地区差异来解释。至此，我们发展了以下一个包括（基本工资和奖金）两个部分的多层次模型，一个在个人层面，一个在城市层面。我们的这一策略与Diprete,Grusky(1990)相似，只是我们的宏观变量是地区性的而非时间性的。
再一次以总收入(T)为例，对于在i城市的第i个人来说(i=1,…n)，其个人层面的模型如下：
与方程(1)相比方程(4)的一个明显特征在于，x1,x2,x4,x5的系数（如
）因不同城市而变化。注意，β[,3]，β[,6]受到某种约束，因而并不随k而变化。（注：这种约束相当于强制教育和经验的影响随着地区差异或升或降，因此极大地有利于解释和假设检验。）在城市层面，假设：
在城市层面的变量Z是用来测量经济增长的。在本研究中，Z用下式表示：
式中：GPVI代表工业总产值。每一个城市GPVI数据都是来自于1985年和1988年《中国城市统计局1985,1990）（注：除了工业总产值之外，我们对来自于同一数据来源的其他经济指标（如净产值和企业数）也作了试验。我们决定用工业总产值是因为当被用来指示真正的经济增长时，这一指标较少有可能被误报。正如维克多·倪在1995年5月19日在一次电话谈话中向我们所指出的那样，经济增长并不能用来测量制度变迁，而这种制度变迁表现在产权变化以及1989年以来逐渐兴起的劳动力市场。）尽管在跨国研究中虽以人均能源消耗为现代化的测量指标，我们仍然选择工业总产值来直接测量经济增长。对本研究来说，能源消耗是不恰当的，因为它对地方工业结构是高度敏感的（例如轻工业对重工业）。注意：
这就是说，Z用来测量1985年至1988年的经济产出的变化或者说是经济增长。给予经济产出相联系的主要的地方特征，诸如地方经济的规模、基础设施以及自然条件和社会条件等(Firebaugh andBeck 1994)。另外，也可以把Z看作是那个我们更为熟悉的增长率(R)的单调转换：
在附表A[,1]中，我们给出了Z和一个年增长率，以及其它一些根据CHIP数据计算得来的描述性统计数据。（注：这些数据根据通货膨作为调整。尽管1985年到1988年之间地区间的界限可能有所改变，但我们并不因此而调整人口数，这是基于以下两个原因。首先，我们希望我们的测量指标能全面概括与这段时间内城市化相联系的真正的经济增长。其次，国家统计局是否会因为地区合并而将其人口统计数据和工业产业的统计数据相合并，这一点还尚不明确。在某种程度上两种统计方法都可能产生错误，调整人口规模可能会导入别的错误。由于我们的GPVI指标包括了某个城市各国县市的工业总产值，因此，城市边界的重新划分并不是个严重的问题。）我们注意到在55城市间，Z值变化幅度较大，从山西Yang Quan（对应于6.45%的年增长率）到广东深圳的（对应于47.21%的年增长率）。正如所预期的那样，广东和江苏沿海省份的增长率比其他省份要高一些。
我们的兴趣主要在于作为中国经济增长的一个函数，收入决定因素是如何变化的。如果我们将方程(5)置于方程(4)中，情况似乎就明确一些了：
方程(7)的第二行代表个人层面解释性变量（因变量）的交互作用（包括了截距但排除了工作经验和性别－年龄的交互作用）以及城市层面的经济增长测量指标。方程(7)的第三行是指由个人层面的残差以及由个人层面因变量加权后的城市层面的残差所组成的混合残差。作为一个总体的两层次模型，方程(7)为分析收入决定因素的地区差异提供一个框架(Mason,Wong and Emtuisle,1983)这个模型的某些具体情况值得一提：
A.如果所有的λ值为0，此模型即为“随机系数”模型。在这种情况下，经济增长对于收入决定因素并无系统性影响，收入决定因素因不同城市随机变化。
B.如果所有的λ值以及u[,1]k，u[,2]k，u[,4]k，u[,5]k均为0，则此模型为“方差分量”模型，在这种情况下，收只有收入的总体水平（由截距来表示）因不同城市而随机变化。
C.如果所有的λ值和u值均为0，且对于所有k而言β值得固定的，则此模型将为个人层次模型，并可以通过OLS加以计算。在这种情况下，城市间的差异可以忽略不计，并可以假设地区同质。这种模型可见表一。
假设：
对于经济增长的测量指标Z，可以将其作为1985年到1988年城市经济改革成功的标志。请注意此处Z并不是一个“意向”指标而是一个“成果”指标。如果城市经济改革已经取得了预期的效果，也即促进了经济增长。这使两者之间显著性很小。然而城市经济改革并不总是成功的(Shrirk 1989;Walder 1992a,1912b)，在这种程度上两者的区别是很重要的，因为有了Z，可以实实在在地确定收入决定因素的变化后果是因为经济改革的成功而不仅仅是经济增长本身。澄清了这一点之后，我们形成了以下两个假设。
假设1——经济增长越快则教育回报率越高
根据倪（1988年）的市场转型理论以及Chiswick的经济分析可得出这一假设的。根据倪的市场转型理论，在经济改革期间，市场逐步代替国家机构利润进行再分配。由于市场“使得直接生产者相对再分配官员更为受益”并且回报以生产率而非政治忠诚，所以向市场经济过渡可能促使“教育的高加报”，而教育正是人类生产力的最好指标之一。如果把经济增长的测量指标Z作为经济改革成功的有效指标，则可以预期经济增长与教育回报是呈正相关的。
事实上，这种预期是先于倪对于中国的研究工作而产生。在对于收入不平等性和经济发展关系的经济分析中，Chiswick(1971)基本上也得出同一结论。尽管并不能满足界定回报率与经济发展水平之间的关系，Chiswick预测“回报率可能与长期的产出增长率正相关”。Chiswick的解释就是与生产力的提高和技术进步相联系的经济增长倾向于为那些受过教育的劳动力提供更好的机会，这些人将对经济增长做出更大的贡献也同时获益更多。因此，这种经济推理导向这样一种预期，即我们的经济增长测量指标与教育回报率是呈正相关的。也就是说，方程(7)的应该是正的。
假设2——经济成长越快，对党员身份的回报越小
基于市场驱力将逐渐取代政治科层制来决定社会人分层这样一种观点，倪(1989)毫不含糊地提出了在市场转型期间“政治资本贬值”的设想。根据倪的市场转型理论，这一点是完全有可能的，只要公众对市场协调的依赖日益上升而对国家调配商品和劳动的依赖来日益下降。为了证明这一点，倪运用了沃尔德关于天津的调查的研究结果，从1976年到1985年党员身份的积极作用日渐衰微。倪进一步指出，社会主义经济被市场经济所取代的程度实际上因不同的地区和部门而异，而这种差异对社会分层有直接关系(1989)。在我们的分析中，通过一个具有宏观变量Z的多层次模型可以将倪的这一观点操作化，此处宏观变量Z是测量市场转型成功与否的指标。如果倪的预测是正确的话，则有望看到为一个负系数。
除了上述两个假设以外，我们对于经济增长和工作经验的交互作用以及经济增长与性别的交互作用也比较感兴趣，尽管对与这些交互作用的理论预期并不明确。在传统的再分配经济中，工作经验似乎更为重要一些，这是因为工作经验是被建构于旧制度下用来确定工资的行政方案之中。如果工作经验对生产力的促进大大超过行政方案所正式设定的工作经验的回报，则工作经验与经济增长是相关的。我们没有很好的理由能保证这种比例，尤其是考虑到这样一种事实及经济快速增长的情况下工作经验很快就不起作用了。因此，我们暂缓关于经济增长与工作经验回报之间关系的理论讨论，直到能够出示经验结果。
基于类似情况我们也不想建立一个关于收入的性别差异与经济增长之关系的明确假设。人们已经表达了关于经济改革将加剧性别不平等的忧虑(Trescott1985)。显然，这种忧虑主要来源于政府实施社会主义“正面形象”计划的能力削弱，而这一计划旨在降低性别不平等。换言之，如果性别不平等在政府干预下是保持一个较低水准的话，则其将在向市场过渡中逐步攀升。然而这一推测一直受到沃尔德(1990)的挑战，他反而证明了收入的性别差异在逐步缩小。
我们将沿袭早期的策略，在多层次模型的框架中将总收入的对数(T)分解为基本工资(S)和奖金津贴(B)这些成分。我们不但热衰于检验关于经济增长如何影响教育和党员身份对总收入的作用这样一种假设，而且希望弄清楚这种经济增长的影响是通过基本工资起作用还是通过奖金津贴起作用。即使经济增长与个人层面的总收入决定因素的作用并不相关，它也可能在不同方向中影响个人成面的关于基本工资和奖金津贴的决定因素的作用。
分析结果
为了能够对方程(7)的多层次模型进行计算，做了以下几个假设。首先，解释性变量（自变量）是外部变量，也就是说，所有的X值与和无关。其次，对所有I和K来说是独立的，并且服从一种期望值为0、方差为 的同一分布。第三，所有层次的残差都是不相关的，也就是说(p=0,1,2,4,5)。第四，城市层面的残差有一个均值为0和对角方差——协方差矩阵的联合分布（注：在我们的计算中并不需要假设城市层次的残差具有零的协方差。我们确定以非零协方差估算了许多多层次模型，但我们在此不允许非零协方差是因为它们在经验上是非常显著的。在这种约束条件下，我们的分析结果被极大地简化了。）。基于这一系列假设，可以通过一种交互广义最小平方法(IGLS)的方法对这一模型进行计算，这样就刷新了关于复合残差方差——协方差矩阵的计算（例如，方程(7)中标以(b)的第三行）。正如Goldestein(1986)所示，假设模型中的随机成分，假设模型中的随机成分（和值）遵从多元正态分布，则IGLS分布的极大似然估计的典型。因此，为了促进统计推论，我附加了这一正态性假势。
在同样的制样限制下我们对T、S和B估算了一系列的平行模型，这些抽样限制与表一、表二所示模型中的自变量是相联系的。在表三中，给出了三个这样的模型的拟合优度统计量，这是对方程(7)的修正。第一个模型是方差分量模型，其中的λ值μ1,μ2,μ3,μ4和μ5都被限定为0。它与地区同质模型（表一模型二）的偏差在于导入了交互分析中的随机分量（例如i.eμ0）。此模型计算了9个参数，7个系数(α1,α2,α3,α4,α5,α6)以及2个剩余方差（方差[∈]和方差[μ0]）在这一随机系数模型中，我们进一步引入4个μ值（μ1、μ2、μ4、和μ5）对其相应的系数起作用。既然两个模形是互套的，那么通过利用对数似然比率(L[2])以形成一个卡方检验，可以确定拟合优度的进步性了。正如最后两列所示，这种对比产生4个自由度的卡方检验。对于3个因变量的每一而言，由于卡方检验是显著的，所以随机系数模型比简单一些的方差分量模型要优越一些。
表三 多层模式的GOODNESS-OF-FII统计
* P≤.001
在完整模型中，我们进一步引入城市层面的变量Z以影响个人层面的系数。也就是说， λ[,0]、λ[,1]、λ[,2]、λ[,4]和λ[,5]现在能够自由估算。完整模型比随机系数模型要多5个自由度。当我们从随机系数模型过渡到完整模型时，我们再次使用卡方检验（自由度为5）来测定拟合优度的进步性。对于所有三个因变量而言，卡方检验在P≤0.05情况下证实了完整模型。请注意表三的卡方检验是一种“复合”检验，因其同时检验了几个假设。抛弃更简单的模型也并不意味着在复杂的模型中的那些附属参数就得全部包括在内。尽管我们最初企图通过过裁掉一些不必要的参数以及简化完整模型，我们还是决定给出完整模型以保持三个因变量之间的一致性并且讨论与个人参数有关的显著性检验。所有这三个因变量的完整性模型参数估计值及其标准差估计值将在表四中出示。
首先检验了总收入(T)方程中的参数估计值。微观截距估计值的指数变换可以被看作这样一个假设性群体的平均收入，即生活在没有经济增长的城市中的那些既没有受过教育也没有工作经验的男性非党员。在我们的分析方法中允许截距因城市而变化，截距具有一个结构分量(λ[,0]Z)和一个随机分量(μ0)，λ0的估计值（在表四“微观——宏观交互系数”中）是一个具有显著性的正值。既然在我们的数据中Z从0.19到1.16变化不等，则0.685的λ估计值将对6.384基本截距值有0.130到0.795的影响范围。这一结果显示了与经济增长相关的收入水平的增长大多数是通过奖金津贴体现出来的，而不是通过基本工资。也就是说，快速发展城市的高收入究其原因在于这类城市中的工人阶级倾向于以奖金津贴的形式得到高比例收入。
当经济增长被控制在0时，教育对总收入的影响分别是男性为0.029女性为0.050。奇怪的是，当与经济增长(Z)相联系时，教育对总收入的影响为负，这时λ1估计值为-0.017，其标准误差估计值为0.006，在所观察变化的范围内，Z对0.29的基础教育的影响在-0.003和-0.020之间。尽管经济增长的负作用并没有改变教育的作用。但却可以抵消或减低其2/3作用。虽然在S方程和B方程中λ1还是负的，但与在B方程中的0值仅具有统计上的差异。因此，第一个假设与总收入的多层次模型出现矛盾，即经济增长与教育回报并不是相正相关，相反的却是负相关。更进一步看，分解结果显示出经济增长对教育回报的副作用主要是通过奖金和津贴体现出来的。在快速发展的城市里，奖金津贴不仅没有随教育增长而增长，实际上却是降低。
表四 三个因变量的完全多层模式的估计参数
说明：所有三自变量都来自完全多层模式等式(7)的估计；这三个模式的Goodness-of-fit统计在表三“完全模式”中有阐述。
与早期的地区同质性分析结果相一致，工作经验对于收入的对数总体上是正的影响但有凹形曲线影响。然而尤为令人感兴趣的是，与经济增长相联系的工作经验影响的线性部分与教育的影响作用相同：λ2的估计是负的。在形成假设之前，不清楚该怎样去预测工作经验的影响与经济增长之间的关系。根据表四第一列的结果，我们更倾向于在更宽泛的人力资本分类的情况下将教育与经历放在一起考虑，在人力资本框架中，教育和经历是两个最重要的维度，分别代表正式和非正式的培训(Mincer 1974)。然而教育和经验的相似性仅局限于总收入模型中，与教育的情况不同，工作经验和经济增长交互作用(λ2)在与基本工资方程中是显著负的(-0.05)，而这奖金津贴方程中并不显著。也就是说，比起低速发展的城市而言，在一个快速发展的城市中，工作经验对于基本工资的决定是个较为次要的因素。这种负相关关系表明：在快速发展的城市中，用来设定工资和奖金标准的那套政府主导的级别工资体系已经日益衰落。
从表四可以看到党员身份和性别的作用与经济增长无关。对于党员身分而言，在分解后其作用消失也是事实。然而对于性别而言，情况就有点复杂了。奖金津贴的性别差距因经济增长而加剧了。这种趋势在某种程度上被经济增长对基本工资的性别差距的缩减影响给抵消了，尽管后果并不具有统计上的显著性。相关的，这两种相反的力量对于总收入而言就不起作用。
收入不平等的地区差异
多层次分析正确地建立了关于个人层面上的收入决定因素如何在不同城市变化的模型。但关于总体不平等如何在不同城市变化的问题显然有待解决。因此把城市作为分析单位，本部分的任务在于检验：(1)总体不平等性是否作为经济增长的函数而随之增长；(2)在收入函数中的地区差异是如何作用于总体不平等性的。基于此目的，将在某种深度上讨论两种方法论策略。首先要设计出关于不平等的恰当的城市层面测量指标。其次从个人收入方程中推论城市层面的不平性。除了明确说明之外，本部分的收入是指总收入(Y=Y1+Y2+Y3)。
正如Auison(1978)所评述的，“或许最常使用的不平指标是基尼系数”。基尼系数是一种被2倍均值所除的离差的测量指标：
式中：
，而i和j是指总人口中的任意两个数据点.基础尼系数的取值范围是0到1,0指绝对平等，而1指绝对不平等。关于基尼系数的性质，读者可参考其他材料(Allion 1978;Lerman and Yitzhaki 1984)。请注意，基尼系数的定义需假定总人口数据。在许多研究背景中，包括这一次，只能得到抽样数据。有两种方法可以解决这一问题：第一种方法是忽略总人口与样本人口的差异，将总人口的公式直接应用于抽样数据中。将此标为“样本的模拟”(SA)估计。为方便起见，参照Lerman和Yitzhaki(1984)的建议以计算SA的估计值：
式中：F(y)是在y被等级排序后的经验累积分布，
是y的抽样平均值。第二种解决方法是在因变量基础上假设参数分布并导出极大似估计法。极大似然估计法是基于这样一种假设，即y这个非独立测量指标是服从正态分布的，因为这一假设大大简化了基尼系数，使其成为y对数的标准差的单调转换(Allison 1978)：
这里S[,log(y)]是log(y)标准差，Φ（·）是标准正态变量的累积分布函数。
根据方程(9)和方程(10)对计算了每一个城市的GS,Gm，并将其列与附表A1，由于几乎没有期望值，Gs,Gm在0.17和0.28之间变动。对与整组数据而言，Gs=0.320,Gm=0.240。根据国际标准，这些数据已是相当低了，(Psacharopoulos 1981;Executive Yucm 1990)。然而，对于全中国不同城市之间的基尼系数及其方差我们并不怎么感兴趣。特别地，我们想检验的是基尼系数和其他关于总体不平等的测量指标与经济增长之间的关系。在探索这种操作方法之前，不妨先作个推论。
关于经济发展与不平等的观点主要是库兹涅茨(1955)的论点不平等性服从一种倒U型分布：在经济发展的早期和中期阶段收入不平等是上升的，然而而最终是随着继续发展而下降的。然而严格的说，库兹涅茨的论点对我们的研究并不实用，因为库兹涅茨关心是总体不平等而不是城市不平等。事实上，在库兹涅茨关于工业化期间不平等性增加的推测后面，城乡迁移是一个重要原因。然而，库兹涅茨的论点已被纳入到一般现代化理论之中，此理论主张在发展中国家，快速的经济增长伴随着不平等性的增加(Nee 1991;Grenshan and Ameen 1994)。尽管这种推测与诸如巴西等国家的经验是一致的(Fishow 1972)，台湾近年来的历史发展无疑是个反证：从1964年的0.321到1980年的0.277，基尼系数逐渐下跌，然后又逐渐攀升到1990年的0.312(Executive Yuan,1990)。台湾的例子与我们的分析在三方面是相联系的。首先，虽然许多用以证明库兹涅茨论点的研究是基于横剖数据之上(Gilliset etal.1987;Nee 1994)，在台湾却能得到高质量的趋势研究数据。其实，台湾是属于中国文化的，为中国大陆的比较研究提供了自然参考。第三，相对于中国大陆而言，台湾的不平等程度要低一些。如果在60年代到70年代的早期经济快速发展阶段没有经历不平等性的上升的话，那么有理由相信中国的经济改革过程中也能保持较低的不平等进行。
请注意，基尼系数的两种不同计算方法产生了相似的结果，因为GS和Gm的相关系数为0.932。因此两者之间的选择似乎并不重要。为了计算和解释的方便，我们更为关注Gm，因其实际上是Log(y)的标准差的单调转换。事实上，变量Log(y)或其标准差可以直接用来测量不平等性(Allison 1978)。劳动经济学(Chiswick 1971;Fishlow 1972;Lam and Leveion 1992)已经提出可以在收入决定因素的个人层面上将总体不平等进行分解。为了说明的简便起见，以一个没有教育和性别的交互作用的简单例子进行分析。也就是说，我们设定β[,6]=0，在每一个城市中，都取得了方程两边的变量函数，然后取Log(y)关于β[,1]和β[,2]的偏导数：
现在我们在做一个简化的假设，即协方差并不因城市不同而变化，这样可以把整个抽样带入方程之中。（注：这一假设的反面意味着在一对X变量和城市之间存在着三向交互作用。）也同时采用早期基于地区同质性，假设所得出的参数估计以做为近似值（参见表一模型一）。因此，我们将方程(1)简化为：
也就是说，只要β[,1]大于0.0144这个临界值（这在我们的数据中一般来说成立的），那么收入不平等性是教育回报率的递增函数。同样，只要β[,2]大于0.0289这个临界值（这是成立的），那么收入不平等性就是工作经验线性分量所得收入回报的递增正函数。
由此可以推论，增加教育回报和工作经验回报的宏观因素也同时增加了总体不平等性在低回报率的情况下，总体不平等性的增加可以归因于人力资本回报的增长太慢，然而在高回报率的情况下，总体不平等性的增加可以归因于人力资本回报和增长太快，因为这两者之间的关系是非线性且是凸形的。基于这一理由，我们认为倪的市场转型理论暗示着总体不平等的增长趋势。
在表五中，我们出示了不同的城市层的指标及回归参数的相关矩阵。正如所预期的那样，更快的经济增长与更高的平均收入相关（相关系数为0.577），也与更高的收入对数的平均值相关（相关系数为0.502）。在进一步分析，经济增长与奖金津贴指标的平均值的相关系数(0.522)要比它与基本工资的对数的平均值之相关系数(0.216)要高得多。请注意，奖金津贴的城市层面的测量指标（见附表A1），与我们所设奖金津贴测量指标的平均值高度相关(0.980)，显示出B抓住了城市间关于奖金津贴相对于基本工资而言更为重要的差异性。
表五 中国55个城市的情境变量和估计统计的相关性
说明：-ML＝最大概率估计：SA＝样本模拟估计：回归系数(β's)是等式(1)对55个城市中每一城市的least-squares估计，其中β[,3]=β[,6]=0[,0]。表A1中对奖金率的解释，城市奖金率在A1中查询，R[2]、G[,γ]来自表A2.
我们注意到具体城市基本模型的R[2]与经济增长(Z)之间为负相关关系(-0.407)。这一负相关系数表明，在经济增长更快的城市中，收入决定因素较少有系统性的变化，且与人力资本模型较少一致。这一负相关关系主可要归因于奖金津贴，这是因为R[2]与B的均值以及城市层面的奖金率为相对较高的负相关关系（分别为-0.515和-0.503），但它与基本工资的对数之间却是一个较小的正相关关系(0.103)。
与多层次分析结果相一致，更快的经济增长与更低的教育回报相关（相关系数为-0.337），且与更低的工作经验回报相关（相关系数为-0.115）。（注：我们控制了教育的影响，使其在男女之间平衡，同时控制了经历的影响，使其呈线性，这样做是为了检验这些影响与经济增长之间的简单关系。）表五中特别引人注意的是经济增长与几种不平等性测量指标之间的关系：经济增长与基尼系数估计值SA和ML之间早较低的相关系数（分别为0.287和0.236）。这些结果未能为现代化理论的这些观点提供强有力的证据，即高度不平等性是经济增长的必然代价。简言之，经济快速增长的城市其特征在于：更高的平均收入（尤其是更高的奖金和津贴），更低的教育回报率和工作回报率，与收入决定因素的基本模型更少相符，并且总体不平等性稍高一些。
根据方程(12)，其结果暗示了在经济快速增长的城市，教育和工作经验的作用减轻了总体不平等性。也就是说，如果各城市之间的人力资本回报不变或者说受到经济增长的积极影响，那么经济增长和总体不平等性之间的相关系数会更高一些。能够证实这一推理的一个证据在于，在控制了自变量在回归分析中的影响后，经济增长与残差基尼之间的相关系数很高(0.386)。（注：残差基尼是用来测量城市层面的基本模型所未能解释掉的不平等的总量。它是通过应用方程(10)计算均方根误差(RMSE)，即未能解释掉的logY的标准差。）
讨论
概括说来，我们的结果不尽人意：我们未能发现在经济快速增长的城市中教育的高回报率和党员身份的低回报率。相反，对于总收入来说，教育回报与工作经验回报一样与经济增长是负相关的，且党员身份和性别的影响在地区间是不变的。更进一步说，经济增长与收入的总体不平等之间的相关系数是中等，这可以部分地归之于人力资本回报与经济增长的负关系，所产生的平衡性影响。
这些新的结果与来自于文献的预期相反，从而提出了一个令人感兴趣的经验性的疑惑。往往，新的经验性发现是理论争论的最终仲裁者，并为以后的理论工作设定方向。尽管本文的主要兴趣在于报告这些令人惊奇的经验性结果，我们也希望在本部分中提出我们的解释。
尽管数据质量总是受到怀疑，但我们相信对于我们这一消极的研究结果来说是不可能存在这种现象的。（注：例如，当我们怀疑太阳城和其他一些城市的一些明显的非正常值可能是基于误报，那么有这些非正常值给删掉也不会改变我们的实质性结论。）与那些研究中国收入不平等的类似研究中所使用的数据相比，GHIP更为优越一些，原因有二。首先，CHIP是一个很大的全国性样本；相反，大多数早期研究(Khanet al.1992;Griffin and Zhao 1993;Nee 1994,1996)是基于地方样本的。其次，GHIP通常使用设计详尽的调查问卷来收集关于收入的信息，包括津贴的所有形式(Griffinand Zhao1993)。另外，由于我们高质量的结论并不依赖于我们的多层次模型，因而我们的结果是有生命力的。正如表五所示，各个城市分别通过OLS计算所得的教育回报和工作经历回报与经济增长的测量指标不是负相关的。尽管我们承认经济增长的测量可能会有误，也没有理由认为测量错误会是系统性的以致使我们的结果产生偏差。同时，通过逐个城市检查其表面有效性及其与平均收入的高相关系数（表五），可以确定我们对经济增长的测量是有效的。经济增长一种可能的测量错误在于1985年到1988年的地区边界变化。这种变化对小城市有利，使其在近年来得到迅速扩张。也就是说，基于1985年到1988年的边界调整，我们对小城市的经济增长的测量可能偏大了。然而表五显示，1988年人口规模的对数与经济增长指标仅有很弱的负相关(-0.15)。我们不能把这一相关关系都归之于边界调整，因为大家都知道自改革以来小城市确实经历了快速发展和真正的增长。无论如何，下一结论是可靠的即对于城市规模或者与城市规模有关的测量错误来说，这一相关系数是如此之小，以至于并不能影响经济增长的作用解释掉。
对于这一消极的研究结果来说，一种可能的解释在与倪的市场转型理论和Chiswick的经济学推理可能适合于中国农村而不适合于中国城市。正如罗那塔斯所发现的那样，倪的市场转型理论的证据一直局限于中国农村的数据；来自于农民工艺研究的结论是否能被推广城市工人身上仍是一个公开的问题。中国的城乡之间存在巨大的差异，很大部分是因为这两部分一直在严格的行政政策控制下，城乡迁移受到严格限制。当前的中国学者差不多总是在城乡直接作出显著区别，把它们作为两个独立的实体。在最近的一项关于工资的研究中两者被结合在一起，Peng(1992)发现中国的工资系统特征其城乡差异远远大于公营一私营的特征，因为工资的决定因素在农村的公有经济部分与私有经济部分相似的，这与城市完全不同。城乡之间的一个显著差异在于，早在经济改革之前，中国的农业已经以公社的形式进行集体化但从未民族化，然而国家实际上掌握了城市中几乎所有的重要企业。事实上，我们可以这样说，中国的工业改革比起农业改革更加是局部性的，也就是说，离市场这理想概念甚为遥远。
由于向市场的过渡还未完成，若将我们这一消极的调查结果归之于中国城市的“局部改革”似乎是可行的。但是这种说法是站不住脚的，理由有如下三点：首先，罗那塔斯(1994)把消极的研究结果归之于中国城市的“局部改革”，从而使市场转型理论无法证伪。其次，如果消极的研究结果真的可以归之于中国城市的“局部改革”的话，我们也有兴趣弄明白局部改革是怎样导致收入决定因素的地区差异，而这种差异又与我们的理论预期相矛盾。第三，倪（在本杂志）报告说在中国农村，教育对收入的影响在内陆省份是显著正的，而在沿海身份却是零或负的。但是他的这一未曾料到的发现确与我们的结果相一致。
我们把这一消极的发现归之于1988年中国城市缺乏真正的劳动力市场。再重复一遍，雇住与雇员的关系必然还保留在旧的社会主义秩序中尽管经济改革使这种关系产生了新的形象。正如林和边(1991)在一项关于中国城市地位获得的研究中所指出的那样，“中国的地位获得更多地与工作单位相一致，而不是个人职业”。也就是说，一个人在什么地方工作可能比它在工作单位从事什么样的工作来更为重要。与西方社会的职业相似，中国的工作单位关系很大程度上揭示了一个人的社会地位。经济改革之前，有工作单位造成的不平等主要体现于住房，设施利用（诸如浴室或幼儿园）提供或者获得偏袒的能力（关西）以及其它一些额外利益。然而自改革以来，工人们从工作单位所获得的利益更多的是货币形式。沃尔德(1986,1987,1992a,1992b)的研究明确指出工作单位通常是给其工人发放货币性的利益，有时中国政府规定的最高限额。当工作单位有更多的资源可以支配时，这些资源以资金津贴等形式直接转化为财政性利益给了工人，而不考虑工人的实际贡献。也就是说，组织内的不平等很低而组织之间的不平等可能上升，这主要是通过奖金和津贴的方式体现出来。
我们可以以一个假设的例子来说明这种情况。假如两个从事同一企业的政府官员("a""b")具有相同的素质因此彼此可以互换。他们实际的工作收入可能因其工作单位（A和B分别地）能提供的奖金和津贴的能力而差异很大。有可能A单位付给a比单位B付给b要高出1000元（大约是1988年城市平均收入的53%），而仅仅是因为A比B有更多的钱可以处置。实际上，A付给他所有职工都要比B付给他的职工要高出1000元。由于中国城市没有劳动力市场，因此B单位工人并不能为更高工资而跳槽到A单位；同样A单位也不能为了更低的劳动成果将其职工置换为B单位的职工。因此，单位之间的收入不平等不可能消失甚至趋于平等。尽管这种假设将情况极大地简化了，这一概要还是概括了当前许多学者所描述的现实，尤其是沃尔德关于社会不平等和工作单位的描述。
如何解释单位A以奖金津贴的形势为其工人发放大大超过“必要”的报酬却还能获得高额利润，这种看来似乎是非理性的行为？沃尔德有说服力的提出了一种解释是出于留住工人的激励措施的需要，因为中国城市不存在劳动力市场，而且职业流动也极其低(Walder 1986,Davis 1992)。对此有经济学和社会学的两种解释。经济学的解释是基于这样一种事实，即社会主义经济典型的是在科尔奈(1986,1989)的概括为“软预算”机制下运行的，这种“软预算”归因于产权的模糊界定。正如科尔奈的研究所示，在软预算约束之下，由于可以与中央政府讨价还价可以获得和保护其经济资源，工作单位会尽可能地使用这些资源，这是合情合理的。给工人以额外支付或者其他有形的利益，致使生产成本上涨从而降低利润总额，而其利润是被吸收入政府巨大的再分配渠道的。
社会学的解释认为社会主义社会的社会结构是紧密围绕工作单位而组织起来的（沃尔德1986）。在社会主义经济中，雇佣并不是一种关系到劳动力工资或服务提供的市场关系。不如说，“雇佣扮演着一种福利性角色”，工作单位应对其所有雇员的福利负责(Walder 1986)。尽管近年来政府企图改变这种雇主—雇员关系（比如住房分配有了区域限制），然而雇主的家长式统治形式是如此根深蒂固以至于这种企图未获成功。事实上，工人对单位的依赖不但没有减少反而增加，因为这些年来有工作单位设定的奖金和津贴仍是收入日益增长的很大一块(Walder 1992b)。从CHIP数据中可以发现，工作收入的奖金和津贴所占的比例在经济增长快的城市比经济增长慢的城市要高得多。
尽管所有工作单位有“超额支付”这样一种激励手段，但并非全都可以做到。作为经济改革的后果之一，工作单位只有在财政资源可供支配的情况下才能给其工人支付报酬。然而这种由工作单位引起的收入不平等似乎出现了“非理性”和“不公平”的危机，因为工作单位的利润差异可能是任意性的。中国的一位观察者(Zhao 1994)指出，除了工人的生产率外，利润水平还受到许多“外部条件”的影响。这种外部条件包括价格双轨制、国内和国际市场、行政误导以及政府针对某些地区某些工业某些企业的金融政策。由此，赵得出结论，“不同地区、工业以及工作单位之间存在着大量收入不平等并不能归因于工人生产率的差异，而在于这些外部因素，这已起了大众的不满。表面上看，这种不满反映了分配的不公平，实际上反映时代（改革）进程的不公平。由此，我们认为应该为所有的工人提供公平竞争的机会”。赵所谓的“不公平进行”意指与高效益企业的关系主要是由行政渠道决定的而不是通过市场决定，而这种关系又是收入的主要决定因素。
如果单位间的不平等主要在于与经济不平衡相关的外部因素，这种不平等的任意性更大。沃尔德(1987,19926)和Shirk(1989)都指出工人们宁愿分配平均而拒绝接受有关单位内报酬和与生产率相挂钩的任何概念。我们不妨回忆一下1988年中国城市的收入中两个差不多的同等重要的组成部分：(a)基本工资，(b)奖金和津贴。尽管第一部分是由政府设定并且较少变化，但第二部分却是由个别工作单位自己设计的。请注意，教育和经验的回报率能在政府的工资表中明确确认。沃尔德和Shirk研究表明在同一单位之内人力资本因素对于奖金和津贴的决定并不起多少作用。在这种情况下，单位给予工人以货币利益的能力越大，则收入方程中的截距越大，但人力资本因素的斜度越趋平坦。（注：之所以如此，是因为在收入方程中的因变量是以对数标准形式出现的。相对于教育程度低的人而言，教育程度高的人其额外收入的固定额转化成了更小比例的收入增长。）经济增长的巨大地区差异以及由此导致的财政能力可以用来解释为什么在经济快速增长的地区其教育回报率更低而平均收入更高。
我们应该收集一些直接证据以说明工人们对其工作单位的财政条件具有高度依赖性以获得奖金和津贴。然而CHIP数据揭示了在决定奖金和津贴方面，地区以其它因素更占优势。在表六中，我们出示了以基本工资在对数(S)和奖金津贴的对数(B)为因变量的方差分析结果，目的在于比较不同因素的相对重要性。在此分析中，将原先未作考虑的一些变量也包括在内，即单位所有制，职业，工业，以及雇佣期限。（注：设计“雇佣期限”这一变量是以四种类型来测量雇佣关系：“永久”、“暂时”、“主要时间从事私营企业”以及“其他”。测量工业和职业的调查工作相当粗糙。所有这些变量都保留了原始编码并用于分析。所有缺省值都按单位所有制、职业、工业以及雇佣期限分类编码。）作为一种保守的策略，所有的解释性变量都是以分类变量形式输入的。表6主要记录的是与每一个自变量相关的局部平方和以及局部平方均值。很明显，决定这两个因变量的模式相差悬殊。我们首先把平方均值作为一类，并根据自由度加以调整。对于基本工资的对数(s)，城市是第六个最重要的因素，依次排在工作经验、性别、教育、党员身份、单位所有制之后。对于奖金津贴而言，城市无疑是个最重要的因素，一个4.659的平方均值可归因于城市的间的差异，而后一个最高的平方均值是1.820（雇佣期限）。与表二所示结果相似，奖金比基本工资更少具有“解释性”。B模型的R[2]是26.06%，而S模型的R[2]是55.42%。在有限程度上可以作这样解释，即奖金津贴主要由地理因素决定：B模型中至少77.0%的较小的R[2]可归之于城市间的差异。（注：这里使用“至少”一词是因为表6中的平方和只是局部平方和，把其他变量对于模型中的平方和的作用给排斥在外了。这就是为什么所有局部平方和的总和比平方和要小的原因了。）而S模型的相对数值仅为12.7%。
表六 决定区域工资和奖金各要素的显著性：偏差分析结果
说明：-N=15,588。所有解释变量都作为分类变量进入变方差分析。df表示自由度，SS表示平方总数，MS表示平方中数(MS=SS/df)。
表6这些方差分析结果与我们的是一致的，即工人们主要是基于他们与高利润的工作单位的关系而分得奖金和津贴。在总的工作收入中的奖金和津贴并不是对人力资本因素的回报，因为他们既不是由传统的社会主义制度调整也不是由市场制度来调整。在社会主义制度中，工资作为教育和工作经历的递增函数，是由行政设定的；在作为中国经济改革最终目的的市场制度中，为了与其他工人竞争，雇员有必要提高减价。由于1988年中国城市并未形成真正的劳动力市场，以基本工资形式出现的对人力资本因素回报表明，工资仍是由传统的社会主义制度所掌握着。相反地，在任何一个表达明确的逻辑体系中，奖金和津贴大部分都是无法调节的。
结论
与当前流行的文献中的某些推测不同，本研究提出了新的有力的证据。利用经济改革步伐以及相应的经济增长的巨大地区差异，我们说明了教育回报率并不随经济增长而增加，这一点正如倪的市场转型理论和Chiswick的经济学分析所预示的一样。相反地，在经济快速增长的城市，教育回报正如工作经验回报一样反而比那些经济增长慢的城市要低。倪关于地位权力的重要性随经济改革进展而下降这一预测也未能得以证实，因为我们发现党员身份的回报是不变的。（注：再次强调党员身份并不是地位权力的直接测量指标，而只是其中的一项指标。）分析结果与罗那塔斯(1994)近年来的研究工作相一致，他明确论述了在匈牙利市场转型过程中政治资本对于维持一种优势地位的重要性。另外，我们的结果显示，总收入的性别差异也于经济增长无关。中国的总体收入不平等仍是低的且与经济增长只是弱相关，其中部分原因在于经济快速增长的城市中趋向高度不平等的趋势对人力资本的回报抵消了。
由于数据的高质量以及统计方法恰当运用，可以总结说我们这一消极的研究结果驳斥了倪的市场过渡理论的适用性，至少对于1988年的中国城市而言。尽管我们并不排除市场转型理论将随着时间推移变得更具有适用性这种可能，我们也不会求诸于“局部改革”“作为一种不负责任的解释，因为这是同意反复且是无法证伪的。还不如这样说，我们的结果和经济学和社会学的解释是一致的，这种解释主要关注在社会主义和改革中的社会主义经济中作为社会分层结构的制度。
总之，我们发现根据收入决定因素来看，改革中的中国城市不能简单地概括为正沿着再分配经济和市场（或资本主义）经济的连续统一体在前进。相反，我们认为改革后的中国经济有独特的性质牲并且应该做相应的研究。其中一个独特的特征在于，尽管已经存在了商品和劳务的自由或半自由市场，却仍然没有实质性的劳动力市场。一个相关特征是产权界定模糊以及名义上为公有企业的利益分配的规则制订模糊。考虑到工作单位应为其职工提供福利这一风气仍然为大家所接受，不同组织之间从而不同地区之间的利润差别被转化为奖金津贴的巨大差异。奖金和津贴的差异产不能为传统的人力资本模型所充分解释。具有讽刺意味的是，用业概括经济改革的以奖金津贴形式出现的额外收入甚至比基本工资更少地受市场支配。我们把这一讽刺看作是中国城市经济改革的一个无意后果果，而这样至今仍无法有效地说明关于产权及劳动力等基本问题。(21,400)
[译自American Journal of Sociology,Vol.101,No.4,(January 1996)]