中国经济改革中的收入分配变动*，本文主要内容关键词为：中国经济论文,变动论文,收入分配论文，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。
一、中国收入分配的变动趋势
（一）改革时期收入分配变动的总趋势
中国经济改革是一个渐进的制度变革过程。这样一个过程反映在居民收入分配格局的演变上也就表现为居民间收入差距逐渐扩大的过程。同时中国经济改革又是一个分阶段向前推进的过程。各个阶段都有着不同的改革重点和难点。这在居民收入差距变动幅度上和变动来源上也会表现为不同阶段的特点。
就全国收入分配的整体状况而言，改革以后居民收入差距基本上表现为一种不断扩大的趋势。就变动幅度而言，全国居民的收入差距主要取决于城镇内部、农村内部和城乡之间的收入差距。在图1中， 我们利用国家统计局的估计结果，绘制了1978～1995年期间中国农村和城镇内部居民收入的基尼系数的变动趋势线。从中我们不难看出，不论在农村内部，还是在城镇内部，收入差距变动的基本趋势是一个逐渐上升的过程。当然这并不排除不同时期收入差距的变动幅度上的细小差别。按照可比的收入定义，农村内部的居民收入的基尼系数从1978年的0.21上升为1995年的0.34，17年中比初始水平上升了62%，即13个百分点。平均算来，每年上升不到0.8个百分点。 同样我们可以算出城镇内部的基尼系数在17年中上升了12个百分点（由1978年的0.16上升到1995年的0.28）〔1〕，每年平均上升约0.7个百分点。
然而，城乡之间的收入差距却呈现出一种不同的变动轨迹。 如图2所示，改革初期由传统体制遗留下来的城乡之间居民收入差距是相当大的，城镇居民的人均生活费收入与农村居民的人均纯收入的比率（简称城乡收入比率）高达2.37。当中国经济改革率先在农村地区展开后，城乡收入比率开始下降，到1983年达到1.70这一最低点。然后城乡收入比率开始了逐步上升的过程，到了1994年达到了2.60 这一最高点。 它比1978年的水平还要高出23个百分点。到了1995年城乡收入比率有些回落，降为2.47。
图1 1978～1995年城镇和农村居民收入的基尼系数
图2 1978～1995年期间中国城乡居民收入差距
图1、图2资料来源见本文的附表1。
（二）改革时期收入分配的阶段性特点
考虑到中国经济改革的阶段性特点，结合居民收入分配变动的时期性特点，我们可以把17年改革期间居民收入分配的变动趋势划分为1978～1983年，1984～1988年，1989～1991年和1992～1995年这样四个阶段来进行分析。在每个阶段中，收入分配的变动都是与该时期经济体制变革和经济政策的演变密不可分的。但是，当我们对某一阶段的收入差距的变动进行判断时，不能仅仅依据于收入差距的变动幅度，还应该考虑到这一阶段的经济增长带来的居民收入的提高程度。在这里，我们可以使用一般化的洛伦茨曲线（Generalized Lorentz Curve ）来综合考虑经济增长和收入差距变动对全体居民的总的社会福利产生的影响。同样地，如果收入差距用基尼系数来测量，那么我们用社会福利指数（Stark and Yitzhaki,1982）来替代一般化的洛伦茨曲线。社会福利指数可以用以下公式表示：
－
Lg＝ y（1－G）（1）
－
其中y是人均实际收入，G是基尼系数。从（1）式中不难看出，当人均收入不变时，收入差距的扩大会引起用于衡量全体居民社会福利水平的的下降；然而当收入差距给定时，人均收入的提高会引起指数的提高。为了说明经济改革与收入分配变动和人们福利水平提高的关系，我们在表1中分别列出了四个时期各自的主要改革举措， 相应的收入分配效应，收入差距的变动幅度以及一般化洛伦茨曲线的水平。
表1中国经济改革与收入差距变动的关系
改革阶段
第1阶段(1978～1983)
主要
1.农村家庭经营承包制;
改革
2.提高农副产品的价格;
举措
3.对城镇企业开始实行放权让利.
分配
农村中集体为主的分配
体制
方式被取代.城镇企业
变革
引入奖金和计件工资.
收入增 1.农村居民收入的快速增长;
长效应 2.城镇居民收入的有所增加.
收入
1.农村收入差距有所扩大;
分配
2.城镇收入差距保持不变;
效应
3.城乡收入差距在缩小;
4.全国收入差距有所缩小.
基尼系数变动
(百分点/年)
农村
+0.8
城市0.0
增长与分配的
替代(年平均)
农村 0.084
城市0.0
社会福利指数
(Lg)(年平均)
农村136
城市354
改革阶段 第2阶段(1984～1988)
主要 1.城镇企业承包制的推广;
改革 2.非国有部门的迅速成长;
举措 3.公社体制的解体和农民自主经营.
分配 城镇企业的工效挂钩.
体制 农村生产要素开始共
变革 同决定农户收入.
收入增1.城镇职工工资外收入增长较快;
长效应2.出现了高收入行业和职业;
收入 1.农村收入差距加速扩大;
分配 2.城镇收入差距加速扩大;
效应 3.城乡收入差距有所扩大;
4.全国收入差距明显扩大.
基尼系数变动
(百分点/年)
农村 +0.95
城市
+1.8
增长与分配的
替代(年平均)
农村 0.559
城市 0.450
社会福利指数
(Lg)(年平均)
农村173
城市451
改革阶段 第3阶段(1989～1991)
主要 经济调整时期,没有
改革 重要改革措施出台.
收入增1.城镇职工工资增长速度有所下降,
长效应但明显高于农村居民收入的增长;
收入 1.农村和城镇内部收入差距
分配 的扩大趋势有所缓解;
效应 2.城乡收入差距进一步扩大;
3.全国收入差距仍在扩大.
基尼系数变动
(百分点/年)
农村
+0.2
城市
+0.3
增长与分配的
替代(年平均)
农村 0.286
城市 0.081
社会福利指数
(Lg)(年平均)
农村169
城市476
改革阶段 第4阶段(1992～1995)
主要 1.国家缩减对亏损企业的补贴;
改革 2.非国有经济进一步扩展;
举措 3.资本市场的发展;
4.农村劳动力的自由流动.
分配 劳动力市场决定工资的
体制 机制基本形成.多种收
变革 入决定机制同时并存.
收入增1.城镇居民收入增长的差
长效应异性趋于明显化;
收入 1.城镇收入差距又出现明显扩大的趋势;
分配 2.农村收入差距重新趋于扩大;
效应 3.城乡收入差距到达改革以来的最高点;
4.全国收入差距出现加速扩大的趋势.
基尼系数变动
(百分点/年)
农村
+0.8
城市
+1.0
增长与分配的
替代(年平均)
农村 0.121
城市 0.122
社会福利指数
(Lg)(年平均)
农村196
城市595
资料来源：（1 ）唐平：《我国农村居民收入水平及差异的分析》，《管理世界》，1995年第2期。（2）任才方、程学斌：《从城镇居民收入看分配差距》，《经济研究参考》，1996年第157期。（3）相关年份的《中国统计年鉴》。
1978～1983年期间的以农村为中心的经济改革可以称之为改革时期的第一阶段。在此期间，两项重大的改革举措需要强调。一项是以农业家庭生产责任制建立为主要内容的产权改革；另一项是市场化改革，其中包括了农副产品价格的大幅度提高和放松管制。这两项改革举措极大地刺激了农户的从事农业生产的积极性。与此相应的是农户人均收入的迅速增加。然而，由于地区之间，农户之间经济增长的不平衡性，与经济增长相伴而生的收入差距扩大问题也就自然发生。对于大多数国家来说，在经济增长的初始阶段所发生的收入差距扩大问题是难以避免的。重要是争取以较高的经济增长速度换来较低程度的收入差距扩大。我们分别计算了各个改革阶段中经济增长与收入均等之间的替代系数〔2 〕。从表1中，我们可以看到1978～1983 年期间农村的替代系数是最低的，平均说来居民人均收入增长一个百分点所引起的基尼系数仅上升了0.084个百分点。由于这个时期的经济增长是在摆脱传统经济体制后产生的一次全面的突发性的增长过程，加上两项改革举措为农村居民创造了较为平等的、无歧视的发家致富的机会，绝大多数农户从快速农业经济增长中受益，因而伴随着农村内部收入差距扩大的同时并没有出现“穷者更穷”现象〔3〕。就全体农村居民而言，社会福利指数由1978 年的106上升为1984年的171，年均上升7.1%。因此， 这一时期农村改革真正实现了效率提高与收入公平分配统一的目标。
这一时期，与农村全面推进的改革相对照的是城市改革的严重滞后，传统的工资决定机制和收入分配机制仍维持不变，因而城镇内部的收入差距的变动幅度是微乎其微的，并且略有下降（如图1）。 虽然这一时期也出现了一些影响收入差距扩大的因素，如奖金和计件工资的引入，个体和私营企业的出现等，但是一些平均化的因素如工资的普调和价格补贴的按人头平均发放等，却在起着抵消收入差距扩大的作用。从基尼系数的变动上看，1978年的数值为0.16，1983年降为0.15。这意味着这一时期收入增量的分配基本上仍是在原有分配模式下进行的。
由于农村居民的人均收入的增长幅度超过了城镇居民，城乡之间收入差距出现了逐渐缩小的趋势。城镇居民的人均生活费收入与农村居民的人均纯收入之比由1978年的2.37下降到1983年1.70最低点。更应该提到的是这一时期城乡之间居民收入差距缩小的幅度之大和持续时间之长是建国以来所罕见的〔4〕。 也正是由于城乡之间收入差距的大幅度下降，这一时期全国的收入差距也出现了缩小的趋势。根据阿德尔曼和桑丁（1987）的估计，全国的基尼系数从1978年的0.317下降为1983 年的0.284。
经济改革的第二阶段是以城市改革为中心的。而直接影响城镇居民收入差距变动的改革举措有两项。一项是企业承包制的推广，它不仅拉开了企业内部职工之间的工资和收入差距，也拉开了企业之间和部门之间的工资和收入差距。另一项改革举措是允许和鼓励非国有部门的发展。这一举措的直接效应也是双重的，它一方面导致了非国有部门内部的收入差异明显化，出现了一些高收入职业和人群，另一方面也拉开了国有和非国有部门之间的收入差距。在表1中，我们可以看出， 这一时期城镇居民收入的基尼系数上升幅度是整个改革时期中最大的，年均上升了1.8个百分点。 虽然这一时期城镇居民的人均收入的增长幅度也较大，但是收入增长对收入差距的替代系数仍是最高的，达到了0.45。
在农村地区，随着家庭生产经营责任制对农业生产所产生的激励效应的不断递减，国家对农产品收购价格的相对稳定〔5〕， 这一时期农户人均收入的增长幅度是非常有限的，人均实际纯收入的年均增长率仅为1.9%。并且这一增长主要是靠非农业生产收入支撑着， 因为这一时期农户从农业生产中获得的人均实际纯收入出现了下降，年均增长率为－0.08%。不难想象，如果农户的收入增长主要源自于农村中的非农业收入的增长，那么非农收入增长的平衡性在很大程度上决定着农户之间收入差距的变动幅度。利用本课题组的1988年的农村住户抽样调查数据，朱玲（1994）和卡恩等（1994）不仅强调了非农收入在农村收入分配变化中的重要性，而且细致分析和估计了农户非农收入的不均等对总收入差距的贡献程度。他们的分析结果都表明了非农收入是解释当时农村收入差距的一个非常重要的因素。
从图2中， 我们可以看到这一时期的城乡之间收入差距出现了逐年上升的势头。到1988年，城乡收入比率上升到了2.05，相当于1981年的水平。由于城镇、农村内部收入差距和城乡之间收入差距都有不同程度的扩大，因而也就必然引起全国收入差距的扩大。我们利用1988年的数据，根据可比的收入变量，估计出该年的全国基尼系数为0.375〔6〕。这一数值比阿德尔曼和桑丁（1987）估计的1983 年全国基尼系数高出9个百分点，不均等程度上升了32%。由此可见，这一时期是全国收入分配变动较大的一个时期。
从1989年开始的为期3 年的经济调整也影响了这一时期经济改革的进度。出于稳定的需要，一些计划中的改革举措不得不推迟出台。经济增长速度的放慢直接导致了1989年城乡居民的实际人均收入的下降。在1989～1991年期间，城镇居民实际人均生活费收入年均增长只有3.7 %，比前一时期正好降低了2个百分点。 而这一时期农村居民实际人均纯收入年均增长仅为0.7%，也低于前一时期的水平。 与居民收入的缓慢增长相对应的是城镇和农村内部收入差距扩大幅度的下降。从表1 中可以看到，这一时期城镇和农村的基尼系数的年均变动百分点都比前一时期有了大幅度的下降。然而城乡之间收入差距仍在扩大，虽然扩大的速度有所减缓。依据这些变化，我们虽然无法较为准确地估计出1991年全国的基尼系数〔7〕，但是可以做出推断， 这一时期的全国收入差距仍在扩大。根据本课题组测算的1988年和1995年的全国基尼系数，我们可以推断1991年全国的基尼系数介于0.38～0.42之间。
从1992年开始，中国经济改革和经济增长又重新步入了快车道，进入了经济改革的又一个新时期。在此期间，城镇经济中的所有制结构发生了明显的变化，在工业产值、固定资产投资、劳动就业、商品零售额等方面，非国有部门的年增长率都大大超过了国有部门。同时，虽然这一时期国有企业的亏损面在扩大，但是政府对其亏损补贴却在逐年减少，由1991年的510亿元减少为1995年的328亿元（《中国统计年鉴1996》）。如果以不变价格计算，亏损补贴减少的幅度会更大。部分国有企业的亏损、停产和破产的最直接的结果是企业职工工资的减少，职工下岗和失业〔8〕。城镇中的低收入阶层会随之扩大。 这一阶段也是资本市场逐步形成的时期，房地产市场异常活跃的时期，外资大规模涌入的时期，与此相伴而生的是一批参与这类经济活动的高收入者。1994年开始的机关事业单位的工资改革进一步拉开了不同年龄组之间和不同职务之间的工资差异。这些因素都在不同程度上导致了这一时期城镇内部的收入差距的扩大速度明显加快，尤其是1993年和1994年，其基尼系数分别比上一年上升了2个和3个百分点。然而，由于城镇居民的实际收入水平也有了较快的增长，这一时期收入增长对收入差距的替代系数并不是很高（见表1）。
城镇经济的高速增长也吸引越来越多的农村劳动力流入城镇寻求就业机会。这不仅减轻了农村中剩余劳动力的压力，也增加了农村人均收入水平。此外，1994年政府又一次较大幅度地提高农副产品的收购价格也刺激了农业生产的增长和农户收入的增加。虽然这些因素对农村内部收入差距的作用方向并不是显而易见的〔9〕， 但是一些收入不均等指数却表明这一时期农村内部的收入差距仍在继续扩大，比如基尼系数由1991年的0.307上升到1995年的0.34。 这说明在农村中还存在着一些与经济增长和经济结构变化相关联的因素，它们在更大程度上影响着地区之间，甚至于社区之间的经济发展水平以及居民收入差距。为了说明这一点，我们利用国家统计局的家庭人均纯收入的概念，分别计算了1985年，1991年和1995年的省际间收入差距的变异系数和基尼系数。它们都表现出了不断上升的趋势〔10〕。
为了能够对这一时期全国的收入差距做出判断，我们利用1995年全国住户抽样调查数据，按照可比的收入概念，以城乡实际人口比例为权数，计算出全国的基尼系数为0.445。这一数值比1983 年的基尼系数的估计值高出16个百分点，比1988年的估计值高出7个百分点〔11〕。 平均说来，全国的基尼系数每年以1个百分点的速度在不断地上升。
以上我们对中国收入分配变动趋势的描述，意在表明改革以来中国收入分配的变动与十几年来经济改革和经济发展不无关系。中国作为发展中国家中的低收入国家，在经济增长的起飞阶段，收入差距的扩大是难以避免的。以压缩工资差距和收入差距为主要目标的传统分配体制的逐步解体，相应地多元化分配机制的形成，无疑会加快中国收入差距的扩大速度。应该看到，对于现阶段中国来说，经济增长会带来收入差距扩大，但是两者之间的关系并非是线性的，而是后者的边际上升率随着前者的上升而递减。如果这个关系是确立的，对于一个必须要付出收入差距扩大的代价才能完成一定发展阶段的国家来说，较高的增长速度无疑是减小这种代价的一种较优的选择。还应该看到，正如农村初期改革的收入分配效应所显示的那样，一些改革措施不仅不会扩大收入差距，反而会有助于缩小收入差距〔12〕。而且，改革的停滞或体制的“冻结”并不能抑制收入差距的扩大。
二、当前收入分配的几个热点问题
在任何一个经济社会中，人们最为关心的问题就是收入分配问题。而对于中国这样一个经济体制处于转轨时期的经济来说，分配体制的不稳定导致的利益分配的非规范性和不确定性更加重了人们对收入分配问题的关心程度，与此相呼应的学术界对收入分配的一些热点问题的各抒己见。在此，我们根据上述的一些研究成果和本课题组掌握的相关资料，对一些热点问题，试图做出客观的评价。
（一）“两极分化”还是“一极分化”
众所周知，在对近几年中国收入分配变动趋势的判断上，出现了一种较有影响的看法，即认为中国已经出现了“两极分化”的趋势。虽然对这一看法也有争论，但是争论的双方并没有提出实证性的论证来证实自己的看法和否定对方的观点。其主要的问题在于争论的双方都缺少共同认定的实证标准。为了避免概念上的模糊性，我们在提出自己的实证分析的结果之前，有必要提出关于“两极分化”的实证标准。首先，“两极分化”不是等同于收入差距扩大。因为收入差距扩大既可以表现为“穷人更穷和富人更富”这样一种形式，也可以表现为“穷人小富和富人大富”等其他种形式〔13〕。因此，“两极分化”的概念需要加以界定。不应否定在人们的一般理解中，“两极分化”既有绝对的含义，也有相对的含义。在这里我们也相应地应该提出“两极分化”的绝对标准和相对标准。
在将以上两个标准应用于经验研究时，还会碰到一些技术性问题。首先，最低和最高收入组的大小应该如何划定；也就是说“两极”应该包括多大的人口比例是合适的〔14〕。是使用“五等分组”中的最高收入组和最低收入组呢？还是使用“十等分组”中的最高收入组和最低收入组呢？还是使用“二十等分组”中的最高收入组和最低收入组呢？对于这个问题，我们采取了较为现实的态度。从国家统计局每年公布的城镇住户抽样调查数据的加总指标来看，使用十等分组中的最高收入组和最低收入组作为“两极”是比较可行的〔15〕。其次，在应用“两极分化”的相对标准时，中值收入将如何确定？这在使用微观调查数据时是不难解决的，但是使用分组数据时，准确找到中值收入几乎是不可能的。在以下的经验分析中，我们只能使用中间等分组的收入均值作为一种替代〔16〕。
按照上述提出的“两极分化”的绝对标准和相对标准，我们对国家统计局公布的1986～1995年各年的城镇居民抽样调查的分组数据进行了计算，其计算结果见表2。从绝对标准来看， 在这10 年期间中， 只有1988年城镇中出现了十等分最高收入组的绝对实际收入的上升和最低收入组的绝对实际收入的下降同时出现的情况。1986年和1989年最低收入组的绝对实际收入也出现了下降，但是同时最高收入组绝对实际收入也是下降的。进入90年代以后，每年十等分最低收入组的绝对实际收入都是上升的，虽然其上升幅度明显小于最高收入组的上升幅度。如果考虑到二十等分组中最低收入组的收入变化情况，那么在1992年也可以被认为城镇居民中出现了“两极分化”的现象。这个例子进一步说明了在判断“两极分化”的问题上，合理选择“极”的重要性。
表2“两极分化”的检验结果
年份十等分组:
二十等分组:
绝对标准相对标准 绝对标准相对标准
1986 × + ×
+
1987 × ×× ×
1988 +
+ ++
1989 × + ×
+
1990 × ×× ×
1991 × ×× ×
1992 × + ++
1993 × + × ×
1994 × + ×
+
1995 × ×× ×
注：（1）本表的检验结果来自于附表2；（2）+表示通过标准，×表示没有通过标准。
从表2中我们还可以看到，在这10年期间，6个年份的收入分配通过了相对标准，其中3个年份出现在80年代后半期，3个年份出现在90年前半期。值得注意的是，按照相对标准衡量的，出现在90年代的“两极分化”是连续发生的。也许正是由于这个原因，近几年不断出现了一些关于“两极分化”的呼声。然而， 如果把两个标准结合起来考虑， 只有1988年（1992年通过了二十等分组的标准，但没有通过十等分组的标准）同时通过了绝对和相对标准。 由此我们得出明确的结论认为， 进入90年代以后中国并没有出现两极分化的问题。而主张“两极分化”观点的学者大多将“两极分化”混同于收入差距扩大。
应该强调的是，1988年和1992年都是经济高速增长的年份，也是通货膨胀率较高的年份。1988年出现了“两极分化”的问题，1992年近乎出现这一问题。由此而引发的一个问题是，高经济增长与高通货膨胀的增长模式并没有给低收入阶层带来更多的好处，反而相反。如果问题果真如此，我们不仅需要进一步研究经济增长的分配效应，特别是对低收入阶层的收入变动的影响，而且还需要从收入分配的角度来评价经济增长的模式。
（二）如何看待高收入阶层
改革以来，高收入阶层的收入水平一直成为人们议论的热门话题。例如80年代人们议论较多的是个体户、私营企业主、倒爷、甚至出租车司机的高收入，以及后来的利用双轨制从事寻租活动的寻租者的非法收入。又比如，进入90年代后，人们议论更多的是房地产投机商，股票投机者的巨额收入，各类大腕明星的高额出场费，外资企业的中方高级管理人员的高工资，以及从事“红、黄、蓝、白、黑”道等非法活动的人员的暴利收入（任才方、程学斌，1996）。
从研究的角度来说，高收入阶层的规模和实际收入水平一直是困扰研究者的一个课题。在一般的常规调查中，由于这些高收入者的不合作态度，以及强烈的隐瞒收入的动机，往往会造成样本代表性的不理想。一些典型调查和案例研究的结果虽然提供了某一地区或某一行业的高收入者的收入情况，由于其具有很强的区域性和行业性，因而很难据此推论全国，或整个城镇内部的高收入者的收入情况。加上这些调查又缺少高收入群体的收入分布的数据，所以它们也就无法用来对全国或城镇内部收入差距的估计值进行修正。
在我们1995年的抽样调查数据中，高收入群体的样本比例也可能是低估的，这势必会导致我们以上对城镇个人收入分配不均等程度的低估〔17〕。而且城镇收入差距的低估也会直接导致全国不均等程度的低估。然而这种低估的程度是难以估计的，因为它在很大程度上取决于样本中高收入者的代表性〔18〕。由于我们无法获得更有代表性的调查数据，因此只能结合来自于其它文献的有关高收入户的一些信息〔19〕，利用现有的数据进行一些模拟分析。分析的目的是为了回答两个相关的问题。第一，如果样本的偏差问题是存在的，那么它在多大程度上影响到我们的收入分配不均等程度的估计值？第二，将来高收入群体比例的上升会对收入分配的变动趋势产生多大的影响？模拟分析的结果见于表3。
表3 高收入户数量的几种假设与基尼系数的变动
模拟分析 假设1 假设2 假设3
原样本
城镇基尼系数 0.291 0.307 0.330
0.286
全国基尼系数 0.449 0.455 0.465
0.445
注：（1）假设1：将城镇年收入万元以上的人口比例提高到5%；
假设2：在假设1存在的同时，将城镇年收入2 万元以上的人口比例提高到1%；
假设3：在假设1存在的同时，将城镇年收入2 万元以上的人口比例提高到2%。
（2）在计算全国基尼系数时， 假定农村居民的收入分布是不变的。
模拟分析是建立在以下几个假设上的。假设1， 在高收入群体的收入分布不变的情况下，将城镇样本中年收入1 万元以上的居民比例提高到5%，也就是说假定全部城镇人口中约550万户（约1760万人）的人均年收入达到或超过了1万元；假设2，在假设1存在的同时， 将城镇年收入2万元以上的人口比例提高到1%；假设3，在假设1存在的同时，将城镇年收入2万元以上的人口比例提高到2%。从表8中可以看出，在假设1的情况下，城镇的基尼系数只提高了0.5个百分点，其幅度并不显著， 而它对全国收入差距的影响更小，基尼系数仅提高了0.4个百分点。 在假设2和假设3存在时，城镇的基尼系数由原来的0.286分别提高到0.307和0.330，全国的基尼系数也由原来的0.445分别提高到0.455和0.465。也就是说，城镇中年收入1万元以上的人口比例增加到5%的同时，年收入2万元以上的人口分别增加到350万和700万时， 城镇内部的基尼系数将分别上升2.1个和4.4个百分点，全国的基尼系数就分别上升1个和2个百分点。
上述模拟分析结果表明，城镇中一小部分高收入者由于相对比例较低，即使其绝对人数增长很快，但是对全国收入差距的影响并不是非常明显〔20〕。然而，高收入阶层所产生的社会反应却是非常强烈的。虽然产生这种强烈社会反应的原因是错综复杂的，但是有一点是不可否认的，即社会每个成员对高收入者反应是与其收入来源的合法性相关的。人们对于那些利用权力收受贿赂，倒卖批文、许可证，从事寻租和造租活动，大肆侵吞国有资产而获得高额收入者，不仅反应强烈，而且深恶痛绝。这对于政策制定者来说，也就意味着在关注高收入群体的同时，更应该关注的是其中获得非法收入的高收入者，更应该考虑的是如何从完善体制方面着手来减少非法高收入者出现的概率。
（三）对库茨涅兹假说的再论证
在经历了一段收入分配格局调整和剧烈变动时期之后，人们对收入分配未来变动趋势的关注也就成为自然而然的事情。这种关注一方面来自于人们对近几年收入差距过快扩大的忧虑，另一方面来自于人们对自身收入的绝对增长和相对增长趋势的预期。对于学术界来说，这也是一个非常值得关注的问题，因为它是与中国的长期经济发展的持续性密不可分的。考虑到收入分配的变动趋势问题，我们无法回避库茨涅兹假说。在40年后的今天，该假说仍具有值得讨论和论证的价值，这在很大程度上应该归结于它提出来有关收入分配与经济增长之间关系这一命题。如果收入差距在经济增长的初级阶段是上升的，并且随着经济增长达到一定高度后而自然下降，那么收入差距的扩大就是一个阶段性的问题，收入分配政策的制定也就具有很大的暂时性，因为经济发展初级阶段出现的收入差距扩大的问题可以通过经济发展的自身力量加以纠正。
随着近来我国居民收入和收入分配方面的统计数据的增多，一些学者尝试地对库茨涅兹假说在中国的适用性进行验证〔21〕。验证的结果都没有对中国收入分配会沿着“倒U型”曲线的轨迹变动这一命题提供强有力的经验支持。这并不意味着以此可以从根本上否定库茨涅兹假说在中国长期经济发展过程中的存在性。由于缺少较长时期的经验数据，大部分的验证分析只能建立在横截面数据的基础上，因而验证结果很可能无法反映时间上的动态因素的影响。即使我们利用当时合适的数据从经验上否定了它的存在，但是也并不意味着从而否定了它在以后发展过程中出现的可能性（赵人伟、李实，1992）。
正是基于上述考虑，我们有必要利用近几年的数据对库茨涅兹假说在中国存在的可能性进行再验证。如果该假说是成立的，那么在不同发展水平的省份之间，特别是农村内部，就可能会出现收入差距变动与收入增长之间的“倒U型关系”。因而利用不同省份的资料对库茨涅兹假说进行验证也就成为一种选择。按照这一思路，我们从不同省份的统计年鉴中收集了农村人均收入和住户收入分组等方面的有关数据，然后利用住户收入分组比例分别计算了每一省份不同年份的基尼系数〔22〕，最后构成了一组含有85个有效样本的“混合样本”数据。利用这些数据，我们分别对省内收入差距与实际收入水平关系的几种函数形式进行了经验估计，其结果见于表4。
表4 库茨涅兹假说的经验验证结果
解释变量 被解释变量:基尼系数
方程1方程2
Log(Y) -0.855(-0.47) -58.04(-1.01)
[Log(y)][2] 4.67(0.995)
Constant 31.4(2.86)206.0(1.17)
adj-R[2] -0.009 -0.01
F-value
0.222 0.606
被解释变量均值 26.2
26.2
样本数
85 85
解释变量被解释变量:基尼系数
方程3 方程4
Log(Y)
3.18(1.42) -78.95(-1.43)
[Log(y)][2]6.73(1.49)
RIP
-0.107(-2.85) -0.115(-3.06)
Constant10.63(0.83) 260.73(1.54)
adj-R[2] 0.07 0.084
F-value 4.166 3.557
被解释变量均值26.2 26.2
样本数 8585
资料来源：不同年份不同省份的统计年鉴（从略）。
注：（1）Log(Y)＝省份人均纯收入的对数；RIP＝农村工业总产值／农村社会总产值的比例。
（2）括号里为T-检验值。
（3）数据中的基尼系数表示为0～100之间。
表4中的一些估计结果需要作进一步解释。首先， 收入差距与收入水平之间的关系并不是确定的。当收入水平作为解释变量时，不管把它与收入差距的关系看作为线性关系，还是非线性关系（即引入收入水平的二次项）〔23〕，收入水平的系数估计值在统计上都是不显著的。这说明收入水平变动对收入差距的影响不明显的，而且影响方向也是不明确的。因而这一结果并没有从经验分析上支持库茨涅兹假说。其次，考虑到中国农村经济正在经历着经济结构上的从单纯的农业经济向农业经济与非农经济并举的方向转变这样一个事实，我们在解释变量中引入了农村工业产值与农村社会总产值的比率（RIP）。 这时估计的结果是比较有意义的。收入水平变量的系数估计值在统计上仍是不显著的，虽然它们的T－检验值有所提高。然而，RIP的系数估计值不管是在收入水平的线性方程中，还是在非线性方程中，在统计上都是高度显著的。而且估计值的符号也具有积极的经济含义。RIP变量的系数为负值， 表明了中国农村的经济结构的转变过程是有利于收入差距缩小的。这也就意味着中国农村经济的发展过程（如表4中方程3的估计结果），既具有影响收入差距扩大的一面，又有影响收入差距缩小的一面。由于在现阶段影响收入差距扩大的作用超过了影响收入差距缩小的作用，因而收入分配不均等程度表现出了上升的趋势，但并没有与横截面数据中收入水平的差异具有较强的相关性。
三、中国收入分配的国际比较
改革前的中国经济一直被国内外学者称之为收入分配上的高度平均主义的经济（Riskin,1987）。即使到了80年代末期，中国城镇经济中的平均主义的分配模式仍在较大范围内影响着城镇内部个人收入分配的结果（赵人伟，1991）。根据本课题组1988年调查数据的计算结果，城镇内部个人收入分配的不均等程度与世界上几个高福利国家（如瑞典）不相上下（李实、古斯塔夫森，1994）。到了1995年，收入分配状态已大有改变。如果以我们抽样调查数据为准，那么该年城镇、农村和全国的个人收入分配的基尼系数分别已达到0.286、0.429、0.445。
应该看到，在经济转轨过程中收入差距出现扩大并非是中国经济的特有现象，可以说它出现在所有的经济转轨国家中。不同的仅仅是收入差距扩大的幅度在不同国家有所不同而已。根据世界银行《1996年世界发展报告：从计划到市场》所示，中东欧和前苏联共和国在过去几年转轨过程中，都发生了收入差距扩大的趋势。1993年与1987～88年相比，在有数据的8个国家中，4个国家的基尼系数上升了10个以上百分点，其中俄罗斯上升了20个百分点左右；2个国家的基尼系数上升了5～10个百分点；2个国家上升了不足5个百分点（第71页）。相比之下，在此期间中国的基尼系数上升大约5～7个百分点。 再以俄罗斯与中国相比， 在1988～1993年的五年间，俄罗斯收入差距的扩大幅度超过了中国在过去18年改革期间收入差距扩大的幅度。更有比较意义的是，大部分转轨国家在收入差距扩大的同时都出现了绝对贫困人口大幅度增加的势头（世界银行，1996；第71页），也就是说出现了明显的真正意义上的“两极分化”状况，而根据中国统计局和世界银行的估计，在这一期间中国农村的贫困人口数量仍是不断下降的〔24〕（何焕炎等，1993）。
还应该提到的是，从80年代以来大多数西方发达国家也经历了收入差距不断扩大的过程。根据斯密丁和高茨乔尔克（T.Smeeding and P.Gottschalk,1995）的综述，在80年代初期至90年代初期，18个发达国家中的3个国家的收入差距扩大幅度达到了5～10%，3 个国家的扩大幅度达到了10～15%，2个国家（美国、瑞典）的扩大幅度达到16～29 %，1个国家（英国）的扩大幅度高达30%以上。 而出现收入差距较 明显下降的国家只有意大利和丹麦。
与大多数发展中国家相比，中国当前的收入分配的不均等程度处在一个中间位置上，中国的基尼系数明显低于非洲和南美的一些国家，但是要略高于亚洲的一些国家（世界银行；1996）。按照世界银行的一致统计口径，中国与人口规模、地域和发展水平大体相当的印度相比，基尼系数高出约4个百分点。从十等分组的收入比例上看， 虽然中国的富人不如印度的富人那么富，但是中国的穷人要比印度的穷人更穷〔25〕。经济改革起步晚于中国的越南，到了1993年其收入分配的不均等程度与1992年中国的情形相差无几，而越南的人口规模则不足中国的1/15 〔26〕。
四、分配政策选择的思考
我们的上述分析结果充分表明了当今中国收入分配的格局已大大不同于经济改革的初期，也明显不同于80年代后期的情形。中国收入分配出现了全范围的，多层次的收入差距扩大的态势〔27〕。在过去18年改革期间，农村、城镇内部，城乡之间，区域内部和地区之间，行业、职业内部和行业、职业之间，个人收入差距都发生了不同幅度的扩大。新的收入分配格局虽然纠正了传统分配体制的一些弊端，但是也带来了一些需要进一步注意的问题。虽然我们还难以根据收入差距对现今的收入分配状况进行价值判断〔28〕，但是我们还是有必要对收入差距进一步扩大所可能引起的社会不稳定因素表示关注。我们对库茨涅兹假说的验证结果说明了我们现在还无法把缩小收入差距的希望寄托在经济增长的自发力量上或者一些短期的、应急的措施上。
在过去收入分配体制变革期间，政府的收入再分配政策并没有及时做出与分配体制和分配格局相适应的调整。在城乡之间个人收入差距不断扩大的同时，绝大多数农村居民仍旧承受着包括农业税在内的名目繁多的税费，而且其绝对量和相对比例日渐增长。而城镇居民却享受完全不同的税赋体制，即使每个人都按章纳税，城镇居民的纳税人比例也不会超过十分之一。这种情况表明了我们并没有形成一个全国统一的、城乡一体化的个人税收体制和政策。在我们即将对外国投资者实行无差别的国民待遇的时刻，我们是否也应该考虑一下在个人税赋方面对农村居民实行“城镇居民待遇”〔29〕。还应该指出的是，在农村内部个人之间的收入差距不断扩大的相当长时间内，农村的个人税收政策也没有发生相应的改变。现行的土地税（或农业税）在某种程度上正在发挥着累退税的作用〔30〕，因而它不仅起不到收入再分配的调节作用，不是有助于缩小农村居民的收入差距，而且是在扩大着收入差距。在城镇中虽然已实行了个人所得税政策，但是并没有建立了一个有效的社会保障系统和收入转移支付体系。当市场化进程、经济结构调整和宏观经济波动引发的失业增加，从而贫困人口增加时，社会保障系统似乎显得无能为力，只能依靠政府官员奔忙于“扶贫救助献爱心”的活动中。此外，城镇中现行的个人所得税政策也是需要进一步完善的。仅仅对个人的货币收入征税，而对实物收入不征税，在客观上激励单位与个人采取多发放实物收入的方式来逃避纳税。另一方面这也造成了个人之间税负不公的问题〔31〕。为了避免个人所得税的偷漏行为，税收部门要加强征管和改进工作之外，更为重要的是要强化纳税人的权力。征税毕竟不是罚款。纳税人最基本的税款使用的知情权应该得到保证。如果能够进一步将个人所得税与个人转移支付和社会公益事业联系起来，也会有助于提高纳税人的积极性。
我们的分析还表明了中国更主要的收入差距来自于城乡之间和地区之间。消除区域间收入差异仅仅依赖于收入再分配政策是不够的，而且实施这些政策所承受的成本也是巨大的。一个更有效的方法是打破包括城乡壁垒，地区壁垒的区域间的制度障碍，让生产要素特别是劳动力在城乡之间、地区之间享有充分流动的自由和同等的就业机会。过去几年中农村劳动力流动的经验告诉我们，流动对于抑制城乡之间和地区之间收入差距的扩大无疑起到了积极作用。落后地区的劳动力流到发达地区后所产生的收入分配效应是显而易见的。它一方面不仅使得流出劳动力获得了更高的劳动报酬，而且也减轻了输出地剩余劳动力的压力，提高了当地劳动生产率和单位工资率，它另一方面会平抑输入地由于劳动力短缺造成的工资率上升的问题。中国地区差异变动趋势的最新研究成果表明（Jianetal,1996 ）， 中国各个省份之间人均实际GDP 的趋同（Convergence）现象并不是发生在传统计划经济体制时期， 而是发生在经济改革后的1978～1990年期间。从这个意义上讲，缓解收入差距扩大的一个最大的“政策”就是加快劳动力和其他生产要素的市场化进程的改革，尽快地解除劳动力和生产要素自由流动的制度性障碍。
此外，如上所述，不同部门之间的收入差异的扩大在很大程度上是由个别部门的垄断造成的，因而消除这种收入差异的有效措施也只能在于打破部门垄断，改变部门内部的单一所有制性质，增加部门内部的竞争。正如80年代末实现的价格完全市场化的改革从根本上消除了在此之前价格双轨制产生的寻租活动一样，90年代进一步的企业产权制度改革，金融体制改革，以及相配套的政治体制的改革预期也会对那些利用经济体制转轨过程中出现的体制缺陷寻求灰色收入的经济活动起到根本上的限制作用。
总之，中国的收入分配已经进入了一种不容乐观的状态，从体制改革和分配政策调整方面思考和制定全面而有效的缓解收入差距进一步扩大的整体方案已是时不可怠。
注释：
〔1〕应该说明的是城镇内部的基尼系数在1994年达到最高点， 即0.30，到1995年又有所回落。因此如果以1994年与1978年相比，那么基尼系数上升了14个百分点。平均每年上升近0.9个百分点。
〔2〕这里的替代系数是不同于替代弹性的。 替代系数是指收入增长一个百分点所引起的收入差距指数（如基尼系数）上升的幅度（百分点）。
〔3〕不管是根据国家统计局的数字（何焕炎等，1993）， 还是世界银行的数字（1991），这一时期贫困人口的下降速度是惊人的。前者认为中国农村的贫困人口从1978年的2.5亿减少为1984年的1.2亿。后者的估计认为农村的贫困人口从1978年的2.6亿减少为1984年的0.89亿。
〔4〕从1958年至1977年， 城乡之间收入差距出现过两次较长时期的下降。用上述比率来衡量，一次是从1958年的3.72下降到1961 年的2.57；另一次是从1966年的2.74下降到1969年的2.53 （见《中国统计年鉴，1984》）。
〔5〕从1984年至1988年， 农副产品收购价格指数比农村消费价格指数分别高出1.2，1.0，0.3，5.8，5.5个百分点，而1979 年这一数字是20个百分点（《中国统计年鉴1996》）。
〔6〕卡恩等（1994）使用相同的数据， 但是利用包括实物收入和实物补贴在内的家庭可支配收入的概念，计算出来的1988年全国的基尼系数为0.382。我们这里所用的收入概念是完全与国家统计局的相同， 因而具有不同时期的可比性。
〔7〕由于国家统计局的城镇和农村的住户调查是分开进行的， 分组的数据也是分开发表的。至今没有看到他们对全国基尼系数的估计数值。现今所看到的有关全国的基尼系数，除了1988年的数值是根据本课题组收集的住户调查数据测算，大多是根据国家统计局的城镇和农村的收入分组数据，应用卡可瓦尼（Kakwani.1976:1980）的内推法进行估算的。然而，从1990年开始，国家统计局不再发表城镇住户的收入分组数据，只发表等分组数据。而农村住户调查数据仍是收入分组数据。这样就很难将两套数据合成为一套统一的全国收入分组或等分组数据。因而也就无从根据它们对全国的基尼系数进行估计。
〔8〕官方公布的失业率有可能是低估的数字， 因为它是根据劳动部门登记的失业人数计算出来的，而没有考虑到一些没有登记的失业人员和下岗职工。根据全国人口普查的数据，1995年的实际失业率为5.03%（待业率为2.54%，失业职工比率为1.50%， 企业停产等待安置人员比率0.99%），比官方公布的失业率高出2.13个百分点。
〔9〕以农村劳动力流动为例， 它是扩大还是缩小农村收入差距将取决于流动劳动力主要来自于低收入农户还是高收入农户。如果是前者，它无疑会缩小农村收入差距；如果是后者，它将会扩大农村收入差距。
〔10〕1985年，1991年和1995年的省际间人均纯收入的变异系数分别为0.3078，0.3983，0.4555；基尼系数分别为0.1526，0.1894，0.2314。
〔11〕一些迹象表明，1994年的全国收入分配的不均等程度可能会高于1995年。因为1995年城乡之间居民收入差距由1994年的2.60 降为2.47，城镇内部的基尼系数也由1994年的0.30降为0.28。
〔12〕见赵人伟、李实（1997）对改革因素、发展因素和政策因素对收入差距变动影响的细致分析。
〔14〕这个问题最初是由李培林（1995）提出的。他认为较为合适的“极点”应该是人口的8～10%左右。
〔15〕国家统计局每年还公布了城镇5 %最低收入户（即困难户）的人均收入均值，但没有5%最高收入户的相关信息。 如果我们假定过去几年中5 %最高收入户的人均收入变动都是符合“两极分化”的绝对和相对标准的其中一个条件，那么我们只需要根据5 %最低收入户的人均收入变动来判断它是否符合其中的另一个条件。
〔16〕当高收入组的收入水平提高较快时，中间收入组的收入均值往往高于中值收入。
〔17〕中国人民大学社会调查中心1994年对全国3200户城乡居民的抽样调查的分析结果表明，1994年城镇居民家庭人均收入的基尼系数高达0.37（李培林，1995；第336页）。 这一数值明显高于我们计算的1995年城镇的基尼系数。由于作者没有介绍抽样方法和样本结构情况，因此我们很难对其基尼系数的准确性加以判断。
〔18〕例如，在我们1995年的全国样本中，人均年可支配收入（包括了实物收入和住房补贴等）1万元以上的个人样本比例为2.06%， 人均可支配年收入2万元以上的为0.31%；在我们城镇样本中， 这两个比例分别为3.97%和0.29%。
〔19〕根据李培林（1995年，第364页）的估计，在90年代初期，年收入1万元以上的职业者大约为500万人（其中90%左右来自于个体户和私营企业主），占全国人口比例的0.4%。 但是如果按这些人的家庭人均收入统计，年收入1万元以上的人口比例可能会更低。 另据任才方、程学斌（1996年）的看法，1995年城镇中年收入在3 万元（人均收入1万元）以上的家庭大约为9%。
〔20〕农村样本的模拟分析结果则不同。当样本中年收入万元以上的人口比例提高到5%，农村内部的基尼系数上升到0.528；当样本中年收入2万元以上的人口比例提高到2%，农村内部的基尼系数上升到0.554.。
〔21〕Khan等（1992）利用本课题1988年的抽样数据，分别计算了28个省市农村人均可支配收入和基尼系数。从两组数据上很难看出收入水平与收入差距之间的关系（二者相关系数为－0.102）。 李实（1993）利用相同的农村数据，对其中90个样本县的基尼系数和人均可支配收入及其平方项进行了回归分析，估计结果是不理想的。解释变量的解释能力很低，系数估计值在统计上都是不显著的。陈宗胜（1991）在描述了中国经济改革以来收入差距扩大之后，参照60～80年代东欧几个国家的收入差距变动状况，得出结论认为中国收入差距达到一定高度（0.33左右）（见第262页）后会转而下降。现在看来陈宗胜的预计是过于乐观了。
〔22〕利用收入组数据估计基尼系数时，我们使用了世界银行陈少华女士提供的POVCAL软件。有关该软件的估计方法，请参阅Chen, Sha ohua,GauravDatt,and Martin Ravallion,1991."POVCAL:AProgram for Calculating Poverty Measures from Grouped Data", Poverty Analysis and Policy Division,World Bank.
〔23〕引入收入水平的二次项以后，如果一次和二次项的系数估计值统计上是显著的，并且一次项的系数为正，二次项系数为负，那么可以认为收入差距的变动是符合库茨涅兹曲线的。
〔24〕在1985～1990年期间中国农村贫困人口的估计上，一些国际机构与国家统计局的估计结果是有差异的。例如，根据世界银行的估计，中国农村贫困人口从1984年的8900万重新上升到1990年的9700万（世界银行，1992）；根据国家统计局的估计， 在此期间农村贫困人口从12800万下降到8500万（何焕炎等，1993）。
〔25〕根据世界银行（1996年，第198页）的估计，1992 年中国全国的基尼系数为37.6%（即0.376），印度为33.8%； 中国十等分组中最低收入组的收入比例为2.6%，最高收入组的收入比例为26.8%； 当年印度的相应比例分别为3.7%和28.4%。
〔26〕在对不同国家的收入差距进行比较时，人口规模是应该考虑的因素，因为它们会影响到一个国家的收入差距。 根据皮瑞尔（Pryor,1973.转引自Atkinson and Micklewright,1992）的发现， 不同国家的人口规模对其收入差距具有正相关效应，即在其他条件相等的情况下，人口规模大的国家的收入差距要大于人口规模小的国家。
〔27〕根据我们利用1988年和1995年两次抽样调查的数据进行的分解分析结果，相对于1988年而言，1995年城镇内部和农村内部的收入差距上升了60%，同时城乡之间的收入差距也扩大了24%。城镇内部不同文化程度职工之间的收入差距和每一文化程度组内部的收入差距也同时出现了较大幅度的上升趋势。这一情况也出现在不同所有制部门之间和内部，不同职业之间和内部，不同行业之间和内部，等等。
〔28〕对一个社会的收入分配进行价值判断是一个非常复杂的问题。它在很大程度上依赖于价值标准。单纯地根据收入差距的大小来得出收入分配是否合理的结论往往是非常危险的。 比如已知甲的收入是1200元，乙的收入是800元，由此可知他们的基尼系数为0.2。 那么他们的收入差距是否合理呢？在进一步了解甲、乙两人的其它情况之前，是很难做出判断的。如果甲、乙两人属于同质劳动力，那么按照按劳分配原则或完全竞争规则，我们可以认为他们的收入差距是不合理的。如果甲是受过高等教育的技术人员、乙是个文盲非技术工人，那么我们可能认为他们的收入差距是合理的，或者认为他们的收入差距还不够大。这样一种价值判断上的难题，对于一个社会的收入差距的判断来说其难度更大。
〔29〕利用1995年的数据所进行的模拟分析表明，如果对农村居民的税赋采取减免的政策，那么城乡之间个人收入差距将会从实际的2.468倍下降为2.337倍，因为1995年农村人均缴纳各种税费额约为88元。
〔30〕我们利用1995年的数据对十等分组中最高收入组和最低收入组的纳税额／收入比例进行了对比，发现前者的税费率仅为1.71%，而或者的税费率则高达13.8%，相当于前者的8倍； 即使按照上缴政府的税款计算，前者的税率为0.78%，后者的税率为5.07%，也相当于前者的6.5倍。
〔31〕举例来说，甲是政府机关干部，月工资800元， 享有补贴住房一套，市场租金1200元，个人实际收入为2000元，个人所得税为0。 乙是私营企业经理，月工资2000元，无补贴住房， 应纳个人所得税240元。可见，二者的实际收入是相同的，但是负税却是不相等的。
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