对我国城镇居民收入分配差距的分析研究

罗建远

摘要：近年来，我国居民收入分配差距水平持续上升。其中，有合理的因素，也

有不合理的因素。收入分配差距扩大带来各种社会影响，适度的收入差距有利于调动劳动者的积极性，促进社会生产力的发展，但收入分配差距过大有悖社会公平，影响社会安定与发展。城镇居民是我国居民的重要组成部分，其内部收入分配差距也随着我国建设与发展而日渐拉大，影响我国居民收入的整体差距水平。合理调整收入分配，不仅是建设和谐社会的核心内容之一，还是构建和谐社会的重要途径。因此，解决我国城镇居民收入分配差距扩大问题意义重大。本文运用统计学的方法，计算我国城镇居民的基尼系数及预测其走势，分析研究我国城镇居民收入分配差距扩大的状况，并提出治理对策。

关键词：收入分配差距，基尼系数，成因，治理对策 一、研究城镇居民收入分配差距的意义

我国改革开放将近30年，经济建设和社会发展取得了非常大的成就，人民生活水平显著提高，总体上达到了小康水平，正朝着全面建设小康社会的方向发展。但在经济快速发展的同时，分配领域也出现了收入差距逐步拉大的现象。国家统计局2000年对全国4万个城镇居民家庭收入情况的调查显示，目前20%的高收入者拥有42.5%的国民财富；2004年，占城市总人口10%的高收入者占有45%的城市财富(辽宁日报，2006/8/28，《建立平等参与市场竞争的收入分配秩序》，高慧斌)，差距水平可见一斑。

关于我国城镇居民的收入分配差距方面的研究较多，例如，复旦大学经济学院博士研究生张立军与南开大学经济学院博士研究生湛泳两人合作，从金融发展的角度出发，选取指标，对我国城镇居民收入分配差距做了研究；再有，辽宁大学王云多先生运用回归分析方法，建立模型GINI = - 0.538 + 0. 835X1 + 0. 878X2 + 3. 523X3 - 9. 15E- 05X4（GINI、X1、X2、X3和X4分别为城镇居民基尼系数、第二产业贡献率、第三产业贡献率、抚恤和福利救济支出占财政支出的比例、职工工资指数），计算出了我国城镇居民的基尼系数，然后做相关的分析等等，很有参考意义。本文也是通过计算我国城镇居民的基尼系数来分析研究我国城镇居民收入分配差距的。

基尼系数[1]，是20世纪初意大利经济学家基尼，根据洛伦茨曲线找出了判断分Y E C 配平等程度的指标。如右图，设实际收入

分配曲线和收入分配绝对平等曲线之间的面积为A，实际收入分配曲线右下方的面积为B。并以A除以A+B的商表示不平等程

A 度。这个数值被称为基尼系数。如果A为

B 零，基尼系数为零，表示收入分配完全平

等；如果B为零则系数为1，收入分配绝对

O X 不平等。该系数可在零和1之间取任何值。

图1

收入分配越是趋向平等，洛伦茨曲线的弧度越小，基尼系数也越小，反之，收入分

配越是趋向不平等，洛伦茨曲线的弧度越大，那么基尼系数也越大。联合国有关

组织规定：若低于0.2表示收入绝对平均；0.2-0.3表示比较平均；0.3-0.4表示相对合理；0.4-0.5表示收入差距较大；0.6以上表示收入差距悬殊。

有相关的研究表明[2]，1985年我国城镇居民收入分配的基尼系数为0.19，说明当时我国城镇居民的收入分配处于绝对平均状态，l995年为0.28，2000年已经已经达到了0.32，说明我国城镇居民个人收入水平差距逐步扩大。收人分配不合理必然严重影响社会的和谐。合理调整收入分配，不仅是建设和谐社会的核心内容之一，还是构建和谐社会的一条重要途径。在社会主义初级阶段，合理、合法的收入差距有利于调动人民群众的生产积极性，促进社会生产力的发展。而目前不合理、不合法的，甚至大量违法乱纪分配造成过大的收入差距，不仅背离了社会公平和正义，而且直接侵害了人民群众的切身利益。因此，解决城镇居民收人差距过分扩大问题意义重大。

二、我国现阶段居民收入分配差距的分析

当前，我国城镇内部各阶层之间的收入分配的实际状况如何呢？一般来说，常常是通过比较基尼系数来研究收入分配差距状况。对于我国城镇居民收入分配的基尼系数，相关的统计研究数据较多，但统计方法与口径不一，结果也不太一致，存在一定的差别。例如，有拟合曲线法和分组计算法等等。本文主要通过Kakwani的三参数洛伦兹曲线模型[3]，并结合以城镇居民内部收入分配差距数据，求解我国城镇居民收入分配从1985~2005年的基尼系数，对我国城镇内部的收入分配差距进行实证分析。

Kakwani的三参数洛伦兹曲线模型：L(p;a,b,d)papd(1p)b

a>0,0实践证明，该模型是非常理想的洛伦兹曲线的经验公式。先利用城镇收入分配数据(p, L (p) )与线性或非线性最小二乘法估计式中的参数, 可得到L (p)。该模型的逼近程度较好, 其缺点是在原点附近的性态不理想, 这不会影响基尼系数的估算精度[4]。根据已知的洛伦兹曲线函数和相关的数据，我们就可以求出对应的基尼系数。

以我国2005年城镇居民为例，按家庭分组的收入分配情况如下：

表1 2005年我国城镇内部收入分配表 人口比收入重百分人口收入百分比人均收入 累计f项目 数累计ffx (X元/x/x() 百分f分组 比重f年) 数ff(%.P) f(L) () 最低收入组 低收入组 中等偏下组 中等收入组 中等偏上组 高收入组 最高收入组 333.377 19.88 5202.12 520.7322 39.96 7177.05 1441.152 60.08 9886.96 1988.268 80.12 13596.66 2724.771 90.1 18687.74 1865.036 100 31237.52 3095.638 数据来源：中国统计年鉴（2006） 用EViews分析软件，可以拟合洛伦兹曲线。

9.87 10.01 20.08 20.12 20.04 9.98 9.91 9.87 3377.68 2.7851 4.3503 12.0397 16.6187 22.7634 15.581 25.8617 2.8 7.1 19.2 35.8 58.6 74.1 100 首先，将原方程移项和合并，两边取对数可得：ln(P-L)=lna+d×lnP+b×ln(1-P)。

表2 项目 分组 ln(P-L) lnP ln(1-P) 最低收入户组 -2.721 -2.31567 -0.10392 低收入户组 -2.06007 -1.61546 -0.221 向中等偏下户组 -1.57095 -0.91729 -0.51016 上中等收入组 -1.41527 -0.50949 -0.91829 累中等偏上户组 -1.53421 -0.221 -1.61546 积 高收入户组 -1.83498 -0.10425 -2.312 最高收入户组 - 0 - 运用多元回归方法，进行统计分析，求解模型的参数，结果如下： 图2

LS // Dependent Variable is LNPL Date: 04/22/07 Time: 17:22 Sample: 2001 2006

Included observations: 6 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LNP 0.940145 0.006757 139.12 0.0000 LNPP 0.570213 0.006765 84.28805 0.0000 C -0.413176 0.012659 -32.63981 0.0001 R-squared 0.999879 Mean dependent var -1.843778 Adjusted R-squared 0.999798 S.D. dependent var 0.457438 S.E. of regression 0.006505 Akaike info criterion -9.763595 Sum squared resid 0.000127 Schwarz criterion -9.867715 Log likelihood 23.77715 F-statistic 12362.09 Durbin-Watson stat 2.343029 Prob(F-statistic) 0.000001 注：上图结果里lnPL表示ln(p-L),lnPP表示ln（1-P），C表示lna；因为表2中ln(P-L)和ln(1-P)两列各自所对应的最后一组数据都为ln0，无意义，所以取六组数据做回归分析，但这并不影响回归结果。 计算出的模型为：ln(P-L)=ln（-0.413176）+0.940145×lnp+0.570213×ln(1-P),可转化为：

Lp0.661546p0.940145(1p)0.570213

t=(-32.63981) (139.12) (84.28805)

D-W为2.34，较接近2，不存在自相关性；拟合优度R20.9999，很接近1；当显

著性水平α=0.05时，参数显著性t 检验值的绝对值均大于t(а23.182,n3)，通过检

验；方程显著性F检验显著。

根据上面的模型可以求得基尼系数：

0.9401450.570213 G12L（p)dp12[P0.66154P6(1P)]dP0.34 20011注：因方程较为复杂，在求积分时使用了数学软件Mathematica进行运算(计算方法参考刘晓斌和向子贵主编的《经济数学基础》,汕头大学出版社，2002，323页)，计算步骤如下：

1）启动Mathematica，键入

NIntegrate[p-0.661546*p^0.940145*(1-p)^0.570213,{p,0,1}] 2）按+键，屏幕显示Out[1]=0.3232，即

10[P0.661546P0.940145(1P)0.570213]dP0.3232

运用该模型，并结合我国城镇居民1985~2005年的收入分配数据，可以逐一计算出我国历年城镇居民内部的基尼系数，如下表：

表3 我国城镇基尼系数表 实际一次平二次平T 年份 GINI 滑值 滑值 1 1985 0.216 0.216 0.216 2 1986 0.227 0.219 0.217 3 1987 0.224 0.221 0.218 4 1988 0.235 0.225 0.22 5 19 0.239 0.229 0.223 6 1990 0.235 0.231 0.225 7 1991 0.22 0.228 0.226 8 1992 0.236 0.23 0.227 9 1993 0.251 0.236 0.23 10 1994 0.261 0.244 0.234 11 1995 0.253 0.247 0.238 12 1996 0.249 0.247 0.241 13 1997 0.269 0.254 0.245 14 1998 0.273 0.26 0.249 15 1999 0.284 0.267 0.254 16 2000 0.298 0.276 0.261 17 2001 0.309 0.286 0.269 18 2002 0.319 0.296 0.277 19 2003 0.328 0.306 0.285 20 2004 0.337 0.315 0.294 21 2005 0.342 0.323 0.303 对计算结果作统计图，结果如下：

图3

实际GINI0.40.350.30.250.20.150.10.050198519871919911993199519971999200120032005实际GINI

从上图可以看出，随着年份的变化，我国城镇基尼系数近似直线上升，因此，可用直线模型：

^ytTatbtTat2St(1) T=1，2„

1(St(1)St(2)，btSt(2))

来做二次指数平滑并进行预测。 选取α=0.3,初始值S0(1)S020.216，

StSt(1)yt(1　)St1

(1)(2)St(1)(1　)St1(2)

(2)(1)0.323，S210.303 根据上式得，S21a21　2S21S2120.3230.3030.343(1)(2)

b210.310.3(S21S21)(1)20.30.7(0.3230.303)0.008571于是，得t=21时直线趋势方程为：

^y21T0.3430.008571T

预测2006年和2007年的基尼系数为：

^y20060.3430.00857110.352^

，即是说，假定我国保持当前的发展态势，

y20070.3430.00857120.36没有制定并执行相关的有效措施，2006年我国城镇居民的基尼系数将上升为0.352,2007年将达到0.36。

由基尼系数的实际计算结果可以看出，自1985年以来，我国城镇居民收入差距逐渐变大，基尼系数由1985年的0.216到2005年的0.342，上升了约58个百分点。1985到1991年，这一时期中国城市经济改革的进行，打破了过去的“平均主义”和“大锅饭”；按劳分配制度的贯彻，拉开了人们的收入差距。不过，差距也因为改革的探索过程而出现波动。从1992年到1999年，国有企业的改革，进一步促进了经济的繁荣；个体经济，私营经济比重的提高，使工业经济和第三产业蓬勃发展；改革开放的进一步推进，以及我国不均衡经济发展战略的实施，为东部地区带来极大的发展机会，而中部和西部地区发展缓慢，各城镇特别是不同收入阶层之间的差距进一步拉大。2000年到2005年，我国城镇基尼系数呈明显的上升趋势，表明城镇内部收入差距进一步扩大。这与同类研究得出的基尼系数不太一致（《我国收入分配制度的演进及其对收入差距变动的影响》，《江汉论坛)2005年第2期，第32页》），这是模型选取与计算口径不同所产生的，但都反映我国城镇基尼系数的发展趋势近似直线斜向增长。

三、我国城镇居民收入分配差距扩大的原因 归纳起来主要有以下几种原因： (一)分配

我国现阶段实施的是按劳分配为主体、多种分配方式并存、各种生产要素按贡献参与分配的分配制度。在这种分配下，个人收入量的多少，不仅与自己的劳动贡献大小正相关，而且还与自己所拥有的生产要素多少相关。是否占有生产要素与量的多少和质的高低，成为影响居民收入差距的重要因素。不同要素所有者占有要素的数量与质量差异对个人收入差距影响巨大。如果在劳动收入大致均等的条件下，收入差距主要由财产性收入高低而拉大。随着市场经济的建立和不断完善，人们的财产性积累差距加大，因而财产性收入差别也不断扩大。

(二)经济转轨

转轨时期的一个重要特征，就是旧虽然已经开始打破，但新却还没有真正建立起来。一些人利用自己所处的有利地位，如掌握重要的经济信息、获得特定的市场准入权、对重要的、紧缺的商品享有控制权等，进行种种形式的设租与寻租活动，牟取了双轨给他们带来的巨大利益。同时，部分行业因处于垄断经营地位而获得高额利润。例如邮电通讯、金融保险、电力等行业的垄断经营使这些行业职工收入长期处于较高水平。

(三)国有企业改革

改革发展到今天，国有企业的改革并没有取得根本性的突破，国有资产的保值增值机制、经营人员的收入风险机制也没有真正建立健全，因此造成了国有企业经济效益的下滑，国有资产的大量流失。在一定意义上说，一些国有企业己成了某些人把公有财产转化为私有财产的一种曲折而复杂的中介环节，这样，就为少数人暴富提供了丰富的经济来源。

(四)税收调节不力

税收，尤其是所得税，是进行收入再分配的一种有效手段。但目前我国个人

所得税制度还不够完善，征管条件还不完全具备，征管力度不够。除个人所得税外，我国还没有建立起针对个人财产存量及其转移进行调节的税种，比如不动产税、遗产与赠予税。再如，适应现代经济发展和社会变革需要的社会保障制度既不统一又不健全，在资金筹措上没有采取国际上通行的开征社会保障税的方式，政出多门，效益低下。由此造成以及社会对国有企业下岗职工的安置及其生活困难问题的解决缺乏必要的财力保障。

四、我国现阶段居民收入分配差距扩大的治理对策 (一)继续大力发展经济

目前我国城镇的低收入群体主要是由下岗职工组成。这类人收入低都是由于不能够充分就业或没有稳定的职业，因此，减少失业率、使广大工人能够充分就业是提高他们收入的根本途径。解决就业问题只能靠经济增长的拉动。20世纪80年代，我国GDP的增长对就业的带动作用很大，但20世纪90年代以来逐步缩小。目前我国总体的就业弹性为0．1，即GDP增长一个百分点，带动0．1个百分点的就业增长，大约是80万人，第二产业就业弹性为0．34．并且趋于下降，这是与工业中出现资本密集的特点有关，即工业增长中越来越倾向于投入物质资本，投入的劳动力减少；第三产业就业弹性为0．57，保持较高的吸收就业能力，这是与大多数国家的演变趋势相一致的(夏莉艳，2004，生产力研究)。因此，大力发展第三产业，继续推行城市化发展战略，加速现代产业部门的扩张，以解决更多的就业这是解决城镇收入差距问题的根本途径。

(二)加快经济转型步伐，尽快建立起公开、公平、公正的市场竞争环境

目前，引发广大群众对收入分配不满的是那些利用经济转轨过程中上、上的不完善，法规上的不健全，进行违规操作而大发横财的人，这些人在正常的市场经济条件下或计划经济条件下，财富积累的速度不可能如此之快，而在我们这个转轨时期．在市场经济秩序不完善和行政权力仍然对企业和个人的经济活动进行管制和干预的情况下，把市场经济的缺陷和计划经济的残余结合起来．利用市场经济的惟利是图和“行政审批权力”的缺乏制衡，进行金钱与权力的交换，不正当运用行政权力为一批人创造了不正当的发财机会，利用这种不正当机会的暴发户，用部分收益向那些给予他们爆发机会的以回报，这是产生不公正的主要原因。现实中大量问题富豪的出现，一批批落马，大量国有资产流失，均反映出我们现行存在的重大缺陷。因此，打击非法非法收入,创造公平竞争的市场环境，减少对经济领域的介入和管制程度，给企业留出合法、合规经营的空间，是消除和收入分配不公正的根本出路。

(三)理顺工资分配关系，完善税收的调节

在工资分配制度上，一是要进一步完善国有企业工资与效益挂钩的分配方法，实行工资总额同实现利税和国有资产保值增值率双挂钩；二是对于非国有企业推行集体协商决定工资的制度；三是改革国有企业经营报酬制度，使经营者收入同企业经营成果和国有资产保值增值挂钩，即要激励企业家开拓进取，又要防止经营者与职工的收入差距拉大。四是对重点企业特别是垄断企业的工资收入实行监控制度，对邮电、电力等垄断性行业，应执行工资控制线，确定这些行业的工资水平。

为了有效调节高低收入差距，应建立以个人所得税调节为主的运行机制。目前我国居民税制观念淡薄，税收征管难度较大，执行税收力度不够，偷漏税现象严重存在，特别是个人的所得税征收对象不清楚。因此，个人所得税制的完善及其征管工作的改进，直接关系到再分配领域调节过高收入的力度。所以，在征收

个人所得税的同时应注意实行分类与综合征收相结合的个人所得税制，应考虑到住房，社会保障制度改革等因素对个人收支状况造成的影响而调整起征点；应根据经济发展的需要建立并完善特别消费税和个人财产税。

(四)确立公平、均衡的国民教育观，确保教育机会公平

在中国,教育年限的增加有助于提高收入最低20 %人口的收入份额,降低收入最高20 %人口的收入份额。也就是说,教育规模的扩展有助于缩小之间的差距,从而改善整个社会收入分配的不平等状况。随着受教育年限标准差的扩大,收入最低20 %人口的收入份额将会越来越大,而收入最高20 %人口的收入份额则会越来越小[5]。也就是说，教育机会的不公平会扩大之间的差距。所以，应制定社会、企业、个人等投资教育的优惠，利用财政专项拨款、失业保险基金、再就业基金等开展城市失业、下岗职工的技能培训，从根本上改变教育资源配置严重失衡、受教育机会不公和居民家庭教育经费负担日益沉重的现状，进而缩小城镇居民收入分配的差距。

参考文献：

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刘明兴. 中国的金融中介增长与城乡收入差距[J ].中国金融学,2003 , (11) . [5]郭丛斌 ,侯华伟.教育规模及教育机会公平对收入分配的影响. 教育科

学,2005,(4).

附录1 组别 年份及项目 人口比9.87 重(%) 2005 人均全年收入(元) 人口比10.03 重(%) 2004 人均全年收入(元) 人口比9.96 重(%) 2003 人均全年收入(元) 人口比10 重(%) 2002 人均全年收入(元) 人口比10 重(%) 2001 人均全年收入(元) 人口比重(%) 2000 人均全年收入(元) 人口比10 重(%) 1999 人均全年收入(元)

26.71 3518.36 4391.58 5543.23 6942.03 8674.88 12147.82 10 20 20 20 10 10 2678.32 3658.53 4651.72 5930.82 7524.98 9484.67 13390.49 10 10 20 20 20 10 10 2834.7 3888.13 4983.5 06.16 8213.66 10441.61 15219.98 10 20 20 20 10 10 2527.68 3833.01 5209.18 7061.37 9437.99 12555.07 20208.43 10 20 20 20 10 10 2762.43 4209.16 5705.67 7753.86 10463.66 14076.07 23483.95 10.1 20.18 20.12 20.02 9.92 9.7 3084.83 4697.62 23. 8746.65 11870.79 16156.02 27506.23 10.02 20.08 20.04 20.02 9.94 9.87 3377.68 5202.12 7177.05 9886.96 13596.66 18687.74 31237.52 10.01 20.08 20.12 20.04 9.98 9.91 最低收入组 低收入组 中等偏下组 中等收入组 中等偏上组 高收入组 最高收入组 附录2（续附录1） 组别 年份及项目 最低收入组 低收入组 中等偏下组 中等收入组 中等偏上组 高收入组 最高收入组 人口比10 重(%) 1998 人均全年收入(元) 人口比10 重(%) 1997 人均全年收入(元) 人口比10 重(%) 1996 人均全年收入(元) 人口比10 重(%) 1995 人均全年收入(元)

2177.72 2778.49 3363.67 4073.88 4958.42 6036.43 8231.31 10 20 20 20 10 10 2453.62 3148.62 3779.82 4579.98 5599.28 6826.77 9250.44 10 20 20 20 10 10 2456.11 3246.2 3988.04 4922.32 6074.17 7495.26 10297.45 10 20 20 20 10 10 2505.02 3329.13 4134.93 5148.81 04. 7918.46 11021.49 10 20 20 20 10 10