中国城市居民收入流动性和群体性差异研究※

2016-08-25谷晓然

现代经济探讨 2016年1期

谷晓然　　冯　　乾

谷晓然冯乾

内容提要：本文从收入流动性的视角探讨了中国城市居民不同群体获取收入的机会平等性差异。基于1989～2011年的CHNS数据，采用Markov转换矩阵，考察了中国城市居民的收入流动强弱、趋势、质量变动情况。研究发现：居民相对收入流动性呈U型，而非倒U型特征；不同群体居民具有明显的群体性差异，受教育水平越高，则其收入流动性水平越高、流动性质量越好；50～59岁的壮年群体及政府与事业单位人群的收入流动性最好、流动性质量最高。中国城市居民收入流动不仅存在趋势性差异，而且存在群体性差异。

城市居民收入流动性群体性差异转换矩阵

一、问题的提出

改革开放以来，中国经济快速增长的同时收入差距也在不断扩大。2013年，国家统计局公布了近10年的中国居民收入基尼系数，一直保持在0.47以上。中国财产性收入不平等情况尤为严重，2013年占中国1%的最富有的家庭拥有全国1/3以上的财产，而占中国25%的最贫困家庭却仅拥有全国财产的1%左右。最令人担忧的是收入分配格局的僵化。如果某一群体永远富裕，而另一群体永远贫穷，这才是政策制定者及学界值得忧虑和亟需深入探索的问题，收入流动性从动态角度为此问题提供了研究思路。

Schumpeter（1955）在其提出的“宾馆模型”中，将收入分配比喻成宾馆房间的分配。一开始旅客根据自己的初始财富选择相应房间入住，一段时间以后，同一批旅客根据新的财富水平，在不同楼层与房间之间进行转换。收入流动性即为相同个体不同时期的收入在同一群体收入分布中的位置变化（Friedman，1962）。如果收入流动性强，则现在的穷人有可能变成将来的富人，现在的富人也可能沦落为将来的穷人。一般认为，基尼系数等指标基于单个年份截面数据对收入不平等进行测度，并不能很好地评测长期收入不平等性。因为这一指标得出的单个年份的收入不平等程度可能很严重，但从长期平均收入来看，这种不平等程度实际上可能并不大（牛晓健等，2014）。

相对流动性主要关注收入分布中特定个体或群体的相对位置变化，国外此类研究成果较为丰富，国内学者主要基于国外已有测度方法对中国居民收入流动性展开研究。王海港（2005）发现农村居民家庭收入流动性较弱且持续贫困比例高，城镇居民家庭更易保持在富裕阶层。农村居民家庭收入流动性在研究期内始终高于城镇居民家庭收入流动性，但在波动中呈现出不断下降的趋势，且这种较高的收入流动性并不是高质量的向上流动性，而是收入不稳定所致的无序变动（王朝明、胡棋智，2008）。另一些学者发现农村居民收入流动性呈现先增大后趋于稳定的特征，且各收入阶层的收入分配格局相对固化（严剑斌等，2014；藏微、白雪梅，2015）。上世纪90年代末以前，城市与农村居民家庭收入流动性主要呈下降趋势，90年代末至本世纪初呈上升趋势。中国农村居民家庭收入流动性高于城市，长期收入流动性高于短期收入流动性，且农村居民家庭收入流动性主要源于农村内部各家庭间的收入位置变动（胡棋智，2009）。

与现有研究相比，本文的贡献在于：首先，现有研究主要侧重于中国整体或农村居民家庭收入流动性，而对城市居民家庭收入流动性研究较为缺乏。因而本文重点探索城市居民收入流动性特征和群体性差异，既包括分群体流动性差异剖析，也包含对流动性变化是全局性还是具有群体性差异的分析。其次，本文覆盖了更长的样本区间（1989～2011年），采取方法降低非观测效应和暂时性冲击等数据噪声对研究结果的影响，也有助于获得更加稳健的研究结论。

二、研究方法

收入转移矩阵是研究收入流动性的基础性工具。一般意义上的转换矩阵为：

Pij（x，y）表示第t期的第i类收入到第t+1期时转移至第j类的概率，其中m是收入的等级划分数。主对角线上的各元素表示从第t期至第t+1期，收入分布中的收入相对位置没有发生变化的个体比例。主对角线上的所有概率之和越小，则相应的收入流动性就越大。两期收入转移矩阵的基本形式如下：

Bartholomew（1967）基于收入转移矩阵提出加权平均移动率指标，该指标以收入转移级数为权重对转移概率进行加权平均，其值越大则收入流动性越大。该指标为：

其中，i表示初始收入相对位置，j表示转移后收入相对位置。加权移动平均率不仅考虑了各收入组的变动，并对转移级数进行了加权处理。但从社会福利的角度看，将不同等级之间的收入转移进行同等加权处理，有失合理性。

Paul（2009）对加权移动平均率进行拓展，提出新的指标并假定第i个等级的绝对权重为n+1-i，相对权重ωi= （n+1-i）/［n（n+1）/2］，流动性指标为：

相对主义测度代表人物Shotrocks（1978）提出以转换矩阵为基础的流动性指标应满足的6个公理：标准化、单调性、完全不流动性、完全流动性、期间一致性和期间不变性。其中，期间一致性表明，不同时间间隔的收入转换矩阵及基于此的流动性指标不具有可比性，比如间隔两年的转换矩阵A和间隔4年的转换矩阵B，即使M（B）＞M（A），也不能说B的流动性一定比A高，因为B比A经历的时间更长，本身就会使流动性变大，所以必须把时间间隔建立在相同的基础之上，才具有可比性。然而国内很多学者却忽略了这一点，造成了结果大相径庭和结论的存疑及不可比性。

三、数据来源及数据处理

1.数据来源

本文采用 1989～2011年中国健康与营养调查（CHNS）的9期数据进行分析。该数据采取多阶段、整群随机抽样，依据经济发展程度、地理位置、公共资源丰富程度和健康状况等抽取了9个省的4400户家庭、26000个个人数据。由于家庭结构随着时间推移会发生变化，CHNS数据难以有效反映家庭成员对家庭资源的利用程度。家庭人均收入也不能准确反映家庭福利，因而本文采用家庭等价人均收入（AEI）来衡量家庭收入，计算公式如下：

上式中赋予成人与儿童权重比为1：0.5，使之比1：1的权重更合理，而参数0.9保证了适度规模经济性质。本文将1989年作为基期，其它定基CPI指数通过同比CPI换算得到，将各年收入数据进行CPI平减来得到可比实际收入数据。为避免极端值对研究分析的影响，剔除了收入分布中最小与最大各1%的数据。

2.数据描述

经过数据处理，本文得到1989～2011年的配对样本描述。表1的配对样本中，1989年的AEI（家庭等价人均收入）为1875元，其中城市居民的AEI是2139元，农村家庭的AEI是1587元。居民家庭等价人均收入在1989～2011年期间呈现明显增长趋势。

四、实证检验及结果

1.中国居民收入流动变动趋势

本文考虑了城市居民不同时期以及短期与长期的收入流动性，短期以4年为基准，长期以10年为基准。由于面板数据CHNS的调查年份间隔不相等，如果直接比较不同期间的流动性指标，根据期间一致性，可能导致结论的不可信。通过比较考虑时间间隔与未考虑时间间隔的转换矩阵，可以发现未考虑时间间隔时，2004～2006年社会最顶层居民保持不变的比例是40%，而2006～2009年最底层居民依然停留在最顶层的比例为36%，社会最顶层居民的收入流动性应该提高了。但在考虑了时间间隔以后，2004～2006年变为27%，2006～2009年是30%，增长了3%，结果完全相反。

表1　1989～2011年短期配对样本描述

未考虑时间间隔的转换矩阵相同时间间隔的转换矩阵

下面考虑基于时间间隔相等的转移矩阵流动性测度指标，非等权重转移平均移动率。本文将每个时期的间隔都控制在4年，从而得出相较于未考虑时间间隔更加准确的流动性测度结果。图1测度了城市短期（MS）与长期（ML）相对收入流动性。我们基于相同时间间隔的转换矩阵得出的城市短期相对流动性呈现出先下降后上升的U型特征，而非倒U型。流动性最低的时期为2000～2004年，其次是1993～1997年和2006～2009年。该结论与未考虑时间间隔的结论完全相反，这是因为对基于不同时间间隔的转移矩阵计算的流动性进行直接比较是不可靠的。因为时间间隔越长，则倾向于更大的收入流动性，因此要想获得更加可靠与准确的结果，就应该在相同的时间间隔的分析框架下进行比较。

图1　　短期与长期相对收入流动性测度

2.不同群体的相对收入流动性差异

通过计算相对收入流动性指标加权移动平均率来分析各个群体的相对收入流动性大小，进而在此基础上进行比较。表2是城市内部不同群体的相对收入流动性。从教育水平看，随着受教育水平的提高，相应人群的相对收入流动性不断增强。例如，2009～2011年，文盲人群的相对收入流动性只有0.68，高中及以下人群的这一比例是0.81，而本科及以上人群的相对收入流动性则达到了1.16。在1989～2011年这20多年间，拥有本科及以上学历人群的相对收入流动性波动相较本科以下人群的收入流动性更大，而文盲和高中及以下人群的相对收入流动性波动较小且趋势基本一致，都呈现出先下降再上升的态势。

从年龄结构来看，50～59岁的人群相对收入流动性是最好的，但在1993～1997年和2000～2004年两个阶段分别下降到0.58和0.57，相对于1989～1991年期间降幅达43%。而30～39岁的人群相对收入流动性比较低，同时也是相对收入流动性最稳定的人群，考察期内平均相对收入流动性为0.77。

表2　　城市内部不同群体的相对收入流动性

从不同单位性质来看，政府和事业单位工作人员的收入流动性最高，平均相对收入流动性是0.8625，其次是集体企业员工，最低的是国有企业、个体及私营单位的员工。国有企业的平均收入流动性较低，是因为上世纪90年代中期进行国企改革，对国有企事业放权让利，同时推出对非国有中小企业的税收优惠政策。在这些改革中收入分配结构的变化增强了企业的自主发展能力，也提高了中小企业的收入流动性。

3.各群体保持其相对位置的能力

通过对城市各时期的不同群体，分别保留在最低收入和最高收入阶层的比例的计算（详细计算结果可向笔者索要），可得各群体脱离低收入和维持高收入的能力。不同受教育群体的收入流动状态差异非常明显。文盲群体保留在最低收入阶层的比例，在各个时期基本都保持在50%左右，其向更高收入阶层转移的概率是最低的。而教育水平在本科及以上的群体保留在最富裕阶层比例除1993～1997年期间为29%，其它阶段都保持在40%以上，最高达到2000～2004年的68%，该群体保持其富裕地位的能力比较强。

对于不同年龄组的群体而言，50～59岁的壮年人群保持在最高收入位置的概率最大，其次是40～49岁的中年人群。但相较于50～59岁的人群而言，40～49岁的人群在最低收入阶层和最高收入阶层的比例是旗鼓相当的。

对于不同属性单位的群体而言，在事业单位工作的人群，其维持在最高收入阶层保持不变的比例最高，1997～2000年及2000～2004年都达到了最高的56%；其次是政府和国有企业。而在集体企业工作的群体维持在最低收入阶层的比例最高，然后是个体及私营企业。由此可见，事业单位、国企和政府单位的员工更容易维持在社会最顶层，集体企业、个体及私营单位人群则更容易停留在社会最底层。

4.不同群体的收入流动性质量

表3列示了不同群体的整体收入流动性质量。对于不同教育水平的群体，随着受教育水平的提高，其收入流动性质量也相应的提高。教育水平在本科及以上的人群，其收入流动性质量在各个时期都在1以上，即接受过更高教育水平的人的向上流动性总体上大于向下流动性。而文盲和高中及以下的群体，其总体流动性质量都小于1，向下的流动性要大于向上的流动性。可见，教育水平在收入流动过程中扮演着十分重要的角色。

对于不同年龄群体而言，50～59岁的人群收入流动性质量最高，其次是40～49岁这一群体。30～39岁的这一群体的收入流动性质量最低。8个时期中，只有3个时期具有较高的向上流动性。小于30岁的人群在2000年以前具有更高的向下流动性，而2000年以后具有更高的向上流动性。

对于工作在不同性质单位的群体而言，在政府和事业单位工作的人群的收入流动性质量最高，只有一个时期的向下流动性大于向上流动性，分别出现在1991～1993和1993～1997年期间，且流动性质量指数基本接近于1。其次是国有企业，大部分时期的向上流动性都大于向下流动性。流动性质量最差的是集体企业和个体及私营企业。

表3　　不同群体的整体收入流动性质量

五、主要结论

本文采用1989～2011年的CHNS数据，在考虑期间一致性的基础上，基于转换矩阵测度了中国城市居民整体及不同群体的相对收入流动性水平。研究结果表明：第一，中国城市居民整体收入流动性呈先下降后上升的U型特征，而非倒U型。20世纪90年代中期至本世纪初，城市居民收入流动性最弱。第二，对于不同群体的相对收入流动性而言，受教育水平越高的群体，其相对收入流动性水平也越高。从年龄结构看，中年及壮年群体拥有更高的收入流动性。从不同单位性质的群体来看，政府单位和事业单位工作人员的相对收入流动性最高。第三，高学位人群、50～59岁的壮年人群及事业单位人群的高收入阶层更易保持其相对富裕的地位。事业单位、国企和政府单位员工，更容易维持在社会最顶层。第四，就流动性质量而言，依然是高教育水平群体、50～59岁的壮年群体及政府和事业单位人群的流动性质量最高。

1.Schumpeter，J.＂Imperialism and Social Classes＂.Cleveland：The World Publishing Company，1955，118（1）.

2.Friedman，M.＂Capitalism and Freedom＂.Chicago：University of Chicago Press，1962.

3.牛晓健、裘翔、王全：《中国城乡居民收入流动性研究——基于一个新的方法与视角》，《金融研究》2014年第4期。

4.王海港：《中国居民的家庭收入变动及其对长期平等的影响》，《经济研究》2005年第1期。

5.王朝明、胡棋智：《中国收入流动性实证研究——基于多种指标测度》，《管理世界》2008年第10期。

6.严剑斌、周应恒、于晓华：《中国农村人均家庭收入流动性研究》，《经济学（季刊）》2014年第3期。

7.臧微、白雪梅：《中国居民收入流动性的区域结构研究》，《数量经济技术经济研究》2015年第7期。

8.胡棋智：《收入流动性与经济地位动态演化的实证研究》，《数量经济技术经济研究》2009年第3期。

［责任编辑：沈卫平］

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1009-2382（2016）01-0026-05

※本文为教育部重大课题攻关项目“居民收入占国民收入比重统计指标体系研究”（项目编号：12JZD026）和北京市社会科学基金项目“行业薪酬差距常态化测算与分解方法研究”（项目编号：15JGC17）的研究成果之一。