中國居民收入兩極分化測度

摘要：使用CHNS的8年調查數據，根據不同分組標志選取相應的極化測度方法，并結合相應的收入分布圖分析我國居民收入兩極分化狀況，結果表明：基于中位數和平均數分組的我國居民收入兩極分化以及城鄉收入兩極分化程度，在1988—2003年不斷上升，而2003年以后開始下降；基于眾數的分組不能很好地度量我國居民收入兩極分化狀況；而基于貧困線分組的兩極分化指標一直表現出強勁的上升趨勢。因此，在我國總體居民收入兩極分化趨勢得到有效遏制的背景下，貧困群體的收入和生活狀況需要引起重視，政府應進一步完善分配制度，努力改善貧困群體的收入和生活狀況。

關鍵詞：居民收入極化；CHNS數據；W型極化指標；ER型極化指標；兩極分化；收入分布；收入差距；城鄉分化；貧困線

中圖分類號：F124.7；C812 文獻標志碼：A 文章編號：16748131（2013）03005412一、引言

來自其他國家的發展經驗表明，人均GDP達到3000～4000美元以后呈現出兩種發展模式：一是像歐美和日韓等國穩步邁入發達國家行列；二是如拉美國家陷入中等收入陷阱，人均GDP徘徊在3000～5000美元。出現中等收入陷阱問題的主要原因是注重經濟增長，而忽略財富分配，中間階層表現為夾心化，也即兩極分化。2010年我國人均GDP邁過4000美元大關，伴隨著經濟總量快速增長而積累起的各種矛盾是現階段我們必須慎重考慮的。應該說，我國經濟社會已經進入了重要的轉折期，收入差距的居高不下，群體性沖突事件的時有發生預示著矛盾正在被激化，但學者們普遍從收入差距過大這一角度詮釋事件的起因，很少有人從收入極化（主要是兩極分化）的視角看待這一現象。

收入差距和收入極化是兩個不同的概念，前者考察收入分布偏離平均收入的簡單情形，后者則是強調局部聚集和群體對抗的全局情形，簡單地在兩者之間畫等號是不恰當的。最典型的收入極化是“中產階級空洞化”的收入兩極分化。收入兩極分化指一個統一的社會逐漸地分裂成兩個對抗性的群體，特點是兩個群體間的收入差異較大，同一群體內的收入差異較小。社會主義的本質是解放生產力，發展生產力，消滅剝削，消除兩極分化，最終達到共同富裕。當整個社會最終形成兩個群體且群體內部同質性較高時，更易引發社會沖突，而較多群體的存在能夠產生一定的制衡作用，可以減輕社會的緊張程度。因此，警惕和防止收入兩極分化既是完善收入分配制度的內在體現，也是社會主義的本質要求。

王方春，魏晶晶：中國居民收入兩極分化測度對收入極化的標準化測度最早可追溯到Foster 等（1992）。由于研究視角和方法的不同，國內外學者對于收入極化內涵的理解以及測度方法都存在明顯差異。對于收入極化的研究，國外學者關注的是收入極化的概念、特征和測度方法。繼Esteban 等（1994）和Wolfson（1994）的開創性研究之后，國外學術界掀起了研究收入極化的熱潮。Esteban等（1999）突破組內成員具有完全一致的認同感的假定，引入組內認同敏感性參數得到改進后的EGR極化指標；Duclos等（2004）進一步將其發展成為連續性的DER指標；Lasso等（2006）針對各組收入可能存在重疊的情形將EGR極化指標發展成為LU極化指標；González 等（2011）在綜合考慮認同疏遠感和中產階級穩定性的基礎上，給出了一個新的測度指標；Rodriguez（2005）基于Lambert 等（1993）的基尼系數分解將W指標推廣至廣義的W型極化指標W極化指標的分界線是中位數，專門用于測算收入兩極分化。ER極化指標可以用于計算收入多級分化，分組可以是內生的也可以是外生的；ER極化指標實際上可認為是基尼系數的廣義離散型計算公式，當極化敏感系數為0時，極化指標就是基尼系數。而EGR極化指標則可認為是W極化指標由兩極向多極的一個廣義擴展。在實際測算中，往往需要計算多種極化指標，以便于比較分析和總體把握。；Tsui等（2000）在W指標基礎上，利用增加的兩極分化與增加的擴散兩個部分排序公理推導出一組新的極化測度指標；Zhang 等（2001）將極化指標定義為群間不平等與群內不平等的比值；Silber等（2011）提出了幾種基于群內基尼系數和群間基尼系數構造的兩極分化指標；Milanovic（2000）根據一般性的基尼系數推導出兩極分化的測度指標，并用模擬數據和現實數據進行實證分析，結果表明極化指標和不平等指標有聯系但表述的是不同的收入分配失衡現象。

國內早期研究收入兩極分化的學者將其視作收入差距的一種表現形式，由于理解上的不同，研究可以分為三種：一是將收入兩極分化理解為貧富兩極分化關于貧富兩極如何界定，不同的學者有著不同的主張，例如董長瑞（1998）選擇五等分收入中最高和最低的20%人群。在很多學者看來，測度兩極分化，就是用一定比例的富人和窮人的收入之比進行描述。；二是認為收入兩極分化是嚴重的收入差距陳宗勝（2002）認為使用衡量收入差別程度的指標就可以判斷是否進入兩極分化狀態，比如設定基尼系數或泰爾指數的界限值作為判斷的標準。；三是認為兩極分化是一種趨勢，也是一種狀態朱秀云（2005）認為兩極分化作為過程，是指“窮人愈窮，富人愈富”的一種相對變化；彭騰（2007）認為極化有靜態極化和動態極化、絕對極化和相對極化之分。。隨著研究的深入，國內學者開始意識到收入極化并不等同于貧富差距、嚴重的收入差距或者動態的收入份額變化，其本質內涵是復雜的，它關注的對象是每一個個體。Zhang 等（2001）最早定量測算了中國居民收入分配兩極分化狀況，并且將收入極化指標與收入差距指標測算結果進行比較分析；洪興建等（2007）重點闡述了兩極分化的內涵，并對收入兩極分化測度方法進行了述評，運用分組數據測度幾個主要極化指標；劉小勇（2007）通過研究中國農村內部極化狀況發現ER極化指標、TW極化指標測度的結果和反映的變動趨勢存在差異，其中TW指標測度的極化程度要明顯高于ER極化指標，并認為ER、TW極化指標反映的是研究對象分布的總體極化程度，無法反映出研究對象空間方向上的極化特征，為此，他采用KZ指標進行實證分析；王祖祥等（2009）介紹了一種新的洛倫茨曲線模型，利用純收入分組數據測算了2000—2006年農村內部的W極化指標和DER極化指標，并結合農村收入分配動態演變趨勢圖分析湖北省農村收入分配極化程度，結果表明兩極分化存在擴大趨勢；張奎等（2009）用1995—2007年上海城鎮居民收入分配樣本數據進行估計，繪制出歷年上海城鎮居民收入分配的第一類極化曲線和第二類極化曲線，并計算W極化指標；金江等（2010）并運用1995—2006年收入分組數據測算了中國城鎮和農村居民收入分配的EGR極化指標；金江等（2011）運用EGR極化指標對中國城鎮居民收入分配兩極分化程度進行了測算，并通過計算不同分位點對應的洛倫茨曲線值得出居民收入分配呈現出向上流動的趨勢，也就是說在居民收入水平上升的同時收入分配并未形成明顯的兩極分化局面。

兩極分化出現與否是一個比較復雜的問題，判斷中國是否進入兩極分化，任何主觀性的標準都是失效的。而目前還少有對我國居民收入兩極分化程度的系統的定量研究，為了對我國居民收入兩極分化狀況有客觀、全面的了解，本文將基于微觀數據，采用不同的分組標志和測度方法對我國居民收入極化的現狀及趨勢進行較為細致的定量分析，以期能為有關研究和決策提供參考。

二、測度方法和研究視角

1.收入極化的測度方法

（1）W型指標

Wolfson（1994）在洛倫茨曲線基礎上繪制兩極分化曲線，推導出收入極化測度方法。W指標是以中位數為分界線來測度收入兩極分化的，即居于中位數之上的為高收入群體，居于中位數之下的為低收入群體，計算公式為：

PW=2μ（2T-G）1m=2μ1m（GmB-GmW）

Redriguez（2005）對W指標進行擴展，給出了其他分組情況下的極化測度公式。如果分組標志為平均數，兩極分化測度公式為：

PR1=2{2[q（μ）-L（q（μ））]-G}

=2（GμB-GμW）

如果以任意收入z為分界線（如分位數和貧困線等），則兩極分化測度公式為：

PR2=2μ1z（GzB-GzW）+21z[1-2q（z）]（μ-z）

=2μ1z[1-2L（q（z））-G]-2+4q（z）

Tsui等（2000）在W指標基礎上，利用增加的兩極分化與增加的擴散兩個部分排序公理推導出一組新的極化測度公式：

PTW=θ1nn1i=1xi-m1mr

其中θ>0，r∈（0，1），該公式適合以中位數為分界線的兩極分化測度。

（2）ER型指標

Esteban和 Ray（1994）提出測度收入極化的公理體系，使用認同感和疏遠感的理論框架，認為收入極化程度是群內認同感和群間疏遠感的增函數，在此基礎上構造極化測度指標：

PER=Kn1i=1n1j=1p1+αipjxi-xj

式中K和α分別為標準化系數和敏感性系數；α值越大，極化程度越敏感，當α取值為0時，極化指標等于基尼系數。

Esteban等（1999）引入組內認同敏感性參數β，得到改進后的EGR極化指標：

PEGR=Kn1i=1n1j=1p1+αipjxi-xj-β[G-G（x）]

其中G（x）為組內成員收入等于該組均值x對應的總體基尼系數，β是衡量組內聚合程度的敏感性參數。

Lasso和Urrutia（2006）針對各組收入可能存在重疊的情形將EGR極化指標發展成為LU極化指標：

PLU=Kn1i=1n1j=1p1+αipj（1-Gi）βxi-xj

其中，β反映群內差異的敏感性。

考慮到子群之間有無交錯以及交錯程度，洪興建（2010）在LU極化指標基礎上提出的公式為：

PH=Kn1i=1n1j=1p1+αipj（1-Gi）β（1-Rij）γxi-xj

其中，γ反映交錯程度的敏感性。

González 等（2011）在綜合考慮群內認同感、群間疏遠感和中產階級穩定性的基礎上，給出了一個新的測度公式：

PGF=Iia×Im×Ig

該公式中極化是群內認同感、群間疏遠感、群內收入份額和群內人口份額的非減函數。其中：

Iia=VB1V=1-VW1V

Im=1-2d11+dk=2

3-2d13（1+d）k=3，4，…

Ig=0k=1

21kk≥2

其中，Im度量的是人口在兩個子群的聚集程度①；Ig表示子群個數對極化指標的影響②。

相對而言，PGF考慮到中產階級的穩定性以及分組數對極化程度的影響，在測度多極化時比其他指標考慮更為全面。

（3）其他極化測度指標

Zhang等（2001）將極化指標定義為群間不平等IB與群內不平等IW的比值，即PZK=IB1IW。

Fusco等（2007）提出了基于群內基尼系數和群間基尼系數的兩極分化指標：

PSDH = GB -GW 1GB + GW = PZK -11PZK + 1

Milanovic（2000）根據一般性的基尼系數給出了兩極分化的測度公式：

PM=1-m1i=1wi（xi1μ-0）+n1i=m+1wi（2-xi1μ）

其中wi=2（n+1-i）1n（n+1）。

2.研究視角

從上述各種收入極化測度方法可以看出，由于分組的標準不同，具體測度時要根據分組特點選擇不同的測度公式。因此，正確的分組是研究收入兩極分化的基礎。分組有內生和外生兩種：內生分組主要用于測度收入兩極分化，并且收入群體之間是無交替的，其分組標準是收入的一些典型位置統計數，如基于中位數、平均數、眾數的兩極分化測度，或者是依據貧困線度量的貧困群體與非貧困群體的兩極分化。外生分組的組數是事先確定好的，并且子群間或多或少是有交錯的，其分組標準是外生的，如城鄉、區域間的收入極化，或者性別、受教育程度、種族等人口統計特征層面的收入極化。本文立足于一些內生分界線（平均數、中位數、眾數和貧困線）對我國居民收入極化程度進行測度，同時也基于外生的城鄉分組分析兩極分化狀況。

三、實證分析

1.數據說明

本文實證數據來源于中國健康營養調查數據（簡稱CHNS數據），該調查數據涉及9個省份，綜合考慮了地理位置、經濟發展、公共資源和健康狀況等多個影響因素；總共開展過8次調查，調查時間分別為1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年和2009年，調查的分別是上一年度的數據；各年樣本量覆蓋了4 000戶左右家庭，調查項目包括人口健康、營養狀況、醫療保健、計劃生育和資產收入等。CHNS數據由于樣本具有代表性并且涵蓋居民生活的方方面面而被很多國內學者用于研究居民生活狀況。

兩極分化的研究對象為居民個人，本文實證分析中剔除了收入為空和收入為負值的樣本③。在進行收入極化測度之前，有必要先對居民收入狀況進行直觀分析，而收入分布的概率密度圖是對居民收入分配狀況最為直觀的描述（章上峰 等，2009；胡學鋒 等，2009）。目前估計收入分布密度函數的方法有參數和非參數兩種，參數估計需要事先假定收入分配的形態，可選的經驗分布函數有正態分布（對數正態分布）、指數分布、帕累托分布和Logistic分布等，再用樣本數據去估計總體分布的參數。非參數估計方法是在未知具體分布形態時，選定核函數進行核密度估計，可選的核函數包括高斯核、三角核、伊番科尼可夫核、四次方核和均勻核等，核密度估計最關鍵的是窗寬的選擇。鑒于收入分布形態是未知的，本文選擇非參數方法擬合收入分布的概率密度圖，核函數為高斯核，窗寬用無偏的交錯鑒定法確定。圖1和圖2描述的是這8年我國居民總體收入的核密度函數曲線和洛倫茨曲線。

從圖1和圖2可以看出：自1988年開始，居民收入分布不斷右移，前幾年低收入人群比較集中，而后位于收入分布函數左端的低收入人群只是略向

① d是子群人口份額的歐幾里得距離，d=k1j=1（pj-pHj）2=（p1-0.5）2+（1-p1-0.5）2=2（p1-0.5）2k=2

（p1-0.5）2+（pk-0.5）2+k-11j=2p2jk>2

② 多極分化時分群個數越多，該指標數值越小，符合直觀感覺，當收入為兩極分化時，分組個數對極化指標影響最強。

③ 筆者認為，居民收入是來源性的指標，它是非負的，本文居民收入采用的是以2008年為基準的不變價。右平移，位于收入分布函數右端的高收入人群則大幅度向右平移，這說明低收入居民收入增長緩慢，高收入居民收入增長迅速，并且收入分布越來越分散，也就是逐漸地出現輕微的分化現象。收入分布的這種演進趨勢說明我國開始出現收入極化的端倪，也彰顯出測度收入兩極分化的重要性。概率密度圖盡管很直觀，但是無法反映出具體數量變化，因此需要對極化程度進行定量測度。準確測度總體收入兩極分化的關鍵在于選擇合適的分組標志，這就要求我們對收入分布有整體性的了解，認真細致地分析收入分配的內在機制，選擇合理的分組標志以更好地反映收入極化。下面分析不同的分組標志下我國居民收入兩極分化狀況。

圖1我國居民收入分布的動態演變圖2我國居民收入的洛倫茨曲線

2.基于平均數分組的收入兩極分化

平均數體現的是收入的平均水平，缺點是易受極值影響，適合在數據呈現對稱分布或接近對稱分布時應用。Redriguez（2005）論證了在內生分界線中，以平均數為分組標志的W極化指標最大。本文選取PR1、PER（K=1，α=1.5）和PEGR（K=1，α=1.5，β=0.5）來測度基于平均數分組的收入兩極分化程度，結果如表1所示。

從表1中可以看出，三種極化指標走勢相同，極化變動大體上可以分為兩個階段：1990—2003年收入兩極分化呈現上升趨勢，2003—2008年收入兩極分化程度表現為下降。進一步觀察圖3歷年收入分化演變趨勢可以看出，每個群體內收入認同感逐年變弱，而兩個群體間的疏遠感卻在加強；兩種效應作用相互抵消，進而出現兩極分化先升后降的趨勢，在2003年兩極分化程度達到最高。

3.基于中位數分組的收入兩極分化

中位數是一組數據排序后處于中間位置的數值。在度量收入一般性水平時，中位數作為位置統計量，在收入分布呈現偏態分布時比平均數和眾數更具有穩健性和優越性。W指標就是基于中位數為分組標志的兩極分化測度指標，ER指標也可以根據中位數推導出測度公式。以中位數為分組標志的特點是將所有人分為人數相等的兩部分，即低于中位數的50%人群和高于中位數的50%人群。本文選取PW、PEGR（K=1，α=1.5，β=0.5）、PTW（θ=1，r=0.5）和PM指標來度量以中位數為分組標志的兩極分化程度，結果見表2。

從表2可以看出四種指標雖然數值上存在差異，但是變動趨勢卻相同，且與以平均數為分界線的分析結果一樣，1990—2003年收入兩極分化呈現上升趨勢，2003年以后收入兩極分化開始下降。同樣，圖4也反映出每個群體內收入認同感逐年變弱，而兩個群體間的疏遠感卻在加強。

4.基于眾數分組的收入兩極分化

眾數是一組數據中出現次數最多的數值，在收入分布中就是收入的峰值。只有當收入呈現單峰分布，眾數才適合作為測度收入極化分組的標志。當收入呈現雙眾數或多眾數時，原則上可以判定收入出現兩極分化或多極分化，此時的分界線就是相鄰眾數之間的最小收入值。從圖1可以看出，這8年的收入分布是單峰的，并且眾數收入并沒有隨著整體收入變動而呈現出與平均數和中位數一樣的變動趨勢。本文選取PR2、PER（K=1，α=1.5）和PEGR（K=1，α=1.5，β=0.3）來測度基于眾數分組的收入兩極分化程度，結果見表3。基于眾數分組的收入兩極分化程度的變動極不規律，個別年份極化程度很高，而且PR2、PER和PEGR）幾種極化指標變動趨勢明顯不同，甚至相反；同時，從圖5中觀察極化的變動趨勢也并不明顯。因此以眾數為分組標志來分析我國居民收入極化并不恰當，原因在于低于眾數的群體群內的認同感很強，而高于眾數的群體群內認同感很差，這種分組是不合理的。

5.基于貧困線分組的收入兩極分化

貧困線是在一定的時間、空間和社會發展階段的條件下，維持人們的基本生存所必需消費的物品和服務的最低費用，是區別貧困與非貧困的分水嶺。基于貧困線的收入極化分析，就是將收入在貧困線以下的劃分到貧困這一集合中，收入在貧困線以上的歸屬于非貧困的集合中，以明確貧困群體和非貧困群體之間是否存在兩極分化。考慮到我國貧困線一直都很低并且制定標準時有變化，本文采用1天1美元（根據年匯率折算成人民幣）的國際貧困線為劃分標準，選取PR2、PER（K=1，α=1.5）和PEGR（K=1，α=1.5，β=0.5）來測度基于貧困線分組的收入兩極分化程度，結果見表4。

表4中PER指標與PR2指標計算結果存在差異。PER假定前提為組內成員具有一致的認同感，從圖6上看，這一假定并不成立，因為貧困群體的群內認同感具有強一致性，而非貧困群體則表現為收入比較分散，群內認同感并不那么強；而PR2則沒有這樣的假定。因此，PR2指標可以視作合理的測度指標。分析表明，基于貧困線分組的收入兩極分化程度從1990年開始一直增加，年均增長率達34.44%，這說明我國貧困群體和非貧困群體兩極分化現象越來越嚴重。

6.城鄉收入兩極分化

我國具有典型的城鄉二元經濟結構，城鄉收入差異備受關注。大多數學者分析城鄉收入兩極分化都以城鄉收入比、城鄉基尼系數比等比例方法來說明問題，然而這些指標都較為簡單，曲解了收入兩極分化的本質內涵。為此，我們引入標準化的測度方法。根據前文所述，采用有交替的兩極分化測度指標PH（α=1.5，β=1，γ=2）比較合理，為了便于比較，還測算出了PER（K=1，α=1.5）和PLU（α=1.5，β=1），結果見表5。

從表5中不難看出，1988—2003年城鄉收入兩極分化表現出大幅度的上升趨勢，PER、PLU和PH年均增長率分別為21.68%、21.47%和22.83%，到2003年極化指標達到最高；2005年和2008年的兩極分化指標呈下降趨勢。從城鄉收入兩極分化演變圖（圖7）中也可以看出這一變動趨勢，2003年以前，城鄉收入認同感在變弱，而疏遠感逐年變強，疏遠感變動幅度要強于認同感，使得兩極分化程度逐年上升；而2005年和2008年的群內認同感很小，導致收入兩極分化指標下降。

四、結論

本文使用CHNS的1988—2008年居民收入數據，根據不同的分組標志，繪制概率密度分布圖以及計算相關的指標，對我國居民收入兩極分化狀況進行定量分析。結果表明：（1）分組標志為平均數和中位數時，都能較好地反應我國居民總體收入兩極分化變動趨勢：1990—2003年收入兩極分化呈現上升趨勢，2003年以后開始下降。（2）當分組標志為眾數時，其極化趨勢不能說明總體收入的兩極分化，并且從分布圖中觀察極化的變動趨勢也不明顯，因此眾數不適合作為分組標志。（3）基于貧困線分組的收入兩極分化程度從1990年開始一直增加，年均增長率達34.44%，這說明我國貧困群體和非貧困群體兩極分化現象越來越嚴重。（4）1988—2003年我國城鄉收入兩極分化表現出較大的上升趨勢，2003年達到最大值，2005年和2008年城鄉收入兩極分化程度開始下降。

從不同的分組標志的分析結果可以看出，我國居民收入兩極分化變動可以分為兩個階段：1988—2003年兩極分化程度逐漸加劇，2003年以后則開始下降。這是由于我國近年來一直致力于收入分配的改革，日益關注民生，努力抑制收入差距的擴大，讓全體居民共同分享經濟增長成果。然而，應當看到，作為弱勢群體的貧困群體，在收入層面上開始與非貧困群體形成兩極分化，并且分化速度越來越快。因此，政府乃至整個社會都需要更加密切地關注貧困群體的收入和生活狀況，進一步完善分配制度，努力改善貧困群體的生活狀況。

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