中等收入群體的測算與現狀研究
——基于CHNS與CHIP數據

吳 鵬 常 遠

一、引言與文獻回顧

中等收入群體在社會經濟發展中的重要作用日益凸顯，成為當前實踐研究中一項急切需要解決的重大課題。發達國家的經驗表明，中等收入群體比重通常為60%-70%，如美國為80%，日本和歐盟處于70%左右。中國的中等收入群體比重目前處于25%左右，比較而言其規模與比重均嚴重偏低。而中等收入群體比重與基尼系數負相關，中等收入群體比重越小，基尼系數越大。因此，縮小中國的收入分配差距需要擴大中等收入群體，使不同收入群體共享經濟發展成果，實現經濟社會穩定健康發展。

關于中等收入群體的研究國內外學者主要從概念的界定、識別標準與測算、現狀、趨勢、作用等方面展開。

西方理論關于中等收入群體概念的界定主要有兩種觀點，一種是以新馬克思主義理論為基礎的一元化指標，即以經濟關系或財產關系為主；另一種是以新韋伯主義理論為基礎的多元化指標，即以經濟地位、聲望和權力等多維度的職業關系界定。在這兩種理論基礎上基于不同的邏輯與視角，學者們進一步提出了三種界定方法：客觀測度法，以戈登的社會經濟地位測量表與職業類別尺度為代表(Edwards，1943；Duncan，1961；Bourdieu，1984)〔1〕；主觀認同法，以階級意識自我評價法和公眾聲譽法為代表(Centers，1949；Warner，1963)〔2〕；綜合判定法，以華納的階層特性指標法為代表(North & Hatt，1947)?！?〕國內學者基本沿用了西方理論的界定方法。其中社會學家普遍采用多元化指標進行界定，職業標準成為社會學界定中等收入群體的重要指標之一(陸學藝，2002；李春玲，2003；周曉虹，2006)〔4〕；經濟學家則更傾向于采用收入水平作為界定標準，以收入水平處于中等、生活比較富有且相對穩定為標準，理由是收入水平作為綜合指標能夠在一定程度上反映居民的受教育程度、職業類型、消費水平及生活方式等，也是影響居民社會階層認同感的最主要因素(李培林和張翼,2008)〔5〕，比如李強(2001,2005)以生活水平和財產地位界定〔6〕，顧紀瑞(2005)、陶冶(2005)、國家發改委宏觀經濟研究院課題組(2012)以收入水平和收入能力界定。〔7〕

關于中等收入群體的識別標準與測算，西方學者主要采用兩類方法，即絕對識別標準和測算與相對識別標準和測算。絕對識別標準和測算是以固定收入水平或財產狀況或消費支出等進行的識別與測算。世界銀行以年人均收入介于3470-8000美元之間進行測算；Ravallion(2010)、JL.F.López-Calva & E. Ortiz-Juarez(2013)也以收入水平測算〔8〕；而亞洲發展銀行、Castellani & Parent(2011)以消費水平測算?！?〕相對識別標準和測算是對收入中位數水平的一定區間范圍進行識別與測算。Foster & Wolfson(2010)分別以收入中位數的75%-125%(Birdsall et al.，2000；Pressman，2007)、75%-150及50%-150%作測算，發現無論采用哪種區間標準，總體趨勢是相同的?！?0〕Easterly(2001)則以收入分布中間的60%人口作測算〔11〕；而Castellani & Parent(2011)先排除了最窮和最富各20%人口再選取收入中位數的0.5-3倍進行測算?！?2〕國內學者在借鑒國外相關識別標準和測算方法的基礎上附加了恩格爾系數等輔助指標。國家統計局城調總隊課題組(2005)采用的是家庭人均年收入指標〔13〕；國家發改委社會發展研究所課題組(2012)將預測的2020年收入水平作為識別標準；徐建華等(2003)構建了全距法，龍瑩(2012)、朱長存(2012)、曹景林等(2015)以收入中位數的75%-125%、50%-125%、75%-150%等標準進行識別和測算；廣東省統計局城調隊則提出恩格爾系數法，而曾小彬等(2013)卻利用數學模型修正了恩格爾系數法?！?4〕

西方學者同時也基于不同的方法，對世界各國中產階級的現狀與變動趨勢進行了研究。大多數研究發現，居民收入水平增加的同時不平等程度也在增加，中產階級萎縮，極化趨勢明顯(Aziz et al.，2001；Riccardo et al.，2009)?！?5〕Foster & Wolfson(2010)提出了一階、二階兩極分化曲線，并利用部分排序法研究發現，美國中產階級也出現萎縮趨勢，這引起許多學者從經濟增長視角(Bhalla，2009；Dollar & Kraay，2002)〔16〕，或收入分配政策視角，或人口因素與結構因素等視角(Pressman，2007)就中產階級萎縮的成因展開研究。國內學者均認為中國的中等收入群體處于起步階段，規模小、比重低、力量薄弱，在擴大過程中面臨諸多問題，如收入分配不均等、城鄉二元結構、稅負過重及教育投資不足等(李春玲，2008)?！?7〕陸學藝(2002)指出，中國仍未形成現代化的社會結構，中等收入群體比重僅18%?！?8〕紀宏和陳云(2009)，朱長存(2012)構建了關于中等收入群體比重變動因素的動態分解方法〔19〕，還有學者利用兩極分化指標(龍瑩，2012)，或者利用核密度估計(陳娟和孫敬水，2009；章上峰等，2009)，或者利用認同-梳理框架及兩極分化指數(羅楚亮，2010)研究中等收入群體的現狀與趨勢?！?0〕

關于中等收入群體的作用，中西方學者一般均持比較正面的肯定，并從社會、政治、經濟、文化多視角展開了研究。但是，中等收入群體作為社會穩定器，必須以政府的引導與扶持、健全的制度環境等為前提條件。

本研究的創新主要體現為：第一，利用核密度估計收入分布函數，并構建收入分布M曲線，將中等收入群體分為上中等與下中等，比較分析城鄉中等收入群體變動趨勢及差異性；第二，利用微觀數據模擬收入分布，從比重與變動趨勢、受教育水平、職業類型及消費狀況等方面比較分析中等收入群體與不同收入群體的現狀及差異性。主要貢獻是發現中等收入群體規模小、比重低、穩定性差，收入不平等程度有所加深，且呈現明顯的城鄉差異性。

二、中等收入群體的界定與測算

(一)中等收入群體界定方法的比較選擇

中國的中等收入群體不同于西方發達國家的中產階級，西方發達國家的中產階級主要強調“產”，除收入水平還包括財產、生活方式、社會地位、道德意識等，已具有較大的規模和影響力，在社會穩定中發揮著重要作用。而中國的中等收入群體則主要強調“收入”，僅從經濟收入角度進行界定，而非政治意義上的中間階層，且規模和影響力較小，尚處于初步形成階段，因此采用中等收入群體更為合理。但中產階級一定是中等收入群體，中等收入群體則不一定是中產階級。所以，中等收入群體不能以衡量中產階級的標準界定。又因為收入水平在很大程度上決定著家庭或個人的財產狀況、消費水平、生活方式及社會地位等，故本文以收入水平作為界定中等收入群體的標準。

同時中等收入群體也應是一個客觀的、相對的、動態的概念，在不同時期、不同地點有不同標準，如此才能更符合經濟社會發展階段性的客觀事實，也才能充分體現標準的國際可比性和時空可比性。此外，若不對城鄉和地區進行區分，將會導致一半的農村居民和大部分西部地區的居民被排除在中等收入群體之外，造成界定的不科學性與不合理性。因此，本文借鑒國際標準，同時充分考慮中國二元經濟結構及經濟發展不平衡等實際情況，從經濟學范疇出發，以收入水平作為主要標準，將一國或地區收入水平介于中等收入區間(處于收入分布的中間位置)的人群界定為中等收入群體。

當收入分布為非正態分布時，均值會受極端值的影響，不能很好地反映收入分布情況，而中位數是收入分布中處于50%分位數水平即收入水平的中間值，在非正態分布下中位數比均值能更好地反映收入分布的情況。另一方面根據測算，因中國的收入分布的非對稱性，且顯著右偏，采用收入中位數指標會更穩健、更合理，而且收入中位數75%-125%的識別標準也是國外較流行且應用較廣的識別方法之一，得到國際機構和專家學者的普遍認可，如世界銀行的Martin Ravallion、美國國家統計局。而以中位數75%-150%和50%-150%測度的中等收入群體比重一般偏高，同中國未形成“橄欖型”收入分配結構的客觀事實不符合，所以比較而言中位數75%-125%的測度標準較為合理(龍瑩，2012，2015)，既符合中國收入分配格局的客觀事實，又有利于進行國際比較。因此，本文以收入數據模擬收入分布函數，以收入中位數為基準，確定中位數75%和125%的水平為中等收入群體的上下限，進而測算中等收入群體的規模與比重。

(二)收入分布函數估計

1.核密度估計法

與參數估計法相比，非參數估計法不需事先假設總體分布的具體形式，僅依據數據獲取所需的信息對分布函數進行估計，并且結果更具穩健性，大樣本下的擬合效果也更好。目前Rosenblatt(1956)& Parzen(1962)提出的核密度估計已成為應用最廣泛的非參數估計方法〔21〕，而康璞和蔣翠俠(2009)、王艷明(2014)等通過比較分析參數估計法和非參數估計法發現，基于非參數方法估計的收入分布函數具有更好的擬合效果?！?2〕因此，本文采用核密度估計收入分布，概率密度函數的近似估計為

(1)

其中，K(·)為核函數，實質上是權重函數；h為帶寬，2h為窗寬，因其大小不同，核密度估計的光滑度不同，故稱光滑參數；xi(i=1,2,…,n)為第i個樣本觀測值，n為樣本容量。

均方誤差最小化是衡量模型估計效果的重要指標之一。非參數估計的均方誤差表示核密度函數的估計精度與估計量的方差和偏差相關，當核函數確定時，均方誤差僅與帶寬相關。此時，最優帶寬確定的實質是權衡估計量的方差和偏差，以提高核密度函數的估計精度。當帶寬過大時，核密度估計的方差變小，估計的核密度曲線會過于光滑，不能反映收入分布的個體特征，擬合度較差且存在較大偏差；而當帶寬過小時，雖能反映個體特征、擬合度提高、偏差變小，但會使函數尾部呈現較大干擾，造成核密度估計的方差變大。因此，最優帶寬的確定應在方差和偏差中作權衡，使均方誤差(MSE)達到最小，即

(2)

其中，varf[fn(x)]是估計方差，Bias(x)=E(fn(x))-f(x)是估計偏差，fn表示未知核密度函數的估計，Ef表示在真實分布下的期望值，varf表示真實分布下的方差。

但若要得到所有可能值的整體度量需要最小化積分均方誤差(IMSE)，即

(3)

采用Silverman(1986)的證明方法〔23〕，最優帶寬可表示為，

(4)

(5)

其中，iqr為樣本分位距，即樣本75%分位數與25%分位數之間的距離。

2.收入分布的核密度估計

依據各年份CHNS*CHNS微觀數據庫進行了九次調查，分別為1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年。為了彌補不能反映最新城鄉居民收入情況這一缺陷，本文在利用微觀數據測算中等收入群體的同時還利用中國統計局公布的城鄉居民等分收入數據，采用對數正態分布的參數估計方法測算了中等收入群體比重。中城鎮與農村居民調查數據，利用STATA13.1軟件對以2009年不變價格衡量所得城鎮與農村居民收入數據進行篩選和處理獲得的有效樣本數據見表1。

表1 城鎮及農村居民收入的描述性統計性質(2009年不變價格) 單位：元

資料來源：作者依據CHNS調查數據與STATA13.1軟件整理而成

從表1發現，收入水平總體呈逐漸增長態勢，收入分布呈右偏、尖峰厚尾特征。收入水平的均值和中位數不斷提高，且提高幅度逐漸增強，說明收入水平有較強的增長態勢。標準差用于度量分布的分散程度，收入水平的標準差整體呈遞增態勢，說明內部收入差距在逐漸擴大，城鎮內部居民收入差距有縮小態勢，而農村內部居民收入差距卻有所擴大。偏度用于度量分布的偏斜方向和程度，收入分布的偏度均為正數，說明收入分布具有正偏離，即收入分布右偏，收入水平位于均值右邊的居民比位于左邊的少，同時因少數高收入水平的影響使收入分布在右側尾部呈拖尾態勢。收入的中位數明顯小于均值，1-中位數/均值大于零，說明收入分布具有右偏特征。峰度為分布曲線在均值處峰值的高低用于度量分布的峰部尖度與尾部厚度。收入分布的峰度明顯大于正態分布的峰度3，說明與正態分布相比，收入分布具有“尖峰厚尾”的特征。

進一步從分位數角度分析收入分布特征與變動趨勢發現，不同分位數下的收入整體呈增長態勢，但變動幅度不一致，收入水平與收入增速正相關，即收入分位數越低，收入的波動性越大；收入分位數越高，收入的增速越快。因此，隨著收入分位數的提高，對應收入群體的收入增速也逐漸提高，導致不同收入群體的收入差距擴大，特別是低收入群體和高收入群體之間的收入差距擴大，這也說明中國的收入分布可能存在“馬太效應”。

表2 收入分布核函數確定的最優帶寬

資料來源：作者依據STATA13.1軟件測算并整理而成

在Epanechnikov核函數下的帶寬h*(1)與Gaussian核函數下的帶寬h*(2)差別不大，而與Gaussian核函數下的帶寬h*(1)存在較大差別。說明相同核函數下，不同的帶寬將對核密度估計產生較大影響；最優帶寬下，不同的核函數對核密度估計的影響較小，意味著核密度估計時最優帶寬的確定比核函數的選擇更重要。

Minoiu(2006)認為Silverman嵌入估計法得到的最優帶寬既有一定的平滑性又具有偏度和峰度等一些重要的統計特征?！?4〕因此，選用Gaussian核函數，以Gau-Silv方法確定最優帶寬h*(2)對收入分布進行核密度估計。

從圖1和圖2可以發現：第一，收入分布整體向右平移。城鎮居民收入分布右移明顯且較快，農村居民收入分布在2009年后才明顯右移，說明城鎮收入水平較高，且增速明顯高于農村；第二，收入分布的頂部逐漸下降，即尖峰特征逐漸消失，收入分布曲線逐漸扁平，說明收入分布變得相對分散，內部收入差距有擴大趨勢；但2009年以后城鎮內部居民收入差距有所緩和，農村內部居民收入差距卻有所擴大；第三，收入分布的左側尾部逐漸變薄，說明低收入群體收入水平提高，且規模有所下降；第四，收入分布的右側尾部加厚且拖長，說明高收入群體收入水平提高幅度較大，規模呈上升態勢；第五，收入分布的中間部分有變薄態勢，波峰下降且右移，說明中等收入群體有下降態勢，而一些年份出現雙峰分布，則說明低高收入群體增加，中等收入群體下降，收入分配結構呈“M形”，且農村比城鎮更明顯。

圖1 城鎮居民收入分布的核密度估計

資料來源：CHNS調查數據庫，作者整理繪制(圖2測算的農村)

圖2 農村居民收入分布的核密度估計

(三)中等收入群體比重的設定與測算

1．中等收入群體比重的設定

借鑒Foster & Wolfson(2010)構建的M-曲線，以收入中位數為中心將中等收入群體分為下中等收入群體和上中等收入群體，進而測算中等收入群體比重。

(6)

(7)

由式(6)和式(7)也可將中等收入群體比重表示為：

(8)

Foster & Wolfson提出，當且僅當對于所有的z均滿足MF(z)≥MG(z)時，FMG(收入分布函數F比收入分布函數G具有更大的中等收入群體比重)才成立。因各年份的收入分布函數不同，意味著只要給定z即可對不同年份的中等收入群體比重進行比較。

根據中位數兩側曲線變得平坦或陡峭，即M-曲線增加的伸展性變強或變弱，可以判斷中等收入群體比重的變動趨勢。當z=1兩側曲線同時變平坦，即增加的伸展性均變強，說明中等收入群體比重下降，低收入和高收入群體比重上升；當z=1兩側曲線同時變陡峭，即增加的伸展性均變弱，說明中等收入群體比重上升，低收入和高收入群體比重下降，趨于“橄欖型”收入分配結構；當z=1兩側曲線變動不一致，即增加的伸展性有強有弱，此時可能出現下中等和上中等收入群體比重的反方向變動；如當z=1的左側曲線變平坦，即增加的伸展性較強，說明同一比例人口的收入水平下降，意味著下中等收入群體比重下降，低收入群體比重上升；而z=1的右側曲線變陡峭，即增加的伸展性變弱，說明同一比例人口的收入水平上升，意味著上中等收入群體比重上升，高收入群體比重下降。

2．分城鄉的中等收入群體比重測算

利用核密度估計城鎮居民收入分布并構建M-曲線(圖略)，可以通過曲線兩側曲線位置和斜率的變動分析下中等和上中等收入群體比重的變動，進而分析中等收入群體比重的變動。M-曲線左側，即下中等收入群體部分：M-曲線的位置發生變化但變化幅度不大，說明下中等收入群體較不穩定，具有一定的波動性。M-曲線上的點表示該收入到中位數收入之間的群體所占比重，所有年份的M-曲線都比較陡峭，曲線的斜率接近于無窮大，說明低收入群體分布較集中，密集度較大，即較多的人擁有較低收入水平。M-曲線右側，即上中等收入群體部分：首先，靠近z=1附近的M-曲線位置并未發生明顯變化，但隨著與z=1距離變遠，M-曲線位置變化逐漸明顯。說明接近于中位數收入的群體較為穩定，而隨著收入遠離中位數，相應的收入群體表現出一定的波動性；其次，M-曲線的斜率在不同年份有所變化，說明曲線具有一定伸展性，因曲線增加的伸展性強弱，上中等收入群體比重大小和速度也將發生相應變化；最后，M-曲線最右側對應最高收入水平，即城鎮居民收入所能達到的最高水平，最高收入水平越高意味著收入不平等程度越大，即最高收入水平與收入分布的伸展性正相關。

上述分析表明，正是M-曲線位置發生明顯變化，且斜率變動使曲線增加的伸展性強弱不同，并造成下中等和上中等收入群體比重的波動性。M-曲線左側斜率比右側斜率陡峭，說明下中等收入群體比重大于上中等收入群體比重，且比重上升的速度也更快。這意味著提升下中等收入群體比重成為城鎮中等收入群體比重提高的關鍵。當收入水平無限高時，M-曲線基本呈水平線，說明極少數人擁有最高的收入水平。M-曲線最右側對應的最高收入水平變動較大，整體呈“變大-變小”趨勢，說明城鎮居民收入差距呈先擴大后縮小的“倒U形”特征。

依據收入分布M-曲線還可以測算下中等與上中等收入群體比重，以及中等收入群體比重。由于以收入中位數75%-125%標準測算的結果較為合理，且反過來也能進一步驗證以收入中位數75%-125%標準界定中等收入群體的合理性和科學性，故本文以收入中位數75%-125%標準測算中等收入群體比重。測算結果顯示，城鎮中等收入群體比重具有一定波動性，但整體呈“下降-擴大”趨勢(2011年中等收入群體比重明顯擴大的主因是調查數據中加入了北京、上海、重慶)。下中等收入群體比重均大于上中等收入群體比重，且下中等收入群體比重波動性較大，而上中等收入群體比重較為穩定。這意味著城鎮中等收入群體比重的提高過度依賴下中等收入群體收入的提高，而下中等收入群體的波動性卻造成城鎮中等收入群體的不穩定性。

采用與構建城鎮居民收入分布M-曲線同樣的方法，構建農村居民收入分布M-曲線(圖略)，以測算農村中等收入群體比重。M-曲線左側，即下中等收入群體部分：M-曲線位置并未發生明顯變化，說明農村下中等收入群體較為穩定。所有年份M-曲線均比較陡峭，曲線的斜率接近于無窮大，幾乎沒有伸展性，說明農村地區低于中位數收入的群體分布較集中，人口分布較密集，即較多的人擁有較低收入水平。

M-曲線右側，即上中等收入群體部分：靠近z=1附近的M-曲線位置并未發生明顯變化，但離z=1越遠，M-曲線位置的變化越明顯，曲線斜率變動較大。說明M-曲線伸展性具有一定增強，上中等收入群體波動性較大。M-曲線最右側對應最高收入代表農村居民收入所能達到的最高水平，其在大多數年份比較高，說明農村內部收入分配的不平等程度較高。

上述分析表明，M-曲線左側位置尚未發生明顯變化，而右側位置變化較明顯，說明下中等收入群體較穩定，而上中等收入群體變動略大。M-曲線左側斜率比右側斜率大，說明下中等收入群體比重大于上中等收入群體比重，較多的人擁有較低收入水平。M-曲線最右側對應的最高收入水平未發生明顯變動，說明農村居民收入差距未出現縮小趨勢。

與城鎮中等收入群體相比，農村中等收入群體比重偏低，下中等和上中等收入群體比重均低于城鎮地區。但農村中等收入群體比重較為穩定，且波動性較小，整體呈“下降-擴大”趨勢。下中等和上中等收入群體比重基本相同，且變動方向也相同，但上中等收入群體比重的變動幅度稍大于下中等收入群體。說明與城鎮中等收入群體不同，農村中等收入群體的提高主要依靠上中等收入群體的提高。

三、基于CHNS與CHIP數據的中等收入群體現狀分析

本文依據上述測算的中等收入群體，利用CHNS數據與CHIP數據，就中等收入群體的現狀進行比較分析。

(一)中等收入群體比重與變動趨勢

本文利用核密度估計的收入分布函數構建M-曲線測算了中等收入群體的區間范圍與比重。由表3可以看出：中等收入群體的區間范圍在擴大，但整體規模小、比重低，且穩定性較差，不是所謂“橄欖型”收入分配結構。其中城鎮中等收入群體比重的均值為33.34%，但波動性較大，先由1989年的38.73%下降到2004年的26.45%，后又再上升到2011年的36.76%，呈現先下降后上升的“U形”特征。農村中等收入群體比重的均值為18.94%，遠小于城鎮，且波動性也較小，由1989年的21.43%下降到2004年的15.42%，后又上升到2011年的21.51%，也呈現先下降后上升的“U形”特征。

表3 75%-125%標準測算的中等收入群體上下限與比重

隨著經濟的發展，城鎮中等收入群體區間范圍的增速明顯快于農村中等收入群體，且差距逐漸擴大。說明城鄉居民收入水平雖然均有提高，但城鎮居民收入水平的增速明顯快于農村居民，尤其是中等收入群體收入水平的增長導致城鄉中等收入群體的差距擴大，進而擴大了城鄉收入差距。與世界其他國家的中產階級比重相比，如美國為80%、日本和歐洲為70%、其他發展中國家基本為40%-50%，中國的中等收入群體規模和比重相對偏低，總體力量偏弱，且穩定性較差，造成在社會經濟發展中的作用大打折扣。

為了進一步展示并深入分析中等收入群體的變動態勢，依據中等收入群體的區間范圍，本文分別模擬了1989-2011年城鎮和農村中等收入群體的收入分布，見圖3和圖4。隨著年份的增加，城鎮中等收入群體收入分布曲線的形狀和位置發生明顯變化，收入分布逐漸向右移動，收入區間逐漸變寬，且收入曲線變得扁平，特別是2000年以后的變動趨勢尤為明顯(圖3)。城鎮中等收入群體的收入分布基本呈“M形”，而一些年份如2000年和2009年則呈“多峰形”分布，說明城鎮中等收入群體的收入水平不斷提高，收入區間范圍的上下限變寬，且不同年份的重疊部分逐漸減少，中等收入群體內部的收入差距逐漸拉大。

與城鎮中等收入群體的收入分布不同，農村中等收入群體的收入分布曲線形狀和位置在2004年以前變動并不明顯，而2006年以后的變動顯著(圖4)。整體上，農村中等收入群體的收入分布逐漸向右移動，收入區間逐漸變寬，收入曲線變得扁平，且收入分布在大多數年份呈“多峰形”分布，說明與城鎮中等收入群體相比，農村中等收入群體收入水平提高的速度較慢；而收入上下限和重疊部分在最近幾年變動明顯，說明農村中等收入群體的不平等程度有加深的趨勢。

圖3 城鎮中等收入群體的收入分布

資料來源：依據本文測算的城鎮中等收入群體繪制而成(圖4測算的農村)

圖4 農村中等收入群體的收入分布

為比較分析中國不同收入群體收入分布的變動趨勢，依據中等收入群體的界定標準，本文在將居民分為低收入群體、中等收入群體和高收入群體的基礎上，分別模擬了不同收入群體的收入分布，同時為了進一步比較分析，還分別繪制了1989年、1997年、2004年及2011年不同收入群體的收入分布。

根據圖5與圖6，低收入群體收入分布的位置逐漸右移，收入區間范圍逐漸變寬，收入分布形態不穩定，說明低收入群體的收入水平有一定程度提高，但內部收入分布的波動性大；中等收入群體收入分布位置右移，區間范圍變寬，收入分布形態由“多峰形”變為“雙峰形”，說明與低收入群體相比，中等收入群體的收入水平有較快增長；高收入群體的收入分布曲線右移，尾部加長加厚，說明高收入群體收入水平提高的速度更快?？傊S著趨勢的增強，中等收入群體比重增長緩慢，而低收入群體和高收入群體的差距快速擴大，導致不同收入群體間的收入分配差距擴大。

這一分析表明，中國中等收入群體的區間范圍在擴大，但整體規模小、比重低，且穩定性較差，尚未形成“橄欖型”收入分配結構。城鎮中等收入群體收入水平的增速快于農村，且中等收入群體比重也顯著高于農村，城鄉間中等收入群體的差距有所擴大。而不同收入群體比重增速也明顯不同，中等收入群體比重的增速明顯慢于高收入群體，造成中等收入群體比重偏低，不同收入群體間的不平等程度有加深態勢。

圖5 城鎮不同收入群體的收入分布

資料來源：依據本文測算城鎮各類收入群體繪制而成(圖6測算的農村)

圖6 農村不同收入群體的收入分布

(二)中等收入群體的受教育水平

教育程度是影響收入水平高低的重要因素，受教育程度越高，越有可能獲得較高的收入水平。西方發達國家的發展經驗表明，受教育程度特別是高等教育程度是影響一個人是否有潛力且穩定地進入中產階級最重要的因素之一。因此，教育高度發達進而為一國社會儲備人力資本是中等收入群體形成和擴大的重要保障。

由于CHNS數據在統計個人特征方面存在較大缺失值，可能對分析結果產生較大影響，而中國收入分配研究院的CHIP數據在統計個人特征方面相對全面和詳細，因此，分析受教育水平與職業分布現狀時，重點利用CHIP數據。其中等收入群體的受教育水平主要從完成最高學歷和受教育年數兩方面進行分析。城鎮中等收入群體完成最高學歷比重在前幾位的依次為中專大專、初中、高中、大學本科，分別為28.115%、28.084%、19.994%、13.763%，高等學歷占比達42.498%，說明城鎮中等收入群體的受教育水平較高，而較高的高等教育比重為城鎮中等收入群體的擴大提供了較強的人力資本支撐。農村中等收入群體完成的最高學歷以初中為主，占比達57.61%，說明一半多的農村中等收入群體完成的最高學歷僅為初中；其次是小學和高中，占比分別為17.618%和12.035%；而中專大專以上高等學歷僅占8.85%。與城鎮中等收入群體相比，農村中等收入群體的受教育水平嚴重偏低，受過高等教育的比重過低，在一定程度上影響了中等收入群體規模和比重的擴大。

城鎮中等收入群體的受教育年數較多，大部分集中在9年以上，受教育年數超過9年(不包括9年)所占比重64.765%，而受教育年數包括9年所占比重83.349%。大學以上(受教育年數為15年以上)所占比重31.868%，基本達到整個中等收入群體規模的1/3。說明城鎮中等收入群體的受教育水平較高，在基本完成九年義務教育的同時逐步實現了高中以及大學教育的普及化。農村中等收入群體的受教育年數則較少，主要集中在9年以下，其中受教育年數低于9年(包括9年)占比重78.296%；而超過9年(不包括9年)所占比重僅為21.704%。說明農村中等收入群體的受教育水平低，九年義務教育的完成度不高。

上述分析表明，中等收入群體的受教育水平存在顯著的城鄉差異性，城鎮中等收入群體的受教育水平較高，高等教育比重為42.498%，受教育年數大多在9年以上；而農村中等收入群體的受教育水平嚴重偏低，高等教育比重僅為8.85%，仍以初中為主，受教育年數大多低于9年，嚴重落后于城鎮。

(三)中等收入群體的職業分布

隨著市場經濟的發展，職業普遍被視為占有和使用各種社會經濟資源信息的重要指標，直接影響居民的收入水平、社會權利和聲望，是反映居民綜合社會地位的現實體現。對于不同的收入群體，職業能在一定程度上反映其在社會結構中所處的層次和地位、價值觀念和生活方式等。并且國內外相關研究中也將職業類型作為研究的一個方面，以充分反映中等收入群體的特征。因此，從工作類型和職業類型兩方面對中等收入群體的職業分布進行現狀分析，便于明晰當前中國中等收入群體的職業分布特征。

本文選取了CHIP數據庫中關于職業調查的兩類指標：工作類型和職業類型，具體針對9種工作類型和51種職業類型進行歸類，并對有效樣本量進行統計。城鎮中等收入群體就業的工作類型位居前幾位的依次為：國有單位、私營單位、個體，占比分別為38.832%、27.182%、19.23%；而農村中等收入群體就業的工作類型占比較高的為個體和私營單位，分別為47.596%和39.059%。城鎮國有單位從業人員憑借其在經濟社會中的獨特優勢率先進入中等收入群體，同時也由于國有單位主要集中在城鎮地區，造成中等收入群體中城鎮國有單位的比重遠高于農村國有單位。隨著市場化改革的深入，個體和私營單位逐漸發展起來，在提供大量就業崗位的同時也提高了居民的收入水平。然而城鎮居民對國有單位較強的“鐵飯碗”意識也在一定程度上限制了個體和私營單位的發展，表現在就職于個體和私營單位的中等收入群體比重未超過國有單位，但仍是城鎮中等收入群體的主要工作類型。農村地區個體和私營單位的從業人員主要來源于農村基層，大多從事非農產業，尤其是90年代“下海潮”的興起大幅度提高了農村居民的收入水平，使其率先進入中等收入群體，成為農村中等收入群體的主要工作類型。

而依據技術發明、管理及運用，又可將職業類型分為三大類：技術發明和創造(技術研發人員、高技術人員、專業技術人員、研究教學人員等)、公務和管理(機關行政公務人員、管理人員、經理負責人等)、技術運用和服務(低技術人員、普通工人、服務人員等)。根據CHIP數據庫提供的51種職業類型可分類匯總而成三大職業類型，詳見表4。一方面城鎮中等收入群體的職業類型依次為技術運用和服務、公務和管理、技術發明和創造，占比分別為54.886%、21.756%、17.238%；而農村中等收入群體的職業類型以技術運用和服務為主，占比高達72.814%；技術發明和創造、公務和管理分別為8.533%和8.109%；另一方面中等收入群體從事技術運用和服務職業的人數最多，說明中國的技術進步偏向于運用而非發明創造，也意味著技術運用和服務在加快居民進入中等收入群體中發揮著重要作用，而中等收入群體從事技術發明和創造、公務和管理職業的人數較少，特別是農村地區更少，說明中等收入群體中技術研究人員和管理人員比重較低，由此導致的問題是居民在價值觀念、消費前衛性以及政治參與度等方面的意識較低，尚未真正發揮中等收入群體應有的作用。

表4 2013年中等收入群體的職業類型

資料來源：作者依據CHIP數據整理匯總

分類分析表明，中等收入群體的工作類型和職業類型存在城鄉差異性。城鎮中等收入群體的工作類型以國有單位、個體和私營單位為主，職業類型以技術運用和服務為主，但技術發明和創造、公務和管理也占到一定比重；農村中等收入群體的工作類型以個體和私營單位為主，職業類型以技術運用和服務為主。這類工作類型和職業類型因具有收入水平較高且穩定、工作體面等特征，使其率先進入中等收入群體。

四、研究結論與啟示

本文研究發現，中國的中等收入群體規模小、比重低、穩定性差、收入不平等程度有所加深，且呈現明顯的城鄉差異性。主要結論如下：第一，收入分布呈右偏、尖峰厚尾特征，與正態分布明顯不同，收入水平逐漸提高，但內部收入差距較大，且農村內部收入差距大于城鎮。依據收入分布M-曲線測算中等收入群體比重發現，擴大城鎮中等收入群體的關鍵在于提升下中等收入群體，而擴大農村中等收入群體的關鍵在于提升上中等收入群體；第二，中等收入群體的區間范圍在擴大，但整體規模小、比重低、穩定性較差，尚未形成“橄欖型”收入分配結構，并且中等收入群體內部收入差距擴大，不同收入群體間的不平等程度在加深；第三，中等收入群體的受教育水平存在顯著的城鄉差異性，城鎮中等收入群體的受教育水平較高，高等教育比重為42.498%，受教育年數大多在9年以上；而農村中等收入群體的受教育水平嚴重偏低，高等教育比重僅為8.85%，仍以初中為主，嚴重落后于城鎮；第四，中等收入群體的職業分布有明顯的城鄉差異性，其中，城鎮工作類型以國有單位、個體和私營單位為主，職業類型以技術運用和服務為主，但技術發明和創造、公務和管理也占到一定比重；而農村工作類型以個體和私營單位為主，職業類型則以技術運用和服務為主。

上述研究結論有以下幾點政策啟示：第一，應繼續推動經濟發展，實現收入增長與經濟增長同步，使不同的收入群體特別是中低收入群體共享經濟發展成果，以縮小不同收入群體間的收入差距；第二，繼續深化市場改革，特別是戶籍制度改革，實現勞動力的自由流動與合理配置，降低資源錯配對居民收入水平的影響，逐漸實現城鄉一元化；第三，改革稅收制度和社會保障制度，一方面應降低中等收入群體的稅收負擔，提高中等收入群體的生活和收入水平，以實現中等收入群體的穩定性；另一方面要加大社會保障力度尤其是養老保障和醫療保障，提升中低收入群體的生活和收入水平，使低收入群體穩定地進入中等收入群體，以擴大中等收入群體的規模和比重；第四，加大教育投入特別是對農村居民和低收入群體的投入，以提升城鄉居民的教育水平尤其是高中及高等教育水平，在保障基本完成九年義務教育基礎上，逐漸普及12年義務教育，實現高等教育的普及化，以提升中等收入群體獲得較高收入水平的能力，建構有效且穩定的社會階層流動機制，逐漸形成“橄欖型”社會結構。

總之，擴大中等收入群體，不僅需要政府提供相應的政策，也需要居民個人不斷提升自己獲得高收入的能力。如此才能有效且穩定地擴大中等收入群體規模和比重，縮小不同收入群體間的收入差距，實現全體人民共享經濟發展成果，共同富裕，最終實現“橄欖型”收入分配結構。

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