中國家庭財(cái)富分布的極化特征

摘 要：基于CFPS 2010—2020年的調(diào)查數(shù)據(jù)，借助相對(duì)分布法分析我國家庭財(cái)富極化的變動(dòng)趨勢(shì)，并借助分位數(shù)回歸和Oaxaca-Blinder分解分析了財(cái)富分布結(jié)構(gòu)變化的內(nèi)在成因。結(jié)果表明，考察期內(nèi)我國家庭財(cái)富極化存在擴(kuò)大的趨勢(shì)，且財(cái)富的極化主要是從中等水平轉(zhuǎn)向下尾部，存在嚴(yán)重的下層極化。分階段的分析發(fā)現(xiàn)，財(cái)富的極化以2010—2018年為主，2018年以后財(cái)富分布的極化現(xiàn)象明顯減弱。

根據(jù)財(cái)富極化微觀成因的分解發(fā)現(xiàn)，低財(cái)富群體稟賦結(jié)構(gòu)的改善能夠有效抑制下層極化，而上層極化的緩解主要來源于系數(shù)效應(yīng)的作用。2018年以來，家庭收入的提高、農(nóng)村人口減少以及人口受教育水平的普遍提高都減弱了財(cái)富向下極化的趨勢(shì)，財(cái)富的城鄉(xiāng)差距和教育回報(bào)抑制了財(cái)富的向上極化。

從城鄉(xiāng)內(nèi)部的分解發(fā)現(xiàn)，教育回報(bào)對(duì)財(cái)富極化的作用在農(nóng)村家庭并不顯著，健康水平則是影響農(nóng)村財(cái)富極化的重要因素。研究的政策啟示在于財(cái)富調(diào)整政策應(yīng)該關(guān)注到中產(chǎn)家庭的脆弱性，增加中低財(cái)富家庭的財(cái)富積累途徑，促進(jìn)中產(chǎn)階級(jí)的壯大和穩(wěn)固；抑制財(cái)富向下極化的趨勢(shì)應(yīng)該強(qiáng)調(diào)低財(cái)富群體稟賦結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，而減弱上層極化應(yīng)該注重對(duì)財(cái)富差距和財(cái)富回報(bào)的調(diào)節(jié)。

關(guān)鍵詞：財(cái)富極化；相對(duì)分布；結(jié)構(gòu)效應(yīng)；成因分解

中圖分類號(hào)：F126

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-4149（2024）04-0070-14

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2024.00.034

一、引言

黨的二十大報(bào)告強(qiáng)調(diào)“中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化”，在推進(jìn)共同富裕的進(jìn)程中，要“規(guī)范收入分配秩序，規(guī)范財(cái)富積累機(jī)制”。過去幾十年的高速發(fā)展，中國的家庭財(cái)富得到了迅速積累，但在財(cái)富積累過程中財(cái)富差距也持續(xù)擴(kuò)大，對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的持續(xù)發(fā)展和共同富裕目標(biāo)的推進(jìn)均產(chǎn)生了不可忽視的影響。近十多年以來，全球經(jīng)濟(jì)增長放緩，貿(mào)易保護(hù)主義抬頭，我國經(jīng)濟(jì)形勢(shì)和就業(yè)形勢(shì)不容樂觀，作為國民經(jīng)濟(jì)支柱和家庭財(cái)富最主要構(gòu)成的房地產(chǎn)行業(yè)也經(jīng)歷了較大幅度的波動(dòng)，家庭財(cái)富的積累機(jī)制和財(cái)富分布格局發(fā)生了深刻變化。現(xiàn)有關(guān)于財(cái)富分布的研究主要圍繞家庭財(cái)富的不平等問題進(jìn)行，認(rèn)為我國財(cái)富不平等程度在世界范圍內(nèi)已經(jīng)處于較高水平，同時(shí)對(duì)財(cái)富不平等的來源、成因、演變路徑進(jìn)行了深入分析［1-6］，但是學(xué)者們極少對(duì)財(cái)富的極化現(xiàn)象進(jìn)行特別關(guān)注。

極化與不平等是兩個(gè)不同的概念，人們通常所說的“貧富分化”就是一種極化現(xiàn)象。不平等關(guān)注的是個(gè)體間的差異，是收入或者財(cái)富的分散程度；而極化是收入或財(cái)富分布中的群聚現(xiàn)象，不只是分散程度或者集中程度，而是群體內(nèi)部的集中程度和群體之間的分散程度。極化現(xiàn)象表現(xiàn)為整個(gè)分布中形成兩個(gè)或多個(gè)群體組內(nèi)同質(zhì)且組間異質(zhì)的群體［7］。這種“群聚”的結(jié)果是群體內(nèi)具有較強(qiáng)的認(rèn)同感，而群體間可能存在一定的對(duì)抗性，因此極化也更容易導(dǎo)致社會(huì)沖突［8-9］。財(cái)富的存量特性使得財(cái)富比收入更容易出現(xiàn)極化問題，財(cái)富極化的加劇對(duì)社會(huì)穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在嚴(yán)重的消極影響。

黨的二十大報(bào)告強(qiáng)調(diào)要“擴(kuò)大中等收入群體”，就是要降低極化程度、構(gòu)建“橄欖型”分配結(jié)構(gòu)，這也是我國推進(jìn)共同富裕的關(guān)鍵路徑。然而，關(guān)于極化問題的研究大都著眼于收入分配方面，而對(duì)財(cái)富積累過程中家庭財(cái)富的兩極分化問題缺乏關(guān)注。學(xué)者們對(duì)收入極化的研究表明，不平等指標(biāo)均不能有效測度極化，極化與不平等的變化也并不總是一致，甚至存在背離的現(xiàn)象［10-12］。那么，近年來我國家庭財(cái)富分布的極化程度和趨勢(shì)如何？家庭財(cái)富的極化是低財(cái)富群體的群聚（下層極化）還是高財(cái)富群體的集聚（上層極化）？這些問題都需要從學(xué)術(shù)角度給予更多關(guān)注，探究其背后的微觀成因，并提出防范社會(huì)穩(wěn)定風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)措施。在推進(jìn)全體人民共同富裕的背景下，這一研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)回顧

學(xué)術(shù)界對(duì)財(cái)富極化的研究幾乎空白，但關(guān)于收入極化已經(jīng)取得了豐富的研究成果，為財(cái)富極化的研究提供了方法參考。極化的測度指標(biāo)大體分為兩類：一類是基于極化指標(biāo)的傳統(tǒng)方法，包括研究多極化的ER指數(shù)和分析兩極分化的WF指數(shù)；另一類是基于收入分布的非參數(shù)核密度估計(jì)方法，比較有代表性的是漢考特（Handcock）和莫里森（Morris）提出的相對(duì)分布法［13］。傳統(tǒng)指標(biāo)中ER指數(shù)是埃斯特班（Esteban）和雷（Ray）基于認(rèn)同感和疏遠(yuǎn)感提出的離散形式的極化指數(shù)［7］，杜克羅斯（Duclos）等將其拓展為連續(xù)的DER指數(shù)［14］，阿拉爾（Araar）進(jìn)一步給出了DER指數(shù)的分解方法，從人群和收入構(gòu)成項(xiàng)目的角度進(jìn)行極化的分解［15］。

沃爾夫森（Wolfson）提出利用中位數(shù)來測度兩極分化的W指數(shù)，可以有效反映兩極分化造成的中產(chǎn)階級(jí)中空，也即通常所說的兩極分化［16］。

福斯特（Foster）等進(jìn)一步提出FW指數(shù)，通過觀察整個(gè)收入分布距離中位數(shù)的變動(dòng)情況來測度收入的極化［17］。很多學(xué)者用傳統(tǒng)方法對(duì)我國居民收入的極化進(jìn)行了測度和分解［9，18-19］。羅楚亮在分析收入極化時(shí)對(duì)我國居民財(cái)產(chǎn)分布的DER指數(shù)也進(jìn)行了測度和分解，發(fā)現(xiàn)我國居民財(cái)產(chǎn)分布的極化程度要高于收入分布，2002—2013年期間財(cái)產(chǎn)分布極化現(xiàn)象有所加劇，其中房產(chǎn)和金融資產(chǎn)對(duì)財(cái)產(chǎn)極化具有非常重要的影響［9］。

傳統(tǒng)的極化測度方法可以從總體上對(duì)收入或財(cái)富的極化程度進(jìn)行測度和描述，研究也可以根據(jù)收入和財(cái)富的構(gòu)成項(xiàng)目進(jìn)行極化來源的分解，但是現(xiàn)有研究缺乏對(duì)極化微觀原因的分析。因此學(xué)術(shù)界開始探索用非參估計(jì)的方法來拓展極化的研究，相對(duì)分布法是其中比較有代表性的一種方法。相對(duì)分布法可以將收入分布的變動(dòng)分解為增長效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)，測度收入極化的總體變動(dòng)，并直接觀察不同分位數(shù)的詳細(xì)變化，區(qū)分收入極化的方向。國內(nèi)也有少量學(xué)者采用相對(duì)分布方法考察收入的極化趨勢(shì)［20-21］。

克萊門蒂（Climenti）等進(jìn)一步拓展了該方法，將相對(duì)分布與無條件分位數(shù)回歸方法相結(jié)合，結(jié)合收入差距的Oaxaca-Blinder分解方法，進(jìn)一步探討了不同分位數(shù)水平上極化變動(dòng)的微觀機(jī)制［22］。萬海遠(yuǎn)、陳基平借助該方法分析了2013年以來我國收入極化的最新變動(dòng)和成因［12］。

本文借助新近拓展的相對(duì)分布方法對(duì)我國家庭財(cái)富極化的變動(dòng)趨勢(shì)及其內(nèi)在成因進(jìn)行分析，相較已有文獻(xiàn)，本文的創(chuàng)新之處在于：①基于CFPS 2010—2020年的數(shù)據(jù)，追溯我國家庭財(cái)富極化的總體變動(dòng)并進(jìn)行“增長—結(jié)構(gòu)”效應(yīng)的分解，對(duì)極化的詳細(xì)過程進(jìn)行觀察，探究其變動(dòng)方向；

②考察上層極化和下層極化的不同特征，通過稟賦效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)的分析提出抑制上層極化和下層極化的不同政策方向；③傳統(tǒng)極化指數(shù)以事實(shí)描述為主，本文將極化特征歸因到家庭的稟賦變量上，對(duì)不同財(cái)富組極化的內(nèi)在成因進(jìn)行深層次分析，有助于為財(cái)富調(diào)整提供更多的政策參考。

三、研究方法

1.相對(duì)分布法及其結(jié)構(gòu)效應(yīng)分解

考察家庭財(cái)富分布的極化特征需要對(duì)不同時(shí)點(diǎn)的財(cái)富分布進(jìn)行比較，考察其概率密度函數(shù)形狀和位置的變化，相對(duì)分布法就是對(duì)兩個(gè)分布間差異進(jìn)行比較的一種有效手段。相對(duì)分布直接關(guān)注兩個(gè)分布間的差異而非單個(gè)分布的特征，可以定義為一個(gè)分布（對(duì)比組）的結(jié)果在另一個(gè)分布（參照組）中呈現(xiàn)的相對(duì)等級(jí)的分布。

設(shè)Y0為參照組連續(xù)變量，F(xiàn)0（y）為其累積分布函數(shù)，f0（y）為其概率密度函數(shù)；Y為對(duì)比組連續(xù)變量，F(xiàn)（y）為其累積分布函數(shù)，f（y）為其概率密度函數(shù)。定義隨機(jī)變量R為Y對(duì)Y0的等級(jí)轉(zhuǎn)換函數(shù)：

R=F（y0）（1）

R為Y對(duì)Y0的相對(duì)分布，R的相對(duì)累積分布函數(shù)為：

G（r）=F（F-10（r））（2）

其中，r是分位點(diǎn)，將比較組的收入分布按照參照組收入排序，就可以定義相對(duì)密度函數(shù)，即比較組收入在參照組收入分位的相對(duì)密度：

g（r）=f（F-10（r））f0（F-10（r））=f（yr）f0（yr）， 0≤r≤1（3）

其中，

g（r）表示在參照組的r分位的yr處，比較組的概率密度是增加了（g（r）gt;1）、減少了（g（r）lt;1）還是沒變化（g（r）=1）。當(dāng)比較組的相對(duì)密度g（r）在低分位和高分位的收入?yún)^(qū)間大于1，而在中間分位小于1時(shí)，則表明存在“中間小、兩頭大”的演化趨勢(shì)，存在兩極分化的現(xiàn)象。

相對(duì)分布法假設(shè)整體的增長并不會(huì)導(dǎo)致極化，但比較組相對(duì)于參照組的收入或財(cái)富水平存在整體的增加或減少，會(huì)直接影響g（r）的大小。為了消除這種影響，需要對(duì)相對(duì)密度進(jìn)行增長效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)的分解：

g（r）=f（yr）f0（yr）=f0L（yr）f0（yr）×f（yr）f0L（yr）（4）

其中，f0L（yr）=f0（yr + ρ），是參照組密度函數(shù)f0L（yr）向右平移ρ個(gè)單位得到的概率密度，ρ為比較組和參照組的中位數(shù)差距。從參照組到比較組，第一步是平衡增長導(dǎo)致概率密度曲線f0（yr）平移至f0L（yr），這部分變化為增長效應(yīng)；第二步是在中位數(shù)保持不變的情況下財(cái)富結(jié)構(gòu)的變動(dòng)使得密度曲線從f0L（yr）變?yōu)閒（yr），即結(jié)構(gòu)效應(yīng)。分析收入或者財(cái)富是否趨于極化，可以直接觀察結(jié)構(gòu)效應(yīng)曲線的相對(duì)密度變化情況，當(dāng)高低收入?yún)^(qū)間的相對(duì)密度大于1、中間收入?yún)^(qū)間的相對(duì)密度小于1時(shí)，就表明比較組人群更多地集中在高低收入?yún)^(qū)間，中等收入者出現(xiàn)缺失，收入趨于極化；反之亦然。

2.財(cái)富的相對(duì)極化指數(shù)

除了對(duì)相對(duì)密度曲線形狀的觀察，基于相對(duì)分布還可以生成相對(duì)極化指數(shù)（MRP）來對(duì)比較組相對(duì)于參照組財(cái)富分布的極化變動(dòng)程度進(jìn)行衡量。

MRP=4n∑ni=1ri-12-1（5）

其中，n為組數(shù)，ri為中位數(shù)調(diào)整后參照組收入小于比較組第i分位收入的人口比例。MRP的取值范圍是［-1，1］，取值為負(fù)代表極化程度減弱，取值為正代表極化程度增強(qiáng)，取值為0代表沒有變化。

為了進(jìn)一步測度中位數(shù)兩側(cè)收入的變化，MRP還可以進(jìn)一步分解為上層極化指數(shù)（URP）和下層極化指數(shù)（LRP），分別表示總體極化的變化中來自高收入群體和低收入群體的變化。URP和LRP的取值范圍也是［-1，1］。

URP=8n∑ni=n/2 + 1ri-12-1（6）

LRP=8n∑n/2i=112-ri-1（7）

3.基于Oaxaca-Blinder方法的極化來源分解

除了比較不同時(shí)點(diǎn)極化程度的大小，極化變動(dòng)的成因也是學(xué)者和政策制定者關(guān)注的問題。

克萊門蒂等將相對(duì)分布方法與無條件分位數(shù)回歸相結(jié)合，用Oaxaca-Blinder方法把不同分位點(diǎn)的差異分解為稟賦效應(yīng)、系數(shù)效應(yīng)和交互項(xiàng)，以考察各分位點(diǎn)自變量對(duì)收入極化變動(dòng)的影響［22］。假設(shè)比較組在r分位點(diǎn)的收入為Ctr，參照組經(jīng)過加法平移后在r分位點(diǎn)的收入為C0r，兩者的差值Δtr即為收入分布的結(jié)構(gòu)效應(yīng)，它可以分解為三個(gè)部分：

Δtr=Ctr-C0r=ΔtX + Δtβ + ΔtI（8）

其中，ΔtX為家庭稟賦特征變化引起的財(cái)富變化，即稟賦效應(yīng)；Δtβ為系數(shù)差異引起的財(cái)富變化，即系數(shù)效應(yīng)；ΔtI為稟賦效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)交互所引起的財(cái)富變化。根據(jù)Oaxaca-Blinder方法，可以將r分位點(diǎn)的財(cái)富差異分解為：

Δtr=∑Kk=1（Xtk-X0k）β0rk + ∑Kk=1（βtrk-β0rk）X0k + （αt-α0） + ∑Kk=1（Xtk-X0k）（βtrk-β0rk）

（9）

等式右邊的四項(xiàng)分別為r分位點(diǎn)的稟賦效應(yīng)、系數(shù)效應(yīng)、截距項(xiàng)和交互效應(yīng)。其中稟賦效應(yīng)是由于家庭特征、家庭稟賦結(jié)構(gòu)性變動(dòng)所帶來的財(cái)富分布變化；系數(shù)效應(yīng)表示特征回報(bào)差異所帶來的財(cái)富分布變化，可歸結(jié)為制度因素或者其他不可觀測因素的影響。

經(jīng)過加法平移后，參照組和比較組的財(cái)富中位數(shù)保持一致，即Δt0.5=0。極化表現(xiàn)為高低財(cái)富的聚集，中間財(cái)富分布減少，如果比較組的極化程度更高，則當(dāng)rlt;0.5時(shí)，比較組的分位數(shù)收入小于參照組，Δtrlt;0；當(dāng)rgt;0.5時(shí)，比較組的分位數(shù)收入大于參照組，Δtrgt;0。所以結(jié)構(gòu)效應(yīng)在高低分位的表現(xiàn)不同，稟賦效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)也有不同的含義：中位數(shù)以下的稟賦效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)為負(fù)表示下層極化得到加強(qiáng)，中位數(shù)以上的稟賦效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)為正則表示上層極化得到加強(qiáng)。

四、家庭財(cái)富極化的實(shí)證測算

1.描述性統(tǒng)計(jì)：財(cái)富分布與財(cái)富差距

本文家庭財(cái)富的數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）。CFPS調(diào)查涵蓋了全國25個(gè)省/市/自治區(qū)，提供了個(gè)人、家庭以及家庭關(guān)系的豐富信息。本文依據(jù)CFPS 2010—2020年共六輪的調(diào)查數(shù)據(jù)開展中國家庭財(cái)富分布的測算。經(jīng)過數(shù)據(jù)整理和剔除無效樣本后，六個(gè)調(diào)查年度的樣本家庭數(shù)量分別為14096、12773、12860、13030、13059、10024戶。家庭財(cái)富指標(biāo)采用家庭凈財(cái)富，包括土地、房產(chǎn)、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、金融資產(chǎn)、耐用消費(fèi)品五項(xiàng) 其中土地價(jià)值根據(jù)農(nóng)業(yè)收入來估計(jì)，假設(shè)農(nóng)業(yè)收入的25%來源于土地，而土地的收益率為8%；房產(chǎn)價(jià)值根據(jù)受訪者回答進(jìn)行估計(jì)，由于部分產(chǎn)權(quán)的比例無法確定，部分產(chǎn)權(quán)的房產(chǎn)也按照全部產(chǎn)權(quán)來估計(jì)。

說明：為了清晰顯示不同年份核密度函數(shù)的差異，這里略去了核密度函數(shù)200萬元右側(cè)的部分。

本文首先通過核密度估計(jì)和洛倫茲曲線觀察家庭財(cái)富的整體分布狀況。由圖1可知家庭財(cái)富呈右拖尾的非對(duì)稱分布，2010—2020年期間核密度函數(shù)整體向右移動(dòng)，表明家庭財(cái)富水平整體呈遞增態(tài)勢(shì)；核密度函數(shù)的峰值更低、圖形更加扁平，說明家庭財(cái)富的分布更加分散，財(cái)富差距有所擴(kuò)大；密度函數(shù)最左側(cè)負(fù)資產(chǎn)家庭的占比有所提高，峰值右側(cè)的中、高資產(chǎn)家庭的占比也有所增加，從中可以初步判斷在此期間我國家庭財(cái)富的不平等程度和極化程度都是有所擴(kuò)大的。圖2的洛倫茲曲線可以看到家庭財(cái)富的整體不平等程度是比較高的，最低20%家庭的財(cái)富占有率幾乎為0，而最高10%家庭的財(cái)富占有率約在50%以上，洛倫茲曲線與45°絕對(duì)平均線相差較遠(yuǎn)。

表1提供了財(cái)富水平和財(cái)富差距的主要指標(biāo)，2010—2020年期間，我國家庭財(cái)富水平得到了較大提高，同時(shí)財(cái)富差距也處于高位。財(cái)富均值從2010年的29.89萬元增長到2020年的78.79萬元，中位數(shù)從11.24萬元增長至28.6萬元。需要注意的是，2018年之后財(cái)富均值的增長態(tài)勢(shì)縮小，只實(shí)現(xiàn)了略微增長，而財(cái)富中位數(shù)更是出現(xiàn)了下降，說明2018—2020年期間我國居民家庭財(cái)富積累比較乏力，甚至出現(xiàn)了財(cái)富縮水現(xiàn)象。

在財(cái)富差距方面，財(cái)富基尼系數(shù)區(qū)間為0.65—0.70，泰爾指數(shù)區(qū)間為0.84—1.06，不平等程度有所波動(dòng)但一直處于高位；而反映兩極分化程度的FW指數(shù)和DER指數(shù)則存在擴(kuò)大趨勢(shì)，在2012年之后一直處于上升趨勢(shì)。可見財(cái)富不平等與財(cái)富極化的程度并不完全一致，傳統(tǒng)的不平等指數(shù)并不能捕捉財(cái)富的極化變動(dòng)，有必要通過財(cái)富的極化測度對(duì)財(cái)富差距指標(biāo)進(jìn)行補(bǔ)充，完善關(guān)于財(cái)富分布的研究。

2.財(cái)富相對(duì)分布及其結(jié)構(gòu)效應(yīng)分解

財(cái)富分布的變動(dòng)可以分解為增長效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)。2010年的財(cái)富分布經(jīng)過平移達(dá)到與2020年相同的中位數(shù)，這個(gè)變化就是增長效應(yīng)；平移之后再繼續(xù)經(jīng)過財(cái)富分布形狀的變化得到2020年的財(cái)富分布曲線，即為結(jié)構(gòu)效應(yīng)。結(jié)構(gòu)效應(yīng)就是研究期內(nèi)純粹的財(cái)富分布結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，反映了財(cái)富增長的非均衡性。如果較低財(cái)富的群體財(cái)富增長較慢，較高財(cái)富組增長較快，則都減去平均增幅后，就會(huì)出現(xiàn)最高和最低財(cái)富組的比重上升，相對(duì)密度大于1，而中間財(cái)富組的比重下降，相對(duì)密度小于1，即兩極分化程度加強(qiáng)的現(xiàn)象。

圖3繪制了2010—2020年期間財(cái)富分布變化的總體效應(yīng)、增長效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)，從中可以看到，相對(duì)于2010年的基期，2020年家庭財(cái)富的相對(duì)密度在80分位以下都小于1，在80分位以上大于1，說明以2010年的標(biāo)準(zhǔn)來衡量，2020年低財(cái)富家庭比重明顯下降，高財(cái)富家庭的比重大幅增加，財(cái)富水平整體增長，我國家庭財(cái)富隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展得到了有效積累。但是，如果不考慮增長效應(yīng)的巨大影響，將很難捕捉到財(cái)富分布形狀變化所揭示的極化趨勢(shì)，導(dǎo)致對(duì)財(cái)富分布形勢(shì)過度樂觀的估計(jì)。

在分離出增長效應(yīng)的影響后，結(jié)構(gòu)效應(yīng)相對(duì)密度函數(shù)形狀的變化揭示了財(cái)富兩極分化的趨勢(shì)。在20—80分位區(qū)間，財(cái)富分布的相對(duì)密度小于1，中等財(cái)富水平的人口比重是下降的，而10分位數(shù)和90、100分位數(shù)位置的相對(duì)密度大于1，說明較高和較低區(qū)間的人口比重有所上升。也就是說，2010—2020年期間，財(cái)富分布的兩極分化程度有所加重，尤其是財(cái)富水平低于10分位數(shù)的家庭比重大幅增加，存在嚴(yán)重的向下極化；同時(shí)財(cái)富水平高于90分位數(shù)的家庭比重也明顯增加，同樣存在向上極化的現(xiàn)象。

圖4進(jìn)一步對(duì)比了不同時(shí)期的結(jié)構(gòu)效應(yīng)，可以看到2010—2012年、2012—2014年、2014—2016年以及2016—2018年期間的結(jié)構(gòu)效應(yīng)相對(duì)密度都呈現(xiàn)類似的分布，即10分位處和最高90、100分位處的密度函數(shù)大于1，而中間分位處的密度函數(shù)小于1，最低10%的低財(cái)富家庭比重明顯增加，最高20%的高財(cái)富家庭比重也有所提高，而中等財(cái)富家庭比重降低，存在“中產(chǎn)階級(jí)消失”、財(cái)富兩極分化的情況。而2018—2020年期間的財(cái)富相對(duì)密度沒有體現(xiàn)出明顯的極化趨勢(shì)，各分位點(diǎn)的相對(duì)密度都接近1，財(cái)富分布結(jié)構(gòu)沒有明顯的變化。

3.家庭財(cái)富的相對(duì)極化指數(shù)

基于財(cái)富相對(duì)分布的結(jié)構(gòu)效應(yīng)，本文進(jìn)一步測算了各階段的財(cái)富極化指數(shù)，包括平均極化指數(shù)和下層、上層極化指數(shù)，如表2所示。2010—2020年五個(gè)階段的平均極化指數(shù)均大于0，表明財(cái)富分布整體上存在極化的趨勢(shì)，其中2010—2018年期間的平均極化指數(shù)均統(tǒng)計(jì)顯著，而2018—2020年期間的平均極化指數(shù)統(tǒng)計(jì)意義上不顯著，且絕對(duì)值較小，說明2018年以后，我國家庭財(cái)富的結(jié)構(gòu)變動(dòng)比較微小，財(cái)富的極化趨勢(shì)有所緩解。進(jìn)一步地，2010—2018年的財(cái)富極化主要是向下的極化，下層極化指數(shù)的取值較大，顯著性水平也較高，這與相對(duì)分布圖的結(jié)論一致。這一結(jié)論說明家庭財(cái)富的極化更多是從中等水平轉(zhuǎn)向下尾部，大量中產(chǎn)家庭面臨階層下滑的風(fēng)險(xiǎn)，所以財(cái)富調(diào)整政策應(yīng)該關(guān)注到中產(chǎn)家庭的脆弱性，同時(shí)構(gòu)建低財(cái)富家庭的財(cái)富積累機(jī)制，以促進(jìn)中產(chǎn)家庭的壯大和穩(wěn)固，優(yōu)化財(cái)富分布結(jié)構(gòu)。

五、財(cái)富分布演化結(jié)構(gòu)效應(yīng)的分解

1.不同群體的結(jié)構(gòu)變動(dòng)差異

財(cái)富極化是以社會(huì)分層為基礎(chǔ)的貧富分化，社會(huì)分層的本質(zhì)是資源在不同群體中的分布［23］，包括經(jīng)濟(jì)資源、職業(yè)資源、聲望資源等。參考克萊門蒂等的做法［22］，本文根據(jù)社會(huì)分層相關(guān)理論，控制家庭的城鄉(xiāng)、地區(qū)、收入等家庭特征和戶主的年齡、婚姻狀況、教育水平等個(gè)人特征變量作為稟賦變量，進(jìn)行不同分位點(diǎn)上的Oaxaca-Blinder分解，以考察每個(gè)分位點(diǎn)上財(cái)富分布變動(dòng)的情況并進(jìn)行稟賦效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)的分解。

需要說明的是，由于式（9）是基于中位數(shù)的分解，低財(cái)富組和高財(cái)富組的系數(shù)含義是不同的，如果低財(cái)富組的系數(shù)為負(fù)，說明報(bào)告期與基期相比，相同分位點(diǎn)上的財(cái)富水平有所下降，低財(cái)富家庭的比重上升，極化程度增強(qiáng)；反之如果高財(cái)富組的系數(shù)為負(fù)，則說明該分位點(diǎn)上的極化程度在下降。進(jìn)一步通過區(qū)分稟賦效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)，可以分析財(cái)富極化的異質(zhì)性影響，理解極化變動(dòng)的實(shí)際原因。稟賦效應(yīng)體現(xiàn)了家庭稟賦的結(jié)構(gòu)性變動(dòng)對(duì)財(cái)富分布的影響，比如城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、家庭結(jié)構(gòu)、人口教育結(jié)構(gòu)等因素；而系數(shù)效應(yīng)體現(xiàn)的是不同稟賦人群之間財(cái)富差距和財(cái)富回報(bào)的變化對(duì)財(cái)富分布的影響，比如城鄉(xiāng)差距、地區(qū)差距、教育回報(bào)等。同樣地，低財(cái)富組系數(shù)為負(fù)表明下層極化在擴(kuò)大，高財(cái)富組的系數(shù)為正表明上層極化在擴(kuò)大。

根據(jù)相對(duì)密度圖和相對(duì)極化指數(shù)的測算結(jié)果，2010—2018年期間，我國家庭財(cái)富的極化程度一直在加強(qiáng)，而2018—2020年期間這一趨勢(shì)得到緩解。因此分兩個(gè)階段來考察2010—2020期間我國家庭財(cái)富不同分位點(diǎn)的結(jié)構(gòu)效應(yīng)，如表3所示。

根據(jù)表3，2010—2018年期間，下層極化效應(yīng)中10—30分位的分位數(shù)差異顯著為負(fù)，表明這部分家庭財(cái)富存在向下的極化趨勢(shì)，而上層極化效應(yīng)中60—90分位的分位數(shù)差異均顯著為正，存在很強(qiáng)的向上極化趨勢(shì)，家庭財(cái)富的兩極分化程度不斷加強(qiáng)。而2018—2020年期間，下層極化效應(yīng)中只有10—20分位的差異顯著為負(fù)，其他分位數(shù)的差異均不顯著，財(cái)富分布變動(dòng)的結(jié)構(gòu)效應(yīng)不大。綜合來講，2018年以后我國家庭財(cái)富的兩極分化趨勢(shì)整體上得到了有效抑制，特別是財(cái)富向上極化的趨勢(shì)得到了緩解，但是也要注意到20分位以下的群體仍然存在向下極化的趨勢(shì)，存在社會(huì)分層和階層分化的風(fēng)險(xiǎn)。

進(jìn)一步對(duì)比稟賦效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)的分解結(jié)果，可以看到兩個(gè)階段的稟賦效應(yīng)相似，而系數(shù)效應(yīng)有較大差別，說明系數(shù)效應(yīng)的改變可能是2018年以后財(cái)富極化減弱的原因所在。2010—2018年和2018—2020年兩個(gè)階段中，稟賦效應(yīng)都普遍抑制了下層極化，系數(shù)效應(yīng)則擴(kuò)大了下層極化。考察期內(nèi)低財(cái)富家庭的稟賦結(jié)構(gòu)得到了一定程度改善，但其財(cái)富增長仍落后于其他群體，導(dǎo)致整體存在向下極化的趨勢(shì)。再觀察50分位以上的上層極化，2010—2018年期間，稟賦效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)都普遍促進(jìn)了上層極化，帶來高財(cái)富群體的持續(xù)固化。而到了2018—2020年期間，高財(cái)富組的系數(shù)效應(yīng)均顯著為負(fù)，對(duì)財(cái)富分布的上層極化體現(xiàn)出抑制作用。可見2018年以后財(cái)富上層極化的緩解主要來源于不同群體間財(cái)富差距的縮小。

由此可見，低財(cái)富家庭的稟賦結(jié)構(gòu)較差，積累財(cái)富的方式和手段有限，抑制下層極化的政策應(yīng)該更多強(qiáng)調(diào)低財(cái)富群體稟賦結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。這與我國多年來堅(jiān)持的精準(zhǔn)扶貧、鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是一致的，通過對(duì)底層家庭的物質(zhì)幫扶和政策支持，從教育、健康、收入等方面全面改善其稟賦特征，增強(qiáng)其財(cái)富積累能力，可以抑制財(cái)富的向下極化。而減弱財(cái)富上層極化的政策不應(yīng)該簡單考慮高財(cái)富群體稟賦特征的降低，應(yīng)該注重對(duì)財(cái)富差距和財(cái)富回報(bào)的適當(dāng)調(diào)節(jié)，高財(cái)富群體占據(jù)大量的社會(huì)資源，擁有更多的投資渠道和資產(chǎn)配置選擇，財(cái)富分布的調(diào)節(jié)應(yīng)該規(guī)范市場中不合理的過高回報(bào)，促進(jìn)各項(xiàng)生產(chǎn)要求公平競爭，如此可以緩解財(cái)富的向上極化。

2.結(jié)構(gòu)變動(dòng)的來源分解

根據(jù)控制變量在不同分位上稟賦效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)的分解結(jié)果，可以進(jìn)一步分析財(cái)富極化變動(dòng)的微觀成因。表4分別以10分位和90分位為代表列出了各控制變量的稟賦效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)。根據(jù)表4的分解結(jié)果，在下層極化的稟賦效應(yīng)方面，2010—2018年期間，家庭收入和戶主教育水平的結(jié)構(gòu)變動(dòng)抑制了下層極化，城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、家庭規(guī)模、婚姻狀況和健康狀況的結(jié)構(gòu)性變動(dòng)則促進(jìn)了下層極化。2018—2020期間城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)變化的效應(yīng)由促進(jìn)轉(zhuǎn)為抑制，高中學(xué)歷人口的增加也有效抑制了下層極化，而家庭規(guī)模和健康狀況的促進(jìn)效應(yīng)不再顯著。

在系數(shù)效應(yīng)方面，2010—2018年期間抑制的因素有城鄉(xiāng)差異、收入差距、婚姻狀況和教育回報(bào)差異，促進(jìn)的因素有地區(qū)差異和性別差異，2018年以后，地區(qū)差異由促進(jìn)轉(zhuǎn)為抑制，但是城鄉(xiāng)差異和教育水平的差異轉(zhuǎn)而促進(jìn)了下層極化。

在上層極化中，2010—2018年期間城鎮(zhèn)家庭比重、家庭收入、家庭規(guī)模、男性占比以及大專以上教育水平人口比例的增加都促進(jìn)了上層極化，2018—2020年期間稟賦效應(yīng)的變化并不大。而系數(shù)效應(yīng)方面，2010—2018年期間財(cái)富的城鄉(xiāng)差距、性別差距以及教育回報(bào)差距都加強(qiáng)了財(cái)富分布的向上極化，2018年以后，各類財(cái)富差距有所縮小，轉(zhuǎn)而抑制了財(cái)富的上層極化，但是財(cái)富水平的地區(qū)差距開始呈現(xiàn)出對(duì)上層極化的增強(qiáng)作用。

綜合來看，2018年之后，雖然整體還存在下層極化，但是城市化發(fā)展中的農(nóng)村人口減少以及人口受教育水平的普遍提高都優(yōu)化了低財(cái)富家庭的稟賦結(jié)構(gòu)，對(duì)下層極化存在抑制效應(yīng)；城鄉(xiāng)差距和教育回報(bào)差距的縮小有效抑制了上層極化。此外，收入的稟賦效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)都顯著為正，稟賦效應(yīng)為正說明考察期內(nèi)家庭收入得到了持續(xù)提高，這種提高減弱了財(cái)富的下層極化，但也加強(qiáng)了上層極化，根據(jù)個(gè)體財(cái)富積累的動(dòng)態(tài)方程［24］，這與低財(cái)富組收入的較快增長和高財(cái)富組較高的儲(chǔ)蓄率有關(guān)。而系數(shù)效應(yīng)為正說明家庭收入對(duì)財(cái)富的影響系數(shù)變大，即收入分布與財(cái)富分布的相關(guān)性有所增強(qiáng)，根據(jù)相關(guān)理論，收入與財(cái)產(chǎn)分布的相關(guān)性越強(qiáng)，儲(chǔ)蓄對(duì)擴(kuò)大財(cái)產(chǎn)不平等的影響會(huì)越大［25］，所以財(cái)富的上層極化趨勢(shì)在收入的作用下有所增強(qiáng)。

3.城鄉(xiāng)內(nèi)部極化因素的分解

我國一直以來存在突出的城鄉(xiāng)分割現(xiàn)象，人口流動(dòng)和城鎮(zhèn)化發(fā)展一定程度上緩解了財(cái)富的極化現(xiàn)象，但城市家庭與農(nóng)村家庭在財(cái)富積累和資產(chǎn)配置上仍然存在較大差異。本文繼續(xù)分析城鄉(xiāng)內(nèi)部的財(cái)富極化成因，表5是分城鄉(xiāng)的分位數(shù)回歸分解結(jié)果。收入在城市和農(nóng)村家庭對(duì)財(cái)富極化存在相似的影響，都是抑制了下層極化而增強(qiáng)了上層的極化，家庭規(guī)模、戶主年齡等因素都對(duì)城鄉(xiāng)財(cái)富極化存在一定的作用，城鄉(xiāng)內(nèi)部極化成因的差異主要體現(xiàn)在教育水平和健康水平兩個(gè)方面。

戶主受教育水平的提高對(duì)城鄉(xiāng)財(cái)富的向下極化均體現(xiàn)出一定的抑制作用，其中城市的作用集中在大專及本科以上組，而農(nóng)村的作用則體現(xiàn)在高中和大專組；教育回報(bào)的提高也緩解了城市財(cái)富的下層極化，但對(duì)農(nóng)村家庭的財(cái)富極化不存在顯著影響。可見農(nóng)村居民整體受教育程度低、教育回報(bào)低，更需要通過加強(qiáng)教育投入、提高教育回報(bào)來抑制財(cái)富的極化。

戶主健康水平在農(nóng)村的財(cái)富極化中作用顯著，自評(píng)健康水平的降低促進(jìn)了財(cái)富的下層極化，系數(shù)效應(yīng)方面健康的財(cái)富回報(bào)也抑制了財(cái)富的向上極化。這一方面說明農(nóng)村人口的健康水平較低，對(duì)家庭收入獲得和財(cái)富積累存在較大影響，另一方面也說明我國農(nóng)村的社會(huì)保障水平較低，醫(yī)療支出對(duì)農(nóng)村家庭來說仍然是沉重的負(fù)擔(dān)，會(huì)影響到家庭財(cái)富的積累。

六、結(jié)論與建議

本文基于CFPS 2010—2020年的調(diào)查數(shù)據(jù)，利用相對(duì)分布法比較不同年份的家庭財(cái)富分布狀況，研究不同分位點(diǎn)的極化變動(dòng)規(guī)律，并通過分位數(shù)回歸的Oaxaca-Blinder分解對(duì)家庭財(cái)富分布變動(dòng)的微觀成因進(jìn)行了分析。

主要結(jié)論包括：①2010—2018年期間，我國家庭財(cái)富分布的兩極分化程度有所加重，尤其是財(cái)富水平低于10分位數(shù)的家庭比重大幅增加，存在嚴(yán)重的向下極化；2018年之后，財(cái)富的極化趨勢(shì)得到緩解，但中等財(cái)富群體仍然面臨階層下滑的風(fēng)險(xiǎn)，存在向下極化的趨勢(shì)。

②考察期內(nèi)稟賦效應(yīng)普遍抑制了下層極化，系數(shù)效應(yīng)則擴(kuò)大了下層極化。低財(cái)富家庭積累財(cái)富的方式和手段有限，難以實(shí)現(xiàn)財(cái)富的有效積累，抑制下層極化的政策應(yīng)該更多強(qiáng)調(diào)低財(cái)富群體稟賦結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。2018年以后財(cái)富沒有繼續(xù)上層極化源于系數(shù)效應(yīng)的抑制作用，減弱財(cái)富上層極化的政策更應(yīng)該注重對(duì)財(cái)富差距和財(cái)富回報(bào)的適當(dāng)調(diào)節(jié)，規(guī)范財(cái)富積累機(jī)制，促進(jìn)財(cái)富分布的合理化。

③從財(cái)富極化微觀成因的分解發(fā)現(xiàn)，城市化發(fā)展中的農(nóng)村人口減少以及人口受教育水平的普遍提高都優(yōu)化了低財(cái)富家庭的稟賦結(jié)構(gòu)，對(duì)下層極化存在抑制效應(yīng)。而在高財(cái)富群體中，城鄉(xiāng)財(cái)富差距和不同教育水平財(cái)富差距的縮小有效抑制了上層極化。此外，考察期內(nèi)收入的提高持續(xù)減弱了下層極化，但也加強(qiáng)了上層的極化。

④從城鄉(xiāng)內(nèi)部財(cái)富極化成因的分解發(fā)現(xiàn)，極化成因的城鄉(xiāng)差異主要體現(xiàn)在教育水平和健康水平兩方面，教育回報(bào)對(duì)財(cái)富極化的作用在農(nóng)村家庭并不顯著，而健康水平則是影響農(nóng)村財(cái)富極化的重要變量。

本文的研究結(jié)論具有重要的政策啟示。首先，我國家庭財(cái)富的下層極化比較嚴(yán)重，極化變動(dòng)更多是從中等水平轉(zhuǎn)向下尾部，所以財(cái)富調(diào)整政策應(yīng)該關(guān)注到中產(chǎn)家庭的脆弱性，促進(jìn)中產(chǎn)階級(jí)的壯大和穩(wěn)固。其次，抑制下層極化的政策應(yīng)該更多強(qiáng)調(diào)低財(cái)富群體稟賦結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，而減弱財(cái)富上層極化的政策更應(yīng)該注重對(duì)財(cái)富差距和財(cái)富回報(bào)的適當(dāng)調(diào)節(jié)。基于此，本文對(duì)抑制財(cái)富極化、優(yōu)化財(cái)富分布提出以下政策建議。

第一，持續(xù)推進(jìn)收入分配制度的優(yōu)化，繼續(xù)堅(jiān)持“提低、擴(kuò)中、限高”的收入分配政策。拓寬低收入居民的增收渠道，擴(kuò)大中等收入群體規(guī)模，努力縮小收入差距，促進(jìn)中低財(cái)富家庭財(cái)富的積累，充分調(diào)節(jié)過高收入，通過規(guī)范收入分配秩序來縮小財(cái)產(chǎn)分配差距。在初次分配過程中提高勞動(dòng)力報(bào)酬的比重，避免收入過度向資本傾斜，防止資本無序擴(kuò)張。完善稅收制度，增強(qiáng)對(duì)資本所得的征稅，遏制財(cái)產(chǎn)性收入的不平等。

第二，深入城市化發(fā)展，優(yōu)化公共支出結(jié)構(gòu)，著力提高低財(cái)富群體的稟賦結(jié)構(gòu)。提高城市化發(fā)展質(zhì)量，促進(jìn)農(nóng)民工融入城市發(fā)展、成為新市民。推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化經(jīng)驗(yàn)，加強(qiáng)農(nóng)民技能培訓(xùn)，培育高素質(zhì)農(nóng)民。統(tǒng)籌城鄉(xiāng)社會(huì)保障制度，加強(qiáng)兜底性民生建設(shè)。推動(dòng)基礎(chǔ)教育階段資源的均等分布，完善高等教育階段的助學(xué)金、助學(xué)貸款制度，保證低財(cái)富家庭的教育機(jī)會(huì)和教育質(zhì)量。

第三，抑制高財(cái)富群體的財(cái)富擴(kuò)張，緩解財(cái)富的上層極化。消除資本市場壟斷，促進(jìn)各類生產(chǎn)要素的公平競爭，使其獲得合理報(bào)酬。完善金融產(chǎn)品體系，拓寬中低收入居民的投資渠道，增加低收入和低財(cái)富家庭的財(cái)富積累途徑。適時(shí)開征遺產(chǎn)稅，增加財(cái)富的代際流動(dòng)性，降低家庭財(cái)富繼承導(dǎo)致的財(cái)富不斷向上聚集以及階層固化的風(fēng)險(xiǎn)。

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The Polarization of Chinese Household Wealth Distribution：

Measurement and Analysis Based on Relative Distribution Method

WANG" Jing1， DONG" Riyu1， GAO" Yanyun2

（1.School of Economic and Management， Taiyuan Normal University， Jinzhong 030619， China；2.School of Statistics， Shanxi University of Finance and Economics， Taiyuan 030006， China）

Abstract：

Based on CFPS data from 2010 to 2020， this paper analyzes the changing trend of household wealth polarization by the recently-extended relative distribution method; meanwhile， it analyzes the internal causes of the change of wealth distribution by the quantile regression and Oaxaca-Blinder decomposition method. The results show that the polarization of household wealth in China has an expanding trend， where the polarization of wealth is mainly from the middle level to the lower end， being a serious polarization of the lower level. The phased analysis found that the polarization of wealth was mainly from 2010 to 2018， where the polarization of wealth significantly weakened after 2018. The analysis of micro causes of wealth polarization shows that the improvement of endowment structure of low wealth groups can effectively suppress the lower polarization， while the alleviation of upper polarization mainly comes from the effect of coefficient effect.

Since 2018， rising household incomes， a declining rural population， and a general increase in the level of education of the population have weakened the downward polarization of wealth， while the rural-urban wealth gap and returns to education have suppressed the upward polarization of wealth. The decomposition within urban and rural areas reveals that the educational returns is not significant in rural households， while health is an important factor of rural wealth polarization. The policy implication of this paper is that wealth adjustment policies should pay attention to the vulnerability of middle-class families， increase wealth accumulation channels for low- and middle-income families， and promote the growth and stability of the middle class. To restrain the downward polarization of wealth， we should emphasize the optimization of endowment structure of low-wealth groups， while reducing upper polarization should focus on regulating wealth disparities and returns.

Keywords：wealth polarization；relative distribution；structural change；factor decomposition

［責(zé)任編輯 武 玉］