当前中国居民收入差距扩大的实证分析与动态研究——基于多元线性回归模型的阐释，本文主要内容关键词为：实证论文,线性论文,中国论文,收入差距论文,模型论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、研究背景
回顾战后60年的历史，难免使人产生沧海桑田的感叹。在头30年里，国际共产主义运动风起云涌，民族解放运动此起彼伏。后30年，原社会主义国家纷纷易帜，大量独立后的新兴国家陷入困境。30年过后，当人们环顾四周时，他们发现自己居住的这个世界贫富差距已经很严重了。这种差距首先表现国与国之间。图1向我们展示了各国不平等程度是如何变化的，从图1中我们可以看到，人均GDP基尼系数在过去30年一路大幅攀升，至今完全没有停缓的迹象。这说明，富国与穷国之间本来已经很大的差距已拉得越来越大。
不仅国与国之间的鸿沟越来越深，很多国家内部的不平等程度也越来越严重。图2给出两组国家的数据，上面一组是发达的OECD国家，下面一组是前苏联和东欧转型国家。在前一组里，除了荷兰和爱尔兰以外，不平等程度都有所扩大，尤其是在墨西哥、美国、英国、以色列、意大利和奥地利。后一组前社会主义国家在转向资本主义以前，不平等程度普遍低于发达资本主义国家。然而，短短几年转型之后，不平等程度急剧扩大，到20世纪90年代后期，这些国家的收入分配基尼系数多数大于0.3，超过了发达资本主义国家。
这一股席卷全球不平等大潮也蔓延到中国。关于中国不平等程度有各种各样的测度。图3依据的是国家统计局城市和农村入户调查数据。我们看到，改革初期，不管是城市内部还是农村内部，收入分配的差异都不大。改革的过程也是城乡内部不平等扩大的过程。到本世纪初，农村的基尼系数已超过0.35，城市的基尼系数也超过了0.3。加上中国特有的巨大城乡差距，全国收入分配的基尼系数已接近0.45。即使考虑到城乡之间生活成本的差异，全国基尼系数距0.4也只是一步之遥。与发达资本主义国家和其他转型国家相比，中国收入不平等扩大的速度呈相对较快的趋势。
从社会发展的角度看，不平等程度有所扩大本身不一定是坏事(Bertola,2000; Bardhan et al,2000)。尤其是在中国这样的转型国家，改革前经济和社会差距很小，不利于调动人们的能动性和积极性。改革初期曾对“平均主义”进行过批判，后来出台的一系列改革措施都着眼于打破“铁饭碗”和“大锅饭”，让一部分人和一部分地区先富起来。因此，改革导致收入和其他方面的差距扩大，恐怕在所难免。可是，居民收入差距的持续扩大带来了一系列的社会经济问题，而如何探讨和评价构成这一现象的基本动因，并预测其基本发展趋势对我国又将具有重要而特殊的意义。
二、文献综述与研究设计
在经典的库兹涅茨(Kuznets)“倒U”假说中，经济发展过程中一国居民收入分配的具体变动趋势主要取决于城乡二元结构的转换，因为与工业化相伴随的城市化进程，发展中国家的收入分配不平等将经历一个“先迅速扩大、尔后是短暂的稳定，然后再逐步缩小的过程”。这一假说得到了Lewis(1954)两部门劳动力转移模型的论证，并经由Fei和Ranis(1964)发展成为严密的逻辑体系，1976年，S.Robinson所得出的经典结论又为这一假说提供了数学推导依据。
当然也存在不同的意见。在Todaro(1965)的城乡劳动转移模型中，农村劳动力供给弹性无穷大的假定受到了一定程度的质疑，结果是城乡预期收入的差异将带来巨大的经济社会问题，并导致一国收入分配的持续恶化。而Anand和Kanbur(1993)和王检贵(2000)等人则分别从指标刻画的有效性以及模型定义域的限制方面对倒U假说的数理基础——“Robinson经典结论”提出了质疑。
总体上看，Kuznets“倒U”假说和StolperSamuelson定理不仅局限于各自的领域，在内部分析框架上未形成统一，而且其自身也受到了越来越多的挑战。Deininger和Squire(1998)的纵向数据(panel data)分析结果更显示：绝大多数国家(49个中的40个或超过样本的80％)的收入分配差距和收入水平的U型或倒U型关系在统计上并不显著，只有5％的显著水平，余下9个样本中的4个数据显示了(收入分配差距与收入水平)U型关系而非库兹涅茨的倒U型关系，而最后只有5个国家——大约样本的10％支持倒U假设。Cline(1975),Saith(1983),Fields(1984),Clarke(1993)等人的实证研究结果也都对“倒U”假说的存在提出了质疑。另一方面，20世纪80年代以来全球性居民收入差距的扩大和以热那亚反全球化示威运动为代表的世界性反全球化运动(anti-globalization)的高涨，又对Stolper-Samuelson定理所宣扬的要素价格均等化过程提出了挑战。
传统分析框架的不完善推动了我国学者从更多的角度来探究居民收入分配的总体变动趋势问题。自20世纪90年代中期以来，特别是地区差距，引起了学者们的广泛关注(Tsui,1991; Tsui,1993a; Tsui,1993b; World Bank,1995; 胡鞍钢、王绍光、康晓光，1995；林毅夫、蔡昉、李周，1998；王绍光、胡鞍钢，1999；王梦奎、李善同，2000；蔡昉、都阳，2000；林毅夫、刘培林，2003；王小鲁、樊纲，2004；胡联合、胡鞍钢、徐绍刚，2005)。近年来，城乡差距也引起了研究者极大的注意(国家统计局农调总队课题组，1994；Xue,1997; Lu,2002; Shi,2002; Shi,Sicular,Zhao,2002)。而针对原有分析框架的缺陷，众多学者提出了富有开创性的理论体系和观点：
林毅夫、蔡昉、李周(1998)认为，一个国家或地区收入分配的变化，决定于该国在全球竞争压力下所选择的经济发展战略和所实行的社会政策。对于发展中国家，如果能推行基于劳动力比较优势的发展战略，并坚持实行关注收入分配的社会政策，就可以避免倒U字型结果。而如果政府实施以赶超为目的的产业政策，保护少数资本密集型的产业，则由于缺少市场竞争，被保护产业的工人收入水平将明显高于其他行业，而政府对生产剩余的行政控制又使大量劳动力密集型的产业因投入不足而发展缓慢，结果造成严重的显性或隐性失业，再加上政府为维系赶超战略以及防止社会性危机所采取的更具歧视性的社会政策，例如限制人口流动的户籍管理制度，一国收入分配状况的恶化将难以避免。
陈宗胜(1994)对收入分配差距的倒U曲线进行了数学论证，并提出了基于经济发展和体制变革与创新的“阶梯形”倒U曲线。陈宗胜认为，经济发展过程中一国居民收入差距的变动总体上必然呈现为倒U特征，而倒U曲线的具体位置则取决于特定的经济体制。在转轨国家，因为体制改革是跳跃式的向市场经济趋近，因此其收入分配曲线将呈阶梯型不断提高，最终在市场经济所决定的倒U曲线位置达到稳态，但对这一变动的具体原因，他本人并没有给予更深刻的说明。
李实(1998；1999)则认为我国居民收入差距的持续扩大主要是制度转型所造成的，城乡二元结构的变动并没有推动居民收入差距“倒U”变动的效果；马宇文(2002)将我国居民收入差距的扩大归结为市场机制的不健全，并提出分配过程的公正是缩小我国居民收入差距的基本前提；郭熙保(2002)则认为，我国居民收入差距的扩大主要来源于经济发展的不平衡，并认为随着经济发展，我国的居民收入差距将呈现“倒U”变动趋势；杨俊、张宗益(2003)则通过实证研究提出，经济发展不是决定收入分配变动的主要因素，也并不存在自发的“倒U”型过程，只有人力资本积累才具有缩小居民收入差距的明显促进作用。
实证研究方面，国内学者还依据城乡二元结构转换对影响我国总体居民收入差距变动的因素进行了分解。Tsui(1993b)利用县一级数据，把地区差距分解为省内差异、省际差异、农村内部差异、城市内部差异和城乡差距，并得出城乡差距对地区间产值差异的影响十分显著的结论；林毅夫等(1998)再次采用Theil Entropy分解法考察了农村内部、城镇内部和城乡之间的人均收入差距及其对总体地区收入差距变化所起的作用，结果发现，城乡间差距对总体差距的影响最大，始终保持在一半左右，农村和城镇内部差距的作用则占另外一半。
而中国社科院经济研究所根据泰尔指数所进行的居民收入差距分解结果表明，1988年全国居民收入差距的40％左右来自于城乡间的收入差距(李实，1998)。到1995年，虽然城乡之间收入差距占全国收入差距的比重有所下降，但仍然占到全国收入差距的1/3左右，同期城乡之间收入差距的增量大约占全国收入差距增量的16.5％(李实，1999)。而到2002年，城乡收入差距大概可以解释全国收入差距的40％，又基本回复到了20世纪80年代末的水平，说明我国的城乡收入差距并未出现根本性的逆转，仍然处于高水平循环状态。另外，社科院的研究结论还得出改革开放以来，我国城镇居民收入差距先缓慢上升，90年代后急剧上升(李实，1998；1999)。而农村内部居民收入差距持续缓慢上升，并在90年代以来有所放慢的基本结论。
总体上看，居民收入分配差别涉及经济社会生活的方方面面。说收入分配是社会经济关系中最复杂的领域并不为过(陈宗胜，2000)。因为居民收入分配既是社会经济的出发点，又是其落脚点，的确与社会经济关系中的各个层面都有联系，或者说社会经济的许多方面都直接和间接地影响着居民收入分配差别。这种情况要求研究者必须深入到经济生活的各个侧面进行全面研究，才能避免片面，得出比较确切的结论。从研究范围来看，学术界主要讨论了全国范围、城乡内部，以及城乡之间和地区之间的差别；从影响要素来看，学术界讨论了改革与发展的各主要要素，如讨论了非国有经济、乡村非农产业、税收政策、人力资本、劳动力流动及性别等对收入差别的影响。但大部分是用数学模型的研究方法对各种系数进行分解，从而发现收入差距的具体构成情况。但是，我们发现研究者通过这种方法计算的数字有很多矛盾的地方，有些还是同一个课题组做的。并且，对于很多影响变量的解释也很不到位，甚至是含混不清的，例如第三产业的贡献与第三产业劳动力的转移对收入差距的影响方面。另一方面，现有研究大多基于经济发展与收入分配间长期一致性关系的静态或比较静态假定，而对经济发展与收入分配变动趋势间的动态性质缺乏足够的重视。有鉴于此，本文力图在借鉴已有研究成果的基础上，试图增加部分社会发展视野里的变量，将经济发展的自变量和社会发展的自变量对收入分配变动趋势的影响综合于一个统一性的动态分析框架内，并探求城乡转换和经济开放双重约束下我国居民收入分配的基本变动趋势和内在动因。
三、研究策略、变量设计与模型
中国经济正处在转型过程之中。经济转型并不仅仅意味着经济体制的转变，即从计划经济向市场经济的转变，且意味着经济结构的转变，即从传统农业为主的农村经济向现代工业和服务业为主的城市经济的转变。中国经济制度的复杂性和经济发展程度的落后性使得“两个转变过程”不可能在短期内完成。转变中的经济远比一个定型的经济更为复杂，充满了更多的不确定性。本研究的变量选择也是基于此背景而进行选择的。
(一)研究框架和方法
按照国际上的研究规范，本研究将对1978～2003年中国居民收入分配的状况及其变化进行实证分析。其分析的目的是要回答这样一些问题：中国收入差距的变动趋势如何？中国收入差距及其变化主要来自于哪些方面？如何理解和区分这些影响要素？等等。为了回答这些问题，分析技术和分析方法是至关重要的。回答这些问题涉及对中国收入差距的测度问题。在现有收入分配研究文献中不难发现许多收入差距的测度指数，本研究集中使用了三种指数，它们分别是基尼系数、城乡居民收入比和泰尔系数(见表1)。
表1 收入差距状况指标体系研究构成
类别 一级指标
二级指标
全国居民收入差距 基尼系数
收入差距状况城乡居民收入差距 城乡收入比
东部、中部、西部地区收入差距 泰尔系数
在模型分析时，选择基尼系数是考虑了这项测度指数具有优于其他一些指数的性质。在对城乡居民收入差距进行测度时，我们选择了城乡居民收入比指数，从而可以通过对其进行回归以明确是哪些因素影响了城乡居民的收入分配，试图发现收入差距扩大究竟是怎样发生在两大组别。利用基尼系数是它所具有的总收入差距在不同分项收入差距之间的可分解性①。而利用泰尔指数可以将全国的收入差距分解为地区内的收入差距和地区之间的收入差距②。
然而，上述利用基尼系数、城乡收入比指数和泰尔指数所进行的分解分析对于我们理解收入差距的本身及其变化尽管非常重要，但是它并不能为我们提供收入差距之外的原因解释。对收入差距变动的原因解释只能从整个社会经济的发展与变迁过程中寻找答案。可是，当我们从这一点出发来解释收入差距的变动时，会发现许多分析上的难题。影响收入差距变动的因素是多方面的，我们的分析很难涵盖所有可能的影响因素。虽然我们可以写出收入分配这一被解释变量(I)与其他解释变量之间的一般性的函数关系，I=f(X)，其中X是解释变量的向量，但是仍难以确定X所包含的具体解释变量及其与被解释变量(I)之间的具体函数关系。但是，这并不能阻遏我们对影响收入差距变动因素的探讨。我们能够做的是尽可能对上述收入差距的一般性函数进行具体化的处理，也就是根据《中国统计年鉴》上可以通过计算获得的数据，遴选为影响收入差距的12个因素。通过这些因素，我们通过多元线性回归找出影响全国居民收入差距、城乡差距和地区差距的强相关因素给予研究。即使如此，在本研究中，对一些解释因素的忽视以及对一些解释因素的过分重视仍是不可避免的。我们试图寻找已有研究没有尝试过但可能有较大影响的因素，另一方面，我们也在试图将已有研究较为成熟的变量设计进来。
(二)资料来源和数据
本研究的自变量数据主要来自《中国统计年鉴1995～2004》和《中国人民大学中国经济发展研究报告2005》，及其胡联合等授权提供的因变量数据(胡联合、胡鞍钢、徐绍刚，2005)。
1.自变量。本研究自变量主要包括失业率、全国居民消费价格总指数、第一产业贡献率(第一产业增加值占GDP增加值的比重)、第二产业贡献率、第三产业贡献率、第一产业就业人数占全社会劳动力人数的比重、第二产业就业人数占全社会劳动力人数的比重、第三产业就业人数占全社会劳动力人数的比重、职工平均工资增长率、农村救济费用占财政支出的比重以及行业收入比[(制造业+电力、煤气及水的生产和供应业+建筑业+地质勘查业水利管理业+交通运输仓储和邮电通信业)/(农、林、牧、渔业+采掘业)]。其中大部分变量数据是我们直接根据年鉴数据计算而得。
表2 变量描述
N
最小值
最大值
平均值
标准差
失业率 15
1.8000
5.3000
2.657133
1.0362837
居民消费价格总指数对数
16
1.9939
2.0938
2.026911
0.0312712
第一产业贡献率
14
4.0000
41.9000
9.521429
9.4663110
第二产业贡献率
14 41.0000
70.5000
62.992857
7.3819389
第三产业贡献率
14 17.1000
37.4000
27.550000
5.2659647
第一产业就业人数占全国劳
动力人数的比重 26 48.0000
98.7000
58.903846 10.7580846
第二产业就业人数占全国劳
动力人数的比重 26 17.0000
23.4000
20.953846
1.9005748
第三产业就业人数占全国劳
动力人数的比重
26 12.0000
28.7000
20.061538
5.5383085
职工平均工资增长率25
1.3100
34.6200
13.139200
7.2395418
行业收入比
17 448.5000
644.2000 545.635294 66.6509934
开放程度18
9.8000
60.1000
34.738889 12.1023157
农村救济费占财政支出总额
18
0.200.80
0.4667
0.15339
2.因变量。本研究的因变量主要包括1978～2003年的基尼系数、城乡收入比和东、中、西三大地区泰尔系数。分别用基尼系数、城乡收入比、泰尔系数来测量全国居民收入差距、城乡收入差距和东、中、西部三大地区的差距(见图4、图5及图6)。
四、实证分析与研究发现
1978年改革开放以来，鼓励一部分人和一部分地区先富起来的政策给经济发展注入了空前的活力，我国经济持续增长，国内生产总值(GDP)从1978年的3588亿元增长到2003年的116694亿元，人们生活水平明显提高(汝信、陆学艺、李培林，2003)。可收入差距却不断扩大，本部分拟从上面的数据回归分析中找到一些可以解释的答案。
影响全国居民收入分配格局变化的因素很多，既有经济因素，也有体制因素，既有直接因素，也有间接因素。这些因素对收入分配格局变化产生影响的方式和程度都不相同。有些需要进行定性分析，因为有些因素因资料所限难以进行定量描述，比如不同行业职工工资收入的差异，各类非法收入的数量及分布等。因此我们只能根据所能得到的资料建立回归模型对收入分配格局进行定量分析。
(一)全国居民收入差距扩大的实证分析与研究
我们在这里以基尼系数作为被解释变量，考虑到数据的连续性与一致性，我们选取1978～2003年基尼系数数据作为回归方程的因变量。为了找出对基尼系数变化最有影响的因素，我们采取向前回归(forward)的方法筛选变量。最后从最初12个变量中筛选出4个比较重要的解释变量(见表3、表4和表5)。第三产业就业人数占全国劳动力人数的比重X[，1]、开放程度X[，2]、第三产业贡献率X[，3]和居民消费价格总指数对数X[，4]。我们以相关年份的《中国统计年鉴》作为基本数据来源，由于篇幅所限，这里略去每项指标的详细数据。
表3 模型整体情况
判定系数R 决定系数R[2] 调整后的R[2] 估计标准误差
0.9970.994 0.989
0.0038613
注：预测值为常数、第三产业就业人数占全国劳动力人数的比重、开放程度、第三产业贡献率和居民消费价格总指数对数。
表4 方差分析
方差和 自由度 均方差 F检验值 显著水平
回归 0.014
4
0.003
233.230
0.000
残差 0.000
6
0.000
总和 0.014
10
注：预测值为常数、第三产业就业人数占全国劳动力人数的比重、开放程度、第三产业贡献率和居民消费价格总指数对数。
表5 系数
非标准化系数
标准化系数
B
标准误
Beta
T检验值 显著水平
常数 0.321
0.116 2.769
0.032
第三产业就业人数占全国
劳动力人数的比重0.020
0.001
1.234
17.693
0.000
开放程度
-0.001
0.000
-0.136
-2.001
0.092
第三产业贡献率 -0.002
0.000
-0.272
-4.787
0.003
居民消费价格总指数对数 -0.133
0.053
-0.118
-2.498
0.047
注：因变量是全国居民收入基尼系数。
利用SPSS软件11.5得到如下多元线性回归模型：
Y[，G]=0.321+0.020X[，1]-0.001X[，2]-0.02X[，3]-0.133X[，4]
该回归方程整体的P检验值为0，多元回归模型通过检验。基尼系数与四个解释变量的标准相关系数依次为：1.234、-0.136、-0.272和-0.118，第三产业就业人数占全国劳动力人数的比重在对基尼系数的变化中起着最为重要的作用，其他3个变量的影响效果基本保持平衡。由上面的整体检验可知，自变量与因变量的整体相关度为0.997，并且这4个自变量可以解释99.4％的因变量即居民收入的基尼系数。
在最后进入模型的4个变量中与基尼系数相关关系最强的是居民消费价格总指数，两者的相关系数是-0.133，即居民消费价格总指数对数X[，4]每提高一个百分点，基尼系数将会减少0.133％。居民消费价格总指数的提高就意味着居民可支配收入的提高，这说明居民获得财富能力的分布越均匀，从而使得收入差距不断缩小，降低基尼系数。当前我国关于这方面最大的政策举措就是扩大中等收入者比重，遏制社会两极分化。
而与基尼系数相关关系最为显著的第三产业就业人数占全国劳动力人数的比重X[，1]，相关系数为0.20。这一研究发现好像太不寻常了，因为这与学者们呼吁的“增加第三产业就业人数，扩大中产阶级比重，减少贫富差距”观点相去甚远。我们认为，特别是当前的经济转型期，还有一批人在第三产业利用权钱交易、贪污腐败、各种垄断、内部人控制、寻租活动或者设租活动等因素暴富起来。如果说20世纪80年代后期盛行的“寻租”活动是利用价格双轨制来谋取利益的话，那么其90年代后期以土地批租和住房改革为代表的“设租”活动则是通过设置价差来谋取利益了。相当一批第三产业国有中小企业高管借着国有资产从这些行业退出之际，利用职务便利先把企业做亏损压低国有资产评估价格，再以极其低廉的价格购买控股。改制后的企业只是翻了个牌，债务不但没了，马上大幅赢利，这些人借着企业改制之机狂分国有资产。这些都构成了居民收入分配基尼系数上升的重要决定机制。但我们认为这是暂时性的，通过市场机制的完善，而这一变量才是降低基尼系数的关键因素，因为它的系数弹性太大了。
第三产业贡献率X[，3]与基尼系数的相关系数为-0.002，即第三产业贡献率X[，3]每增加一个百分比，其基尼系数就会下降0.2％。这与理论非常相符。第三产业具有行业多、范围广、就业容量大的特点。它可以用较少的资金安排较多的劳动力就业。劳动力的转移不仅可以减少贫困发生率，还可以创造大量的社会财富，增加居民收入水平。
(二)城乡居民收入相对差距扩大的实证分析与研究
城乡结构的变化不仅仅表明城乡居民在人口关系比例上的调整变化，更重要的是它反映了社会在一定发展阶段的社会经济发展水平。在当代中国，虽然城乡之间的封闭被打破，城乡的社会流动渠道得以拓展，调节城乡结构的行政机制的作用也有所削弱，但城乡居民在职业差别、收入差别以及居住地域上的差别并没有发生根本的改变。那么，影响城乡居民收入差距的主要社会因素是哪些呢？通过回归，我们发现主要是失业率与第三产业就业人数占全国劳动力人数的比重两个变量(见表6、表7和表8)。
表6 模型整体情况
判定系数R 决定系数R[2] 调整后的R[2] 估计标准误差
0.9470.897 0.871 8.006
注：预测值为常数、失业率、第三产业就业人数占全国劳动力人数的比重。
表7 方差分析
方差和
自由度 均方差
F检验值 显著水平
回归 4441.829
2
2220.915
34.653
0.000
残差 512.716
8
64.090
总和 4954.545
10
注：预测值为常数、失业率、第三产业就业人数占全国劳动力人数的比重。
表8 系数
非标准化系数
标准化系数 T检验值 显著水平
B
标准误
Beta
常数28.178 35.930 0.784
0.455
失业率
25.988
3.329
1.425
7.807
0.000
第三产业就业人数占全
国劳动力人数的比重
7.475
1.737
0.785
4.304
0.003
注：因变量是城乡居民收入之比。
我们在这里以城乡收入比作为被解释变量，考虑到数据的连续性与一致性，我们选取1978～2003年城乡收入比数据作为回归方程的因变量。最后通过回归提取最为显著的变量，失业率和第三产业就业人数占全国劳动力人数的比重进入模型。
利用SPSS统计软件11.5得到如下多元线性回归模型：
Y[，CX]=28.178+25.988X[，1]+7.475X[，2]
该回归方程整体的P检验值为0，多元回归模型通过检验。城乡收入比与两个解释变量的标准相关系数依次为：1.425和0.785，失业率对城乡收入比的影响不仅是最为显著的，而且是强度较大的。由上面的整体检验可知，自变量与因变量的整体相关度为0.947，并且这两个自变量可以解释89.7％的因变量即居民收入的城乡收入比。
在最后进入模型的两个变量中与城乡收入比相关关系最强的是失业率，两者的比例系数是25.988，即失业率每提高一个百分点，城乡收入比将会增加25.988个百分点。这一研究发现，主要是两个方面的原因：第一，乡镇企业的发展进入调整阶段，导致农民来自乡镇企业的工资性收入减少。乡镇企业的快速发展曾一度是农民增收的重要来源，随着国有企业的优化升级，乡镇企业也在20世纪90年代中后期进入了结构调整阶段，发展明显放缓，遇到许多新困难。一些企业效率下降，一些企业关闭破产，其直接影响是吸纳农村剩余劳动力的能力大为减弱，对农民增收的贡献明显下降。大家知道，在农民的收入构成中，工资性收入对农民收入增长的贡献率达到80％左右。这样，企业破产及不景气所造成的吸纳农村剩余劳动力的下降是促成城乡收入比扩大的最为核心原因。第二，随着近些年来国有企业战略性调整步伐的加快，国有企业重组改制的推进，国有企业下岗分流人员明显增加，城镇失业人员增多，城市贫困群体扩大。由于城市和农村的经济发展互动是互为促动的，一般而言，城市经济的萎靡对农产品价格的影响和农民可支配收入的增加会带来很大的负面效应，而且其农村增收的速度要远远小于城镇居民的增收速度。再加上传统二元体制结构的制约，城市失业率的上升无疑又使农村增收蒙上一层阴影，从而扩大城乡收入比。
由方程模型可知，第三产业就业人数占全国劳动力人数的比重每增加一个百分点，城乡收入比将会增加7.475个百分点。并且这一影响变量特别显著，但结果又出乎意料，居然是正的强相关，难道大力增加第三产业就业人数的政策失灵？如果冷静思考，就会发现第三产业就业人数的增加对加大城乡收入比会是经济转型过程中的一个特殊现象，并且有其深层原因。改革开放以来，农村人口的流动性和流动规模大力增加，但由于城市用工制度与户口挂钩，使农民进城就业遇到种种障碍，特别是第三产业。另据我们的研究发现(周运清、王培刚，2002)，进城农民大部分从事的仍是城市中的第一和第二产业。当然，这与人力资本和职业获得有着很强的关系。当前的信息业、高新技术产业等第三产业迅猛发展，而且工资待遇十分优厚，这让以偏重于体力及勤劳、吃苦、城市等品质为特征的进程农民望而兴叹。所以说，第三产业就业人数的增加一般就意味着城镇就业人口的增加和收入的提高，从而导致城乡收入比的不断增加。我们认为，这是在经济转型过程中的一个暂时现象，这和库兹涅茨的倒U型理论也是如出一辙的。随着农村劳动力的大量进城及其受教育程度的提高，城乡之间的差距会逐渐下降，即对总体居民分配差距的贡献率大幅降低。
(三)东部、中部和西部三大地区差距扩大的实证分析与研究
中国是一个地域广阔的国家，在生产因素缺乏流动的状况下，地区之间的收入差距也就不可避免。因此，改革开放以来的中国经济增长，各个地区是从不同的起点上起步的。大多数研究发现，改革以来区域经济发展差距不仅继续存在，而且呈现扩大的趋势(林毅夫等，1998；王绍光等，1999)。其中的影响要素主要有两个(详见表9、表10和表11)。
表9 模型整体情况
判定系数R 决定系数R[2] 调整后的R[2] 估计标准误差
0.9280.86 0.8250.00203
注：预测值为常数、行业收入比和居民消费价格总指数对数。
表10 方差分析(b)
方差和 自由度 均方差 F检验值 显著水平
回归
0
2
0
24.629 0.000(a)
残差
0
8
0
总和
0
10
注：(1)预测值为常数、行业收入比和居民消费价格总指数对数。(2)因变量为三大地区泰尔系数。
表11 系数
非标准化系数
标准化系数
T检验值 显著水平
B
标准误
Beta
常数0.147
0.046 3.195
0.013
行业收入比 5.88E-05 0.000
0.6214.323
0.003
居民消费价格
总指数对数
-0.071
0.021
-0.487
-3.387
0.010
注：因变量是三大地区泰尔系数。
我们在这里以泰尔系数作为被解释变量，考虑到数据的连续性与一致性，我们选取1978～2003年泰尔系数数据作为回归方程的因变量。其自变量也是上述的12个指标。最后通过回归提取最为显著的变量，行业收入比和居民消费价格总指数两个变量进入模型。
利用SPSS统计软件11.5得到如下多元线性回归模型：
Y[，T]=0.147+5.876E-05X[，1]-0.071X[，2]
该回归方程整体的P检验值为0，多元回归模型通过检验。泰尔系数与两个解释变量的标准相关系数依次为：0.621和-0.487，居民消费价格总指数对泰尔系数的影响强度较大，由上面的整体检验可知，自变量与因变量的整体相关度为0.928，并且这两个自变量可以解释86％的因变量即泰尔系数。
在最后进入模型的两个变量中与泰尔系数相关关系最显著的是行业收入比，两者的相关系数是5.876E-05，即行业收入比每提高一个百分点，泰尔系数将会增加0.005876个百分点。由此可见，产业结构因素对地区收入差距产生着重要影响。在城市中，西部地区主要是一些能源、基础材料等资源性行业，工业的技术含量不高，产品的附加价值大多较低。随着我国经济发展水平的提高，经济结构和产业结构的调整，很多行业逐步走向衰落，加上西部不少地区资金与人才匮乏，产业升级难度很大，于是，企业经济效益便处于不断滑坡状态，从业人员的收入水平相应受到影响。同时，企业的不景气又引发了企业裁员，使得这些地区就业形势严重，这样，又会影响到一部分居民的实际收入。东部地区在传统经济结构的基础上，利用改革开放的有利机会，早一步开始了产业结构的调整，优先发展金融、贸易、信息、通讯等高附加值的产业，这样，就进一步拉大了与西部地区的收入差距。而在农村，西部地区农村居民的主要收入来源是种植业和养殖业，其收入水平较低，而东部地区，利用发达的乡镇企业，为农村居民提供了较高的收入。这对东西地区农村居民收入分配也带来了不均等的影响。
模型中的“居民消费价格总指数对数”变量和泰尔系数呈负相关关系，相关系数为-0.071，表明居民消费价格总指数的对数每增加一个百分点，泰尔系数将会减少0.071％。这是经济政策因素在发挥效用的缘故。居民消费价格总指数的上升就意味着居民可支配收入的提高，而其终结性道理在于经济发展的拉动。1978年以后，我国实行了改革开放的政策，改变了过去以牺牲经济效率为代价追求区域经济均衡发展的做法，将效率原则和效益原则放在优先地位进行考虑。与此同时，国际上盛行的梯度发展理论被引入我国，并在实践中产生了实质性的影响。随着经济的发展，推进的速度加快，也就可以逐步缩小地区间的差距，实现经济分布的相对均衡和收入分配的相对均衡。
五、结论与思考
本文利用1978～2003年之间20多年的12个经济因素和社会因素分别对基尼系数、城乡收入比指数和泰尔系数进行多元线性回归分析，并遴选出其中最显著的要素变量进行分析。有的指标是常理之中的预测，还有些是出乎意料的，并需要深层的思考才能理解其中的影响机理所在。但无论如何，我们都要针对影响不同差距方面的因素进行合理调整，并结合国家的方针政策，合理分析，辩证施治。以上的数据分析都是以客观为基础的考察探讨，但其主观方面对社会的稳定和发展也很重要。
良好的社会心理环境是体制改革的必要前提和重要保证。一个社会是否发生动荡，不仅有客观因素，而且有主观心理因素，后者往往具有缓冲作用，只是因民族心理、民族文化的不同而作用程度不同。中国人的确具有强烈的平等意识，但也有高度的安定意识和忍耐性，这一点在“不患贫而患不安”中就有所体现。自古以来，中国人就将社会安定视为最大的国家利益，将生活安定看作最大的个人利益。因此，中国人对贫富分化的心理承受力与其他民族相比是一个较大值的保险系数，对社会发生动荡的缓冲作用较强。另外，国民的独立自主意识还不甚强烈，采取社会行动反对收入分配不公的可能性不大，这就为国家进一步推进改革开放，加大发展力度提供了回旋的空间，为国家制定积极政策，缓解贫富差距日益悬殊的问题保留了余地(周长城，2003)。
然而，这并不是说我国的收入分配不均、贫富分化的状况不甚严重，政府对此问题可以慢慢解决。事实上，2000年我国基尼系数已达0.46，这两年又继续扩大(李培林，2003)。客观上表明了我国严峻的分配不公的形势。对于其消极作用和负面影响我们应清醒地加以认识，万不可麻痹大意、掉以轻心。而当前政府对收入差距扩大的现实最有作为的就是做好居民的收入分配工作，避免差距进一步拉大，维护社会的和谐与稳定。
收入分配实际上是由两部分构成：初次分配和再分配。初次分配是依据人们的“生产要素投入”进行的，包括劳动的收益——工资、土地的收益——地租、资本的收益——利息或红利等等。在市场经济条件下，当生产资料不再由国家垄断后，初次分配不可能是平等的。在初次分配问题上，政府并不是无所作为的。通过必要的制度安排，将初次分配的不平等程度限制在一定范围内，是完全可以做到的。
政府更重要的作用是通过税收和支出对社会收入进行再分配。再分配可以分为四类(胡鞍钢、王绍光、周建明，2003：275～311)：(1)援助性(济贫性、救济性)再分配，主要是对特殊困难群体，如老弱病残者的社会援助。(2)补偿性再分配，如对工伤的补偿，在开放条件下对农产品的补贴等。(3)保险性再分配，如由国家立法规定的、旨在增加收入安全的社会保险(包括疾病，伤残，失业，丧偶，养老)。(4)公正性再分配，这是指从公平出发，以公民权为基础的再分配。其目的是为所有公民提供体面生活的保障，包括收入和服务(教育、就业、医疗和住房等)。
我国目前的再分配机制问题很多。首先，救济性再分配力度太小。我国农村还有3000多万人不能解决温饱问题；已经脱贫的人状态也不稳定，很容易返贫。随着城市下岗失业问题的恶化，城市贫困问题也变得相当紧迫(尹世洪，1998)。目前，我们的政策把建立以社会保险为核心的社会保障制度放在优先位置，在一定程度上忽略了对最困难社会群体进行救助和提供服务(常宗虎，2001)。其次，补偿性再分配机制不健全。按照实行多年的《企业职工工伤保险实行办法》的规定，享受工伤保险的条件是“属于工伤保险制度适用的企业，而且用人单位已为劳动者投保”。这也就是说，相当多的企业并不适用这个制度。直到2004年开始适用《工伤保险条例》后，工伤保险的范围才扩大到所有企业。另外，在很多国家，享受工伤保险已不再追究过失责任；而我国工伤保险仍然没有无过错条款，确定工伤还要经过复杂的程序。因此，有大量因工伤丧失劳动能力的农民工得不到起码的赔偿。第三，保险性再分配的覆盖面小。如表12所示，到2003年，城镇职工参加基本养老保险、基本医疗保险和失业保险的人数分别为11646万人、10902万人和10373万人，还有相当数量的职工没有包括进来。此外，社会保险资金的筹集才刚刚完成了从县市级统筹向省级统筹过渡，暂时还没有计划过渡到全国统筹。由于各地劳动力年龄结构不同，相当多的省市陷入了支付危机(胡鞍钢，2001)。从再分配的角度看，我国社会保障制度的再分配性不强，因为它采取了社会统筹与个人账户相结合的模式，且以个人账户为主。这是资金积累式的保障，其中虽然有政府的中介作用，但很少涉及收入再分配和政府转移支付。
表12 社会救助与社会保障基本情况(万人)
1994
1995
1996 1997 1998
1999
2000
2001
2002
2003
城镇居民最低生活保障人数 85
88
184
257
403
1171
2065
2247
农村居民最低生活保障人数 266
300
305
408
367
国家抚恤补助优抚对象人数 443
446
447
448
447
445
442
451
459
465
参加基本养老保险职工人数 7298.7 7338
8758 8671 8476
9502 10448 10802 11129 11646
参加基本养老保险离退休退职人数 1772.3 1882
2358 2533 2727
2984
3170
3381
3608
3860
参与失业保险人数 9500
9500
9500 7928
9852 10408 10355 10182 10373
参加基本医疗保险人数
1878
2065
3787
7286
9401 10902
农村社会养老保险投保人数 3477
5143
6594 7035 8025
6461
6172
5995
5462
5428
资料来源：《中国统计摘要2004》，中国统计出版社，第187页。
至于公正性的再分配，还基本上是个空白。由于再分配机制不健全，因此初次分配中不平等日益扩大的势头得不到有效遏制。特别需要指出的是，中国城乡分割的二元结构也体现在再分配机制上。无论是救济性再分配、补偿性再分配、还是保险性再分配，着眼点都放在城镇居民身上，基本上忽略了农村居民。后者还没有被视为与前者在权益上完全平等的公民。遇到困难，农村居民主要还是依靠家庭解决。其结果是农村基本保障工作薄弱，农村养老、医疗和贫困人口救济问题突出。由于没有正式城市居民户口，进城务工的原农村人口成了再分配制度的死角。尽管这些流动人口的总数高达1亿以上，他们面临的种种问题，如子女入学、看病求医、贫困等却得不到应有的重视。
为了实现长治久安，中国必须建立一套行之有效的再分配机制。这套再分配机制至少应该救助最困难的社会群体、补偿那些利益受到损害的人。除此之外，它还应为大多数人提供收入保障，使之不会因失业、患病、年迈而陷入贫困。
对于私有财产的分配，必须适用诺齐克的矫正原则。以合法方式获取的私人财产，无论是生活资料还是生产资料都应受到法律的保护。这一点，已在新修订的《宪法》中得到体现。然而，对那些用违法方式(如在企业改制和土地拆迁过程中巧取豪夺等)获得的财产必须物归原主，原来是国有资产必须归还给国家，原来是集体资产必须归还给集体，原来是其他人的私有财产必须归还给他人，绝不能用“原罪可赎”的借口加入宽恕，否则不仅不公正，也不利于稳定经济秩序。
注释：
①总收入的基尼系数(G)与其各个分项收入的关系可以写成：G=∑(Ui×Ci)，其中Ui和Ci分别是第i项收入在总收入中所占的份额和集中率。这里集中率的计算公式与基尼系数基本相同，所不同的是某项收入的集中率是根据总收入的排序，而不是该项收入的排序计算的。
②如果这样来考虑我们的研究对象，全国是由城镇和农村两大区域组成，城镇和农村又分别由不同省份组成，那么我们可以利用泰尔指数表示为：I[，n]=I[，u]+I[，r]+I[，b]=(I[，u1]+I[，u2]+……+I[，un])+(I[，r1]+I[，r2]+……+I[，m])+I[，b]+I[，ub]+I[，rb]。其中，I[，n]是全国的收入差距，I[，u]是城镇内部的收入差距，I[，r]是农村内部的收入差距，I[，b]是城乡之间的收入差距；(I[，u1]+I[，u2]……+I[，un])是城镇内部各个省份内部的收入差距，(I[，r1]+I[，r2]+……+I[，m])是农村内部各个省份内部的收入差距，I[，ub]是城镇内部省份之间的收入差距，I[，rb]是农村内部省份之间的收入差距。如果换一种考虑，全国人口是由男女两种性别人口组成的，在同一种性别中又是由不同年龄组人口组成的，那么我们可以利用泰尔指数进行同样的分解分析。通过这种分解分析，我们可以发现收入差距的构成情况，发现各个分解项的收入差距对全国收入差距的解释程度。
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