居民收入分配规范函数及其福利评价——模型及实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,函数论文,收入分配论文,福利论文,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。
中图分类号：F124.7；F224.0 文献标识码：A 文章编号：1001-9952(2006)08-0017-11
一、现状判断及研究思路
居民贫富差距已经成为我国当今社会关注的焦点，学者们对居民收入分配差异的关注主要来自两个层面：一是微观层面，即进行个体福利之间的对比；二是宏观层面，即是否认为居民收入差距是市场经济发展的必然结果。其研究历程主要分为两个阶段：20世纪80年代到90年代初期为初步阶段，其中最具代表性的是基于S.Kuznets曲线的“公有制经济收入差异倒U曲线”假说的验证(陈宗胜，1991)[1]，从而开始了国内关于收入不平等问题的广泛研究。早期的研究侧重于对国外理论的引入性阐释，主要结合体制改革，宏观方面的分析较多，但对居民收入差距的原因未能深入分析。居民收入理论的发展阶段是90年代初至今，随着居民收入差距的拉大，人们开始意识到收入差距问题的严重性，并作了大量研究，如李实(1999)[2] 认为中国经济转型后收入不平等问题日渐凸现，并在改革的不同阶段表现出不同的特征；中外学者组成的“中国居民收入分配课题组”在两次对居民住户进行抽样调查的基础上(赵人伟等，2004)[3]，采用统计分析方法对中国收入不平等的状况及主要影响因素进行了多侧面的实证分析，并提出了相应的经济解释；基于S.Kuznets“倒U型曲线”理论对中国当前收入不平等问题的研究(李子奈，1995)[4]；从收入来源的角度分析各项收入对收入不平等的影响(陈宗胜，1997；曾国安，2000)[5] [6]；分析在体制转轨时期，由于各种寻租活动所导致的收入差距的影响程度(陈宗胜，2001)[7] 等。这个时期研究的特点是，随着我国居民收入差距的逐年扩大，人们开始思考微观层面造成居民收入分配差异的原因，对影响居民收入分配的单个因素进行了比较分析，弥补了前期研究的不足。虽然学者们侧重于对居民收入离散程度的分析，但却未能考虑到由于居民获取社会资源的差异性以及政府变量造成的影响(本文认为教育、能力、财富是居民最具代表性的资源)，同时国内文献中有关居民收入分配的价值判断也比较少见(郭平，2003)[8]。因此我们认为，要对居民收入分配进行价值判断，必须引入包含信息基础更为广泛的因子进行判断。本文在前人研究的基础上，结合微观层面和宏观层面对居民收入分配的影响进行分析，先选取了教育、能力、财富以及政府变量这几个因子，并分析社会及制度等深层次原因；然后结合这些重要影响因子，设计了居民收入分配规范函数；再用阿特金森指数确定了收入分配的不合理程度；最后联系这一不合理程度及其原因，进行必要的福利评价和政策建议。
二、变量指标的选取①
(一)关于指标选取的立论。基尼系数可以说是衡量居民收入差异的标尺，其建立基础来源于边沁标准功利主义(主张一切的选择都必须根据选择的后果来评价)。阿玛蒂亚·森[9] 进行了驳斥，指出福利主义可以用三个方面的特征来刻画：一是判断行动、政策、个人地位时惟一重要的是采取行动，执行政策以及提高地位所带来的结果上的好处；二是考虑行为、政策的结果对福利所起的促进作用；三是总福利的结果是所有福利水平的加总。他提出要建立社会福利扩展函数，在这一扩展函数中，可以依据细化效用的可度量性和可比较性，以丰富信息基础。因此，边沁标准功利主义的不足之处是按结果来评价福利状态，而忽视了收入分配的作用，排除了自由、权利等非效用因素的作用。本文认为测度收入差异的关键是估价个人对社会资源的需要程度，各种外在的福利禀赋是构成个人幸福函数的重要变量，确定福利指数的关键在于确定不同福利禀赋在居民收入分配中的权重。本文认为影响居民收入分配的福利禀赋为财产收入、教育、个人能力以及政府变量(公共品提供和税收政策)等。
(二)选取因子的分析。其一，财产收入因子的选取。福利经济学认为个人的初始经济禀赋平等是经济均衡和社会福利最大化的重要条件。李实(2005)[13] 对中国城乡居民的财产分布的经验分析得出财产差异对收入有重要影响。陈宗胜[1] 也认为居民财产对其收入有重要影响，因此财产因素可以构成因子标度。其二，个人能力因子的选取。个人能力一般包括：一是普通能力(认识能力、社交能力和适应超越环境的能力)；二是专业技术能力如营销能力、管理能力等。而个人能力在我国往往通过职业差别表现出来，各个行业的差别大致反映了居民就业收入的状况。所谓“郎怕入错行”，从业者如果要进入高收入、高福利的行业，个人机遇、家庭背景、社会环境等非主观因素在这个时候通常展现出强大力量，非主观因素也在构造个人能力，但是空泛的个人能力概念显然不利于我们进行分析。李实、岳希明(2004)[16] 认为应该对行业垄断对收入分配的影响予以关注；严新明(1998)[17] 肯定了个人能力会造成职业差别，进而影响收入。本文借助非效用信息(行业差别)来反映个人能力，分析其对个人收入的影响。尽管较为粗糙，但毕竟构成对社会福利做出判断的依据。值得一提的是，个人能力的形成固然与教育的训练有关，但是个人能力形成还受到心理、个人机遇、家庭背景、社会环境等多种因素的影响，教育仅仅是影响个人能力形成的因素之一。同时教育对居民收入的影响不仅有“补偿效应”，还存在“挤出效应”，也即教育时间过多将减少个人就业时间，使个人机会成本增加，进而对个人收入效用产生负面影响。其三，教育因子的选取。索罗经济增长理论认为人力资源在经济增长中扮演了重要角色，教育是人力资本形成的重要因素。白菊红(2003)[11] 利用熵指数分解对农村的教育差异进行了测算；沈百福(2004)[10] 得出我国人均受教育年限与经济发展水平存在相关关系的结论。因此教育对居民收入分配有极强的“补偿效应”，即受教育程度越高意味着拥有更多的人力资本存量，收入也更高。所以教育因素也是重要因素之一。其四，政府变量对居民收入分配的影响深远。一方面政府提供公共品，使得资源配置效率最大化的条件必须重新考虑，公共品支出具有较大的正外部性，弥补了市场失灵的弊端，同时公共品的非排斥性又使全体社会成员联合消费，共同受益。公共品支出实际上起着价值分配、调节市场缺陷的作用。龚六堂(2004)[18] 分析指出：政府收入税的限制，以及公共品支出，可以减少外部性损失，并促进地方政府关注居民福利，平衡财政缺口，缩小居民收入差距。虽然目前我国政府负担的公共福利支出只占总公共福利资金的15％(赵海利，1999)[19]，低于企业负担的25.5％，但是考虑到政府对企业(主要为国企)的“父爱主义”，公共福利支出通过隐性的转移支付给企业，因此从动态上看，我国政府负担的公共福利支出比重还是比较高的，对居民收入有重要影响。另一方面，政府的税收政策(个人所得税)直接对居民收入进行调节，影响着居民的收入福利效用，其凸性非常明显，本文在此不过多阐述。各个指标的具体测度方法详见表1。
表1 因子选取的计算方法、数据来源和处理方式①
影响因子
计算方法数据来源和处理
财产收入效用 居民的金融资产与房产价值/居民根据李实(2005)[13] 对中国居民财
人均可支配收入(工资、经营、财产
比指数(CAII)
产分布的经验分析
性收入与转移性收入)
居民平均受教育年限=(文盲比例
教育加权指数 ×0+小学比例×1+初中比例×
采用吴方卫(2005)[14] 测度的加权
(STI) 1.6+高中比例×3.8+中专比例× 教育年限处理方式
5.8+大学比例×14.2)
个人能力差别 个人能力差别选取行业收入差别 数据来自《中国统计年鉴(2004)》
指数(ABI) 和曾国安[6] 处理方式
人均公共品 数据来自《中国统计年鉴(2004)》
支出(GPI) 政府公共品支出/居民人口总数 和迟福林[20]、林善浪[21]、陶学
荣[22] 处理的权数
税负指数(TLI) 个人所得税/个人收入总额 数据来自《中国统计年鉴(2004)》
三、居民收入分配规范函数的研究设计
四、实证研究及结论分析
居民收入分配规范函数的设计选取了教育因素、财产差异因素、个人能力差别(用行业差别来估计)等因素，再加入人均公共品支出和税负等因素得到如下模式：
进行指数化处理后，可以得到财产差别指数(CAII)、教育差别指数(STI)、个人能力差别指数(ABI)、税收负担差别指数(TLI)和人均公共品支出指数(GPI)这五个影响因子，其计算方法、数据来源和处理方式见表1。
由此构建影响居民收入分配规范函数模型，用于测度影响居民收入分配的因子(李实，2005；吴方卫，2005；曾国安2005等)[13] [14] [12]，其最终模型为：
采用逐步回归法，根据表2数据用Spss11.0软件对模型作回归估计，初步得到财产收入效用比指数(CAII)、教育加权指数(STI)、个人能力差别指数(ABI)、人均公共品支出(GPI)、税收指数(TLI)的相关系数分别为：1.0、0.961、0.936、0.991、0.918。存在Pearon相关，在1％的显著性水平下的双尾检验概率值为0，小于1％，即相关度十分显著。
表2 1978～2003年居民收入福利指数和影响因子的变化数据(取对数处理)
居民人均财产收入
教育加权 个人能力 人均公共品
年份 可支配收入 效用比指数指数差别指数支出 税负指数
(lnTLI)
指数(lnUII) (lnCAII)(lnSTI)
(lnABI)
(lnGPI)
19780.1221 0.1513
NA 0.59330.0201 -4.6051
19800.2391 0.2390
NA 0.51870.0657NA
19850.4704 0.4700 0.02180.59330.4219 -4.0860
19860.6041 0.6043 0.28590.4946 NA
-4.1540
19870.6211 0.6205 0.46680.4885 NA
-4.2097
19880.6313 0.6312 0.54630.4574 NA
-4.2758
19890.5990 0.5988 0.68510.53640.7654 -4.2233
19900.6832 0.6830 0.87420.56530.8389 -4.3435
19910.7420 0.7419 0.91660.57660.9202 -2.7247
19920.8241 0.8241 1.00720.62051.0079 -2.7693
19930.9243 0.9242 1.03030.75141.2119 -2.6384
19941.0084 1.0079 1.06670.80201.4231 -2.4258
19951.0542 1.0543 1.14890.77931.5754 -2.4522
19961.1053 1.1053 1.19930.81541.7155 -2.3859
19971.1380 1.1378 1.24640.85441.8578 -2.2672
19981.1939 1.1939 0.93370.91222.0055 -2.0675
19991.2841 1.2837 1.29440.96692.1966 -2.0557
20001.3463 1.3451 1.56640.96582.3749 -1.9358
20011.4261 1.4255 1.63331.05182.5423 -1.8226
20021.5523 1.5518 1.86841.09552.6898 -1.7515
20031.6394 1.6389 1.96291.13782.7948 -1.7209
20041.7696 1.7699 2.10531.20592.7966 -1.7081
逐步回归后，第一次引入的影响因子是财产收入效用指数CAII(t)，得到的第一个回归模型是：
其中：由三个模型的方差分析得出，模型一F值为82202.22，显著性概率SIG.=0.000＜0.05；模型二F值为122024.1，显著性概率SIG.=0.000＜0.05；模型三F值为157880.4，显著性概率SIG.=0.000＜0.05，可以认为UII(t)与财产收入效用比指数(CAII)、教育加权指数(STI)、个人能力差别指数(ABI)之间存在显著的线性关系，且各模型的系数也都具有较好的显著性。
对比三个模型，显著性都较高，而模型三的标准误差S=0.00257，比第二个模型0.00358有明显减少，表明模型三优于模型二。同理，模型二也优于模型一。在整个回归分析中，人均公共品支出指数(GPI)和税负指数(TLI)这两个解释变量被剔除了，可以认为是不重要的影响因子。
综合以上回归分析，我们可以认为模型三是较好的拟合模型，有效验证了前文对财产收入效用比指数(CAII)、教育加权指数(STI)和个人能力差别指数(ABI)对我国居民收入分配影响的假设。这一方面反映了我国居民收入分配影响因子呈现多元化的特点，符合“把按劳分配与按生产要素分配结合起来，鼓励资本、技术等生产要素参与收益分配”的政策取向；另一方面这些因子也在拉大我国居民收入分配的差距，甚至有“马太效应”的趋势，譬如高端教育向富人化倾斜，而许多穷困居民则难以支付昂贵的高等教育费用，抬高了穷人的就业门槛。实际上反映了我国经济在快速增长的同时对公平重视不够，过分强调效率，从而导致居民收入分配的失衡。人均公共品支出指数(GPI)和税负指数(TLI)被剔除，前者说明这两个指标对居民收入分配的效用影响不显著，显示我国政府提供的公共品还非常欠缺，公共品未能显著改进居民收入的福利效应。而税负指数被剔除则反映了目前个人所得税缴纳制度并未对居民收入分配产生实际影响，对调节收入差距未能起到应有的作用，原因主要是征管工作不到位，财产收入税制滞后，税制改革进展缓慢。
五、收入分配差异与影响因子的检验分析
由上分析可知，财产收入因子、教育因子和个人能力因子三者对居民收入分配影响较大，所以居民收入分配效用可以表示为
各个因子的影响下，居民收入分配差异程度如何是我们必须考虑的问题，对收入分配差异的分析应建立在规范性的福利评价之上，本文引入Atkinson[15] 指数进行社会福利评价。阿特金森指数(Atkinson Index)是测度收入分配不公平情况中明显带有社会福利规范特征的指数。其计算步骤是，首先计算出一个等价敏感平均收入
定义为如果每个人享受到了这样一个等价敏感收入时的社会总福利，相当于收入实际分布时具有的社会总福利值)。
可由下式计算得出：
由于基尼系数的经济含义是：在全部居民收入中，用于进行不平等分配的那部分收入占总收入的百分比，所以，平等分配的收入百分比=1-不平等分配的收入百分比。我国各年份的基尼系数分别为：1978年0.16、1988年0.39、1994年0.43、1998年0.456、2004年0.465，所以μ的值分别为0.61、0.57、0.544、0.535。再以1978年的0.84为基期进行指数化处理得到数据。1988年取0.5是因为当时收入差距不大，收入较为公平，而1994年以后ε取1.5则是因为收入差距较大，社会对收入不公平的厌恶程度加深，阿特金森—居民收入分配指数分别取1988年、1994年、1998年、2004年得到如表5数据：
由表5可知，城镇居民收入分配UI[，A]与平均收入分配μ偏离度逐年增大。在1988年还比较接近0，社会公平度较高；但2004年已经高达0.7904，已经非常接近1即社会完全不公平点了。这与人们考究的中国基尼系数变化基本一致。这表明：中国居民收入差距已经非常大。A[，ε]指数1994年与1988年相比较上升了约363％，2004年与1998年相比上升了约110.7％，我国居民收入差距有逐年拉大的趋势，并且增速较快。居民收入分配效用UI[，A]与平均收入分配μ的比值在1988年、1994年、1998年、2004年分别为0.9063、0.568、0.624、0.2095。表明我国居民的收入分配效用与社会的平均收入分配差异逐渐加大，收入分配愈发不公平——各种要素如货币、土地(财产)、劳动力资本(个人能力和教育)在转轨时期参与到居民收入分配中来，加剧了居民收入分配的不公平性。因此降低收入分配的不公平程度应该从财产、个人能力和教育这些角度着手，制定相应的政策来改进我国居民收入分配的福利效用。
六、福利评价及政策含义
(一)财产收入效用比指数是逐步回归法中首个引入的因子，显著性较高。这表明转轨时期，在打破了按劳分配的单一收入分配格局后，各种要素如货币、土地(财产)、劳动力资本(劳动技能)参与到居民收入分配中来，从而加剧了居民收入的不平等。以土地为例，农村家庭联产承包责任制实际上是对农村居民财产的二次分配，有经营头脑的农民通过提高承包地价值获得较高收益(类似于得到级差地租)，从而改变了农村居民收入分配格局，这也是导致农村居民贫富分化的原因之一。同时在城市表现为：一方面较高收入的居民通过购置大量房产来进行投资(如温州“炒房团”)；另一方面，许多工薪阶层在购置商品房时还囊中羞涩。居民收入的差异通过房屋财产的差异凸现出来。原因在于，长期以来我国改革的着眼点是效率优先，而对社会公平重视程度不够。因此，应该在进一步完善农村家庭联产承包责任制的基础上，严厉制止农村中出现的土地使用权非法转让的行为，约束地方政府对土地的寻租活动。其次，对于城市居民财产差异特别是房产差异问题，政府应该制定相应的居民房产购置政策，一方面开征物业税、高级住宅消费税、遗产税等，调节拥有过高财产居民的收入，尽量避免过热的炒房现象产生的不利影响；另一方面，对于城市弱势群体的住房予以政策上的扶助，调节居民之间的财产分配。
(二)结合回归模型二可知，行业差异导致的收入分配差别也非常大，部分垄断行业存在收入过高、垄断福利、就业“遗传”等不正常现象，同时地区差异、行业差异、单位所有制差异、职业差异等因素对个人收入福利的影响也非常显著。特别值得关注的是，弱势群体(如农民)始终处于社会就业的底层，劳动力市场分割是主要原因，因此打破行业垄断，消除行业就业壁垒，消除对农民工的歧视，调节强势行业(如金融业)与弱势行业(如农业)的巨大收入差距，是政府应该高度重视的问题，应该开征行业收入调节税、加大对三农的投入、进行户籍制度改革等，减少由于个人能力差别(外在因素造成)导致对居民收入分配的福利损害。
(三)由分析可知，居民的教育程度提高与其收入福利提高呈正相关关系。我国已经消除了改革初期“脑体倒挂”的不正常现象，教育水平较高的居民可以获得较高收益，而且从高等教育的预期收益与成本比较上看，高等教育的回报率相当高，这在一定程度上解释了我国高等教育的需求近年变得非常旺盛的原因，如“考研热”、“MBA热”。但是我们也应该看到，教育的不公平将加剧居民收入分配的不公平。正是因为教育的回报率非常高，也出现了诸如“高考移民”、考试舞弊盛行、教育精英化与适龄儿童失学现象并存等社会问题。暴露了我国教育制度存在的弊端：教育资源分布的地区不平衡，教育的供给与居民需求失衡的弊病。因此应该采取进一步措施提高全民的教育水平，消除地区教育发展的不平衡，由于教育属于准公共品之一，因此增加对教育的公共投入是政府义不容辞的义务。同时政府应高度重视教育不公引起的居民收入分配的不公平，在公平与效率之间着力于教育公平，防止教育向精英化、富人化发展，应普及弱势群体的基础性教育，避免教育不公是最大不公悲剧的出现。
(四)虽然人均公共品支出指数(GPI)和税负指数(TLI)在逐步回归中被剔除，但是就此否定两者对收入分配效用的影响却是片面的，从Pearson相关系数较高(0.991和0.918)就可以看出，虽然两者并非显著性的因素，但仍然有较高的相关度。原因在于：一方面公共品对私人品的替代效应也会对居民收入福利产生影响，同时公共品的非排他性和非竞争性也是把“双刃剑”，由于存在外部不经济，因此公共品对居民的收入福利也存在一定的损害；另一方面，我国公共品开支对于个人收入的改进没有明显的推动效应，说明政府尚未完全转变为公共性机构，因此切实履行政府公共职能，建设公共财政之路任重道远；同时政府应加大对社会保障的投入，开征社会保障税来调节居民收入，改进总体福利。其次，我国目前个人所得税纳税的主体是城镇居民，工薪阶层是城镇居民的主要社会群体，工资性收入是城镇居民收入的主要来源，这说明目前的个人所得税制累进性较差。原因在于，长期以来我国个人所得税起征点过低、实际征收方式过乱，造成实际税率和名义税率相差太大。因此提高个人所得税起征点、规范征收方式的呼声较高(2006年个人所得税起征点已经提高到1600元)。值得注意的是，现行税制都是建立在收入差距与支出差距(流量)基础之上的，忽视了对居民财产(存量)的征税。因此应该开征遗产税、物业税，使居民收入分配更倾向公平，改进居民收入的福利效用。
注释：
①本文所提的居民主要是指城镇居民，但是在计算各种因子指数时，我们还是考虑了农村居民，并将农村居民按照城镇居民权数进行了加权处理，例如计算得出政府对农村居民提供的公共品相当于城市居民的1/3。其他不一一累述。
标签：居民收入论文; 收入分配论文; 国内宏观论文; 政府支出论文; 能力模型论文; 因子分析论文; 规范分析论文; 差异分析论文; 财产分配论文; 实证分析论文; 宏观经济论文;