中国城镇居民20世纪90年代收入不平等及其变化——地区因素、人力资本在其中的作用，本文主要内容关键词为：中国论文,不平等论文,城镇居民论文,人力资本论文,因素论文，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、介绍和回顾
中国自上世纪80年代以来，经济增长取得了瞩目的成就；与此同时，经济制度和经济结构也发生了深刻的变化，虽然改革始于20世纪70年代，但是直到20世纪80年代后期和90年代初期，工资制度、就业保障和就业的部门构成等都没有明显改变（Meng，2000），经济改革的重点是产品市场，工资结构统一，劳动力不能流动。20世纪90年代中期以后，中国城镇加快了国有企业、社会保障（住房、教育、医疗、养老、失业等）和劳动力市场改革。（注：中国劳动力市场存在不同程度的扭曲：首先，一些行业垄断性部门尤其是国有部门的职工得到了过高的工资；其次，劳动力市场发育还不完善，社会关系网络在就业中起着重要作用；再次，存在一定的性别、部门和职业的劳动力市场分割；最后，户籍对就业的限制。）种种迹象表明中国正在从计划经济向市场经济转轨，伴随着转轨过程，一个日见突出的问题是收入分配的差异在持续扩大（李实等，1999；李爽，杨宜勇，2002；世界银行，2004）。我们自然要问，经济改革的加速是否改变了城镇内部收入差距特征？究竟是个人的原因还是制度变革的原因造成了城镇收入差距的扩大？中国的市场化尤其是劳动力市场化程度发生了怎样的变化？
本文着重从转轨时期中国城市劳动力市场的角度来考察中国城镇居民收入分配的差异，探讨其中的工资结构（wage structure）变化和收入分配变化，试图对中国城镇居民在90年代以来的收入分配变化背后的原因找出合理解释。试图解决的问题：（1）导致城镇居民收入分配不平等的主要原因是什么？（2）决定城镇职工工资以及导致城镇居民工资结构变化的因素是什么？市场化的还是非市场化的因素？如果说那些反映个人生产力特征的因素例如人力资本得到了与其贡献一致的回报，那么我们可以认为中国的市场化程度在提高，由此导致的收入差异是人们能够接受的；如果那些非人力资本因素（或说不能直接反映出生产力特征的因素，例如性别等），它们所导致的收入差异的扩大，据此我们不能认同中国市场化程度在提高；（3）教育在城镇职工工资不平等变化中的作用是什么？
以往对收入不平等分解分析往往采用统计上的分组分解技术，未能和经济理论有效地结合；最近出现的也是本文所使用的是一种基于回归分析的不平等指标分解方法（Fields，1997；2002），将收入按照各种不同的来源进行分解，从而可以结合经济理论以给出很好地解释。采用这种方法的有Morduch（2002），李实和赵人伟（1999）得到的结论基本上都支持了人力资本和地区差异因素的重要性；孟欣（2004）对1988、1995和1999三个样本的研究给出了不同时期的不同的重要影响因素，强调了经济改革的效应。赵耀辉等（2003）运用对1988—1999年间中国城市居民收入分布的变动进行分解，发现工资或所得方程的结构性参数对收入分布的影响很大，其中省份和教育虚拟变量的影响最为突出。
以往的研究大都是采用家庭收入方程，这存在着一些问题，无法反映出个体人力资本回报率的真实变化，而这对于我们了解劳动力市场的变化很重要。本文利用1995年和1999年两组具有典型代表性的中国城镇家庭微观个体数据，结合人力资本理论和中国劳动市场的结构特征，对衡量不平等的指标进行建立在新的思路上的分解。挖掘出更深层也是更细致的收入分配不平等的收入来源，以及收入分配变化的结构性力量。
我们不仅进行静态的分析，还进一步进行了动态分析和更为细致的分解工作；并给出一些稳健的结论：（1）静态分析发现在两年的收入不平等中贡献度最大是的工资收入的不平等；（2）包含了教育，工作培训，工作经验和职业的人力资本，在1995年在整个可观测自变量对工资收入差异的总解释程度中的比重（p权重）为26.53％，而在1999年上升到了43.74％（3）人力资本对工资差异增大的解释程度占到工资收入基尼系数变化的44.36％；（4）接下来对教育的相对要素贡献度变化进一步分解，发现影响显著的是教育和工资收入的相关性，其次是教育回报率的变化而非受教育年限的不平等，而教育自身的不平等有所减缓并对整个工资收入不平等变化起到了减缓作用。
本文结构安排如下：第一部分是简单介绍与本文有关的各种不平等分解方法；第二部分对数据做了简要说明；第三部分介绍按收入来源进行分解的结果，采用Shorrocks的方法对中国城镇居民收入不平等按照收入来源进行分解；第四部分也就是本文的核心部分考察了工资收入回归方程的不平等分解以及各种影响收入来源的因素不平等贡献度；采用Fields的系统分析方法，进行静态分析和动态分解，发现人力资本在解释收入分配不平等增大中占有重要的地位；并就其中的教育对不平等的相对要素贡献度的变化进行细致的分解；第五部分是简短结论以及相关的政策建议。
二、不平等分解方法
不平等指标的分解有很多种，常见的有根据一定的分类标准进行的分组分解；又可以进一步细分为静态的和动态的（Julie A.Litchfield，1999）；静态的是指在某一时点对不平等指标进行分解；动态是指在某个时期对不平等指标的变化进行分解（Shorrocks，1982；Cowell，Jekins，1995；Ferreira和Litchfield，1996；Bourguignon，F，1999），下面我们重点介绍与本文有关的基于回归的分解方法。
有别于Morduch（2002），Fields采用的是对数收入形式，不平等指标定义在对数收入上面，在满足Shorrocks（1982）条件前提下，无论对何种不平等测度，例如基尼系数，Atkinson指标，一般的熵（entropy）指标，以及不同的百分位指标，会得到稳健的结论。
2.1收入方程
lnY[，it]=α′[，it]Z′[，it]，α[，it]=[α[，t] β[，lt] … β[，Jt] l]，Z[，it]=[l x[，ilt] … x[，iJt] ε[，it]]
Y[，it]表示第i个人在第t年的收入，α[，it]表示各种决定收入的要素对应的回报率，Z[，it]表示第i个人在第t年影响收入的各种收入来源，例如年龄，经验，受教育程度等等。根据Fields（2002）的分解知道：
其中s[，j]（·）就是s权重，表示该收入来源对整个收入不平等指标的绝对贡献度，（注：如果s权重大于零，表示该种收入来源对总收入不平等有增大的作用，反之则有减少总收入不平等的作用（例如说一个收入高的人他的第k种收入来源反而低，而一个收入低的人的第k种收入来源反而高，这样第k种收入来源就使不同人的收入有种趋同的倾向，从而减缓了不平等；但是对于那些负的收入来源，例如税收，如果税收和总收入的相关性为正，那么税收会起到减缓不平等的作用）。）包含了各种不同收入来源和未解释部分（残差项），又称为相关收入来源对不平等的贡献度（Relative factor inequality weights）；R[2]（·）表示可决系数，它度量了所有解释变量对被解释变量变异的总解释程度。
如果不考虑未解释部分，在可解释部分中各种收入来源对收入不平等的可解释程度称为p权重：
p权重表示被解释变量的差异在多大程度上被解释变量（即各种收入来源）的差异性所解释，即不包括观测不到部分的解释力，该种收入来源占整个可观测自变量对被解释变量差异的总体解释程度的比重。
2.2某一时期收入不平等变化的动态分解
影响收入的因素X[，j]，可以通过一定时期或不同人群的收入差距指数来衡量它对总收入差距变化的作用程度，可以写为：
下标1、2表示不同时期或是不同人群；动态的各个收入来源贡献度（又称为π权重）依赖于所选取的具体的不平等指标，它表示该种收入来源在收入不平等增加或减少过程中所起的作用。
2.3相关收入来源对不平等贡献度（s权重）的再分解
如果对两个时期进行同样的收入方程回归，我们会发现不同收入来源对收入不平等贡献度在发生变化，那么我们会问s权重的变化在多大程度上是因为两个时点上的回归系数变化（价格效应）所致，还是相应的收入来源自身的不平等程度的改变所致（数量效应），还是因为收入来源（解释变量）和收入的相关性（涵盖了自变量之间相关性）变化所致（相关性效应），这就需要进一步分解。通过对某些变量的s权重的再分解，我们也可以进一步考察出上面的三种因素对整个收入不平等变化的作用。
Fields的方法简单有效，可以不受分析中因素数量的限制，并可以说明某一时期，各种不同因素对收入差距水平及其变化的影响程度。所有因素可以同时控制，而且结论不依赖因素在分析中的排序；对于具有交叉影响的变量的分析可以分开来考虑。
三、数据简介
本文所用数据来自于社科院收入分配课题组在1995和1999年对中国城镇居民有关劳动力市场和家庭各项收支信息的调查问卷。1995年包含了6868户家庭的21，533个个体，其中有北京，江苏，广东，辽宁，湖北，河南，山西，安徽，四川，云南，甘肃11个省的69个城市（其中东中西部地区个数分别为4，4，3个）；1999年包括4500户家庭的1，2722个个体数据，6个省13个城市，其中有北京，辽宁（沈阳和锦州），江苏（南京和徐州），河南（郑州，开封和平顶山），四川（成都，自贡和南充），甘肃（兰州和平凉）；本文的所有分析都是建立在对个体数据的基础之上，以往大多数研究集中在家庭层面之上，存在的问题是：（1）采用的人力资本因素都是家庭平均值，无法反映出个体人力资本回报率的真实变化，而这对于我们了解劳动力市场的变化很重要；（2）家庭变量都是一种平均值，掩盖了个体的差异性；此外还有一些别的问题。（注：个体收入方程可以很好地加入对个体不同行为选择的分析，也有家庭收入方程修正（赵耀辉等，2003）。）
劳动人口定义在15到60岁，1995和1999年劳动人口有正的工资收入的有效样本分别为：1，2016个，6152个，占总的样本比例分别为55.38％，48.35％。其中收入值以1995年为基年，1999年的数值都经过GDP平减指数的折现；本文所有对于工资收入的分析集中在具有正工资收入的劳动人口样本上。
这两年中的总收入包括：工资收入，非工资收入（包括伤残补助），财产性收入，转移性收入，其他收入，剩余项（未计入的收入项）。1995年的工资收入包括待业补贴，奖金，住房补贴，医疗补贴，抚养子女补贴，地方补贴，加班工资，特殊环境工资；1999年的包括失业补贴，奖金，医疗补贴以及住房补贴。受教育程度年限（年）标准：大学及以上16年；大专14年、中专12年、高中11年、初中9年、小学6年、小学以下3年。不同受教育程度的基尼系数：1995年高等教育，中等教育和初等教育的基尼系数分别为0.26，0.30，0.33；1999年高等教育，中等教育和初等教育的基尼系数分别为0.29，0.34，0.37。
职业划分标准服从国家的职业标准，主要分为6大类：国家机关、党群组织企事业单位负责人，专业技术人员，办事人员和有关人员，商业、服务业人员，农、林、牧、渔水利业生产人员，生产、运输设备操作人员及有关人员；尽量按照这6类进行归类，1995年的没有1999年的全面，但是也照此标准划分；产业划分标准按照国家统计局最新的子类划分，本文将其划分为一二三产业。
三、中国城镇居民收入分配的变化
3.1中国收入分配的演进
首先我们来考察中国收入分配的变化，观察基尼系数变化，见下图1：
图1 不同的基尼系数估计变化
从图1（注：图1中曲线所用数据：全国的1980-1993年数据Ravallion和S.Chen（1997），1994年及以后数据（S.Chen，Y.Wang）（2001）。分城镇的数据：1996年以后的基尼系数是由国家统计局城调队和农调队提供的，之前的来自于赵人伟，李实（1999）；红色的是世界银行的有关估计，有些年份缺失，0.4为警戒线。Country表示农村，city表示城镇，china表示全国，worldbank是世界银行对中国的整体基尼系数估计。）可以看出，国外对中国基尼系数的估计在1995年左右已经接近或超过0.4的临界水平。无论城乡还是全国居民收入的不平等程度都在增加，只是不同的人估计的结论不同，即使是这样这种趋势还是明显的上升。
如果从不平等指标来看1995和1999两年的总收入的不平等程度，基尼系数从1995年的0.3372增加到1999年的0.3540，四年间增加了将近2个百分点；此外，我们从人们对收入分配不平等变化的感觉来看，（注：1999年与1995年相比，有3％左右的人认为所在城市的收入不平等减少；有7％左右的人认为所在城市的收入不平等无变化；有41％左右的人人认为所在城市的收入不平等小幅增加；有49％左右的人认为所在城市的收入不平等显著增加；从中不难看出大部分人（将近90％）认为收入不平等有所增加。）收入分配的不平等也是在增加。按照国际标准，基尼系数在0.3到0.4之间是比较合理；0.4到0.5是收入差距较大，0.5以上是收入差距悬殊。尽管这里的结论是收入分配比较合理，和李（2002）等的结论一致；但这里没有包括各种隐性福利收入和各种灰色收入，而且主要针对的是具有城镇户口的居民，否则基尼系数将会增加。
3.2按收入来源对收入不平等的分解
我们来对总收入不平等的各种组成部分（也就是各种不同的收入来源），按Shorrocks方法进行分解（见表1），来找出具有重要影响的收入来源。
表1 包括剩余的总收入不平等（以变异系数表示）分解
┌──────────────┬───────────┐
││ 收入来源对总收入│
││ 不平等贡献（％）│
├──────────────┼─────┬─────┤
│收入组成│1995 │1999 │
├──────────────┼─────┼─────┤
│工资收入│50.31 │59.25 │
├──────────────┼─────┼─────┤
│ 非工资收入（包括伤残补助）│7.30 │3.93 │
├──────────────┼─────┼─────┤
│财产性收入 │5.01 │2.65 │
├──────────────┼─────┼─────┤
│转移性收入 │10.60 │
11.85 │
├──────────────┼─────┼─────┤
│净的收入减少│
-1.99 │
-4.89 │
├──────────────┼─────┼─────┤
│其他收入│0.03 │20.31 │
├──────────────┼─────┼─────┤
│剩余│
25.85 │6.90 │
├──────────────┼─────┼─────┤
│总计│ 100.00 │ 100.00 │
└──────────────┴─────┴─────┘
我们将个体总收入分解为以下几个大的组成部分：工资收入，非工资收入（包括伤残补助），财产性收入，转移性收入，其他收入；通过对总收入和以上几部分的加总发现有所出入，这可能是因为统计的问题，我们就把这些未出现在收入统计表中的收入作为剩余项考虑。
从表1可以看出，从1995年到1999年整个收入不平等的贡献度最大的一直是工资收入而且呈增长趋势，较高的收入分配不平等中一半甚至更多来自于工资收入的不平等，这表明在城镇居民收入不平等中工资收入的重要性；为此我们在以后的分析中就主要集中在工资收入不平等上面；而且已有的关于工资收入的理论和实证工作已经提供了一个比较好的理论分析框架（Katz，1999），最典型的就是明瑟尔方程，这使得我们的分析具有可比较性。
下面我们将对具体的工资收入方程进行细致地分解，观察不同收入来源对工资收入不平等的贡献程度，加深我们对中国劳动力市场变化的认识程度，从而增进我们对中国城镇职工工资收入分配的理解。
四、工资收入方程的不平等收入来源分解
本节中，我们将针对具体的工资收入方程进行基于回归的分解，找出这两年中各种收入来源在工资收入不平等及其变化中的解释程度，从而给出有力的实证分析结论。
4.1工资收入方程
首先我们来看具体的工资收入方程形式：log（wang）＝α+βx+ε
因变量是年工资收入（元）的对数形式，这里的工资收入具体组成见第二节的数据部分。
其中的自变量x包括：性别，工作经验，工作经验的平方，受教育年限，省份，产业，党员，单位所有制，工作培训，职业（忽略民族是因为少数民族比例非常小）；自变量的回归系数表示各种个体特征对应的回报率。最后一项是残差项，包含了我们没有观测到的或遗漏的有关解释变量；以下所有的回归方程均使用上面的变量及回归形式。
其中虚拟变量包括：性别取1表示男性，0表示女性；产业取值1，2，3分别表示第一，第二和第三产业；党员取1如果是中共党员，0不是；单位所有制分为国有，集体和其他，分别取1，2和3；不同省份采取一个虚拟变量但是取值不同；职业在1995年分为6类，1999年分为7类，主要依据国家统计局的6类职业分类标准，如果不属于这六类就单列出来。连续变量是工作经验（月数）和受教育年限（年数）。（注：我们当然可以考虑其他因素，如家庭背景，1995年没有直接给出父母的特征变量，1999年给出了具体的变量，我们在1999年试着加入了父母的因素发现回归估计的结果没有太大变化。）
之所以选择这些解释变量是因为：（1）可能是技术进步导致产业结构变化，影响了人力资本供求均衡，从而导致工资结构的变动（Tinbergen，1974；Acemoglu，1999）；（2）市场化进程加快导致经济结构变动，非公有制经济的快速发展（李，1999）；（3）工作经验，受教育年限（Mincer，1969）；（4）工作培训，性别，年龄（Becker，1991）；（5）政治因素，党员（Morduch，2002）；对于年龄因素（如果进行分组），经过分析发现它的影响不大，故以下分析中均没有包括年龄。
从基尼系数来看，工资收入的不平等程度有所增加，从1995年的0.30增加到1999年的0.34，究竟什么导致工资收入不平等的增加，各种因素对工资不平等的解释程度有多大，表示个体生产力特征的因素还是非生产力特征的因素，是谁在工资决定及其变化中占主导？我们下面的分解会给出一定的结论。
4.2 Fields分解
4.2.1相对收入来源不平等贡献度以及可解释度
下表2给出了1995，1999年的分解结果，观察各种收入来源的不平等贡献程度；在满足一定的条件下（见Shorrocks，1982），s权重的大小是独立于任何不同的不平等度量的，这个结论非常有力。
表2 1995年和1999年各种影响显著的收入来源的s权重和p权重
┌────────┬────────────┬───────────┐
│ 年份 │s权重
│p权重 │
│├─────┬──────┼─────┬─────┤
│自变量 │1995 │1999│1995 │1999 │
├────────┼─────┼──────┼─────┼─────┤
│性别※ │1.26 │1.6 │3.43 │4.88 │
├────────┼─────┼──────┼─────┼─────┤
│ 工作经验※│4.48 │2.16│12.19 │6.59 │
├────────┼─────┼──────┼─────┼─────┤
│教育※ │2.92 │5.33│7.95 │16.27 │
├────────┼─────┼──────┼─────┼─────┤
│ 工作培训※│0.03 │1.09│0.08 │3.33 │
├────────┼─────┼──────┼─────┼─────┤
│职业│2.32 │5.75│6.31 │
17.55※│
├────────┼─────┼──────┼─────┼─────┤
│党员※ │1.52 │1.17│4.14 │ 3.57 │
├────────┼─────┼──────┼─────┼─────┤
│ 单位所有制※ │3.56 │5.44│9.69 │16.61 │
├────────┼─────┼──────┼─────┼─────┤
│产业│0.16 │1.86│0.44 │
5.68※ │
├────────┼─────┼──────┼─────┼─────┤
│地区※ │9.69 │6.97│26.37 │21.28 │
├────────┼─────┼──────┼─────┼─────┤
│
人力资本 │9.75 │
14.33│26.53 │43.74 │
├────────┼─────┼──────┼─────┼─────┤
│
可决系数 │
36.75 │
32.76│
100.00 │
100.00 │
└────────┴─────┴──────┴─────┴─────┘
注：以上的变量贡献中，包括多个种类的虚拟变量已经做了加总。最左边一列变量后面的※表示在该变量两年的工资方程中都显著，否则只在所在显著年份加上该符号。
从可决系数看，1995年和1999年的工资收入差距只有1/3左右可以被这些变量所解释；这和国外大部分的研究结论相似（Juhn等，1999）；还有很大一部分未能解释，例如那些代表个体能力的指标，个体所拥有的社会资本等等；而且1999年的总解释能力略有下降，这有待进一步挖掘那些遗漏变量。
从不同收入来源对工资收入不平等的解释程度看：在1995年，地区因素对整个工资收入不平等的解释程度达到了26.53％，是影响最大的收入来源；其次为工作经验，解释程度为12.19％；再就是单位所有制，解释程度达到9.69％。1999年，解释程度最大的收入来源仍是地区因素但其解释程度有所下降，为21.28％；再就是职业，解释程度为17.55％；单位所有制性质，解释程度为16.61％；教育解释程度达到了16.27％；如果说人力资本包含了教育，职业，工作经验，工作培训，那么人力资本在1995年的对工资收入不平等的可解释程度为26.53％，而在1999年却快速上升到43.74％，这表明人力资本因素越来越成为决定收入分配的重要性力量，这在某种意义上表明中国劳动力市场化进程在加速。
中国的地区差异一直是影响收入分配的重要因素，但是随着中国市场一体化程度的提高，尤其是对劳动力市场的开放程度提高，例如户籍制度的放开导致的劳动力迁移这都会逐步减弱地区的差异；还有一个值得注意的现象是城镇内部不同职业和不同所有制单位之间的收入差距仍在持续扩大，反映出不同技能劳动力回报率和经济结构的变化；而教育作为人力资本的重要组成部分，越来越成为决定收入差异的根本性原因，适度的工资差距会诱导人们进行人力资本投资，增强自身的竞争力；如果对具有相同能力的人都有相同的教育信贷条件，那么扩大受教育机会加速人力资本的形成速度，增加整体的人力资本存量。
以上的分析是一种静态分析，同时我们还关注在这段时期内工资收入不平等动态变化中，各种不同收入来源所起的作用，这将会加深我们对中国收入分配格局变化的理解。
4.2.2工资收入不平等动态变化中各个收入来源的不平等贡献度
下面我们还将具体给出各种收入来源在这些不平等变化中所起的贡献度（π权重）大小，这依赖于所选取的不平等指标；我们只对那些显著影响工资收入的变量进行考察，具体结果如下表3：
表3 使用各种不平等指标表示变化的各种收入来源的贡献
┌─────┬─────┬─────┬─────┬─────┬──────────┬─────────┐
│ │变异系数 │Theil-L
│基尼系数 │Theil-T
│变异系数平方项的一半│ Alternative-CV │
├─────┼─────┼─────┼─────┼─────┼──────────┼─────────┤
│性别 │ 0.0446 │ 0.0255 │ 0.0383 │ 0.0276 │0.0295 │0.0295│
├─────┼─────┼─────┼─────┼─────┼──────────┼─────────┤
│ 工作经验│ -0.1734 │ -0.0434 │ -0.1305 │ -0.0576 │-0.0704 │
-0.0704│
├─────┼─────┼─────┼─────┼─────┼──────────┼─────────┤
│教育 │ 0.2558 │ 0.1208 │ 0.2113 │ 0.1356 │0.1489 │0.1489│
├─────┼─────┼─────┼─────┼─────┼──────────┼─────────┤
│ 工作培训│ 0.1000 │ 0.0406 │ 0.0804 │ 0.0471 │0.0529 │0.0530│
├─────┼─────┼─────┼─────┼─────┼──────────┼─────────┤
│职业 │ 0.3457 │ 0.1536 │ 0.2824 │ 0.1746 │0.1936 │0.1936│
├─────┼─────┼─────┼─────┼─────┼──────────┼─────────┤
│党员 │ -0.0177 │ 0.0019 │ -0.0113 │ -0.0003 │-0.0022 │
-0.0022│
├─────┼─────┼─────┼─────┼─────┼──────────┼─────────┤
│单位所有制│ 0.2124 │ 0.1071 │ 0.1777 │ 0.1186 │0.1290 │0.1290│
├─────┼─────┼─────┼─────┼─────┼──────────┼─────────┤
│产业 │ 0.1614 │ 0.0662 │ 0.1301 │ 0.0767 │0.0860 │0.0860│
├─────┼─────┼─────┼─────┼─────┼──────────┼─────────┤
│地区 │ -0.1589 │ -0.0065 │ -0.1086 │ -0.0232 │-0.0382 │-0.0382
│
├─────┼─────┼─────┼─────┼─────┼──────────┼─────────┤
│ 人力资本│ 0.5282 │ 0.2716 │ 0.4436 │ 0.2997 │0.3250 │ 0.3250
│
└─────┴─────┴─────┴─────┴─────┴──────────┴─────────┘
从这些指标中我们不难发现职业对工资收入不平等的变化为正，而且贡献度最大，占到基尼系数增加的28.23％；其次是教育，占到工资基尼系数增加的21.13％；再就是单位所有制，占到工资基尼系数增加的17.77％；性别，工作培训和所处产业也起到了增大的作用。党员，工作经验和地区起到了减小作用，但是其原因有待进一步分析。包括了工作经验，教育，工作培训和职业的人力资本因素所起的作用最大，占到了工资基尼系数增加的44.34％。
出于技术上的考虑，对分类变量的进一步分解尚无较好的方法，加上职业本身就是和教育密切相关的，我们下面的分析集中在对教育的s权重分解，为此我们将对教育做细致的分解工作。
4.2.4教育对不平等的贡献度的变化（s权重）来进行分解。
由Fields（2002）的近似分解方程：
称右边的第一项为为价格效应（price effects），表示该变量回报率所导致的s权重变化的程度；第二项为数量效应（quantity effects），表示该变量不平等程度变化所导致的s权重变化的程度；第三项为相关性效应（correlation effects），表示该变量和总收入相关性变化所导致的s权重的变化程度。具体分解结果见下表4：
表4 教育s权重的分解
┌──────────────────┬──────┬──────┬──────┬──────┐
││1995年 │
1999年
│ 分解1 │ 分解2 │
├──────────────────┼──────┼──────┼──────┼──────┤
│教育的不平等贡献度 │0.0292 │0.0533 │││
├──────────────────┼──────┼──────┼──────┼──────┤
│教育的回报率（+）
│0.0352 │0.0521 │
0.5801
│ 1.1601│
├──────────────────┼──────┼──────┼──────┼──────┤
│受教育年限的标准偏差（+）
│2.4913 │2.4021 │ -0.0434
│ -0.0868│
├──────────────────┼──────┼──────┼──────┼──────┤
│ 工资收入和受教育年限的相关系数（+）│0.2148 │0.3215 │
0.6019
││
├──────────────────┼──────┼──────┼──────┼──────┤
│工资收入的标准差（-）
│0.6457 │0.7544 │ -0.1745
│ -0.1896
│
├──────────────────┼──────┼──────┼──────┼──────┤
│总计│0.9640 │0.8838 │││
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注：表中的正负号表示在分解式中该项的符号，表示增加还是减缓不平等，分解式见Fields（2002）。
从上面的分解1，2可以看出来，教育对工资不平等变化的贡献较大的原因主要是因为受教育程度和工资收入的相关性在增强，其影响占到了不平等贡献度增加的60.19％；其次是教育回报率增加所引起的，占到58％；而受教育年限的分布（见第二节中教育基尼系数变化）在逐步走向平等，从而起到了减缓作用；这也反映出中国劳动力市场在逐步走向市场化，人力资本在个人的工资收入中得到了很好的体现，大多数劳动力得到了教育回报上升的益处从而减缓了收入分配的不平等。为了验证结论的稳健性，我们再采用变异系数的平方项的一半作为不平等指标，分解结果见附录2，可以发现结果基本一致，只是教育的不平等指标起到的减缓作用略有增大，占到了7.44％。
五、结论
本文通过考察中国城镇居民自20世纪90年代中期以来的收入分配及其变化，我们发现：对总的收入不平等按收入来源进行分解，发现工资收入在整个收入不平等中贡献度最大；在影响收入分配不平等变化中，地区因素是最重要的，这和以往的研究相似；我们还发现人力资本尤其是职业和教育起到了重要的作用；表示个人生产力特征的因素如人力资本的回报率在增加，这在某种程度上表明中国市场化程度的提高；其他非生产力特征因素例如性别，单位，产业等回报率差异在增加表明一些非市场化的因素仍很重要。
接着对工资收入分配不平等的变化进行分解，首先人力资本因素占到工资基尼系数增加的44，34％；性别，工作培训和所处产业也起到了增大的作用；党员，工作经验和地区起到了减小作用，但是其原因有待进一步分析。接着我们对教育对工资收入不平等贡献度变化做进一步的分解，发现从1995年到1999的收入分配不平等变化中，主要是教育和工资相关性以及教育回报率的增加导致了工资收入的不平等增加，而事实上城镇居民受教育年限的不平等是在下降，而这起到缓解工资收入不平等的作用。
我们要做的不是降低教育的回报率，中国对教育的回报率一直就不够，而是要根据劳动市场现状对人力资本进行适当的定价才符合市场经济规律（海克曼，2004）；同时要扩大不同受教育程度的人口比例，提高人口的受教育年限，减少受教育程度的不平等，通过增加教育信贷，增加政府教育投入等等一系列措施，来增加居民受教育程度的提高，从而来减少城镇居民的收入不平等程度。适度的收入分配差异可能会激励人们进行人力资本投资，从而减弱其带来的负面影响。