城镇居民收入不平等分解研究，本文主要内容关键词为：分解论文,不平等论文,城镇论文,居民收入论文，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：C812 文献标识码：A 文章编号：1002－4565（2011）11－0050－06
一、引言
进入21世纪以来，随着改革开放不断深入，中国的房地产和资本市场有了长足的进步。
房地产市场出现了“购销两旺”的局面。不过住房供给量的增加并没有带来房价的下跌，房屋价格反而随着居民收入水平的提升以及住房内生需求的增加水涨船高。全国房屋销售价格指数在七年间增长了近50％，由于这一指标包含了农村住房价格并采用了加权平均法，事实上它还低估了城镇住房价格的实际上涨幅度。有媒体报道，在一些发达地区，城镇住房价格上涨了5倍，甚至10倍。
各类金融资本市场发展不断成熟和完善。例如股票市场在2002—2007年间走出了“振荡加大牛”的行情，上证指数与深圳成指在2006和2007年两年间分别上涨了223％和294％，而这一波行情也吸引了大量股民与基民的参与。① 根据中国证券登记结算公司的统计，个人A＋B股期末累计账户数在2002—2007年间翻了近1倍，由最初的约6791万户扩大到了2007年的约1.1亿户，同期个人基金账户数也增长了近139倍①。事实上，股票市场只是各类金融资本市场中的一个典型代表，像债券、保险、外汇以及贵金属市场等也有了快速发展，近年来像黄金投资热、银行理财产品热的循环出现恰恰说明了中国资本市场的火爆程度。
一般而论，高收入者相比低收入者有更大的风险偏好，因此高收入者会更多地购买风险性资产进行投资，这在中国尤其突出，1990年代进行的有关教育、社会保障的市场化改革使得个人对这些商品或服务需要承担更高的支付比例，这无疑增强了城镇居民应对未来不确定性的预防性动机，导致低收入家庭更多地将收入用于消费或进行储蓄。而高收入家庭受到的冲击影响明显要小得多，他们在满足一定生活需要后可以将多余的资金用于购买房产或投资于资本市场。房价的上涨、资本市场的火爆极大地提高了风险资产的收益率，使得高收入家庭与低收入家庭之间的财产性收入差距不断扩大，从而推高了城镇居民的收入不平等程度。因此，蓬勃发展的房地产与资本市场是影响城镇居民收入分配的一个重要因素。
目前，已经有许多学者对城镇居民收入不平等展开研究，如Cai et al.（2010）、陈钊等（2010）、Deng和Li（2009）、约翰·奈特和宋丽娜（2008）、傅娟（2008）、Khan和Riskin（2005）以及Meng（2004）等。但这些研究一方面受到数据限制其研究时点普遍停留在2002年以前，另一方面它们的研究视角主要从人力资本、国企改革和行业收入差距入手，很少涉及房地产与资本市场。究其原因，主要是因为在2002年以前，中国的房地产和资本市场还处于起步阶段，它们对城镇居民收入分配的影响很小。当然也有一些研究已着手从定性或定量的角度来分析房地产和资本市场与城镇居民收入分配的关系，如宁光杰（2009）、陈秀梅和韩和林（2008）与汤浩和刘旦（2007）等，但这些研究一是缺乏大型微观调查数据集的支持，其结论可能有失偏颇；二是均从宏观上论证了房地产与资本市场对城镇居民收入差距起扩大作用，并没有定量描述这种推动作用的大小。
在借鉴上述文献的基础上，本文拟利用国家统计局六省城镇住户调查数据对城镇居民收入不平等展开研究，并着重分析房地产与资本市场对居民收入差距扩大的推动作用。本文拟回答以下三个问题：一是2002年至2007年间城镇居民收入分配状况是恶化还是改善了？二是城镇居民的收入分配结构发生了怎样的变化？三是房地产与资本市场在其中起到了怎样的推动作用。
二、数据与方法
（一）数据
本文使用的是国家统计局2002年至2007年六省城镇住户调查数据，该数据集涵盖了城镇居民家庭非常详细的收入、消费、住房及耐用消费品等信息。由于该调查采用日记账方式，因此相较于问卷式调查，其获得的收入信息更为准确。六省是指北京、辽宁、浙江、广东、四川与陕西。其中，北京、浙江与广东属于东部沿海地区，辽宁代表东北地区，而四川与陕西则代表中西部地区，因此六省在地域上具有代表性。此外，虽然六年的调查都包括了非当地户籍人口，但由于抽样比重过低，因此在数据处理时都被剔除了，所以本文的研究对象依然是具备当地户口的城镇居民②。最后经过数据处理，2002、2004和2007年的抽样总户数分别为10198户、12910户和15776户。
为了检验本文使用的数据是否具有代表性，笔者还分别从抽样人口比重和各省人均年可支配收入偏差两个角度与统计年鉴上的数据进行了比较。由表1可知，若将北京、浙江与广东划为富裕地区，将辽宁、四川与陕西划为贫困地区，则本文使用的数据对贫困地区赋予了更大的抽样比重，但偏差不大；而由表2可知，三年各省人均年可支配收入偏差的均值都在－1％左右。以上数据表明，本文使用的数据无论从地域范围、抽样比重还是人均年可支配收入来看都具备良好的代表性。
（二）实证方法
本文采用Lerman和Yitzhaki（1985）提出的不平等分项收入分解法，该方法具有以下两个优点：①方法简单明了，有助于说明问题的本质；②可以考察各分项收入对收入不平等的边际影响。
若个体总收入Y由K项分项收入Y[k]构成，而收入不平等以基尼系数作为测量指标，则根据Lerman和Yitzhaki的推演，
此外，分项收入对总收入不平等的边际影响可用下式来表示：
根据调查问卷对收入子指标的定义，我们将居民家庭年可支配收入划为八项分项收入：工资及补贴收入、家庭经营净收入、房产等投资收入、金融资产等投资收入、其他财产性收入、公共转移支付净收入、私人转移支付收入以及非现金收入。我们将家庭年可支配收入以及各分项收入均除以家庭总人口以得到人均水平。
三、实证结果
1.2002年至2007年间，总收入不平等呈“先上升后下降”的趋势。如表3所示，以基尼系数为例，基尼系数由2002年的0.342上升至2004年的0.361，又下降至2007年的0.349⑤。与公众认为收入不平等持续扩大的认识不同，2007年的基尼系数反而要小于2004年，对此我们推测可能是由于2005年以来国家实施的一系列旨在提高低收入家庭人均收入的政策措施，如提高最低工资、扩大城镇社保覆盖范围等政策发挥了作用，因而缩小了城镇居民收入差距。基尼系数变动的分解结果进一步验证了我们的判断，如表4所示，工资及补贴收入和公共转移支付净收入的绝对贡献变动是基尼系数下降的两个首要因素，两者对基尼系数下降的贡献率分别为109％和64％。由于绝对贡献等于收入比重和集中率的乘积，又由表5可知，这两项分项收入集中率的大幅降低是造成上述绝对贡献变动的主要原因，两项分项收入的收入比重基本保持不变，而集中率却分别由0.379和0.300下降至0.364和0.254，分别降低了4％和15％，这说明工资及补贴收入本身的不平等程度明显下降，而公共转移支付净收入缩小收入不平等的效应进一步增强。
2.城镇居民收入分配结构发生了显著变化。①如表5所示，根据集中率与基尼系数的比较，2002年至2007年间，公共转移支付净收入、家庭经营净收入的集中率均要小于基尼系数，而工资及补贴收入、房产等投资收入、金融资产等投资收入和非现金收入的集中率都要大于基尼系数，这说明前两项分项收入对收入不平等起促减作用，而后四项分项收入起促增作用。②工资及补贴收入对总收入不平等的影响最大，但其贡献率却逐渐下降，由2002年的70.4％下降至2004年的69.3％，2007年又进一步缩小至67.8％，这主要是因为居民收入来源的多样化使得该分项收入所占的收入比重持续缩小，但其集中率依然维持在高位。③由表6可知，公共转移支付净收入对总收入不平等的促减效应正不断增强，而家庭经营净收入的促减效应却不断削弱。前者对总收入不平等的边际影响由2002年的－0.0109上升至2007年的－0.0188，而后者的边际影响却由－0.0081降至－0.0016。④另外，非常明显的是，随着市场化改革的推进，非现金收入占居民家庭总收入的比重快速下降，由2002年的2.6％下降至2007年的0.8％，但其集中率却进一步上升，由0.425上升至0.510，这说明在普通城镇居民家庭非现金收入下降的同时，高收入家庭可能聚集了越来越多的实物福利补贴。由于收入比重已降至1％以下，非现金收入对收入不平等的影响已很小。
3.快速发展的房地产与资本市场对收入不平等的影响日益增强。由表5和表6可知，由于收入占比和集中率的大幅上升，房产、金融资产等投资收入对总收入不平等的贡献率以及边际影响均有非常明显的增长。以房产等投资收入为例，其对总收入不平等的贡献率由2002年的0.9％提高到了2007年的3.4％，而其边际影响也相应由0.0007增加到0.0054，提高了近6倍。由于这两项财产性收入的作用，2007年整个财产性收入对总收入不平等的贡献率达到了7.3％，超过了家庭经营净收入，成为仅次于工资及补贴收入和公共转移支付净收入、影响收入不平等的第三大分项收入⑥。
房产等投资收入对总收入不平等的贡献率也部分反映了1990年代进行的城镇住房改革对当前城镇居民收入不平等的冲击影响。许多学者指出，城镇住房改革导致了巨大的初始住房财产差异，强势群体相比弱势群体获得了更多的住房财产，如Meng（2007）、Hiroshi（2006）和李实等（2005）。根据Meng（2007）的分析，由于住房改革，城镇居民租住公房的比例由1995年的63.3％下降至2002年的22.4％，而拥有私有住房的比例则相应由36.7％上升至77.6％，这说明即使在接近住房改革尾声的2002年，仍然有22.4％的城镇居民没有私有房产。而在那些因住房改革获得私有房产的居民户中，由于地段、房型、建筑年份等因素的差异也使他们获得的住房财产价值存在巨大差别。一般而言，强势群体在住房改革前租住的房屋地段和质量更好，面积也更大，因此在住房改革后他们获得的住房财产价值也更高。随着房地产市场化的不断推进以及房价的快速上涨，由于住房改革导致的住房财产差异通过买卖或租赁房屋的方式使得强势群体得到了更多的房产等投资收入，从而加剧了城镇居民收入不平等。
4.2002年至2007年间，房产投资比金融资产投资更能扩大城镇居民收入差距。如表6所示，历年房产等投资收入对总收入不平等的边际影响都要大于金融资产等投资收入的边际影响，2002、2004和2007年两者的边际影响差异分别是0.0003、0.0007和0.0015，随着房地产市场的升温，其差异也逐渐扩大。究竟是什么原因造成这一差异的呢？由式（3）可知，在基尼系数相同的条件下，边际影响差异只取决于收入比重和集中率差异。虽然房产等投资收入的收入比重始终要小于金融资产等投资收入的收入比重，但前者的集中率却要远远高于后者，以2007年为例，金融资产等投资收入的收入比重比房产等投资收入的收入比重高0.8个百分点，但集中率却要低0.143。可见，正是房产等投资收入的高集中率使得它的边际影响也更大。笔者认为造成两者集中率有较大差异的原因是房地产市场的投资门槛相对要高于资本市场；房价的快速上涨使得房地产投资回报稳定且丰厚。
更高的投资门槛、非常稳定的收益率使得房产等投资收入比金融资产等投资收入对收入不平等的边际影响更大，从这个意义上来说，房产投资比金融资产投资更能扩大城镇居民收入不平等。
四、结论与政策建议
本文利用国家统计局六省城镇住户调查数据以及收入来源分解法对2002—2007年城镇居民收入不平等进行了研究。研究发现：①城镇居民收入不平等呈“先上升后下降”的趋势，基尼系数由2002年的0.342上升到2004年的0.361，又下降至2007年的0.349。造成后期基尼系数下降的主要原因可能在于2005年后国家实施的一系列提高低收入家庭人均收入的政策措施发挥了作用，因而缩小了城镇居民间的收入差距。②城镇居民收入分配结构发生了显著变化。居民收入来源的多样化使得工资及补贴收入占总收入的比重不断下降，进而削弱了工资及补贴收入对总收入不平等的影响作用，但其本身不平等程度依然很高；唯有公共转移支付净收入和家庭经营净收入对收入不平等起促减作用，但前者的效应在不断增强，后者却不断削弱；财产性收入已成为影响收入不平等的第三大分项收入，2007年其贡献率达到了7.3％；随着市场化的推进，非现金收入比重已降至1％以下，对收入不平等的影响已很小。③房地产与资本市场扩大城镇居民收入差距的作用正日益增强，由于更高的投资门槛以及房价的快速上涨使得房产投资比金融资产投资更能促进收入不平等。此外，1990年代进行的住房改革造成了巨大的初始住房财产差异，房地产市场的深化使得这部分财产差异以现期收入差异的形式逐渐反映到当前城镇居民收入不平等中。
笔者提出如下几条缩小城镇居民收入差距的政策建议：其一，公共转移支付净收入对缓解城镇居民收入不平等很重要，因此有必要继续深化和完善一系列民生措施，比如提高最低工资标准和最低生活保障标准，拓宽城镇居民基本医疗保险和养老保险的覆盖范围，开拓有效提高弱势群体家庭收入的新途径等等。其二，许多学者指出行政垄断行业与其他行业职工的工资收入差距是造成当前城镇居民较高工资及补贴收入不平等的重要原因所在，因此缩小行业间的收入差距也是当前收入分配改革的重点，这就需要进一步推进行政垄断行业的市场化改革，严格监管行政垄断企业的利润，防止垄断利润被大量转化为垄断企业职工的福利收入和职务消费。其三，房价的过快上涨不仅扩大了城镇居民的收入不平等程度，更对中国经济的发展构成了潜在威胁，因此需要切实采取有效措施抑制房价的快速上涨，这包括采用信贷、税收、土地和行政等多方面措施打击房地产市场的投机需求，同时增加保障性住房的供给量以减轻住房刚性需求对房价上涨的压力。其四，需要进一步完善资本市场的制度建设，严格资本市场的信息披露，防止投机者利用法律或信息漏洞操纵资本市场以谋取高额收益。其五，由于人异质性的存在，市场化改革不可避免地会提高人与人之间的收入差距，这就需要个人所得税政策来调节这种收入差距，而当前完善个人所得税政策不仅要在提高免征额以及优化税率结构等方面下工夫，还应加强对财产性收入、灰色收入等更隐蔽收入的监管以及纳税管理，从而使个人所得税政策切实起到调节居民收入差距的作用。
注释：
① 2006及2007年的牛市是指2006年1月4日至2007年12月28日；振荡行情是指2002、2003、2004和2005年上证指数的涨幅分别为－17.4％、11.1％、－15.2％和－7.9％，深圳成指的涨幅分别为－16.9％、26.9％、－11.7％和－6.1％。
② 2002、2004和2007年非当地户籍家庭数占当年抽样总户数的比重分别为1.4％、1.2％和1.1％。不过正如许多学者所指出的，仅采用户籍人口而忽略流动人口会造成对城镇居民收入不平等的低估，这点需要我们在理解本文研究结果时加以注意。
③ 具体含义请参见Leman和Yitzhaki（1985）的论文。
④ 
分项收入的集中率
与它本身的基尼系数
区别在于前者在计算时采用个体总收入的排序，而后者则采用个体分项收入的排序，具体请参见洪兴建（2008）第三章。
⑤ 事实上，笔者计算了2002年至2007年每年的基尼系数及其分解结果，由于其他年份的分解结果并不影响本文的研究结论，为了叙述方便，本文只选用了2002、2004和2007年，若读者对其他年份的分解结果感兴趣，可向笔者索取。另外，选用这四个不平等指标的原因主要有两点，一是在一般条件下它们之间不存在单调变换关系，因此可以用来相互检验测度结果的稳健性；二是它们满足绝大部分不平等测度公理，尤其是庇古·道尔顿转移公理，且不对高收入阶层的收入转移敏感；有关这些指标性质更详尽的讨论请参见洪兴建（2010）第二章。
⑥ 整个财产性收入的贡献率等于房产等投资收入、金融资产等投资收入和其他财产性收入的贡献率之和。
标签：收入差距论文; 边际收益论文; 边际收入论文; 边际效应论文; 财产性收入论文; 基尼系数论文; 资本市场论文; 净收入论文; 投资论文; 房地产业论文;