VoI. 32, 第32卷第z期统计研究Feb. 2015 2015年2月Statistical Research 中等收入群体比重变动的因素分解一一基于收入极化指数的经验证据龙莹内容提要:本文采用相对分布非参数核密度估计方法，基于中国健康与营养数据库(CHNS)1988-2010年居民住户调查微观数据，对影响中等收入群体比重变动的因素进行分解。实证结果显示，一方面，影响中等收入群体比重变动的因素中经济增长效应"大于"收入分配效应即经济增长所带来的收入分布曲线平移产生的效应大于收入分配政策变化所带来的分布形状变化产生的效应，同时收入分配效应"的短期效应大于长期效应;另一方面，向下相对极化指数大于向上相对极化指数，且向下相对极化指数贡献率呈上升趋势。说明从长期看，经济的快速增长使得中等收入群体划分标准提高，而居民收入增加的速度低于经济增长的速度，使得原本的中等收入群体向下落入低收入区间的比重大于向上成为高收入群体的比重，且呈现逐年上升的趋势。关键词:中等收入群体;收入极化指数;相对分布:非参数核密度估计中图分类号:C812文献标识码:A文章编号:1002-4565(2015)02 -0037 -07 Decomposition of Factors that Affect the Proportion Variation of the Middle-income Group: ased on the Evidence of Income Polarization Index Long Ying Abstract: ased on the residents’ household survey micro-data of China Health and N utrition Survey ( CHNS) from 1988 to 2010, applying the nonparametric kernel density estimation method of relative distribution, we decompose the factors that affect the proportion variation of the middle-income group in this paper. Empirical results show that: on the one hand, among the factors that affect the proportion variation of the middle-income group, "Economic growth effect" is greater than "income distribution effect" , and there is an increasing trend, that is, the size of the income distribution curve shift caused by economic growth is greater than the changes in the shape brought by the income allocation policy, At the same time, the short-term effect of "income distribution effect" is larger than the long-term effect. On the other hand, the lower relative polarization index is bigger than the upper relative polarization index, and the lower relative polarization index appears upward trend. lt shows that, in the long term, rapid economic growth makes the criteria for the classification of middle-income group increased, while the rate of income increase in household is lower than the rate of economic growth, making the original middle-income groups fall down into the low-income group, and the proportion is greater than the group which become high-income group, and showing an increasing trend. Key words: Middle-income Group; Income Polarization Index; Relative Distribution; Nonparametric Kernel Density, Estimation 近年来，在经济快速增长与居民收入增加的同等收入群体比例大致占239毛左右，笔者测算的2008时，居民收入差距不断扩大，出现了低收入群体规模年北京城镇中等收入群体比重为%。而发达扩大、高收入群体比重增加、中等收入群体比重缩小国家，如美国，中产阶级的比重达70%以上。党的的趋势，已渐近向"M型"收入分布特征演化。这说*本文获国家社会科学基金青年项目"我国中等收入群体规模明我国收入两极分化严重，没有庞大的中等收入群变动因素分析研究"( 12CJY016)、安徽大学"第三批青年骨干教师培体，这种趋势应引起高度关注。有研究显示:我国中养对象"(02303301 )的资助。
. 38 . 统计研究2015年z月十八大报告提出，到2020年我国将实现国内生产总二是收入极化的测算方法。可以归纳为以下两类:值和城乡居民人均收入比2010年翻一番。在收入第一，基于极化指标的传统研究方法(Esteban和分配差距持续拉大的背景下，这个国民收入倍增计Ray (1994) )。第二，基于收入分布的现代非参数划，不应该是收入分配差距持续扩大基础上的倍增，核密度估计方法。较有代表性的是相对分布核密度而应当是中等收入群体比重不断扩大基础上的估计方法，由Handcock和Morris( 1998 )提出。近年倍增。来，国内也有学者对收入极化进行研究(陈宗胜，2002;洪兴建，2007;王祖祥，2009)，早期的研究多一、文献综述从理论角度讨论是否存在收入极化，后期的研究虽纵观国内外学者对中等收入群体的研究，主要注重了实证分析，但没有利用极化方法体系来研究集中于以下几方面:一是关于界定和测度中等收入中等收入群体比重的变动，本文的研究可作为一个群体的研究O较有影响的是Thurow( 1984)提出围新的补充。绕收入空间的标准，将收入中位数附近75%-综上所述，国内虽有学者研究收入极化问题，但125%区间内的群体界定为中等收入群体。其他一没有把中等收入群体减少与收入两极分化问题相结些学者提出不同的观点，认为中等收入群体的测算合进行研究。纵观各种极化测算方法，仅有相对分标准应依据人口标准而非收入标准，把20%-80% 布非参数核密度估计是针对中等收入群体的最适合分位数间累计60%的人群界定为中等收入群体的研究方法，它的分解基于整个收入分布，显示了中( Levitan , 1984; Levy, 1987 )。二是对中等收入群体等收入群体比重变化的大部分，甚至是全部信息。比重变动影响因素的研究。国外对影响中等收入群本文将根据相对分布的非参数核密度估计方法，结体比重变动因素的研究角度较为广泛，主要归纳为合收入极化指数的分解来研究中等收人群体比重的两类，即经济增长、收入分配政策、商业周期等宏观变动。本文首先介绍相对分布非参数核密度估计方因素(Willam，2001)和行业、职业、经验、受教育程度法，然后根据中国健康营养调查数据库(CHNS)等微观因素(Jenkins , 1995 )。国内对中等收入群体1988一2010年微观收入数据对我国中等收入群体比重变动影响因素的研究较少，纪宏、陈云(2009比重变动进行因素分解分析，同时计算收入相对极) 从宏观层面研究了中等收入群体比重变动的原因。化指数，描述和分析中国中等收入群体比重变动情三是关于提高中等收入群体比重的路径选择，包括况。最后得出相关结论。提高人力资本水平(Jenkins, 1995 )、收入流动(赵二、计量方法与数据来源洁，2010)、实行减税(李培林，2007)、提高低收入者收入(纪玉山，2005)。{一)相对分布非参数核密度估计方法20世纪80年代以来，一些西方发达国家中等相对分布非参数核密度估计方法是由收入群体的规模和影响力出现下降的趋势，部分国Handcock和Morris( 1998)引入到收入分配问题的家甚至出现了"中等收入群体消失"的现象，而传统研究中，用来比较两组人口的收入分布，两组人口被收入不平等理论无法解释这种现象。于是，收入分称为"对比组"和"参照组通过对两组人口收入分配研究的一个新领域-一一收入极化逐渐引起人们的布的对比来研究收入分布位置和形状的变化。通常地，令Y代表"参照组"人口收入的一个关注O事实上，极化是近几十年来很多国家普遍存O在的现象，是新自由主义经济的产物，国外对极化的连续随机变量，Fo是Y。的累积分布函数(CDF)’/0 相关研究很多。大体从以下两方面展开:一是围绕是它的概率密度函数(PDF)，类似地对比组"人着一国是否出现收入极化的研究。综合Jenkins口收入的连续随机变量为Y，累积分布函数为F，概(1995)、Riccardo和Massari(2009)等人的研究可率密度函数为f。此时，相对分布，或者说是Y对Y的O以看出，即使收入差距相对较小的英国、意大利、西等级变形(转换)被定义为随机变量R:班牙、美国和加拿大等欧美发达国家，也面临着收入R = Fo( Y) (1) 极化程度不断加深的现状，同时，这些研究还从极化随机变量R是通过变量Y在Y。的分位排序上取的角度提供了关于中等收入群体明显减少的证据。值获得。R、r通常是相对数据，代表对比组居民收入
.39 . 第32卷第2期龙莹:中等收入群体比重变动的因素分解水平的累积分布函数相对参照组居民收入水平的累反地，假如两个分布有不同的中位数，当对比组中位积分布函数的等级。R定义为:数高于(低于)参照组中位数时，gL(r)将增加(减G(r) = F(F~l(r)) 0 ~三r::::;;1 (2) 小)0 "形状效应"的密度比率g，(p) ，代表位置效应r是一个比例，且F~l(r) = Qo (r) = inf 1Y o I凡(y)的相对密度净值，对g，(p)的分析反映了发生在对= rf = y，是F。的分位函数。相对密度g(r)定义为比组和参照组间的再分配效应。在参照组分布第r分位数上估计的对比组居民密度在效应分解的基础上，可以根据相对密度函数函数和参照组居民密度函数的比率:的曲线图形分析，计算中位数相对极化指数，如式f'(F~l(r)) f( y,) (6)所示。中位数相对极化指数的取值在-1-1之g(r)= =一一~U::::;; r ::::;; l,y fo(F~l(r)) -fo(y,) V --. --’,J, 间变化，正值代表收入极化增加，负值则代表收入变(3) 化向中位数方向靠近，即极化程度减小，取值为O代分位函数Qo(r)=y，返回在参照组分布中低于表收入分布形状没有发生变化。通过中位数相对极按升序排列的比例为r的收入y的值。因此，g(r)可化指数可以了解收入分布形状的变化，判断是否有以被解释为在y，分位上对比组居民和参照组居民向中位数收入靠拢的趋势，或者是向收入分布的一的比率。相对密度g(r)是随机变量R的概率密度函侧或双侧聚集的趋势即可以用来判断收入极化程数，在收入分配领域，利用其测度收入分布离散程度的变化。度，也称为情指数。不断变化的分位数比率保证了从形式上，考虑了参照组收入凡的对比组收入相对密度比率是一个合适的概率密度函数。Y的中位数相对极化指数定义为:本文中，相对分布密度g(r)的计算如下:MRP(川=4f Ir寸卡，(r ) dr -1 ( 6) f(y,) g(r) = ~一(4) 除此之外，为了观察中位数两侧收入的变化，中fo (y,) 位数相对极化指数可分解为向下相对极化指数f和fo通过在P分位上根据参照组收入y，进行(LRP)和向上相对极化指数(URP)，即中位数相对核密度估计得到，点y，上两个密度函数的估计是相极化指数可以分解为来自低收入群体和高收入群体同的。的贡献，强调了总体极化的变化中，相对分布中高于(二)分解过程和低于中位数部分的贡献分别为多少。计算公式分根据相对分布方法可以分解"参照组"和"对比别为:组"之间的收入差距，这种差距可能由平均收入或中位数收入的变化引起，称为"位置效应也可能LRP(川=8 f~ 1 r -~ 1g , (材一1(7) 归因于收入分布形状的变化，称为"形状效应"。通过定义"位置调整组"来对相对密度函数进行"位置川川=叶-~ Ig,(r)dr -1 (8) 效应"和"形状效应"的分解，位置调整组的收入分MRP(F,Fo) = * [LRP(F,Fo) + URP(F, 布形状和参照组相同，收入均值和对比组相同。代Fo) ] ，它们的统计含义类似于中位数相对极化指数表位置调整组收入的一个连续随机变量表示为YOLMRPLRP和URP的取值也在-1 -1之间变化，o = Y+ p，其中ρ是参照组和对比组收入中位数的差O 这两个极化指数的估计方法和具体含义类似距。凡L的累积密度函数CDF被定义为F= Fo(Y + OL于MRP。ρ) ，它的概率密度函数为foL。{三}撤据来源因此，分解可以写为:本文实证分析部分的数据来掠于1988-2010f( y,) fOL (y,) f( y,) -一一=一一一一x -一一一(5) 年中国健康营养调查数据库(CHNS) ，CHNS数据库/d!J " &.比)g(’) 位置效应gL(')形状效应g，(p)是由北卡罗来纳州立大学教堂山分校和中国疾病预p是对应于y，的位置调整组(Y)收入的分位OL防与控制中心下国际营养与食品安全协会联合发布排序。假如对比组与参照组有相同的中位数位置的跟踪调查数据，调查从1989年开始，每隔几年进效应"gL(r)的密度比率将服从[0，1]均匀分布。相行一次调查，最新的数据是2011年从辽宁、江苏、湖
.40. 统计研究2015华2月北、广西、北京、上海、重庆等12个省份中进行多阶年相比，收入分布曲线70%的部分低于1990年，段抽样调查所得，是根据随机聚类程序从包括30%的部分高于1990年，这也说明了1992年的收26000个微现个体的4400个住户中调查的关于地入分布曲线比1990年的更加平坦，不平等程度加理区域、经济发展、工资收入、公共资源和健康指标深。类似地，从2010年和2008年对比的PDF曲线数据。在本文的分析中，采用了经过CPI平减后的中可以看出，累积约为57<;毛分布曲线在[0，1]区间个人可支配收入数据，从采集数据的省份也可以看变化，约为439毛的部分大于1。说明2010年和2008出，样本包括东部、中部和西部，具有很好的代表性。年相比，收入分布曲线57%的部分低于2008年，439毛的部分高于2008年，反映这个时间段内收入分三、中等收入群体比重变动因素分解布曲线的对比中，2010年的更加平坦，收入分配不(一)基本分析平等程度更深。1.收入相对分布曲线对比分析。3.中等收入群体比重变化趋势分析。通过绘制我国收入分布的概率密度曲线，并选笔者在"中国中等收入群体规模动态变迁与收择早期的1992年和1990年进行对比，以及近期的入两极分化:统计描述与测算"(2012)一文中根据2010年和2008年对比，可知，和1990年相比，1992CHNS数据库收入数据，采用部分排序法测算了年的收入分布曲线向右平移了一段距离，说明随着1988-2005年中国中等收入群体的比重。本文利时间推移，居民收入不断增长，同时分布曲线变得更用最新数据，补充上2008年、2010年的测算结果，加平坦，说明收入差距不断扩大。并且2008年和具体见表1。可以看出，近年来居民人均年收入有2010年的收入分布曲线不像早期分布曲线那么平了较大提高，2010年是15517元，是1988年的6倍滑，分布曲线有多个峰值，尤其是2010年的分布曲左右。中位数和平均数的比值呈现不断下降的趋线显示出明显的"M"型分布，表明收入分布在局部势，反之，(1-中位数/平均数)呈上升的趋势，该指聚集，出现相对较低和较高收入群体比重较高，中等标测度的是收入分布的偏度，从数值上看，收入差距收入群体比重下降的趋势。不断扩大O2.收入相对分布的累积分布曲线和概率密度表1最下面3行表示当收入在中位数的不同范函数曲线c围内变化时中等收入群体比重。以最常用且具有代绘制相对分布的累积分布函数曲线(CDF)和概表性的759毛-1259毛范围为例，2008年中等收入群率密度曲线(PDF) ，并以1992年和1990年对比，体比重为% ，2010年为 % ，和前面年份相2010年和2008年对比O假定对比组和参照组的收比，除了中间个别年份比重略有上升外，中等收入群0入分布相同，则相对分布的CDF曲线和45线重合，体比重总体上呈下降的趋势，从1988年的%相对分布的PDF将全部在区间[0，1]间变化。结果下降到2010年的 % ，20余年间，下降个百显示，两个时间段的相对累积分布曲线CDF都在分点。同时可以看出，中国中等收入群体比重偏小，045线下方，说明对比年份和参照年份相比，收入分即使稍微放宽范围，在759毛-150%范围内，2010年配不平等程度加深。1992年和1990年对比的PDF中等收入群体比重还不足30%，远低于发达国家的曲线显示，累积约为70%分布曲线在[0，1]区间变水平(如美国中产阶级比重在709毛以上)，也低于笔化，约为30%的部分大于1。说明1992年和1990者之前测算的北京城镇中等收入群体比重毛。表11988-2010年收入描述性指标及中等收入群体比重年份2010 平均数(元) 中位数(元)II 中位数/平均数 75 -125 21. 1 75 -150 50 -150
. 41 第32卷第2期龙莹·中等收入群体比重变动的因素分解(二)中等收入群体比重变动影晌因素的实证为，贡献百分比为)毛形状效应"为，贡献百分比为%。由此可知，在分析根据相对分布分解原理，计算恼指数和中位数1990-1992年，中等收入群体收入分布的变化中，相对极化指数。总体情指数分解为"位置效应"和"经济增长效应"大于"收入分配效应说明中等收"形状效应位置效应"反映分布整体所在位置的入群体比重变动过程中，经济增长因素所导致的收收入水平和变动情况，也即经济增长效应形状效入分布曲线的变化大于收入分配因素带来的分布形应"反映收入分布的极化状况及其变动，也即收入状的变化。表的下半部分为中位数相对极化指数及分配效应。中位数相对极化指数分解为向上相对极其分解值，中位数相对极化指数为，其中，向化指数和向下相对极化指数。下相对极化指数LRP为，向上相对极化指数1990-1992年和2008-2010年两个时期居民URP为，各自对应的概率P分别为、收入相对分布及其分解，结果显示，两个时期的"总、，均显著小于5%显著性水平，同时给效应"中位置效应"均大于"形状效应但是两个出了95t}毛的置信区间。从中可以看出，1990-1992时期相对分布密度曲线形状有很大区别。1990-年，收入两极分化的存在是由LRP和URP二者共同1992年相交于60%分位点，而2008-2010年与1带来的，这也解释了中等收入群体比重变化的原因，相交于50%分位点。两个时期的"形状效应"分布是因为一部分中等收入居民向下落入了低收入群曲线差异较大，具体来说，1990-1992年的相对密体，另一方面因为一部分中等收入居民向上流动变度曲线在收入的低分位数和高分位数上对比组高于为高收入群体。但是，URP大于LPR，说明这期间参照组，与之相反的是，2008-2010年的相对密度中等收入群体比重缩小的更重要的原因是由于较多曲线低分位数和高分位数上对比组低于参照组。正的居民向上成为高收入群体。是这些差异导致了前面所述的两个时期"总效应"表3是2008-2010年收入相对分布分解结果。的分布曲线不同。下面将根据表2和表3来解释上表的上半部分是收入分布变化的总效应及效应分述差异的具体原因。解，可以看出，总效应为，其中"位置效应"为表21990-1992年中等收入群体收入宏观，贡献百分比为%;"形状效应"为效应和相对极化指鼓(1992年为对比组}，贡献百分比为%。由此可知，在煽贡献百分比2008-2010年，中等收入群体收入分布的变化中，收入分布变化的总效应 "经济增长效应"仍然大于"收入分配效应"。但是，位置效应 51. 95% 和1990一1992年相比，这段时间里收入分配效形状效应 % 相对极化指数估计值95%置信区间P值应"的贡献明显减少，从%下降为%，而MRP o. 125 -O. 159 "经济增长效应"则有显著提高，从%提高到LRP 。.% ，提高了近28t}毛。说明经济快速发展带来的URP o. 144 -0. 178 各个收入群体所占比重变化远远大于各种收入分配表32008-2010年中等收入群体收入宏观因素变化带来的比重的变化，从图形上看就是中等效应和相对极化指数(2010年为对比组)收入群体比重不断减少，收入分布曲线呈现"，M"型情贡献百分比收入分布变化的总效应 分布特征。表的下半部分为中位数相对极化指数及位置效应 % 其分解值，中位数相对极化指数为，其中，LRP形状效应 % 为，URP为，各自对应的概率P值分别相对极化指数估计值95%置信区间P值为、、，均显著小于5%显著性水MRP O. 100 -O. 134 LRP O. 194 O. 161 平，同时给出了959串的置信区间。可以看出，URP O. 006 -O. 075 2008-2010年，LRP大于URP，说明中等收入群体表2是1990-1992年收入相对分布的分解结比重不断减小的原因和1990-1992年截然相反，这果。表的上半部分是收入分布变化的总效应及效应期间中等收入群体比重缩小的原因更多地是由于较分解，可以看出，总效应为，其中"位置效应"多的居民向下落入低收入群体。为了进一步说明问
.42. 统计研究2015每2月题，以2010年为对比组，其余年份为参照组，计算历地说明问题，这也是有待于以后进一步探索和完善年收入相对极化指数的贡献度，如表4所示。的地方。综上所述，本文重点进行了短期分析，选择表41988-2008年收入相对极化指数贡献度对比差异较大的两个时期(1992年与1990年对比，(2010年为对比组2010年与2008年对比)进行分析。年份2008 表51988-2008年中等收入群体比重变动LRP贡献(%) 影响因素的效应贡献度URP贡献(%) 参照组从表4可以看出，1988-2008年间，整体上看，位置效应(%) LRP的贡献率处于上升的趋势，从1988年的形状效应(%)%上升到2008年的%，相反的是，URP的贡献度呈下降的趋势，从1988年的%下降到四、主要结论% 0上述变化说明，1988-2008年间，我国中{一)"经济增长效应"大于"收入分配效应"等收入群体比重的变化中，向下落入低收入群体的"收入分配效应"的短期效应大于长期效应比重大于向上成为高收入群体比重，说明在这期间，从形状上看，随着时间的推移，我国居民收入分中等收入群体比重的减少是由于更多的居民相对收布密度函数曲线向右平移，同时，密度曲线的形状发入减少，向下落入低收入群体。这不等于说明每个生改变，变为双峰或者多峰分布，且收入分布曲线变人的绝对收入减少，而是收入增加的速度低于经济得更加扁平。从福利经济学的角度而言，收入分布发展的速度，经济的快速增长使得中等收入群体划密度曲线向右平移，反映的是经济增长效应，意味着分标准提高，从而导致处于中等收入区间偏低区域平均收入的提高，代表了人们福利水平的提高，体现附近的群体向下落入低收入区间。了假定所有人可以均等受益情况下经济增长对于不最后需要指出的是，不同的参照组与对比组的同年份间居民的福利改善所起到的作用。收入分布选择对模型结果有一定的影响，具体来看，根据数据形态的改变则涉及到复杂的二阶变换，反映的是收库的历年数据，选择不同年份分别作为对比组和参入分配效应，不同收入群体的变动幅度不同，从而使照组，经过不同年份的多次对比分析与试算发现:得分布发生了扭曲，甚至出现了通常文中描述的双①相对分布非参数核密度估计结果在短期和中期峰或多峰的现象。图形表现为双峰分布的收入密度(1 -10年左右)比较稳定O例如，以1999年为对比曲线表明不同年份间围绕均值所产生的两极分化对组，1996年、1992年、1990年、1988年分别作为参照于整体分布的影响，反映了整体样本中收入的分化组，以及以2010年为对比组，2008年、2005年、2003程度，同时表明了在不同年份间由于收入分配政策年、1999年分别为参照组，得出结论都较为相似，如的改变，或者是异质性群体的存在，如行业的差异表5所示O可以看出，一方面，无论对比组如何选等，从而使得分布出现了形态上的改变。择位置效应"均大于"形状效应即经济增长效中等收入群体比重变动的宏观影响因素分解结应大于收入分配效应，说明影响中等收入群体比重果表明"位置效应"大于"形状效应可以理解为，变化最大的还是经济增长因素;另一方面，和中长期经济增长所带来的收入分布曲线平移产生的效应，相比，短期收入分配效应贡献程度增加，并呈现逐年大于收入分配政策变化所带来的分布形状变化产生，上升趋势，说明收入分配政策变化的短期效应大于的效应。因为经济增长所带来的是全体居民收入水长期效应。例如，以2010年为对比组，1999年为参平的提高，是对全体居民整体福利的改进，在图形上照组，收入分配效应的贡献度只有%，而2010表现为向右平移。而收入分配效应所带来的则是收年与2008年对比中，收入分配效应的贡献度有入分布密度函数曲线形状的改变，对不同群体的影响效果是不同的，若收入分布密度函数曲线出现双% 0类似地，以1999年为对比组，1992年的收入分配效应贡献度只有%，1996年上升到峰现象，表明对中间部分影响较大，也就是收入分配效应对中等收入群体影响更大，分布中间部分下陷，11. 3%。②从更长时期来看，如2010年为对比组，1990年为参照组(历时20年)，得出结论不能很好呈现出"M型说明中等收入群体比重缩小。这可
.43 . 第32卷第2期龙莹:中等收入群体比重变动的因素分解参考文献以从经济学角度来解释，例如对居民的税收政策，目[ 1 ]龙莹中国中等收入群体规模动态变迁与收入两极分化:统计前国家采取的是累进税。事实上，对全体居民而言，描述与测算[J].财贸研究，2012(2) :92 -99. 这种制度影响最大的是中等收入群体。因为限制了[ 2 ]陈宗胜.关于收入差距倒U曲线及两极分化研究中的几个方法起征点，低收入群体基本上不会落入征税的区间，相问题[J].中国社会科学，2002(5):78 -82. 比而言，高收入群体财富积累较多，征税对其影响也[ 3 ]洪兴建，李金昌.两极分化测度方法述评与中国居民收入两极不大，加之目前没有开征遗产税，因此高收入群体的分化[1]经济研究，2007( 11) :139 -153. [ 4 ]纪宏，陈云.我国中收入者比重及其变动的测度研究[1].经济财富很大一部分顺利地转移到下一代。学动态，2009(6):11 -16. 收入分配政策变化的短期效应大于长期效应，[ 5 ]纪玉山，代栓平，何翠翠.中等收入者比重的扩大及"橄榄型"财这是因为随着经济的发展，不同时期会制定与经济富结构的达致[J].社会科学研究，2005(2):35 -40. 发展相适应的收入分配政策，分配政策在相应的经[ 6 ]李培林关于扩大中等收入者比重的若干思考[J]红旗文稿，济周期内发挥作用，对包括中等收入群体在内的不2007(18) :14 -15 [ 7 ]王祖祥，范传祥，何耀等.农村贫困与极化问题研究一以湖北省同收入群体产生影响，从较长时期的对比来看，当制为例[J].中国社会科学，2009(6):73 -88. 定新的收入分配政策，原先的收入分配政策的影响[ 8 ]赵洁.社会转型期我国中等收入阶层的评判标准[J]求实，效果逐渐减弱，所以，收入分配政策的短期效应大于2010(9) :53 -56. 长期效应。[ 9 ] Handcock, M. S. , Morris, M. . Relative Distribution Methods [ J] (二}中等收入群体比重减小，向下相对极化指Sociological Methodology, 1998(28): 53 -97. [ 10] Joan-Maria E8teban and Debraj Ray. On the Mea8urement of 数LRP的贡献率呈上升趋势Polarization [1]. Ecnomitrica, 1994 ( 7) : 819 -851. 收入两极分化是由于各收入群体向两端聚集，[ 11 ] Levy, F. The Middle Class: Is It Really Vanishi吨[J] 形成富者越富、穷者越穷的局面，中位数相对极化指Brookings Review, 1987(3) :17 -21. 数从数量上较好地反映了中等收入群体比重变化的[ 12] Levitan, S. A. , Carlson, P. E. Middle-cla8s shrinkage? [J]. Across 原因，通过向下相对极化指数和向上相对极化指数Board, 1984 :55 -59. 定量地分析了各群体聚集的方向和程度。从本文实[ 13 ] Riccardo Massari, Maria Grazia Pittau., Roberto Zelli. A dwindling middle class? Italian evidence in the 2000s [ J]. The Joumal of 证结果来看，1988-2010年间，我国中等收入群体Economic Inequality, 2009 (7) : 333 -350. 比重呈下降趋势，向下相对极化指数LRP的贡献率[14] Stephen P. Jenkins. Did the middle clas8 shrink during the 19808? 呈上升趋势，说明在这期间，中等收入群体比重的减UK evidence from kemel density estimates[ J] . Economics Letters, 少是由于更多的居民相对收入减少，向下落入低收1995(49) :407 -413 入区间。从长期看，随着经济的快速发展，带来全体[15] Thurow. L. C. The disappearance of the middle class [ N J. New York Times, 1984. F3, February. 居民收入水平的提高，据此计算的收入中位数水平[16] William Easterly. The Middle Class Consensus and Economic 也相应提高，即划分中等收入群体的标准提高，使得Development [ J ]. Joumal of Economic Growth, 2001 (6 ) : 317 原本的中等收入群体向下落入低收入群体的比重大-335. 于向上成为高收入群体的比重。从收入分布曲线的形状可知，收入分布的高分位数部分出现拖尾现象，作者简介说明虽然高收入群体收入分布区间跨度较大，但比龙莹，女，1981年生，云南曲靖人，2011年毕业于中央财经大学，获经济学博士学位，现为安徽大学经济学院副教授，重较小。同时，从各个收入群体比重分布来看，相对中国统计教育学会理事，全国工业统计教学研究会理事。研高收入群体而言，低收入群体所占比重更大，和更高究方向为收入分配、宏观经济统计分析。的中等收入群体划分标准相比，更多的人落入了低收入区间。(责任编辑:曹麦)
