第27卷第11期统计研究Vol. 27. 2010年11月Statistical Research Nov. 2010 中国收入流动性再探讨*杨俊黄潇内容提要:本文利用"中国营养健康调查"( 1989 -2006 )数据，从不同角度测度了中国收入流动性，分析了其对社会福利的影响，并按不同收入阶层对收入流动性进行分解，最后考察了个体的教育特征对收入流动性的影响。研究发现，城市和农村的收入流动性都先上升后下降，在收入分配差距较大的背景下，收入流动性降低加固了现有收入分层，形成"穷者越穷、富者越富"的马太效应，收入流动性并未改善社会福利;低收入阶层对总体收入流动性贡献最大，但大都在中低收入阶层内部变动;同时，受教育程度较高的个体收入不易向下流动，城市个体尤为显著。因此，在制定收入分配、教育政策时对低收入群体进行扶持，将有利于促进合理的收入流动进而缩小收入分配差距。关键询:收入流动性;收入分配差距;社会福利;教育中图分类号:文献标识码:A文章编号:1002-4565(2010) 11 -0024 -10 Further Discussion on China’s Income Mobility Yang Jun & Huang Xiao Abstract: Using the data from China Healthy and Nutrition Survey (1989一2006), this paper measures income mohility from different views, and studies its effects on social welfare, then decomposes the income mohility from different income groups, finally analyzes the relationship hetween individual characteristics and income mohility. The results show: Firstly, the mobility in urhan and rural goes down after a period of rising. As the income distribution gap is deep in China, the decreasing of income mohility could deepen the existing income structure so thal form the Mauhew effect一一一thepoor will he poorer, the rich will he richer. So the income mohility doesn’.t improve social welfare. Secondly, although the low›income group contrihutes most to the glohal income mohility, most of them move among the low-income group. Thirdly, people who have higher education level have less possibility of down mobility, especially for urhan people. As a result, it is necessary to support the low-income group when making policies such as education and income distrihution, so that the reasonahle income mobility and less income distribution gap can be reached. Key words: Income Mohility; Income Distribution; Social Welfare; Education 盾。因此，对中国收入流动性变化趋势的分析，有助一、问题的提出于从机会均等角度认识收入分配差距;基于社会福收入流动是研究个体收入相对位置(或收入排利角度对收入流动性进行测度，有助于对收入流动名)的变化，不仅反映收入分配差距变化的内部特性进行价值评判;对收入流动性进行分解，有助于找征，更体现出机会均等的特性。实际上，如果→个社出收入流动性变化的原因;从人力资本角度研究影会收入流动性较强，表明人们的相对收入变化较快、响收入流动性的因素，有利于探讨怎样促进合理的机会较为均等，即使收入分配差距很大，也能在一定收入流动。程度上缓解收入分配不均引起的社会矛盾;反之如二、文献回顾果在收入分配差距较大的同时收入流动性也较低，则收入分配差距将变得更难以控制，从而加剧社会研究收入流动首先应明确其含义及测度方式，冲突。在我国收入分配差距较大的背景下，合理的*本文得到国家自然科学基金(70703038)、全国教育科学规划收入流动将有助于控制收入分配差距、缓解社会矛课题(EF A080248 )的资助，特此感谢。
. 25 . 第27卷第11期杨俊黄潇:中国收入流动性再探讨但由于出发点不同，学术界尚无-致意见O认为收Buchinsky et al[6]对法国收入流动性的研究发现，从入流动性的含义及测度方式可主要划分为两大类:时间依赖和相对位置变动来看，女性的收入流动性第一类从时间依赖(Time-Dependence)角度衡量收要大于男性，但从其他方面来看收入流动性并不存入流动，主要考察当前的收入在多大程度上依赖过在显著性别差异;另外，个体受教育程度越高则收入去的收入，多用于代际间(Intergenerational)收入流流动性越小(基于时间依赖和收入相对位置变动角动性的研究。例如，通过父辈与子女的收入日系数度)，但从收入份额变动、方向性和非方向性收入流来探讨子女的收入在多大程度上取决于父辈的收动来看，个体受教育程度越高则收入流动性反而越入①。第二大类则主要从变动(Movement)的角度展大。这说明受教育程度越高其保持在高收入阶层的开研究，主要用于代际内(Intragenerational )收入流"能力"越强，收入变化幅度也越大，容易形成财富动性的分析。但是变动"的含义较为丰富，从不向高收入阶层集中的趋势。Freije[叫以及Duval同角度出发，收入流动性的测度方式也不一样。首Hernandez [11]对墨西哥和委内瑞拉收入流动性的分先，最通常的做法是考察个体收入相对位置的变动析发现，有些指标随时间而上升、有些随时间而下(Positional Movement)。例如，个体所处的收入阶层降，这是因为各个指标的出发点不同。(如按收入五等分位、十等分位进行划分)是否发生对中国收入流动性的研究始于20世纪90年改变，或者个人收入排名(Rank)是否产生变化。代，主要从收入相对位置变动的角度进行探讨。既King[1]、Wodon& Y itzhaki [2 J都构造了相应的指标来有研究大都认为，随着中国改革开放的深入，农村居反映这种收入相对位置的变动。其次，收入流动性民的收入流动性在加快，原有收入分层迅速改变还可以从收入份额变动角度进行探讨(JShare (Nee Liedka[7) ;与此同时，城市收入流动性也呈现Movement)。此时，当一个人的收入水平发生变化出明显上升的趋势，收入流动性的上升速度快于收且不等于(高于或低于)社会的平均水平时，收入流入分配差距的上升速度(Khor & Pencavel [8 J )。杜鹏动便发生了。即使某人的收入水平没有变、或者收等[9J对深圳城市居民调查数据的研究发现，收入流入相对位置没有变，但社会平均收入水平发生了变动性能促进社会公平，使长期的收入不平等小于短化，仍会发生收入流动。与从收入相对位置测度收期的收入不平等。然而，就全国整体而言，中国收入入流动性相比，从收入份额变化测度收入流动性对流动性在20世纪90年代末有所降低，并且在控制收入水平的变化更为敏感。再次，Fields和OK提出收入分配差距中的作用有所下降(王海港口0])。当的非方向性收入流动(Non-DirectionalMovement)同然，也有研究认为中国收入流动模式表现为先下降样侧重于反映收入水平的变化，但它只反映了个人后上升的典型两阶段特征，如王朝明、胡棋智[11J。收入水平变化的绝对量而忽略了收入变化的方向结果的不同除了指标选择的差异外，部分源于不同性;最后，Fields和OK同时还提出了方向性收入流学者测度时所采用的样本不同、样本口径的不一致，动(DirectionalMovement) ，它不仅包含了个人收入以及计算误差等。除了对中国收入流动性的变化趋绝对量的变化，还包含了收入变动的方向[3J。势进行探讨外，也有研究更侧重于收入流动性形成除此之外，福利经济学家们还从社会福利的角机理以及影响收入流动性因素的探讨。章奇等[口]度来研究收入流动，它既包含了机会均等的内涵，又对农村收入流动性的分析表明，农村最穷25%的群包含了对收入流动性的价值评判，即收入流动性对体收入流动性在上升，而中产阶级的收入流动性在社会是好还是坏。这方面的代表文献有King[1]、下降，并且人力资本、土地等对收入流动性都有重要Chakrave时etal [4]等。影响。正是由于研究收入流动性的出发点不同，得到本文将从以下思路出发来研究中国的收入流动j的结论也并不一致。Fieldset al[5基于不同角度对性。首先，从收入流动性的几种主要测度方式出发，美国的收入流动性进行了分析，从时间依颇、相对位置变动、收入份额变动、非方向性收入流动这几个角①β系数即用回归方法估计出父辈收入的对数值与子女收入度来看，美国的收入流动性在1980-1985年间达到对数值之间的估计系数。β系数越大，说明子女的收入水平受父辈了顶点;而从方向性收入流动来看则不然。的影响越大。
.26. 统计研究2010年11月计算出反映收入流动性的指标，并较为系统地探讨自身的收入阶层，则矩阵P的迹必然会小于n。这中国收入流动性的现状及变化趋势。其次，基于样便包含了收入转换矩阵中的所有信息。该指数的"相对位置变动"对收入流动性进行分解，有利于探计算公式为:[ n -Trace ( P) ] / ( n -1 ) ，其值越大说讨收入流动的形成机理①。再次，从社会福利的角明收入流动性越大。度出发，以探讨收入流动性是提高还是降低了社会(3) M指数。SatyaPau1[川提出了一个新的可福利。最后，从人力资本角度出发探讨影响收入流分解的指数，它是基于收入流动矩阵进行计算。该动性的因素。指标不仅包含了收入转换矩阵中所有的收入位置变相对既有研究，本文的特点之一在于系统性，即动信息，还能够按照收入向上或向下流动③、以及不从不同角度出发对收入流动性进行分析。其二，同收入阶层进行分解，其计算和分解方式将在"收Satya Pau1 [13 J的方法实现了从收入相对位置出发对入流动性分解部分"详细介绍。该指标值越大说明收入流动性的分解，这将有助于认识收入流动的形收入流动性越大。成机理，从而为促进合理的收入流动提供参考。其2.从"收入份额变动"测度收入流动性。三，就教育与收入流动性的关系进行研究一方面将计算方式为Ms(x，y)揭示教育对个体收入流动性的影响，另一方面也能为促进教育公平、控制收入分配差距提出政策建议。均n豆|f?-f|(川三、研究方法样本数x，矶、♂分别表示t-1和t时期个体i的收入，tYi则Ux、Uy分别对应着t-1和t时期收入的均值。该收入流动性的测度方式主要有以下几种。指标值越大说明收入份额的变动程度越大。(一)收入流动性的测度3.非方向性收入流动。1.从"收入相对位置变动"出发测度收入流动JOK[3Fie1ds和分别提出了两个指标(M性。F-01和_由于本文主要研究代际内的收入流动性，因此M来测度这种收入流动性，这两个指标值越大)FO, 将主要从"变动"的角度进行考察。其中，又以从说明收入变化的幅度越大、收入流动性越快。这两个"收入相对位置变动"的角度测度收入流动性为主。指标的计算方式为，:MFJJ)=fzh-z|相关指标大都以收入转换矩阵为基础进行计算。例如，P是一个nXn的收入转换矩阵②，那么P就表24x分别表示MMjhy)=tz|lo10gx肌-i 1 i 'Yi’ 示在t-1期位于第2收入阶层的样本中，有P比24_-t 1和t时期个体E的收入。本文采用M进行FO例的样本在t期上升到了第4收入阶层。通过计算，计算。收入转换矩阵，可以一目了然地观察到收入相对位4.方向性收入流动。置的变动。然而，收入转换矩阵P只是一个数表，方向性收入流动可以采用线性凹函数来计算，不同的收入转换矩阵间不易进行直观的比较。因此，需要构造出相应的指标来反映收入转换矩阵中计算公式为M(耳，y)=iz(logyE-logza)，这F-O, nm 的信息，这些指标主要有:里x仍然表示t-1和t时期个体i的收入。该i、Yi(1)不流动比率。如果矩阵P是单位阵，意味指标值越大说明收入流动性越大。着该矩阵是一个完全不流动矩阵。因此不流动比率度量了收入相对位置不变的人所占的比例，其计算① 一般而言，收入相对位置的变动更受关注。因为一个人不方式为:矩阵主对角线元素之和除以n。但有文献仅杀心自己收入水平变化多少，更关心自己的收入水平相对他人认为不流动比率对收入转换矩阵主对角线外的"变(或社会平均水平)是升高还是降低。因此，本文主要从收入相对位动"不敏感。该指数值越大说明收入流动性越小。置的变动出发来对收入流动性进行分解。② 一般而言，已有文献在进行收入分组时大都采用收入5等( 2) Shorrocks'Met-Prais指数(Shorrocks [14 J ) 0 分法或收入10等分法，即n=5或n10，这里仅以常用的收入5等= 其基本思想是通过矩阵的迹来计算收入流动性，即分法进行介绍，以其他分组方式来构造收入转换矩阵可以此类推。在一个收入转换矩阵中，若每个人都保持自己的收③ 这里，向上流动是指提高自身的收入排名，或者使自己进入入阶层不变，则矩阵的迹就为n;而一旦个体改变了更高收入阶层。相反，向下流动则是降低。
.27. 第27卷第11期杨俊黄潇:中国收入流动性再探讨5.从"社会福利角度"测度收入流动性。α是移动偏移参数，其值越大则m(i ，j)偏离样首先应构建包含收入流动的社会福利函数，然本边界的程度越大，使之满足移动偏移递增特性。后在此基础上计算出收入流动性。应用较多的是将式(3)代入式(2)，可得Cl阳avertyet al [4 J构造的M指数。原因在于:一CDW(P) Mo ::三必im(i) 方面，该指标更注重收入相对位置的变动对社会福利的影响，而这也往往是人们最关心的;另一方面，Z(n+1-z)Ii -j IαpaJ n(n乞了罢M指数所采取的福利函数形式较其他指标而言CDW(4) 相对简单、便于计算。该指标的基本思想是:x，y为注意到Mo(P)，假定其最大值满足最大边界交t -1期和t期的收入向量，U、u分别对应着zy和yx叉规则(MaximumBoundaries Cross Rule) ，因此Mo的均值，如果个人的收入份额在zy的过程中没有→(P Max)的值还取决于n为奇数或偶数。当n为偶数L=lL变化，即三，则说明没有收入流动性、对社n/2 u(x) U(y) 时(2In)Iα;Ii -n n，MO(PMaJ::当为奇数时，立会福利也没有改变。在此基础上，可构造社会福利函数W=W(耳y)::w(x+y)，，则该指标的计算公式Q Iα1) (1/n)(aJ ::主~I i -nMO(PM+ 0 亏n宁- β(xy) ，为:M(耳y)::一一一-1CDW，。其中，β(xy)，满足Wα(xy) 于是M，指数的计算公式为:，(耳y)::w(x+y)::ω(β(xy)l)，α(xy)，，满n，足WM::wim(i)IMO(PMaJ(5) 立u ( y) __ ___ U ( y) _ \ I I 1 (x一~x)-w( (1 . )x)::w(一α(xy)1= +一，)。该n-". ’u(x)-’ 其中0~M~1M::O，。当时，表明未发生收入u(x) 流动，即收入转换矩阵为单位阵;当M::1时，意味指标值越大说明收入流动性对社会福利的促进越着所有收入阶层的个体都发生了不同程度收入流大。P::动，即P(二)收入流动性的分解MaX。Paul[叫提出的由于M具有可分解性，于是wim(i)IMo(PMax)Satya M指数不仅能够从收入相就表示第i收入阶层的收入流动对总体收入流动的对位置变动的角度测度收入流动性，并且通过对该贡献率。指数的分解，有利于考察向上流动或向下流动对整不仅如此M体收入流动性的贡献，以及不同收入阶层的流动性，还可以被进→步分解为向上流动和向下流动，即:对整体收入流动性的贡献。M:: (M(P)IM(P)) + (M(P)IM假定m(i ，j)为表示收入流动的函数n，为收入OD o Maxou o ( P ) M M ( :: = + 6 ) 阶层的划分数(如n5) 0则第i收入阶层的流动MaJ D u 性可表示为::: 其中MP)(i-MP)，川LWιj)飞，川nTL-艺-EJ P ，，A、’’ m m 1/E飞川:: I i-jl飞。LWiL 于是，总的收入流动性就是各收入阶层流动程Satya Paul证明了M指标具有非负性、对称性、度的加权和，即单调性、移动偏移递增性、可标准化、有界性、(P) :: m( :: i) Mo PVimY,(i,j) ij Shorrocks单调性、叮分解性、倾向穷人的偏好性等L L L 特性，因此该指标适宜用来进行收入流动性的分(2) 析①。然而，在实证分析中，抽象函数m( i ，j)需要具四、数据说明体化，并且满足非负性、对称性、单调性以及移动偏移递增性。满足这些性质的一个函数为:本文采用1989至2006年的CHNS(中国营养Iαfor -I (i笋i j j，α>1) r (i (3) ,j) ~ = :: lO for (i j) ① 关于这些性质的证明，可参见SatyaPaul的原文。
.28 . 统计研究2010年11月健康调查)数据，该调查由中国预防医学会和美国因此，本文按照第二种做法将样本按时间段进行划北卡罗来纳大学合作完成。其样本覆盖了中国东、分。中、西部的9个省份，每个省除了省会城市及一些地最后，CHNS己将各年的收入通过相应的通货级市以外，还选取了部分县，这样样本就覆盖了城市膨胀因子统一折算到2006年价格的收入，从而避免和农村①。虽然未完全覆盖中国所有省份，但所选了各年收入不可比的问题。因此，在进行收入流动择的省份在地理位置、经济发展、社会文化等方面大性的计算时，将采用经过消胀的收入数据。都体现出了其所在地区(东、中、西部)的主要特征，五、实证结果分析能够起到较好的参照作用。(一)收入流动性的测度首先，由于经济发展中的城乡二元格局仍比较根据前文对收入流动性测度方式的介绍以及数明显，需要将城市和农村样本区分开来。根据《中据说明，可计算出收入转换矩阵及相应指标。借鉴国统计年鉴2009>，2008年城乡收入比达到了大多数既有研究的做法，收入转换矩阵仍采用五等: 1。如不将城乡样本区别对待则农村样本可能总是分法，从I到W分别表示最低至最高收入阶层。计处于较低的收入位置，城市的中等收入可能在农村算结果如表1所示:为高收入，反映不出真实的收入流动。在计算出收入转换短阵的基础上，可进一步得其次，在使用数据之前必须进行筛选:①对具有到从"收入相对位置变动"角度测度收入流动的三明显错误的样本进行剔除。②对诸如收入、教育等个指标:不流动率、Shorrocks指数以及M指数。并关键变量观察值缺失的样本也被剔除。③由于未成且，还可根据样本计算出反映收入流动性的其他指年人、学生、老人(年龄大于60岁)一般不会通过劳标，上述计算结果一并列入表2。动力市场配置来获得工作和收入，故剔除了这部份1.从收入相对位置变动测度收入流动性。样本，样本的年龄控制在16-60岁之间。④虽然本首先看城市的收入流动性O通过不流动比率、文的研究对象为个体，但并不存在有两个及以上个Shorrocks’s Met-Prais指数以及M指数的变化可以看体来自同→住户的情况，从而避免了样本间存在较出，其值都经历了先上升后下降的过程，说明我国城强的内生性。市的收入流动性在1990年代中前期仍保持在较高再次，构建分析收入流动所需要的样本，目前主水平，但进入2000年来，收入流动性又有所下降。要有两类做法。第一类做法是采用保持样本不变的同样，农村的收入流动性也表现出这种趋势。持续调查数据，虽然这是较为理想的数据之一，但实际上却不易获取。经过筛选发现，满足1989-2006 年间每次都参与调查的城市样本数为103个，农村① 这9个省份是:辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、样本量为739个②。我们用这些样本中的收入数据广西、贵州。1997年辽宁替代黑龙江进入样本，而到了2000年样本又全部覆盖了这9个省份。与当年全国城镇居民人均可支配收入、农村居民人② Xuehua Shi et al [22J在整理CHNS1989-2006的连续观察的均纯收入进行均值比较，发现城市和农村样本都存农村样本时，得到了1413个样本，多于本文。原因在于，本文在筛选在选择性偏差③。第二类做法是将样本按时间段进数据时，不仅剔除了收入变量观察值缺失的样本，还剔除了教育变量观察值缺失的样本。行划分，相关代表文献如王海港川、Khor& ③ 均值比较的基本思想是:如果均值比较结果能够接受原假Pencavel [8]等。本文根据我国经济发展呈现出的阶设(来自同一总体).则说明样本与总体不存在显著差异。此时，城段特性，将1989-2006划分为三个阶段，分别为市和农村样本都拒绝了原假设，说明样本的代表性并不强，样本存在选择性偏差。但限予篇幅原因，并没有给出相应的检验报告值，相关1989 -1993、1993-2000、2000-2006④。然而，采资料备索。用这种方式在比较不同年份间的收入流动性时，如④ 采用这种划分的现实背景在于:1993年是我国建立市场经果样本的流入和流出并不随机，容易导致收入流动济体制的关键年，表现为高经济增长与高通货膨胀并存，之后随着宏性仅仅反映的是样本的变化。不过通过对样本的观观经济政策的调整，通货膨胀逐渐缓解、经济增长速度也趋于平稳:并且在1993年之后我国城镇地区还经历了大规模的固有企业改革，察，至少目前我们还没有足够的证据表明样本的流这无疑会对人们的收入状况有重要影响，进而影响收入流动。而自入存在明显的非随机性。并且，通过对各调查年度2000年以后我国经济增长进入了一个快速增长时期，再加上近年来的样本进行均值比较，并未发现明显的选择性偏差O收入分配差距日渐增大，势必会影响收入流动的变化趋势。
.29. 第27卷第11期杨俊黄潇:中国收入流动性再探讨表1收入转换矩阵(%) 始发生根本性的变化。在城市，劳动力市场改革、固城镇:1989 -1993 样本数:1392农村:1989-1993样本数:3800有企业改革以及新兴产业的飞速发展使人们能够抓E 皿W V H E lV V 住经济发展中的机会来改变自己的收入状况，同样 O. 19 O. 12 O. 33 也会使部分人失去工作，这自然会带来收入流动。E 。. O. 15 O. 12 H 。.25O. 27 。.17。. E O. 14 。.16皿 O. 21 在农村，乡镇企业的发展以及剩余劳动力向城市转W O. 19 O. 22 O. 21 W O. 14 移丰富了农村人口的收入来源，工资性收入所占比V O. 14 O. 38 V O. 16 例逐步提高，这使得农村居民的收入状况发生了较城镇:1993 -2000 样本数:585农村:1993 -2000 样本数:2674E E 1v V E E W V 大变化，同样会带来收入流动。因此，经济增长以及 。.21O. 16 O. 16 。.13市场化改革成为当时收入流动上升的主动力。H O. 15 。.24E O. 16 其次，尽管中国仍保持了高速经济增长，但自皿 。.18O. 19 皿O. 19 O. 17 O. 13 O. 19 O. 16 w 。.232000年以来收入流动性却反而降低了，原因在于我V 。. 。. V 。.13O. 16 国收入分配差距已处于较高水平旦持续扩大。因城镇:2000-2006 样本数:515农村2000-2006 样本数:2189此，收入分配差距的扩大会导致不同收入阶层在收E E W V E E W V O. 19 O. 16 O. 16 O. 14 入增幅上存在差异，尽管低收入阶层收入水平有所E O. 19 O. 19 。.17O. 16 E O. 16 提升但仍难以跨越收入阶层的分界线，造成收入分E 。.23O. 19 皿O. 22 O. 14 O. 19 。.23W 。.28层逐渐稳定，不利于收入流动。无论是城市还是农 lV V O. 15 O. 16 V O. 12 O. 15 O. 19 村，收入阶层越高其收入增长率也越高，特别是高收表2收入流动性的指标入阶层的收入增长率要远高于低收入阶层，这无疑从收入相对位置变动角度测度收入流动性会加深收入分层。我们还对比了全国的情况，同样指标1989 -1993 1993 -2000阳00 -2006 呈现出收入分层逐渐稳定的趋势①。这不得不引起不流动比率 城Shorrocks'Met-Prais指数重视，因为收入分层将导致收入流动性降低，而收入 O. 888 市M指数(a=2) 流动性降低又不利于控制收入分配差距，收入分配(α= 1. 5) 差距的扩大又会进一步加深收入分层。于是，便形不流动比率 Shorrocks'Met-Prais指数成"穷者越穷、富者越富"的马太效应。 。. 农村M指数(a=2) O. 324 O. 329 因此，总的来说，我国经济持续高速增长以及市(α= 1. 5) O. 296 。. 场化进程促进了1990年代中前期收入流动性的上从收入份额变动来测度收入流动性升才且是，收入分配差距的扩大抵消了经济增长对收 O. 743 O. 896 O. 823 入流动的促进效应，收入流动反而降低了O方向性收入流动2.从收入份额变动来测度收入流动性。 。.083O. 185 城市在1989-1993年间的收入流动性为 非方向性收入流动，这一数值到了1993-2000年间以及 。. -2006年间则分别提升至和;然而，农 从社会福利角度测度收入流动村的收入流动性在1989-1993年间最高(), O. 180 此后又有所下降。因此，从收入份额的变化角度来。. 注:在计算M指数时，α取值不同会影响计算结果，借鉴Satya① 根据《中国统计年鉴2009}，2008年城镇收入最高10%收Paul的做法，α取或2。入组的人均可支配收入为43613元，是最低10%收入组的倍那么，收入流动性在经历了一段时期的上升之(4753元)，这一比例在2007年仅为;而在农村，2008年高收入后为什么会降低呢?首先，促使收入流动性上升的户的人纯收入为11290元，是最低收入户的倍(1499元)，这一比例在2007年为由此可以看出，离收人组收入相对于低收主要原因在于我国保持了高速的经济增长。与此同入组其收入增长幅度更快，体现出收入分层逐渐稳定的特征。尹恒时，我国在1990年代初期开始明确建立社会主义市等[16J对中国城镇收入流动性的研究也发现，1998-2002年间收入场经济体制，经济运行机制以及资源的配置方式开流动性的降低使得收入阶层的分化趋于稳定。
.30. 统计研究2010年11月看，城市的收入流动性上升了，而农村的收入流动性流动性进行分解，相关结果如表3所示。下降了。表3收入流动性的分解(%) 城市收入流动性上升的主要原因在于:在1989当α=时城市农村-1993以及1993-2000，初始收入排名越高，其收1989 1993 -2000 -1989 -1993 -2000 -收入阶层入所占份额的增长率越高;但这种情况到20001993 2000 2006 1993 2000 2006 -2006期间发生了改变，初始收入排名较高的个体 E 20. 75 其收入份额上升幅度并没有明显偏高，这才导致了E 14. 78 更多个体可能提高自身所占收入份额，进而提升自W 11. 23 11. 42 11. 01 己的收入排名，所以收入流动性有所上升。V 向上流动 69. 72 71. 27 71. 16 农村收入流动性下降的主要原因在于:无论在向下流动 28. 72 哪个调查区间内初始收入排名越高，其收入所占当α=2时份额的增长率越高"的情况并未改变，这种累积效 E 21. 00 应将导致低收入群体更难以改变自己的收入排名，E 11. 21 进而使收入流动性降低。W 9. 76 11. 48 3.非方向性、方向性收入流动。 8. 77 11. 28 V 向上流动 首先看非方向性收入流动。2000年以前，城市向下流动 34. 79 和农村都呈现出明显上升的趋势，此后首先来看不同收入阶层的收入流动性，不论是城市的收入流动性在2000-2006年间有一定α=还是α=2，亦不论是哪个样本区间、城市或程度的下降，而农村则保持不变。农村，都体现出收入阶层越高、收入流动性越小的特接下来看方向性收入流动。城市和农村的收入征，特别是低收入阶层(第I、E阶层)的流动性对流动都表现为先上升后下降，说明抵消了整体流动性的贡献最大。首先，低收入阶层收入流收入位置变化方向的影响后，城市或农村的收动性较大的原因在于，低收入阶层的收入基数低，较入流动程度在近年来都有所降低。小的收入变动都可能带来收入排名(阶层)的改变，因此，综合方向性和非方向性收入流动的分析进而形成较大的收入流动性。然而，尽管低收入阶结论，可以认为:无论是从方向性收入流动还是非方层的收入流动性较大，但在收入分配差距较大的背向性收入流动来看，城市及农村的收入流动性都经景下，这种收入流动也大多是在中低收入阶层内部历了先升高后降低的过程，这一转折发生在1990年的变动。其次，低收入阶层收入流动性较大，还说明代末期。该结论与前文从收入相对位置变动角度分低收入阶层存在较大的收入不确定性。再次，初始析所得结论基本一致。收入阶层越高则收入流动性越小，意昧着高收入群4.从社会福利角度测度收入流动性。体更有可能凭借初始收入优势来进一步巩固其收入虽然上述分析大都支持城市和农村的收入流动地位，进而导致社会财富聚集加速、固化收入分层。性在2000年以前保持上升，而2000年后转而下降。综上所述，低收入阶层的收入流动性较大，恰恰说明那么，这种收入流动性的变化是否有利于社会福利了低收入阶层收入基数偏低且面临着较大的收入不的改善呢?通过对M指标的观察发现，无论是城CDW确定性。在收入分配差距较大的情况下，收入分层市还是农村，该指标都呈现出下降趋势。也就是说，的基本形态并未改变，所以低收入阶层的收入流动收入流动性的变化并未从整体上带来社会福利的改并未带来社会福利的改善。因此，提高中低收入群善，对多数人而言，收入流动性的变化并未增加他们的福利。那么，该如何解释这种现象呢?接下来将体的收入，促进其收入流动(特别是向上流动)将有通过对收入流动性的分解予以回答。利于形成合理的收入流动、控制收入分配差距。{二)收入流动的分解其次，考察向上流动和向下流动对整体收入流SatyaPaul [20J的分解方法，可将M指数按借鉴动性的贡献。无论是城市还是农村，或者哪个样本照收入向上或向下流动、以及不同收入阶层的收入区间，收入向上流动对整体收入流动性的贡献率都
. 31 . 第27卷第11期杨俊黄潇:中国收入流动性再探讨要大于收入向下流动。但这并不意味着收入向上流αge表示年龄，αgJ则是年龄的平方，经验分析动对社会福利的贡献程度要大于收入向下流动造成已经表明个体收入水平与年龄呈现出倒U型关系，的社会福利损失程度前文"从社会福利角度测度即个人的收入水平随年龄先上升，而后会下降。而收入流动"的分析己证明收入流动性并没有带来社收入水平的变化势必会影响到收入流动，因此在模会福利的改善。其原因还是在于收入流动主要集中型中控制了年龄因素。在中低收入阶层，即使是收入向上流动也大都在中gender是性别虚拟变量，gender = 1时指男性，低收入阶层内变动，难以在整体上提高他们的福利。反之则指女性。己有关于收入流动的实证研究表(三)个体教育特征与收入流动性明，性别是影响个人收入流动性的主要因素之一，如影响收入流动性的因素很多，初始财富、受教育Khor&Pencavel [131等。程度、土地、年龄、性别、行业、政治面貌等个体特征最后，edu、eduedu1、分别代表小学及以下、高34都将对收入流动性产生影响。在个体特征中，相对中(含职高)、大专及以上的虚拟变量，把初中作为于其他"先天"具有的特征而言，受教育程度个体特参照类，加入这些虚拟变量的原因在于考察不同教征有更多的机会通过社会经济的"后天"环境得以育水平对于收入流动性的影响。之所以选择初中作改善;同时，教育作为影响个体收入的长期因素备受为基准参照类，是困为初中学历的样本较多，具有显关注，这也可以为改进收入流动的政策制定提供重著的对比性。为了保证结论的一致性，我们分别估要依据。在此本文重点考察个体教育特征对收入流计了城市和农村在所有样本区间内的方程，相关估动性的影响①。计结果如表4所示:不同的教育水平究竟会对个人收入流动产生怎首先，所有的估计结果都支持Rank'_l的估计系样的影响?在此拟建立一个多项Logit模型数当Mlogit= 1时显著为负、当Mlogit= -1时显著( Mu ltinomail Logit Model)进行分析。在模型中，考为正。说明相对于保持收入阶层不变，上一期的收虑其他社会特征对收入流动性的影响，本文控制了入位置越高则当期收入向上流动的可能性就越小，年龄和性别因素。模型设定形式如下:或者说上一期的收入位置越高则当期收入向下流动Mlogit =α+β1 * rank_+β2 *αge +β3 *αge2+β4 * t1 26的可能性就越大。这与我们的预期以及Hertz[1的gender +β5 * edu+β6 * edu+β7 * edu+e(7) 1 3 4 i 结论一致。这意味着个人的收入流动具有向均衡水其中，Mlogit是被解释变量，表示个体在t-1期平收敛的特性，短期内收入水平变动对收入流动的至t期之间收入相对位置的变化。当Mlogit= 1时，冲击效应将会随时间而减少。表示个体上升到了更高的收入阶层，或者说收入向其次，考察年龄与收入流动的关系。当Mlogit上流动;当Mlogit=0 时，则个体所处收入阶层不变;=1时，农村样本中年龄(age)及其平方项的估计系当Mlogit= -1时，个体降低到更低的收入阶层，或数表现为一致的正和负，说明收入向上流动性随年者说收入向下流动。因此，被解释变量的取值就是龄先增大后减小;但是，这种趋势在城市并不显著。1、0、-1，属于多项名义Logit模型，可采用极大似然法进行估计。这种模型的基本思想是选择一个结果① 理论分析表明个体的受教育程度对收入起着至关重要的作作为参照系(本文中取Mlogit=0 ) ，通过对回归系数用。舒尔茨的人力资本理论认为，教育有利于人力资本积累，进而通的估计能够得到Mlogit= 1 (以及Mlogit= -1 )与1过提高劳动者的生产能力和配置能力来提高收入(SChultZ[23) ;而Mlogit =0的发生概率之比，从而判断自变量的变化教育的信号理论则认为教育能够有效地区分高劳动生产率和低劳动生产率的个体，有利于具备高劳动生产率的个体通过市场配置获得是有利于Mlogit= 1的发生还是Mlogit= -1的发高收入(Spence[24 I )。虽然出发点不同，但上述两个理论都认为，受生。教育层次越高则劳动生产率以及收入水平都越高。并且实证研究发自变量中，rank_表示个体在t-1期的所处的t1现，中国教育回报率随教育程度升高而增加(张车伟[251) ，尤其是在收入阶层，用以考察个体收入流动性是否会受初始资本参与分配的情况下，受教育程度高的个体则物质资本积累越快，导致教育回报率随收入水平增加而增加，必然会对收入流动造成影收入阶层的影响②。这里，rank_在1989-1993、t1响。1993 -2000、2000-2006样本区间内分别为② Hertz[26J对美国收入流动性进行了分析，认为初期收入位rank、rank、rank0 l989l9932000置高的个体，则末期收入位置降低的可能性较大;反之亦然。
.32 . 统计研究2010年11月表4Mlogit模型的估计结果城市1989 -1993 1993 -2000 2000 -2006 解释变量Mlogit = 1 Mlogit = -1 Mlogit= 1 Mlogit = -1 Mlogit = 1 Mlogit = -1 rank(t-1) "气)种气) ( -7.ω) () ( ) () age () "气)-0. 108 ( -1∞) -0.ω'3( ) -0. 155( ) "事() age-0α)()8( ) ’2 O.∞1…() O.∞1() -0.α)()1( ) 。∞1()O.αJ6事"()gender "() ’ ( -1. 8) () '气)() ( ) edu, "( ) ( ) ’ ( ) 。.σ73()"() ’ (1. 71) eduO. 204 ( 1. 14) O. 204 ( 1. 16) ’ () "( ) ’ () ’ () J ( ) -0.ω6"( ) ’ () "( ) "() "’( ) 4 农村1989 -1993 1993 -2αm 2α)() -2006 M10git = 1 Mlogit = -1 M10git =1 Mlogit = -1 M10git = 1 M10git = -1 rank(t-1) -0.刷叩() ..飞) () ’’’() "’( ) 町()。仅归()O.ω5() age "() ( ) ’ () ( ) age’2 斗，∞1’’’(- ) O.∞1叫() -0.∞1'() O.【则:)4() -0.αlO2( ) -0.仪览1() gender ( ) 一…() O. 129( ) ..气) ..气) ’’’(- ) edu, "( ) ’’’() "( ) ’ (1. 76) ’ ( ) "() eduJ -0.α阴() -0. 129( ) () () "( ) ’’’(- 3.ω) () () 24.α)8…(29.σ7) ( ) 叩() "() 4 注:①括号内为T值。②拿、..、…分别表示在1%、5%、10%水平上显著。当Mlogit= -1时，城市样本中年龄(age)及其平方收入向下流动;而农村的估计系数仅在Mlogit= -1 项的估计结果一致为负和正，意味着个人收入向下时具有较强的一致性，说明受过高中或职高教育的流动性随年龄先降低后升高;但这种趋势在农村却个体其收入向下流动概率更低。edu(大专及以上)4不显著。这是因为，当前我国每年新增劳动力中高的估计系数在城市具有较强的一致性，说明受过大学历群体所占比例越来越高，再加上社会保障机制专及以上教育的个体其收入向上流动概率更大，而尚不健全，可能造成部分年龄大、受教育程度低的个收入向下流动概率更小;而在农村，估计结果仅仅表体面临着较大的收入向下流动性，当前"40、50"群明受过大专教育的人其收入向下流动概率较低。综体就业难、易陷入相对贫困的现象就是该结论在现上所述，受教育程度对收入流动具有重要影响，但存实中的真实反映①。在城乡差别:在城市，受教育程度相对较高的个体其再者，考察性别与收入流动的关系。当Mlogit收入向上流动概率更高，同时收入向下流动概率更=1时gender的估计系数大多为正，但从显著性来{~;而在农村，个体受教育水平较低则更容易陷入收看，仅城市1989-1993以及农村2000-2006的估入向下流动。计结果支持显著，所以从稳健性出发，还不能认为男六、结论性的收入向上流动性要大于女性。而当Mlogit= 本文采用CHNS调查数据对中国1989-2006 -1时，gender的估计系数大都显著为负，所以在假年间的收入流动性进行了分析。首先从收入相对位定其他条件不变的情况下，男性相对女性而言，其发置变动、方向性收入流动以及非方向性收入流动来生收入向下流动的概率更低。因此，在制定收入分配政策时还应考虑到性别因素的影响。看，城市和农村的收入流动性经历了先上升后下降最后，考察教育与收入流动的关系。edu](小学的过程，转折发生在2000年前后。从收入份额变动及以下)的估计系数在Mlogit= 1时显著为负、在Mlogit = -1时显著为正，说明小学及以下教育程度① "40、50"问题主要是指年龄大致在40-55周岁的中低收入群体在失去工作后难以再就业，他们往往具备文化程度不高、身患的个体收入向上流动性(相对初中)更小、收入向下疾病、缺乏生产的物质条件等特征。囱于我国长期面临着较为严峻流动性更大。edu(高中或职高)的估计系数在城乡J的就业压力，以及随着更多具备高学历的年轻劳动力进入劳动力市间有明显的差别，城市的情况表明受过高中或职高场，这类群体的就业显得更加困难。因此，容易导致这部分人收入向教育的个体更容易实现收入向上流动，而不易导致下流动，甚至陷入相对贫困。
33 . 第27卷第11期杨俊黄潇:中国收入流动性再探讨角度看，城市的收入流动性上升了，农村的收入流动障和社会救助方面，应多关注弱势群体。在制定教性则下降了。但总的来说，近年来收入流动性下降育政策时，应保证中低收入群体的教育公平，有助于值得关注。在收入分配差距较大的背景下，收入流从源头上降低他们陷入持续相对贫困的概率。参考文献动性降低将加固现有的收入分层，从而导致财富进[ 1 ] King M. An Index of Inequal町，with Applications to Horizontal 一步向高收入群体积聚，进而又导致收入流动性降Equity and 50cial Mobility [ J J. Econometrica, 1983, 51 ( 1 ) : 99 -低，这又会进一步加深收入分层、扩大收入分配差115. [ 2 J Marcello D’Agostino and Valentino Dardanoni. The measurement of 距。若不加以改善，将形成"穷者越穷、富者越富"Rank Mob山ty[ J]. Joumal of Economic Theory, 2009, 144 ( 4 ) : 的马太效应，最终影响到社会的机会均等及和谐。1783 -1803 其次，就社会福利角度而言，城市和农村在[ 3 ] Fields G, OK, E. Measuring movement of incomes [ J J Economica, 1999, 66(264) :455 -471. 1989 -2006年间收入流动性的变化并没有带来社[ 4 J Chakravarty 5 J, Dutta B, Weymark J A. Ethical Indices of Income 会福利的改善，甚至还有所下降。对多数人而言Mohility[ J]. Social Choice and Welfare, 1985,2 ( 1 ) : 1 -21. (特别是低收入群体)，尽管是收入流动的主体，他[ 5 ] Fields G. Does Income Mob山tyEqualize longer-term Incomes? New Measures of An Old Concept [ R J. Working pape凹，Cornell 们的福利水平都未能得以提升。University,2008 再次，收入流动的分解结果表明，无论城市还是[ 6 ] Buchinsky M, Fields G, Fougere D, Kramarz F. Francs or Ranks’! 农村，低收入阶层的收入流动性对整体流动性的贡Earni吨sMobility in France, 1967 -1999 [ M]. Mimeo, Paris, INSEE, 2005. 献最大。这一方面表明，低收入阶层收入基数偏低[ 7 ] Nee V. The Emergence of a Market 5ociety: Changing Mechanisms 且面临着较大的收入不确定性;另一方面也表明在of Stratification in China [ J J. American Journa! of 50cio!0町，收入分配差距较大的情况下，收入分层的基本形态1996,101(4) :908 -949. 8 ] Khor N, Pencavel J H. Income Mohility of Individuals in China and 并未改变，低收入阶层的收入流动并未带来社会福the Un ited 5tates [ R]. IZA research paper, 2006, N0 : 2003. 利的改善。另外，尽管收入向上流动对整体收入流[ 9 J杜鹏、汪峰、张宗益.时间和收入来源对城市居民收入分配差距动的贡献率要大于收入向下流动，但这并不意味着的影响:对深圳市城市居民家庭收入变动性和收入来源的实证研究[JJ.统计研究，2008 (12) :22 -29. 收入向上流动对社会福利的贡献程度要大于收入向[ IOJ王海港中国居民家庭的收入流动及其对长期平等的影响[JJ 下流动造成的社会福利损失程度，原因还是在于收经济研究，2005(1 ) :56 -65. 入流动大都在中低收入阶层内部，很难在整体上提[IIJ王朝明、胡棋智中国收入流动性实证研究:基于多种指标测度[1]管理世界，2008(10):30 -40. 高社会福利。因此，提高中低收入群体的收入，促进[12]章奇、米建伟、黄季烧.收入流动性与收入分配·来自中国农村其收入流动(特别是向上流动)将有利于形成合理的经验证据D].经济研究，2007(11) : 123 -138 的收入流动、控制收入分配差距。[ 13 J Satya Paul. A Measurement of Income Mobility with An Empirical App!ication [ C]. The 5 ’h Annual Conference on Economic Growth 最后，受教育程度对收入流动具有重要影响，但and Development, New Delhi, India, 2009. 存在城乡差别:在城市，受教育程度较高的个体更容[14] Shorrocks A F. The Measurement of Mobility [J]. Econometrica, 易实现收入向上流动，同时不易导致收入向下流动;1978,46(5) : 1013 -1024 [15 J张车伟.人力资源回报率变化与收入差距马太效应"及其政而在农村，如果个体受教育水平较低则其更容易陷策含义[J].经济研究，2006(12) :59 -70 入收入向F流动。此外，男性相对女性而言，其发生[16] Hertz Tom. Understanding Mobil ty in American [ J/OL]. The 收入向下流动的可能性更低。Center for American Progress, 2006, down!oadab!e at: http:// www. americanprogress. org/kflhertz_mobility _analysis. pdf 在收入分配差距较大的背景下，应该怎样去促作者简介进合理的收入流动、提高社会福利，以最终达到控制杨俊，男，1972年生，重庆人。管理学博士，经济学教收入分配差距的目的，将是制订相关政策的着眼点。授，博士生导师，重庆大学经济与工商管理学院副院长，中国总的来说是要提高低收入群体的收入水平，同时防社会科学院数量经济与技术经济研究所博士生。研究方向止高收入群体收入增长过快。由于中低收入群体主为收入分配、教育公平、人力资本、经济增长O要依靠劳动获得收入，因此提高劳动报酬在国民收黄潇，男，1982年生，重庆人。重庆大学经济与工商管入中的占比将有利于中低收入群体增收。并且，还理学院博士研究生。研究方向为收入分配、经济增长、人力需要通过税收来限制高收入群体收入增长过快，以资本。及规范国有企业、垄断行业的分配秩序。在社会保(责任编辑:程唏)
