收入流动性与收入不平等基于CHNS数据的经验研究

收入流动性与收入不平等：基于 CHNS数据的经验研究雷欣/陈继勇 2013-03-01 15:34:25来源：世界经济(京)2012 年 9期【内容提要】本文利用 CHNS家户调查数据，在明确区分收入流动性和收入不平等概念的基础上，运用“反事实”分解技术，将收入流动性分解为增长、分散和交换三部分，进而构建面板数据回归模型，分别检验三者对收入不平等的影响效应。研究结果表明：总收入流动性对收入不平等具有显著的恶化效应；增长流动性有助于降低收入不平等程度，但效应并不显著；分散和交换流动性则显著扩大了收入不平等程度。因此，在初次分配领域构建“亲贫”式增长和分配模式；在再分配领域，充分发挥税收和转移支付的调节作用，将有助于扭转收入动态变动对收入分配的逆向效应，从而缓解收入不平等现状。【关 键 词】收入流动性/收入不平等/“反事实”收入向量/收入再分配一引言与文献回顾改革开放以来，中国经济持续高速增长，居民收入水平不断提高。但与此同时，居民收入分配的差距却日益扩大。有数据显示，1981 年中国的基尼系数仅为 0.29，到 1998年达到了 0.40，2009 年更是高达 0.48，超过了国际公认的警戒线 0.40。既有研究显示，持续恶化的收入不平等对一国经济社会的发展具有显著的负面效应。收入不平等的扩大会降低投资效率，影响人力资本积累，造成资源配置效率低下，从而阻碍经济发展(Grossman，2008)。此外，收入不平等的扩大还会引发社会群体间的对立，降低社会凝聚力，从而导致恶性犯罪和群体性事件频发，影响社会稳定(陈春良和易君健，2009)。阿根廷和巴西等拉美国家从 20世纪 70年代出现的收入不平等持续恶化的情况，是它们在 80年代陷入严重经济危机和社会动荡的重要原因之一。然而，中国近年来持续恶化的收入分配状况，并没有像上个世纪拉美国家那样引发剧烈的社会动荡，也没有阻碍经济的高速增长。一个可能的解释是，中国经济体制的市场化转型，打破了原有固化的社会阶层结构，为低收入群体通过努力改变自身的经济社会地位创造了条件，由此带来的正向激励效应成为保持中国经济增长和社会稳定的持久动力。为验证上述假说，许多学者致力于分析和测度收入分配的跨期变动，以期检验中国社会是否存在显著的收入流动性(王朝明和胡棋智，2008a；王海港，2005；章奇等，2007；周兴和王芳，2010)。近年来，收入流动性问题逐渐成为中国收入分配领域的研究热点(王朝明和胡棋智，2008b)。在国外，收入流动性的研究由来已久。Prais(1955)最早提出了收入流动性的概念；Schumpeter(1955)则用“旅馆房间”的比喻，对收入流动性与不平等、经济增长的关系进行了初步的分析；Friedman(1962)正式探讨了收入流动性与收入不平等的关系，他将收入流动性视为家户在收入分布中排序的变动，并认为收入流动性强的社会收入不平等程度要低于流动性弱的社会。然而，早期的研究通常将收入流动性视为衡量收入不平等的动态指标，并没有对收入流动性和收入不平等的概念作明确区分。20 世纪 70年代以后，研究者逐渐将收入流动性与不平等的概念区别开来，着手建立收入流动性的定义和公理，开发测度收入流动性的方法(Shorrocks，1978；Hart，1976，1981；Chakravarty 等，1985；Atkinson 等，1992；Fields 和 Ok，1999a)。目前，关于收入流动性和收入不平等的区别，已经形成共识：收入流动性指的是收入在不同时期变动的程度，关注的是收入分布的动态时间路径；收入不平等指的是同一时点上不同个体收入水平的偏差程度，关注的是静态的收入分配结果(Fields 和Ok，1999b；Fields，2005)。在区分了收入流动性和收入不平等的概念后，越来越多的学者开始关注和研究收入流动性和收入不平等的关系，但得到的结论却并不一致。Buchinsky和 Hunt(1999)基于美国 1979-1991年的数据，发现个人收入相对位置的变动可以在长期内显著降低收入不平等程度，而且不同收入阶层间的流动促使工资不平等程度降低了 12%26%；Alesina 和 Francesco(2006)的研究发现，美国社会具有更高的向上流动性，这是美国居民对收入不平等的容忍度远高于欧洲居民的重要原因；Hungerford(2011)利用美国 20世纪 80和 90年代的数据，进一步证实了收入流动是长期收入均等化的主要原因。但 Gangl等(2008)对美国、德国和瑞典的研究却发现，美国的收入流动性最高，而这种流动性并没有发挥降低收入不平等的作用，在长期内，美国的收入不平等程度显著高于德国和瑞典；Rodriguez 等(2008)利用欧盟 15国 1993-2000年的数据，从国别角度分析了收入不平等和流动性的关系，结果显示不平等与流动性存在显著的正相关性，欧盟国家收入流动性的增加导致收入不平等程度进一步扩大；随后他们又利用欧盟 75个地区的数据和线性层级模型，检验了上述关系是否存在于国家内部的地区层面，结果显示上述结论依然成立(Rodriguez 等，2010)。此外，Aaberge等(2002)的研究认为收入流动性对收入不平等没有显著影响。目前，国内相关研究主要集中于收入流动性的测度及其影响因素分析等方面(尹恒等，2006)。也有少数研究通过指标的比较分析，探讨流动性和不平等的关系。王海港(2005)对居民家庭收入流动性的研究发现，收入流动性有助于改善城市家庭的收入不平等，但对农村和乡镇家庭收入不平等作用较弱。章奇等(2007)侧重于对 1987-2002年中国农村收入流动性进行分析，研究显示，收入流动性有效缓解了不平等对经济增长的不利影响。周兴和王芳(2010)对1989-2004年中国城乡居民收入流动性的分析表明，中国的收入流动性主要表现为低收入家户收入水平的增长，城乡居民收入流动性的提高有助于缓解长期收入不平等。本文借鉴 Rodriguez等(2008、2010)的研究成果，利用“中国营养与健康调查”(China Health and Nutrition Survey，CHNS)数据，对中国居民的收入流动性进行测度和分解，并在此基础上，通过构建面板数据回归模型，检验不同类型的收入流动性对收入不平等的影响。本文的创新之处在于：(1)本文采用基于“反事实”收入向量的流动性分解技术，将收入流动性分解为由平均收入增长、收入份额变动和收入排序变动导致的三个部分，为全面探讨不平等和流动性的关系提供了更有效的分析工具；(2)本文通过构建收入不平等与收入流动性的面板回归模型，检验和识别不同类型的收入流动性对收入不平等的具体影响途径和差异化效应，为设计和制定有针对性的收入分配和再分配政策提供了可靠证据；(3)相比于 Rodriguez等人的研究，本文构建的模型控制了影响不平等的可测和不可测因素，同时充分考虑了收入不平等与收入流动性可能存在的内生性问题，估计结果更为稳健有效。本文余下部分结构安排为：第二部分介绍收入流动性的测度和分解方法；第三部分说明模型、变量和数据；第四部分为经验分析结果；第五部分是结论和政策建议。二收入流动性的测度与分解(一)收入流动性的测度收入流动性反映的是个体收入随时间而发生的跨期变动。根据收入变动方式的不同，收入流动性具有多维度的涵义(Fields，2005)。一是收入的时间无关性，反映的是前一期收入对后一期收入的影响或决定程度。二是相对收入流动性，反映的是个体在前后两期收入分布中排序位置的变动(位序变动)或收入份额的变动(比例变动)。根据这一流动性涵义，如果个体前后两期收入的变动没有改变个体的位序或收入份额(比如所有个体的收入发生同比例增长)，则收入变动带来的流动性为 0。三是绝对收入流动性，反映的是前后两期个体收入水平绝对规模的变动。根据这一流动性涵义，只要个体收入水平发生了改变就存在收入流动性。针对收入流动性的不同涵义，已有研究开发了大量的测度技术和方法。总体而言，这些测度方法可以划分为 4大类：基于相关系数的方法、基于转换矩阵的方法、公理方法和福利方法(王朝明和胡棋智，2008a)。表 1总结了一些典型的收入流动性测度指数。本文借鉴 Fields和 Ok(1999a)的绝对流动性指数，对中国家户的收入流动性进行测度。选择这一指数是出于以下两点考虑：第一，绝对流动性指数是衡量居民福利变动更为全面和合理的指标。考虑两种收入变动情况：(1，2)(100，200)和(2，4)(200，400)。根据相对收入流动性指数和时间无关性系数，两种情况下居民的收入流动性程度是相同的。但根据绝对流动性指数，第二种情况的收入流动性要高于第一种情况，因为后者居民收入增长的绝对额远高于前者。如果收入越高意味着福利水平越高，则第二种情况的收入变动带来了更大的社会总福利改善，这就需要一个指标能够区别上述两种情况，而这恰好是绝对流动性指数的优势所在。第二，绝对流动性指数是同时满足规模不变性、对称性、子群体可分解性与倍增路径可分离性 4个公理化假设的唯一指数(Fields 和 Ok，1999a)。只有基于绝对流动性指数才能对收入流动性进行完全的分解。(二)收入流动性的分解为分析不同因素引致的收入流动性对收入不平等的影响，首先需要根据形成原因对收入流动性进行分解。本文采用基于“反事实”收入分布的分解技术，将不同因素形成的流动性从总流动性中分离出来。其核心思路是：1.结构流动性。构建一个收入分布形态与末期收入 相同，但个体在收入分布中的位置与基期收入 相同的“反事实”收入分布，计算基期收入 与这一“反事实”收入分布的收入流动性。由于保持了个体在收入分布中的位置不变，因此这一流动性衡量的是纯粹由收入分布形态改变导致的流动性，称之为“结构”流动性。可以将结构流动性进一步分解为两个部分：(1)增长流动性，反映的是在保持个体收入排序和占总收入份额不变的前提下，由总收入规模的扩张(个体收入的同比例增长)所引发的流动性。具体的测算程序是：构建“反事实”收入向量 G( ； )，使其均值与 的均值相等，即：2.交换流动性。(4)式中的“反事实”收入向量 S( ； )的分布形态与末期收入 相同，即 S( ； )的收入分布函数及总收入规模与 保持一致，但个体在S( ； )中的排序与基期收入 相同。从 S( ； )到 的变动，反映的是纯粹由个体在收入分布中位置改变所导致的流动性。计算 S( ； )到 的流动性，即为交换流动性。本文将以基期收入分布为起点，在从 向 演进的过程中，分三个阶段逐步分离出上述三种流动性，从而实现对总流动性的分解。三模型、变量与数据(一)模型在测度和分解收入流动性的基础上，我们构建收入流动性与收入不平等的回归模型，检验不同类型收入流动性对收入不平等的影响效应。模型如下所示：需要说明的是，收入流动性和收入不平等是两个不同的经济现象，本文采用回归模型检验二者关系的原因在于：一方面，模型估计可以识别收入流动性影响收入不平等的因果链条和作用机制。根据本文的模型设定，前后两期的收入流动性，可能通过以下两个渠道，对后一期的收入不平等产生影响：一是直接效应，即从第 t-1期到第 t期的收入变动，决定了第 t期的收入分布状况，从而直接影响第 t期的收入不平等程度；二是间接效应，即在收入流动性更大的社会，低收入群体对收入不平等的容忍程度更高，从而降低社会对收入再分配的偏好，阻碍了再分配政策的有效实施，导致收入不平等趋于恶化(Benabou和 Ok，2001)。实际观测到的收入流动性对收入不平等的影响是直接效应和间接效应共同作用的结果。因此，综合效应是不确定的，需要借助回归分析工具对这一综合效应进行识别。特别是，通过分别检验不同类型收入流动性对收入不平等的影响，可以具体识别出直接效应和间接效应的方向和大小，明确收入流动性影响不平等的内在机制。此外，模型估计可以为政府调整和完善收入再分配政策与制度安排提供证据支持。一般而言，收入的跨期变动主要表现为累进和累退两种方式。在其他条件相同的情况下，如果收入流动性对收入不平等具有负向影响，则表明样本期间正在发生累退的收入变动，政府就不需要耗费过多的资源用于收入再分配；反之，如果收入流动性对收入不平等具有正向影响，则表明样本期间正在发生累进的收入变动，政府就需要加大收入再分配的调节力度，安排更多的公共资源用于矫正收入不平等。(二)变量1.被解释变量模型的被解释变量为收入不平等程度。本文选取广为接受的基尼系数作为收入不平等的衡量指标。基尼系数的具体计算公式为：2.解释变量(1)收入流动性。根据上文介绍的测度和分解方法，我们利用 CHNS家户收入数据，计算出各地区年度间的收入流动性并进行分解。(2)经济发展水平(PGDP)。经济发展水平是影响收入不平等的重要因素。库兹涅茨(Kuznetz)“倒 U型”曲线表明，随着经济发展水平的不断提高，收入不平等呈先上升后下降的趋势。余玲铮和魏下海(2012)的研究证实了中国收入不平等与经济增长之间存在 Kuznetz效应；但陆铭等(2005)的研究则表明，在控制了收入不平等与经济增长的交互影响后，中国并不存在 Kuznetz的“倒 U型”关系，经济发展有利于降低收入差距。这些研究表明，经济发展水平对中国的收入不平等具有一定程度的影响，因此，我们将人均 GDP作为衡量各地区经济发展水平的指标引入模型。(3)受教育程度(Edu)。张车伟(2006)的研究发现，受教育程度的高低是收入不平等的重要来源之一。其研究表明，中国的教育回报率呈现出随教育程度升高而增加的现象，收入、受教育程度以及教育回报率之间展现出一种“贫者愈贫、富者愈富”的“马太效应”。我们在模型中引入人均受教育程度变量，以控制教育回报率差异对收入不平等的影响。其中，人均受教育程度的计算方法为：文盲人口的受教育年数为 0年；小学程度人口的受教育年数为 6年；初中程度人口的受教育年数为 9年；高中程度人口的受教育年数为 12年；大学及以上学历人口的受教育年数为 18年。根据各学历程度人口占总人口的比重，将各教育年数进行加权平均，结果即为人均受教育程度。(4)城市化率(Urban)。曹裕等(2010)的研究表明，城市化率的提高有助于降低收入不平等。陆铭和陈钊(2004)解释了城市化率降低收入不平等的内在逻辑：伴随着中国城市化的发展，劳动力逐渐由农村向城市流动，由此增加了城市地区的劳动力供给，强化了城市劳动力市场的竞争，降低了城市工资水平；而农村劳动力的减少，有助于提高农村劳动生产率和居民收入水平。据此，我们在模型中引入这一变量，并用城镇人口占总人口的比例来衡量城市化率，其中城镇人口为城镇常住人口。(5)开放度(Open)：王少瑾(2007)的研究显示，给定技术进步的速度和结构，开放度的提高将引致技能偏向型技术进步，从而增加对高技能劳动力的需求，扩大高技能和低技能劳动力之间的收入差距。万广华等(2005)基于中国省级数据的经验分析也得到了类似的结论。本文以进出口总额占 GDP的比重来衡量地区对外开放度，其中进出口总额都按当年人民币兑换美元的外汇平价折算成人民币计值。(6)市场化率(Market)：张义博和付明卫(2011)的研究显示，随着中国市场化进程的逐步推进，地区市场的分割、劳动力市场的进入障碍等诸多因素导致中国居民收入差距日益扩大。为此，本文在模型中引入市场化率控制市场化改革进程对收入不平等的影响。我们以非国有企业工业产值占工业总产值的比重来衡量市场化率。(三)数据来源及说明本文为测度收入流动性和收入不平等所采用的数据来自于美国北卡罗来纳大学人口研究中心提供的“中国营养与健康调查数据”(CHNS)。该数据涵盖的年份是 1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006 和 2009年，数据采集地点包括辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西和贵州 9个省区。CHNS采用多阶段分层整群随机抽样方法，对城市、城郊、县城和农村 4种类型的家户进行调查，不仅获取了较为丰富的个人和家户收入的特征数据，还对部分样本进行追踪调查，获得了同一样本 8年的连续数据，这为测度和研究收入流动性提供了基础。此外，CHNS 还对家户收入数据进行价格水平的调整，剔除了价格波动的影响，从而提高了收入数据的准确性。我们以家户人均收入为对象，计算各省区跨年的收入流动性。为保证分析对象在年度间的一致性，我们对每个省区 8个年份的所有家庭做两两匹配，保留在各个时期均出现的家庭收入数据。最终有效样本个数为 2159个。另外，我们还根据 CHNS提供的家庭成员受教育程度数据，计算出每个地区的人均受教育程度。9 个省区其余解释变量的原始数据均来自历年中国统计年鉴和中国人口统计年鉴。所有变量的描述性统计参见表 2。四经验研究结果与分析(一)不平等指数的测度结果图 1汇报了样本期间 9个省区汇总数据(全样本)的基尼系数及各省基尼系数的计算结果。总体而言，除了在 20世纪 90年代出现小幅降低以外，1989-2009年样本地区的收入不平等呈逐步扩大的趋势。20 年间，样本省区基尼系数从 0.4312增加至 0.4939，增幅高达 14.5%。观察各个省区的基尼系数可以发现，除贵州和辽宁两省的收入不平等程度在波动中基本保持不变以外，其余省区都出现了不同程度的提高。其中，河南、湖北及湖南 3省的收入不平等增长较为显著，1989-2009 年分别增长了 37.0%、37.5%和 23.5%；而江苏和山东两省的增幅则相对较小，分别为 10.6%和 14.2%。样本数据计算得到的收入不平等指数进一步验证了改革开放以来中国居民收入分配不平等程度日趋扩大的事实。(二)收入流动性的测度与分解结果图 2图 6汇报了收入流动性的测度和分解结果。由于辽宁省 1997年的数据缺失，黑龙江省在 1997年才进入调查范围，因此图中没有汇报这两个省对应年份的收入流动性指标。全部样本的测算结果显示，样本期间总收入流动性呈现出递增的态势，从 1989-1991年的 0.8573，上升至 2006-2009年的 1.1662，增幅达 36%；分省区来看，样本期间内，广西的收入流动性增幅最小，仅为 7.7%；而贵州、湖北和江苏的收入流动性增幅较大，分别为 67.3%、54.5%和 50.8%。根据收入流动性的分解结果可以发现：第一，结构流动性和交换流动性对总流动性的贡献都比较大。无论是全部样本还是分省样本，交换流动性对总流动性的贡献度都在 46%左右，而结构流动性对总流动性的贡献度大致为 54%。因此单从个体位置变化的角度，或仅从不同时期收入分布形态变化的角度来解释收入流动性的形成是不够全面的。第二，对结构流动性的进一步分解显示，分散流动性是引致收入分布结构变动的主要原因。无论是全部样本还是分省样本，分散流动性占结构流动性的比例都超过 85%，而增长流动性占结构流动性的比例则不到 20%。可以判断，在样本期间内，样本省区收入分布形状的变化主要是由总收入在个体之间分配方式的变化引起。第三，样本期间收入的流动主要源于分散流动性和交换流动性，二者对总流动性的贡献度接近 90%，而增长流动性对总流动性的贡献度不到 10%。因而，收入在个体间的重新分配，无论分配是否引致个体排序的改变，都是收入流动性形成的重要原因。(三)回归模型估计结果与分析表 3汇报了以基尼系数为被解释变量，以 Fields和 Ok(1999a)绝对流动性指数为解释变量的模型估计结果(为与内生性和稳健性分析中的模型相区别，我们将这一模型称之为基准模型)。我们分别将不同类型的收入流动性指数引入模型，共得到了 6个模型的估计结果，每个模型都属于非平衡面板回归模型。Hausman检验结果表明，模型 2和模型 5应采用固定效应估计，模型 3和模型4应采用随机效应估计；模型 1和模型 6的 Hausman检验失效，我们同时汇报了固定效应和随机效应的估计结果。模型 1检验了总流动性对收入不平等的影响。固定效应和随机效应估计的结果基本一致，都表明总收入流动性对收入不平等具有显著的正向影响(显著性水平为 1%)。如前所述，收入流动性通过直接效应和间接效应对收入不平等产生影响。根据模型 1的估计结果，虽然可以判断收入流动性扩大了样本省区的收入不平等程度，但仍然无法判断收入流动性到底通过何种途径影响收入不平等，有必要将分解得到的各类型流动性指数引入模型，进一步识别收入流动性影响收入不平等的具体途径和效应。因此，在模型 2模型 5中，我们逐一将交换、结构、增长和分散流动性引入回归模型。在模型 6中，我们同时将交换、增长和分散流动性引入模型。模型 2的结果显示，交换流动性对收入不平等具有显著的正向影响。事实上，交换流动性反映的是纯粹由个体排序改变所引致的收入变动。从数据结构本身来看，由于收入分布的形态不变，变动前后收入不平等程度应当保持不变。那么，该如何解释交换流动性与收入不平等的正相关关系？可能的解释是：1989-2009年中国正处于经济社会深刻变革的转型期，持续推进的体制改革和快速的经济增长，不仅显著改变了社会群体在收入分配中的相对位置，也深刻影响和改变了居民对未来的预期。利用 1989年和 2009年汇总的收入数据，构建这两年的“反事实”收入分布 S( ； )，并测算 S( ； )与 2009年的末期收入分布 之间的转换矩阵，结果如表 4所示。在样本期间内，中国各收入分位间发生了比较频繁和剧烈的相对收入位置变动，1989 年处于收入分布底端(第和分位)的居民，有接近 60%的可能性在 2009年进入中等以上(第、和分位)的收入层级；但 1989年处于收入分布顶端(第和分位)的居民，有39%的可能性在 2009年回落到收入分布的底端。根据陈宗胜和李清彬(2011)的研究，在中国社会中，居民向上的流动性预期会显著降低其对收入再分配的支持程度，“因为在不久的未来，他们正是进行再分配所需税收的来源”；而且，当人们对未来流动的方向预期不确定时，居民的再分配偏好会受到更大程度的负向影响。本文认为交换流动性越高，意味着社会不同阶层在收入分布中的位置变化越频繁。综上所述居民更容易形成如下预期，即通过自身努力，在未来可以进入高收入阶层。这一预期将会提高居民对收入不平等的容忍程度，降低居民对收入再分配政策的偏好和支持，从而对降低收入不平等程度产生不利影响。通过检验交换流动性与不平等的关系，我们识别出了收入流动性对收入不平等的间接影响效应。表 3中模型 3的回归结果显示，结构流动性与收入不平等之间存在显著的正相关性，由此表明收入分布形态的改变扩大了收入分配的不平等程度。由于结构流动性可以分解为增长流动性和分散流动性，通过进一步检验二者与收入不平等的关系，可以识别不同的收入分布形态改变方式对收入不平等的影响。表 3中模型 4检验了增长流动性对收入不平等影响。可以看到，增长流动性具有缓解收入不平等的效应，但其作用并不显著。事实上，当全体居民的收入发生同比例的增长时，由于高收入者的收入基数较大，其收入增长的绝对量要高于低收入者。因此，增长流动性并不能起到平滑居民两期收入水平的作用，也就无法降低收入不平等程度。但是，增长流动性有助于提高全体居民的收入水平，在税收制度不变的前提下，政府征收的税收收入也会“水涨船高”，从而提高政府的再分配能力，为政府实施更大力度的补贴和转移支付提供了空间，这可能有助于缓解社会收入不平等现象。此外，当收入的增长无法改变既有的分配格局时，低收入居民会形成增长的成果更多被富人占有的判断，由此将导致其对再分配的需求会进一步提高。综合上述效应，增长流动性对收入不平等的影响为负但不显著是可以理解的。表 3中模型 5的估计结果表明，分散流动性对收入不平等具有显著的正向影响。由于分散流动性度量的是在剥离了个体收入增长和排序位置变动后，纯粹由个体收入占总收入份额改变带来的收入变动程度，因此，如果分散流动性对收入不平等具有正向影响，那么就意味着，给定其他情况不变，跨期的收入流动让相对高收入者的收入份额提高，让相对低收入者的收入份额降低。特别是，由于“过滤”了收入增长和排序位置的变动，相对高收入者由收入份额提高而增加的收入，必然来自于相对低收入者因收入份额降低而减少的收入。根据经验检验结果，分散流动性扩大了收入不平等程度，据此可以判断，样本期间收入分配模式的变动很有可能是“劫贫济富”式的，低收入阶层在总收入中的份额逐步降低。表 3中的模型 6将交换、增长和分散流动性同时引入回归模型，联合考虑三种流动性对收入不平等的影响。可以发现，交换流动性、分散流动性(固定效应)仍然对收入不平等具有显著的促进作用，而增长流动性对收入不平等的缓解作用依旧不显著。由此表明，收入流动性对不平等的影响系数及其显著性在不同的模型设定下，具有相当的稳健性。考虑表 3中其他控制变量的系数可以得出：人均 GDP和城镇化率越高的地区，收入不平等程度越低，尽管估计系数在统计上不显著，但系数符号与既有研究一致。受教育程度和市场化率的提高，显著恶化了收入不平等程度，这也与既有研究相符。唯一的例外是对外开放度与收入不平等呈显著程度不同的负相关，这与王少瑾(2007)等人的研究结论恰好相反，可能的原因是，中国的对外贸易主要惠及的是劳动密集型产业，对外开放程度的提高，增加了对低技能劳动力的需求，从而提高了这一部分低收入劳动者的工资，最终对中国的收入不平等产生缓解作用。(四)内生性与稳健性分析1.内生性检验和处理结果如前所述，本文构建的计量模型(5)式较好地避免了“互为因果”的内生性问题。然而，由于我们在计算收入流动性和收入不平等指数时，利用了相同一期的收入数据。因此，(5)式依然可能存在由测度问题导致的内生性。为处理可能的内生性问题，我们尝试将上一期的收入流动性 作为解释变量直接引入模型，替换本期流动性 。由于 是基于 t-1和 t-2期的收入数据计算得到，没有与被解释变量利用相同的数据信息，因此由测度问题导致的内生性并不存在。表 5汇报了控制固定或随机效应后，利用广义最小二乘法(GLS)对这一模型进行估计的结果。可以看到，虽然滞后收入流动性对当期收入不平等的影响效应在取值上与基准模型的结果差异较大，但是流动性系数的符号基本上是一致的：除增长流动性外，其余滞后流动性指数系数的符号都为正，且在统计上显著，这与基准模型的结果相同；滞后增长流动性的系数符号虽然为正，但在统计上不显著，而基准模型中增长流动性的系数也不显著。通过直接引入滞后期收入流动性以控制内生性问题，得到的结果与基准模型无根本区别。另一个处理内生性的办法是工具变量估计。采用工具变量估计的关键是选择合意的工具变量。通常的做法是选择滞后变量或地理、气候、自然之类的变量作为工具变量。基于这一原则，我们选取三种工具变量集，分别对(5)式进行工具变量估计。(1)以上一期的收入流动性、本期其余所有控制变量为工具变量。工具变量估计的结果如表 5中的1 所示。可以看到，对所有的流动性而言，Hausman 内生性检验认为工具变量估计与普通估计的结果没有显著差异，而 Sargan检验表明，模型是恰好识别的。就变量符号而言，除交换流动性的符号为负(但不显著)与基准模型不同之外，其余变量的符号都与基准模型一致。(2)以上一期的收入流动性、本期其余所有控制变量以及两个表示地理位置的虚拟变量(东部和西部哑变量)为工具变量。工具变量估计的结果如表 5中的2 所示，这一模型的估计结果与1 差别不大。(3)以上一期的收入流动性、本期和上一期其余所有控制变量以及两个表示地理位置的虚拟变量(东部和西部哑变量)为工具变量。工具变量估计的结果如表 5中的3 所示。Sargan 检验表明，所有模型选取的工具变量都是有效的；Hausman 和 David-McKinnon(D-M)内生性检验表明，工具变量估计与普通估计没有显著差异；特别是工具变量估计的结果无论是系数符号还是取值大小都与基准回归模型的差别不大。综上所述，本文构建的计量模型(5)式较好地避免了“互为因果”的内生性问题，而由测度问题导致的内生性也并不明显，基准回归模型的结果稳健有效。2.稳健性分析结果到目前为止，本文所有的经验检验结果都是基于 Fields和 Ok的绝对流动性指数得到的。如前所述，存在多种收入流动性的测度技术和方法，由于选取的测度方法不同，检验得到的收入流动性对收入不平等的影响可能也存在差异。为此，我们选取表 1中除绝对流动性指数之外的其余 5个收入流动性指数，测算收入流动性并按文中阐述的方法进行分解；在此基础上，分别构建回归模型检验不同流动性指数与不平等的关系；最后，通过将回归结果与基准模型估计结果进行比较，判断本文的经验研究结论是否具有稳健性。表 6汇报了稳健性分析的结果。由于 5个流动性指数都属于相对指数，当全部个体的收入发生同比变动时，收入的流动性等于 0，因此根据这 5个指数无法分解出增长流动性，也就不需要检验增长流动性与收入不平等的关系。此外，秩相关系数和 King指数衡量的是收入排序位置的变动，根据这两个指数无法分解出增长、分散和结构流动性部分，而且其交换流动性就等于总流动性，因此我们只保留这两个指数的总流动性与不平等的回归估计结果。从表 6可以看到，在固定效应模型设定下，5 个流动性指数的总流动性都与收入不平等显著正相关(至少在 10%的水平上显著)，这与表 3中的结果一致；而在随机效应模型设定下，King 指数、CDW 指数和 Shorrocks指数总流动性的系数仍然显著为正，其余两个指数的系数不再显著。在可以分解出交换流动性的 3个指数的回归模型中，Hart 指数和 CDW指数的交换流动性与收入不平等正相关，这与表3的结论保持一致，Shorrocks 指数的系数也为正，但在统计上不显著；在可以分解出分散流动性的 3个指数的回归模型中，Hart 指数和 Shorrocks指数的分散流动性与收入不平等正相关，这与表 3的结论也是一致的，而 CDW指数的系数为正，但在统计上不显著。总体而言，5 个相对流动性指数与收入不平等的关系基本上与本文采用绝对流动性指数检验得到的关系一致，由此表明本文基准模型的估计结果具有一定的稳健性。五结论与政策建议本文对中国居民的收入流动性进行了测度和分解，并构建面板回归模型，利用 CHNS家户调查数据检验不同类型的收入流动性对收入不平等的影响。研究结果表明：(1)总收入流动性与收入不平等存在显著的正相关关系，收入分布的跨期变动导致中国收入不平等程度趋于恶化。(2)不同类型的收入流动性对收入不平等的影响机制和效应不同。增长流动性有助于降低收入不平等程度，但其效应在统计上并不显著，由此表明，即便能够实现穷人和富人收入水平的同比例增长，也无助于解决既有收入分配格局的不平等问题；分散流动性显著扩大了收入不平等程度，说明中国现有的收入分配模式具有一定的“劫贫济富”特征，随着收入分布的跨期变动，高收入者占总收入的份额在不断提高；交换流动性对收入不平等也具有显著的恶化效应，这可能是因为，居民收入分布排序的频繁改变，降低了社会对收入再分配的需求，导致收入不平等程度趋于恶化。通过检验收入流动性与收入不平等的关系，揭示了收入分布变动对收入分配状况的影响。当收入变动扩大了收入不平等时，政府如果要抑制收入分配状况的恶化，就应当通过调整和完善收入分配和再分配政策，实现对收入分布变动的反向调节。据此，本文提出如下政策建议：第一，在初次分配领域，应构建“亲贫”式的增长和分配模式，确保收入的初次分配向低收入群体倾斜，即应制定实施有利于低收入群体的产业发展政策、就业促进政策和工资保障机制，为低收入群体提供更多的就业机会，确保低收入群体收入增幅超过社会平均水平。第二，在再分配领域，针对收入变动的“亲富”倾向以及社会对收入再分配的较低偏好，政府应充分发挥税收和转移支付等再分配政策的调节作用，实现对收入分配不平等格局的动态调整，逐步改变低收入群体在收入分配中的不利地位。推进个人所得税制改革，同时开征房产税、遗产税和赠与税等，控制高收入群体过高的收入增长和财富转移；构建完善的社会福利救济体系和社会保障制度，加大对低收入群体的财政补贴和转移支付力度，提高低收入居民的可支配收入水平。注释：1981 年的数据来源于世界银行数据库；1998 年的数据来源于世界银行World Development Report 2000/2001：Attacking Poverty；2009 年的数据来源于The World Factbook和亚洲开发银行网站。根据收入主体和时期长度的不同，可以将收入流动性区分为：代内流动性(intragenerational income mobility)和代际流动性(intergenerational income mobility)。代内流动性关注的是同一个主体(个人或家户)在一生中不同时期发生的收入变动；而代际流动性强调的是同一个家庭中父母与其子女之间发生的代际间收入变动。代内流动性对应的是一生收入的波动问题，而代际流动性本质上可以看做是机会平等问题。本文研究的是代内收入流动性与收入不平等的关系，下文如不作特别说明，收入流动性均指代内收入流动性。事实上，存在另一种交换流动性的计算程序：构建一个“反事实”收入分布向量 E( ； )，使该收入向量的分布形态和总收入规模与 相同，但个体在 E( ； )中的排序与 相同；计算 到E( ； )的流动性，即为“交换”流动性。我们选择从 S( ； )到 的交换流动性计算程序的原因在于， 到 S( ； )的变动构成了“结构”流动性部分，而 S( ； )到 的变动构成了“交换”流动性部分，由此我们可以获得 变动到 的一个完整的流动序列。我们也采用 到 E( ； )的程序计算了交换流动性，得到的结果与 S( ； )到 的交换流动性差别不大。以全部省区为样本，年度间交换流动性的平均值前者为 1.21，后者为 1.81。各省的情况也与之类似。限于篇幅，文中就不再汇报 到 E( ； )的交换流动性计算结果。这一模型设定较好地回避了“互为因果”的内生性问题。原因在于，从第 t-1期到 t期发生的收入变动，显然会影响第 t期的收入分布，从而影响该期的收入不平等程度；反过来看，在第 t期观测到收入不平等时，前后两期之间的收入流动已经完成，因此第 t期的收入不平等对 t-1到 t期的收入流动性基本没有影响。当然，由于在计算收入流动性和收入不平等指数时都利用了第 t期的收入数据，因此由测度问题导致的内生性还可能存在，我们将在后文进行专门的处理和分析。感谢审稿人指出本文的内生性问题并提出富有建设性的修改建议。本文计算基尼系数采用的程序是 stata软件的 inequal7命令。在经验分析过程中，我们尝试将人均 GDP和人均 GDP的平方项同时引入模型，检验本文的样本数据是否支持 Kuznetz“倒 U型”关系的假说。结果发现，在所有的流动性模型中，人均 GDP平方项的引入都会导致人均 GDP和人均 GDP平方项同时不显著，由此表明，至少在本文选取的数据样本中并不存在经济发展水平与收入不平等的非线性关系。据此，我们在经验分析中仅将人均 GDP作为控制变量引入模型。转换矩阵是分析收入流动性的基础性工具，矩阵中的元素表示个体在基期第 i分位的收入水平转向末期第 j分位收入水平的概率，常见的分位数包括 5分位、10 分位和 20分位(王朝明和胡棋智，2008b)。本文按 5分位分组计算得到转换矩阵。为节省篇幅，表 5和表 6都省略了其余控制变量系数的估计结果；此外，我们令内生性和稳健性分析中回归模型的固定效应或随机效应设定与基准模型保持一致，从而确保分析的结果与表 3可比。【参考文献】1曹裕、陈晓红、马跃如(2010)：城市化、城乡收入差距与经济增长基于我国省级面板数据的实证研究，统计研究第 3期。2陈春良、易君健(2009)：收入差距与刑事犯罪：基于中国省级面板数据的经验研究，世界经济第 1期。3陈宗胜、李清彬(2011)：再分配倾向决定框架模型及经验验证，经济社会体制比较第 4期。4陆铭、陈钊(2004)：城市化、城市倾向的经济政策与城乡收入差距，经济研究第 6期。5陆铭、陈钊、万广华(2005)：因患寡，而患不均中国的收入差距、投资、教育和增长的相互影响，经济研究第 12期。6万广华、陆铭、陈钊(2005)：全球化与地区间收入差距：来自中国的证据，中国社会科学第 3期。7王朝明、胡棋智(2008a)：中国收入流动性实证研究基于多种指标测度，管理世界第 10期。8王朝明、胡棋智(2008b)：收入流动性测度研究述评，南开经济研究第 3期。9王海港(2005)：中国居民家庭的收入变动及其对长期平等的影响，经济研究第 1期。10王少瑾(2007)：对外开放与我国的收入不平等基于面板数据的实证研究，世界经济研究第 4期。11尹恒、李实、邓曲恒(2006)：中国城镇个人收入流动性研究，经济研究第 10期。12余玲铮、魏下海(2012)：金融发展加剧了中国收入不平等吗？基于门槛回归模型的证据，财经研究第 3期。13张车伟(2006)：人力资本回报率变化与收入差距：“马太效应”及其政策含义，经济研究第 12期。14张义博、付明卫(2011)：市场化改革对居民收入差距的影响：基于社会阶层视角的分析，世界经济第 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