中国1985至2001年的收入分配

1、中国1985至至2001年年的收入分配配Ximing Wu annd Jefffrey M. Peerlofff* 2004年3月12日收稿，2005年2月10日同意发表。作者分别为Texas A&M大学，以及加州大学伯克利分校。感谢Peter Lanjouw, Shaohua Chen和James Galbraith特别有益的评论，以及感谢国家统计局城市社会经济调查司住户调查主任YoujuanWang，为我们解释了中国城市调查的许多特点。Ximing Wu还要感谢加拿大社会科学和人类研究委员会的资金支持。译者个人信息：工商管理学学院，产业经经济学，马志志雄摘要：我们通过过利用公开可可得的区间

2、汇总统计数据据，采用一种种新方法来估估计中国的收收入分配。我我们检验了从从1985年年到20011年农村、城城市和全部的的收入分配。我我们直接显示示了分配如何何改变，同时时检验不平衡衡的趋势。通通过使用总体体非平衡的跨跨期分解方法法，我们认为为农村和城市市部门不平衡衡性的增加，以以及不断拉大大的城乡收入入差距是过去去二十年总体体不平衡的重要原因。尽尽管如此，城城乡差距在近近年来愈演愈愈烈。我们同同时显示，城城市消费的不不平衡性也应重视。一、前言根据分组的汇总总性统计数据据，并采用新新方法估算收收入分配，我我们展示由于于城乡地区增增长不平衡以及日益益扩大的城乡乡收入差距，中中国从19885年到2

3、0001年收入不平衡衡性持续上升升。我们发现现中国快速的的经济增长自从20世世纪80年代代开始5倍的的经济增长和和4倍的人均均收入增长格外的偏好好城市地区和和富裕地区。我我们同样显示示，农村和城城市收入分配配沿着不同的路路径演化，而而这种差别显显著影响不平衡性性的总体水平平。虽然一些文章已已经指出在过过去二十年中中国收入不平平衡性快速扩扩大，但由于于缺乏持续可可靠的跨期收收入分配数据据，它们都没有精精确指出这种种不平衡性有多大大。中国政府府只提供随机几个年份的基尼系数，采采用不明确的的数据来源、收收入定义和方方法，因此它的不平衡衡性计算不能随时时间直接比较较（Brammall，2001）。而而

4、且基尼系数数只是反映了了潜在收入分分配的某些方方面，大量的的信息被丢弃弃。因为具有同样样基尼系数值值的两条洛伦伦兹曲线可能能具有不同的的形状，所以对比基尼尼系数（或其其它汇总统计）的的福利影响可可能是模糊的的。因此，我我们不仅仅对对整个收入分分配进行可靠靠估算，而且且报告了几个个汇总统计指标标。这篇文章有4个个贡献。首先先，当只能获得得区间的而非整个分分配过程的汇汇总统计数据据，我们使用WWu和Perrloff的的新方法（即即将出版）估估算弹性收入入分配函数。基于中国年度度的全国住户调查，采采用收入汇总总统计数据，我们估估算农村、城城市以及全国国范围19885-20001年每年的的收入分配。基

5、基于这些估算算的收入分配配数据，应用用单一相容的数据来来源、方法和和定义集，我我们最先提供了中国跨跨期可比较的的收入不平衡性性序列。Mendeley Bibliography其次，我们展示示了农村、城城市以及全国国收入分配如如何在不同时时期的演化，而而非仅仅展示示一个任意选选取的汇总统统计如何变化化，比如基尼尼系数。我们们展示了农村村和城市的收收入分配沿着着不同的路径径演化。我们们采用两条分分配曲线交叠叠的简单新方法，交叠部部分都属于两两个密度函数数的区域。第三，我们分解解了中国城乡乡部门总体的的不平衡性，探究究随着时间收入入增长、城乡收入差差距和城市化化的分配效应应。我们说明明在农村和城城市

6、内部不断断增加的不平平衡性、不断扩大的的城乡收入差差距以及城乡乡人口流动是是总体不平衡性的原因。我们们说明，不断断拉大的城乡乡收入差距扮扮演着重要角角色。在我们们的样本期，城城市化对城乡乡内部不平衡和和城乡部门之之间不平衡影响显著著，但是这些些影响是相互互抵消的。第四，我们检验验了城市地区区消费的不平平衡性。消费费不平衡性是经济福利的的一个可选指指标。我们发发现消费的不不平衡性在中国国同样急剧上上升。第二部分讨论中中国总体不平平衡性增加的的可能原因。第第三部分描述述可获得的数数据。第四部部分使用分组组数据，介绍绍估算最大熵熵密度的方法法。第五部分分估算中国11985-22001年的的收入分配和

7、和不平衡性。第第六部分介绍绍总体不平衡衡性与城乡不平平衡性的关系。第第七部分介绍绍城市地区消消费不平衡性性测量。最后后一部分总结结研究、得出出结论。二、 不平衡性性增长的原因因已有文献（Khhan & Riskiin，1998；Gustaafssonn & Li，2001；Yang，1999；Li，2000；Meng，2003）认为收入不不平衡在中国国最近年份显著增加加。Khann and Riskiin (19998) 和和Li (22000)同同样提供证据据说明中国城城乡收入存在在差异和不同同增长率。我们将提供证据据说明中国整整体不平衡的的扩大是由于内内部不平衡的的加大，农村部门和和城市部

8、门内内部的不平衡衡，以及这两两者之间的不不平衡，这些些不平衡是由由城乡部门之之间平均收入入水平差异引引起的。库兹涅茨曲线线假设和结构理论对比了将来不平衡的影响，而而我们的解释释是这两种流流行解释的一一般化。Kuznetss (19553)强调了了不同时期城乡乡之间不平衡衡在解释总体体不平衡性演变的问题。他他假设如果城城乡之间不平平衡大于每个个部门内部不不平衡性，那么么最初总体不平平衡将随着人人们从低收入入（农村）部部门移向高收收入（城市）部部门加大。接接着，当大部部分人口稳定定于高收入的的城市部门，不不平衡性将下降降。这种在不不平衡与收入入水平之间转转化的倒U型关系系被称为库兹兹涅茨曲线。如如

9、果这种假设设是正确的，发发展中国家在在城市化进程程中不平衡性性增加可能是是一个过程，同同时不平衡性性将在城市化化进程结束时时减少。Chang (2002)认为“这个问问题的治疗方方法是在短期期内加速城市市化进程，在在长期内促进进城市部门增长长。但是，这这种政策在短短期内可能会会进一步扩大大可计算的收收入差距。”尽管如此，中中国城市部门门不可能够吸收收大量剩余的的农村劳动力力根据Chhang (2002)达1.5亿亿，所以中国可可能将在一个个长期内维持持收入不平衡衡。基于同样前提的的相似解释，认为城乡收入入差距是总体体不平衡性增加加的动力，但但由于长期人人口结构和制制度结构导致致科兹涅茨所描描述

10、的调整不会在中国发生。根根据这种解释释，中国人口口分属于农村和和城市两个独独立的经济体体。某种程度度上，来自农农村地区的迁迁徙者可能在在城市里找到到工作，但中中国严格的户户籍制度常常常阻止他们获获得城市居民民地位（同时时获得城市居民民所享有的社社会福利、津津贴和较高工工资）。比如如Yang (19999)利用19986年、11992年和和1994年年静态的内外外部分析，认为城乡收收入差异是引引起中国总体体不平衡增加加的主要原因因因为Yang的分析局限在两个省份和一个短期，他的结果与我们的结果不能直接比较。他认为城市偏向向的政策和制制度是长期城城乡分割和近近年来不平衡衡拉大的原因因。如果迁徙徙障

11、碍不变，不平衡衡性在未来不可可能减少。因为Yang的分析局限在两个省份和一个短期，他的结果与我们的结果不能直接比较。这两个假设都强强调了城乡差差距是不断拉大的的总体不平衡衡性的首要原因因。这个因素素当然部分解解释了不断增增加的不平衡衡性，但总体体情况远为复复杂。我们将将展示证据说说明，过去220年城乡之之间和内部的的不平衡性实际际上增加了总总体不平衡性性。而且我们认为为如果把城市市化考虑进来来，城乡之间间和内部的不不平衡性同等重要的的影响了总体体不平衡性（对比静态分分析的传统结结论，它认为城乡乡之间不平衡衡性是主要原因因的）。三、数据我们依靠大量具具有代表性的的中国住户调调查样本。中中国国家统

12、计计局（NSBB-正式为SSSB）（实实际应为NBBS译者注）每每年在农村和和城市地区开开展大规模住住户调查，该调查覆盖盖了30个省省份，包括330000-400000个城市家庭庭和600000-700000个农村村家庭。国家统统计局采用分分为两层的样样本框，选取取具有代表性性的人口随机样本。每每个家庭样本本连续三年参参与调查，记记录收入和支支出的记录。由于我们不能获获取国家统计计局所有地区区和所有年份份每个样本调调查数据，我我们只能采取取公开可获得得的汇总统计来估估算农村和城城市的收入分分配。不幸的的是，国家统统计局并没有有提供整个样样本的汇总统计，而而只是提供了了各种收入区区间。这种城城市

13、和农村地地区的区间汇汇总统计公布布于中国统计年年鉴（以下简称称年鉴）。年年鉴将家庭收收入定义为年年度家庭人均均可支配收入入。我们的样样本覆盖19985-20001年，这这个时期的年年鉴提供了一一致数据。年鉴有区别的汇汇总农村和城城市地区收入入分配。农村村收入分配被被划分为固定几个个区间，收入区间上下限及其其家庭分配都是是明确的，它是总体分配配的平均收入入。年鉴19985-19994年间报告12个收收入区间，而而1996年年是11个，11995年、11997-22001年是是20个。而而对城市地区区来说，年鉴鉴只报告了第第0-5，第5-100，第10-220，第20-440，第40-660，第6

14、0-880，第80-990和第900-100等等收入分配百百分位点的条条件均值，但但没有收入区区间的上下限。我们们利用公开可可获得的分组组数据估算潜潜在的收入分分配，并根据据估算的收入入分配进行不不平衡推测。农村和城市收入都根据年鉴的相关消费价格指数（CPI）消除通货膨胀影响。四、分组数据的的最大熵密度度估算很多先前研究（比比如Gasttwirthh & Glaubbermann，1976；Kakwaani & Poddeer，1976；Chen， Ravaallionn，&Dattt，1991）采采用了分组数数据估算不平平衡性和贫困困。这些文章章集中估算洛洛伦兹曲线和和相关的不平平衡指数。相

15、相比之下，我我们采用由WWu 和 Perlloff（即即将发表）发展了的传传统最大熵密密度方法，通通过分组数据据估算一般收收入密度函数数。在此情况况下我们推测测洛伦兹曲线线和各种福利利指数，并能能够检验整个个收入分配及及其随时间变变化的形状。最大熵密度(JJayness，1957)原理是根据据部分信息给给概率分布赋值值的一般方法法。这种方法法表述为，人人们应该选择择与给定约束束一致的概率率分布，并最大化Shannoon的熵。传传统上这种最最大熵密度来来自最大化的的Shannnon信息熵熵。整个分布范围服服从于已知的的K矩条件我们能够利用拉拉格拉日方法法解决最优化化问题，从而得出唯一一的总体最大

16、熵值值(Zelllner & Highhfield，1988；Wu，2003)。这种方法法的形式是这里i是第ii个力矩约束束的拉格朗日日乘数。这种种最大化熵的的方法等价于于似然方程被被定义为一致致有效指数分分布的最大似似然法。从GGolan，Judgee和Milleer(19996)的文章章可明白这两两种方法是对对偶的。所有有名的分布布都能描述为为服从于简单单矩约束的最最大熵密度，我我们下面将统统称为特征矩矩。这些特征征距足以统计计指数化家庭庭，而整个分分布可以汇总总为特征距。当只公布分组汇汇总统计，我们可可以通过联合合分组信息作作为部分距估估算最大熵密密度。假设一一个确定的分分布，我们只只知

17、道分组的的M个区间汇汇总统计，并并知道区间范范围 l0，l1，lM 和每个个区间的J条条件距其中vm，1是是第m个区间的比重重，并且。定义义分布p(xx)的第m个个区间的第jj个部分距为为假如潜在的密度度函数为，我我们利用部分分距条件 一般的说，p(x)的方程形式未知，Wu 和 Perloff (即将出版)采用自助的Kullback Leibler信息标准讨论如何选取模型。计算算p(x)。将将p(x)代代进部分距条条件，我们获获得一个MJ方程组，每个方程程构成矩阵mmatrixx(1)的一一个条目，我我们能够通 一般的说，p(x)的方程形式未知，Wu 和 Perloff (即将出版)采用自助的

18、Kullback Leibler信息标准讨论如何选取模型。其中。J矩阵（MMJ）与M子子矩阵G（mm）（JJ）一致被被置于另一个个的顶部。如如下当区间范围不知知道，估计过过程就越复杂杂，因为我们们不知道条件件均值该在哪哪个范围被估估计。比如，在在年鉴里由于于城市地区不不同于农村地地区，它只包包含每个收入入区间的比重重和条件均值值。距约束的的形式就为这里区间范围llm（）就是未未知密度函数数的方程p(x)。关于于这个方法的的更多细节可可见Wu 和 Perlloff (即将发表)的文章，在在该文中我们们采用quaasi-Neewton的的方法结合密密度函数，展展示怎样去估估算范围的区区域。新方法使

19、我们能能够估算整个个分布，然后后计算任何感感兴趣的分布布特征。这种种方法还有两两个优点，首先它允许许估计分组区区间范围未知知的分布，其其次传统方法法只考虑每个个区间的人口口比重和条件件均值，相反反，新方法能能够容易的结结合其它信息息形式，比如如每个区间基基尼系数的变变化。所以，尽尽管最大化熵熵的方法为信信息缺乏而设设计，但它能能够适应各种种形式的信息息输入。因为我们不能得得到与报告有有关的中国分分组信息的个个别数据，不不能够利用中中国数据直接接检验所提出出新方法的效效果。但是我我们使用20000年美国国人口调查（CCPS）原始始收入数据，证明所提出出新方法的效效果，这个补充可可看附录以及及Wu

20、 和Perlooff (22003)的的文章。使用用模型选择描描述的连续更更新方法，根根据自助的KKullbaack-Leeible信信息，我们发发现具体形式式p(x)= 提供最好的的总体适应。这这种方法对美美国的数据产产生极好效果果：这种适应应实际上与能能够获得整个个样本的距条条件十分接近近。比如，给给定8个区间间但没有区间间范围的人口口比重和均值值，估算分布布得出0.4413的基尼尼系数，而基基于全部数据据的基尼系数数为0.4114。五、农村和城市市随时间的不不平衡性使用这种方法，我我们估算了来来自公开可得得的汇总统计的中中国农村和城城市收入分布布。进而使用用这些估算分分布去确定传传统非平

21、衡方方法怎样随时时间而变化，我我们能够直接接比较估算分分配值。A. 传统非平平衡计算方法法我们从检验农村村和城市3种种各自独立的计算方方法开始：基基尼系数，收收入的对数离离差和分位数数范围比较。我我们使用这些些计算方法检检验非平衡性性如何随时间间而变化。 我们计算已知每每个区间的家家庭比例的农农村收入分配配。由于城市市收入区间边边界未知，我我们结合使用用密度函数进进行估算 我们对农村收入分配估算更有信心，因为农村分布被汇总为更多的区间（20比8），均匀横跨整个分布，并具有收入边界。更紧要的是，城市的最高区间包含整个第90至100的十分位数，如果样本中大部分离差的增加发生在分布的更高尾端，我们就

22、只能利用更多的信息来获得非平衡性增加情况。根据自助Kuullbacck-Leiible信息息标准，我们们再次发现 的形式更好的的总体适应两两个地区。 我们对农村收入分配估算更有信心，因为农村分布被汇总为更多的区间（20比8），均匀横跨整个分布，并具有收入边界。更紧要的是，城市的最高区间包含整个第90至100的十分位数，如果样本中大部分离差的增加发生在分布的更高尾端，我们就只能利用更多的信息来获得非平衡性增加情况。基于估算的密度度，我们计算算多种非平衡衡测量。表11前两列数字字包含了农村村和城市样本本期间估算的的基尼系数。接接着两列显示示了农村和城城市平均对数数离差，其中nn表示人口数数 MLD

23、属于广义的熵族系，其中a MLD属于广义的熵族系，其中a0。较低的值显示更高水平的非平衡厌恶。我们能显示它的极限，这就是MLD。在本研究中，我们关注的是MLD，因为它为跨期非平衡分解给出了最简单的公式（看第5部分）。根据两种测量，农农村地区比城城市地区在全部时期具具有更不平衡衡特点。平均均的说，农村村基尼系数是是城市的1.4倍，农村村MLD是城城市的2.22倍。农村地区基尼系系数和MLDD之间的相关关系数为0.76，城市市地区的相关关系数为0.73。农村村和城市两种种测量在样本本期间非平衡衡性都是稳步上升升。农村基尼尼系数从0.272增加加到0.3443，增幅为为26%。我们们有理由相信信基尼

24、系数上上升趋势的一一个原因，是我们对比了了通过估算的的密度和经过计算的的洛伦兹曲线线。比如，11985年农农村和城市的的洛伦兹曲线线分布处处高高于20011年的，表明明1985年年的分配洛伦伦兹超过20001年 给定估算的密度f和样本平均值 给定估算的密度f和样本平均值，用数字表示的可获得洛伦兹曲线为，其中F-1为分布函数的倒数。收入分布的最低低端设置了较较大权重的农农村MLD，从从0.1277增加到0.213，增增幅为67.7%。而城城市MLD尽尽管地域农村村，但增长较较快。城市的的基尼系数从从0.1911增加到0.269，增增幅为40.8%，而MMLD却从00.060增增加到0.1119，

25、增加加了几乎1倍倍。另一个估算非平平衡的传统方方法是对比分分位数范围。因因为我们的数数据是区间汇汇总统计，由由于分组可能能少于整体范范围的非平衡衡指数，这损损害了累计的的最高和最低低分位数，从从而分位数估估算信息缺失失。表1最后后4列显示出出90/500和50/110分位比率率。如果Q（pp）是第p个个百分点，所所以90/550的分位数数比率是Q(90)/QQ(50)。990/50比比率反映富裕裕组相对于平平均租的相关关份额。相似似的，50/10分位比比率反映了平平均组相对于于贫困组的相相关份额。对对于农村和城城市地区，两两种方法都显显示在样本期期内增加了220%-255%。虽然表表中没有显示

26、示，90/110比率大约约增加50%，相对于基基尼系数和MMLD，这个个分位比率的的相同变化反反映不同的非非平衡增加率率，这很可能能是由于分布布左右两端的的发展的不同同。给定中国记录农农村人口如何何流向城市的的数据，基于于中国数据的的任何有关农农村与城市非非均衡研究比比其他国家的的计算方法设设置都存在差差异。因为在在城市工作的的农村迁入者者常常不能获获得城市居民民地位，他们们被排除在城城市住户调查查之外。因为为大部分迁入入者只能获得得比城市工人人更少的工资资，同时在样样本期内迁入入者数量可观观，所以如果果城市非平衡衡性只是计算算城市居民的的话，非平衡衡性将较低 在样本期间，农村人口比重从76%

27、降低为62%。农民工数量在1990年代据估算为8000万。参看Bramall (2001)及其参考文献。另一方面，如如果迁移者比比农村标准收收入更多，将将他们包括进进农村住户调调查将增加农农村的收入不不平衡 根据国家统计局城市调查队住户调查部门主管Youjuan Wang意见，农民工并未包含在城市样本里，只有当他们将收入寄回给仍留在农村的家人时，他们的收入才计算在农村样本里。但如果全家外出，样本期间他们既不会包含在农村或城市住户调查里面。中国新的调查设计将把外出务工者包括进城市样本里面。而且Schuultz (2003)指出持续迁迁移的限制减减少了那些农农村年青年本本该流向更高高收入劳动力力市

28、场的报酬酬。最终户籍籍制度增加了了农村和城市市家庭教育投投资的差异， 在样本期间，农村人口比重从76%降低为62%。农民工数量在1990年代据估算为8000万。参看Bramall (2001)及其参考文献。 根据国家统计局城市调查队住户调查部门主管Youjuan Wang意见，农民工并未包含在城市样本里，只有当他们将收入寄回给仍留在农村的家人时，他们的收入才计算在农村样本里。但如果全家外出，样本期间他们既不会包含在农村或城市住户调查里面。中国新的调查设计将把外出务工者包括进城市样本里面。B文献比较我们可以将我们们的估计与之之前的4个研研究作比较。因因为其它研究究只是报告了了几年期的基基尼系数，

29、表表2只是比较较了这些年份份农村和城市市基尼系数。Li（20000）利用国家家统计局19988-19995年数据据报告了农村村和城市基尼尼系数。我们们1988年年0.3000和19955年0.3338的农村基尼系数数接近Li（22000）基基于国家统计计局的数据：0.3011和0.3332。而我们们1988年年0.2011和19955年0.2221的城市基基尼系数不太太接近Li 0.23和和0.28的的估算。因为国家统计局局的住户调查查数据不能公公开获得，KKhan aand Riiskin (19988) ，Gustaafssonn 和 Li (2001)， 以及Mengg (20003)的

30、另外外3个研究使使用的是来自自中国社科院院(CASSS)经济研究究所19888年和19995年样本量量更小、代表表性较差的调调查数据 与国家统计局包括30个省的调查有所不同，中国社科院的调查1988年包括28个省的农村地区和19个省的城市地区，1995年包括10个省份的农村地区和11个省份的城市地区。中国社科院院使用比国家家统计局更宽宽泛的收入定定义。虽然这这三个研究都都是用的是中中国社科院的的书库，但它它们所估算的的基尼系数存存在差异，因因为它们对基基本数据的假假设不同(BBramalll， 20011) 与国家统计局包括30个省的调查有所不同，中国社科院的调查1988年包括28个省的农村地

31、区和19个省的城市地区，1995年包括10个省份的农村地区和11个省份的城市地区。Khan annd Risskin (1998)基于中国社社科院数据的的研究比我们们和Li (2000)基于国家统统计局数据的的研究具有更更高的农村非非平衡。所有有基于中国社社科院数据的的研究估算11988年城城市基尼系数数为0.233（这比我们们的估算值00.20高），但但它们19995年的估算算值分布于00.28到00.33（都都高于我们的的估算值0.22）。因因此，我们的的城市估算值值低于以前的的研究。这种种不同可能是是由于基本数数据来源的不不同，收入定定义的不同，或或者方法不同同。不过所有研究都都认为农村

32、和和城市的非平平衡性19888年比19995年增加加了。而且MMeng（22003）基基于中国社科科院覆盖6个个省的数据也也认为城市基基尼系数从11995年的的0.2822增加到19999年的00.313。世界银行（19997）的报报告分享增增加的收入估估算了19881年到19995年中国国的基尼系数数。如报告的的作者所言，我我们发现（i）1990年年农村非平衡衡降低，（ii）1989年年和19911到19955年期间城市市的非平衡降降低，以及（iiii）两个个研究都认为为在研究期间间城市的非平平衡性低于农农村。C.直接检验分分布虽然它们提供了了直接方法检检验非平衡性性随时间的趋趋势，非平衡衡

33、系数仅仅反反映了演进过过程的某个方方面。比如，这些汇总性统计并并没有显示收收入分配随时时间改变的一一般形状。是是否通过基尼尼系数或MLLD计算的扩扩大的非平衡衡性时由密集集度右移引起起，后尾所致致，还是更复复杂的改变？分布呈双峰峰状是由于掏掏空了中产阶阶级？为深入入理解这个过过程，我们检检验了我们的的弹性密度函函数估算形式式，它允许出出现多峰分布布。FIGURE 1.-RUURAL IINCOMEE DISTTRIBUTTION， 19855-20011FIGURE 2.-URRBAN IINCOMEE DISTTRIBUTTIONS， 19855-20011图1显示19885年到20001年

34、期间间农村分配如如何变化，图图2显示城市市分配的移动动。这个样本本期内，每种种分布都只有有一个密集度度。然而离差差随时间增加加明显，很大大程度上是由由于右尾变长长。而且收入入分布逐渐持持续向右移（相相应的密集度度权重减少），反反映了收入普普遍增加。FIGURE 3.-ESSTEMATTED RUURAL AAND URRBAN DDISTRIIBUTIOONS INN THOUUSANDSS OF 11985 YYUAN分布的右移通过过成对比较年年份就更为明明显。图3左左边显示20001年农村村收入分布比比1985年年的分布更加加分散。分布布从19855年292元元到20011年490元元（在

35、19885年）的密密集度增加了了68%。虽虽然密集度右右移，但偏度度从1.288增加为1.39。20001年分布布的众数高度度只是19885年最高点点的40%，这使峰度度从4.955下降到4.86。城市收入水平和和离差（图33右边）比农农村的收入水水平和离差（左左边）增长更快。而而且最低收入入水平的住户户部分实质下降降。城市分配配的众数从11985年的的681元，增增加为20001年的16634元，同同时众数的密密度相比于11985年降降低25%。它它的分布更加加对称偏度从1.82减少为为1.47反映穷人比比重减少而富富人比重上升升。峰度从88.28减少少为6.055，反映了最最高点确实扁扁平

36、化了。相相比农村的分分布，城市最最低绝对收入入的人口比重重（左边尾端端的高度）很很大程度减少少，这有助于于解释为何我我们所估算的的城市地区非非平衡更低，特特别对MLDD方法来说，它它给收入贫困困人口更大权权重。分布移动的程度度有多大？我我们能直接估估算两种分布布的总体距离离与接近程度度。我们在两两个分部之间间采用一种新新的交叠方法法，交叉部分分是密度函数数的共同部分分。这种两个个密度函数pp(x)和 q(x)在在实线或子集集内的统计定定义为：它的值等于图33的B区域 相比另一个经常用到的距离测量，Kullback Leibler 距离的测量，我们的方法有三个优势。首先具有直观的图形显示两种分布

37、的交叠，其次甚至是更重要的，意义的对称使随顺序p(x)和q(x)变化而不变，即；第三，这个系数能够直接对比多于两个的分布。它严格属于于0，1。如果=0，那么么p(x)和和q(x)是是不相交的。如如果=1，那么么p(x)和和q(x)相相等。我们标标记区域B的的面积等于11减去两边的的Kolmoogorovv- Smirnnov统计值值。因此，基基于交叠部分分的检验渐近近等于Ko 相比另一个经常用到的距离测量，Kullback Leibler 距离的测量，我们的方法有三个优势。首先具有直观的图形显示两种分布的交叠，其次甚至是更重要的，意义的对称使随顺序p(x)和q(x)变化而不变，即；第三，这个系

38、数能够直接对比多于两个的分布。在整个期间，农农村和城市地地区密度交叠叠在每对相邻邻年份均值各各自为0.9944和0.922。相相比19855年和20001年的分布布，农村地区区的（0.5444）高于城城市地区的（0.2336），反映映在此期间城城市地区变化化的累积性影影响更大。六、总体非平衡衡的分解农村和城市这种种不平等移动动对总体非平平衡性有什么么影响？为了了回答这个问问题，我们在在农村和城市市之间分解了了中国总体非非平衡。我们们的结果表明明在部门内部部和在部门之之间增加的非非平衡对总体体不平衡的增增加都有贡献献。A总体分布和和非平衡我们将中国的累累计收入分配配计算为农村村和城市分配配的人口

39、权重重混合。我们们使用结果分分配去计算累累计分配的非非平衡指数。用用pr(x)和ppu(x)表示示农村和城市市的收入分配配，我们通过过权重加总获获得累计的分配：这里sr 和su是农村和城城市人口的比比重。在样本本期间，城市市人口比重从从24%稳定定增加到388%。图4描述了19985年和22001年累累计分配（实实线）与改变变比例的农村村（点线）和和城市(点划划线)分配的的关系。通过过相应的人口口权重农村和和城市密度改改变了，所以以在这两条曲曲线下面的区区域加总等于于1。通过比比较19855年和20001年的图表表，我们可以以看到，在样样本期内累计计分配的总体体形状几乎没没变，但后者者的右尾变

40、得得更厚。在22001年，右右尾的累计密度几乎乎全部由城市市密度造成。表3报告了基尼尼系数（第22栏）和MLLD（第3栏栏），它们通通过估算累计计的p(x)获得。在样样本期间，基基尼系数增加加了34%（从从0.3100增加到0.415），而而MLD几乎乎增加了1倍倍（从0.1164增加到到0.3177）。由于实实质的城乡收收入差距，总总体非平衡比比起单独的农农村或城市非非平衡高得多多。如方程（33）和图4所所示，增加的的总体非平衡是是由于农村和和城市分配、两两者相互作用用以及人口权权重的改变。虽然我们使用了了比19977年世界银行行报告更少的的信息，但这这两组估算是是非常接近的的。比如，我我们

41、对总体基基尼系数的估估算，19885年为0.310，1995年年为0.3882（两个研研究都覆盖了了第一年和最最后一年的时时期），这实实际上与世界界银行的估算算（19855年为0.331，1995年年为0.3888）是一样样的。在样本期内，中中国的基尼系系数平均以每每年增加0.66个点，也也即是说每年年2%的增长长率。这种急急剧上升非同同寻常。Lii，Squirre和Zou (1998)指出收入的的不平衡性在在一个国家内内部相对稳定定（虽然它在在国家间变化化相当大）。他他们指出中国国的基尼系数数从19800年到19992年每年增增速3%是一一个特例。从从1980年年代中国作为为一个中度非非平衡

42、的国家家，它现在是是发展中国家家不平衡性最最大的之一。实实际上中国目目前的基尼非非平衡性欲美美国的水平是是一样的，美美国是OECCD国家中基基尼系数最高高的国家。B总体非平衡衡的分解如果一个非平衡衡系数能够被被分解为部门门内的非平衡衡和部门间的的非平衡而不不存在部门交交叠的相互作作用，那么我我们就能从人人口子群体的系数数里推导出总体非非平衡系数。普普遍使用的非非平衡基尼系系数，在这种种意义上不能能分解，所以以我们不能从从子群体中计计算总体的基基尼系数。尽尽管如此，MMLD是可分分解的，所以以我们能根据据农村和城市市的MLDss导出总体的的MLD，并并显示那种因因素对总体MMLD随时间间的增长有

43、贡贡献。MLD系数的分分解公式为这里MLDk是是第k个子群群体的非平衡衡性（这里kk=农村或城城市），k是第k个子子群体的平均均收入，skk是第k个子子群体的人口口比重。第一一项MLDkk是内部非平平衡，即农村村或城市部门门内部的不平平衡性。第二二项MLDbb是两者之间间非平衡，即即由于农村和和城市地区之之间平均收入入不同的非平平衡 比如，假设x 比如，假设x1=1,2和x2=3,4,5。使用公式，我们计算，相似的，。使用方程（4），。我们计算。因为，如果我们给每个组的成员一个组平均值，那两者的非平衡就是组间的不平衡。最后，。部门内部和部门门之间在样本本期的计算都都相当大的增增加（表3第第2栏

44、）。相相关值和绝对对值的部门之之间不平衡增增加都比内部部不平衡大。部部门之间的非非平衡从0.053到00.139增增长163%，而部门内内部从0.1111到0.178增长长61%。两两种增长的结结果是，总的的MLD非平平衡扩大不只只一倍。为了避免年间波波动，我们在在表4显示了了整个时期和和3个子时期期的非平衡性性，即从19985年到11990年，从从1990年年到19966年，从19996年到22001年。表表4前3栏指指出了整个时时期和3个子子时期总体不不平衡性的每每年平均变化化。在样本期期间，总体的的MLD非平平衡性从0.16增加到到0.32。虽虽然在这期间间每年的平均均增加是0.01，但

45、每每年的增长率率随时间而变变大，由此第第3个子时期期的平均增加加值大于前两两个子时期的的3倍。在第一个子时期期，部门内部部（0.00026）和部部门之间（00.00199）变化对于于总体非平衡衡的变化贡献献是接近的。但但在第2和第第3子时期，部部门之间非平平衡的贡献相相对于部门内内部变大。对对这个时期来来讲，部门之之间非平衡的的增加对总体体增加贡献了了大约56%（0.00554/0。00096）方程（4）显示示3个因素贡贡献于总体不不平衡：每个个子群体内部部的不平衡（MMLDk），每每个子群体的的相对平均收收入（k/），以及每每个子群体的的人口比重（ssk）。在样本本期间农村人人口比重从776

46、%减少到到62%，尽尽管如此，简简单的部门内内部和之间分分析没有分离离每个部门人人口比重分布布的变化影响响。根据Mookhherjeee and Shorrrocks (19822)，我们区别于于静态的部门门内部之间直直接分解检验验每个部分的的影响。按照照方程（4）两两边不同的式式子，我们得得到其中，变量上的的横线表示两两期平均。我我们进一步将将内部或者两两者之间不平平衡的贡献分分解为：纯粹粹内部和纯粹粹之间影响，以以及由农村和和人口比重变变化引起的影影响。方程（66）（应该是是方程5，译译者注）显示示MLD变化化是4个影响响的总和：w，人口比重重维持不变的的内部不平衡衡变化影响；sw，人口比

47、重变变化的内部不不平衡影响；b，人口比重重维持不变的的两者之间不不平衡（每组组的平均收入入）变化的影影响；sb，人口比比重变化两者者之间不平衡衡影响。因此此，通过外在在的考虑人口口比重影响，我我们就能够从从总体不平衡衡中分离出每每个因素的贡贡献。我们对整个时期期和3个子时时期进行跨期期分解计算。表表4最后4栏栏报告了方程程（5）中整整个时期和33个子时期各各个时期的年年度变化。结果表表明不考虑人人口迁移的内内部非平衡相相关贡献w大于内部不不平衡变化的的静态计算，MLDw=w+sw，这包括了流动人口的影响（sw）。即从高的非平衡农村地区流向低的非平衡城市地区的人口流动，减少了扩大的内部不平衡的影

48、响。整个时期平均来说，迁徙达16%部分补偿了增加的内部非平衡影响（=0.0008/0。0050）相反，当考虑人人口比重变化化时，城乡收收入差距这两两者之间非平平衡的贡献变变小。因为扩扩大的城乡收收入差距，迁迁徙增强了扩扩大城乡之间间非平衡达220%（=00.09/00.45）的的影响。迁徙对部门内部部和之间非平平衡的影响几几乎相抵（sw+sb0）。总体体上，静态的的内部和之间间分解低估了了增加的内部部非平衡的贡贡献，因为它它无法考虑人人口比重变化化的影响。对对整个时期来来说，内部非非平衡的变化化在全部非平平衡增加中贡贡献52%，而而简单的内部部之间分解内内部非平衡变变化只贡献444%。这种情况

49、随时间间而变化。最最初内部非平平衡发挥更大大作用；但在在最近年份，城城乡非平衡对对整个非平衡衡的变化贡献献更大。在控控制了城市化化影响之后，我我们发现在总总体不平衡中中，3个子期期间内部非平平衡变化贡献献分别占到667%、399%和53%。1990年年代后期非平平衡产生了急急剧增加，MMLD方法每每年增加的总总体非平衡是是0.02002，而前两两个子时期只只是0.00045和0.0049。七、消费非平衡衡性因为我们高度依依靠总体非平平衡信息，我我们考虑检验验中国的消费费非平衡的可可选择方法，这这种方法可能能是比收入非非平衡性更好好的经济福利利指标。只有有城市地区的的消费数据是是可获得的，城城市

50、地区消费费信息像收入入分配的形式式一样在统计计年鉴中有所所归纳。Jorgensson (11998)认认为作为一种种家庭资源的的计算的福利利指标关键依依靠收入和消消费两者的选选择。持久收收入可能是家家庭资源的一一种更好指标标，尽管估算算的收入与持持久收入相关关，但真实的的转移性部分分与持久性收收入无关。如如果消费是家家庭持久性收收入的一定比比例，那么估估算的消费可可以作为家庭庭持久收入的的替代。而且且估算的消费费表现出相对对较小的暂时时性波动。所所以也许我们们使用消费而而非收入进行行福利推断更更为可靠。根据OECD国国家几个非平平衡性的研究究，最近收入入非平衡并没没有伴随消费费不平衡增加加而增

51、加。这这种发现有时时用来回应收收入非平衡的的公共关注。不不管OECDD国家争论是是否正确，它它并不适合收收入和消费非非平衡性高度度相关的中国国。图5左边边对比了收入入和消费的基基尼系数，右右边对比了自自1984年年以来基尼系系数的增长。虽虽然消费非平平衡低于收入入非平衡，收收入非平衡增增长率接近平平衡于收入非非平衡。数据的进一步检检验表明在11997年之之前，家庭平平均支出与平平均收入的比率在在收入分配的的第0到第55个百分点之之内平均为11.06。所所以低收入家家庭的消费超超过他们的收收入，很可能能由于动用储储蓄或政府对对城市居民的的补贴。但11997至22001年最最低5%家庭庭的消费-收

52、收入比率降低低为0.966，表明低收收入家庭的收收入分配可能能不能够对低低收入平滑消消费。八、总结我们检验了从11985年到到2001年年中国收入分分配和非平衡衡的进展。我我们使用最大大熵密度方法法检验中国的的收入分配，当当只有有限的的汇总性统计数数据收入区间间可获得的，这这种方法效果果很好。最大大化熵密度原原理是一种通通用方法，它它根据部分信信息给概率分分布赋值。我我们扩展这种种方法到分组组的数据，并并将它应用在在年度的中国国住户调查的的收入数据汇汇总性统计上上。我们能够够确信这种新新方法在美国国数据的应用用上效果极好好。使用这种新技术术和高度汇总总的中国调查查数据，我们们最先提供了了可比较

53、的跨跨期中国非平平衡测量的估估算。相反，大大部分中国收收入非平衡的的先前研究使使用选择性调调查，这种选选择性调查只只能得到几年年的数据，并并且它没有覆覆盖全国。我们发现农村和和城市的非平平衡已稳定增增加。在样本本期间城市非非平衡性低于于农村，但它它增长很快。直直接的估算分分布检验表明明，农村的城城市的收入分分配都随时间间右移。很大大程度上由于于分配的右尾尾增长，以及及无法明显减减少极端贫困困人口比重，总总体分散性增增加很大。增加的农村和城城市内部不平平衡，扩大的的城乡收入差差距，以及城城乡人口流动动联合推动了了总体不平衡衡的实质增加加。对比使用用静态分解并并将总体不平平衡大部分归归因于城乡差差

54、距的研究，我我们的动态分分解显示，在在过去二十年年城乡内部和和之间的不平平衡增加同等等导致了总体体不平衡的增增长。尽管如如此，我们发发现近年来农农村收入差距距扮演者越来来越重要的角角色。最后我们观察了了消费非平衡衡，据称它是是比收入非平平衡更好的经经济福利指标标，而这个指指标在样本期期同样稳步增增加。因此我我们也更加确确信中国的非非平衡在迅速速增加。总之，由于城乡乡内部和之间间的不平衡，中中国的农村、城城市以及总体体的收入不平平衡较高（相相比发展中国国家和大部分分发达国家）并依然扩大。尽管城市不平衡性的增加快于农村地区，目前农村收入分配相比城市收入分配更不平衡。以目前速度，城市非平衡性将最终超

55、过农村。而且，当人口流向城市地区时，这一不平衡的趋势将加速增长。另一方面，中国政府限制从农村到城市的迁徙。即使这种迁徙被允许，城市经济极可能不能容纳巨大的农村人口。如此对比库兹涅茨曲线的预测，城乡收入差距可能可能继续存在并在相当长时期内引起总体不平衡的性增加。参考文献Bramalll， C.， “The QQualitty of Chinaas Hoousehoold Inncome Surveeys，” Chinna Quartterly 167 (2001)， 689705Chang， G. H.， “The CCause and CCure oof Chiinas Widenning I

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