陈淑钗转自社会学研究
中国城镇居民贫富差距演变趋势
许 欣 欣
内容提要: 本文主旨在于通过宏观的实证研究探讨中国城镇居民改革开放以来 贫富差距的演变趋势 ,并尝试通过多元回归模型分析的方法对影响城镇居民贫富差 距变化的主要因素及其相对作用予以揭示, 进而指出中国现行分配方式与分配原则 的不协调。全文共分三个部分 ,首先是关于中国城镇居民贫富差距主要影响因素的 分析 ,然后是关于不同地区之间职工收入水平主要影响因素的分析,最后通过对中国 城镇居民低收入群体的构成与贫富差距发展趋势的揭示,提出一些值得思考的问题 。
当改革开放刚刚起步时, 为了打破“文革”遗留下来的绝对平均主义的思想僵局 ,调动人们 的积极性摆脱贫困走向共同富裕, 中共中央果敢地采取了“允许一部分人先富起来”的政策 。 20 年来 ,随着这一政策的贯彻落实,我国人民的收入水平普遍有了较大幅度的提高。 然而 ,我们同时又必须清醒地看到 ,近年来,随着改革开放的进一步深入,随着我国经济体 制的转轨、产业结构的调整、分配模式的变化以及多种经济形式的形成与发展 ,我国社会成员 间原有的利益分配格局正发生着深刻的变化 ,不同群体之间的贫富差距也在迅速拉大,而且呈 现出过快过猛的态势 。由此导致一些居民的生活水平相对下降, 城镇居民的贫困问题开始浮 到社会的表层, 从而使得有关“贫富差距”的问题日益成为人们关注的话题 。 一 、城镇居民贫富差距的主要影响因素 目前国际上通常使用两种方法来测量贫富差距的程度 ,即“基尼系数”和“五等分欧希玛指 数” 。基尼系数是社会成员总体收入分配状况与绝对平均分配状况的相对差距 。此系数介于 0 与 1 之间, 数值越大, 表明社会成员之间的收入差距越大,反之越小。国际上通常认为, 基尼 系数在 0.2 以下为绝对平均, 0.2 ～ 0.3 之间为比较平均, 0.3 ～ 0.4 之间为比较合理 , 0.4 ～ 0.5 之间为差距较大 , 0.5 以上为差距悬殊 。除了采用基尼系数之外 ,还可采用“五等分欧希玛指 数”来测定各类家庭收入上的差距 。这种测量方法就是按照收入水平的高低,将人口分成五等 分,然后计算出每个 1/5 人口层的收入在全部收入中所占的比重(国务院研究室课题组 , 1997)。 用基尼系数和欧希玛指数虽然可以反映出贫富差距的程度, 但是在揭示导致贫富差距的 决定性因素方面却存在一定的局限性。根据我国经济学界和社会学界许多学者的分析, 造成 中国现阶段城镇居民贫富差距的原因是多方面的 :既有按劳分配的因素,又有按资分配的因素 (如私营业主的高额利润与各种股息收入);既有制度性因素(如要素流动的制度性障碍导致资 源占有的起点不同及收入分配的不平等),又有自致性因素 ;既有合法的因素,又有非法的因素 (如国有资产流失导致一些人中饱私囊);既有历史上形成的“三大差别”的因素(如地区差异), 66 社会学研究 1999 年第 5 期 又有改革开放的新增因素 ;既有体制上的因素(如行业垄断),又有政策执行方面的因素, 等等 。 鉴于此,本文拟采用多元回归的方法通过模型构筑来分析影响我国城镇居民贫富差距的主要 因素及其相对作用。所用数据以国家统计局 1985 ～ 1997 年的调查数据为依据 。应该承认,模 型分析由于不能将所有影响因素囊括其中而有其不可避免的局限性, 但是, 正如施皮尔伯格 (Nathau Spielberg)和安德森(Biyon D .Anderson)所云 ,建立模型也有着一条极为实际的理由 : 所运用的模型通常简单方便, 能以相对较少的变量揭示出复杂的社会现象 ,从而使新的事实和 经验有可能进入和并入人类大脑, 并将这些新的东西与过去的经验相联系(N·施皮尔伯格 、B· D·安德森, 1992 , 265)。 分析中,将以城镇居民中收入最高 10 %家庭的人均年收入与最低 10 %家庭的人均年收入 相比之倍数(Y)作为衡量我国城镇居民贫富差距的因变量(变量均值为 3.39 , 标准差为 0.45)。在自变量的选择上,则主要考虑了影响城镇居民贫富差距变化的三方面因素, 即所有 制因素、行业因素、地区因素。 所有制因素在分析中用历年传统计划经济体制外从业人员的年平均工资与集体经济单位 职工年平均工资相比之倍数(X1)来表示。选择这一变量的主要依据在于自改革开放以来 ,中 国经济正处于转型过程之中, 随着经济体制的转轨 ,我国城镇从业人员的就业领域已从过去单 一的公有制领域扩展到非公有制领域(包括个体户、私营企业 、“三资”企业 、股份制企业, 等 等)。更重要的是,体制转型导致了我国收入分配制度和收入分配方式的巨大变化:一方面,在 所有制改革推动下, 非国有经济迅速发展,市场机制在工资水平的决定中起着越来越重要的作 用,资本收入和经营风险收入的差别加剧了居民收入的不平等;另一方面, 国有企业的改革使 一些企业在竞争中发展壮大,而另外一些企业则在竞争中逐步陷于亏损、停产或半停产、破产 的境地 ,由此拉开了不同企业职工的工资水平。例如 , 国务院研究室课题组的分析表明, 不同 所有制单位间职工的货币工资进入 90 年代后差距明显扩大 。1990 ～ 1996 年, 国有 、集体和其 他单位间职工平均工资之比由 1.36∶1∶1.78 扩大为 1.46∶1∶1.92 。 1996 年 ,在其他单位(主要 是股份制和三资企业)工作的职工平均工资为 8261 元 ,分别比国有单位和集体单位高 31.5 % 和92 %(国务院研究室课题组, 1997)。虽然具体来讲, 我国公有制领域可细分为国有制单位 和集体所有制单位, 但由于传统体制的惯性作用, 这一领域中集体所有制单位从业人员的平均 收入相对更少, 生活水平相对更低, 因此 ,选择集体所有制单位职工的平均收入与传统体制外 的非公有制领域从业人员的平均收入进行比较, 更有助于说明所有制因素在城镇居民贫富差 距中的影响作用 。 行业因素在分析中用历年各行业中职工平均工资最高行业与最低行业相比之倍数(X2) 来表示。根据国务院某课题组对 16 个大行业的分析, 我国不同行业的职工工资差距近几年呈 加速扩大趋势。以全国各行业平均工资指数为 1 ,用工资最低行业和最高行业分别与之相比 , 则 1978 年为 0.76∶1∶1.38 , 1985 年降为 0.76∶1∶1.22 , 1990 年扩大为 0.72∶1∶1.27 , 1995 年进 一步扩大为 0.64∶1∶1.43 。其中, 工资增长较快的是风险性、垄断性和技术性行业(国务院研 究室课题组, 1997)。 地区因素在分析中用不同省、自治区、直辖市中历年职工平均工资最高地区与最低地区相 比之倍数(X3)表示 。近年来 ,国内有不少学者对我国的地区差异进行过研究, 他们选用的指 标一般是人均国民收入和人均国内生产总值 ,也有人选择人均社会总产值指标来衡量中国的 地区差异。虽然人均国内生产总值 、人均国民收入或人均社会总产值的确是反映地区经济发 67 展水平的重要综合指标, 然而 ,正象魏后凯指出的那样 :“当把研究的着眼点放在考察各地区居 民家庭的实际生活水平上时, 这些指标的缺陷是显而易见的 。从价值形态上看 ,社会总产值计 算了社会产品的全部价值 ;国内生产总值计算了在生产产品和提供劳务过程中增加的价值,即 增加值;而国民收入计算了从社会总产值中扣除生活过程消耗掉的生产资料后的净值 。三者 都包含着政府收入和转移支付部分 。如果考虑到收入再分配的影响 ,地区间居民可支配收入 的差异实际上要比用上述三个指标衡量的地区差异小一些 。而且,对各地区居民来说,他们更 关心的往往是家庭可支配收入的多少, 而不是人均占有的国内生产总值、国民收入或者社会总 产值水平的高低 。因此, 从居民生活水平的角度看 ,选择居民家庭人均收入作为衡量地区差异 的主要指标更具有实际意义。”(魏后凯 , 1996 , 65)鉴于此, 本文在分析中选择各地区历年职工 人均年工资最高者与最低者之差异作为说明城镇居民贫富差距的地区差异影响变量 。 首先,根据 1985 ～ 1997 年 12 年(缺 1987 年数据)的样本进行简单相关分析。可以看到 , 所选择的三个自变量与因变量均有很强的相关关系(见表 1), 皮尔逊相关系数分别高达 0.72 (所有制差异与贫富差距)、0.76(行业差异与贫富差距)、0.76(地区差异与贫富差距)。说明所 有制因素 、行业因素和地区因素的确与我国城镇居民贫富差距的存在高度相关 。 表 1 所有制差异、行业差异、地区差异与城镇居民贫富差距的相关系数 体制外职工年平均工资 与集体单位职工年平均 工资差异(X1) 不同行业间最高行业职工 年平均工资与最低行业职 工年平均工资差异(X2) 不同地区间最高年平均 工资与最低年平均工资 差异(X3) 皮尔逊 r .72 .76 .76 sig. .01 .01 .00 均值 1.74 1.64 2.10 标准差 .21 .24 .19 样本数 12 12 12 然而 ,当把这三个自变量依次放入模型与城镇居民贫富差距这一因变量进行逐步多元回 归分析时便会发现, 行业因素对城镇居民贫富差距的影响不再显著(见表 2)。从模型(1)中可 以看出,当所有制变量与行业变量同时进入模型时 ,行业差异的作用被所有制差异因素的作用 所抵消 ,调整后的决定系数 R 2 显示, 用传统体制外单位职工年平均工资与集体所有制单位职 工年平均工资差异来解释我国城镇居民贫富差距时可以消减 59 %的误差。如果再加入地区 差异的影响 ,那么,从表 2 中的模型(2)可知, 调整后的决定系数 R 2 由 0.59 增加到了 0.86 ,显 然,不同地区之间职工平均工资的差异对于我国城镇居民贫富差距所造成的影响也是非常显 著的 。 如果分别计算每个自变量的影响力 ,那么 ,用所有制差异变量来解释城镇居民的贫富差距 时可减少 43.2 %(标准回归系数 0.60 与相关系数 0.72 相乘)的误差 ,用地区差异变量来解释 时则可减少 41.8 %(标准回归系数 0.55 与相关系数 0.76 相乘)的误差。虽然分析中显示模 型(2)尚有 14 %的误差需要引进其他变量加以说明, 但是 ,有理由相信 ,所有制差异和地区差 异的确是影响我国城镇居民贫富差距的重要因素。由于两个自变量的回归系数均为正数 ,因 此毫无疑问,无论是不同所有制之间职工工资差异的扩大还是不同地区间职工平均工资差异 的扩大,都将导致我国城镇居民贫富差距的扩大。 68 表 2 关于城镇居民贫富差距影响因素的标准回归系数 因变量 (Y) 自 变 量 体制外经济单位与 集体经济单位间平 均工资差异 (X1) 不同行业间最高平 均工资与最低平均 工资差异 (X2) 不同地区间最高平 均工资与最低平均 工资差异 (X3) a R 2 调整 R 2 N (1)最高 10 %收入户人均 收入与最低 10 %收入户人 均收入之比 .79 ＊＊＊ …… -.42 .63 .59 12 (2)最高 10 %收入户人均 收入与最低 10 %收入户人 均收入之比 .60 ＊＊＊ …… .55 ＊＊＊ -2.14 .89 .86 12 注:＊＊＊表示该估计值在 0.1%的置信水平下是显著的。 ……表示在回归分析中由于该变量与因变量的相关小于0.10而被排除在方程之外。 二 、地区间城镇居民收入差异的主要影响因素 区域经济发展不平衡是拉开我国城镇居民收入差距的一个重要原因。由于历史的、自然的、 体制的、政策的以及不同发展模式等因素的制约和影响, 80 年代中期以来 ,我国地区间经济差距 明显扩大。有关专家在对地区差别问题的研究中发现 ,我国省一级地区间收入差异最大的可达 到7 ～ 8 倍。以上海和贵州为例, 1992 年上海人均国民生产总值是贵州的 9.4 倍。不仅省级地区 间差距在拉大,而且一个省(区)内部的差距也在拉大,广东最富的珠海区和最穷的和平县相比, 人均国民生产总值的差距是13 倍。如果把广东的珠海与贵州的晴隆县相比,则前者的人均国民 生产总值是后者的 86 倍(王培暄, 1996)。 近年来,很多学者对我国的地区差异进行过研究,但这些研究大都是选择人均国民收入或国 内生产总值作为衡量地区差异的主要指标,着眼点也主要集中在地区差异的变迁上,而对地区差 异各组成部分之间的内在联系及其对地区间贫富差距的作用则缺乏探讨。鉴于此, 下面将继续 采用多元回归方法对导致我国地区间城镇居民贫富差距的有关影响因素进行分析 。分析以国家 统计局 1994 年和 1997 年数据为基础进行。 在造成城镇居民贫富差距的地区差异分析中,作为因变量的是各地区(即全国 30 个省、自治 区、直辖市)城镇职工年人均工资(Y)①,自变量则主要考虑了各地区产业结构与就业结构的变动 情况 。首先选择了4 个自变量,分别为:各地区第三产业产值比重(X1)、各地区体制外单位职工 比重(X2)、各地区第一产业产值比重(X3)和各地区第二产业产值比重(X4)。然而 ,通过相关分析 发现,除各地区第三产业产值比重和各地区传统体制外单位职工比重这两个变量与该地区职工 年人均工资有较强的相关外,各地区第二产业产值比重这一变量无论在 1994 年还是在 1997 年 均与该地区职工年平均工资水平不相关,各地区第一产业产值比重变量虽然 1997 年数据显示与 该地区职工年平均工资有很强的负相关关系(相关系数为 -.73),但是 1994 年数据则显示这两 个变量不显著相关(见表3)。根据多元回归分析法的原则,自变量与因变量不相关者不宜进入模 69 ① 1994 年变量均值为4629.97 , 标准差为 1106.67;1997 年变量均值为6474.60 , 标准差为 1722.30 。 型,同时,为进行比较两个年度的变量最好保持一致。于是,在最后的分析中,只得将各地区第一 产业产值比重和第二产业产值比重这两个自变量舍去。 表 3 各地区第三产业产值比重、传统体制外单位职工比重、第一产业产值比重、 第二产业产值比重与各地区职工年平均工资(Y)的相关系数 各地区第三产业产值 比重(X1) 各地区传统体制外单 位职工比重(X2) 各地区第一产业产 值比重(X3) 各地区第二产业产 值比重(X4) 1994 年皮尔逊 r .58 .43 -.34 .06 sig. .00 .02 .06 .77 均值 33.66 13.41 22.86 44.08 标准差 4.52 5.50 9.11 8.63 1997 年皮尔逊 r .71 .67 -.73 .28 sig. .00 .00 .00 .13 均值 34.71 6.76 21.26 44.04 标准差 5.83 5.50 8.48 7.04 N 30 30 30 30 从表 4 列出的回归分析结果可以看出, 用各地区第三产业产值所占比重和各地区体制外单 位职工所占比重这两个变量来解释各地区城镇职工平均工资水平时, 1997 年模型的解释力明显 高于 1994 年:1994 年模型可解释的方差为 43 %, 1997 年则增加为66 %(见表4 模型(2)中调整后 的决定值)。也就是说, 1994 年用各地区第三产业产值比重和各地区体制外单位职工比重来说明 各地区城镇职工平均工资时,尚有 57 %的误差需要引进其他变量来加以说明,而到 1997 年时 ,则 只有 34%的误差需要引进其他变量来说明了 。 表 4 各地区职工平均工资影响因素的标准回归系数 因 变 量 (Y) 自 变 量 各地区第三产业产值 比重(X1) 各地区传统体制外单 位职工比重(X2) a R 2 调整 R 2 N 1994 年 (1)各地区职工平均工资 .58 ＊＊＊ -97.71 .34 .32 30 (2)各地区职工平均工资 .54 ＊＊＊ .36 ＊ -676.85 .47 .43 30 1997 年 (1)各地区职工平均工资 .71 ＊＊＊ -849.15 .51 .49 30 (2)各地区职工平均工资 .53 ＊＊＊ .46 ＊＊＊ 95.60 .68 .66 30 注:＊＊＊表示该估计值在0.1%的置信水平下是显著的; ＊表示该估计值在 5%的置信水平下显著。 如果分别计算每个自变量的影响力,那么, 1994 年用各地区第三产业产值比重来解释地区间 职工平均工资水平时可减少31.3 %的误差(标准回归系数 0.54 与相关系数 0.58 相乘), 用各地 区传统体制外单位职工比重来解释时则可减少 15.5 %的误差;1997 年分别为 37.6 %和 30.8 %。 显然,两个自变量对于因变量的影响力均在随着时间的推移而有所加强。换句话说,即一个地区 的第三产业越发达、在传统计划经济体制外单位就职的人员越多 ,该地区的职工平均工资水平就 越高。虽然这两个变量的解释力仍然有限,但这一结论与我们的经验判断基本吻合。 70 三 、城镇居民低收入群体构成及贫富差距发展趋势 从上面关于我国城镇居民贫富差距影响因素的多元回归分析和各地区城镇职工平均工资水 平影响因素的多元回归分析中,可以看到一个共同的因素在起作用 ,那便是伴随改革开放步伐、 受市场机制催生而日渐壮大的传统经济体制外从业者群体。在解释城镇居民贫富差距时,所有 制差异因素的作用占模型全部解释力的50.2 %(43.2 %/86%);在解释各地区职工平均工资水平 时,所有制因素的作用在 1994 年占模型全部解释力的 36 %(15.5 %/43 %),在 1997 年占模型全 部解释力的 46.4 %(30.6 %/66 %),呈增长趋势。以至于可以说, 伴随着传统计划经济体制外从 业者群体的成长,我国城镇居民中越来越多的传统计划经济体制内从业人员降级为低收入群体 成员———尽管二者之间并不是一种简单的因果关系。 根据中国社会科学院“中国社会形势分析与预测”课题组1997 年和 1998 年对我国城镇居民 两次抽样问卷调查资料(1997 年调查城市38 个, 1998 年调查城市 50 个)进行的城镇居民低收入 群体构成分析(见表 5),还可以从另一个角度证实上述判断。 表 5 城镇居民低收入群体构成 (%) 社会群体 1996 年全年收入最低 20%群体所占比重 1997 年 10 月收入最低 20%群体所占比重 1997 年全年收入最低 20%群体所占比重 1998 年10 月收入最低 20%群体所占比重 国有企业员工 29.5 31.3 28.1 31.1 集体企业员工 15.1 16.6 16.7 15.3 离退休人员 14.3 81.9 13.6 82.5 12.9 73.5 13.0 72.2 事业单位工作人员 9.0 8.6 5.9 4.9 党政机关工作人员 10.2 7.5 4.2 1.5 社团组织工作人员 3.8 4.9 5.7 6.4 三资企业员工 4.2 2.7 1.3 0.7 私营企业员工 5.5 12.0 5.0 11.1 4.7 11.0 3.7 9.1 民营企业员工 1.2 3.0 3.3 4.0 个体劳动者 1.1 0.4 1.7 0.7 无固定职业者 2.6 2.6 3.4 3.4 6.8 6.8 8.1 8.1 不便分类者 2.6 2.6 2.7 2.7 8.7 8.7 10.5 10.5 军人 0.8 0.8 0.4 0.4 0.0 0.0 0.0 0.0 合 计 266 人 100.0 266 人 100.0 424 人 100.0 406 人 100.0 从表 5 列出的情况看 ,自 1996 年以来,我国收入最低的 20 %城镇居民中占绝大多数的是 传统计划经济体制内从业人员 ,其中,尤以国有企业员工、集体企业员工和离退休人员为最(约 占 60 %)。而改革开放之后新生和再生的三资企业员工、私营企业员工、民营企业员工和个体 劳动者这一传统计划经济体制外从业者群体所占比重则最高也不过 12 %,若以 1998 年 10 月 收入情况计,这一群体所占比重甚至在下降, 只有 9.1 %。 不仅如此, 表 6 所列不同社会群体对其一年来家庭生活水平变动情况的主观评价也在一 定程度上反映出这点 。两次调查中 ,我们均要求被调查者将其家庭一年来的生活水平与上年 进行比较 :提高了,下降了 ,还是没有变化。结果显示, “提高”比重较大的社会群体多为三资企 业、私营企业、民营企业员工和个体劳动者,其中, 三资企业负责人、私营企业负责人和民营企 业负责人均是有升无降;相比之下 ,家庭生活水平“下降”比重较大的群体则多为国有企业和集 71 体企业员工(值得注意的是,这两类企业负责人的家庭生活水平与上年相比的“提高” 面并不 小,尤其是 1998 年, 提高率皆高于 36.3 %的总体水平,下降率皆低于 31.1 %的总体水平)。 表 6 不同社会群体对一年来家庭生活水平变动情况的评价 不同社会群体 1997 年家庭生活水平与上年相比 提高(%) 下降(%) 人数 (人) 1998 年家庭生活水平与上年相比 提高(%) 下降(%) 人数 (人) 三资企业工人 42.9 19.0 21 30.8 23.1 13 三资企业一般干部 23.1 38.5 13 72.2 16.7 18 三资企业负责人 72.7 9.1 11 66.7 0.0 6 三资企业其他人员 58.1 16.1 31 64.3 14.3 14 私营企业工人 57.1 14.3 14 29.2 41.6 24 私营企业一般干部 50.0 33.3 6 62.5 25.0 8 私营企业负责人 44.4 0.0 9 77.8 0.0 9 私营企业其他人员 39.1 28.3 46 43.1 16.9 65 个体劳动者 52.2 21.7 69 42.7 29.2 89 民营企业工人 36.4 9.1 11 34.8 21.7 23 民营企业一般干部 25.0 25.0 8 31.3 37.6 16 民营企业负责人 / / 0 50.0 0.0 2 民营企业其他人员 36.4 18.2 22 61.1 11.1 18 国有企业工人 25.8 36.3 248 26.9 43.4 297 国有企业一般干部 34.0 38.8 103 28.5 37.1 186 国有企业负责人 47.6 23.8 21 40.0 26.7 15 国有企业其他人员 31.1 37.8 45 41.5 29.3 41 集体企业工人 27.5 32.4 102 25.4 45.1 122 集体企业一般干部 40.0 36.0 25 25.0 43.7 32 集体企业负责人 33.3 33.3 6 40.0 0.0 5 集体企业其他人员 42.3 38.5 26 40.9 27.3 22 事业单位工作人员 46.8 20.6 248 36.7 27.5 291 党政机关工作人员 42.1 20.5 278 43.1 22.7 322 社团组织工作人员 40.4 28.8 52 35.6 22.9 87 离退休人员 23.4 30.7 192 35.1 30.6 271 军人 73.3 6.7 15 68.5 10.6 19 其他人员 28.8 30.2 11 41.8 24.5 147 样 本 总 体 37.7 26.9 1618 36.3 31.3 2162 如果将两次调查中的最高 20 %收入者与最低 20 %收入者单独划分进行比较(见表 7),那 么,展现在我们面前的是一幅十分清晰的“马太效应”画卷:高收入者的家庭生活水平提高面 (54.1 %与 55 %)远远高于 37.7 %(1997 年)和 36.3 %(1998 年)的总体水平, 下降面(16.8 % 与16.3 %)则远远低于 26.9 %(1997 年)和 31.3 %(1998 年)的总体水平 ;而低收入者的情况 却刚好与之相反 。富者更富, 穷者更穷 。 应该说,收入差距的扩大是改革和矫正绝对平均主义分配方式自然的逻辑结果。水没有落 差就不会流动,收入不拉开档次,社会就失去了必要的竞争机制 ,改革前的平均主义分配体制严 重地阻碍了我国社会经济的发展, “大锅饭、养懒汉”已成为一条值得永远记取的历史教训。但 是,收入差距扩大的趋势若得不到有效控制而导致贫富悬殊,则会反过来影响改革的顺利进行。 72 表 7 不同收入群体对一年来家庭生活水平变动情况的评价 不同收入群体 1997 年家庭生活水平与上年相比 提高(%) 下降(%) 人数 (人) 1998 年家庭生活水平与上年相比 提高(%) 下降(%) 人数 (人) 20 %最高收入者群体 54.1 16.8 316 55.0 16.3 424 20 %最低收入者群体 26.1 41.1 326 21.5 50.1 423 样本总体 37.7 26.9 1618 36.3 31.3 2162 注:表中收入群体的划分以被调查者上年总收入为标准。 经济学家从分配的角度出发, 将我国 80 年代以来经济增长情况划分为 3 个阶段 :1.1981 ～ 1984 年是中国经济改革初期, 由于经济的快速增长, 更由于过去重积累轻消费的状况开始 改变, 居民收入大幅度增长 ,年增长率达到 12.6 %。与此同时 ,在经济体制方面, 并未有太多 的改革措施出台, 居民的收入分配格局基本保持不变 , 基尼系数由 28.8 略增至 29.7 。可以 说,在这一时期全体居民共同富裕 、共享改革成果 。2.在 1985 ～ 1989 年这一阶段 , 国家对工 资和奖金的发放进行了适当的控制 ,通货膨胀开始出现 ,致使居民收入只有较低的增长, 年增 长率只有 1 %,而且随着国家对多种所有制形式的认可 ,收入分配状况发生急剧变化 , 基尼系 数由 29.7 剧增至 33.9 。这是一段收入停滞而分配状况恶化的时期 ,在这一时期表现出一定 的两极分化倾向 。3.1990 ～ 1995 年, 国民经济实现快速增长, 居民的收入年平均增长率达到 7.1 %,而且随着市场化的进程 ,分配状况进一步恶化, 基尼系数也由 33.9 激增至 38.8 。这是 一个收入增长与分配状况恶化同时出现的时期(魏众、古斯塔夫森, 1998)。 毋庸置疑, 改革开放 20 年来, 随着国民经济的增长 ,我国人民的生活水平有了普遍提高 , 但与此同时 ,城镇居民不同社会群体之间的收入差距也在逐步扩大 ,尤其是近几年来, 收入差 距扩大的速度在明显加快 。表 8 显示, 1990 ～ 1997 年 ,城镇居民 20 %最高收入户与 20 %最低 收入户年收入的差距由 4.2 倍扩大到 17.5 倍(若将 10 %最高收入户与 10 %最低收入户比较 , 差距会更大);20 %最低收入户的收入占城市居民总收入的比重从 9 %下降到 3.0 %, 20 %最高 收入户的收入占总收入的比重从 38.1 %上升到 53.7 %, 10 %最高收入户的收入占总收入的比 重达到了 37.0 %。这种收入差距 ,即使从国际比较来看也是很大的①,更何况我们这样一个以 “公平”过渡作为改革起点的社会主义国家? 我国现行的分配原则是“效率优先 ,兼顾公平” ,即一次分配突出效率, 二次分配体现公平 。 然而, 上述分析表明 ,目前的工资分配方式已难以体现这种分配原则。收入差距的急剧扩大 、 部分低收入家庭绝对收入水平的持续下降以及收入的高度集中化已在相当程度上增加了广大 居民的相对剥夺感, 这将对整个社会产生负面影响 。中国是一个人口大国 ,人均资源拥有水平 远低于世界平均水平 ,财富过度集中必然会导致相当一部分人衣食无着。联合国亚洲及远东 经济委员会秘书处在详细考察了亚洲一些不发达国家的经济发展状态后得出如下结论:从经 验来看,显著并在增大的收入差距并未证明有助于获得经济成效和维持发展的强大势头 。事 实上, 看起来更可能是严重的收入集中化 , 强烈地(从物质和心理上)阻碍了公众对发展的参 与,从而阻碍了健康的经济发展(侯永志 , 1998)。 平等与社会公平问题在发展中国家始终处于中心位置 ,在中国, 这一问题也已成为必须引 起我们高度警觉和重视的问题 。目前 ,我国居民在收入分配方面所深深抱怨的乃是一些人致 73 ① 1990年美国 20%最富有家庭的收入占总收入的比重为44.4%, 20%低收入家庭的收入占 4.6%(王培暄, 1996)。 表 8 中国城镇居民贫富差距的发展趋势 年 份 最高 20 %收入户与 最低 20 %收入户年 人均收入之比 最低 20%收入 户所占总收入 之比重 最高 20%收入 户所占总收入 之比重 最高 10 %收入 户所占总收入 之比重 人数 (人) 1990 4.2 倍 9.0% 38.1 % 23.6 % 1082 1993 6.9 倍 6.3% 43.5 % 29.3 % 966 1996 17.9 倍 3.1% 54.6 % 39.2 % 1743 1997 17.5 倍 3.0% 53.7 % 37.0 % 2221 1997 年 10 月① 8.7 倍 5.7% 49.4 % 38.4 % 1694 1998 年 10 月② 9.6 倍 5.5% 52.3 % 38.4 % 2148 注:①② 表中 1997 年 10 月和 1998 年10 月数据是被调查者(18 岁以上, 非学生)个人该月收入(即劳均收入)的有关情况。 资料来源:1990 年数据来自“人的现代化”课题组1990 年在全国 26 个省、自治区、直辖市的抽样调查。 1993 年数据来自“社会意识与社会变迁”课题组 1993 ～ 1994 年在全国 26 个省、自治区、直辖市的抽样调查。 1996 、1997 、1998 年数据来自“中国社会形势分析与预测”课题组 1997 年和 1998 年在全国 22 个省、自治区、直辖 市的抽样调查。 富手段的不当以及自身收入与贡献的严重失衡, 其实 , 这是对机会不均等的抱怨 ,是对公共财 富占有不平等的抱怨 。因此, 应尽快实现人们在利益和权利分配方面的公平,努力贯彻机会平 等、规则平等的原则 ,消除现行分配体制在资源配置中的消极作用,整顿和规范分配秩序 ,加强 法制建设 ,同时 ,应进一步深化政治体制改革 ,消除行政垄断, 严禁权力经商, 彻底铲除权钱交 易的土壤 。 参考文献 : 阿瑟·奥肯, 1987, 《平等与效率》 , 华夏出版社。 国家统计局编历年《中国统计年鉴》 。 国务院研究室课题组, 1997,“ 关于城镇居民个人收入差距的分析和建议” ,《经济研究》第 8 期。 侯永志, 1998 ,“ 改革开放 20 年, 居民收入分配的变化与启示” ,《经济参考报》 9 月 2 日。 李强主编, 1997 ,《中国扶贫之路》 , 云南人民出版社。 李实、赵人伟、张平, 1998 ,“ 中国经济转型与收入分配变动” ,《经济研究》第 1 期。 N·施皮尔伯格、B·D·安德森, 1992 ,《震憾宇宙的七大思想》 , 科学出版社。 魏后凯, 1996 ,“ 中国地区间居民收入差异及其分解” ,《经济研究》第 11 期。 魏众、古斯塔夫森, 1998 ,“中国转型时期的贫困变动分析” ,《经济研究》第 11 期。 王培暄, 1996 ,“ 试析我国现阶段贫富差距的状况、根源及性质” , 《南京大学学报》第 4 期。 于祖尧, 1998 ,“ 深化分配体制改革的方向和对策” ,《中国改革报》11 月 11 日。 赵人伟等主编, 1994 ,《中国居民收入分配研究》 , 中国社会科学出版社。 钟鸣、王逸编著, 1999 ,《两极鸿沟? 当代中国的贫富阶层》 , 中国经济出版社。 作者系中国社会科学院社会学研究所博士 责任编辑:张志敏 74
