試析導致當前我國居民收入分配基尼系數值多樣化的主要原因

謝立中

(北京大學 社會學系，北京 100871)

基尼系數是測量一個國家或地區居民收入分配差距的重要指標。隨著改革開放的不斷深入，中國社會成員在收入方面的差距逐漸加大，“基尼系數”逐漸開始成為人們熱烈討論的一個重要話題。然而，正如眾所周知的那樣，對于“我國當前居民收入分配的基尼系數到底有多大”這個問題，不同的研究人員或機構給出了非常不同的答案。

那么，導致不同研究文獻作者得出不同基尼系數計算結果的主要原因到底是什么？帶著這個問題，筆者對近年來有關我國居民收入分配之基尼系數的諸多研究文獻進行了仔細的梳理和分析。結果發現，至少就當前我國居民收入分配基尼系數的研究而言，導致不同研究人員得出不同基尼系數計算結果的原因主要有以下幾個方面：1.不同文獻作者所使用的“收入”概念在內涵與外延方面有所不同；2.數據采集方法和估算結果上的差別；3.不同文獻作者在計算居民收入時所用價格指標不同；4.不同文獻作者所用收入分布擬合函數及基尼系數計算方法不同；5.不同研究人員在對居民收入進行入戶調查時抽樣結果不同。以下簡述之。

一、“收入”概念的內涵與外延不同

導致不同研究人員在對當前我國居民收入分配之基尼系數進行計算時得出不同結果的主要原因之一，就是不同研究人員在調查收集我國居民收入分配的狀況時，采用了不太相同的“收入”概念。

參照趙人偉等人在《中國居民收入分配研究》等書中的說明和李實、羅楚亮在《中國收入差距究竟有多大?》一文中的介紹，在現有的當前中國收入分配研究文獻中所使用的收入定義至少有以下幾種：

一是國家統計局主持進行的住戶調查中所使用的“城鎮可支配收入”或“農村純收入”定義，也可稱為我國的官方收入定義(以下簡稱定義1)。除了中國社會科學院經濟研究所“中國居民收入分配課題組”(CHIP)之外，絕大部分現有中國收入分配問題研究文獻采用的都是這一收入定義，因為這些文獻使用的收入分配數據都是國家統計局公布的住戶調查數據。這一定義下我國居民的收入主要包括以下收入項目：工薪收入、經營性收入、財產性收入和轉移性收入等。其中，城鎮居民可支配收入具體包括以下項目：(1)工資收入：工資及補貼、其他勞動收入；(2)經營性凈收入；(2)財產收入：利息和紅利、其他財產租金、出售財物收入；(4)轉移性收入：離退休金、救濟保險收入、其他；(5)借貸收入：收回借出性收入、貸款收入、其他；(6)其他收入等。農民居民純收入則具體包括以下項目：(1)農業收入；(2)非農業收入：在本地非企業或企業就業所獲工資、外出就業所獲工資、非農經營收入；(3)財產性收入：利息、股息、租金、其他；(4)轉移性收入：離退休金、救濟撫恤金、其他；(5)親友贈送收入等。

二是美國加州大學河邊分校名譽教授卡恩(Khan)的收入定義(以下簡稱定義2)。簡單來說，該收入定義是在國家統計局住戶調查收入定義基礎上增加了三項收入：一是公有住房的實物性租金補貼，二是私有住房的折算租金(imputed rent)，三是各種實物收入(如單位發放的食品、日用品等實物和有價證券)的市場價值。其中，城鎮居民的可支配收入具體包括以下項目：(1)在職職工的工資性貨幣收入、離退休人員返聘貨幣收入、非就業(含離退休和非離退休)人員收入(含退休金、福利收入等)；(2)補貼(票證補貼、住房補貼和其他補貼等)和實物收入；(3)自有住房折舊金；(4)個體、私營企業主收入；(5)資產收入(利息、紅利、出租房屋或其他物品的收入等)；(6)其他收入(如轉移收入)。[注]趙人偉、格里芬：《中國居民收入分配研究》，中國社會科學出版社1994年版，第9頁。原文中“補貼和實物收入”一句為“補貼和貨幣收入”，疑為有誤。更詳細的說明見第45頁。農村居民可支配收入具體包括以下項目：(1)家庭生產經營收入(包括出售農業、工業、副業產品所取得的現金收入和自產自銷產品的估算收入)；(2)個人工資性收入(包括工資、退休金等現金收入，以及單位發放的實物收入)；(3)自有房產折舊金；(4)從集體和企業獲得的非工資收入(獎金、紅利、福利等)；(5)財產收入(存款利息、出租土地或其他財產所得收入等)；(6)凈補貼(救濟金和以市場價格計算的救濟糧等)；(7)其他收入(如轉移收入)等。[注]趙人偉、格里芬：《中國居民收入分配研究》，中國社會科學出版社1994年版，第21頁。更詳細的說明見第43-44頁。中國社會科學院經濟研究所中國居民收入分配課題組對我國城鄉居民進行的收入分配入戶調查，都是按這一收入定義來進行的，課題組成員所完成的大部分研究論文自然也都使用了這一收入定義。[注]趙人偉等人對此有過明確說明：“國家統計局住戶收入調查所使用的收入定義與我們所用的定義有些不同。國家統計局的城市居民收入主要是貨幣收入。我們所用的收入還包括了實物收入和根據市場價格估算的住房補貼在內的各種補貼。我們與國家統計局在農村居民收入定義上的不同主要是，我們的收入定義包括了農村居民自有住房的折舊金；此外，我們對自我消費的那部分農產品的價值是按市場價格估算的。”見趙人偉、格里芬：《中國居民收入分配研究》，中國社會科學出版社1994年版，第6頁，注釋2。

三是李實、羅楚亮等人在《中國收入差距究竟有多大?》一文中所建議使用的收入定義(以下簡稱定義3)。李實、羅楚亮稱這一定義為“福祉含義的收入定義”，它是在卡恩的收入定義上進一步做兩方面的調整：一是增加了給城鄉居民帶來實際福祉的社會保障和社會福利的市場價值，二是將所有的名義收入折算成統一可比的實際收入。[注]卡恩等人的補充說明：“雖然我們的收入定義比國家統計局運用的定義更全面，但重要的是我們的定義也有局限性。它主要表現在衡量農村生產活動的收入方面，我們已經注意到了這樣一個問題：我們的方法不能直接估算來自生產活動的農業凈收入的部門構成情況。另一個問題是沒有考慮到存量的變化(銷售產品的價值和自己消費產品的價值相加，得到生產性收入。這就是說，我們假設庫存保持不變)。第三個問題是忽略了作為成本因素的資本的折舊問題。”趙人偉、格里芬：《中國居民收入分配研究》，中國社會科學出版社1994年版，第46-47頁。

實際上，除了上述三種收入定義之外，在現有研究我國收入分配差距的文獻中，還有其他一些收入定義(以下簡稱定義4)。例如，古斯塔夫森、李實等人在《中國收入不平等及其地區差異》一文中就使用過一個不同于上述三個定義的收入定義，即在國家統計局住戶調查收入定義的基礎上加上住房補貼和自有住房折算租金(但沒有包括實物收入，也沒有將名義收入折算為實際購買力)。[注]古斯塔夫森、李實、史泰麗等：《中國收入不平等及其地區差異》，載李實等主編：《中國居民收入分配研究III》，北京師范大學出版社2008年版，第98頁。

收入數據估算方面的差異對居民收入分配差距譬如基尼系數的測算可能會有很大影響。當然，收入數據估算方面的差異并非必然導致基尼系數等收入分配差距計算方面的差異。如果兩個收入定義之間相互有別的那些收入項目(或者說：定義A包含但定義B不包含的那些收入項目，例如CHIP課題組的收入定義中包含但國家統計局的收入定義不包含的“自有房屋租金價值”和“實物補貼”兩個項目)，其在居民之間的分配狀況與兩個收入定義(如CHIP課題組的收入定義和國家統計局的收入定義)相互一致的那些收入項目在居民之間的分配狀況大體相同，那么收入定義及其數值上的差別并不一定會導致按這兩種數據來計算的收入分配差距(如基尼系數)的差異。但是，如果兩個收入定義之間相互有別的那些收入項目在居民之間的分配狀況與兩個收入定義相互一致的那些收入項目在居民之間的分配狀況不同，那么按這兩種數據來分別計算的基尼系數等收入分配差距指數就一定會不同。[注]舉例說明：假設收入定義I包含a、b兩個項目，他們在家庭x和家庭y之間分配的數量狀況均為100元和200元。此時家庭x的總收入為100a+100b=200元，家庭y的總收入為200a+200b=400元，家庭x和家庭y之間的收入差距為1：2。現設收入定義II包含a、b、c三個項目(即比收入定義I多了一個項目c)，收入項目c在家庭x和家庭y之間的分配狀況分別為100元和500元。則此時家庭x的總收入為100a+100b+100c=300元，家庭y的總收入為200a+200b+500c=900元，家庭x和家庭y之間的收入差距為1：3。毫無疑問，前一種可能性更多地只是存在于理論上，在現實生活中，實際存在的情況應該常常是后者。這就是現有相關文獻中的那些基尼系數數值為什么會產生差異的主要原因之一。正如CHIP課題后期主持人李實教授所總結的那樣：“對基尼系數不同的估計結果說明了在估算收入差距時最為重要的是選擇合理的收入定義，所謂合理的收入定義是指收入能夠更加真實地反映居民的實際福祉。”[注]李實、史泰麗、古斯塔夫森主編：《中國居民收入分配研究III》，北京師范大學出版社2008年版，第6頁。

二、數據估算結果方面的差別

迄今為止，無論國內還是國外，計算家庭人均收入基尼系數所需要的所有收入信息都是通過入戶調查時直接向被調查對象進行詢問的方式獲得的。在入戶調查過程中，調查者以問卷形式向被調查對象詢問其收入及其結構。在中國，除了國家統計局的住戶調查采用了讓調查對象進行日常記賬的方式來幫助形成問卷所需要的收支數據，以及CHIP課題組的住戶調查也在一定程度上利用了國家統計局的調查對象和記賬數據外，在很多情況下，調查人員都只是或只能讓被調查對象憑自己的記憶和大致估計的收入數據加以應答。

由于以下幾方面的原因，這種主要由被調查對象自己對問卷中相關問題的回答得來的居民收入信息會有一定程度甚至相當程度的不一致性：

1.數據回憶或估計結果的不一致性

首先是數據回憶結果的不一致性這一問題。前面提到，除了國家統計局以及CHIP課題組的入戶調查以外，很多有關中國居民收入分配的住戶調查(例如西南財大中國家庭金融調查)都是讓被調查對象憑自己記憶的收入數據來對相關的問卷項目加以應答。很多人認為，這種依賴被調查對象的記憶來獲得的收入數據，與實際情況很難完全相符。岳希明、李實在對西南財大中國家庭金融調查的結果進行評論時就曾經提到這一點。他們明確認為：“國家統計局通過日常記賬方式收集樣本戶收入和支出信息，比西南財大采取的一次性回憶的數據收集方法更為準確。”[注]岳希明、李實：《我們更應該相信誰的基尼系數?》， http://www.ciidbnu.org/news/201301/20130123092800706.html.盡管對這種看法仍存有爭議，但有一點應該是多數人都會認同的，這就是采用憑被調查對象的記憶這種方式來獲得收入數據，其唯一性是很難保證的。

其次是數據估計結果的不一致性這一問題。即使是像國家統計局住戶調查這樣主要借助于被調查對象日常收支記錄來進行的家庭收入入戶調查，以及CHIP這種大量借助于國家統計局的調查對象和記賬數據來進行的家庭收入入戶調查，也免不了有許多收入項目無法從住戶的日常賬目中獲得，而只能通過估算的辦法來形成相關收入數據。例如，對自有房屋租金的折算就是重要一例。卡恩等人曾經說明過CHIP1988年住戶調查中城鄉居民自有住房租金的估算方法。按照他們的說明，“城市住房的價值，是把各省每平方米的平均造價乘以房屋面積間接估算出來的。農村住房的價值是調查戶直接估算出來的。”[注]趙人偉、格里芬：《中國居民收入分配研究》，中國社會科學出版社1994年版，第52頁，注釋2。類似地，在CHIP1995年進行的調查中，城鎮居民“公有住房補貼和自有房屋估算租金價值的估計值是根據被調查人對其住房的市場價值的估算得出的。”卡恩等人明確承認這種估算會有偏差。他們寫到：“中國城鎮的房產市場是否發達到人們可以得出準確的估計仍是一個值得討論的問題。主觀的估計可能會產生很大的誤差。”[注]趙人偉、李實、卡爾·李思勤：《中國居民收入分配再研究》，中國財政經濟出版社1999年版，第98頁。

例如，按照卡恩等人的說明，在CHIP1988年的農村住戶調查中，對農村居民人均自有住房折算租金的估算值為73.49元人民幣。雖然國家統計局沒有將自有住房折算租金列入農村居民收入范圍之內而是列入了支出范圍之內，但他們在當年的農村住戶調查中也對農民自有住房的折算租金有過一個估算，其估算值為71.1元人民幣，比CHIP的估算值少了2.39元。因此，即使國家統計局事后對收入定義進行修改，將農民自有住房折舊金計入農民收入范圍，他們對農民收入的估算值與CHIP的估算值之間也會有一定差異。卡恩等人認為：“這種差異肯定是由于國家統計局和我們估算房租價時運用的方法不同而造成的。”[注]卡恩、格里芬、李思勤等：《中國居民戶的收入及其分配》，載趙人偉、格里芬：《中國居民收入分配研究》，中國社會科學出版社1994年版，第56頁。

除了自有住房租金估算方面可能產生的差異之外，還有一些其他收入項目也存在著估算差異的問題。卡恩等人回顧說，“1995年，我們CHIP對農村家庭生產性收入的估計值比國家統計局的高出15%。它是14%的農業收入差異和19%的非農收入差異的平均值。而且，我們對家庭生產毛收入的估計結果比國家統計局高出5%，這表明我們之間的估計結果的部分不同是由于生產費用計算方法的差異。”[注]趙人偉、李實、卡爾·李思勤：《中國居民收入分配再研究》，中國財政經濟出版社1999年版，第86頁。卡恩等進一步具體解釋道：這可能是因為“我們在問卷中問了包括雇用勞動費用在內的生產總成本，然后將其從毛收入中減掉，也許這會造成對成本的低估。”[注]趙人偉、李實、卡爾·李思勤：《中國居民收入分配再研究》，中國財政經濟出版社1999年版，第86頁。

2.問卷設計方面的差異

岳希明在對西南財大中國家庭金融調查與研究中心最新公布的《中國家庭收入不平等報告》進行評論時就指出：該中心在進行入戶調查時所用問卷的第三部分(“三、家庭成員的工作和收入信息”)調查家庭成員的工資等相關收入(或者說能夠界定為每個家庭成員的收入)時，在調查表的抬頭給出這樣的提示:“注意：除受訪者和配偶，其他家庭成員只詢問A3003及A3006”，而問卷A3003是關于工作性質的問項(A3003該工作的性質是？)；A3006詢問的是家庭從業人員的行業屬性(A3006屬于什么行業？)。問卷把家庭中“最了解家里財務狀況的人”定為受訪人，也就是“調查”中回答調查員問題的家庭成員。根據上面的提示，“調查”并沒有搜集除了受訪者和配偶之外的收入，這就將低估有三人以上從業人員家庭的收入。不僅如此，如果家庭主要勞力(如夫妻)外出打工，而家中只留下年老的父母和年幼子女的話，該家庭的收入可能幾乎為零(可能有少量的農業收入)，對于外出務工越老越多的農村住戶來說，這一提示的影響會相當嚴重。[注]岳希明：《西南財經大學0.61基尼系數不可信！》，http://www.ciidbnu.org/news/201212/20121228134128706.html.這也意味著，即使是對同一戶家庭的入戶調查，如果調查者在問卷中對類似問題的設計有差別，那么其所得到的信息也會有差別。

3.刻意瞞報收入造成的數據差異

被訪者可能出于各種動機而刻意瞞報自己的收入。這些動機可能是：第一，高收入者出于財產安全或偷稅漏稅等方面的動機而不想讓別人知道自己的真實收入；第二，某些享受著“最低生活保障金”或“失業救濟金”等政府福利待遇的低收入者出于維持這些只有低收入者才能享有的特殊待遇而不想讓他人知道自己的真實收入。大多數現有研究文獻都已經指出了前一種類型的收入瞞報動機，但對后一種類型的收入瞞報動機大多付諸闕如。第三，被訪者因擔心泄露不法收入或灰色收入而刻意瞞報收入。

有人曾經以浙江省2003年的統計數據為例來說明入戶調查所得居民收入數字(以及依此數字為據計算出來的基尼系數)是如何的不可靠。這位作者首先利用該省2003年統計年鑒公布的城鎮居民入戶調查分組收入數據和農村居民入戶調查分組收入數據，計算了當年浙江省全省居民基尼系數，計算結果為0.3749。然而，當他進一步去考察與城鄉居民收入、消費和儲蓄有關的一些數據時，卻獲得了一個意外的發現：2003年該省城鎮居民人均收入為14295元，人均支出為13692元，人均當有節余603元；農村居民人均收入為6709.24元，人均支出為5908.32元，人均當有節余800.92元；分別以當年該省城鎮人口總數和農村人口總數乘以城、鄉各自的人均節余額，該省居民當年節余總額應為341億元人民幣。可是，按照同一本統計年鑒公布的數據，該省2003年底擁有的城鄉居民儲蓄總額為6452.21億元，減去2002年底該省城鄉居民擁有的儲蓄余額5233.73億元，可以看到2003年該省城鄉居民新增儲蓄額應是1218.48億元。與“341億元”這個數字相比，多了877.48億元。該作者假定，這多出來的877.48億元儲蓄款應該都是城鎮居民所有(因為按前面的數據該省2003年城鎮居民人均節余額比農村居民人均節余額還少，作者認為這顯然不合理)，用當年該省城鎮居民總數(1157.5萬)除以877.48，得到的結果是：2003年該省城鎮人均少計算的收入達7581元人民幣。這也就意味著，城鎮人口在入戶調查中人均隱瞞了7581元人民幣的收入。再假定城鎮人口中收入最低的20%人口完全沒有必要隱瞞自己的收入，因此這些被隱瞞的收入當都為城鎮中其他80%的人口所有。據此重新計算該省2003年全省人口的收入分配基尼系數，結果是高達0.4783。[注]胡祖光:《基尼系數和統計數據：以浙江省為例》，《浙江社會科學》2005年第4期。

因此，在對調查對象的收入狀況進行調查時，有沒有考慮到被調查對象有可能瞞報收入，以及在考慮到這一情況后采用什么樣的方法來去消除這一問題，都可能會導致所得收入數據的差異。

三、價格指標不同

這里也至少存在著兩個問題。

第一個問題是：在把農村居民自產自銷的那部分農產品作為收入來進行計算時，到底是以市場價格來進行計算呢，還是以國家確定的合同收購價格進行計算？在CHIP1988年進行的農村居民收入調查中，CHIP“僅從生產活動中所得農村收入一項就比國家統計局對各種來源的農村收入的估算高出3.5%。”[注]卡恩、格里芬、李思勤等：《中國居民戶的收入及其分配》，載趙人偉、格里芬：《中國居民收入分配研究》，中國社會科學出版社1994年版，第49頁。按照卡恩等人的解釋，導致這一差異的“一個原因是衡量自產自銷農產品價格的方法不同。”CHIP的計算是基于當年農產品的市場價格，而國家統計局的計算是基于當年農產品的合同收購價格(包括糧食)，因為大部分農產品是由國家按合同收購的。在1988年，合同價格低于市場價格。這就使得國家統計局對農業生產收入的計算要少于CHIP的計算值。不過，卡恩等人也承認：“在像中國這樣一個市場受約束的經濟中，很難找到哪種價格‘正確’這個由來已久的問題的理想答案，我們認為使用市場價格比使用完全任意確定的國家收購價格為好。然而，我們必須承認自留的產品與出售的產品很可能在質量上不同，因此運用市場價格也可能造成誤差。”[注]趙人偉、格里芬：《中國居民收入分配研究》，中國社會科學出版社1994年版，第50頁。顯然，在到底是應該按照市場價格還是應該按照國家合同收購價格來計算國家合同價存在時期農民的農產品收入這一問題上，人們將難以取得一致意見。這就勢必使得持不同觀點的人，在對同一戶農民家庭的同一收入項目進行計算時，會得出不同的計算結果。

第二個問題是：在計算居民收入時到底是應該按名義收入(即未以各地消費品價格指數調整過的收入數字)來進行呢，還是應該按實際收入(即以各地消費品價格指數調整過的收入數字)來進行？

如果說，前面一個問題更多只是涉及到中國農村居民這樣一個特定人群在價格“雙軌制”存在的特定時期內收入計算方面的問題的話，那么后面這個問題則是一個普遍性程度更高的問題。

一份世界銀行的研究報告顯示，在考察中國的收入差距問題時，“如果對城鄉之間和地區之間的生活費用差異加以調整，那么全國的收入差距會有不同程度的降低。例如，在不對生活費用差異加以調整的情況下，2001年全國的基尼系數被估計為0.447，而在對生活費用差異加以調整以后，該年的基尼系數則降低為0.395。也就是說，對城鄉之間生活費用差異調整后估計出來的城鄉居民的實際收入差距并沒有超過0.4。”[注]Martin Ravallion, Shaohua Chen, China’s (Uneven) Progress Against Poverty.World Bank, June 16, 2004.轉引自李實、史泰麗、古斯塔夫森主編：《中國居民收入分配研究III》，北京師范大學出版社2008年版，第14頁。李實等人也“利用加拿大多倫多大學的Brandt和Holz對中國不同省份城鄉生活費用的估計結果，對城鄉之間收入差距進行了重新估計”，結果發現，“在考慮到不同地區和城鄉之間生活費用差異后，2002年城鄉居民的實際收入比值降低到2.27：1，而該年的城鄉之間的名義收入比值為3.18：1。而且，經過城鄉生活費用指數調整以后，1995年至2002年期間的城鄉之間收入差距的擴大幅度也有所下降，僅僅擴大了3個百分點。”[注]李實、史泰麗、古斯塔夫森主編：《中國居民收入分配研究III》，北京師范大學出版社2008年版，第14-15頁。此外，李實等人的研究還表明，在考慮公共醫療、養老、教育補貼等社會福利項目后，2002年城鎮居民的人均“暗收入”大約為4200元，而農村居民為250元。如果將這部分收入分別記入到城鄉居民的平均收入中，那么城鄉之間的收入比率會上升到4.35：1，全國的基尼系數將是0.5左右。但如果按照城鄉生活費用指數的調整辦法，上述估計結果將分別被修正為：城鄉之間的收入比率為3.1：1；全國的基尼系數將是0.44。[注]李實、史泰麗、古斯塔夫森主編：《中國居民收入分配研究III》，北京師范大學出版社2008年版，第16頁。

國內也有其他學者試圖運用地區之間可比的價格指數來估計由于生活費用差異引起的地區之間收入差距的高估程度。江小涓和李輝以國家發改委價格監測中心網站發布的國內36個城市2005年2月各自的價格數據為依據，對這36個城市該月各自的價格指數進行了計算，然后以這些價格指數對36個城市居民的2003年的人均收入數字進行了調整。結果發現，調整后36個城市居民之間的收入差距明顯縮小。例如，按人均名義收入計算時，收入最高的深圳市分別是人均收入最低的西寧市、蘭州市和銀川市的3.39倍、3.37倍和3.24倍。按人均實際收入水平計算，深圳市與西寧、蘭州和銀川三市的收入差距分別縮小到1.75倍、1.40倍和1.67倍。[注]江小涓、李輝：《我國地區之間實際收入差距小雨名義收入差距——加入地區間價格差異后的一項研究》，《經濟研究》2005年第9期，第15頁。北京大學中國研究中心宏觀組的研究人員也曾經依照購買力平價的思想，編制了我國國內36個城市和25個省、自治區農村地區之間的價格指數，并運用這些價格指數將各地居民的名義收入轉換為實際收入，重新測算36個城市之間和25個省、自治區之間收入分配的基尼系數。結果同樣顯示，中國國內地區之間價格水平差異較大，因此，各地居民實際收入差距小于名義收入差距，以居民實際收入測算的基尼系數較小。例如，36個城市之間以居民名義收入計算的基尼系數為0.16，而以居民實際收入計算的基尼系數為0.11，降低了31%；25個省、自治區農村地區之間以居民名義收入計算的基尼系數為0.13，而以居民實際收入計算的基尼系數則也為0.11，降低了15%。由于該項考察所用樣本區域覆蓋范圍廣(36個城市分布于中國各個省區，所考察的農村地區也涵蓋除了西藏之外的所有省區)，同時統計分析也表明無論是在城市地區還是在農村地區，物價水平均與居民收入成正比，因此可以推斷，全國各地的實際收入差距都應該是小于名義收入差距。剔除了各地價格水平方面的差異后所計算出來的全國居民基尼系數也會比未剔除價格水平差異前的計算結果小。[注]北京大學中國經濟研究中心宏觀組：《以購買力平價測算基尼系數》，《經濟學(季刊)》2006年第10期。

這些研究表明，在對居民收入及其差距(如基尼系數)進行計算時，即使人們在所有收入項目的原始(既名義收入)數據方面都沒有爭議，但在各地價格水平存在較大差異的情況下，如果有人堅持按名義收入的數據信息來對收入差距基尼系數進行計算，而另一些人則堅持按實際收入信息來進行計算的話，那么，兩類人最終計算出來的基尼系數結果自然也不一樣。

四、收入分布擬合函數選擇及基尼系數計算方法選擇方面的不同

基尼系數的原理雖然簡單明了，但計算基尼系數的具體方法則是多種多樣。[注]參見徐寬：《基尼系數的研究文獻在過去八十年是如何拓展的》，《經濟學(季刊)》2003年第4期；梁紀堯、宋青梅：《基尼系數估算方法述評及科學估算方法的選擇》，《山東財政學院學報》2007年第1期；洪興建：《基尼系數理論研究》，經濟科學出版社2008年版，第11-37頁；周云波、覃晏：《中國居民收入分配差距實證分析》，南開大學出版社2008年版，第31-42頁。雖然對于離散數據或連續數據來說，各種計算公式本質上都是等價的(即在不考慮精確度的情況下，按這些公式計算出來的基尼系數值應該都是相同的)，但由于在很多情況下，人們都只能是通過一定的樣本數據來推論總體收入分布及其基尼系數，而在這一過程中，假如人們是采用連續方法來計算基尼系數的話，需要選擇特定形式的函數來對收入數據的總體分布情況進行擬合。由于不同研究人員在選擇擬合函數時會有不同主觀偏好，這樣，在研究人員所使用的收入分配原始數據和基尼系數計算方法完全相同的情況下，計算出來的基尼系數數據也可能會有所不同。因此，洪興建明確地將“對已有數據進行參數分布擬合時的選擇偏差”確定為是“造成中國基尼系數數值不一的另外一個重要原因”。他具體解釋說：“問題的重要根源是，依據樣本數據擬合總體收入分布進而計算總體基尼系數產生的偏差，因為該種采用連續方法的最大不確定性是采用何種形式的函數擬合總體分布或洛倫茨曲線。比如對洛倫茨曲線而言，由于滿足洛倫茨曲線的函數L(p)只要具備四個特點，即L(0)=0；L(1)=1；dL(p)/ dp≥0；d2L(p)/ dp2≥0，而滿足這四個特征的待選函數又有很多，采用不同函數估計基尼系數肯定有出入，而且有時還相差較大。可能是每個學者對擬合函數的偏好不同，國內經常看到只用某個不加說明的特定函數測算基尼系數的論文，應該說這是造成我國居民收入基尼系數值泛濫的一個作用原因。”[注]洪興建：《基尼系數理論研究》，經濟科學出版社2008年版，第55頁。

具體到中國當前的情境當中，一個更多引起爭議的問題是如何利用國家統計局公布的城鄉收入分組數據來計算全國居民的總體性收入差距基尼系數？

雖然對當前中國居民收入分配狀況進行入戶調查的團隊不限于國家統計局，很多學者也都曾經組織過這方面的調查。但是，正如眾所周知的那樣，連續多年對中國城鄉居民收入狀況不間斷地進行大規模年度入戶調查并對主要調查數據加以公布的機構，只有國家統計局一家。因此，第一，對于那些也想對中國收入分配狀況進行考察但又沒有條件或能力去組織自己的入戶調查的人來說，利用國家統計局公布的數據資料來進行研究就成為成本最低的一項選擇；第二，對于許多想對中國全國居民總體收入分配基尼系數進行時間序列上連續考察的人來說，也只能選擇利用國家統計局所公開發布的數據。然而，正如李實、趙人偉等人曾經描述的那樣：問題是“由于國家統計局的城鎮和農村的住戶調查是分開進行的，分組的數據也是分開發表的。至今沒有看到他們對全國基尼系數的估計數值。現今所看到的有關全國的基尼系數，……大多是根據國家統計局的城鎮和農村的收入分組數據，應用卡可瓦尼(Kakwani)的內推法進行估算的。然而，從1990年開始，國家統計局不再發表城鎮住戶的收入分組數據，只發表等分組數據。而農村住戶調查數據仍是收入分組數據。這樣就很難將兩套數據合成為一套統一的全國收入分組或等分組數據。因而也就無從根據它們對全國的基尼系數進行估計。”[注]趙人偉、李實、卡爾·李思勤：《中國居民收入分配再研究》，中國財政經濟出版社1999年版，第143頁。為了解決這個問題，許多研究收入分配的學者不得不想方設法對國家統計局公布的城鄉居民收入兩套數據進行整合，以計算出全國居民收入分配基尼系數，而不同學者設計出來的不同數據整合方法，也有可能造成全國居民收入分配基尼系數計算結果上的差異。我們以表1中的數據來對上述看法進行說明。

表1 中國居民總體基尼系數

從表中的數據我們可以看到，三份文獻所給出的基尼系數數據在很多年份上都有明顯不同(見數字帶有下滑線的年份)。然而，需要說明的是，在以上三種基尼系數的計算過程中，三份文獻的作者所用原始收入數據完全相同，都是來自于《中國統計年鑒》等官方資料所公布的國家統計局住戶調查數據，但各自在以國家統計局歷年公布的城鄉住戶收入調查兩套數據為基礎來計算全國居民收入分配基尼系數時所使用的方法不同：

陳宗勝的計算方法是“分層加權法”，其公式可以簡單概述如下：

P1=PAiPA’+PNiPN’；i=(1,2……n)

P1+P2+…+Pi=100；

yi=YiPi/(∑YiPi)；

y1+y2+…+yn=100；

Yi∈{Y1，Y2，…，Yn}；

Y1≤Y2≤Y3，… ，≤Yn。

式中，Yi為各階層平均收入，yi為各階層的收入比重，Pi為各階層人口比重，PAi為農村各階層人口比重，PNi為城市各階層人口比重，PA’為農村平均人口比重，PN’為城市平均人口比重，n為按Yi排列的階層數。

具體計算步驟是：(1)將已知的城鄉各收入層次的人口比重按人均收入水平高低順序列出；(2)以城鄉人口比重為權數算出全國各收入層次的人口比重；(3)利用各收入層次的人均收入和人口比重計算出全國各層次的收入比重；(4)利用人口、收入比重計算出中國全國居民的人口/收入基尼系數。[注]陳宗勝：《經濟發展中的收入分配》，上海三聯書店1994年版，第240-241頁；陳宗勝、周云波：《再論改革與發展中的收入分配》，經濟科學出版社2002年版，第26-27頁。

向書堅使用的計算方法是“分組加權法”，其公式也可以簡單概述如下：

G=P12u1/u G1+ P22u2/u G2+ P1P2[注]u2-u1/u

式中，G表示全國居民的收入分配基尼系數，G1和G2分別表示農村居民和城鎮居民收入分配基尼系數，P1、P2分別表示農村居民和城鎮居民占總人口的比重；u1和u2分別表示農村居民和城鎮居民的人均收入；u表示全體居民的人均收入。[注]向書堅：《全國居民收入分配基尼系數的測算與回歸分析》，《財經理論與實踐》1998年第1期。這些數據都可以根據國家統計局公布的相關數字推算得出。

程永宏使用的計算方法是“城鄉混合分解法”，其公式可以簡單概述如下：

Gn=θG1+(1-θ)G2+αβG3

其中，Gn、G1、G2分別為全國總體基尼系數、農村基尼系數、城鎮基尼系數，α和β分別為農村和城鎮人口份額，θ和(1-θ)分別為農村和城鎮收入份額；G3是包含組內差距的相對城鄉差距指標，其計算公式為：G3= D/u 。其中，u為全國平均收入，D表示絕對城鄉差距。[注]程永宏：《改革以來全國總體基尼系數的演變及其城鄉分解》，《中國社會科學》2007年第4期。這些數據也都可以根據國家統計局公布的相關數字推算得出。

表1中所引三份文獻在全國居民總體基尼系數計算方面的差異都是來自于各自使用的基尼系數計算方法的不同。可見，計算方法上的不同也是導致基尼系數計算結果不同的一個重要原因。即使所用收入分配的原始數據完全相同，只要在計算基尼系數時所采用的計算方法不同，其計算結果也會有一定的、甚至很大的差異。[注]這些差異表明上看是計算方法的不同所致，但其實更主要的是數據分組方式方面的差異所致。關于這方面的分析，可參見洪興建《基尼系數理論研究》第56-57頁的分析。

五、抽樣結果不同

從理論上說，在對中國居民的收入差距進行入戶調查時，應該嚴格按照中國總人口在城鄉、男女、地區、行業等之間的分布比例來進行抽樣。但事實上，由于各種因素(成本費用方面的限制、調查主題方面的相互沖突等)的影響，不同的調查團隊在實施調查時對這一原則的遵循也并不完全一致。有的可能比較嚴格地遵循了這一原則，有的則可能未能嚴格按照這一原則來進行抽樣。其結果，也有可能導致所得收入數據方面的差異。

例如，卡恩等人認為CHIP調查中城鎮居民人均收入數據與國家統計局住戶調查中城鎮人均收入數據之間的差異，部分原因就在于雙方抽樣方法不同以及測量方面的誤差。[注]卡恩、格里芬、李思勤等：《中國居民戶的收入及其分配》，載趙人偉、格里芬：《中國居民收入分配研究》，中國社會科學出版社1994年版，第56頁。

2012年12月西南財大中國家庭金融調查與研究中心公布的中國2010年全國居民總體收入差距基尼系數為0.61，不論是與國家統計局公布的同一年份同類基尼系數(0.481)相比，還是與有關學者如李實等人以自己的調查數據為基礎計算得出的基尼系數0.48(2007年)相比，都顯得偏高。李實、岳希明等人在對這一基尼系數計算結果進行評論時，也都曾指出過造成這一差異的主要原因是該中心在抽樣方面的誤差。例如，岳希明就認為，CHFS報告對收入水平及其分散估計值出現了系統性偏差。而之所以會出現系統性偏差，主要原因又在于抽樣樣本的偏差。“仔細觀察《CHFS抽樣調查設計說明》不難發現，‘調查’的抽樣過程明顯存在向高收入群體傾斜的偏差，以及高估收入差距的偏差。‘調查’采取了三階段PPS抽樣方法，抽樣的第一階段是從全國2585個市縣中抽取80個樣本市縣；第二階段從樣本市縣中抽取320個居/村委會；第三階段從樣本居/村委會抽取住戶。第一階段的80個市縣來自25個省，諸如西藏、新疆、內蒙古等低收入省份不在25個省之列。80個市縣中來自東中西三個地區的個數分別是32、27，21，占比分別為40%、33.75%、26.25%，而全國2585個市縣的東中西分布分別是34.3%、27.2%、38.4%。顯然，東部縣市樣本明顯偏多，西部樣本比重顯著偏低。第二階段抽樣中，‘調查’在把80個樣本市縣按非農人口比重標準五等分組的基礎之上，從非農人口比重最低組到最高組，村委會與居委會抽取的個數比率依次為4:0、3:2、2:3、1:3、0:4。村委會和居民會的抽取直接關系到住戶樣本的城鄉比，在下述的第三階段抽樣中，從村委會抽取的住戶為農村住戶樣本，從居委會抽取的住戶為城鎮樣本。這種村/居委會樣本的抽取辦法最終導致從非農人口比重最低組(16個市縣)僅僅抽取農村住戶，相反在非農人口最高比重最高組(同樣為16個市縣)只抽取城鎮住戶。如此的抽樣方法忽視了非農人口比重最低組中的城鎮住戶和最高組中的農村住戶，而這兩部分住戶的收入大致處于中等程度，對這部分住戶抽樣不足，以及相應擴大落后地區(非農人口比重較低市縣)和發達地區(非農人口比重較高市縣)的比重不可避免地高估收入差距。”“第三階段抽樣是從村/居委會樣本中抽取住戶樣本。‘調查’在住戶樣本上有意識地多抽取了城鎮樣本，相應地減少了農村住戶樣本數。具體地說，每個村委會均抽取20戶農戶。對于居委會，在把居委會按平均住房價格分成四組后，從屬于房價最高一組居委會中(每個居委會)抽取50戶，次高組抽取45戶，最后的兩組依次是40戶和35戶。如此偏重于城鎮住戶尤其是高房價住戶的住戶抽取辦法，不可避免地高估家庭財產的持有量，由于財產持有量與收入水平有著密切的關系，同時也高估了高收入人群的權重，從而高估了居民收入差距。”據此，岳希明認為，“‘調查’的抽樣以及從此得到收入水平及其差距、家庭資產保有量等估計值完全沒有全國代表性，報告中0.61的基尼系數不是中國居民收入不平等水平的可信估計值。”[注]岳希明：《西南財經大學0.61基尼系數不可信！》http://www.ciidbnu.org/news/201212/20121228134128706.html.李實、羅楚亮等人在相應文章中也做出了類似的分析。[注]參見以下文獻：李實：《為什么基尼系數會高估？》， http://www.ciidbnu.org/news/201212/20121227000408706.html；岳希明、李實：《我們更應該相信誰的基尼系數?》，http://www.ciidbnu.org/news/201301/20130123092800706.html；羅楚亮：《對〈中國家庭收入不平等報告〉的評論》，http://www.ciidbnu.org/news/201212/20121226133704706.html；長溪嶺：《不是基尼系數不能說明中國，而是0.61根本不靠譜》，長溪嶺09876的博客，http://blog.people.com.cn/article/3/1355731168068.html；李實、萬海遠：《提高我國基尼系數估算的可信度——與〈中國家庭金融調查報告〉作者商榷》，http://www.ciidbnu.org/news/201302/20130203104343706.html.

對于李實等人所提出的批評，西南財大中國家庭金融調查與研究中心甘犁教授撰文進行了爭辯，認為自己的抽樣設計是沒有問題的。[注]甘犁：《以公開科學的抽樣調查揭示真實的中國》，《華爾街日報》中文網，2013年1月24日。對于他們之間的這種爭論，我們在這里暫不加討論。這里只是要借助于這個案例來說明一點，即抽樣設計方面的差異也可以成為導致不同研究人員在收入分配數據及其基尼系數計算結果方面出現差異的重要原因。

六、結 語

以上對導致當前我國居民收入分配基尼系數計算結果出現差異之原因的梳理并不一定全面。但即使如此，綜合上面所述的內容，我們也已經可以在一定程度上體會到，造成當前我國居民收入分配基尼系數計算結果出現差異的原因是多方面的：舉凡對“收入”概念的不同定義、收入數據采集和估算方法的差異、計算收入時價格指數選擇方面的差異、計算基尼系數時所用擬合函數或計算方法的差異，以及實施入戶調查時樣本數量及結構選擇方面的不同等，都有可能導致對居民收入分配基尼系數的計算結果產生差別。由此，我們可以進一步引申出以下幾點看法：

1.我們在有關中國(或其他國家與地區)特定時期居民收入分配基尼系數研究文獻中所看到的任何一個基尼系數值，都不能簡單地被視為是對該國或該地區在這一特定時期內居民收入分配差距“實際”情況的“客觀反映”，而應該將它視為該基尼系數值的計算者在特定話語系統(特定的“收入”定義、特定的數據采集和估算方法、特定的價格指標、特定的收入分布擬合函數或基尼系數計算方法以及特定的樣本集合)的引導和約束下所完成的一項有關該國或該地區在這一特定時期內居民收入分配差距的話語建構。

2.當我們看到或聽到某個研究人員或機構發布他們關于中國(或其他國家與地區)特定時期居民收入分配基尼系數的測算結果時，我們首先要做的事情不是要把它作為一個“既定事實”來加以接受，并立即去追問“和以往的情況(或其他國家或地區)的情況相比它是高還是低”、“導致它如此高或低的原因是什么”、“我們應該采取什么樣的措施來解決如此高的收入分配差距”等一類的后續問題，而是應該去考察一下這一基尼系數值的具體建構過程，考察一下它是在什么樣的話語系統(什么樣的“收入”定義、什么樣的數據采集和估算方法、什么樣的價格指標、什么樣的收入分布擬合函數或基尼系數計算方法以及什么樣的樣本集合等)的引導和約束下被建構起來的。只有在完成了這項工作之后，我們才可能對這一基尼系數值的意涵有真正適當的理解，才可以去進一步探討上述那些后續問題。

3.當我們發現在既有的研究文獻中針對同一國家(或地區)同一時期居民收入分配基尼系數有著不同的計算結果，而我們又想對這些不同計算結果的合理性加以判斷、以便做出取舍時，我們要做的事情也應該是去對在這些基尼系數值的建構過程背后引導和約束著這一建構過程的那些話語系統(“收入”定義、數據采集和估算方法、價格指標、收入分布擬合函數或基尼系數計算方法以及抽樣結果等)加以考察，對這些話語系統的合理性進行分析和判斷。只有那些被我們認為具有合理性(或更高程度合理性)的話語系統以及在這一話語系統的引導和約束下所完成的基尼系數計算結果才能夠被我們所接受；反之，就可以且也應該被我們所拒絕(假如我們確信自己有能力對不同話語系統之間的合理性進行判別的話)。