張 斌，孔欣悅，孔慶洋

（1.新疆財經大學財政稅務學院，烏魯木齊830013；2.安徽師范大學經濟管理學院，安徽蕪湖241003）

社會分層理論最早由德國社會學家韋伯提出，并提出定義社會階層的三重標準：即經濟標準—財富，社會標準—威望，政治標準—權力（風笑天，1997）[1]。社會學注重社會標準和政治標準，經濟學注重經濟標準，以經濟收入劃分階層簡稱為收入階層或收入群體。

一直以來，以中等收入階層為核心的分配格局被認為是發(fā)達國家社會穩(wěn)定的基石，但階層固化和階層流動性下降會影響社會穩(wěn)定與和諧（馬傳松、朱撟，2012）[2]；階層分化會引發(fā)各種嚴重的社會問題，經濟因素是主導力量（楊華、歐陽靜，2013）[3]。雖然收入階層的劃分方法各不相同（李春玲，2008[4]；張伊娜和周雙海，2013[5]），但有關收入階層的演化趨勢及機制的研究，仍然在持續(xù)進行。張翼和薛進軍（2009）[6]以職業(yè)劃分階層描述中國不同職業(yè)的個人特征，但沒有分析職業(yè)與收入階層之間的關系；張東輝和王杰（2009）[7]研究新勞動法對不同收入階層的影響。在微觀層面，有的學者重點關注階層流動性（陳愛麗等，2019）[8]，如代際傳遞。

收入階層的劃分標準是研究收入階層的基礎。目前，通常以中位數的倍數來定義中等收入階層收入的上限和下限，進而劃分低收入和高收入階層，如李春玲（2008）[4]、李培林、張翼（2008）[9]和龍瑩（2015）[10]。Birdsall 等（2000）將收入介于中位數50%～125%定義為中等收入階層的劃分標準[11]。這一收入水平可以維持中等收入階層的消費和生活方式。美國Pew Research Center 2008 年的研究報告將美國中等收入階層的標準定為收入的中位數75%～150%之間，2012 年和2015 年報告，提高到中位數的67%～200%[12]。在國內，李培林、張翼（2008）[9]把收入平均線以上到平均線的2.5 倍的人群定義為“中等收入階層”；李春玲（2008）[4]把城鎮(zhèn)人均年收入的2.5 倍（28 272 元）、城鎮(zhèn)家庭人均年收入的2.5 倍（21 715 元）設定為中等收入階層的收入標準。

與美國不同，中國地區(qū)收入差距和城鄉(xiāng)收入差距很大。2015 年城鄉(xiāng)居民人均收入倍數為2.73 倍，2014 年為2.75 倍；2015 年收入最低的西部地區(qū)，居民工資收入增速為11.9%，遠高于東部和中部地區(qū)，東部地區(qū)的工資是西部地區(qū)的2.29 倍。已有研究都以全國居民的收入中位數為標準，沒有考慮地區(qū)和城鄉(xiāng)的差異；按此方法，西部地區(qū)部分中等收入者應屬于低收入階層，而東部地區(qū)的部分低收入者可能屬于中等收入階層。同理，城鄉(xiāng)差異使農村的中等收入者也會被降為低收入階層，成為被“精準扶貧”的對象。

在有效劃分收入階層的基礎上，應著重分析階層固化的影響因素，提高階層流動性，促進社會和諧?？讘c洋等（2015）[13]應用Mlogit 方法分析影響收入階層的因素，但該方法不能計算各影響因素對階層差異的貢獻度。本文以5 年CGSS（2006、2008、2010、2012、2013）的微觀調查數據為基礎①，以家庭收入中位數的75%～125%、75%～150%和50%～150%三種度量標準測算中等收入階層的收入上下限，將中國居民分成低、中等和高收入階層，分析中國各收入階層的演化趨勢和機制。通過Oaxaca 方法測度社會制度和個人特征等因素對收入階層的貢獻度，探析決定城市居民階層跨躍的核心力量，尋找促進階層流動的公平起點，為防范階層固化提供依據。本文的貢獻在于：第一，分別以各地區(qū)城市和農村的家庭收入中位數確定中等收入階層的收入上下限，而不是全國居民收入的中位數，已有研究很少考慮城鄉(xiāng)差別和地區(qū)差別，如龍瑩（2015）[10]。第二，通過Oaxaca 分解，不但測算教育、性別、工作經驗等因素對收入階層的貢獻度，還計算配偶個人因素（教育、工作經驗等）對階層差異的貢獻，相比已有分解方法信息更加豐富。

1 中國收入階層的測算及演化趨勢

按個人收入還是家庭收入劃分收入階層尚無統(tǒng)一標準，學者們嘗試各種收入口徑，如個人可支配收入（龍瑩，2015）[10]、個人收入（黃瀟，2013）[14]、家庭收入（周興、張鵬，2013）[15]。本文借鑒孔慶洋等（2015，2018）[13，16]的方法，以家庭收入為標準，有三個原因：第一，農村的階層分化以家庭為基本單元（楊華、歐陽靜，2013）[3]；第二，當代單個婚姻單位的形成以個體家庭為主流，親子間保持著密切的聯(lián)系（王躍升，2013）[17]；最后，無論農村還是城鎮(zhèn)居民，大多數子女成家買房都需要父母的資金支持，家庭是個人決策的核心變量。中國社會調查數據（CGSS）采用多層次隨機抽樣方法，以家庭為樣本單位，研究中剔除家庭收入缺失的樣本。

1.1 中等收入階層規(guī)模的測算方法

本文的重點在于了解中等收入階層比重變化和規(guī)律，分析階層跨躍的關鍵因素。所以，僅從經濟學意義上對中等收入階層進行界定，把中等收入階層理解為一個國家或地區(qū)在一定時期內收入水平處于中等區(qū)間范圍內的所有人員的集合。借鑒龍瑩（2015）[10]的部分排序法來確定中等收入階層的比重。排序法為動態(tài)方法，落入該區(qū)間的中等收入階層比重逐年變化；同時，在該相對標準下，中等收入階層的收入上下限也是動態(tài)變化的，優(yōu)于國內的一些靜態(tài)標準分析方法。翁杰和王菁（2019）[18]以家庭人均年收入處于當地城鎮(zhèn)家庭食品人均消費支出的3 倍到家庭人均年收入中位數的3 倍之間為中等收入群體的劃分標準。中國居民注重儲蓄，邊際消費傾向較小，翁杰等的方法測算會低估中等和高收入群體的比例。

1.2 中國城市居民收入分配的結構和演化趨勢

根據圖1，2005—2012 年，以家庭收入中位數75%～125%為標準的中國城市收入分配結構為啞鈴型，低收入階層比例略微下降，高收入階層比例略微上升，中等收入階層比例基本穩(wěn)定。相比圖1，圖2 以75%～150%為標準收入分配結構呈現出令人意外的橄欖型特征，因為該標準擴大了中等收入群體的統(tǒng)計范圍。圖2 的中等收入階層范圍包含圖1 中的部分高收入階層，與圖1 相比低收入階層比例不變，中等收入階層比例上升，高收入階層比例下降。如果使用中位數的50%～150%標準，中國明顯已經實現橄欖型收入分配結構②?，F實是中國目前距離“橄欖型”分配格局還較遠（陳宗勝和康健，2019）[19]，分配結構在現階段由金字塔型轉變?yōu)楹J型（黃杏子，2019）[20]，所以本文以中位數的75%～125%和75%～150%為基本標準。

圖1 中國城市75%～125%收入階層比例

圖2 中國城市75%～150%收入階層比例

中位數的75%～125%標準所涵蓋的家庭范圍大于等分法，2013 年國家統(tǒng)計局按等分法測算出中等收入階層約占20%，低于圖1 的28.2%。李培林（2017）[21]以中位數收入的75%～200%為標準，測算出2013 年中等收入階層比例約占40%，接近橄欖型分配結構，與已有研究差異較大。以各地區(qū)城市家庭收入中位數的75%～125%為標準，2013 年城市中等收入階層的上下限收入分別為22 500 元和118 750 元。如果按2013 年城市家庭收入中位數（5 萬元）標準上下限分別為37 500 元、67 500元，根據測算，這個標準只適用于山西、福建、山東、河南、遼寧五個省份。由于地區(qū)間收入差距較大，以全國家庭收入的中位數劃分各地區(qū)的中等收入階層會產生很大的偏差。

2 家庭收入方程和Oaxaca 分解方法

2.1 Mincer 家庭收入方程

Mincer 工資方程最初是勞動經濟學用來研究教育回報率的分析工具，其基本模型為：

式（1）中，Y為家庭收入的對數；X代表工人個體特征和勞動力市場特征向量；e表示殘差。X通常包括受教育年限、工作時間、婚姻和職業(yè)等因素，方程（1）為擴展的Mincer 方程③。設階層性質虛擬變量為stratumj，j=1，2，3 分別表示低、中等和高收入階層。stratumj的值分1 和0，1 表示屬于階層j，0 表示屬于其他階層。則方程（1）可以擴展成特征溢價方程（2）：

其中，edu為受教育年限，則階層2 的教育回報率為β2，階層1 和階層3 的教育回報率分別為β2+θ1、β2+θ3，稱θ1、θ3為教育在階層1 和階層3 的特征溢價④。Xi為除受教育年限外的其他個人特征和勞動力市場特征變量，β1、αi為待估計的參數。

2.2 Oaxaca 分解

Oaxaca（1973）將兩組群的收入均值差異分解為由個體差異造成的可解釋部分和由特征回報差異產生的不可解釋部分。如果方程（2）的特征溢價存在（如教育溢價），則不同階層的特征變量回歸系數不同。以低和中等收入階層A和B兩組為例，兩個階層家庭收入的回歸方程為：

A組和B組的差異（R）可以分解為如下的E和C二部分：

第一部分為E=[E（XA）-E（XB）]′βB，表示特征差異。指的是由于人力資本等個人和勞動力市場特征造成的收入差異，可以認為是市場機制發(fā)揮作用產生的可解釋特征部分，不屬于歧視的范疇。第二部分為C=E（XA）′（βA-βB），表示系數差異?？梢钥醋鞯褪杖腚A層和中等收入階層由于回歸系數的差異所導致的收入差異，反映不可解釋特征部分。

3 數據與變量

3.1 變量設置

變量設置如表1 所示。

表1 變量設置

（1）能力。為糾正遺漏變量對參數估計的偏誤，應選擇個人能力等變量作為受教育程度和經驗的控制變量（如IQ 值）。受教育程度較高的父母通常具有較強的能力，子女也可能繼承這種能力。另一方面，若父母受教育程度較高，家庭收入水平也相對較高，良好的家庭條件是子女能力培養(yǎng)的基礎。實證分析表明家庭背景往往與個人能力關系密切，良好的家庭氛圍通常有助于提高個人能力，可以用父母受教育年限作為個人能力的代理變量（Carneiro和Heckman，2002[22]；Ashenfelter 和Zimmerman，1997[23]）。由于子女不能決定父母受教育程度，以父母受教育年限作為能力的代理變量不會產生內生性偏誤。

（2）社會資本。使用CGSS 調查問題的“個人14 歲時，家庭所處的社會等級”作為社會資本的代理變量。社會資本變量即個人的社會關系，王倩（2013）[24]證明個體通過所擁有的社會資本和家庭背景，有助于打破勞動力市場的平等使自身更容易獲得高收入。其他衡量社會關系的指標均可能與個人工資水平互為因果關系，產生內生性，而個人當前收入不可能決定14 歲時家庭所處的社會等級，該指標具有很好的外生性。

（3）工作經驗。國內外通常以“年齡、受教育年限或入學年齡”來度量工作經驗，考慮到中國城鎮(zhèn)有大量的農民工，其農業(yè)工作經驗與城鎮(zhèn)崗位技術工作沒有直接關系，將非農業(yè)的工齡定義為工作經驗。將調查問卷的“從您第一份非農工作到您最近那份非農工作，您一共工作了多少年”作為工作經驗的代理變量。

（4）其他變量。CGSS 數據涉及中國大陸28 個省份的勞動者，依照全國統(tǒng)一標準，將這些省份劃分為東部、中部和西部3 個區(qū)域。受訪者工作單位所有制分為6 種，分別為國有企業(yè)、集體企業(yè)、私有企業(yè)、港澳臺資企業(yè)、外資企業(yè)和中外合資企業(yè)。將企業(yè)所有制合并成兩類：國企和非國企，國企外的其他類型企業(yè)合并為非國有企業(yè)。將單位類型合并為企業(yè)和其他兩類，黨政機關、事業(yè)單位、社會團體、居/村委會、無單位/自雇（包括個體戶）、軍隊、其他等合并成其他類——非企業(yè)類。

3.2 變量的統(tǒng)計描述

（1）家庭收入。圖3 為2012 年家庭收入核密度分布，從圖3 可以發(fā)現家庭收入明顯左偏。對數家庭收入核密度分布（見圖4）相比家庭收入核密度分布更接近正態(tài)分布，但對數家庭收入分布的偏度為-0.585 4，峰度為5.402，也呈左偏分布。這種（對數）收入分布的非正態(tài)性意味著分位數回歸更合適（羅楚亮，2007）[25]。

（2）家庭收入與個人受教育年限和工作經驗。在個人收入研究中，教育與工作經驗是收入的最重要解釋變量，以2012 年數據為例，對數家庭收入與個人受教育年限正相關，見圖5。根據圖6，對數家庭收入與工作經驗正相關，但相關性低于受教育年限，意味著受教育程度對收入有更強的解釋能力。

圖3 家庭收入核密度分布（2012）

圖4 對數家庭收入核密度分布（2012）

圖5 對數家庭收入與個人受教育年限

圖6 對數家庭收入與工作經驗

（3）變量的統(tǒng)計描述。以2012 年數據為例，表2 為各主要變量的描述統(tǒng)計，虛擬變量的統(tǒng)計描述見表3。根據表2，家庭收入的標準差較大，中位數遠小于平均值，家庭收入的差距較大。配偶受教育年限小于當事人，原因在于樣本中男性占比高3.2%。以地區(qū)家庭收入中位數的75%～125%為標準，中等收入階層的受教育程度最高，為10.49年，低收入和高收入階層分別為10.42 年和10.29 年⑥。高收入階層的受教育程度比低收入階層的受教育程度還低，說明高收入階層賺錢另有其他優(yōu)勢。

以地區(qū)家庭收入中位數的75%～125%為標準，統(tǒng)計個人特征等變量見表3。從受教育程度和政治面貌角度觀察，中等收入階層確實具有知識和信仰的優(yōu)勢。企業(yè)相比機關、事業(yè)單位、社會團體、居/村委會等有獲得更高收入的機會。由于東部地區(qū)經濟相對發(fā)達，分配結構更合理，中等收入階層和高收入階層占比超過50%。

表2 主要變量的統(tǒng)計描述（2012 年）

表3 虛擬變量的統(tǒng)計描述（占比%）

4 收入階層差異的實證分析

4.1 Mincer 家庭收入方程的估計

利用CGSS 2013 年數據，估計Mincer 家庭收入方程（2）和（3），分別得低、中等、高收入階層和特征溢價方程模型，估計結果見表4。為降低多重共線性和利用樣本信息，各模型解釋變量和控制變量不盡相同。由于對數家庭收入呈左偏，表4 的模型選擇50%分位數估計方法。工作經驗變量的樣本量只占總樣本（6 032 個）的32.2%，與其他變量很少存在共同樣本，當模型變量較多時，只能放棄工作經驗變量。表4 的五個模型在1%顯著水平下通過F檢驗，調整的擬合優(yōu)度（Adj-R2）也較高，說明個人及配偶特征影響家庭收入，其中個人和配偶受教育年限變量和地區(qū)變量在五個模型中都顯著，說明教育和居住地是家庭收入的重要變量。

在全樣本模型方程中，由于個人和配偶特征變量較多，出現了多重共性，社會資本和企業(yè)性質及單位類型變量顯著性不高，低、中等和高收入階層模型也類似。當變量減少，樣本增加時這些變量在統(tǒng)計上都顯著⑦，所以父親受教育年限作為能力的代理變量，只在特征溢價方程中顯著。在特征溢價方程中，由于能力變量（父親受教育年限）起了作用，個人受教育年限的家庭收入回報率約為2.6%，折合成個人回報率為5.1%，與其他研究類似[26]。

在特征溢價模型中，工作經驗與收入在統(tǒng)計上顯著正相關，這與其他研究類似，工作經驗具有非線性結構。根據全樣本模型，個人和配偶的企業(yè)性質（例如：國企）有助于提高家庭收入。個人單位類型（例如：企業(yè)）能夠提高家庭收入，而配偶的單位類型對家庭收入影響不顯著，可能夫妻二人同在企業(yè)工作不是一種合理安排。度量教育特征溢價的參數估計值分別為正和負，在統(tǒng)計上顯著，說明低和高收入階層的教育收益率分別高于和低于中等收入階層，教育收益率在統(tǒng)計上具有階層遞減特征。相比中等和高收入階層，教育對低收入階層更重要。

表4 Mincer 家庭收入方程估計結果

社會資本變量只在高收入階層模型中顯著，因此，社會資本對高收入階層更重要。14 歲時家庭所處的社會等級由父母決定，這意味著階層固化或階層的代際傳遞。企業(yè)性質在中等收入階層方程中的參數估計值最大，說明國企對中等收入階層更重要。個人單位類型變量只在高收入階層模型中顯著，而且配偶的單位類型不顯著，說明高收入階層家庭保證一個人在國企工作而另一個人在其他企業(yè)工作是一種理性選擇。

在表4 的五個模型中，地區(qū)變量無論是統(tǒng)計顯著性還是參數估計值都遠高于個人和家庭特征變量。根據表4 的地區(qū)變量參數估計結果，若居住在東部地區(qū)，每個階層的家庭收入會顯著高于中部地區(qū)（基礎組）；在西部地區(qū)，低和高收入階層的家庭收入高于中部地區(qū)。比較地區(qū)的參數估計值，西部和中部地區(qū)居民的家庭收入明顯低于東部地區(qū)，居住地是提高家庭收入、進入較高階層的最重要變量。改革開放以來，由于東部地區(qū)城市存在較高的準入門檻，東部地區(qū)的人口主要以本地人為主，居住地對大部分中國居民來說并不由自己主觀選擇。同時，東部地區(qū)具有更好的教育資源，地區(qū)這種先天稟賦的重要性顯著高于教育等后天努力變量。要準確測量地區(qū)等變量對家庭收入和階層跨躍的重要程度，還需要進行Oaxaca 分解。

4.2 收入階層差異的Oaxaca 分解

根據表4 的低、中等和高收入階層回歸模型，可以得到中等與低收入階層家庭收入差異Oaxaca分解結果以及中等與高收入階層家庭收入差異的分解結果，見表5。以中等收入階層為參照組，中等和低收入階層家庭收入差異的53.66%可由特征信息及地區(qū)因素差異解釋，不可解釋部分所占比重為46.34%。在可解釋部分中，受教育年限、個人公司類型、配偶公司類型、個人的單位所有制、東部地區(qū)為正，這表示這五個變量擴大了中等收入階層家庭與低收入階層家庭的收入差距。按貢獻度大小，變量的重要性依次為地區(qū)、企業(yè)性質、教育、政治面貌、公司類型和以父親受教育程度代表的能力因素。

根據表5，中等與高收入階層家庭收入差異的88.45%可由特征信息和地區(qū)解釋。依貢獻度大小，變量的重要性依次為地區(qū)、教育、公司類型、政治面貌、企業(yè)性質和以父親受教育程度代表的能力因素。與低和中等收入階層差異分解不同，教育、公司類型對高收入階層更重要。對高收入階層而言，企業(yè)類型的重要性大于企業(yè)性質，國有企業(yè)不是高收入階層的最優(yōu)選項。

與表4 回歸方程的結果一致，地區(qū)差距是階層差異的首要因素，東部地區(qū)的居民相對其他地區(qū)有更大的可能性成為中等和高收入階層，地區(qū)因素對階層差異的解釋能力比家庭成員特征因素高4 倍左右。在中等和高收入階層的差異分解中，個人特征因素能夠大約解釋差異的50%，解釋能力大約是低與中等收入階層差異分解的5 倍。中等收入階層的居民要想向上流動，最重要的是出生和工作的地區(qū)，即先天的稟賦比個人努力重要得多；對高收入階層而言，個人努力很重要，家庭成員教育的貢獻約占45%，教育競爭是階層競爭的第二因素。

從培育中等收入階層的角度來看，提高中等收入階層比例，最重要的問題是地區(qū)發(fā)展不平衡，這是中國目前收入差距和機會不平等的核心問題。值得注意的是，東部地區(qū)往往具有最好的教育資源，特別是大學教育資源，由于招生指標主要向當地分配，對中西部地區(qū)居民而言，階層競爭的第二資源也可歸屬為地區(qū)因素。中西部地區(qū)居民到東部去，到東部的核心城市去，才能在階層競爭中不輸在起跑線上。所以提高人口流動性、促進地區(qū)經濟平衡發(fā)展、提高居民的教育水平和教育質量是完善收入分配格局的關鍵路徑。

5 基本結論

以各地區(qū)家庭收入中位數的75%～125%、75%～150%和50%～150%三種口徑度量的中等收入階層占比都有一定程度的增長。75%～125%方法更適合中國城市階層劃分，按此標準2012 年中等收入階層受教育程度最高。由于東部地區(qū)經濟相對發(fā)達，中等收入階層和高收入階層占比超過50%。在統(tǒng)計上教育收益率具有階層遞減特征，對低收入階層而言，教育最重要。社會資本對高收入階層最重要，收入階層存在固化的可能。低和中等收入階層的企業(yè)性質都有助于提高家庭收入，在國企工作對中等收入階層更重要。高收入階層家庭一個人在國企工作而另一個人在其他企業(yè)工作是理性選擇。

按各變量的貢獻度大小，影響階層晉升的因素依次為地區(qū)、企業(yè)性質、教育、政治面貌、公司類型和以父親受教育程度代表的能力因素，收入階層差異的50%可由地區(qū)解釋。教育盡管存在溢價，對低收入階層更重要，但其重要性遠低于居住的地區(qū)。由于東部地區(qū)往往具有很好的教育資源，對中西部地區(qū)居民而言，階層競爭的第二資源也可歸屬為地區(qū)因素。所以提高人口流動性，促進地區(qū)經濟平衡發(fā)展，更有助于中西部地區(qū)居民在階層競爭中處于平等的起跑線上。促進人口流動，提高居民的教育水平和教育質量是完善收入分配格局的關鍵路徑。

注 釋：

① CGSS 數據是一項全國性的抽樣調查，由中國人民大學和香港中文大學的兩個社會科學部共同發(fā)起，數據覆蓋了全國30 個省級行政區(qū)的農村和城市居民。最新發(fā)布的數據為2015 年調查數據，但數據沒有按戶籍區(qū)分城鎮(zhèn)或農村居民人口，所以本文以2013 年數據進行階層差異分解。

② 為節(jié)省篇幅圖省略。

③ Mincer 方程的標準解釋變量為教育和工作經驗。

④ 教育溢價指受教育程度不同而導致的收入差距。例如，在其他條件相同時，擁有大學學歷的居民與高中學歷者收入的差，即大學溢價（Acemoglu 和Autor，2011）。參見：ACEMOGLU D,AUTOR D. Skills tasks and technologies: implications for employment and earnings// ASHENFELTER O, CARD D. Handbook of Labor Economics[C].Amsterdam:Elsevier,2011:1043-1171.

⑤ 西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古等12 個省級行政區(qū)；中部地區(qū)有8個省級行政區(qū)，分別是山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11 個?。ㄊ校?。

⑥ 限于篇幅，省略其他階層類似變量的統(tǒng)計描述。

⑦ 限于篇幅回歸方程省略。