改革开放以来，在中国经济实现了高速增长的同时，收入分配不平等也日益严重。从世界各国的经验来看，通过社会福利的再分配以应对收入不平等问题是最为通行的做法，然而对于一个正处于经济社会转型期的发展中国家而言，完全依赖再分配手段解决收入分配问题并不切合实际。由此，探寻社会福利再分配之外的其他措施，以助于收入分配领域效率和公平的统一成为学界和政策制定者关注的重点。

学界对收入分配问题的关注由来已久，研究的广度和深度也在不断拓展。伴随着数据可获性的提高，近年来收入分配领域的研究呈现出新的变化，最为关键的是研究视角逐步从静态分析向动态的收入流动性分析转变。收入流动性是指在一段较长时期内某一群体内部成员间收入地位的相对变动。收入流动性问题得到学者们的广泛关注和重视，主要在于通过收入差距的国际比较，人们发现部分发达国家(如美国)的收入不平等程度也很高，但是充分的收入流动性的存在使得单独年份的收入差距无法转变固化为长期内的收入不平等。换言之，充分的收入流动性意味着社会成员都能公平地获得通过自身努力改善收入地位的机会，其所意指的收入均等化效应能够改善社会成员的长期收入分配的状况，从而大大降低单独年份收入差距过大所带来的不利影响。

目前，已有很多学者开始关注中国农村的收入流动性问题。整体来看，现有研究文献主要围绕以下四个方面展开：一是收入流动性的理论性分析。权衡是国内最早对收入流动性理论进行系统性介绍和分析的学者，他认为收入流动性有助于改善收入分配并减少由收入分配不公而产生的社会矛盾^[1]，进而实现收入分配领域中公平与效率的统一^[2]；同时，当前收入分配领域的改革不能仅仅着眼于缩小收入差距本身，构建自由顺畅的收入流动机制应放在更为重要的位置^[3]。二是农村居民收入流动性程度的测度。研究发现，中间收入阶层农户群体的收入流动性较高，同时不同类型特征的农户群组在收入流动性上具有显著差异，突出表现在户主年龄、教育程度和家庭收入结构的层面上^[4]；此外，农村居民的收入流动性始终大于同期城镇居民的收入流动性^{[5, 6]}，但这种高收入流动性主要归因于农村地区较城镇而言具有更大的收入波动风险^[7]。三是考察农村居民收入流动性的变动趋势。基于分析时段的长短不同，现有文献在农村居民收入流动性变动趋势的结论上存在一定的差异。但是整体而言，大多数研究都发现，自上世纪90年代初开始至本世纪的最初十年内，中国农村居民收入流动性表现出先升后降的趋势特征，且总体上呈现下降的态势。^[6]四是收入流动性的影响因素分析。研究表明，初始收入地位、工资性收入比重、人力资源禀赋、非农就业人员占家庭人口比重、土地承包等因素是影响农村居民收入流动性的重要因素。^{[8, 9, 4]}

虽然现有关于收入流动性的研究取得了一些进展，且学界早已认识到收入流动性的收入均等化效应，但现有文献很少关注收入分配在长期内较短期是否更加平等，以及这种收入均等化效应的程度如何，更没有将收入流动性和收入差距对收入均等化的作用效应和程度分析纳入到收入分配的研究范畴内。上述问题值得关注的缘由在于，一方面收入均等化效应程度的测度，有助于获知在一个相对较长的时段内居民收入分配的程度，以及与单独年度的收入分配状况相比是改善还是恶化；另一方面，收入流动性程度的上升/下降并不必然导致收入均等化效应程度的提升/降低，因为收入均等化效应程度取决于收入流动性和收入差距两种相对抗力量的对比。也就是说，只有当收入流动性对收入分配的积极改善作用大于收入差距恶化的作用时，收入均等化效应程度才会有所提高。具体而言，本文的贡献主要体现在两个方面：第一，运用构造的收入均等化效应指数对2000—2011年间中国农村居民的收入均等化效应程度进行测度；第二，将影响收入均等化效应程度的因素划分为收入流动效应和收入分配效应两种类型，并以此来分析收入流动性和收入差距对收入均等化效应程度的共同影响。

本文其他部分构成如下：第二部分对收入流动性以及收入均等化效应的测度方法进行介绍；第三部分说明本文的数据来源并进行初步的描述性分析；第四部分考察农村居民收入差距和收入流动性的程度及变动趋势；第五部分测度农村居民收入均等化效应程度，并对其进行分解；第六部分是结论与启示。 二、分析框架

1.收入流动性的测度

收入流动性是在获得收入转换矩阵的基础之上，通过构建统计量指标来加以测度。具体计算步骤如下：(1)样本分组。按照收入水平由低到高的顺序对样本进行排序，并基于此进行等样本分组，目前最为常用的是五等分组方法；(2)获取收入转换矩阵。关键步骤是获得收入转换矩阵的各元素值p_ij，该元素值反映了考察时段内初始年份处于第i收入组的成员在分析终止年份处于第j收入组的概率；(3)构建统计量指标。惯性率、平均流动率和卡方指数是较为常用的反映收入流动性程度的指标。其中，惯性率反映各收入组成员在分析时段内收入组别维持不变的概率，其计算公式为：，指标值越低则收入流动性越高；平均流动率反映分析时段内不同收入组别间的相互流动概率，计算公式为：，指标值越高则收入流动性越高；卡方指数反映了计算得到的收入转换矩阵与“充分流动”情况下收入转换矩阵(在五等分组情况下，各元素值均为1/5的收入转换矩阵)的距离，其计算公式为：，指标值越低则收入流动性的程度越高。 2.收入均等化效应的测度及分解

(1)收入均等化效应的度量方法

收入均等化效应意指相对于单独年度而言，在一个相对较长的分析时期内各社会成员的长期收入趋向于均衡平等，因此可以通过分析时段内的长期收入不平等相对于初始年度收入不平等的偏离程度来对收入均等化效应加以测度。基于上述思路，收入均等化效应指数的具体计算公式为：

式中，P_E是收入均等化效应指数，y是分析时段内各样本收入的平均值序列，x是各样本在考察时段内初始年份的收入序列(按收入由低到高的顺序进行排序)，I是收入不平等的测度指标^①。从理论上来看，均等化效应指数P_E的取值可为正也可为负，当P_E指数的取值为正时则表明长时段内的收入分配状况较初始年份更为平等，且其值越高则意味着均等化的效应越强；当P_E指数的取值为负时则意味着长时段内的收入分配状况较初始年份更加不平等，其值越低则均等化的效应越低。

①本文采用最为常用的基尼系数作为不平等程度的测度指标。基尼系数的计算公式为：，其中。式中的x_i是第i个样本家庭的收入占全部样本家庭收入总和的份额，同时在计算时x_i按从小到大的顺序依次排列；y_i为第i个样本家庭的收入；n是样本家庭的数量。

(2)收入均等化效应的分解

如前文所述，收入均等化效应指数的方向及程度大小取决于收入流动性和收入差距两种相对抗力量的对比，因此收入均等化效应指数可以相应的分解为收入流动效应和收入分配效应两个部分。其中，收入流动效应指在考察时段内由于成员间收入地位的变动而对收入均等化效应指数的影响；收入分配效应指由于收入分配静态格局的变动而对收入均等化效应的影响。具体的分解方法如下：

上式中，ID和IM分别代表收入分配效应和收入流动效应。同时，的计算公式为：，其中y′是将调查终止年份的样本数据y按调查初始年样本数据x的收入排列顺序(由低到高)进行重新排序后的收入序列。

为了方便理解收入分配效应和收入流动效应的含义和区别，本文以下面的例子加以说明：假设经济体内存在A、B两人，初始调查年份两人的收入序列为x(2,4)，终止调查年份两人的收入序列为y(4,3)，两期的平均收入。与初始调查年份比较而言，在调查终止年份，A、B两人的收入不平等程度和收入地位均发生了变化。为了排除收入流动性对收入均等化效应的影响，我们假设分析时段内A、B两人的收入地位保持不变，此时可以得到收入序列y′=(3，4)，并进一步得到仅仅考虑收入不平等程度变动后的两期平均收入，即，从而本例中ID(x,y)=[I(x)-I()/I(x)=[I(2,4)-I(2.5,4)]/I(2,4)。与比较而言，两期平均收入同时考虑了收入不平等和收入地位变动的影响，从而本例中IM(x,y)=[I[()-I(y)]/I(x)=[I(2.5,4)-I(3,3.5)]/I(2,4)。

此外，收入分配效应和收入流动效应分别满足以下两个性质，具体如下：

性质1：I(x)≥I(y)ID(x，y)≥0； I(x)≤I(y)ID(x，y)≤0

简而言之，收入分配效应与分析时段内的收入不平等程度的变动方向相同。当I(x)≥I(y)时，意味着调查终止年份的收入不平等程度较初始年份有所改善或维持不变，此时收入分配效应为正值或零；反之，则为负值。

性质2：

简而言之，当在分析时段内两期样本收入地位发生变动时，收入流动效应为正。从公式推导来看，由于，因而当y与y′的收入序列排序不同，即在x→y的过程中部分样本的收入地位发生变动，则收入流动效应的值大于零。 三、数据来源与描述性分析

本文使用的数据来源于中国健康与营养调查(简称为CHNS)2000—2011年间的五轮调查数据，具体的调查年份分别为2000、2004、2006、2009和2011年。本文使用了农村居民家庭收入数据，同时CHNS数据库不但将农户家庭消费的农产品按照当时市场价格计入到总收入中，而且以2011年为基期对各年份和省份的农户家庭收入进行调整，在提高农户家庭收入准确性的同时保证了不同年份和省份间家庭收入数据的可比性。

在具体的样本构建上，由于收入流动性和收入均等化效应的分析要求在分析时段内对应完全相同的样本，所以本文对2000—2011年间五轮调查的农村样本进行了匹配，得到了最终使用的面板数据(如表 1所示)。具体来看，在2000—2011年间匹配的农户家庭样本数量为1957户，占各调查年度农户样本总量的比重在58%~67%之间。此外，分析时段内农村居民家庭人均收入呈现出明显的增长态势，农户家庭人均收入从2000年的4672.08元增至2011年的12132.66元，数据质量较高。

本部分以基尼系数作为不平等的测度指标，考察2000—2011年间农村居民的收入差距状况，计算结果如图 1所示。从各调查年度农村居民收入不平等的状况来看，分析时段内中国农村居民的收入不平等程度始终处于一个较高的水平上，收入基尼系数的测算值均在0.43 以上，超过了国际上0.40的警戒线。从收入差距的变动趋势来看，农村居民收入不平等程度整体表现出不断扩大且趋于稳定的趋势，农村居民收入基尼系数从2000年的0.4369上升到2006年的0.4937，增长幅度达到了13%；随后，在2006—2011年间农村居民收入基尼系数基本稳定，基尼系数的最高值为2011年的0.4995。

	图 1 农村居民收入基尼系数
图选项

本文计算了2000—2011年间中国农村居民的收入转换矩阵，计算结果如表 2~5所示。在2000—2004年间，五个收入阶层农村居民在考察时段内收入地位维持不变的比重分别为29.92%、22.96%、26.09%、21.17%和41.48%；比较而言，在2004—2006年间，对2004年五个收入阶层的农户来说，在2006年能够保持自身收入地位的比重分别为34.78%、29.34%、26.85%、29.59%和45.52%。由于各收入组别农户成员在考察时段内保持在原收入组的概率越高，即收入转换矩阵对角线上的数值越高，意味着收入流动性越低，因此可以判定2004—2006年间中国农村居民的收入流动性要低于2000—2004年间。通过类似的比较，可以发现，2000—2011年间中国农村居民的收入流动性呈现不断下降的趋势特征。

在得到收入转换矩阵的基础上，本文计算了惯性率、平均流动率和卡方指数三个反映收入流动性程度的指标，计算结果如表 6所示。前文表明，惯性率和卡方指数两个统计量数值与收入流动性呈反向关系，而平均流动率统计量数值则与收入流动性呈正向关系。通过四个分析时段收入流动性指标的比较，可以得到与前文相同的结论，即2000—2011年间中国农村居民收入流动性整体上呈现出持续下降的趋势特征。从具体的统计指标来看，2009—2011年间惯性率和卡方指数分别为0.346和1.190，较2000—2004年间分别高出22.42%和96.97%，而平均流动率则要低14.22%。

对2000—2011年间各时段中国农村居民的收入均等化效应指数进行计算，具体结果如表 7所示。可以比较直观地看出，中国农村居民的收入均等化指数具有如下特点：(1)各时段内农村居民的收入均等化效应指数(P_E指数)均大于零，这表明农村居民的收入分配状况在任何一个时段内都要较初始年份更加平等。(2)农村居民收入均等化效应指数的高低与分析时段的长短呈正相关关系。简而言之，分析时段越长则该时段内农村居民的收入均等化效应指数则越高。如在2000—2004年间农村居民的收入均等化效应指数为0.1169，而2000—2011年间农村居民收入均等化效应指数则为0.1577，增长幅度达到34.87%。这也表明，在相对较长的时段内，农村居民的收入分配状况改善程度要更为显著。(3)整体来看，四个分析时段内农村居民收入均等化效应指数整体上呈现出下降的态势。尽管在2006—2009年间农村居民收入均等化效应指数显著提高，从2000—2004年间的0.1169提高到2006—2009年间的0.1272，但是在2009—2011年间农村居民收入均等化效应指数仅仅为0.1065，显著低于2000—2004年和2006—2009年两个时段。这意味着，虽然四个时段内农村居民两期收入的不平等程度较期初有所改善，但是这种改善的程度正在不断下降。

为了进一步探究前文各分析时段内农村居民收入均等化效应指数变动的深层次原因，获知收入分配和收入流动性对收入均等化效应的作用方向和程度，将收入均等化效应指数分解为收入分配效应和收入流动效应，具体的计算结果详见表 8。

首先，与预期相吻合，收入分配效应与收入流动效应对收入均等化效应指数的作用方向，与分析时段内收入分配和收入流动性的变动方向符合。根据前文性质1和性质2可知，分析时段内收入分配状况的恶化或改善意味着收入分配效应作用方向的正负，同理适用于收入流动性。从具体的结果来看，在2000—2004年、2004—2006年、2006—2009年和2009—2011年间，收入分配效应的作用方向大多为负向(除2006—2009年间)，而收入流动效应的作用方向均为正向。

其次，从收入分配效应和收入流动效应的作用程度来看，可以发现如下特点：(1)无论是在短期还是在较长的时间段，收入流动效应作用的具体数值都要显著高于收入分配效应，这意味着农村居民的正向收入均等化效应主要归因于农村居民间收入地位的变动。(2)随着时间段的扩展，收入分配效应和收入流动效应的作用程度均呈现不断提高的态势，而收入流动效应的增长幅度相对较高。例如，在2000—2004年间，收入分配效应和收入流动效应作用程度的具体数值分别为-0.0373和0.1542；而在2000—2011年间，两者作用程度的具体数值则分别高达-0.1087和0.2664，增长值分别为-0.0714和0.1122。可见，在较长的时间段内农村居民收入均等化效应指数相对较高，也即农村居民的收入分配状况改善程度更为显著，主要在于在较长的时间段内农户间收入地位的变化程度所带来的正向收入流动效应，明显高于农户间收入分配恶化所带来的负向收入分配效应。

最后，无论是从短时段还是长时段来看，收入分配效应和收入流动效应均呈现下降的趋势特征。从短期来看，2000—2004年间收入分配效应和收入流动效应分别为-0.0373、0.1542，而2009—2011年间两者分别为-0.0077、0.1142；从相对较长的时段来看，2000—2006年间收入分配效应和收入流动效应分别为-0.0734、0.2173，而2006—2011年间两者分别为-0.0429、0.1868。对于收入分配效应而言，虽然分析时段内中国农村居民收入不平等程度持续上升，但是其上升幅度呈现下降的态势，如2004年农村居民收入基尼系数为0.4661，较2000年高出0.0292，增幅6.67%；而2011年农村居民收入基尼系数为0.4995，较2006和2009年分别高出0.0058和0.0071，增幅均不到1.5%。由于收入分配效应与收入不平等程度的变动息息相关，这很好地解释了分析时段内收入分配效应持续下降的原因。对于收入流动效应呈现下降的趋势特征，主要归因于分析时段内农村居民收入流动性程度不断下降。尽管粮食价格和区域间劳动力市场的全面放开，城市发展对农民工及农产品的需求日益扩大等因素导致上世纪后二十年中国农村居民收入流动程度随时间先增大后逐渐稳定^[7]，但是本世纪初以来上述促进农民收入提高的积极效应已开始衰弱，农民的阶层分化态势日益显著，直接的表现就是收入流动效应的下降。 六、结论及启示

利用2000—2011年间CHNS数据，在对中国农村居民收入差距及收入流动性进行考察的基础上，通过构造收入均等化效应指数测度了2000—2011年间中国农村居民的收入均等化效应程度，进一步将影响收入均等化效应程度的因素划分为收入流动效应和收入分配效应两种类型，并以此来分析收入流动性和收入差距对收入均等化效应程度的共同影响。本文得到如下结论：(1)分析时段内中国农村居民收入差距持续恶化，而与此同时，农村居民的收入流动性程度呈现出不断下降的趋势特征。(2)无论是在短时段还是在长时段，中国农村居民收入均等化效应均为正，同时考察时段跨度越长，则该时段内农村居民的收入均等化效应越显著；但是不利的是，在2000—2011年间的四个时段内，中国农村居民的收入均等化效应在逐步减弱，这意味着虽然四个时段内农村居民的整体收入不平等程度较期初有所改善，但是这种改善的程度正在不断下降。(3)分析时段内中国农村居民的正向收入均等化效应主要归因于农村居民间收入地位的变动，同时随着时间段的扩展，在较长的时间段内农户间收入地位的变化程度所带来的正向收入流动效应，明显高于农户间收入分配恶化所带来的负向收入分配效应。(4)无论是从短时段还是长时段来看，收入分配效应和收入流动效应均呈现下降的趋势特征。其中，收入分配效应的下降在于收入不平等程度的上升幅度呈现下降的态势，而收入流动效应的下降则归因于农村居民收入流动性的下降。

从发达国家的经验来看，收入差距扩大所产生的问题可以很好地通过较高的收入流动性所带来的收入均等化效应来缓解，但是从中国农村的实际情况来看，本世纪以来收入不平等的扩大和收入流动性的降低是同步出现的，如果上述态势继续持续下去的话，那么农村底层居民改善自身收入地位的机会必将日益稀少，且农村收入分层结构将逐渐趋于固化。考虑到中国典型的二元结构所带来的城乡经济社会发展的巨大差异，可以判定，收入流动性降低所体现的机会不均等将成为影响中国未来贫富差距的重要因素，而且这一因素还具有进一步强化收入阶层与其成员之间建立长期固定联系的作用，即呈现出“阶层锁定”的特征，并有很大的可能性将这种收入阶层的固化传递到下一代。因此，对未来收入分配政策的调整和制定而言，政府不能仅仅关注于收入领域的初次、二次分配改革，更应通过体制机制创新，将构建一个有利于机会权利公平的收入流动机制作为政策的着眼点。为此，需要彻底打破城乡二元结构，统筹城乡就业、低保、医保、养老保险等基本公共服务；促进要素市场发育，加快推进农村土地制度改革，强力注入现代要素加快现代农业建设；增加对农村低收入人口的教育、健康投资，大力促进低收入农户充分就业并努力提升农村低收入居民的就业技能，提高农村低收入人群的自我发展能力，从而打通农村居民不同收入阶层间流动的通道。