在追求經濟增長的同時不能忽視收入不平等問題，嚴重的收入分配不平等會引起社會動蕩，影響長期經濟增長的數量和質量。改革開放近三十年來，我國居民收入差距的不斷擴大引起了社會各界的廣泛關注，對中國居民收入分配問題的研究也成為了中國經濟學界研究的一個熱點（李實，2003）。改革是中國經濟發展的重要推動力，中國將繼續毫不動搖地堅持以建立社會主義市場經濟體制為目標的改革方向，但下一步的改革必將更加注重增強改革措施的協調性，更加注重社會公平，使改革兼顧到各方面、照顧到各方面關切。構建和諧社會，使全體人民共享改革發展成果已經成為我們的下一步共同目標。因此，使用儘可能客觀詳盡的數據對當前的居民收入分配差距的現狀和影響收入分配的因素進行研究，找到通過進一步改革建立公平的收入分配製度，構建社會主義和諧社會的有效途徑具有重要的現實意義和學術價值。
由於缺乏可靠的微觀調查數據的支持，大量對我國居民收入問題的實證研究往往停留在簡單的計算收入分配差異大小程度上，缺乏針對收入分配差異結構的分析和造成收入分配差異擴大原因的深入探討和定量分析。近年來，部分研究者投入大量時間和精力收集整理了一些反映中國居民收入情況的微觀抽樣調查數據（陳宗勝，1997；趙人偉，李實，李思勤，1999；Yao， Zhang and Hanmer， 2004；萬廣華，周章躍，陸遷，2005），基於這些抽樣調查數據的研究為深入分析中國目前的收入分配差異情況提供了依據。
作為對前人研究成果的補充，本文使用更加翔實可靠的微觀抽樣調查數據和科學的分析方法，從勞動力的人口特徵角度出發，通過定量研究各個群體的收入不平等情況是如何影響總的收入不平等和收入來源的各個組成部分的不平等是如何影響總的收入不平等，分析當前收入分配差異的現狀和造成收入差距不斷擴大的原因。文章的第一部分描述了本文所使用的抽樣調查數據樣本；第二部分介紹了兩種分解總體收入不平等的方法；第三部分按人口特徵分組對總體收入不平等進行了收入群體分解；第四部分使用回歸分解的方法按收入來源對總體收入不平等進行了分解；在第五部分結論中對前面兩部分的分解結果進行了討論，分析了當前收入分配差異的組成結構。
一、數據和樣本
近年來，隨著對中國收入分配差距研究的深入，研究者們已經越來越不滿足於定性的討論中國的收入差距狀況，但由於對收入狀況的微觀調查需要耗費大量的人力物力，相關研究仍很缺乏。中國社會科學院經濟研究所收入分配課題組曾在1988年、1995年和2002年進行過較大規模的居民收入抽樣調查，其中1995年的調查在全國範圍內共獲得7998個農村樣本戶和6962個城鎮樣本戶的抽樣調查數據。基於該資料庫，取得了大量有價值的研究成果，在中國收入分配研究領域產生了深遠的影響（李實，趙人偉，張平，1998；趙人偉，李實，李思勤，1999）。此外，陳宗勝等人通過與天津市城市調查隊的合作，使用天津市的住戶抽樣調查數據研究經濟體制改革過程中的中國城市居民收入差別情況。該研究使用的抽樣數據量為天津市3000戶城市居民家庭（陳宗勝，1997；陳宗勝，周雲波，2001；薛守剛，周雲波，2005）。萬廣華等（2005）使用農業部農村經濟研究中心收集的家庭調查數據，使用回歸分解的方法研究了中國農村的居民收入不平等問題，該研究僅涉及廣東、湖北和雲南三個省的9個村莊。
本文使用2005年全國1%人口抽樣調查中重慶市的抽樣調查數據，調查時點是2005年11月1日，該抽樣調查全國首次將居民個人收入情況納入調查，調查對象申報2005年10月的月收入情況。全國1%人口抽樣調查的規模僅次於人口普查，因此本文使用的數據質量和抽樣覆蓋率達到了很高的水準。
重慶市位於我國西南部，是我國的老工業基地和最大的直轄市，2005年全市常住人口2798萬人。由於歷史原因，重慶市行政區域內既有工商業發達的主城區，也有自然條件惡劣、經濟發展落後的廣大農村，經濟中既有大量充滿活力的市場經濟成分，也有計劃經濟時期遺留下來的眾多國有、集體企業。重慶市經濟發展和居民收入情況在中國西部地區很有代表性，其大城市帶大農村的經濟發展布局和多種經濟成分並存發展的現狀在很大程度上也反映了現階段中國經濟發展的特點。本次抽樣調查重慶市的樣本共393873人。由於本文的研究重點是從業人員個人收入不平等情況，不討論居民家庭中的收入再分配問題，因此通過數據處理將年齡小於18歲，大於65歲的人口排除在有效樣本之外。此外在數據整理中還剔除了沒有是否離開戶口登記地信息，沒有戶籍性質信息，沒有工作類型信息以及沒有收入信息的樣本，共獲得有效樣本205220人。
二、對總體收入不平等的分解方法
對於收入不平等問題的深入探討需要分析各個群體的收入不平等情況是如何影響總的收入不平等和收入來源的各個組成部分的不平等是如何影響總的收入不平等的。前者被稱為收入群體分解，後者被稱為收入來源分解。根據本文所使用的統計數據的特點，可以同時按人口特徵分組進行收入群體分解和使用收入決定函數的回歸分析進行收入來源分解。
1、基於人口特徵的收入群體分解
衡量收入不平等的指標很多，目前廣泛運用的基尼係數(Gini Coefficient)由於其自身定義上的一些問題，按人口特徵分組分解後各組成部分的解釋不盡清晰，尤其是基尼係數分解後組內差距和組間差距相互不獨立，產生的一個交叉項無法精確的解釋，因此不是一個按人口特徵分組分解的好指標（徐寬，2003；李虎，2005）。本文使用另一個被廣泛應用且易於分解的衡量收入分配差距的指標來進行收入群體分解，即Shorrocks(1980， 1982， 1984)提出的廣義熵指數族（也稱GE指數），其計算公式為：
（1）
其中n是分組個數，yi是第i組的人均收入，µ是所有觀測樣本收入的平均值，s(yi)第i組的人口佔總人口的比重。當c等於0或1時，廣義熵指數就是Theil(1967)所介紹的不平等的度量值——泰爾指數（Theil Index）；c=0時，稱為零階泰爾指數；c=1時，稱為1階泰爾指數。當c=1－ε (ε<1)時，廣義熵指數等同於阿特金森指數（Atkinson Index）。當c=2時，為變異係數(Coefficient of Variation)的平方根。
在廣義熵指數族中運用得最多的是計算泰爾指數並進行分解。因為利用泰爾指數可以將總的差距分解為組內差距和組間差距。特別是c=0時，組內差距和組間差距相互獨立，可以將總的差距完全分解到組內和組間，清晰、準確地得到組內和組間差距各自對總差距的貢獻率。如果把所有觀測樣本分為M組，那麼泰爾指數就可以用以下的方法來分解總體收入不平等：
（2）
第Ⅰ項（組內差距） 第Ⅱ項（組間差距）
上述公式右邊第Ⅰ項代表組內差距，第Ⅱ項代表組間差距；I(yi)是第i組組內的泰爾指數，可以利用（1）式中c=0的公式計算；v(yi)是第i組的收入佔總收入的比重。
2、基於回歸方程的收入來源分解
對總體收入不平等按人口特徵分組分解雖然提供了收入不平等在不同的人口特徵分組中的分布，但是這一分解還略顯粗糙，特別是造成組內差異原因需要進一步解釋。因此有必要限定其他因素來識別、衡量某一特定人口特徵對個人收入的貢獻大小，進而判斷哪些人口特徵是造成居民收入不平等的主要決定因素。基於回歸方程的收入來源分解通過量化收入決定函數中各人口特徵對收入不平等程度的貢獻，能夠對按人口特徵分組分解總體不平等的結果作出進一步的補充解釋。
進行對收入不平等的回歸方程分解首先涉及選擇合適的不平等指標。由於本文使用的人口特徵中包含很多定性變量，只能通過啞元變量的形式來納入回歸模型中，而在泰爾指數的計算過程中存在取對數的過程，使我們無法使用啞元變量，因此本文基於回歸方程的收入來源分解使用基尼係數作為收入不平等的衡量指標。
基尼係數是20世紀初義大利經濟學家Gini在洛倫茲曲線的基礎上提出的一個用以衡量收入或財富分配不均等程度的測度指數(Gini， 1921)。由於其有一些非常令人滿意的統計性質和明確的社會福利涵義，現已經成為經濟學中度量經濟不平等的主要指標之一，在實證研究和政策分析中得到了廣泛應用。在實際運用中，根據不同的數據特點基尼係數有多種計算方法，由於本文使用的調查樣本數據量較大，因此使用易於統計軟體處理的協方差方法計算基尼係數，具體計算公式為：
（3）
其中 為y的均值，r(y)為變量y的序數，即當有n個觀測值時，y值最小的被定義為r(y)=1，第二小的被定義為r(y)=2，最大的y值被定義為r(y)=n。
在回歸模型選擇上，由於計算基尼係數必須使用收入的原始觀測值，即回歸模型的因變量也必須是收入的原始觀測值，因此本文假設收入決定函數y=f(x)為一線性回歸函數，收入y可以表示為：
（4）
其中，βixi為第i項個人特徵產生的收入流，按照費景漢—蘭尼斯分解公式(Fei， Rainis and Kuo， 1978)，可以將基尼係數同時應用於上式兩邊，得到：
（5）
式中G(y)為個人收入基尼係數； 為個人特徵收益權數，反映第i種個人特徵產生的收入流在家庭收入中的比重；R(y，xi)為個人特徵與收入之間的序數相關比，計算公式為： ；G(xi)為各個人特徵的分布基尼係數。上述分解公式可以擴展到回歸模型中自變量與因變量之間存在非線性關係的情況，這時需要計算出某項個人特徵產生的收入流，然後再考察該收入流對總的收入不平等的影響。例如，假設年齡因素產生的收入流為：
則相應的年齡因素對總的收入不平等的貢獻為：
從定義上來看，殘差項 是「白噪聲」。在計量經濟學分析中通常忽略其對因變量的影響，但由於殘差項 代表的觀測不到的因素或不包括在回歸模型中的因素也決定了個人收入y的大小，進而對居民收入不平等產生影響，因此Wan(2004)在使用回歸方程分解收入不平等時提出考慮殘差項的影響。類似的分析也被用於對截距項的討論，作為相對不平等的指標，當將一個正的常數加到每個人身上時，基尼係數必然會下降，因此在分解基尼係數時也需要考慮截距項的影響。根據這一思路，本文按照Shorrocks(1999)提出的分解的自然法則對費景漢—蘭尼斯分解公式進行了一定的修正，計算回歸模型中截距項和殘差項對總體收入不平等程度的貢獻。
首先考慮殘差項 的影響，假設 ，則 ，那麼， 對總收入不平等的貢獻可以定義為：
（6）
在式（5）中，截距項 對總的收入不平等程度沒有影響，但隨著 的變化，個人收入均值 會隨之發生變化，進而對個人特徵收益權數 產生影響。例如， 值的增加會帶來 的增加，進而減小 。因此，可以認為截距項對收入不平等的貢獻被分配到了式（5）的右邊的各項中。設 ，則 ， 對總收入不平等的貢獻為：
（7）
同時，在剔除了 對收入不平等的貢獻後，第i種個人特徵產生收入流的個人特徵收益權數相應調整為 ，第i種個人特徵對總收入不平等的貢獻為：
（8）
三、按人口特徵分組的收入群體分解
為了分析目前各人口群體的收入不平等情況是如何影響總的收入分配差距的，本文使用泰爾指數來衡量居民個人收入的不平等程度，並按年齡、受教育程度、性別、工作類型、是否離開戶口登記地表示的遷移情況和以農業戶口和非農業戶口衡量的戶籍狀況等幾種主要人口特徵對居民進行分組，通過對各人口特徵的組內和組間收入差距的測度，計算其對總體收入不平等的貢獻。
1、按照年齡特徵進行的分解。表1中的泰爾指數分解結果顯示，各年齡組的組間差距對總收入差距的貢獻率為8.38%，而組內差距的貢獻達91.62%，這表明儘管不同年齡段的從業人員的收入水平存在一定差異，但同一年齡段的從業人員之間的收入差異更大。究其原因，主要是因為同一年齡段的從業人員從事的職業、受教育水平等方面存在非常大的差異，從而獲得收入的能力和收入水平相差較大。在各年齡段中，收入差距呈不太明顯的倒「U」型分布，31-40歲年齡段的中年人組內收入差距最大，18-30歲年齡段的青年人組和41-50歲年齡段的中年人組內收入差距略小，而50-65歲年齡段的老年人組內的收入差距最小。這一方面是由於31-40歲年齡段的中年人在樣本中的比例最大，且這一年齡段的勞動者處於事業發展的高峰期，水平流動比較充分，其教育背景、就業行職業、職務等的不同帶來較大的個人收入分配差異；另一方面則是由於41歲以上年齡段人口在中國經濟體制改革之前的平均主義分配政策中收入水平相差不多，而在市場經濟環境中，歷史慣性影響因素仍然起到一定作用，因此收入差距較小。
表1 按從業人員年齡分組測算的泰爾指數及其構成
年齡
泰爾指數構成
貢獻率（%）
I(yi)
s(yi)(%)
s(yi)I(yi)/100
18-30歲
0.3073
16.53
0.0508
15.44
31-40歲
0.3229
32.28
0.1042
31.69
41-50歲
0.3195
23.08
0.0737
22.40
50-65歲
0.2583
28.11
0.0726
22.07
組內差距合計
0.3014
91.62
組間差距
0.0276
8.38
合計
0.3289
100.00
2、按照受教育程度進行的分解。表2的分解結果顯示，受教育程度的組間差距佔總體收入差距的比重較大，對總體收入差距的貢獻率達31.15%。在不同的受教育程度組中，小學組、初中組和高中組的收入差距相對較大，而未上過學組、大學專科組及其以上的收入差距相對較小。主要是因為受教育程度大體上反映了個人能力的高低，受教育程度越高的人越有可能獲得高收入。未上過學組的居民往往只能從事簡單的體力勞動，勞動差異小容易替代，因此收入差距不大。而大學專科及其以上文化程度居民有相對較強的擇業優勢，在選擇工作時有較強的市場競爭力，能夠找到收入較高的工作，勞動力市場的調節能力使從事這些工作的收入趨近。而文化程度小學到高中的居民在總人口的比重最大，並且他們的就業和收入情況要複雜得多，他們中既有從事農業生產的農民，也有自主創業的個體工商戶，既有處於社會底層的普通打工者，也有已經獲得成功的私營企業主，社會身份的多樣性使這部分居民的收入水平存在很大差距，從而組內差距解釋了總收入差距的63.07%。
表2 按從業人員受教育程度分組測算的泰爾指數及其構成
受教育程度
泰爾指數構成
貢獻率（%）
I(yi)
s(yi)(%)
s(yi)I(yi)/100
未上過學
0.1599
6.89
0.0110
3.35
小學
0.2110
40.86
0.0862
26.21
初中
0.2697
36.84
0.0994
30.21
高中
0.2290
9.55
0.0219
6.65
大學專科
0.1289
3.92
0.0051
1.54
大學本科
0.1515
1.80
0.0027
0.83
研究生及以上
0.1476
0.12
0.0002
0.055
組內差距合計
0.2264
68.85
組間差距
0.1025
31.15
合計
0.3289
100.00
3、按照性別進行的分解。從表3的結果看，男女之間的收入差距僅佔總體收入差距的5.73%，收入差距主要表現為組內差異。原因在於自新中國建立以來，政府強力推行男女平等、保護婦女合法權益的政策，中國婦女在從事相同的工作時已經能夠獲得與男性相同的勞動報酬，性別歧視在收入分配中幾乎可以忽略不計。
表3 按從業人員性別分組測算的泰爾指數及其構成
性別
泰爾指數構成
貢獻率（%）
I(yi)
s(yi)(%)
s(yi)I(yi)/100
男
0.3300
52.30
0.1726
52.47
女
0.2882
47.70
0.1375
41.80
組內差距合計
0.3101
94.27
組間差距
0.0188
5.73
合計
0.3289
100.00
4、按照遷移情況進行的分解。本文將離開戶口登記地半年以上的勞動力視為發生了遷移行為。表4的分解結果表明，遷移者與非遷移者之間的收入差距只佔總體收入差距9.85%，收入差距更多是由其他原因造成的。一般而言，只要存在城鄉預期收入差距，勞動力就會由農村向城市流動(Todaro，1969)。中國西部包括重慶市每年有大量農村勞動力遷移到城市地區尋求就業。類似的原因也導致了地區之間的人口流動，經濟相對落後西部地區勞動力傾向於遷移到東部沿海經濟發達地區以獲得更高的收入水平和更好的生活環境。分析結果表明，這種遷移對縮小總體收入差距具有較為明顯的積極作用。
表4 按從業人員遷移情況分組測算的泰爾指數及其構成
遷移情況
泰爾指數構成
貢獻率（%）
I(yi)
s(yi)(%)
s(yi)I(yi)/100
沒有離開戶口登記地
0.3035
89.654
0.2721
82.71
離開戶口登記地半年以下
0.1435
2.28
0.0033
1.00
離開戶口登記地半年以上
0.2628
8.07
0.0212
6.44
組內差距合計
0.2966
90.15
組間差距
0.0324
9.85
合計
0.3289
100.00
5、按戶口性質進行的分解。1978年經濟體制改革以前，中國為了實施重工業優先發展的趕超戰略，實行了城市化和工業化偏向的經濟政策，加上採用嚴格的戶籍管理制度限制城鄉之間和地區之間的勞動力流動，這種城鄉分割的二元經濟體製造成了十分嚴重的城鄉差距問題。改革開放以來，雖然戶籍管理制度較計劃經濟時期有所鬆動，但城鄉分割的二元經濟體制的影響並未徹底消除，農業戶口居民在教育、就業上的弱勢地位依然存在，制約了其收入水平的提高。此外，由於長期以來非農業戶口能夠獲得在生活質量較高的城市合法居住的權利，並享受優質的教育和社會保障等權益，收入較高的農村居民也傾向於通過獲得非農業戶口的途徑向城市遷移。因此，非農業戶口居民的收入水平遠高於農業戶口居民，城鄉居民收入差距佔居民收入總差距的26.7%，戶籍性質對收入分配的影響依然嚴重。
表5 按從業人員戶口性質分組測算的泰爾指數及其構成
戶口性質
泰爾指數構成
貢獻率（%）
I(yi)
s(yi)(%)
s(yi)I(yi)/100
農業戶口
0.2494
80.167
0.1999
60.78
非農業戶口
0.2076
19.83
0.0412
12.52
組內差距合計
0.2411
73.30
組間差距
0.0878
26.70
合計
0.3289
100.00
6、按照工作類型進行的分解。建立和完善社會主義市場經濟體制的一條重要途徑就是大力鼓勵個體和私營經濟成份的發展，通過市場競爭改變計劃經濟時期平均主義的收入分配方式帶來的經濟運行效率低下問題。從就業的角度來看，計劃經濟時期形成的以國有和集體單位為主導的二、三產業就業格局已經發生了根本性的改變。在個體工商戶、私營企業中的從業人員已經佔非農業產業從業人員的54.36%，而國有和集體單位的從業人員僅佔非農業產業從業人員的20.39%。表6的分析結果表明，各工作類型組的組內收入差距明顯區分為兩種類型，土地承包者組、機關團體事業單位組、國有及國有控股企業組和集體企業組的組內收入差距明顯的小於個體工商戶組、私營企業組和其他組。在市場經濟條件下，收入水平更能體現出個人能力的高低，適當的收入差距擴大能夠激發人的潛力，提高經濟活動的效率，個體和私營經濟中收入差距的適度拉大活躍了市場經濟行為，對中國經濟的發展起到了促進作用。中國居民收入差距較大最主要的原因是各工作類型的組間差距較大，對總體收入差距的貢獻率達到了54.47%。這種差距深刻反映出當前中國國民收入按工作類型進行分配的收入分配特徵，同時也表明改革以前形成的相對固化的分工體系經過近30年的改革仍未得到根本改變的事實。居民在不同的工作類型之間還不能完全自由流動，特別是農村的土地承包者仍然缺乏從事二、三產業就業的能力和機會，而前往機關團體事業單位和效益較好的大中型國有壟斷行業中就業的可能性更低，不同工作類型之間的收入差異依然較大。
表6 按從業人員工作類型分組測算的泰爾指數及其構成
工作類型
泰爾指數構成
貢獻率（%）
I(yi)
s(yi)(%)
s(yi)I(yi)/100
土地承包者
0.1332
65.94
0.0878
26.70
機關團體事業單位
0.1197
5.09
0.0061
1.85
國有及國有控股企業
0.1394
5.52
0.0077
2.34
集體企業
0.1342
1.43
0.0019
0.58
個體工商戶
0.2351
10.88
0.0256
7.77
私營企業
0.1641
7.64
0.0125
3.81
其他
0.2315
3.51
0.0081
2.47
組內差距合計
0.1498
45.53
組間差距
0.1792
54.47
合計
0.3289
100.00
綜上所述，從按人口特徵分組的收入群體分解可以發現，中年、受過中等教育、在個體或私營經濟中就業的居民之間的收入差距最大，這部分人中既有較早投入市場經濟活動，取得一定成功的個體經營戶和私營企業主，也有剛剛從農業生產中解放出來，從事簡單體力勞動的普通勞動者，他們之間的收入差距擴大是市場經濟發展的必然結果，有利於提高經濟運行的效率，增強了經濟活力。與之相對應，教育程度較低、從事農業生產的收入低且相互之間的收入差距較小，處於低收入平均狀態；而受教育程度較高的非農業戶口，特別是中年以上在國有企業或機關團體事業單位中就業者，他們的收入較高且收入差異較小。導致居民之間收入差距較大的主要原因在於計劃經濟體制下形成的城鄉分割的管理體制、相對固化的就業分工體系以及巨大的機會不平等，這也是目前我國收入分配政策中亟待解決的主要問題。
四、對收入分配差距的回歸分解
基於人口特徵的收入群體分解方法雖然提供了收入不平等在不同的人口特徵組之間的分布，但是由於各人口特徵組的組內收入差異往往受到其他人口特徵的影響，該分解方法不能計算出各人口特徵對總體收入分配差距的影響程度的大小。因此，有必要使用回歸模型來判斷各人口特徵對居民個人收入的影響，進而利用基於回歸方程的的收入來源分解方法計算各人口特徵對總體收入分配差距的貢獻率，找出對總體收入不平等起決定性作用的人口特徵。
收入函數中包含的解釋變量為從重慶市2005年1%人口抽樣調查中獲得的人口特徵變量。定量變量包括年齡和受教育年限；定性變量為性別、遷移情況、戶口性質和工作類型，所有定性變量均使用啞元變量處理。人口性別變量女性為0，男性為1；離開戶口登記地半年以下的遷移變量為0，半年以上為1；農業戶口的戶口變量為0，非農業戶口為1；工作類型變量包括一組變量，當居民工作類型與變量名一致時，該變量為1，否則為0，為避免多重共線性(Multicollinearity)，回歸模型中沒有包括土地承包者工作類型。經過對多種模型形式的估計結果比較，本文選擇僅對年齡變量進行了二次方處理的線形回歸模型估計收入決定函數，估計結果如表7所示。古典線性回歸模型的一個重要假設是擾動項有相同的方差（即同方差假定）。在類似本文所使用的橫截面數據中該假設往往不能滿足，可能出現異方差問題。異方差並不破壞普通最小二乘法(OLS)估計量的無偏性，但在存在異方差的情況下OLS估計量不再是有效的，通常所用的假設檢驗不再可靠，可能得出錯誤的結論。為了避免異方差問題對估計結果的影響，本文使用White異方差檢驗方法(White’s General Heteroscedasticity Test)對所涉及的OLS估計模型進行了異方差檢驗，結果發現估計模型均存在異方差問題，根據OLS估計得到的標準差和t統計量都值得懷疑。作為對OLS估計的修正，本文在估計結果表7中同時報告了White異方差一致(White Heteroscedasticity-consisten)估計的t檢驗值。
表7 收入函數估計值（被解釋變量：個人上月月收入）
估計係數
OLS估計的t檢驗值
White異方差一致估計的t檢驗值
置信度水平
截距項
-187.792
-12.613
-15.018
0.000
年齡
11.258
16.047
19.367
0.000
年齡的平方項
-0.122
-14.710
-17.892
0.000
受教育年限
24.347
36.775
42.994
0.000
性別
89.129
49.682
37.580
0.000
遷移
150.787
32.424
13.674
0.000
戶口
102.645
23.318
16.828
0.000
工作類型
機關團體事業單位
465.231
65.880
55.251
0.000
國有或國有控股企業
482.598
73.439
63.834
0.000
集體企業
309.509
29.852
33.841
0.000
個體工商戶
401.427
89.802
49.024
0.000
私營企業
480.502
95.611
85.858
0.000
其他類型單位
340.695
50.051
41.286
0.000
修正R2
0.257
F值
5927.674***
White異方差檢驗n?R2
295.565***
從估計結果來看，在其他條件相同的情況下，勞動力年齡與個人收入呈倒「U」型關係，收入先隨年齡增長、經驗的積累而增加，當達到一定年齡後逐步下降；受教育年限與個人收入正相關，受教育程度越高的居民平均收入水平也比較高；遷移的非農業戶口男性勞動力的收入水平較其他勞動力高。值得關注的是，工作類型對從業人員個人收入的影響遠大於其他因素，反映出我國現階段收入按工作單位類型分配的經濟轉型期特徵；其中土地承包者的人均收入較其他勞動者低，其次是在集體企業中就業者，在國有及國有控股企業就業的居民與在私營企業就業人員的收入比較接近，為所有勞動者中人均收入最高的。
據測算，本文所涉及的重慶市2005年1%抽樣調查樣本的個人收入基尼係數為0.441，已經超過國際上公認的基尼係數0.4的「警戒值」，反映出一個較高的收入不平等狀況。由於國家統計局未將全國範圍內的基尼係數列入定期公報行列，因此本文無法將重慶市的收入分配狀況與全國水平進行比較，但根據世界銀行公布的2005年中國基尼係數接近0.47的報告，以及趙人偉等(1999)根據中國社會科學院經濟研究所收入分配課題組1995年進行的居民收入抽樣調查計算的全國居民個人可支配收入基尼係數0.452的結論，基本可以斷定重慶市的抽樣調查數據能夠反映當前中國特別是中國西部地區的居民收入分配不平等狀況。
表8 基尼係數的回歸分解結果
個人特徵
對被解釋基尼係數的貢獻率
年齡
0.367
0.0109
0.043
0.000173
0.039%
受教育年限
0.289
0.835
0.219
0.0529
12.00%
性別
0.0709
0.517
0.477
0.0175
3.96%
遷移
0.0185
0.788
0.919
0.0134
3.04%
戶口
0.031
0.925
0.802
0.0229
5.21%
工作類型
0.224
0.986
0.682
0.150
34.12%
個人特徵合計∑COi
0.257
58.37%
0.0813
18.44%
0.103
23.36%
合計
0.441
100.00%
基於回歸方程的收入來源分解結果如表8所示，年齡、受教育年限、性別、遷移、戶口和工作類型6項個人特徵解釋了總體收入差異的58.37%，加上截距項的影響，基本上能夠說明絕大部分的個人收入分配差異。在所有因素中，對總體收入差異影響最大的是工作類型因素，解釋了總體收入差異的34.12%；其次是從業者受教育年限，解釋了總體收入差異的12%，表明工作類型和受教育程度是影響勞動力收入水平和收入差距的重要因素，這與按收入群體分解的結果是一致的。隨著社會的進步，就業制度的障礙正在逐步掃清，工作類型對收入分配差距的影響會降低，勞動力自由隨之加快。中國社會對教育投資的回報正在逐漸提高，受教育程度越高越有機會進入高收入水平的工作崗位。因此，提高人口的平均受教育程度對提高居民收入和減小收入分配差距有著重要作用，特別是通過加強農村基礎教育使更多的農村勞動力有機會走出農村，到城鎮地區從事較高收入的非農職業，對縮小城鄉收入差距有顯著效果。
五、結論
中國的經濟體制改革為經濟高速增長提供了有效的經濟制度保障，同時也意味著激勵機制的改變和分配製度的變化，其結果是勞動者個人收入分配格局的演變和收入不平等的擴大。本文使用目前為止抽樣覆蓋率最高，樣本容量最大的人口統計數據研究了中國居民收入分配的現狀，分別使用基於人口特徵的收入群體分解和基於回歸方程的收入來源分解研究了個人收入差異的結構。研究結果表明，城鄉分割的管理體制、相對固化的分工體系所導致的工作類型差異、以及受教育年限差異造成的收入不平等和機會不平等是現階段從業人員個人收入差距擴大的主要原因。大力發展個體私營經濟雖然在一定程度上也擴大了收入差距，但這種收入差距的擴大能在一定程度上刺激更多的農村勞動力外出務工，有利於消除農村絕對貧困和促進經濟的發展。政府可以從三個方面入手緩解由收入分配差距擴大帶來的社會問題：一是採取切實步驟消除各種阻礙勞動者在地區之間、行業之間、乃至階層之間流動的制度障礙，提高整個社會的流動性，從而縮小由這些制度因素導致的收入差距；二是加強基礎教育，特別是通過加強農村基礎教育使更多的農村勞動力獲得受教育權利上的機會公平，以此來提高農民素質，增強在就業市場上的競爭力，減小絕對貧困人口數量；三是完善社會保障體系，逐步將農村進城務工人員納入到社會保障體系中來，鼓勵低收入者加入到市場經濟活動中來，通過自身努力改變貧窮的面貌。
（來源：重慶市統計局）