從家戶特性變化看中國沿海及內陸城市的所得分配與不均度

從家戶特性變化看中國沿海及

內陸城市的所得分配與不均度

*

唐 正 道

（台灣金融研訓院金融研究所助理研究員）

徐 士 勛

（國立政治大學經濟學系助理教授）

李 紹 瑋

（台灣金融研訓院金融研究所助理研究員）

摘 要

不同於以往文獻上針對中國大陸所得分配與不均度的探討方式，本研究 採用中國大陸 1986 年、1997 年與 2006 年三個年度間的「城市住戶調查」資 料，從家戶特性變化的角度切入，仔細探討沿海區域與內陸區域城市間的家 戶總所得分配變動與差異。為了解區域之間所得分配的差異性，我們除了以 線性迴歸模型估計家戶特性對於家戶總所得的平均影響效果外，也利用分量 迴歸模型深入探討家戶所得在各分量之間的變化。同時，為了能更清楚瞭解 家戶特性在區域間所得分配變動時所扮演的角色，我們進一步採用 Machado and Mata（2005）的方法，泝重建大陸城市家戶所得的邊際分配以及擬真分 配，並據此進行跨區域間所得分配以及不均度的比較。實證結果顯示，我們 所考慮的個別家戶特性，如戶長的性別、婚姻狀態以及所得收入人數等，對 於所得分配的變動皆具有一定的重要性，並且隨著不同年代而有不同影響。 此外，我們也發現，沿海與內陸區域間家戶特性的差異雖然是造成沿海區域 所得不均度較高的原因之一，但此影響已呈現逐年遞減的趨勢。 關鍵詞：_{所得分配、不均度、分量迴歸、擬真分析} * * * * 此論文的主要內容於 2011 年 12 月政治大學「中國大陸區域不均衡發展」會議中以「中國沿海及內陸 城市的家戶特性變化對所得分配與不均度之影響分析」為題發表。作者感謝國立政治大學邁向頂尖大 學計畫的部分經費支持，使本研究得以順利進行；作者並感謝兩位匿名評審提供的寶貴意見。本文的 內容與觀點純屬作者個人研究的結果，不代表其服務機關之意見。

註 泝 Jose A. F. Machado and Jose Mata, “Counterfactual Decomposition of Changes in Wage Distribution Using Quantile Regression,” Journal of Applied Econometrics, Vol. 20, No. 4 (March 2005), pp. 445~465.

壹、前 言

根據世界銀行（World Bank）的統計資料計算，中國大陸的平均經濟成長率從 1980 年代約 9.75%，到 1990 年代略升為 9.99%，2000 年代更高達 10.29%；而這三個 時期世界的平均成長率僅分別為 3.14%、2.74%與 2.71%。沴因此，相較於世界其他國 家，中國大陸的經濟發展在近三十年來確實相當快速。而如同其他已開發或發展中國 家的經濟發展過程，中國大陸高經濟成長所伴隨的所得分配也漸趨不均，如中國國家 統計局何婭（2007）所揭露的全中國所得不均度指標沊－Gini 係數（Gini coefficient），

於 1984 年為 0.24，1994 年攀升至 0.40，2000 年之後就持續維持高於 0.40 的水準，甚 至於 2005 年已達到 0.45 的高度不均。沝因此，與所得分配相關的各式議題在學術研究 上也逐漸受到重視。其中，由於中國大陸的城市經濟發展基本上採取「先沿海後內 陸」的策略，沿海與內陸城市間的所得差異也因此成為主要關注的焦點之一。沀 在研究所得分配的相關文獻中，關於所得分配不均度的計算通常是以家戶總所得

註 沴 “DATABANK,” The World Bank, http://data.worldbank.org/indicator/NY.GDP.MKTP.KD.ZG.

註 沊 何婭，「基尼系數：城鄉歷史政策的解構」，中國國情國力（北京），2007 年第 4 期，頁 23~27。 註 沝 相較於中國的所得不均度變化情況，台灣的 Gini 係數 1980 年約為 0.28，1995 年為 0.31，2010 年為 0.34，以上數據係參考：陳建良，「台灣所得分配變化趨勢之分解」，發表於 2011 總體經濟計量模型 研討會（台北：中央研究院經濟研究所與行政院主計處主辦，2011 年 12 月 5~6 日），頁 1~35；而世 界部分國家 2000 年時的 Gini 係數分別為，瑞典（0.25）、挪威（0.25）、德國（0.28）、西班牙 （0.34）、義大利（0.36）、美國（0.40）與南非（0.57），以上數據係參考：“Human Development Report 2011: Sustainability and Equity Sustainability and Equity: A Better Future for All,” United Nations Development Programme, http://hdr.undp.org/en/media/HDR_2011_EN_Complete.pdf.

註 沀 大致而言，文獻上針對區域所得差異的主要分析面向有二，一為「城市－鄉村（urban/rural），另一則 為「內陸－沿海」（inland/coastal）；如 Kai Yuan Tsui, “China’s Regional Inequality, 1952-85,” Journal of Comparative Economics, Vol. 15, No. 1（March 1991）, pp. 1~21; Ravi Kanbur and Xiaobo Zhang, “Which Regional Inequality? The Evolution of Rural-Urban and Inland-Coastal Inequality in China from 1983 to 1995,” Journal of Comparative Economics, Vol. 27, No. 4（December 1999）, pp. 686~701; Bjorn Gustafsson and Shi Li, “Income Inequality within and across Counties in Rural China 1988 and 1995,” Journal of Development Economics, Vol. 69, No. 1（October 2002）, pp. 179~204; Ding Lu, “Rural-Urban Income Disparity: Impact of Growth, Allocative Efficiency, and Local Growth Welfare,” China Economic Review, Vol. 13, No. 4,（December 2002）, pp. 419~429; Mary-Francoise Renard, “A Pessimistic View on the Impact of Regional Inequalities,” China Economic Review, Vol. 13, No. 4（December 2002）, pp. 341~344; Duangkamon Chotikapanich, D. S. Prasada Rao, Kam Ki Tang, “Estimating Income Inequality in China Using Grouped Data and the Generalized Beta Distribution,” Review of Income and Wealth, Vol. 53, No. 1（ March 2007）, pp.127~147; Barry Naughton, The Chinese Economy: Transitions and Growth （London: MIT Press, 2007）, pp. 1~545; Terry Sicular, Ximing Yue, Bjorn Gustafsson and Shi Li, “The Urban-Rural Income Gap and Inequality in China,” Review of Income and Wealth, Vol. 53, No. 1（March 2007）, pp. 95~128; Shenggen Fan, Ravi Kanbur and Xiaobo Zhang, Regional Inequality in China: Trends, Explanations and Policy Responses（New York: Routledge, 2009）等研究。

做為基礎。其原因是家庭成員往往是以家庭所共有的資源做為決策的相關依據；同 時，政府的諸多稅收或補貼政策，也是以家戶做為徵收或補助的基本單位。由於家戶 總所得與家戶的組成特性（如家庭規模、家庭的收入人口數、戶長的教育及年齡等） 有一定的關連，因此掌握家戶特性在整體社會中的分布狀況，也成為了解所得分配變 化的一個重要面向；相關的立論文獻也可參考曹添旺與張植榕（2000）、管中閔與陳 建良（2010）、D’ambrosio（2001）與 Bourguignon, Ferreira and Leite（2008）等所做 之研究。泞由於中國大陸近三十年來的城市家戶特性已呈現相當的變化，如因一胎化政

策而使家戶規模變小或教育普及而使教育程度增加等，這些家戶特性變動對於沿海與 內陸城市的家戶所得差異的影響，則是本研究所關注的主要議題。

至於探討中國大陸城市家戶所得差異的文獻部分，Kanbur and Zhang（1999）首先 使用 1983 年至 1995 年之間大陸國家統計年鑑中的地區級統計數據，直接將 Theil 指數 針對其構成的來源進行拆解，進而歸納出沿海以及內陸地區家戶所得不均度的差異在 此段期間中有加劇的趨勢。Meng（2004）則是根據中國社科院於 1988、1995 及 1999 三個年度的調查數據對城市的家戶所得不均度進行線性迴歸分析。泀其結果指出，城市 家戶所得不均度在所分析的期間中顯著地增加，其中，在比較溫和的經濟改革階段 （1988-1995 年），地區間的差異是導致所得不均度上升的主要原因，而在比較劇烈的 改革階段（1995-1999 年），不均度的增加主要來自於所得分配中低收入家戶的比例大 幅提高。值得注意的是，上述的文獻雖一定程度指出了中國大陸城市家戶所得的變化 趨勢及可能成因，然而卻也受限於所採用的模型設定而存在部分分析上的限制。其 中，Kanbur and Zhang（1999）的所得不均度拆解法一次僅能針對單一因素（如性別） 進行分類，並無法同時控制其他因素（如能力或年齡等）的間接或直接影響，以致綜 合比較這些單一因素的拆解結果時可能產生偏誤；而在 Meng（2004）的線性迴歸模型 分析中，由於建構在條件均數（conditional mean）的設定下，因此無法呈現各家戶在 各個不同所得水準下（如高所得與低所得家庭）的不同影響。此外，上述的研究也無 法更進一步區分所觀察到所得分配的改變是來自於所考慮因素自身分配的改變，還是 由於該因素對所得的影響產生變化所致。 為 了 彌 補 現 存 大 陸 家 戶 所 得 差 異 性 研 究 上 的 不 足 ， 萬 定 山 （ 2005） 因 此 依 循 Bourguignon, Ferreira and Leite（2008）前期的文稿引入了擬真分析（counterfactual

註 泞 曹添旺、張植榕，「台灣家庭高低所得階層屬性分布與所得分配」，行政院國家科學委員會研究彙 刊：人文及社會科學，第 10 卷第 3 期（2000 年 7 月），頁 344~361；管中閔、陳建良，「台灣所得分 配的變動：1980-2005」，李誠主編，險渡金融海嘯：台灣經濟未來該怎麼走？（台北：天下文化出版 社，2010 年），頁 106~131；Conchita D’ambrosio, “Household Characteristics and the Distribution of Income In Italy: An Application of Social Distance Measures,” Review of Income and Wealth, Vol. 47, No. 1 （March 2001）, pp. 43~64; Francois Bourguignon, Francisco H. G. Ferreira and Phillippe G. Leite, “Beyond Oaxaca-Blinder: Accounting for Differences in Household Income Distributions,” Journal of Economic Inequality, Vol. 6, No. 2（June 2008）, pp. 117~148.

註 泀 Xin Meng, “Economic Restructuring and Income Inequality in Urban China,” Review of Income and Wealth, Vol. 50, No. 3（September 2004）, pp. 357~379.

analysis）的觀點。所謂的「擬真分析」，指的是兩個群體間的資料進行比較時，須在 「可比較的基礎上比較（compare the comparable）」。洰萬定山（2005）根據家戶個人的

選擇行為去估計個人的工資函數、勞動參與選擇以及相關人口結構等效果的係數，並 進而以模擬的方式得出家戶所得的擬真分配（counterfactual distribution），再據此進行 跨年度所得分配不均度的設算及分析。該文推論，在 1988-1999 年之間，所得分配跨 年度的變化主要來自於決定所得方程式的係數效果（price effect），其中特別是區域 （ 省 ） 以 及 人 力 資 本 的 報 酬 影 響 最 為 顯 著 。 但 值 得 注 意 的 是 ， 該 文 所 承 襲 的 Bourguignon, Ferreira and Leite（2008）做法中因各類所得收入方程式係數的估計相對 複雜而須額外做不少簡化的假設；同時，他們的分析還是基於均數迴歸的架構，無法 分析所得分配各分量（quantile）間的差異，因此在應用上仍會有所侷限。 不同於以往文獻上針對中國大陸所得分配與不均度的探討方式，本文的研究除了 先透過條件均數的線性迴歸分析來了解家戶特性對於中國大陸沿海及內陸城市所得的 影響，並輔以文獻上常用的 OB 拆解（Oaxaca-Blinder Decomposition）在均數上探討所 得差異的來源外，同時更深入了解影響各家戶所得分量之間的變化，以及進一步區隔 所 得 分 配 的 改 變 是 來 自 於 家 戶 特 性 本 身 結 構 的 變 化 （ 文 獻 上 或 稱 為 composition effect）或是家戶特性所對應的所得增加率發生變化（此即文獻上熟悉之 price effect）。 為了達到此目標，我們採用了 Machado and Mata（2005）於條件分量迴歸（conditional quantile）線性模型設定下所提出的分析方法，亦即利用不同分量下的參數估計與自體 重複抽樣（re-samplig）的方式重建對應分配與擬真分配。這個分析架構的好處是，一 旦重建分配以及擬真分配得以確立，傳統的 OB 拆解將可推廣應用於涉及整體分配訊 息之統計量的變化（如 Gini 係數），而非僅止於均數上變動的討論。由於 Machado and Mata（2005）的方法相較於文獻上其他方法，具有一定的合理性與便利性，因此已有 許多後續文獻在類似的架構上進行分析，如 Albrecht, Bjorklund and Vroman（2003）、 Autor, Katz and Kearney（2008）、Melly（2006）與 Heinze（2010）等。泍本研究也將在

這樣的架構下進行所得不均度的探討。 本文其餘部分安排如下：在第貳部分簡單介紹中國近三十年來城市經濟發展進 註 洰 例如，在比較不同時間的所得分配時，我們會將名目所得依照某一基期物價水準進行調整，以反應真 正實質所得的變化；同樣地，當探討家戶特性對不同區域之間家戶所得分配的影響時，我們也應設法 固定不同地區之間的家戶特性，並以此做為分析比較的依據。萬定山，「中國城市居民收入分布的變 化：1988－1999 年」，經濟學季刊（北京），總第 18 期（2005 年），頁 45~66。

註 泍 James Albrecht, Anders Bjorklund and Susan Vroman, “Is There a Glass Ceiling in Sweden?,” Journal of Labor Economics, Vol. 21, No. 1（January 2003）, pp.145~177; David H. Autor, Lawrence F. Katz and Melissa S. Kearney, “Trends in U.S. Wage Inequality: Revising the Revisionists,” The Review of Economics and Statistics, Vol. 90, No.2（ May 2008）, pp.300~323; Blaise Melly, “Estimation of Counterfactual Distributions Using Quantile Regression,” Discussion Paper of University of St. Gallen, http://www.sgvs.ire. eco.unisi.ch/papers/Melly_SGVS06.pdf; Anja Heinze, “Beyond the Mean Gender Wage Gap: Decomposition of Differences in Wage Distributions Using Quantile Regression,” ZEW Discussion Paper No. 10-043, http://ftp.zew.de/pub/zew-docs/dp/dp10043.pdf.

程，及本文所使用的資料與其基本特性，並於第參部分中詳細分析實證結果。最後， 我們於第肆部分中總結本文的研究並提出相關討論。至於所得分配的建構、估計與抽 樣等計量分析方法則整理於附錄中。

貳、城市經濟發展進程與資料分析

一、城市經濟發展進程

中國大陸自 1978 年中共十一屆三中全會由鄧小平確定改革開放路線，並採取了 「走向海洋」的不均衡「梯度」發展策略後，中國的城市經濟體制便揚棄了毛澤東時 期的「均衡發展」路線而逐漸轉型。其中，更於 1980 年設立了深圳、珠海、汕頭與廈 門四個東南沿海城市為經濟特區以吸引港澳台與外商資金投入；而 1984 年所頒布的 《關於經濟體制改革的決定》，更確立了發展城市經濟為其改革的主要方針。1992 年 鄧小平南巡後，就逐漸讓大陸以往的「計畫經濟」體制走入歷史，而以所謂的「社會 主義市場經濟路線」取而代之。也因此中國從 1993 年之後，面臨了另一階段的市場經 濟改革，不但許多較為劇烈的改革措施在此階段得以推行，也為之後大陸城市經濟的 發展奠定了相當根基。1990 年代末期，基於「區域平衡」發展，中國政府也逐漸將發 展規畫從（東南）沿海延伸至各地；如 2000 年「十五計畫」中開始執行「西部大開 發」政策而對重慶、西安等西部主要城市進行重點開發，2003 年針對遼寧、吉林與黑 龍江省而提出的「振興東北」計畫，與 2006 年針對山西、河南等六省而執行的「中部 崛起」計畫等；相關的大陸重要經濟政策轉變，在文獻上已有諸多整理與討論，可參 考如 Naughton（2007）、林祖嘉（2011）或陳小紅（2011）等研究。泇可想而知，這些 政府經濟發展政策的制定與轉變，勢必對中國大陸各城市的所得分配及所得不均度產 生一定的影響與變動。

二、資料來源

在本研究中，我們所採用的主要數據是中國大陸國家統計局的「城市住戶調查」 （Urban Household Survey，UHS）。沰城市住戶調查是一項以蒐集城市居民家庭社會

經濟統計資料為目的之綜合性社會調查，因此該調查以城市住戶為對象，藉由兩階段 分層抽樣調查方法來了解城市居民家庭人口、就業、收入、消費、儲蓄、商品需求、 註 泇 林祖嘉，「經濟發展與結構調整」，王振寰、湯京平、宋國誠主編，中國大陸暨兩岸關係研究（新北 市：巨流圖書股份有限公司，2011 年），頁 112~142；陳小紅，「區域與城市經濟」，王振寰、湯京 平 、 宋 國 誠 主 編 ， 中 國 大 陸 暨 兩 岸 關 係 研 究 （ 新 北 市 ： 巨 流 圖 書 股 份 有 限 公 司 ， 2011 年 ） ， 頁 144~170。 註 沰 中國大陸對於城市居民的家計調查始於 1956 年，當時稱為「職工家計調查」；1985 年，中國大陸的 「職工家計調查」正式更名為「城市住戶調查」，調查的範圍與指標也開始朝制度化方向發展。

住房、教育等多方面的社會經濟情形；泹中國大陸並以此資料為基礎製作總體的統計數 據並出版於每年度的中國統計年鑒當中。泏我們在此調查中選取十個具代表性的省份或 直轄市，包括東部地區的北京市、遼寧省、江蘇省與廣東省，中部地區的湖北省、安 徽省與山西省，以及西部地區的四川省、重慶市及甘肅省，泩並藉此分析中國大陸沿海 以及內陸城市家戶所得分配的差異。在這十個省份中，北京市、江蘇省、廣東省屬於 沿海區域發展較快的城市組別，其餘七個省份（直轄市）則屬於內陸區域城市組別。 為了能先對這幾個省份在這三十年來的發展態勢有初步的瞭解，我們首先在圖 1 中整 理出了 1980 年到 2010 年間，這幾個沿海城市與內陸城市的平均經濟成長率，並與世 界及中國大陸的成長率相比較。泑 圖 1 1980-2010 年世界、中國大陸、沿海與內陸區域城市的平均經濟成長率（%） 資料來源：本研究整理。 註 泹 「城市住戶調查」採取的是兩階段分層抽樣方法，第一階段依據城市（含縣城）人口選定欲抽樣的地 級市，第二階段則在抽中的地級市內再依不同的居住地區隨機抽取家戶調查，調查樣本每年輪換三分 之一，詳細的抽樣方法介紹可參照中國大陸官方所出版的統計年鑒。另外，此調查僅針對擁有戶口的 家戶進行，不具戶口的農民工並未被納入調查範疇。 註 泏 在研究中國大陸所得分配或是工資收入的文獻中，另一個常被學者使用的數據來源為中國社會科學院 的「中國家庭收入調查」（Chinese Household Income Project, CHIP）。CHIP 所包含的資訊比 UHS 更 廣，比如受調查戶的政黨屬性、就業狀況變化，以及人口遷移資訊的蒐集等，但其所涵蓋的省份不若

UHS全面，且調查的年份也較為有限。

註 泩 此三大經濟行政區域的發展區位劃分始於中國大陸的 1986 年所通過的「七五規畫」。另外，重慶市雖 然於 1997 年之前為四川省的省級城市，但在本文旨在比較沿海與內陸區域城市的分析架構下，此一行 政區域的重劃並不會對本文研究造成影響。此外，這十個省市的資料選取也與 Ying Chu Ng, “Gender Earnings Differentials and Regional Economic Development in Urban China, 1988-97,” Review of Income and Wealth, Vol. 53, No.1（March 2007）, pp.148~166. 分析 1993 年至 1997 年的選取省市相同。 註 泑 這十個省份的經濟成長率由 CEIC 中國總體經濟資料庫所蒐集，而世界及中國大陸的成長率則為世界

根據圖 1 的結果，基本而言，我們可以發現在 2007 年以前，沿海區域城市的平均 成長率均高於內陸區域城市，但 2007 年之後內陸城市經濟成長則些微超越沿海城市。 這大致反映了我們於前言中所述，中國「先沿海後內陸」的城市經濟發展軌跡。再 者，這兩區域城市的平均成長率都遠高於中國大陸全國的成長率。其中，1990 年代最 大差距約為 15%，2000 年之後也大概都維持了 5%左右的經濟成長率差距。這約略顯 示了，中國城鄉間的不均衡發展近十年雖已有相當改善，但仍存在不小的差距。 在後續的分析中，針對沿海區域與內陸區域城市中的家戶所得與家戶特性資料， 我們採用了「城市住戶調查」中 1986、1997、2006 三個年度的數據資料進行分析。其 中，各年度資料中觀察家戶總數分別共有 5,187、6,300 與 10,803 戶，而相對應的沿海 （內陸）區域城市家戶比例分別為 34.59%（65.41%）、30.16%（69.84%）與 39.68% （60.32%）。

三、變數處理方式

針對「城市住戶調查」中的家戶資料，我們以下將簡單說明在此研究中所採用的 變數定義與處理方式。首先，在計算家戶總所得時，依據中國大陸官方的記載名稱， 我們使用的（名目）所得變數主要構成項目如下： 家戶總所得＝工資性收入＋經營性收入＋財產性收入＋移轉性收入。 其中，家戶總所得的計算並未納入借貸收入，且各變數皆為年度之名目貨幣收入。 在計算出大陸城市家戶的（名目）家戶總所得後，我們繼以 1986 年為基期，將該 年度的消費者物價指數（Consumer Price Index, CPI）令為 100，並對其他兩個年度的 所得進行平減，以計算各年度相對應的實質所得。其中，1997 年與 2006 年的城市消 費者物價指數經換算後分別為 333.34 與 353.45。炔 另一方面，關於家戶特性的變數選取，我們選取了文獻上的常用變數，如（經 濟）戶長的年齡、性別、教育程度、婚姻狀態，以及家戶規模和所得收入人數等變 數。炘其中，在資料的記錄上，女性與已婚戶長的虛擬變數分別設定為 1，而戶長教育 程度則轉換成相對應的受教育年數，轉換方式如下：未受小學教育者之年數為 0、小 學程度之年數為 6、初中之年數為 9、高中以及中專年數為 12、大學專科年數為 15、 大學本科年數為 16，而研究生的年數則為 18。 註 炔 大致而言，學術上對於中國大陸官方消費者物價指數的設算，一般咸信在 1985 年之後的數據，方值得 信賴。可參考 Barry Naughton, The Chinese Economy: Transitions and Growth, pp. 1~545 所述。此外，當 進行區域間實質所得差異比較時，另一個可行的處理方式為直接將各省（市）所得以各自的物價指數 進行平減。但是因為在我們可取得的資料中，各省（市）之間的物價指數在這些年度差異並不大，因 此我們在分析中就直接以各年度中國大陸的城市 CPI 進行相關的平減程序。

註 炘 中國大陸城市住戶調查中對於戶長的界定和台灣行政院主計總處對於戶長的定義相似，乃以家庭經濟 的主要支撐者做為戶長，即一般所謂的「經濟戶長」，其不必然是戶籍長或是家庭中的年長者。

值得一提的是，在本研究中，我們並未採取「可支配所得」作為計算所得分配不 均度的依據。其原因有二：其一主要在於中國大陸國家統計局對於可支配所得的定 義，在過去這二十年間不斷地微調，仍未有一致的依循。舉例而言，在中國國家家統 計局城市社會經濟調查總隊 1996 年公布的〈中國城市住戶調查手冊〉中，可支配所得 定義是將家戶所得減去個人所得稅以及記帳補貼；但在 1986 年份的城市住戶所得調查 問卷中，並無繳稅支出的選項，炅另外 2006 年的可支配所得的定義，又修正增加了個 人繳交社會保障支出作為所得減項。另一個原因則為，當仔細檢視相關數據，個人所 得稅以及記帳補貼的平均值皆不及家戶平均所得的 0.5%，因此家戶所得與可支配所得 之間的差距並沒有想像中的大。綜合上述，本文在後續分析中將略去不計這些項目， 直接以前述定義之「家戶總所得」為主。炓

四、沿海及內陸城市的實質總所得與家戶特性概況

根據上述所得資料的處理說明，我們可以分別計算沿海與內陸區域城市中每一家 戶的實質總所得，並與相對應的家戶特性之敘述統計量整理於表 1 中。從表 1 中的結 果我們可以發現，平均而言，沿海區域城市的家戶總所得在各年度皆高於內陸城市； 在 1986 年，沿海與內陸城市家戶所得的比例是 1.33，但 1997 年以及 2006 年，此一比 例已分別增加至 1.87 及 1.61。在戶長年齡方面，沿海城市在三個年度中平均戶長年齡 都高於內陸，且標準差的結果也約略顯示沿海城市的戶長年齡分布都較為分散。但 是，沿海與內陸城市間的差距不論在平均數或是標準差於 2006 年時已經相當接近。而 在沿海區域城市家戶中，女性戶長的比例在 1986 年以及 1997 年皆低於內陸城市，但 於 2006 年，則稍高於內陸區域城市。整體而言，不論是沿海或是內陸城市，女性戶長 的比例隨著時間的演變而明顯降低，2006 年已有超過 70%的經濟戶長都是男性。這樣 的結果顯示，雖然婦女的工作機會在中國這幾年的城市經濟發展過程中已大幅改善， 但從家戶的觀點切入，男性在家庭經濟上支撐的角色相較於女性仍占優勢且逐漸擴 大。在戶長的教育程度方面，各年度沿海區域城市的均數與標準差雖然皆高於內陸城 市，但差距並不大。平均而言，1997 年後這些城市的戶長已大多具有高中學歷。除此 之外，兩區域在家庭戶長婚姻狀態的差異也不明顯，但 2006 年的已婚比例稍比 1997 年為低。至於沿海及內陸城市的家戶規模則呈現逐年縮小的態勢，平均規模從 1986 年 註 炅 中國大陸《個人所得稅法》雖於 1980 年起頒布實施，但直到 1993 年對於該法第一次修正之後，徵收 制度才逐漸法制化並開始於城市住戶所得調查問卷中紀錄該選項。也因此，於 1986 年的調查中，並沒 有繳稅支出的選項紀錄。為了跨年資料分析的一致性，此文章的研究將逕以家戶所得為主要分析對 象，而不計算扣稅之後的家戶可支配所得。

註 炓 在 Klaus Deininger and Lyn Squire, “Economic Growth and Income Inequality: Reexamining the Links,” Finance and Development, Vol. 34, No. 1（March 1997）, pp. 38~41 研究當中，其認為所得分配的建構應 包含工資以及非工資收入等各類型的收入來源，而不應侷限於可支配所得（或應納稅所得）。因為許 多低收入家戶而言，其收入來源往往和家庭副業生產等非工資來源類別密切相關，若僅以可支配所得 （或應納稅所得）計算所得不均度等測度，將可能得到較高不均度的推論。

表 1 各年度沿海及內陸城市家戶特性基本統計與 Gini 係數 1986 沿海區域 內陸區域 家戶特性 平均數 標準差 平均數 標準差 家戶年度實質總所得 4288.3570 1759.2580 3228.2690 1073.5800 戶長年齡 44.4811 11.4849 40.6416 10.4681 戶長性別（女性＝1） 0.3724 0.4836 0.4497 0.4975 戶長教育程度 9.9576 3.4165 9.7294 3.0589 婚姻狀態（已婚＝1） 0.8986 0.3020 0.9216 0.2688 家戶規模 3.6617 1.1151 3.6686 1.0319 所得收入人數 2.1683 0.9432 2.1185 0.7947 Gini係數 0.2127 0.1793 觀察值數目 1794 3393 1997 沿海區域 內陸區域 家戶特性 平均數 標準差 平均數 標準差 家戶年度實質總所得 8105.5410 5207.9530 4326.1230 2087.3250 戶長年齡 47.7137 11.2094 45.4582 11.1893 戶長性別（女性＝1） 0.2974 0.4572 0.3552 0.4786 戶長教育程度 11.2563 3.0563 11.1375 2.8823 婚姻狀態（已婚＝1） 0.9511 0.2158 0.9405 0.2367 家戶規模 3.2426 0.8571 3.1459 0.7901 所得收入人數 2.3732 0.7557 2.2105 0.6758 Gini係數 0.3008 0.2455 觀察值數目 1900 4400 2006 沿海區域 內陸區域 家戶特性 平均數 標準差 平均數 標準差 家戶年度實質總所得 13629.6900 9697.6140 8487.4580 4902.4480 戶長年齡 50.1929 12.0222 49.7606 11.7644 戶長性別（女性＝1） 0.2734 0.4457 0.2716 0.4448 戶長教育程度 11.7070 3.1601 11.6888 3.1033 婚姻狀態（已婚＝1） 0.9277 0.2590 0.9303 0.2546 家戶規模 2.9851 0.8805 2.9133 0.7948 所得收入人數 2.3427 0.7470 2.2291 0.6739 Gini係數 0.3533 0.2941 觀察值數目 4287 6516 資料來源：本研究整理。 超過三位家庭成員降低到 2006 年的低於三位成員。再者，除 1997 年沿海城市的平均 家戶規模大於內陸城市外，沿海城市在其餘兩個年度都維持較小的平均規模，但是彼 此間的差異也不大。最後，關於所得收入人數方面，不論哪一個年度，沿海城市皆略

高於內陸城市，這隱約顯示了在類似的家戶規模下，沿海城市平均而言仍可能存在較 多的工作機會。值得一提的是，這些「城市住戶調查」中的家戶特性所呈現跨年度的 趨勢變化大約與根據其他調查資料的分析結果類似，如 Meng（2004）及 Gao and Zhai （2010）以中國社科院「中國家庭收入調查」（CHIP）所做的分析結果。炆

五、所得分配與不均度

為了進一步觀察兩區域城市在各年度的所得分配可能變化，我們首先比較經排序 後，兩區域在各所得分量下所對應的家戶實質總所得差距如圖 2 所示。 圖 2 各年度沿海與內陸區域的所得分量差距 資料來源：本研究整理。

註 炆 Qin Gao and Fuhua Zhai, “Demographic Changes and Household Income in Urban China 1988-2002,” Journal of Asian Public Policy, Vol. 3, No. 1（March 2010）, pp.18~36.

由圖中可以發現，家戶所得的成長幅度和所得分配呈正向相關，家戶所得隨著所 得分配中分位數的成長而逐漸擴大，而且越是接近所得分配的右端（90%、95%、 99%），沿海以及內陸城市的差距越大；反之，在小於 10%的低所得家戶部分，各年度 沿海以及內陸城市之間的變動並不大。此外，1986 年沿海及內陸家戶所得差距，明顯 地低於 1997 年以及 2006 年的差距。此外，我們也進一步根據此實質總所得分配，計 算出各年度兩區域城市的家戶所得不均度－Gini 係數。我們將結果整理於表 1 中各年 資料的最後一欄。由結果我們首先可以看出，不論沿海或內陸區域城市的所得分配都 在逐年惡化中，沿海的 Gini 係數已在 1997 年超過 0.3，而內陸區域也在 2006 年接近 0.3。再者，不論那個年度，沿海城市的 Gini 係數均較內陸城市高 0.04 至 0.06 左右， 其中，三個年度內陸與沿海城市 Gini 係數的差距分別為 18.6%、22.5%，以及 20.1%。 雖然，此結果顯示 2006 年兩區域的所得分配不均不若 1997 年惡化，但其差距仍然不 小。 為了進一步了解各年度沿海及內陸城市間家戶實質所得的分配變動狀況，我們將 所得標準化（家戶所得減去平均所得後除以家戶所得的標準差）後再進行比較；各年 度標準化後的所得分配如圖 3 所示。從圖 3 中我們可發現，不論在 1986 年、1997 年 或是 2006 年，當標準化後的家戶所得的分配由內陸變化至沿海城市時，整體分配急遽 的集中於平均所得水準附近，尤其在 1997 年最為明顯；此外，各年度中，沿海及內陸 城市在分配右尾上較為接近，但是在分配左尾的部分，三個年度沿海城市的分配也較 內陸城市要來得往內縮，亦即沿海城市低所得水準的家戶比例要比內陸城市少。然 而，儘管多數的沿海城市家戶所得集中於平均值附近，我們從表 1 中 Gini 係數的計 算，仍可觀察到城市家戶所得的不均度高於內陸城市家戶，這約略顯示大陸沿海地區 城市所得不均度惡化的主要原因，可能在於沿海城市中高所得家戶所擁有的財富占整 體總和比例過高所致；亦即沿海城市較高的所得不均度，是因富者越富，而非窮者越 窮。 綜合上述資料的分析結果，我們初步認為，上述沿海以及內陸城市的家戶所得以 及平均家戶特性的差異，可能仍是中國大陸各地區先後有別的發展過程中，所帶來的 社會人口和經濟環境變遷所致。如同第貳部分第一大點中的介紹，中國大陸的經濟發 展，1980 年代初期以開放沿海地區發展來帶動全國經濟增長，並因此由南北依序成就 了珠江三角洲、長江三角洲與環渤海灣等城市區的長遠發展。然而，偏重沿海地區的 發展策略卻也逐漸擴大內陸地區與東部地區間的經濟環境差距。基於均衡發展的考 量，中國大陸於 1999 年開始進行「西部大開發」規畫，2002 年實施「振興東北」計 畫，並於 2004 年喊出「中部崛起」的口號，希冀能藉由各規畫逐步縮短各地區間經濟 上的發展差異。但數十年來偏重沿海發展策略的結果，對於沿海以及內陸城市之間的 經濟環境以及家庭特徵分布狀況，其實已經在本質上產生相當程度的影響和變化。

圖 3 各年度沿海（虛線）與內陸地區（實線）標準化後的所得分配

資料來源：本研究整理。

參、實證結果分析

在 此 節 中 ， 我 們 將 分 別 估 計 相 對 應 的 線 性 迴 歸 模 型 與 分 量 迴 歸 模 型 ， 並 以 Machado and Mata（2005）方法建構重建分配、擬真分配與各式 OB 拆解。炄值得注意

的是，我們在估計線性迴歸與分量迴歸模型是針對「取對數後的家戶總所得」進行分 註 炄 關於分量迴歸線性模型的設定以及與前述文獻相關的實證操作與抽樣方式，請參考附錄中說明。 （a）1986年標準化後的所得分配。 （b）1997年標準化後的所得分配。 （c）2006年標準化後的所得分配。

析，因此，每個家戶特性相對應的迴歸係數可以解釋為該特性的所得增加率（或所得 報酬率）。此外，後續的條件均數或條件分量的 OB 拆解也都將以「取對數後的家戶 總所得」為主。然而，當我們進一步建構「取對數後的家戶總所得」的重建分配與擬 真分配後，若要和原所得分配的 Gini 係數比較，則必須再將所抽樣出的「取對數後的 家戶總所得」進行指數轉換後方能比較。

一、線性迴歸與 OB 拆解

（一）線性迴歸結果分析 我們首先利用線性迴歸模型來分析各年度沿海與內陸區域家戶特性對於「取對數 後的家戶總所得」的解釋能力。考慮區域R的模型如下： , , , 1 , ) ( ) ( ) ( ) ( _{x s N} y R s R s R R s =β ′ +ε = K 其中， (R) s y 為取對數後的家戶總所得， (R) s x 為所考慮的家戶特性，β(R)為對應的所得 增加率參數，而 (R) s ε 則代表模型誤差項。估計結果如表 2 所示。 表 2 線性迴歸模型估計結果 1986 1997 2006 解釋變數 內陸區域 沿海區域 內陸區域 沿海區域 內陸區域 沿海區域 戶長性別（女性＝1） 0.0717 0.0500 0.1414 0.2091 0.0703 0.1241 （0.000） （0.001） （0.000） （0.000） （0.000） （0.000） 戶長年齡 0.0041 0.0036 0.0031 -0.0004 0.0033 0.0016 （0.000） （0.000） （0.000） （0.676） （0.000） （0.064） 戶長教育年數 0.0223 0.0215 0.0371 0.0511 0.0649 0.0911 （0.000） （0.000） （0.000） （0.000） （0.000） （0.000） 家戶規模 0.0256 0.0538 -0.0250 0.1074 0.0263 -0.0361 （0.000） （0.000） （0.000） （0.000） （0.009） （0.009） 所得收入人數 0.2226 0.1903 0.2913 0.1732 0.2503 0.3542 （0.000） （0.000） （0.000） （0.000） （0.000） （0.000） 婚姻狀態（已婚＝1） 0.0414 0.0622 0.1996 0.2439 0.2156 0.2705 （0.024） （0.010） （0.000） （0.000） （0.000） （0.000） 常數項 7.0029 7.2308 6.9134 7.2450 7.1156 7.1420 （0.000） （0.000） （0.000） （0.000） （0.000） （0.000） R2 0.3563 0.3764 0.2579 0.2628 0.2213 0.2930 樣本數 1794 3393 1900 4400 4287 6516 說明：括弧內的數字為該參數估計所對應之 t 統計量（t statistic）的 P value, R2_{為調整後的判定係數。} 資料來源：本研究整理。

根據表 2 的估計結果，我們大致可以發現，除了所得收入人數外，女性戶長與已 婚狀態對於兩區域城市的家庭總所得的影響最大且為正向影響。其中，在 1997 年和 2006 年兩個年度，沿海區域中女性戶長對家戶所得的貢獻效果皆要比內陸區域來得 大。對於女性已婚戶長可能存在經濟上的優勢現象，文獻上一般認為此趨勢來自於女 性的已婚經濟戶長通常具有較高的教育水準及較好的工作，因此相較於男性（或未 婚）戶長對家庭總所得有更大的貢獻；如 Meng（2004）及 Gao and Zhai（2010）等研 究所推論。其中，Meng（2004）於研究中國大陸城市的貧窮問題時即指出，女性戶長 的家庭，其收入較不易落入貧窮線之下。另外，值得注意的是，表 2 的迴歸分析結果 僅是歸納出家戶中經濟戶長的性別在控制了其他的解釋變數後對於家戶總所得的影 響，我們並無法進一步延伸推論出「女性勞動者收入會高於男性」的結果，因此並不 與一般認為大陸女性普遍的工資收入要較男性來得低的結果相違背。炑其主要原因為， 我們考量的是家戶的總所得（其可能包含夫妻雙方的所得收入），而非勞動者性別對於 各自薪資的變化影響。再者，若單純從勞動者薪資的角度觀之，相較於全體的女性工 作者，這些女性的經濟戶長可以看做是一群偏誤的樣本（其通常具有較高的教育水準 與較好的工作），因此其對於所得有較高貢獻的結果也自然無法推論至全體勞動者樣 本。另一方面，教育年數對於總所得具有正向影響且其影響逐年遞增，這樣的結果也 大致和文獻上以條件均數迴歸分析所得到的結果一致；如 Card（1999）。炖 至於在戶長年齡部分，我們發現年齡對於家戶所得的影響趨近於零。一般而言， 在研究工資的文獻中，年齡常用來當做估計受僱者經驗的重要變數，而文獻也顯示出 經驗越高者，其工資收入也越高，但顯然在家戶特性的分析架構下，戶長年齡對於家 戶所得的貢獻度不若其他家戶特性明顯。 其次，有關於 1986 年與 1997 年家戶的規模以及所得收入人數對於家戶總所得的 影響結果差異，我們認為很可能與中國大陸對於家戶各種租房、教育以及醫療等的補 助（包含糧票）政策改變有關。在 1980 年代時，這些移轉性的收入仍是由政府進行發 放，但是從 1990 年代初期開始，這些補助制度隨著中國大陸發展市場經濟制度的確立 而逐步廢除，並且轉由企業雇主（國有經濟單位、集體經濟單位，或是其他）對於單 位內職工的各項津貼補助來取代。這樣的制度轉換最主要差異在於，之前由官方發放 補助時，是依照家戶之戶口數（即家戶規模）來決定補助額的多寡，但雇用單位發放 津貼補助則只給予受僱者（即有所得收入者）。 因此，上述移轉性收入制度因素的轉換可能導致家戶規模對於所得的影響效果在 80 年代中期較大，而 90 年代中期則變小；相對地，所得收入人數的所得的貢獻效果 90 年代中期應比 80 年代為大。從表 2 中內陸城市的估計結果，我們發現內陸城市的

註 炑 相 關 研 究 如 Haoming Liu, “Economic Reforms and Gender Inequality in Urban China,” Economic Development and Cultural Change, Vol. 59, No. 4（July 2011）, pp.839~876.

註 炖 David Card, “The Causal Effect of Education on Earnings,” in Orley Ashenfelter and David Card eds., Handbook of Labor Economics（Amsterdam: Elsevier Science, 1999）, pp.1801~1863.

家戶規模對於所得的增加率，從 1986 年的 2.56%，降為 1997 年的-2.50%，而內陸城 市的所得收入人數對於家戶所得的影響，則從 1986 年的 22.26%，升高為 1997 年的 29.13%；大致符合移轉性收入制度轉換後的影響推論。但是在沿海城市部分，則並未 出現直接反應此移轉性收入制度轉換後的結果，這也顯示出了內陸以及沿海城市在影 響所得分配變化因素上可能存在的差異性。 最後，值得一提的是，表 2 中所呈現各年各區域的調整後判定係數皆為 0.22~0.37 之間。雖然不高，但是與一些分析中國大陸收入的相關文獻中的類似迴歸分析結果相 去不遠，如 Meng（2007）、Bargain（2009）與 Chi, Li and Yu（2011）。炂

（二）條件均數的 OB 拆解 根據前述的簡單線性迴歸估計結果，我們可以進一步利用所得到的估計值βˆ 及樣 本的平均數y 與x進行在條件均數上的 OB 拆解： , ) ˆ ˆ ( ) ( ˆ( ) ( ) () ( ) () () ) ( ) (c _yi c _x c _xi c i _xi y − =β ′ − + β −β 其中，上標i代表內陸而c則為沿海區域。等號左邊是兩區域的平均「取對數後的家戶 總所得」差距，等號右邊拆解的第一項為其他條件不變下，僅因內陸區域

i

與沿海區域 c的平均家戶特性變動而所造成平均家戶所得的改變；而第二項則描繪了固定在內陸 區域i的平均家戶特性下，但所得增加率參數從內陸區域i轉變為沿海區域c時而造成 平均家戶所得的變化，亦可稱之為在相同平均家戶特性下，兩區域的家戶總所得因所 處區域不同而存在的平均差異程度。各年度的 OB 拆解結果如表 3 所示。 表 3 條件均數的 OB 拆解 年份 y (c) y(i) y −(c) y(i) _βˆ(c)'

(

_x(c)_−x(i)

)

(

_βˆ(c)_−βˆ(i)

)

_x(i) 1986 8.2903 8.0238 0.2665 0.0227 （8.52%） 0.2438 （91.48%） 1997 8.8536 8.2718 0.5818 0.0342 （5.88%） 0.5476 （94.12%） 2006 9.2931 8.8923 0.4007 0.0394 （9.83%） 0.3613 （90.17%） 說明：括弧內的數字為拆解值占y −(c) y(i)的差異比例。 資料來源：本研究整理。

註 炂 Xin Meng, “Wealth Accumulation and Distribution in Urban China,” Economic Development and Cultural Change, Vol. 55, No. 4（July 2007）, pp. 761~791; Olivier Bargain, Sumon Kumar Bhaumik, Manisha Chakrabarty and Zhong Zhao, “Earnings Differences between Chinese and Indian Wage Earners, 1987-2004,” Review of Income and Wealth, Vol. 55, No.1（July 2009）, pp. 562~587; Wei Chi, Bo Li and Qiumei Yu, “Decomposition of the Increase in Earnings Inequality in Urban China A Distributional Approach,” China Economic Review, Vol. 22, No. 3（September 2011）, pp. 299~312.

根據表 3 的各年度的拆解結果，我們可以發現，兩區域的平均「取對數後的家戶 總所得」差異，大致有 5.8%至 9.8%是因兩區域平均家戶特性不同而造成，而當中高達 90%的差異都是來自於兩區域所得增加率參數的不同。這部分的拆解大致解釋了沿海 與內陸區域平均家戶總所得的變化，平均家戶特性的不同是家戶總所得差異的一個可 能來源，但應不是最主要的原因。

二、分量迴歸與 OB 拆解

（一）分量迴歸結果分析 為了能更清楚知道家戶特性對於不同所得分量的家戶總所得增加率是否有明顯差 異，我們也建構並估計了分量迴歸線性模型。各年度兩區域的估計結果如附錄一中圖 A1 至圖 A3 所示，各圖的估計結果由左至右、由上而下依序分別為截距項、戶長性別 （女性＝1）、戶長年齡、戶長教育年數、家戶規模、所得收入人數與婚姻狀態（已婚 ＝1）的對應分量迴歸參數估計值。其中，虛線表示線性迴歸估計結果，而灰色區域是 分量迴歸模型估計相對應的 95%信賴區間。 根據附錄圖 A1 至附錄圖 A3 的結果，我們可以明顯地發現各年度不同區域的各家 戶特性的所得增加率在各分量下的變化不盡相同。我們簡單將各特性的變化與比較整 理如下。首先，戶長年齡對於家戶所得各分量於各區域與各年的比較中，其所得增加 率幾乎都是所有特性中最小的。再者，女性戶長（相對男性戶長）的所得增加率約在 5%到 20%上下，其中於 1986 年與 1997 年內陸區域的低所得家戶中的所得增加率皆約 比高所得家戶多 10%，但對於沿海區域的高低所得家戶的影響則無太明顯差異；到 2006 年之後，女性戶長的所得增加率不論在沿海或內陸區域在各所得分量下的所得增 加率就大致相同（沿海區域約為 11%，而內陸區域為 7%）。另外，除了 1997 年的沿 海區域外，已婚相較於未婚戶長的所得增加率都隨家戶所得分量增加而減少（上下差 距約 20%），亦即婚姻對於高所得家戶的相對所得增加率較低。另一個有趣的結果 是，除了 2006 年的內陸區域外，高所得家戶收入人數的所得增加率都低於低所得家 戶，但家戶規模卻於高所得家戶具有較高的所得增加率。 最後，值得進一步討論的是，戶長教育年數對於所得的影響在區域間以及跨年度 的變化。從圖 A1 至圖 A3 中可以看出，各年度的內陸城市結果皆顯示出戶長教育程度 對於高所得的家戶影響小於其對於低所得家戶的影響。其中，三個年度的高低所得分 量間的平均差距約在 2-3%的範圍。相對地，在沿海地區，戶長教育年數的所得的增加 率則在 1986 年隨所得分量的上升而上升，但此趨勢在 1997 年卻開始減弱，到了 2006 年，戶長教育年數對於沿海家戶所得的影響已轉變成隨著所得分量上升而下降，此時 內陸區域的影響趨勢也相同。整體而言，我們可以歸納出，戶長教育程度在大陸城市 家戶中對於低所得家戶的影響效果較大。這樣的變化趨勢和 Knight and Song（2003） 及 Bishop, Luo and Wang（2005）等藉由分量迴歸模型分析大陸人力資本投入對於（工

資或家庭）收入影響的文獻相類似。炚我們認為戶長教育年數對於高所得家戶的影響效 果較小的部分原因，可能和大陸城市的高所得家戶戶長大部分都來自於大型國有企業 有關。許多位於城市經濟體中的國有企業，在大陸改制國有企業的過程中，往往受到 公部門挹注資源協助其購併與轉型而大幅受益，炃而其獲利也大量地透過補貼或是獎金 的形態分配給員工。由於這樣的分配模式往往相當平均，並不一定和員工的人力資本 投入相關，而可能會降低高收入者教育年數的相對邊際報酬。因此對於這些屬於高收 入的家戶而言，戶長教育年數對其收入增加的影響效果將顯得有限。 （二）條件分量的 OB 拆解 類似於條件均數的分析，我們也可以根據分量迴歸的估計結果，進行條件分量的 OB 拆解。給定某一所得分量θ，沿海區與內陸區域城市相對應的該分量所得（取對數 後）觀察值為 y(c)

( )

θ 與y(i)

( )

θ ，則在平均家戶特性_x(c)_與x(i)_{的考量下，相對應的 OB} 拆解將為

( )

₋ ( )i

_{( )}

₌ c′

_{( )}

c ₋ ( )i ₊

(

( )c

_{( )}

₋ ( )i

_{( )}

)

_{( ) 誤差,}i ₊ c _{y x x x} y( )θ θ βˆ( ) θ ( ( ) ) βˆ θ βˆ θ 其中，和條件均數下的拆解類似，等號左邊是兩區域在相同分量θ的家戶所得差距， 等號右邊第一項為平均家戶特性改變時所造成此分量的家戶所得變動，第二項則為所 得增加率參數不同而造成此分量的家戶所得變化。此外，相較於條件均數線性模型下

註 炚 如 John Knight and Lina Song, “Increasing Urban Wage Inequality in China,” Economics of Transition, Vol. 11, No. 4（December 2003）, pp. 597~619; John A. Bishop, Feijun Luo and Fang Wang, “Economic Transition, Gender Bias, and the Distribution of Earnings in China,” Economics of Transition, Vol. 13, No. 2 （April 2005）, pp. 239~259；然而，此趨勢卻和其他國家相關分析的結果存在明顯差異。一般的文獻 研究結果認為人力資本的投入（教育）除了對所得有正的影響外，對於高所得者的影響效果要較低所 者來得大，如 Buchinsky（1994）與 Chamberlain（1994）對於美國工資收入的研究，Fitzenberger and Kurz（2003）針對德國的人力資本報酬研究，管中閔、陳建良（2006）針對台灣的工資函數研究，以 及 Machado and Mata（2005）利用葡萄牙資料研究薪資變化等。參考：Moshe Buchinsky, “Changes in the U.S. Wage Structure 1963-1987: An Application of Quantile Regression,” Econometrica, Vol. 62, No. 2 （March 1994）, pp. 405~458; Gary Chamberlain, “Quantile Regression, Censoring, and the Structure of Wages,” in Christopher A. Sims ed., Advances in Econometrics: Sixth World Congress（ Cambridge: Cambridge University Press, 1994）, pp.171~209; Brend Fitzenberger and Claudia Kurz, “New Insights on Earnings Trends Across Skill Groups and Industries in West Germany,” Empirical Economics, Vol. 28, No. 3 （July 2003）, pp.479~514；管中閔、陳建良，「台灣工資函數與工資性別歧視的分量迴歸分析」，經 濟論文，第 34 卷第 4 期（2006 年 12 月），頁 435~468。 註 炃 1980 年代之前，中國大陸所有的企業皆歸公部門所有；1980 年代之後，市場機制－產品價格的自主設 定以及薪資獎勵制度的調整等，在城市經濟改革中被逐步引入。這些改革措施的確對於大陸城市以及 整體經濟發展帶來正面的影響，但卻也讓國有企業因冗員過多與缺乏現代化公司治理的經營方式出現 危機。因此從 1990 年代起，中國大陸針對國有企業陸續啟動「抓大放小」的改革措施：包括賣掉一些 體質不良的中小型國有企業（通常屬於第一級產業並位於縣級單位以下者）或放任其倒閉，但是對於 體質良好的、有競爭力的國有企業則挹注資源協助其購併與轉型。

的平均誤差必為零，此處的拆解將會產生對應的誤差項。我們於表 4 考慮了（取對數 後）所得分配的三個分位數θ＝0.25，0.5，0.75 的拆解結果。 表 4 條件分量的 OB 拆解 年份 θ y(c)(θ) _y(i)(_θ) _y(c)_(θ)−y(i)_{(θ) β}ˆ(c)'_(θ)

(

_{x −}(c) _x(i)

)

(

_βˆ(c)_(θ)−βˆ(i)_(θ)

)

_x(i) 0.25 8.0539 7.8438 0.2101 0.0253 （12.03%） 0.1938 （92.23%） 0.50 8.2577 8.0269 0.2308 0.0324 （14.03%） 0.1870 （81.02%） 1986 0.75 8.5163 8.2268 0.2895 0.0266 （9.18%） 0.2523 （87.16%） 0.25 8.5126 7.9851 0.5275 0.0357 （6.76%） 0.5060 （95.93%） 0.50 8.8089 8.2747 0.5342 0.0360 （6.74%） 0.5063 （94.77%） 1997 0.75 9.1608 8.5608 0.6000 0.0327 （5.44%） 0.5405 （90.09%） 0.25 8.8719 8.5609 0.3110 0.0423 （13.60%） 0.3033 （97.55%） 0.50 9.3468 8.9256 0.4212 0.0387 （9.19%） 0.3591 （85.25%） 2006 0.75 9.7738 9.2711 0.5027 0.0355 （7.07%） 0.4241 （84.36%） 說明：括弧內的數字為拆解值占_y(c)(_θ)_−y(i)(_θ)_{的差異比例。} 資料來源：本研究整理。 從表 4 的拆解，我們得到了比條件均數下的 OB 拆解更多關於兩區域所得分配差 異的訊息，茲分述如下。首先，不論哪一年度，兩區域取對數後的家戶所得差異

( )

_θ ( )i

_{( )}

_θ c _y y( ) − 皆隨分量增加而變大，此和圖 2 結果一致。再者，因平均家戶特性改變 時（由 _x( )i _{到 x}( )c _{）所造成各分量的家戶所得差異，在 1986 年時皆都可解釋約 10%左} 右的差異，其中 0.5 分量時更高達 14%；而 1997 年時與 2006 年時，平均家戶特性改 變可解釋的比例就隨著分量增加而遞減，其中 2006 年的差異更為明顯（從 0.25 分量 的 13.60%降至 0.75 分量的 7.07%）。牪這樣的結果隱含了，同年度兩區域的平均家戶 特性差異對於低分量所得家戶而言具有較為關鍵的影響，對於高所得家戶而言則否。 但是，整體而言，兩區域的所得增加率參數的差異仍是造成相同分量家戶總所得差異 的主要原因。

三、Gini 係數的建立與分析

（一）重建分配與擬真分配 根據前述的分量迴歸估計結果，我們可以進一步建構各年度沿海與內陸區域「取 對數後的家戶總所得」的「重建分配」與相關的「擬真分配」。簡單地說，某年度某 區域的所得「重建分配」就是將該區域資料經由不同分量迴歸分析後，再將該區域家 戶特性觀察值重新以隨機方式抽取並與所得增加率估計參數相乘後而得到的抽樣樣本 所建構；而「擬真分配」的建構則可以簡單想像成，若隨機將內陸區域的家戶搬到沿 註 牪 值得注意的是，在表 4 的拆解中，由於誤差項的存在，因此βˆ(c)′ θ( )(x(c)−x( )i)與⎛_⎜⎝βˆ( )( ) ( )( ) ( )c θ−βˆi θ_⎟⎠⎞xi 解釋 ( ) ( )( )θ yi θ c y() − 的比例不必然等於 100%。

海區域時，該內陸區域的家戶特性與沿海區域的所得增加率參數相乘而產生的家戶總 所得分配。詳細的計量理論與抽樣過程請參閱附錄二。 根據所建構的分配，我們可以分析每年度中，兩區域間所得差異透過重建分配與 擬真分配，以及計算相對應 Gini 係數的 OB 分解的結果。由於各年度區域間的重建分 配與擬真分配的變動方向大同小異，我們僅以 1986 年的結果（圖 4）為例說明。圖 4 中的三條垂直線依序為以實線所描繪之所得分配相對應的 0.25、0.5 與 0.75 三個分位 數，即圖（a）與圖（c）為內陸城市觀察值及重建分配相對應的三個分位數，而圖 （b）則為將內陸區域的家戶搬到沿海區域的擬真分配所對應的三個分位數。 根據圖 4a，我們首先可以發現，1986 年沿海區域所觀察到的所得分配皆位於內陸 所得分配的右方，且較為低闊；兩區域間所得分配的差距程度上大約以內陸區域的所 得分配第 0.7 分量的水準值為分野，高於此水準值的家戶比例低於沿海區域的家戶比 例。另外，根據圖 4b，我們可以進一步透過兩個面向來分析這兩個區域間分配的變化 情況。首先，當所得增加率參數固定於沿海區域的情況下，沿海區域在內陸地區家戶 特性下的擬真分配（實線）約略從重建分配左移（虛線）。大致而言，原高於擬真分 配中 0.75 所得分量水準值的家戶比例減少，但小於中 0.5 所得分量水準值的家戶比例 卻增加；亦即家戶特性改變所帶來的影響，對於低分量水準家戶有較為顯著的效果， 此一結果和前述條件分量 OB 拆解中所觀察到的現象相同。再者，圖 4c 顯示 1986 年 時，當固定在內陸區域的家戶特性時，當所得增加率參數從內陸換成沿海區域時，家 戶所得分配明顯從內陸重建分配右移至擬真分配；其中，原大於內陸重建分配中約 0.6 所得分量水準值的家戶比例增加且所得水準越高的家戶增加比例越多，但小於中 0.6 所得分量水準值的家戶比例則大幅降低。 整體而言，由 1986 年的重建分配與擬真分配的分析結果，我們清楚發現相對於所 得增加率參數變動（圖 4c），家戶特性分配變化而能解釋沿海區域與內陸區域家戶總 所得分配之間的差異性（圖 4b）並不大，而 1997 年與 2006 年的情況也大致如此。 （二）Gini 係數的 OB 拆解 將沿海區域重建分配、內陸地區重建分配與沿海區域在內陸地區家戶特性下的擬 真分配的對應值做指數轉換後，我們可以進一步計算各自的 Gini 係數。令 ( )Y 與 ( )c Y 分i 別表示沿海與內陸區域的所得觀察值，_Y~( )c _與Y~( )i _{則分別表示沿海與內陸區域的重建分} 配下的所得抽樣樣本，而_Y~( )c,i _{則為將內陸區域}

_i

_{的家戶搬到沿海區域}

c

_{時擬真分配所} 得抽樣樣本。則我們可以將各年度沿海與內陸區域依家戶所得觀察值而計算的 Gini 係 數差異表示成 ( )

( )

( )

( )

[

₋

]

₊

[

( )

( ) ₋

( )

]

_+誤差。 = − ) ( , , ) ( ) ( ~ ~ ~ ~) ( ) ( i i c i c c i c Y Gini Y Gini Y Gini Y Gini Y Gini Y Gini

圖 4 1986 年沿海與內陸區域城市之（取對數後的）收入分配、重建分配與擬真 分配 資料來源：本研究整理。 （a）根據觀察值而描繪的沿海區域所得分配（虛線）、內陸區域所得分配（實線）及差距（點）。 （b）沿海區域重建分配（虛線）、擬真分配（實線）及差距（點）。 （c）內陸區域重建分配（虛線）、擬真分配（實線）及差距（點）。

第一項拆解為其他條件不變下，僅因家戶特性從內陸區域i改變為沿海區域c的特性時 所造成所得分配的 Gini 係數差異；而第二項則描繪了固定家戶特性於內陸區域i，但 所得增加率參數從內陸區域i轉變為沿海區域c時而造成所得分配的 Gini 係數變化。 各年度依據觀察值直接計算的 Gini 係數、根據重建分配而計算的 Gini 係數以及擬真分 配的 Gini 係數計算結果如表 5 所示，而相對應 OB 拆解結果則整理於表 6 中。 表 5 觀察值、重建分配與擬真分配的 Gini 係數 沿海區域 內陸區域

年份 _Gini

( )

_Y( )c _{Gini ~}

( )

_Y( )c _Gini

( )

_Y( )i _{Gini ~}

( )

_Y( )i _Gini

( )

_Y~( )c,i

1986 0.2127 0.2071 0.1793 0.1762 0.1964 1997 0.3008 0.2957 0.2455 0.2394 0.2905 2006 0.3533 0.3423 0.2941 0.2843 0.3401

說明：_Gini

( )

_Y( )⋅ _{、Gini ~ 與}

( )

_Y( )⋅ _Gini

( )

_Y~( )c,i _{分別為根據觀察值、重建分配與擬真分配而計算的 Gini 係數。}

資料來源：本研究整理。

首先，根據表 5 的結果，我們可以發現，兩個區域在各年份根據重建分配所計算 出的 Gini 係數都比直接以觀察值計算的 Gini 係數略小，但差異不大。再者，各年度的 沿海區域家戶所得分配都比內陸區域更為不均，而根據沿海區域在內陸地區家戶特性 下的擬真分配所計算的 Gini 係數，_Gini(_Y~( ))c,i _{，則介於兩區域各自的 Gini 係數之間。}

此結果隱含了沿海與內陸區域間家戶特性的差異是造成沿海區域較高 Gini 係數的一個 原因。

表 6 Gini 係數的 OB 拆解

年份 Gini

( )

Y( )c −Gini

( )

Y( )i _Gini

( )

_Y~( )c _−Gini

( )

_Y~( )i _Gini

( )

_Y~( )c,i _−Gini

( )

_Y~( )i _誤差

1986 0.0334 0.0107 （32.07%） 0.0202 （60.56%） 0.0025 （7.37%） 1997 0.0553 0.0052 （9.33%） 0.0511 （92.55%） 0.0010 （1.88%） 2006 0.0592 0.0022 （3.78%） 0.0558 （94.22%） 0.0012 （2.00%）

說明：1._Gini

( )

_Y( )⋅ _{、Gini ~}

( )

_Y( )⋅ _與Gini

( )

_Y~( )c,i _{分別為根據觀察值、重建分配與擬真分配計算的 Gini 係數。}

2.括弧內的數字為拆解值占_Gini

( )

_Y( )c _−Gini

( )

_Y( )i _{的差異比例。} 資料來源：本研究整理。 另一方面，根據表 6 的 OB 拆解結果，我們首先可以發現，這三個年份的 Gini 係 數 OB 拆解的誤差項所占的比例都不高，最高為 1986 年時的 7.37%，這顯示我們所建 構的估計分配與拆解法有一定的可信度。除此之外，在 1986 年時，沿海區域的 Gini 係數比內陸區域高 0.0334。其中，因為家戶特性而造成 Gini 差異為 0.0107，解釋了所 得 不 均 度 總 差 異 的 32.07%； 而 所 得 增 加 率 參 數 造 成 的 差 異 0.0202 ， 占 總 差 異 的 60.56%。1997 時，兩區域間所得不均度差異擴大為 0.0553，其中僅 9.33%為家戶特性 差異造成，所得增加率參數變化占了差異的 92.55%。家戶所得分配不均的情況在 2006 年更進一步惡化，沿海區域的不均度比內陸區域多 0.0592，且高達 94.22%的差異都是 因為所得增加率參數變化而造成。

肆、結論與討論

在改革開放與計畫經濟的支撐下，中國大陸在這二十多年來維持了相當高的經濟 成長率，但也伴隨著所得分配不均度的逐漸惡化。文獻上的相關研究已顯示，針對華 人家庭所組成的社會，家戶特性是瞭解家戶所得一個基本且重要的面向，其中，管中 閔、陳建良（2010）針對台灣的跨年實證研究更顯示，家戶特性組成變化的差異確實 會造成家戶間所得分配不均，但家戶特性所對應的所得增加率參數的跨年變動與差異 更是不均的主要肇因。因此，不同於以往文獻上針對中國大陸所得分配與不均度的探 討方式，本研究也從家戶特性的變動著手，分析與解構中國大陸沿海與內陸區域城市 之間跨年所得分配的差異來源。 我們的研究結果主要是根據 1986 年、1997 年與 2006 年中國大陸的城市住戶調查 資料中十省（市）的資料進行分析，相較於目前已知文獻的研究範疇，本文所採用的 資料樣本更為豐富且較具代表性。我們的研究首先指出沿海城市家戶所得不均度高於 內陸城市，主要是因為沿海城市家戶相較於內陸城市，其富者越富而非窮者越窮。再 者，影響家戶總所得「分配」最重要的三個特性為女性戶長、戶長已婚及家戶所得收 入人數。而且，家戶特性組成變化的差異也確實造成大陸沿海與內陸區域的所得分配 不均現象。但是其不均度差距的主要肇因，還是源於不同所得增加率參數的變動，並 且此影響更甚於台灣的情況。針對中國大陸不論是跨區域或跨年間所存在的所得增加 率參數差異，我們認為和中國政府這些年來先沿海（後內陸）的城市經濟發展政策方 向有高度的關連，而且此影響也非短暫即逝的。換言之，根據我們的實證結果推論， 中國大陸政府若欲進一步縮小沿海與內陸地區的所得收入差距，除了藉由相關政策 （如讓教育普及或大量開放高等教育等）以拉近家戶間的特性差異外，主要還是應從 提升內陸區域的所得增加率參數著手，而這也似乎與中國大陸政府這幾年著眼於加強 內陸地區的基礎建設與改善交易環境等的發展策略相呼應。至於實際政策的影響與範 疇，仍必須根據後續的資料揭露以進行更深入的探討和研究才能釐清。但囿於所能取 得資料的限制，我們目前並無法在本文架構下再進行更為深入的分析。我們認為，這 仍是未來值得繼續研究的重要議題。 此外，除了本研究所關注之沿海和內陸城市間所存在的所得分配差異問題外，城 市與鄉村間的所得分配差距則是另一個值得關注的研究方向。根據本文的研究結果， 我們認為，若要拉近或改善城鄉間的所得分配不均問題，加強農村基礎建設的投入以 提高農村的家戶所得增加率的相關政策將比直接改善家戶特性的政策（如提高農村的 教育水準等）更為有效。若能有相匹配的資料可供研究，則根據我們所提供的分析架 構與計量方法，也能讓研究者針對此議題進一步進行對應的精確計量分析。另一方 面，與此相關的所得議題還包括近幾年普遍存在於大陸城市中的「農民工」家戶的所 得衡量問題。一般而言，發展越快速的城市往往能吸引較多的農民工前往工作，並且

他們多半承擔了城市中收入較低的勞動工作。但是，目前所採用的數據並不包含這些 不具城市戶籍但卻長期居住於城市裡的農民工資料，因此這些農民工家戶對於大陸城 市的所得分配的實質影響在未有進一步的可靠資料之前，很難能被清楚估量。整體而 言，雖然本文的研究架構、資料採用與結果無法回應所有關於目前大陸中國大陸所得 分配與不均的概況（事實上依目前相關文獻的發展也很難有這樣全面的分析），但我 們認為此研究對於瞭解中國大陸這幾十年間的沿海與內陸城市的所得分配變化，除了 提供了一個新的面向與結果外，也可作為進一步探討城鄉差距或是農民工存在的影響 議題等研究的分析基準點，相信能對後續的相關研究提供具有價值的參考。 * * * （收件：101 年 8 月 30 日，第 1 次修正：101 年 12 月 18 日，第 2 次修正：102 年 3 月 27 日， 第 3 次修正：102 年 5 月 9 日，接受：102 年 5 月 14 日）

附錄一：各年度分量迴歸的估計結果

圖 A1 1986 年家戶總所得的分量迴歸估計結果

資料來源：本研究整理。

（b）1986年沿海區域城市。 （a）1986年內陸區域城市。

圖 A2 1997 年家戶總所得的分量迴歸估計結果

資料來源：本研究整理。

（b）1997年沿海區域城市。 （a）1997年內陸區域城市。

圖 A3 2006 年家戶總所得的分量迴歸估計結果

資料來源：本研究整理。

（b）2006年沿海區域城市。 （a）2006年內陸區域城市。

附錄二：所得分配的建構、估計與抽樣方法

我們令 ( )Y R 為區域R家戶總所得（或取對數後的家戶總所得），而區域R中k個家 戶特性所組成k×1的變數向量則令為X( )R =

[

X1(R),X2(R),K,Xk(R)

]

。′ 令 R

(

( )R ( )R

)

X Y y X x f(|) | = 與FY(|RX)

(

y|X( )R =x( )R

)

分別為在X( )R =x( )R 條件下， ( )Y R 的條件分配函數

（conditional density function）與條件累積分配函數（conditional cumulative density function），則我們可以建立在給定家戶特性 ( )X 下， ( )R Y 的條件分量線性模型： R ( ) ( )

(

_|

)

_{: inf}

{

_: ( )

(

_| ( )

)

}

( )

_{( )}

_{( ),} | R R R R X Y R R _{X y F y X X} Y Qθ = ≥θ =β θ ′ （A.1） 其中0<θ<1為所選定的分量，而 ( )β R

( )

θ 為此分量下所對應的參數。根據此分量模型設 定，我們可以清楚刻畫 ( )Y R 的條件分配在第θ分量下的行為，其中 ( )β R

( )

θ 反映了解釋 變 數 X( )R 對 於 第θ 分 量 下 ( )Y R 的 影 響 程 度 。 因 此 ， 當 所 考 慮 的 分 量 越 多 ， 即 1 0 , , , 2 1 2 1 < < < < < =θ θ θM θ θ θM θ K L ，且M 夠大時，我們可以將整個 ( )Y R 的條件分配 給描繪出來。給定各家戶單位的觀察值 (R) S y 與 (R) S x ，分量迴歸線性模型也可以表示為： ( )

_{( )}

( ) ( )

_{( )}

_{, ,1 , ( ),} ) ( R R s R s R R s x s N y =β θ′ +ε θ = K 其中ε(R)

( )

θ s 代表模型在分量θ時產生的誤差項。關於分量迴歸線性模型的估計與相關

極限性質探討，文獻上已有諸多討論，可參見例如 Koenker and Bassett（1978）、 Bassett and Koenker（1982, 1986）及 Koenker（2005）等研究。狖

所得的邊際分配

在給定某一家戶特性_X( )R _=x( )R _{下，根據 ( )Y} R _{之條件分量線性模型（A.1）設定，}

我們可以進一步利用機率積分轉換定理（probability integral transformation theorem）來 逐步建構 ( )Y R 的邊際分配（隨機樣本）。首先，根據機率積分轉換定理，當θ1,θ2K,θM 為從（0,1）之間的均勻分配中所隨機抽取的樣本時，

( )

_{( )'} ( )_{, ,1 , ,} ) (F_Y(_|R_X) −1θ_m =β(R)θ_m xR m= KM

註 狖 Roger Koenker and Gilbert Bassett Jr., “Regression Quantiles,” Econometrica, Vol. 46, No. 1（January 1978）, pp.33~50; Gilbert Bassett Jr. and Roger Koenker, “An Empirical Quantile Function for Linear Model with iid Errors,” Journal of American Statistical Association, Vol. 77, No. 378（June 1982）, pp.407~415; Gilbert W. Bassett and Roger W. Koenker, “Strong Consistency of Regression Quantiles and Related Empirical Processes,” Econometric Theory, Vol. 2, No. 2（August 1986）, pp.191~201; Roger Koenker, Quantile Regression（Cambridge: Cambridge University Press, 2005）.