夏會珍 王亞柯

一、引言

伴隨著經濟和社會的迅速發(fā)展，我國人口結構也經歷了顯著變化，老年人口比重不斷增加。2000年我國65歲以上人口比重達到7%。根據國際衡量老齡化社會的標準，我國從2000年開始步入老齡化社會。①2019年末，我國60歲以上老年人口為25388萬人，占全國人口的18.1%，65歲以上老年人口為17603萬人，占全國人口的12.6%，②我國成為老齡化程度較為嚴重的國家。

不同年齡群體內部的收入不平等程度具有差異性。[1]老年人作為特殊的弱勢群體，其人口比重的增加，必然會影響整個社會的收入和經濟福利不平等程度。[2-5]針對該問題，國內外大量文獻研究了老齡化與收入不平等之間的關系。有研究在理論模型中分別考慮了勞動人口比重、退休人口比重和饋贈動機，探討老年人口比重增加對收入不平等的影響。[6-7]還有學者通過數(shù)據實證的經驗研究解釋了老齡化與收入不平等的關系。[8-12]這些研究結論均顯示，老年人口比重的增加，不同程度地加劇了代際間和同代人內部的收入不平等程度，進而拉大了總體收入差距。這種作用，隨著老齡化程度進入穩(wěn)定階段，將進一步增強。并且對于老齡化水平或收入水平較高的國家，老齡化加劇收入不平等的作用更加顯著。[5]

關于老齡化對收入不平等影響的原因和程度，學者們有不同的觀點和結論。譬如，有學者認為，經濟發(fā)展過程中的收入增長在各年齡組中分配不均——年輕人受益最大、老年人受益最小，因此老年人口比重的增加將進一步導致整體收入不平等擴大。[13]也有學者認為，老年人口比重增加，導致老年人與年輕人在人力資本水平和物質資本積累方面存在顯著差異，這必然拉大年齡組間收入不平等，加之年齡組內的收入不平等隨著年齡遞增而擴大，由此得出老齡化會加劇整體收入不平等的結論。[14]郭繼強等根據我國城鎮(zhèn)住戶調查數(shù)據，探討老齡化對城鎮(zhèn)居民收入不平等的影響，結果發(fā)現(xiàn)人口老齡化效應解釋了收入不平等變動的16.33%。[12]

收入不平等是我國日益突出的社會問題之一，而且當前我國社會養(yǎng)老保障體制還不健全、養(yǎng)老保障水平有限，老年人口比重的增加，更是加劇了老年群體內部和整體收入的不平等問題。有的老年人的收入水平處于僅僅夠維持基本生活的狀態(tài)，經濟拮據，而有的老年人生活富裕，收入充足。[15]因此，老年人收入不平等問題值得關注。在老齡化進程中，老年群體內部收入不平等程度的加劇，將直接影響整體收入分配狀況。[16]通過優(yōu)化老年收入結構、縮小老年收入不平等來緩解整體收入不平等現(xiàn)象具有現(xiàn)實意義。此外，研究老年群體內部收入狀況，對于進一步完善我國收入分配政策也頗具啟示。已有研究成果為我們探討老年群體的收入結構和收入不平等問題提供了有益借鑒和背景依據。

那么，當前我國老年人收入結構及其變化如何？老年群體內部收入不平等的現(xiàn)狀如何，發(fā)展趨勢如何？老年人收入不平等來源于什么？相關研究對這一問題很少涉及。因此，本文將利用2013年和2018年中國家庭收入調查數(shù)據，分析當前我國老年人收入結構變化情況，并按照收入來源，使用基尼系數(shù)法分解我國老年人收入不平等及其發(fā)展趨勢，探尋引起不平等的來源。

本文與現(xiàn)有文獻主要有以下不同：第一，已有文獻聚焦于老齡化對收入不平等的影響，鮮有文獻深入探討老年人口比重增加后，老年群體內部收入結構和不平等有怎樣的發(fā)展趨勢；第二，本文使用了中國家庭收入調查2018年最新數(shù)據，可為了解和掌握我國老年群體收入不平等的現(xiàn)狀提供實證依據。

二、數(shù)據說明及老年人收入結構分析

(一)數(shù)據說明

本文數(shù)據源于2013年和2018年中國家庭收入調查(CHIP)。CHIP數(shù)據庫是國家統(tǒng)計局城鄉(xiāng)一體化常規(guī)住戶調查大樣本庫，項目組按照東、中、西分層，根據系統(tǒng)抽樣方法抽取得到CHIP樣本。該數(shù)據涵蓋了家庭和個人就業(yè)、退休、收入等方面的大量信息，具有較強的代表性、權威性和可靠性，為本文的研究提供了數(shù)據支撐。鑒于本文研究老年群體，故選取60歲及以上樣本數(shù)據。在數(shù)據處理中，為便于比較，剔除2013年新疆省份和2018年內蒙古省份，保留兩個年份的相同省份，主要有東部地區(qū)的北京、遼寧、江蘇、山東、廣東，中部地區(qū)的山西、安徽、河南、湖北、湖南，西部地區(qū)的重慶、四川、云南和甘肅，共14個省份，剔除缺失值和異常值后，2013年和2018年有效樣本分別為12565個和11205個。

(二)老年人收入結構分析

1.老年人收入水平的變化

2018年較2013年，老年人收入水平顯著提高。從全國層面來說，年可支配收入從1.1萬元增長到2.4萬元，增幅為118.2%，年均增長率5%。其中，工資性收入水平增長幅度最為顯著，從2013年的1500元增長到2018年的7000元，增幅為366.7%，年均增長率36%。經營性凈收入和財產性凈收入水平增幅相對較低，分別為191.7%、109.1%，年均增長率分別為18%、4%。在轉移性收入中，養(yǎng)老金收入從2013年的6700元增加至2018年的9700元，增幅為44.8%，年均增長率為8%，其他轉移性收入水平增幅較低，僅增加了300元。

就城鄉(xiāng)對比而言，老年人收入水平及其變化具有差異性。第一，除經營性凈收入外，城鎮(zhèn)老年人總收入和各分項收入水平普遍高于農村，尤其是總收入和養(yǎng)老金收入水平。2018年城鎮(zhèn)老年人總收入是農村老人的2.7倍，養(yǎng)老金收入是農村老人的11.3倍，表明城鄉(xiāng)間福利水平差距顯著。第二，城鎮(zhèn)老年人收入水平的提高，主要體現(xiàn)在工資性收入和財產性凈收入上。工資性收入水平增加6700元，年均增長率達39%，財產性凈收入增加3300元，年均增長率為20%，這與近年來市場就業(yè)結構和城鎮(zhèn)化進程加快相關。第三，農村老年人收入水平的提高主要體現(xiàn)在工資性收入、其他轉移性收入和經營性凈收入上。工資性收入年均增長率達33%；其他轉移性收入增加1400元，年均增長率為21%；經營性凈收入增加1700元，年均增長率為14%。這和近年來農村高齡進城務工人員比重增加、政府減貧政策向農村傾斜等相關。

2.老年人收入結構的變化

隨著經濟的迅速發(fā)展和社會養(yǎng)老保障制度的不斷完善，老年人的收入水平顯著提高。與此同時，老年人的收入來源結構也發(fā)生了顯著變化。2018年與2013年相比，我國老年人的收入結構變化主要有以下特點。

第一，養(yǎng)老金收入仍是我國老年人收入的最主要來源，但所占總收入比重呈現(xiàn)下降趨勢，從2013年的59%下降至2018年的41%，下降約18個百分點，年均下降3.6個百分點。第二，工資性收入比重大幅度上升，已成為僅次于養(yǎng)老金收入的重要來源。2013年，工資性收入占老年人總收入的比值為13%，2018年提高至30%，提高了17個百分點。第三，經營性凈收入、財產性凈收入比重較為穩(wěn)定，其他轉移性收入比重呈現(xiàn)略微下降趨勢。第四，城鄉(xiāng)老年人收入結構具有顯著差異性。以2018年為例，城鎮(zhèn)老年人的養(yǎng)老金收入和財產性收入比重高于農村，農村老年人的工資性收入、經營性凈收入和其他轉移性收入比重高于城鎮(zhèn)。

從樣本占比可以發(fā)現(xiàn)，具有高收入水平的工資性收入的老年樣本占比較低。而擁有較低收入水平的經營性凈收入、其他轉移性收入的老年樣本占比較高。尤其是農村老年人，具有其他轉移性收入的樣本占比高達64%。這意味著老年人總收入主要集中在收入水平較高的老年群體中。

3.老年人收入結構的分布特征

收入結構特征不僅包括收入額度、構成占比等方面，還包括收入分布特征及其變化。根據CHIP2013和CHIP2018的調查數(shù)據，本文計算了我國老年人可支配收入及其分項收入來源的分位數(shù)分布，結果顯示：老年人可支配收入不平等現(xiàn)象明顯，城鄉(xiāng)分位數(shù)倍差隨收入水平的增加而縮小。以2013年為例，全國25%的老人可支配收入在600元以下，城鎮(zhèn)25%的老人在5000元以下，農村25%的老人在400元以下，城鄉(xiāng)分位數(shù)倍差為13；全國50%的老人可支配收入在5000元以下，城鎮(zhèn)在1.8萬元以下，農村在2000元以下，城鄉(xiāng)分位數(shù)倍差為11；全國75%的老人可支配收入在1.7萬元以下，城鎮(zhèn)在3萬元以下，農村在8000元以下，城鄉(xiāng)分位數(shù)倍差為4；全國90%的老人可支配收入低于3萬元，城鎮(zhèn)低于4萬元，農村低于1.7萬元，城鄉(xiāng)分位數(shù)倍差約為2.7。到2018年，城鄉(xiāng)分位數(shù)倍差基于分位數(shù)從低到高分別為14、4.7、2.7、1.9?？梢钥闯?，2018年較2013年，除收入的25分位數(shù)外，城鄉(xiāng)分位數(shù)倍差呈現(xiàn)下降趨勢，表明城鄉(xiāng)老人收入差距處于縮小趨勢。

在2013年，75%的老人無工資性收入、經營性凈收入和財產性收入。到2018年，全國75%的老人工資性收入低于1500元，城鎮(zhèn)低于100元，農村低于2400元，城鄉(xiāng)分位數(shù)倍差為0.04；全國90%的老人工資性收入在2.4萬元以下，城鎮(zhèn)在3.3萬元以下，農村在2萬元以下，城鄉(xiāng)倍差為1.6。相比工資性收入的較低分布狀況，城鄉(xiāng)老人工資性收入差異在高分位數(shù)上差異較大。2018年的調查結果顯示，經營性凈收入農村分布好于城鎮(zhèn)，財產性凈收入城鎮(zhèn)好于農村。城鎮(zhèn)90%的老人無經營性凈收入，農村90%的老人經營凈收入在8000元以下。農村75%的老人財產性凈收入低于400元，城鎮(zhèn)75%的老人財產性凈收入低于6000元。

養(yǎng)老金收入城鎮(zhèn)明顯好于農村。以2018年為例，農村50%的老人無養(yǎng)老金收入，城鎮(zhèn)50%的老人養(yǎng)老金收入在2.5萬元以下；農村90%的老人養(yǎng)老金收入低于2000元，城鎮(zhèn)90%的老人養(yǎng)老金收入約低于5.3萬元。

從不同分位數(shù)老年人收入來源結構分布看，城鄉(xiāng)老人收入結構呈現(xiàn)顯著差異性，養(yǎng)老金收入和財產性凈收入是城鎮(zhèn)老人最重要的收入來源，工資性收入、經營性收入和其他轉移性收入在收入水平較高的農村老人中日益重要，處于收入分布低端的城鄉(xiāng)老人幾乎無任何收入。

三、研究方法

基尼系數(shù)是衡量收入不平等的重要指標，[17]在現(xiàn)有研究中，學者基于不同視角對基尼系數(shù)分解展開了大量研究和探討。主要有基于回歸方程的分解[18-21]、基于分布函數(shù)的多組群混合分解[22-24]、基于不同群體分組的分解[25-26]、基于分項收入的分解[27-29]。

相比前三種基尼系數(shù)分解方法，基于分項收入分解研究收入不平等，具有以下優(yōu)點：一是通過分解可以衡量導致收入差距大小的來源是什么；二是能夠發(fā)現(xiàn)不同年份間收入差距變化是由哪項收入引起的。因此，本文將借鑒屈小博、范從來等學者的分項收入分解方法，來考察我國老年人收入不平等問題。假設個體總收入y是k個分項收入的總和，即y=y1+y2+…+yk，則基尼系數(shù)分項收入分解方法公式如下：

(1)

根據個體y總收入由低到高排序得：

(2)

(3)

若第k項收入的集中指數(shù)大于總基尼系數(shù)，則該項收入被認為是總不平等的促增因素，反之被認為是不平等的促減因素?，F(xiàn)令Sk=μk/μ表示分項收入k在總收入中的比重，因此基尼系數(shù)還可以表示為：

(4)

根據上述公式，可推導出各分項收入對基尼系數(shù)或總不平等的貢獻率為：

(5)

在基尼系數(shù)中，第k項收入的貢獻率也許較低，但在跨期研究收入不平等時，該項收入很可能是導致基尼系數(shù)變動的重要因素。[30]因此，在分解各項收入的貢獻率時，有必要對基尼系數(shù)跨期變動進行分解，分解方法為：

用t和t+1表示研究時期，則基尼系數(shù)跨期變動可表示為：

(6)

將二者同時帶入式(6)，可推導出：

(7)

從式(7)可看出，基尼系數(shù)跨期變動主要可分解為三大部分，第一部分表示由各分項收入占總收入比重變化引起的基尼系數(shù)變化，稱為收入結構性效應；第二部分是由各項收入的集中率變化引起的基尼系數(shù)變化，稱為收入集中效應；第三部分是由各項收入比重和集中率共同起作用引起的基尼系數(shù)變動，稱為綜合效應。

四、老年收入不平等測度及其構成分解

(一)收入基尼系數(shù)測度

為更好地分析我國老年人可支配收入結構不平等，根據CHIP2013和CHIP2018的數(shù)據，分別計算了全國、城鄉(xiāng)老年人可支配收入基尼系數(shù)(表1)。結果顯示，全國和農村老年人可支配收入不平等程度較高，城鎮(zhèn)老年人可支配收入不平等程度比農村低約20%。此結果隱含的結論是，全國老年人可支配收入不平等程度可能受到老年人城鄉(xiāng)身份的影響較大。此外，2013-2018年間，我國老年人可支配收入不平等程度呈現(xiàn)縮小趨勢，全國、城鎮(zhèn)老人收入不平等程度縮小約6%，農村縮小約7%。

表1 收入基尼系數(shù)測算

(二)老年人收入基尼系數(shù)分解

根據基尼系數(shù)分項收入分解法，對老年人可支配收入差距進行分解(表2)。表中SK表示各分項收入占總收入的比重，GK表示各分項收入的基尼系數(shù)，揭示了收入來源結構的不平等，RK表示各分項收入相對于可支配收入的基尼相關系數(shù)，Share表示各分項收入對總基尼系數(shù)的貢獻率。集中率指數(shù)又稱為各分項收入的擬基尼系數(shù)，是通過各分項收入基尼系數(shù)及其相關系數(shù)的乘積得到。若某項收入集中率指數(shù)大于總基尼系數(shù)，意味著該項收入的增加會加大總收入不平等程度。

表2 收入基尼系數(shù)分解

根據表中GK結果，2013-2018年間，除農村養(yǎng)老金收入基尼系數(shù)外，其余分項收入基尼系數(shù)在全國和城鄉(xiāng)中均呈現(xiàn)下降趨勢。其中，從全國和城鎮(zhèn)層面看，養(yǎng)老金收入基尼系數(shù)最低；城鎮(zhèn)的經營凈收入基尼系數(shù)最高；在農村，2013年養(yǎng)老金收入基尼系數(shù)略低于其他收入，到了2018年，其他轉移性凈收入基尼系數(shù)最低。

從各分項收入對總收入基尼系數(shù)的貢獻率來看，全國整體數(shù)據顯示，在2013年，養(yǎng)老金收入對全國老年人可支配收入基尼系數(shù)的貢獻率高達67%，到了2018年下降至46%，呈減弱趨勢。但相比其他項收入，養(yǎng)老金收入貢獻率仍處于較高水平。在此期間，工資性收入和財產性收入貢獻率分別增長了約22個百分點和3個百分點。這意味著，這兩項收入對老年人收入差距的影響在不斷增強。其他分項收入的貢獻率無明顯變化。

基于城鄉(xiāng)對比，各分項收入對各組別內部老年人收入基尼系數(shù)的貢獻率存在著顯著差異。主要體現(xiàn)在：一是兩年數(shù)據均顯示，養(yǎng)老金收入、工資性收入是導致城鎮(zhèn)內部老年人收入不平等的主要來源，五年間，養(yǎng)老金帶來的收入差距呈現(xiàn)縮小趨勢，工資性收入則帶來更大的收入不平等；二是2013年經營性凈收入、工資性收入、養(yǎng)老金收入和其他轉移性凈收入是引起農村內部老年人收入不平等的主要因素，貢獻率分別為36%、26%、17%、14%。到了2018年，工資性收入貢獻率增加了22個百分點，擴大了農村老年收入差距，經營凈收入貢獻率下降了16個百分點，其余分項收入貢獻率無顯著變化。

通過對比集中率指數(shù)和基尼系數(shù)大小發(fā)現(xiàn)，2013-2018年間，全國老年收入不平等的促增因素不單單是養(yǎng)老金收入，工資性收入和財產性收入也引起了整體收入差距。在城鄉(xiāng)分組中，老年人收入基尼系數(shù)的促增、促減因素存在較大差異。在城鎮(zhèn)，第一，五年間，在總體收入基尼系數(shù)的影響因素中，養(yǎng)老金從促增因素轉變?yōu)榇贉p因素，這與2015年城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老金并軌改革相關。第二，經營性凈收入與財產性凈收入從基尼系數(shù)的促減因素轉變?yōu)榇僭鲆蛩兀@一變化反映出城鎮(zhèn)化進程對城鎮(zhèn)居民財產收入的影響，進而引起整個收入結構的變化。第三，五年間，工資性收入仍是擴大老年人整體收入差距的主要因素。

在農村，2013-2018年間，老年人整體收入基尼系數(shù)的促增因素從經營和財產凈收入轉為工資和養(yǎng)老金收入。其中經營收入和工資收入變化明顯，農村老年人經營性凈收入集中率從2013年的0.719下降至2018年的0.484，工資性收入集中率從2013年的0.626上升至2018年的0.683。到2018年，又由于后者所占份額高于前者，前者集中率的下降和后者集中率的上升必然阻礙整個農村老年人內部收入差距的縮小。這一現(xiàn)象更多地反映出農村居民就業(yè)結構變化引起了收入結構的變化，從而影響農村老年人的收入分配。

(三)老年人收入不平等變化的來源構成

表3展示了影響我國老年人收入不平等變化的來源構成。結果顯示，全國層面上，收入結構總效應和集中總效應均為負值，二者的綜合總效應為正值。該結果表明，2013-2018年間，老年人收入結構效應和集中效應起到了降低老年收入基尼系數(shù)的作用。從二者的絕對值來看，收入集中總效應的絕對值普遍大于結構總效應，說明收入集中效應對緩解老年人收入不平等的作用大于結構性效應。由收入比重和收入集中程度共同引起的基尼系數(shù)變化的綜合效應雖拉大了老年人的收入差距，但其絕對值普遍低于集中總效應的絕對值。因此，在老年人收入差距變化過程中，綜合效應的負向作用小于結構性效應和集中性效應的積極作用。這意味著，老年人收入結構的不斷完善以及收入集中程度的下降，是我國老人收入不平等程度下降的主要因素。但從城鄉(xiāng)層面看，僅有集中總效應起到了減小老年人收入基尼系數(shù)的作用，表明城鄉(xiāng)內部老年人收入差距縮小的主要原因是各分項收入集中率的變動。

表3 2013-2018年間老年人收入不平等變化的來源構成

就各分項收入結構效應、集中效應和綜合效應對老年人收入基尼系數(shù)的影響而言，全國、城鎮(zhèn)和農村中存在差異性。全國層面主要體現(xiàn)在工資收入和養(yǎng)老金收入的結構效應上；城鎮(zhèn)主要體現(xiàn)在工資收入的結構效應、養(yǎng)老金收入的結構效應和集中效應上；農村主要體現(xiàn)在工資收入的結構效應、經營收入的結構效應和集中效應方面。分項收入效應的差異主要表現(xiàn)在占總收入比重和集中率的變動幅度上。比如，就全國層面來看，2013-2018年間，工資性收入比重從2013年的13%提高到2018年的30%，增加了17個百分點，但從不平等系數(shù)來看，工資性收入集中率從2013年的0.48增長到2018年的0.58，僅變動10個百分點；養(yǎng)老金收入比重和集中率下降幅度分別約18%、8%。這意味著工資性收入和養(yǎng)老金收入結構性效應解釋收入差距變化的力度大于集中效應。

進一步分析表2、表3發(fā)現(xiàn)，在單獨年份中屬于收入基尼系數(shù)的促增因素，在跨年份變化過程中，可能起著相反的作用。比如，養(yǎng)老金收入在2013年和2018年老年人收入基尼系數(shù)中大多屬于促增因素，但在分解基尼系數(shù)變化的來源構成中，該項收入是老年人收入差距縮小的主要來源。這體現(xiàn)了對基尼系數(shù)跨期變化進行分項收入的意義。

五、結論與建議

本文利用2013年和2018年中國家庭收入調查數(shù)據，考察了我國老年人收入結構特征和收入不平等的變化情況，得出以下幾點結論。

第一，從收入結構特征看，養(yǎng)老金收入是我國老年人收入的主要來源，但在2013-2018年間，老年人收入結構發(fā)生了顯著變化，城鄉(xiāng)間存在著明顯差異。具體來說，全國層面主要體現(xiàn)在工資性收入比重顯著提高，養(yǎng)老金收入比重顯著下降。城鎮(zhèn)老年人工資性收入比重提高約12個百分點，養(yǎng)老金收入比重高達60%以上。農村老年人工資性收入比重增長了17%，經營性凈收入和工資性收入比重高于養(yǎng)老金收入。就老年收入結構分布特征而言，城鄉(xiāng)老年人收入不平等主要體現(xiàn)在收入低分位數(shù)上，城鎮(zhèn)老年人養(yǎng)老金收入、財產性凈收入分布狀況好于農村，農村老年人經營性凈收入好于城鎮(zhèn)。

第二，就老年人收入不平等而言，我國老年收入基尼系數(shù)呈現(xiàn)下降趨勢，但收入差距仍處于較高水平。按照收入來源分解老年人收入基尼系數(shù)發(fā)現(xiàn)，2013-2018年間，工資性收入對全國、城鎮(zhèn)和農村內部老年人收入差距拉大的作用呈現(xiàn)增強趨勢，成為增加老人收入不平等的促增因素；養(yǎng)老金收入對收入基尼系數(shù)的作用在城鎮(zhèn)中呈現(xiàn)減弱趨勢，但成為拉大全國和農村內部老年人收入差距的主要因素；財產性凈收入對全國和城鎮(zhèn)老人基尼系數(shù)的貢獻率較大；經營性凈收入主要影響農村老年人收入差距；其他轉移性凈收入對老年人基尼系數(shù)的貢獻較小，是老年人收入差距的促減因素，提高其比重具有必要性。

第三，通過對老年收入不平等程度變化的分解發(fā)現(xiàn)，收入結構總效應和集中總效應是我國老年人收入不平等程度下降的主要來源，尤其是收入集中效應。其中，工資性收入結構效應和集中效應因其在總收入中的比重和集中率顯著提高，對收入不平等的下降起到弱化作用，故其比重需控制在合理范圍內，不宜再高，同時應防止集中效應作用的增強；養(yǎng)老金收入結構效應和集中效應比重與集中率的下降，對收入不平等程度的下降起到強化作用，有必要繼續(xù)提高其比重，但對于農村來說，提高養(yǎng)老金收入比重的同時，要注重預防收入集中效應的擴大。

總的來說，在我國老年人收入不平等變化中，收入結構總效應和集中總效應共同促進了收入不平等程度的下降，但各分項收入的結構效應和集中效應有所差異。這一方面體現(xiàn)了經濟發(fā)展和就業(yè)結構帶來的老年人收入結構的變化，另一方面反映出把握調整政策時機的重要性。收入結構效應是與經濟發(fā)展和居民就業(yè)結構相關，政府難以調控，而收入集中效應卻可以通過政策進行調節(jié)。即，在收入結構效應較弱時，積極采取相關政策，發(fā)揮各分項收入集中效應的作用，以達到縮小收入不平等的目標。

注釋：

① 國際通行的老齡化衡量標準是，一個國家或社會的60歲以上人口與總人口比值達到10%以上或65歲以上人口與總人口比值達到7%以上，就被稱為進入老齡化社會。

② 數(shù)據來源:國家統(tǒng)計局《2019年國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。

③ 如果某項收入的集中指數(shù)為負值，說明該項收入主要集中分布在低收入組中。