中国农村居民收入省际差距的时空演变.docxVIP

中国农村居民收入省际差距的时空演变 改革开放以来，中国农村经济快速发展，农村人口也迅速增长。 农村居民名义人均纯收入由1978 年的133.60 元增加到201年的7917.00 元, 按可比价计算, 34 年增长了54 倍多, 年均增长率达12.52%。 但在收入增长的同时, 各省 (区、市) 农村居民收入的差距也在拉大。 农村居民收入的地区差距引起了学者们的广泛关注。 万广华 (1998) 采用对数—线形回归模型测定出我国农村居民收入地区差距在不断扩大, 且地区间的扩大速度要大于地区内的扩大速度。 林毅夫等 (1998) 通过农村居民收入来源构成分解发现, 造成其收入差距的主要因素是工资性收入和经营性收入。 祝伟、 汪晓文 (2010) 利用1983~2008 年数据分析, 得出农村居民收入省际差距呈现逐步扩大的趋势。 屈小博、都阳 (2010) 利用1995~2008 年的资料进行研究, 认为农村居民收入的地区差距总体呈上升趋势, 但增幅已明显减弱。 刘纯彬、陈冲利用1996~2008 年的资料对省际收入差距进行结构和区域分解, 认为农村居民收入地区差距呈小幅周期性波动, 没有明显的扩大或缩小趋势, 工资性收入差距对总差距的贡献率最高。现有研究侧重不同、资料各别、方法各异, 所得结论也不尽一致。 农村居民收入既决定其生活水平, 又决定农业和农村经济社会发展。 农村居民收入的区域差异不仅影响社会公平, 而且制约区域均衡发展, 其所产生的“短板效应”更不利于宏观经济发展和社会和谐稳定。 这里利用31 个省 (区、市) 1978~2012 年的相关统计数据, 对农村居民收入的省际差距进行测定和结构及区域分解, 以分析其时序变化及演进特征、 来源变迁及分组贡献、分区表现及区内外关联, 以期从时空两个维度对这一差距的演变作出判断, 对演变的特征进行总结并探寻其成因。 一、 我国农村人口差距的计算和分解方法 在此, 利用基尼系数, 构建结构基尼系数模型和区域基尼系数模型, 对我国农村居民收入省际差距进行测算与分解。 (一) 基尼系数的区域分解 收入差距的衡量指标主要有极差、标准差、泰尔指数和基尼系数等。极差反映农村居民收入最高和最低省份之间的差距, 是测定差距最简单的指标, 极差越大差距越大, 反之则差距越小。其不足之处在于只能反映两个极端收入省份的差异, 而不能反映各省份之间差距的全貌。标准差反映各省份农村居民收入相对于平均值的差距, 标准差越大差距也越大, 反之则差距越小。其较之于极差能较充分反映各省份收入差距的总体平均水平, 但不能反映收入差距的特征。泰尔指数反映收入差距, 可同时考虑收入和人口因素, 还可进行区域分解, 并能说明区域内与区域间差距对总差距的影响, 但不能说明每个区域对总差距的贡献。基尼系数为意大利经济学家基尼于1922年提出, 用于测定居民收入差距, 其值界于0与1之间, 越接近0表明收入差距越小, 反之则越大。按国际一般标准, 基尼系数在0.4以上表示收入差距较大, 达到0.6则为收入悬殊。基尼系数具有对收入差距进行结构和区域分解等优良属性且能弥补泰尔指数的不足, 因此得到广泛运用。这里采用基尼系数衡量农村居民收入的省际差距, 并对差距进行结构和区域分解。 选取S个省份, 其中第i (i=1, 2, …, S) 个省份农村人口为Ni、 居民人均年纯收入为Mi, S个省份农村人口总数为N、 居民年纯收入总和为M, 人均年纯收入为M, 第i个省份农村人口在S个省份的占比为Pi、 居民年纯收入的占比为Wi, 第1 至第e个省份农村居民年纯收入在S个省份占比的累积为Qe(Qe=Qi) 。 若对各省份按人均纯收入Mi由小到大排序, 则可利用新序列计算出反映农村居民收入省际差距的基尼系数G: (二) 样本基尼系数的确定 若农村居民纯收入有k种来源, 第i个省份农村居民人均来源于第h (h=1, 2, …, k) 种的年纯收入为Mih, S个省份农村居民第h种来源的年纯收入总数为Mh, 其在S个省份农村居民年纯收入总数的占比为Fh, S个省份农村居民第h种来源年纯收入的基尼系数为Gh, 其对总基尼系数G的贡献率为 θh, 则G与Gh存在下述关系: 设S个省份农村居民第h种来源的人均年纯收入为, 第i个省份农村居民来源于第h种的年纯收入在S个省份的占比为Wih, 第1 至e个省份农村居民来源于第h种的年纯收入在s个省份占比的累积为Qeh(Qeh=Qih) , 若对各省份按农村居民人均来源于第h种的年纯收入Mih进行由小到大排序, 则可利用新序列计算出该种收入的基尼系数Gh, 即 (三) 基尼系数的计算 将S个省份按一定标准或特征划分为H个大区, 设GA、GB、GC分别为H个大区的区际、区内、交错项的基尼系数, 对应各项基