基尼系数法在乡镇企业发展空间非均衡测度中的应用

肖攀, 李煜湘



基尼系数法在乡镇企业发展空间非均衡测度中的应用

肖攀1, 2, 李煜湘1

(1. 湖南文理学院经济与管理学院, 湖南常德, 415000; 2. 湖南大学金融与统计学院, 湖南长沙, 410205)

针对我国乡镇企业发展空间非均衡问题, 选取2003-2012年乡镇企业总产值和乡镇企业营业收入2个指标数据, 采用基尼系数法, 分析了我国乡镇企业发展空间非均衡的特征、程度及其来源。结果表明: 我国乡镇企业空间非均衡程度最大的是西部, 其次是东部和中部地区最小。全国整体以及东、西部地区内部乡镇企业发展的空间非均衡程度均呈现进一步加深趋势, 中部地区乡镇企业发展的空间均衡程度得到小幅缓解。区域间差距与剩余项差距反向变动是引致我国乡镇企业发展空间非均衡程度发生变动的重要因素。

基尼系数法; 乡镇企业; 空间非均衡

改革开放以来, 我国乡镇企业得到长足发展, 在自身不断发展壮大的同时, 也在促进乡村经济繁荣和人们物质文化生活水平的提高、促进产业结构升级、吸收和转移乡村剩余劳动力乃至逐步缩小城乡差别和工农差别、建立新型的城乡关系等方面发挥了重要作用。目前, 发展乡镇企业不仅已经成为我国农村、农民脱贫致富的必由之路, 而且也是我国新生代企业家成长的平台与大中型企业成长的摇篮。乡镇企业成为我国经济增长的重要引擎和国民经济的一个重要支柱。然而, 近年来, 乡镇企业发展地区不均衡趋势凸显, 区域之间乡镇企业发展差距呈现进一步扩大的趋势。邬爱其、张海峰[1]提出要通过完善和创新各层次的制度, 加快西部地区乡镇企业的发展, 缩小地区差异, 促进地区间经济协调发展。刘石成[2]指出中西部乡镇企业利用非均衡发展的客观力量走向相对均衡发展, 是加快自身发展、缩小与东部地区差距的一个正确战略选择。王辉、白易彬[3]运用随机前沿分析方法, 从技术效率的角度研究了中国区域间乡镇企业发展不均衡的原因。分析表明, 中国乡镇企业劳动力平均实际产出与前沿产出之间的差距主要受技术非效率的影响, 技术效率水平自东向西依次递减, 是影响区域间乡镇企业发展不均衡的重要因素。宋海英、刘荣茂[4]从产业空间集聚的角度出发, 运用计量经济学模型, 对农村中小企业第二产业发展的地区差异的原因进行了实证研究。结果显示, 地理位置和经济基础共同影响着农村中小企业发展的地区差异。刘国亮、钟甫宁[5]利用回归模型估计了我国不同地区乡镇企业发展的技术效率差异。研究结果表明, 旨在缩减乡镇企业发展地区差异的“东西合作工程”, 应促进和推动资源向中部地区流动, 对西部地区乡镇企业发展的扶持应以技术扶持为主。范丽霞[6]运用方差分解技术, 考察要素投入与全要素生产率增长各自对省区间乡镇企业增长差异的贡献。结果显示, 各省区之间全要素生产率增长的差异是造成乡镇企业增长地区差距的主要原因。魏后凯[7]利用系统的统计资料和实证分析方法, 着重探讨改革开放以来乡镇企业的发展对农村地区差异形成的影响。郭晓明[8]指出企业类型、所有制及企业行为、发展程度、结构变化是引起乡镇企业地区差异的主要因素。

乡镇企业发展地区差异的存在固然有其客观性、必然性和合理性, 但差异过大势必会导致地区之间经济发展失衡, 进而阻碍发展也是需要引起重视的, 因为差异只有在一个合理的范围与限度内才能成为发展的动力。因此, 本文采用一种衡量相对差异的基尼系数方法和分解思路, 来测度我国乡镇企业区域发展的空间非均衡性及其来源。以期为客观认识我国区域乡镇企业发展水平与特征, 促进我国区域乡镇企业协同发展提供参考依据。

1 基尼系数法

2 指标数据的选取与区域划分

为测度我国乡镇企业发展的区域空间非均衡性, 同时考虑到统计指标的可获性和统计数据的完整性, 分别选取乡镇企业总产值和乡镇企业营业收入2个指标来全面分析乡镇企业发展的空间非均衡特征。数据时间跨度为2003-2012年, 数据来源于相关各年的《中国乡镇企业与农产品加工业年鉴》和《中国农业年鉴》。

本文根据传统的区域划分标准, 将我国31个省(市, 自治区)划分为东部、中部、西部3大区域。其中: 东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南, 共11个省(市、自治区); 中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南, 共9个省(市、自治区); 西部地区包括广西、云南、四川、重庆、贵州、陕西、甘肃、青海、西藏、宁夏和新疆, 共11个省(市、自治区)。

3 乡镇企业发展的空间非均衡及其来源分析

3.1 总产值的空间非均衡及其来源

3.1.1 空间非均衡

采用基尼系数计算得到乡镇企业总产值的空间非均衡程度及其年度变化趋势, 结果如表1所示。由表1可知, 考察期间, 东、中、西部区域乡镇企业总产值基尼系数的平均值分别为0.460 5、0.316 1、0.470 3, 表明乡镇企业总产值地区内部差距最大的是西部, 其次是东部, 中部地区内部差距最小。考察期间, 全国整体以及东部、西部乡镇企业总产值地区差异的基尼系数整体上均呈现上升趋势, 分别从2003年的0.552 7、0.417 7、0.448 8上升到2012年的0.626 4、0.497 9、0.519 8, 增长幅度分别为13.33%、19.20%和15.85%。表明全国整体以及东、西部地区内部乡镇企业总产值的空间非均衡程度均呈现进一步加深趋势, 且东部地区内部乡镇企业总产值发展的不均衡程度加深的速度最快。中部地区内部代表乡镇企业总产值不均衡程度的基尼系数从2003年的0.320 7小幅上升到2012年的0.321 9, 且各考察年份其基尼系数值大部分稳定在0.31左右。表明中部地区内部乡镇企业总产值的不均衡程度基本保持稳定。从基尼系数的年度变化趋势来看, 西部地区基尼系数自2003-2005年呈现稳步下降趋势, 并且在2005年下降到最低点, 自2006年开始逐步上升, 地区差距逐步扩大。东部地区内部乡镇企业年度总产值的不均衡程度始终保持稳步小幅增长趋势, 全国整体上的变化趋势与东部地区基本保持一致。年度变化趋势表明我国乡镇企业总产值地区不均衡程度的加深主要是由东部、西部地区不均衡程度的加深而引起的。

表1 区域乡镇企业总产值空间非均衡的基尼系数

注: 根据《中国乡镇企业和农产品加工业年鉴》和《中国农业年鉴》相关数据计算得到。下表同。

3.1.2 来源

表2给出了我国乡镇企业总产值空间非均衡的来源及其贡献率。由表2可知, 考察期间, 反映乡镇企业总产值空间非均衡程度的区域内(组内)差距、区域间(组间)差距以及剩余项差距的基尼系数的年度平均值分别为0.154 3、0.392 7、0.044 9, 其对总体非均衡程度的平均贡献率分别为26.05%、66.34%和7.61%。表明我国乡镇企业总产值的空间非均衡性主要是由区域间差距引起, 其次是区域内差距, 剩余项差距对乡镇企业总产值空间非均衡程度的贡献最小。从年度演变过程来看(图1), 2003-2012年, 我国乡镇企业总产值区域间差距的贡献率总体上呈上升趋势, 剩余项差距的贡献率总体上呈下降趋势, 而区域内差距的贡献率基本保持平稳, 没有发生明显的波动。从具体数值来看, 区域间差距的贡献率总体上经历了“上升—下降—上升”3个比较明显的变化历程: 2003-2007年表现为稳步小幅上升态势, 在2007年达到最大值68.40%; 在2008-2011年时间段内, 地区间差距的贡献率表现为下降态势, 其中在2008-2010年时间段下降的幅度相对较小, 在2011年下降的幅度相对较大, 并在该年末达到最小值60.33%。2012年贡献率迅速回升到66.19%。区域内差距贡献率的变化趋势总体上较为平稳, 基本维持在25%左右, 整个考察期内变化不大, 在2011年达到最大值28.00%。剩余项差距的贡献率在整个考察期内呈现出先下降后上升的趋势, 具体可以分为2个阶段: 2003-2007年一直呈下降态势, 并且在2007年达到最小值5.96%; 2007-2012年这段时间, 剩余项差距的贡献率呈现出上下波动态势, 2012年其贡献率达到7.00%。总体上看, 组间差距贡献率与剩余项差距贡献率的年度变化趋势基本相反。表明区域间差距与剩余项差距反向变动是引致我国乡镇企业总产值空间非均衡的重要因素。

表2 乡镇企业总产值基尼系数的结构分解

图1 乡镇企业总产值空间非均衡贡献率的年度演变趋势

3.2 营业收入的区域空间非均衡及其来源

3.2.1 区域空间非均衡

同样利用基尼系数来分析乡镇企业营业收入的区域空间非均衡性及其年度变化趋势, 结果如表3所示。由表3可知, 考察期间, 东、中、西部区域乡镇企业营业收入基尼系数的平均值分别为0.465 6、0.317 2、0.476 4, 表明乡镇企业营业收入空间非均衡程度最大的是西部, 其次是东部, 中部地区最小。考察期间, 全国整体以及东部、西部地区乡镇企业营业收入地区差异的基尼系数整体上呈现上升趋势, 分别从2003年的0.545 4、0.417 1、0.440 7上升到2012年的0.624 3、0.473 8、0.520 1, 增长幅度分别为14.47%、19.32%和18.02%。表明全国整体以及东、西部地区内部乡镇企业营业收入的地区不均衡程度均呈现进一步加深趋势, 且东部地区内部各地区间的不均衡程度加深的速度最快。中部地区内部乡镇企业营业收入的不均衡程度从2003年的0.320 1小幅下降到2012年的0.314 7, 且各考察年份的基尼系数值大部分稳定在0.31左右。表明中部地区内部乡镇企业营业收入的地区不均衡程度出现小幅缓解。从基尼系数的年度变化趋势来看, 西部地区基尼系数在2006-2007年期间迅速上升, 并且在2007年上升到最高点0.544 4, 地区非均衡程度达到最大; 1年之后迅速滑落至0.471 8 (略高于2006年初的水平), 地区非均衡程度下降; 自2008年末开始逐步小幅回升, 地区非均衡发展程度小幅扩大。东部地区内部乡镇企业营业收入的地区非均衡程度除在2011年出现一次明显的提升外, 其余年份基本保持稳步小幅增长趋势。全国整体上的变化趋势与东部地区基本保持一致。表明我国乡镇企业营业收入地区不均衡程度的年度变化趋势主要受东部地区的影响。进一步比较可知, 2007年西部地区乡镇企业营业收入地区差异的大幅波动给全国整体水平带来了明显的影响。

表3 区域乡镇企业营业收入空间非均衡的基尼系数值

3.2.2 来源

表4描述了我国乡镇企业营业收入空间非均衡的来源及其贡献率。由表4可知, 考察期间, 反映乡镇企业营业收入总体空间非均衡程度的组内差距、组间差距以及剩余项差距的基尼系数的年度平均值分别为0.156 3、0.396 6、0.042 9, 其对总体差异的平均贡献率分别为26.21%、66.55%和7.24%。这表明我国乡镇企业营业收入的空间非均衡主要是由区域间差距引起, 其次是区域内差距, 剩余项差距对乡镇企业营业收入空间非均衡程度的贡献最小。从演变过程(图2)来看, 2003-2012年, 我国乡镇企业营业收入区域间差距的贡献率总体上呈波动上升趋势, 但波动的幅度不大; 而区域内差距的贡献率在整个考察期内没有明显的变化, 剩余项差距的贡献率总体上呈现出先下降后上升的趋势, 但变动的幅度也比较有限。从具体数值来看, 区域内差距的贡献率变化较为平稳, 基本维持在26%～28%之间。区域间差距的贡献率大体上经历了2个明显的变化阶段: 2003-2007年一直保持小幅上升态势, 并且在2007年达到最大值68.82%; 2007-2011年地区间差距的贡献率出现小幅度的下降态势, 并且在2011年达到最小值63.57%。剩余项差距的贡献率在整个考察期内呈现出先下降后上升的趋势, 2003-2007年始终保持小幅下降态势, 并且在2007年达到最小值5.56%; 2007-2012年这段时间, 剩余项差距的贡献率虽然出现波动态势, 但波动的幅度有限。

表4 乡镇企业营业收入基尼系数的结构分解

总体上看, 我国乡镇企业营业收入组间差距的贡献率与剩余项差距的贡献率的年度变化趋势基本相反。这意味着区域间差距与剩余项差距反向变动是引致我国乡镇企业营业收入空间非均衡的重要因素。这一结论与乡镇企业总产值空间非均衡的情况是一致的。

图2 乡镇企业营业收入空间非均衡贡献率的演变趋势

4 结论

本文采用基尼系数法分析了2003～2012年我国乡镇企业发展的空间非均衡程度及其来源。发现考察期间, 我国乡镇企业空间非均衡程度最大的是西部, 其次是东部, 中部地区最小。全国整体以及东、西部地区内部乡镇企业发展的空间非均衡程度均呈现进一步加深趋势, 中部地区乡镇企业发展的空间均衡程度得到小幅缓解。我国乡镇企业发展的空间非均衡主要是由区域间差距引起, 其次是区域内差距, 剩余项差距对乡镇企业发展的空间非均衡程度的贡献最小。区域间差距与剩余项差距反向变动是引致我国乡镇企业发展空间非均衡程度发生变动的重要因素。

[1] 邬爱其, 张海峰. 制度非均衡安排与西部乡镇企业发展[J]. 乡镇企业研究, 2001(1): 25-27.

[2] 刘石成. 非均衡增长理论与中西部乡镇企业发展战略选择[J]. 区域经济研究, 1997(10): 17-19.

[3] 王辉, 白易彬. 乡镇企业非均衡发展与技术效率及其要素贡献关系的实证分析[J]. 长安大学学报(社会科学版), 2011, 13(1): 42-48.

[4] 宋海英, 刘荣茂. 农村中小企业发展的地区差异——基于产业集聚角度的实证分析[J]. 中国农村经济, 2007(5): 71-77.

[5] 刘国亮, 钟甫宁. 乡镇企业技术效率的地区差异分析[J]. 农业技术经济, 1998(5): 38-41.

[6] 范丽霞. 乡镇企业增长的地区差异分析[J]. 工业技术经济, 2010, 29(11): 74-77.

[7] 魏后凯. 中国乡镇企业发展中的地区与区域差异[J]. 中国农村经济, 1997(5): 56-60.

[8] 郭晓鸣. 中国乡镇企业发展中的地区差异[J]. 经济体制改革, 1996(3): 122-133.

[9] Mookherjee D, Shorrocks A. A Decomposition Analysis of the Trend in UK Income Inequality [J]. The Economic Journal, 1982, 92(9): 886-902.

[10] 王媛, 牛志广, 王伟. 基尼系数法在水污染物总量区域分配中的应用[J]. 中国人口资源与环境, 2008, 18(3): 177-180.

(责任编校:刘晓霞)

Application of Gini coefficient method in the measurement of spatial nonequilibrium in the development of township enterprises

Xiao Pan1, 2, Li Yuxiang1

(1. College of Economy and Management, Hunan University of Arts and Sciences, Changde 415000, China;2. College of Finance and Statics, Hunan University, Changsha 410205, China)

In order to reveal the nonequilibrium on the space of the township enterprises’ development in China, the data are gathered from 2003 to 2012 of township enterprises total output value and township enterprises operating income, the Gini coefficient method is employed to analyze the non equilibrium in the development of township enterprises about the characteristics, degree and its source. The western’s nonequilibrium on the space of the township enterprises’ development is the largest, followed by the eastern and the central. The non equilibrium in the overall national, the east and the western are further deepen, while the central is relieved. The reverse change between the regional gap and the remaining gap is an important factor that causes the change of the non equilibrium on the space of the development of township enterprises in China.

Gini coefficient method; township enterprises; spatial non equilibrium

10.3969/j.issn.1672–6146.2016.04.004

F 325.3

1672–6146(2016)04–0011–05

肖攀, xiaopan345@163.com。

2016-06-12

教育部新世纪人才支持计划(NCET-08-0187); 湖南省教育厅科研项目(15C0953)。