地區(qū)間的相對(duì)剝奪與地方財(cái)政收入空間非均衡的演變

王小平

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院,湖北 武漢 430073)

?

地區(qū)間的相對(duì)剝奪與地方財(cái)政收入空間非均衡的演變

王小平

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院,湖北 武漢 430073)

本文利用1997-2012年的中國(guó)省際財(cái)政收入數(shù)據(jù),采用不平等指標(biāo)對(duì)地方財(cái)政收入的空間非均衡進(jìn)行度量和分解;運(yùn)用相對(duì)剝奪理論的基尼系數(shù)子群分解方法,對(duì)地方財(cái)政收入空間非均衡進(jìn)行度量和分解;并采用財(cái)政收入流動(dòng)性方法,對(duì)地方財(cái)政收入空間非均衡的動(dòng)態(tài)演變進(jìn)行分析。結(jié)果表明:地方財(cái)政收入空間非均衡總體呈現(xiàn)縮小趨勢(shì),子群間差異是地方財(cái)政收入空間非均衡的主要來(lái)源,其中東部對(duì)中部的相對(duì)剝奪對(duì)地方財(cái)政收入總體差異貢獻(xiàn)最大;地方財(cái)政收入流動(dòng)性總體呈現(xiàn)減弱趨勢(shì),地方財(cái)政收入變動(dòng)有助于縮小地方財(cái)政收入空間非均衡。

財(cái)政收入;空間非均衡;相對(duì)剝奪;收入流動(dòng)性

一、引 言

國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于財(cái)政收入非均衡的研究很多。從基于子群間財(cái)政收入非均衡的分解來(lái)看,主要研究方法有以下四種:一是Mookherjee和Shorrocks(1982)[1]提出的基尼系數(shù)分解方法,將基尼系數(shù)分解為子群內(nèi)差距、子群體間差距和剩余項(xiàng)三大部分;二是Dagum(1997)[2]提出的基尼系數(shù)分解方法,該方法采用經(jīng)濟(jì)距離測(cè)度群間差距,將基尼系數(shù)分解為子群內(nèi)差距、子群體間差距貢獻(xiàn)和子群間超變密度貢獻(xiàn)三大部分;三是程永宏(2007)[3]提出的用累積分布函數(shù)兩個(gè)子群的基尼系數(shù)分解,劉學(xué)良、田青(2009)[4]在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了拓展,得出多個(gè)子群的基尼系數(shù)分解;四是洪興建(2008)[5]、任國(guó)強(qiáng)等(2011)[6]提出的基于相對(duì)剝奪理論的基尼系數(shù)子群分解方法,將基尼系數(shù)分解為子群內(nèi)差距、子群間差距二大部分。國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于收入流動(dòng)性的研究主要研究在以下兩個(gè)方面:一是關(guān)于收入流動(dòng)性大小的測(cè)度。王海港(2005)[7]、尹恒等(2006)[8]采用收入流動(dòng)性指標(biāo)測(cè)度了中國(guó)居民收入流動(dòng)性大小;二是收入流動(dòng)性的影響因素分析。孫文凱等(2007)[9]、章奇等(2007)[10]、Shi等(2010)[11]利用中國(guó)居民的收入相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)居民收入流動(dòng)性的影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析。

已有的研究給了我們很好的啟示,但從子群間財(cái)政收入差異的分解來(lái)看,目前大部分學(xué)者采用的方法存在剩余項(xiàng)問題以及嚴(yán)格的限制條件,而基于相對(duì)剝奪理論的基尼系數(shù)子群分解方法可以很好的彌補(bǔ)前面分解方法的不足,既可以很好的解決剩余項(xiàng)問題,又具有完全可分解性,而且沒有嚴(yán)格的限制條件,計(jì)算方便,具有較強(qiáng)的解釋能力?；谏厦娴姆治?本文財(cái)政收入差異分解方法采用的是基于相對(duì)剝奪理論的基尼系數(shù)子群分解方法。近年來(lái),國(guó)內(nèi)學(xué)者開始采用收入流動(dòng)性方法來(lái)研究收入非均衡的動(dòng)態(tài)演進(jìn),為本文提供了可借鑒的研究思路與方法,但是,目前對(duì)收入流動(dòng)性研究主要側(cè)重對(duì)流動(dòng)性大小的測(cè)度,未能反映收入流動(dòng)性的趨勢(shì)以及收入流動(dòng)性對(duì)收入差異的影響。因此,即使收入流動(dòng)性指數(shù)很大,但流動(dòng)性大的原因是由不同階層向兩極分化導(dǎo)致的,也不能稱為“好”的收入流動(dòng)性。Fields(2002)[12]提出收入流動(dòng)性P指數(shù),彌補(bǔ)了以往收入流動(dòng)性研究的不足。因此,本文將Fields(2002)居民收入流動(dòng)性拓展到財(cái)政收入流動(dòng)性,通過財(cái)政收入流動(dòng)性來(lái)反映地方財(cái)政收入空間非均衡動(dòng)態(tài)演進(jìn)。

二、樣本數(shù)據(jù)與研究方法

(一)樣本數(shù)據(jù)

本文利用1997-2012年中國(guó)31個(gè)省市區(qū)為研究樣本,共496個(gè)觀測(cè)值,數(shù)據(jù)來(lái)源于相關(guān)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)財(cái)政年鑒》。本文的研究對(duì)象是地方財(cái)政收入,選取凈轉(zhuǎn)移支付后的人均財(cái)政收入代表地方財(cái)政收入;各省市區(qū)人均財(cái)政收入以1978年為基期用GDP平減指數(shù)做了平減。

(二)空間非均衡程度的測(cè)度

本文采用洪興建(2008)和任國(guó)強(qiáng)等(2011)提出的基于相對(duì)剝奪理論的基尼系數(shù)子群分解方法來(lái)測(cè)度地方財(cái)政收入空間非均衡程度,并且將基尼系數(shù)按照三個(gè)子群進(jìn)行分解。

Runciman(1966)[13]和Yitzhaki(1979)[14]定義了子群間的相對(duì)剝奪:若總體財(cái)政收入分布X=(x1,x2,…,xn),則子群i對(duì)子群j的相對(duì)剝奪Gij為:

(1)

基尼系數(shù)的計(jì)算公式如下所示:

(2)

(3)

(4)

其中:G為地方財(cái)政收入總基尼系數(shù),γi表示第i個(gè)子群的人口份額,θi表示第i個(gè)子群的財(cái)政收入份額,Gi表示第i子群內(nèi)部的基尼系數(shù),Gij表示第i子群對(duì)第j子群的相對(duì)剝奪。GW指組內(nèi)差異,GB指組間差異,μi表示第i個(gè)子群的平均財(cái)政收入,Δij表示第i子群和第j子群之間的經(jīng)濟(jì)距離,ni表示第i個(gè)子群樣本的個(gè)數(shù)。

(三)收入流動(dòng)性的測(cè)度

1.M1指數(shù)

Prais(1955)[15]和Shorrocks(1978a)[16]提出了收入流動(dòng)性M1指數(shù)。

(5)

2.M2指數(shù)

Sommers和Conlisk(1979)[17]提出了收入流動(dòng)性M2指數(shù)。

(6)

3.M3指數(shù)

Shorrocks(1978a)提出了收入流動(dòng)性M3指數(shù)。

(7)

4.M4指數(shù)

Bartholomew(1982)[18]提出了收入流動(dòng)性M4指數(shù)。

(8)

其中:P表示地方財(cái)政收入轉(zhuǎn)換矩陣;λi為地方財(cái)政收入轉(zhuǎn)換矩陣P的第i個(gè)特征值;n為地方財(cái)政收入的分組個(gè)數(shù)。M1指數(shù)越大,表明地方財(cái)政收入的流動(dòng)性越好。

三、地方財(cái)政收入的空間非均衡度量

(一)地方財(cái)政收入的可視化描述

為了直觀的顯示地方財(cái)政收入空間非均衡,本文利用Arcgis軟件分別繪制了1997年、2001年、2008年、2012年31個(gè)省市區(qū)地方人均財(cái)政收入空間四分位圖,如圖2-5所示。

圖2 1997年空間四分位圖

圖3 2001年空間四分位圖

圖4 2008年空間四分位圖

圖5 2012年空間四分位圖

(二)地方財(cái)政收入的空間非均衡度量和分解

按照式(2)的基于相對(duì)剝奪理論的基尼系數(shù)分解方法我們計(jì)算了三個(gè)子群的基尼系數(shù),結(jié)果如表1所示。表1中列出了總體的基尼系數(shù)、子群內(nèi)基尼系數(shù)、子群間基尼系數(shù)、三個(gè)子群各自內(nèi)部的基尼系數(shù)以及子群內(nèi)和子群間差異對(duì)財(cái)政收入總體差異的貢獻(xiàn)率。

表1 三個(gè)子群總體、子群內(nèi)、子群間的基尼系數(shù)及貢獻(xiàn)率

由表1可以看出,地方財(cái)政收入總體差異的基尼系數(shù)由1997年的0.4125下降到2012年的0.3207,下降了22.25%,這說明1997-2012年間按照三個(gè)子群分組的地方財(cái)政收入總體差異呈現(xiàn)出逐漸下降趨勢(shì)。其中東部地區(qū)地方財(cái)政收入差異整體上呈現(xiàn)出逐漸下降趨勢(shì),中部地區(qū)地方財(cái)政收入差異整體上呈現(xiàn)出下降趨勢(shì),西部地區(qū)地方財(cái)政收入差異整體呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢(shì)。

為了直觀的反映1997-2012年間子群內(nèi)和子群間差異對(duì)財(cái)政收入總差異貢獻(xiàn),我們繪制了子群內(nèi)和子群間差異對(duì)財(cái)政收入總差異貢獻(xiàn)的變化圖,如圖6所示。

圖6 子群內(nèi)和子群間差異對(duì)財(cái)政收入總差異貢獻(xiàn)

由圖6可以看出,1997-2012年間子群內(nèi)和子群間對(duì)財(cái)政收入總差異的貢獻(xiàn)基本保持穩(wěn)定,平均保持在3∶7的比例。因此,子群間差異是地方財(cái)政收入空間非均衡的主要來(lái)源。

為了比較子群間的財(cái)政收入差異,本文計(jì)算了中部、東部和西部三個(gè)子群間的相對(duì)剝奪,如表2所示。

表2 不同子群間的相對(duì)剝奪

由表2可以看出,高財(cái)政收入子群對(duì)低財(cái)政收入子群間相對(duì)剝奪與每個(gè)子群的平均財(cái)政收入有關(guān),如果高財(cái)政收入子群對(duì)低財(cái)政收入子群間平均財(cái)政收入差距大,則高財(cái)政收入子群對(duì)低財(cái)政收入子群的相對(duì)剝奪也大。低財(cái)政收入子群對(duì)高財(cái)政收入子群的相對(duì)剝奪并不能反映子群間平均財(cái)政收入差距,而是反映子群間的交錯(cuò)情況。例如東部對(duì)中部的相對(duì)剝奪大于中部對(duì)東部的相對(duì)剝奪,則說明東部的平均財(cái)政收入高于中部的平均收入,反映的是東部與中部的財(cái)政收入差距狀況;中部對(duì)西部的相對(duì)剝奪小于西部對(duì)中部的相對(duì)剝奪,則說明西部的平均財(cái)政收入高于中部的平均收入,反映的是中部與西部的財(cái)政收入的交錯(cuò)情況。

由式(2)可知,子群間的相對(duì)剝奪對(duì)地方財(cái)政收入總體差異的貢獻(xiàn)等于子群之間的相對(duì)剝奪、相應(yīng)子群的人口份額和收入份額三者的乘積,因此,即使子群之間的相對(duì)剝奪越大,也不能說明對(duì)總體基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)越大,進(jìn)一步表明,如果子群間相對(duì)剝奪差異比較少的情況下,人口份額和收入份額的數(shù)值將影響其對(duì)地方財(cái)政收入總體差異的貢獻(xiàn)大小。通過式(2),可以計(jì)算得出子群間的相對(duì)剝奪對(duì)地方財(cái)政收入總體差異的貢獻(xiàn),如表3所示。

表3 子群間的相對(duì)剝奪對(duì)地方財(cái)政收入差異的貢獻(xiàn)(%)

由表3可以看出,1997-2012年間不同子群內(nèi)部差異對(duì)財(cái)政收入整體差異的平均貢獻(xiàn)程度由大到小排列分別為:東部(17.36%)、西部(8.88%)和中部(5.32%)。子群間差異對(duì)財(cái)政收入整體差異的平均貢獻(xiàn)程度由大到小排列分別為:東部對(duì)中部(21.67%)、東部對(duì)西部(16.05%)、西部對(duì)中部(12.98%)、西部對(duì)東部(9.75%)、中部對(duì)東部(4.11%)和中部對(duì)西部(3.89%)。

四、地方財(cái)政收入的空間非均衡動(dòng)態(tài)演進(jìn)

(一)地方財(cái)政收入流動(dòng)性趨勢(shì)分析

本文采用分位數(shù)法,將31個(gè)省市區(qū)的地方財(cái)政收入由低到高劃分為5個(gè)等級(jí),分別定為等級(jí)Ⅰ(“低財(cái)政收入”地區(qū))、等級(jí)Ⅱ(“中低財(cái)政收入”地區(qū))、等級(jí)Ⅲ(“中等財(cái)政收入”地區(qū))、等級(jí)Ⅳ(“中高財(cái)政收入”地區(qū))、等級(jí)Ⅴ(“高財(cái)政收入”地區(qū))。

表4 1997-2000年地方財(cái)政收入轉(zhuǎn)換矩陣

注:Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ、Ⅴ分別對(duì)應(yīng)20%、40%、60%、80%、100%這5個(gè)等級(jí)地區(qū)的地方財(cái)政收入，下同。

表5 2000-2003年地方財(cái)政收入轉(zhuǎn)換矩陣

表6 2003-2006年地方財(cái)政收入轉(zhuǎn)換矩陣

表7 2006-2009年地方財(cái)政收入轉(zhuǎn)換矩陣

表8 2009-2012年地方財(cái)政收入轉(zhuǎn)換矩陣

由于篇幅限制,本文沒有列出三大區(qū)域財(cái)政收入轉(zhuǎn)換矩陣,只給出了全國(guó)財(cái)政收入轉(zhuǎn)換矩陣。表4-8提供了1994-2012年間全國(guó)財(cái)政收入的區(qū)域間動(dòng)態(tài)變化信息。根據(jù)表4-8可以看出:(1)轉(zhuǎn)移概率比較大的值主要分布在轉(zhuǎn)換矩陣的主對(duì)角線上,各地區(qū)向其它等級(jí)地方財(cái)政收入地區(qū)轉(zhuǎn)移的概率較低,表明不同等級(jí)地方財(cái)政收入地區(qū)轉(zhuǎn)移時(shí)具有一定的慣性,即各地區(qū)在地方財(cái)政收入分布中的相對(duì)位置趨于穩(wěn)定狀態(tài)。(2)地方財(cái)政收入不同等級(jí)地區(qū)轉(zhuǎn)移主要在相鄰等級(jí)之間進(jìn)行,跨等級(jí)轉(zhuǎn)移發(fā)生的概率較小。

根據(jù)財(cái)政收入轉(zhuǎn)換矩陣可以分別計(jì)算1997-2012年全國(guó)、東部、中部和西部財(cái)政收入流動(dòng)性指數(shù),如表9所示。

表9 1997-2012年地方財(cái)政收入流動(dòng)性指數(shù)

由表9可以看出,在1997-2012年間,全國(guó)財(cái)政收入流動(dòng)性指數(shù)呈現(xiàn)先下降后上升再下降的趨勢(shì);東部財(cái)政收入流動(dòng)性指數(shù)呈現(xiàn)先下降后上升再下降的趨勢(shì);中部財(cái)政收入流動(dòng)性指數(shù)呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì);西部財(cái)政收入流動(dòng)性指數(shù)整體呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢(shì)。

(二)財(cái)政收入流動(dòng)性對(duì)地方財(cái)政收入空間非均衡的影響

為了分析地方財(cái)政收入流動(dòng)性對(duì)地方財(cái)政收入空間非均衡的影響,本文采用Fields(2002)提出收入流動(dòng)性P指數(shù),P指數(shù)計(jì)算公式如下:

(9)

通過公式(9),我們得出全國(guó)、東部、中部、西部和東中西部間財(cái)政收入的流動(dòng)性P指數(shù),如表10所示。

表10 1997-2012年三大區(qū)域地方財(cái)政收入流動(dòng)性P指數(shù)

由表10可以看出,1997-2000年、2003-2006和2009-2012年的P指數(shù)均大于零,這三個(gè)時(shí)期的財(cái)政收入變動(dòng)有助于縮小地方財(cái)政收入空間非均衡;2000-2003年全國(guó)、中部和西部的P指數(shù)均小于零,說明這一時(shí)期的財(cái)政收入變動(dòng)加劇了全國(guó)、中部和西部財(cái)政收入空間非均衡;2006-2009年西部地區(qū)的P指數(shù)小于零,說明這一時(shí)期的財(cái)政收入變動(dòng)加劇了西部地區(qū)財(cái)政收入空間非均衡。

五、結(jié)論與政策建議

本文的主要研究結(jié)論如下:(1)地方財(cái)政收入呈現(xiàn)顯著的空間非均衡特征。地方財(cái)政收入總體差異呈現(xiàn)縮小趨勢(shì)。(2)基于相對(duì)剝奪理論的基尼系數(shù)子群分解結(jié)果表明,子群間差異是地方財(cái)政收入地區(qū)差異的最重要原因,其中東部對(duì)中部相對(duì)剝奪對(duì)財(cái)政收入總體差異的貢獻(xiàn)最大,東部對(duì)西部、西部對(duì)中部以及西部對(duì)東部也較大,中部對(duì)東部和中部對(duì)西部比較小;子群內(nèi)和子群間對(duì)財(cái)政收入總差異的貢獻(xiàn)基本保持穩(wěn)定,平均保持在3∶7的比例。(3)地方財(cái)政收入流動(dòng)性分析結(jié)果表明,從財(cái)政收入流動(dòng)性的強(qiáng)弱來(lái)看,我國(guó)財(cái)政收入流動(dòng)性的變化呈現(xiàn)出先減弱后增強(qiáng)最后減弱的趨勢(shì);從財(cái)政收入流動(dòng)性對(duì)地方財(cái)政收入空間非均衡的影響來(lái)看,各區(qū)域在不同時(shí)期的財(cái)政收入變動(dòng)作為財(cái)政收入平等器的作用總體呈現(xiàn)逐漸增強(qiáng)趨勢(shì),意味著我國(guó)的地方財(cái)政收入變動(dòng)有助于縮小地方財(cái)政收入空間非均衡。

根據(jù)上面研究結(jié)果,本文的政策建議如下:(1)高度重視子群間財(cái)政收入差異問題,特別關(guān)注東部對(duì)中部、東部對(duì)西部、西部對(duì)中部以及西部對(duì)東部子群間的財(cái)政收入差異。(2)加強(qiáng)地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)交流,引導(dǎo)區(qū)域間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,增強(qiáng)地方財(cái)政收入流動(dòng)性。(3)中央政府在繼續(xù)加大對(duì)西部地區(qū)轉(zhuǎn)移支付的同時(shí),也要進(jìn)一步加大對(duì)東部和中部轉(zhuǎn)移支付的力度。

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

[2] Dagum,C.,A New Approach to the Decomposition of the Gini Income Inequality Ratio[J],Empirical Economics,1997,22(4):515-531.

[3] 程永宏.改革以來(lái)全國(guó)總體基尼系數(shù)演變及其城鄉(xiāng)分解[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué),2007,(4):45-60,205.

[4] 劉學(xué)良,田青.關(guān)于基尼系數(shù)按群組分解的進(jìn)一步研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2009,(10):98-111.

[5] 洪興建.一個(gè)新的基尼系數(shù)子群分解公式—兼論中國(guó)總體基尼系數(shù)的城鄉(xiāng)分解[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊),2008,8(1):307-324.

[6] 任國(guó)強(qiáng),尚金艷.基于相對(duì)剝奪理論的基尼系數(shù)子群分解方法研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2011,(8):103-114.

[7] 王海港.中國(guó)居民家庭的收入變動(dòng)及其對(duì)長(zhǎng)期不平等的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究,2005,(1):56-66.

[8] 尹恒,李實(shí),鄧曲恒.中國(guó)城鎮(zhèn)個(gè)人收入流動(dòng)性研究[J].經(jīng)濟(jì)研究,2006,(10):30-43.

[9] 孫文凱,路江涌,白重恩.中國(guó)農(nóng)村收入流動(dòng)分析[J].經(jīng)濟(jì)研究,2007,(8):43-57.

[10] 章奇,米建偉,黃季焜.收入流動(dòng)性和收入分配:來(lái)自中國(guó)農(nóng)村的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2007,(11):123-138.

[11] Shi,X,liu,X,Nuetah.A.Xin,X.Determinants of Household Income Mobility in Rural China:1989-2006[J],China & World Economy,2010,18(2):41-59.

[12] Field GS.Distribution and Development:A New Look at the Developing World[M].Boston:The MIT Press,2002.

[13] Runciman W.Relative Deprivation and Social Justice:A Study of Attitudes to Social Inequality in Twentieth-Century England[J].Berkeley and Los Angeles University of California Press 1966.

[14] Yitzhaki S.Relative Deprivation and the Gini Coefficient[J].Quarterly Journal of Economics,1979,93(2):321-324.

[15] Prais,J.s.Measuring Social Mobility[J].Journal of the Royal Statistical,1955,118(1):56-66.

[16] Shorrocks,F.A.The Measurement of Mobility[J].Econometrica,1978a,46(5):1013-1024.

[17] Sommers,M.P.and Conlisk,J.Eigenvalue Immobility Measures for Markov Chains[J].Journal of Mathematical Sociology,1979,(6):253-276.

[18] Bartholomew,J.D.Stochastic Models for Social Processes[M].London:Wiley,1982.

(責(zé)任編輯:風(fēng) 云)

Regional Relative Deprivation and the Evolution of the Spatial Inequality in Local Fiscal Revenue

WANG Xiao-ping

(Zhongnan University of Economics and Law, School of Finance and Taxation, Wuhan Hubei 430073, China)

In this paper,by using Chinese provincial fiscal revenues in 1997-2012 data, using inequality index to measure the space of local fiscal revenue inequality and decomposition; By using the theory of relative deprivation of gini coefficient subgroup decomposition method, the local fiscal revenue inequality measurement and decomposition space; And adopt fiscal income mobility method, the disequilibrium of the local fiscal revenue space dynamic evolution is analyzed.The results show that the local fiscal revenue overall showed a trend of narrow space inequality, differences between subgroups is the main source of local fiscal revenue space inequality, the relative deprivation of middle eastern the largest contribution to the overall differences of local fiscal revenue; Overall showed a trend of weakening the local finance income mobility, local fiscal revenue changes help narrow space inequality local fiscal revenue.

fiscal revenue; spatial inequality; Relative Deprivation; Income mobility

2014-09-26

中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)研究生創(chuàng)新教育計(jì)劃項(xiàng)目(2014B0306)

王小平(1981-),男,江西高安人,中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院博士生。

F812.7

A

1004-4892(2015)07-0015-09