泰尔指数（精选7篇）
泰尔指数 篇1
1 引 言
地区收入差距是指各地区居民不均等地分享或占有全社会所创造的可供居民支配的收入这样一种现象, 是收入分配的地区表现形式。中国自改革开放以来, 地区收入差距一直存在且呈现扩大的现象, 曾一度引起社会的广泛关注。
最近几年, 很多学者在研究地区收入差距方面做出了很大贡献, 其中有一些学者采用泰尔指数测算并分析了中国的地区收入差距, 如王恩东运用泰尔指数测算了1990—1997年的地区收入差距, 他分别利用了省级GDP和市地级GDP的数据来测算, 得出地区收入差距扩大的原因分别是区域间差距和省内差距引起的;孙靖和黄海滨则运用泰尔指数分析了1996—2005年我国东、中、西部三大地区收入差距, 得出我国地区收入差距趋势为先升后降, 且区域间差距是总差距变动的主因。还有一些学者运用泰尔指数来测算某个省的收入差距, 如张惠、马晓丽和夏芸等。
综观以上学者的分析, 大多是采用三大地区划分法 (即东、中、西部地区) 、四大地区划分法 (即东、中、西和西北地区) 或者只研究单个省份的情况。以上的划分方法有些太粗, 对于省份的研究则范围较小。根据中国“十一五”区域发展的思路脉络, 指出中国八大经济区的划分方法, 出于经济区的统一和加强区域间的联系考虑, 八大地区的划分也许会更符合当今经济发展的实际和要求。故本文采取八大地区的划分方法, 并引用了作为衡量个人之间或者地区间收入差距 (或称为不平等度) 的指标——泰尔指数, 来衡量地区收入差距。
2 指标选择与数据来源
本文的样本总共31个, 包括23个省、5个自治区和3个直辖市。按照经济发展联系紧密程度划分为八大地区, 如表1所示。
资料来源:李准烨.《中国各区域对外贸易的决定性因素分析——中国八大区域与东亚三经济体间的贸易》[J].《经济研究》, 2005年第8期。
人均GDP具有较好的系统性和可比性, 因此本文采用人均GDP作为分析地区收入差距的指标。本文数据均来自《中国统计年鉴》 (1999—2008年) 。
3 利用泰尔指数测算中国八大地区收入差距及其因素分解
泰尔指数是一种具有空间可分解性的区域差异分析方法, 可用来分析区域总体差距、区域间差距以及区域内差距的变化, 在区域研究中受到不少学者的重视。
泰尔指数定义为:
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式中, Gi、Pi分别为i地区的收入和人口, G、P分别为全国的总收入和总人口。N为地区数量。Gi/G, Pi/P分别为i地区的收入比重和人口比重。
泰尔指数的分解计算式如下:T=Tb+Tw
其中, Tb=∑gilog (gi/pi) (1)
Tw (i) =∑ (gj/gi) log[ (gj/gi) / (Pj/Pi) ] j∈i (i=1, 2, …, n) (2)
Tw=∑giTw (i) (3)
式 (1) 中, Tb为区际差距, gi、pi分别为第i地区所占总区域的收入比重和人口比重;式 (2) 中, gi、pi同式 (1) , gj、pj分别为j省所占总区域的收入比重和人口比重;式 (3) 中, Tw为区内差距, 是各区域内部差距Tw (i) 的加权和。
泰尔指数越大, 说明区域差距越大, 反之亦然。
本文运用上述泰尔指数公式及其分解式, 计算得出中国1999—2008年地区收入差距和因素分解结果 (泰尔指数) , 如表2和图1所示。
注:表中数据均来自《中国统计年鉴》, 以1999年为基期, 经过指数平减处理后的GDP值计算得出。
首先, 我们从表2和图1来分析我国的地区收入的总差距、区域内差距和区域间差距的情况:
从总差距来看, 我国1999—2008年的地区收入差距有波动, 差距水平有升有降, 但总体趋势是下降的。地区收入差距水平在1999年为0.050, 2000年下降至此期间的最低点0.044, 此后缓慢增长, 在2004年达到最高点0.053之后突然下降, 此后三年呈现平稳趋势。
从区域内差距来看, 1999—2006年区域内收入差距均呈平稳趋势, 2007年下降至0.009, 但 2008年突然上升至0.012, 上升幅度达33.33%。
从区域间差距来看, 从2000年开始区域间差距一直缓慢增长, 2004年达到0.042, 之后平稳下降, 2008年下降至0.034。
从表2中贡献率的角度可以看出, 区域间差距对总差距的贡献率远远高于区域内差距。2008年区域内差距有所上升, 区域间差距有所下降, 但区域间差距的贡献率还是远高于区域内差距。图1中, 我国地区收入差距与区域间收入差距的趋势线基本一致, 可见地区收入差距的起伏波动主要是由区域间收入差距的持续变化而引起的。
其次, 我们从区域层面上分析我国八大地区收入差距:从表2和图2中可以知道, 1999—2008年, 东北地区、南部沿海地区和长江中游地区内部收入差距变化比较平稳;而东部沿海地区和西北地区呈明显下降的趋势。东部沿海地区的泰尔指数从1999年的0.027下降至2008年的0.0147, 降幅达到45.56%, 西北地区的泰尔指数从1999年的0.0149下降至2008年的0.0069, 降幅达到53.69%。北部沿海地区呈缓慢下降的趋势, 与东部沿海相比, 北部沿海2004年前内部差距小于东部沿海, 而2004年之后则超过了东部沿海, 成为八大地区中收入差距最大的地区。黄河中游地区和西南地区则出现了收入差距明显上升的趋势。黄河中游地区从1999年的0.0013到2008年的0.0089, 增长了5.84倍;西南地区从1999年的0.0075到2008年的0.0121, 增长了0.61倍。
4 结 论
本文通过泰尔指数的测算, 分析了我国1999—2008年八大地区的收入差距, 从而得出以下结论:
(1) 我国的地区收入差距总体趋势是先上升后下降, 且主要是由于区域间差距的波动引起的。
(2) 从八大地区的层面上来看, 1999—2008年下降幅度最大的是西北地区, 上升幅度最大的则是黄河中游地区。到2008年, 八大地区中收入差距最大的是北部沿海地区, 最小的是南部沿海地区。
参考文献
[1]王恩东.地区收入差距的泰尔指数测度[J].开放导报, 2003 (1) :39-42.
[2]孙靖, 黄海滨.泰尔指数在东、中、西部地区收入差距分析中的应用[J].商场现代化, 2007 (4) :51.
[3]张惠.苏南、苏中、苏北居民收入差距的泰尔系数测算[J].现代商业, 2008:150-151.
[4]马晓丽, 夏芸.基于泰尔指数的甘肃区域收入差距比较[J].价格月刊, 2008 (2) :22-25.
泰尔指数 篇2
就衡量收入不平等而言,我们最为常用的方式就是使用基尼系数进行衡量。从1921 年基尼系数(Gini,1921)第一次出现到现在已经有八十年的历史(Xu,Kuan,2004),对基尼系数的研究和分析已经形成一套很成熟的方法和并积累了大量相关的文献。在对基尼系数论述的的文献历史中,Anand(1983)和Chakravarty(1990)对包括基尼系数在内的不平等测量方法进行了全面的调查,Lambert(1989),以及Atkinson and Bourguignon(2000)也对利用基尼系数衡量收入不平等以及贫困问题提供了全面的参考文献。对于基尼系数的发展历程及文献综述回顾可以参见Kuan Xu(2004),其根据以往的文献对基尼系数的产生和发展进行了一次全面的梳理,同时对基尼系数的解释,社会福利效应以及收入分解都做了详细的介绍。在Kuan Xu(2004)的文章中,基尼系数定义为用来衡量收入、消费以及财产分配差异的指标。对基尼系数的测量主要有三种方法:几何法、协方差法以及矩阵法。
(一)几何法
对于几何法而言,主要是根据洛伦兹曲线来对基尼系数进行几何描述,其初始公式为:
A:是洛伦兹曲线与完全平等曲线(45 度线)之间的区域面积
B:是洛伦兹曲线以下的区域面积
以人口的累积百分比由低到高作为横坐标,由收入的累计百分比由低到高作为纵坐标。Sen(1973)把基尼系数的公式定义为:
n代表人口数,μy代表平均收入,yi代表第i个人的收入。
(二)协方差法
协方差法相对于几何法,计算更为简单。在收入离散分配的前提下。Anand(1983)得出基尼系数的计算公式为:
则基尼系数可以等价为:
n代表人口数,μy代表平均收入,yi代表第i个人的收入。
这种方法的优势在于通过使用统计软件中自带的协方差程序,计算过程可以大大简化。
(三)矩阵法
矩阵法是由Pyatt(1976)以及Silber(1989)为了进行收入分解而设计的方法。在Gini (1912),Kendall以及Stuart(1958)的著作《高级统计学原理》中,采用了“相对平均差异”这样一个概念:
则基尼系数(Kendal and Stuart,1963)定义为:
根据
上述的表达式也可以写成:
假设总人口可以被划分为k组,第i组占有总人口中pi份额的人口,则“平均期望收益”可以表示为:
Pr(i→j)=pipj,i=1,2,3,4…,k。令k*k阶矩阵Eij=(gain|i→j),pi堆砌组合成k*1 阶向量P,令第i组的平均收入为mi,mi堆砌组合成为k*1 阶向量M。则
Silber(1989)提出了另外一种计算基尼系数的方法。经过Sen(1973),Donaldson与Weymark(1980)对基尼系数计算的研究,Gini系数最初计算公式为公式(3)
根据代表低于个人i收入的人数占总人数的比重,代表高于个人 i 收入的人数占总人数的比重(Berrebi,Z.M.;Silber,1985)。
公式(12)中,y是升序排列;如果y是降序排列,则,令i+j=n+1,得公式(12)。
衡量不平等原理的基尼系数的定义可以表示为:
其中Sj表示收入排名第j的个人他所拥有的收入占总收入的比重,。公式(12)被证明(Xu,Kuan,2004)也可以转化为:
以矩阵的形式可以表示为:
二、泰尔系数的测量
从历史上看,作为衡量不平等的方法,泰尔系数相对基尼系数来说,从提出到应用到的时间相对较短。Henri Theil认为泰尔系数就是把作为事前概率的人口比例转化为事后概率的收入比例,从间接信息当中获取有用内容的方法。(Henri Theil,1967)。而Amartya Sen(1997)则认为泰尔系数还只是一个无法控制的公式。泰尔系数提供了一种测量组间收入分布与人口分布之间差异的方法。
假设1,人口只有富人和穷人两部分构成时,泰尔系数可以表示为:
wrich表示富人收入占总收入的比重,wpoor表示穷人收入人占总收入的比重。
从上式中我们可以得出的结果是:泰尔系数核心是:通过对各组收入与人口的份额的比值求对数,再进行加权求和,来比较收入在人口中的分配结构。它的一个非常重要的特性就是:泰尔系数对于收入从穷人向富人转移时非常敏感。和Pedro Ferreira(2000)以最富的人的收入占总收入的比重作为横坐标,以泰尔系数以及各种线性测量不平等系数为纵坐标,并确立了两个分界点,以最富有的人的收入占总收入的实际比重为第一个分界点,以人口比重与收入比重相等时的收入比重作为第二个分界点,论证了,在第一个分界点右边,随着收入从穷人转移到富人,泰尔系数的曲线会变得越来越陡峭,而线性的方法对这种改变会却不是很敏感,同样在第一个分界点左边,随着收入从富人转移到穷人(最富的人的收入占总收入的比重的下降)线性对不平等的测量法以及泰尔系数都会呈现下降的趋势,而泰尔系数会下降得更快。当最富的人的收入占总收入的比重下降到与富人占总人口的比重相同之时,所有测量不平等的方法(包括泰尔系数)都归为0。当在第二个分界点的左边时,这也就等同于穷人的收入比重超过了富人的收入比重(假设收入只被分为两部分,穷人和富人),这时不平等又开始增加(和PedroFerreira,2000)。
假设2,当一个以家庭为单位的人口总体可以被划分为若干相互完全独立的小组时,对泰尔系数的统计计算可以由两部分构成,一部分是组间的泰尔系数(T’g),另一部分是组内的泰尔系数(Tg):
wi代表第i个组中的收入占总收入的比重。pi代表第i组中人口占总人口的比重。
nj表示第i组中第j个家庭人口占总人口的比重,yj表示第i组中第j个家庭收入占总收入的比重。
Theil系数可分解的特性可以帮助我们对组间的收入分配弹性进行分析。有两种不平等会对总体不平等产生效应:
(1)纯分配效应:组内个体的不平等对总体不平等产生的影响。用 ΔwΔT表示。
(2)组份额效应:这是由于各组的权重(wi)反映到了总体的不平等中,用 Δw表示。
则每组对总体对不平等的贡献由 ΔT*Δw来表示。Shorrocks(1980)提出只有‘entrop based’的家庭构成的总体才可以将不平等分解成为组内和组间来进行解释。
摘要：测量收入不平等以及研究贫困问题主要采用的两种方法就是利用基尼系数和泰尔指数。基尼系数的计算本身存在三种最为常用的区别,而泰尔指数在组内组间分解上更优于基尼系数,但是由于其计算收入转移上的敏感性,使得其与基尼系数相比更可能高估不平等。通过对比这两种计算方法,可以对不同的微观数据采用不同的方法。
泰尔指数 篇3
目前, 对区域金融问题的研究已经成为我国经济学界关注的焦点。金融在社会经济运行中的作用越来越大, 从金融的角度研究区域经济的发展就成为必然。金融资源占据社会资源配置的核心部分, 其配置效率的高低直接关系整个社会经济的运行。新疆地处中国的西部边陲, 其金融发展水平对西部经济发展影响重大。
新疆地区幅员辽阔, 各地州经济发展存在明显的差异性已是不争的事实。在国家西部大开发和内陆省市对口支援的背景下, 新疆各地州金融业面临着巨大的发展机遇。在经济转轨的过程中, 各地州金融业发展水平相对落后, 金融主体面临着各种约束, 金融资源分布存在空间差异性, 金融资源配置存在时间差异性。因此, 新疆各地州的金融发展差异也是研究新疆金融的核心问题。在此背景下, 利用泰尔指数的可分解性研究新疆各地州金融发展差异问题, 能够更加全面、客观的反映新疆金融发展状况, 具有着一定的研究价值。
二、实证分析
(一) 存贷款泰尔指数分析
从图2-1可以看出新疆存贷款总差异T D L在2004~2009年期间经历了先升后降的倒U形变化;2010~2014年存贷款总差异相对平稳。
同时还可以看出, 新疆存贷款区域间差异T B R D L和东疆、南疆、北疆区域内存贷款差异T W R D L的变化。在2007年区域间存贷款差异T B R D L短暂变大后, 2007~2014年经历先降后升的U形变化, 2011年区域间存贷款差异最小;区域内存贷款差异T W R D L在2004~2006年呈上升趋势, 随后2007年差异有小幅度减小, 但2008年又有所上升, 2009~2013年区域内存贷款差异一直保持下降状态, 2014年又出现小幅上升;总体来说, 新疆地区存贷款总差异T D L与存贷款区域内差异T W R D L基本呈同向变化, 2004~2011年与存贷款区域间差异T B R D L呈同向变化, 2011年后呈反向变化。从变化趋势看, 新疆地区存贷款总差异T D L由区域内存贷款差异T W R D L变化主导。
从图2-2可以看出东疆区域内存贷款差异T dj D L整体呈现下降态势, 在最初的四年里变化不大, 2008~2010年东疆区域内存贷款差异T dj D L有较大的缩小, 2011~2014年期间比较平稳, 一直保持下降态势;南疆区域内存贷款差异T nj D L经历了2004~2006年的持续上升后, 2007年有所下降, 2008年再次上升, 随后的2009~2014年比较平稳一直保持下降态势;北疆区域内存贷款差异T bj D L在2004~2009年期间先升后降, 随后2010~2014年再次出现了先增后降, 但变动幅度不是很大, 整体呈现下降态势。
如表2-1所示, 区域内差异对地区总差异的贡献率T W R/T2008年之后下降幅度较大, 而区域间差异对总差异的贡献率T B R/T上升幅度较大;东疆区域内差异对地区总差异的贡献率T D/T整体呈下降态势且自2008年后下降明显;南疆区域内差异对地区总差异的贡献率T N/T呈上升态势;北疆区域内差异对地区总差异的贡献率T B/T呈下降趋势。
(二) FIR泰尔指数分析
从图2-3来看, 新疆FIR泰尔指数T FIR在2004~2006年持续上升, 尤其是在2006年变化幅度较大, 紧接着又出现了2007~2008年的先降后升, 2009年新疆FIR总差异T FIR有大幅下降, 2010~2014年保持稳态水平, 但2011年后新疆FIR总差异T FIR呈下降态势。
同时还可以看出, 新疆FIR区域间差异T B R FIR和东疆、南疆、北疆三大区域内差异T W R FIR的变化。新疆FIR区域间差异T B R FIR在2004~2009年基本维持不变, 2009~2011年区域间差异略微上升, 后三年维持稳定;在2004~2006年期间新疆FIR区域内差异T W R FIR持续上升, 紧接着又出现了2007~2008年的先降后升, 2009年有大幅下降, 2010~2014年保持平稳状态, 但总体呈下降趋势, 与新疆FIR总差异T FIR的变动趋势相同;总体来说, 新疆FIR总差异T FIR由新疆FIR区域内差异T W R FIR所主导。
从图2-4可以看出, 东疆区域内FIR差异T dj FIR整体呈现下降态势, 2004~2007年期间基本维持不变, 2008~2010年有大幅缩小趋势, 之后四年保持平稳下降状态;南疆区域内FIR差异T nj FIR 2004~2008年连续扩大, 2009年南疆区域内FIR差异T nj FIR小幅下降, 2010~2014年期间基本保持平稳状态, 较2004年来讲整体南疆区域内FIR差异T nj FIR呈现平稳状态;北疆区域内FIR差异T bj FIR在2004~2008年间经历了先下降后上升的趋势, 2009年再次出现下降, 2010年后趋于平稳, 整体上北疆区域内FIR差异T bj FIR有缩小态势。
从表2-2区域内、区域间差异对地区总差异的贡献来看, 区域内差异对地区总差异的贡献T W R/T在2004~2008年变化不大, 2金00 9年融之后一直下降;区域间差异对地区总差异的贡N献O率.8T B, 2R 0/1T6Fi在n 2a0n04c~e2008年变化不大, 2009年 (有C明u显m的u上la升tiv, 之et后y五N年O保.6持3平3) 稳上升;东疆区域内差异对地区总差异的贡献率T D/T变化一直保持下降态势, 且在2009年有较明显的变化;南疆区域内差异对地区总差异的贡献T N/T呈现上升状态, 并主导区域内差异变化;北疆区域内差异对地区总差异的贡献T B/T总体变化不大, 先降后升再降总体呈下降趋势。从表中可以看出南疆的区域内差异对地区总差异的贡献度T N/T均在50%以上, 这表明新疆区域金融发展差异的扩大主要来源于南疆。
三、结论及政策建议
(一) 结论
第一, 新疆地区金融发展总差异呈下降态势, 新疆金融区域内差异主导地区总差异的变化, 东疆区域内差异和北疆区域内差异呈下降趋势, 并主导新疆地区金融发展总差异的变化。
第二, 尽管新疆地区金融发展总差异是下降的, 但区域间差异呈上升态势。从泰尔指数可以看出, 区域间金融发展差异扩大的主要原因是北疆和南疆之间的金融发展差异在不断扩大。
第三, 对新疆区域金融发展的总体差异进行分解后可以看出, 三大区域各自内部的差异对新疆区域金融发展总差异的贡献度要远大于区域间差异对新疆区域金融发展总差异的贡献度, 区域内差异中, 南疆区域内差异要远大于东疆和北疆区域内差异, 说明经过多年的发展, 南疆区域内各地州市间金融发展还存在差异且呈扩大态势。
(二) 政策建议
第一, 依靠政府行政力量, 推进金融资源的合理配置, 新疆各级政府应高度重视金融发展差距的现状, 树立区域金融成长要适度差异但又不能使得差距过大的观念, 推出具有特色的南北疆金融发展政策, 并可以促进南北疆金融协调发展的政策显得尤为重要。
第二, 大力发展区域经济。既然经济发展差距在很大程度上决定了金融发展差异, 那么壮大各地州经济实力是实现金融均衡发展的根本之道。要实现各地州经济发展, 就要实施产业结构调整和升级、培育区域优势产业和骨干企业, 充分利用对口援疆省市的资金、技术以及人才等要素, 更加注重区域间的合理分工和合作, 将各自的资源优势转化为产业优势。
第三, 促进南疆区域金融组织机构发展, 实现重点发展, 趋势带动。通过在南疆地区中选取喀什、库尔勒等重点城市, 创建以其为中心的区域都市圈, 能够加强圈内各地区经济的联合和协作, 减少重复建设, 增强南疆地区金融发展的能力。同时, 也有利于货币资金在各地区之间的流动, 有利于改善国有银行组织布局的空间结构以利于优化其生存和发展的空间, 有利于区域性中心城市发展成为区域性金融中心, 对周边地、州以及县域的金融发展产生强大的辐射和带动作用。
参考文献
[1]成春林, 华桂宏.江苏金融发展差异的动态变化:2001~2011——基于泰尔指数的分析[J].华东经济管理, 2013, 11.
泰尔指数 篇4
以往的许多研究常用洛伦兹曲线 ( Lorenz Curve) 和基尼系数 ( Gini Coefficient) 评价我国卫生资源分布的公平性, 但是这两种测算方法存在不确定性、不全面性等缺点[1], 而且这两种方法只能反映总体的不公平程度, 无法区分不公平性是由地区间还是地区内差异造成的[3]。泰尔指数 ( Theil Index) 则可以很好的反映地区内和地区间的差异, 并且通过计算贡献率可以直观的体现各地区及地区间对总体的影响程度。本文采用泰尔指数对我国卫生资源配置的公平性进行分析, 发现存在的问题, 并提出相应的政策建议, 为我国卫生事业的发展提供科学依据。
1资料和方法
1.1资料来源
考虑到数据的可获得性和分析可行性[4], 本文选择以往研究中常用的医疗卫生机构床位数、执业 ( 助理) 医师数、注册护士数 ( 下文分别简称床位数、医生数、护士数) 三个卫生资源指标进行分析。所需资料均来源于相应年份的《中国区域经济统计年鉴》和《中国卫生统计年鉴》。根据《2012 年中国卫生统计年鉴》的分类, 将我国分为东部、中部和西部三个地区: 东部地区包括京、津、冀、辽、沪、苏、浙、闽、鲁、粤、琼11 个省、直辖市; 中部地区包括晋、黑、吉、皖、赣、豫、鄂、湘8 个省; 西部地区包括蒙、渝、桂、黔、川、滇、藏、陕、甘、青、宁、新12 个省、自治区、直辖市; 不包括港澳台地区。
1. 2 研究方法
泰尔指数是1976 年由荷兰经济学家H. Theil提出的, 从信息量与熵的概念来考察不公平性和差异性。在取不同正数作底时, 泰尔指数结果只差1 个常数因子, 说明了泰尔指数的相对意义作用[1], 本研究取e为底。根据泰尔指数的分解原理, 本文用来分析卫生资源配置的不公平性, 泰尔指数越小, 说明公平性越好, 反之, 则越差。
结合本文的研究内容, 各地区内部卫生资源配置的不公平性指数Ti为:
式1 中, 令i地区有a, b, c…等多个省份, Pia为a省人口占i地区总人口的比例, Ei和Ea分别为i地区和a省的人均卫生资源数。
各地区间卫生资源配置的不公平性指数TL为:
式2 中, Pi为各地区人口数占全国总人口数的比例, Ri为各地区卫生资源数占全国卫生资源总量的比例。
则全国总的不公平性指数T为:
通过计算各个地区及地区间的贡献率, 可以反映该地区不公平性对全国总体不公平性的影响程度。
i地区地区内不公平性贡献率Di=Pi*Ti/T (4)
各地区间不公平性贡献率DL=TL/T (5)
2 结果
2. 1 我国卫生资源配置状况分析
由表1、表2 可见, 2007 ~ 2011 年, 我国总体以及东、中、西部地区每千人口拥有床位数、医生数、护士数随时间的增长呈递增趋势。从床位来看, 2009 年之前为东部地区最高, 2009 年之后, 西部地区发展较快, 逐步超越东部地区, 中部地区则一直低于全国平均水平; 每千人口拥有的医生、护士数变化相对较小, 均是东部地区最高, 中部和西部地区低于全国平均水平。我国总体及各地区医护比随时间的变化也呈现出递增的趋势;5 年间, 东部地区的医护比均为最高, 而中、西部地区则低于全国平均水平; 全国以及各地区医护比虽不断升高, 但仍低于1:1, 医护比倒置问题仍然存在。
2. 2 我国卫生资源配置的泰尔指数计算结果
根据式 ( 1) 、 ( 2) 、 ( 3) 计算我国总体、各地区内部以及地区间资源配置的泰尔指数, 结果如表3 及图1、图2、图3 所示。可以看出, 我国总体、各地区内部及地区间卫生资源配置的泰尔指数大体呈逐年下降的趋势, 我国卫生资源按人口配置的公平性逐渐改善。并且, 床位配置的公平性最好, 医生次之, 护士配置的公平性虽然最差, 但其5 年间改善的幅度最大。
床位和护士配置公平性5 年间的变化趋势相似, 均表现为: 东部地区配置的公平性最差, 低于全国平均水平; 中部公平性好于西部, 均高于全国平均水平; 地区间资源配置的泰尔指数最低, 公平性较好。对于医生, 2009 年之前东部地区的公平性最差, 西部地区最好; 2009 年之后东部地区明显改善, 西部地区2009 年出现异常增高后也逐渐改善, 通过查阅相应年鉴资料发现, 2009 年西部地区的内蒙古与陕西两省医生数量出现大幅增加, 而在2010 年又明显下降 ( 可能是因为两省这几年的统计口径不同) , 从而造成了西部地区泰尔指数的异常变化, 这也表明泰尔指数对资源数量变化有很强的敏感性; 中部地区配置公平性5 年来呈现平稳改善的趋势; 地区间配置的泰尔指数最小, 公平性较好。
2. 3 各地区及地区间差异对我国卫生资源配置泰尔指数的贡献率
根据式 ( 4) 、 ( 5) 计算各地区及地区间对总泰尔指数的贡献率, 结果如表4 所示。可以看出, 各地区及地区间的贡献率变化相对平稳; 三种资源均是东部地区的贡献率最大, 其对床位和护士配置的泰尔指数的贡献率均达到了50% 左右。对于床位和医生资源, 中、西部地区的贡献率均在25% 左右变化, 地区间的贡献率最小, 说明我国病床和医生配置不公平主要受地区内部差异的影响。对于护士资源, 中部地区的贡献率最小, 西部及区域间的贡献率则在20% 左右变化; 西部地区的贡献率有逐年增加趋势, 区域间则逐年降低, 说明我国护士配置不公平受到地区内及地区间双重因素的影响。
3 讨论
3. 1 卫生资源人均拥有量逐步增加, 但仍存在地区分化现象
我国每千人口拥有的卫生资源数量逐年增加, 每千人口拥有床位数从2. 85 张增加到3. 85 张, 医生数从1. 55 人增加到1. 84 人, 护士数从1. 19 人增加到1. 67 人, 医护比从1 ∶0. 77 提高到1 ∶0. 91, 人均卫生资源拥有量有了长足的发展。根据我国卫生事业的发展规划[5], 到2015 年我国每千人口拥有床位4 张, 医生1. 88 人, 护士2. 07 人, 医护比达到1 ∶ 1. 1 - 1 ∶ 1. 2。因此, 我国仍然需要不断的提升各种卫生资源的数量和质量, 进一步提高卫生资源的人均拥有量, 尤其是要加强护士队伍的建设, 解决医护比倒置问题。由于我国地域辽阔, 各地区经济发展水平的差异和卫生服务需求的不同等原因, 经济发达、交通便利的东部地区占有更多的卫生资源, 而中、西部地区的人均卫生资源拥有量低于全国平均水平, 与东部地区相比仍存在不小的差距, 我国卫生资源配置的地区分化现象较明显。
3. 2我国卫生资源配置公平性不断改善, 但人力资源公平性较差
我国总体、各地区以及地区间卫生资源配置的公平性逐年改善, 从而促进了我国居民获得医疗卫生服务的公平。正如我国“新医改”三年总结报告所提到的: “中国医改努力缩小不同区域、不同层次人群的医疗卫生服务差距”。三种卫生资源中, 床位分布的公平性要好于医师和护士分布, 表明我国卫生硬件资源的分布公平性要好于人力资源。张芳玲的研究也发现, 我国床位配置的泰尔指数最低, 是最公平的, 而卫生人员配置的公平性较差[6], 黄文佳的研究也得出了一致的结论[1]。近年来, 特别是新医改实施以来, 我国加大了对基层和偏远地区的卫生投入, 进一步完善医疗服务体系。这些地区包括床位在内的硬件设施得到了极大的改善, 但是医生、护士等人力资源仍然相对缺乏, 我国卫生人力配置公平性较差的问题仍然未得到很好解决。卫生人力资源的数量和质量是决定卫生服务质量好坏的关键因素, 我国政府必须加大力度促进基层和落后地区卫生人力资源的发展, 不断改善卫生人力资源配置的公平性。
3. 3 地区内部, 尤其是东部地区不公平问题较严重
从总体上看, 我国东部地区卫生资源配置的公平性最差, 5年来虽然不断改善, 但仍低于全国平均水平; 中部地区的公平性是最好的, 其次是西部地区; 区域间配置的公平性要好于各区域内部。张芳玲的研究也得出了一致的结论[6], 王玲等人对上海的研究[7], 张彦琦等人对重庆的研究[8]均发现经济条件最好的地区卫生资源配置的公平性反而是最差的。我国东部地区大部分省份处于沿海地区, 经济发达, 各方面的发展处于我国的领先地位, 拥有的卫生资源数量相对较多, 但东部地区的不公平问题却最为严重。本研究发现, 东部地区的北京、上海两地每千人卫生资源的拥有量远远高于全国及东部地区的平均水平, 河北、福建等地却低于全国平均水平; 而中、西部内部各省份间的差异相对较小。实际上, 东部地区各省份社会经济发展水平相差较大, 这种差异明显大于中部、西部地区内部的差异; 而我们在追求发展的时候, 往往只聚焦在地区内最发达的省份和城市, 而忽略了其他地区, 甚至牺牲边缘地区的利益[1], 这可能是导致东部地区卫生资源分布不公平性程度居高不下的重要原因。此外, 国家对中、西部地区以及基层, 偏远地区重视和投入较多, 忽视了东部地区的相对落后省份, 也是导致中西部地区资源配置公平性好于东部的可能原因。
3. 4 地区内部差异是我国卫生资源配置公平性的主要影响因素
通过对贡献率的分析发现, 地区内部差异是影响我国卫生资源配置公平性的主要因素, 其对床位、医生、护士配置的贡献率分别达到了95% 、85% 、80% 左右;并且东部地区的贡献率最大; 区域间差异对病床和医生配置的不公平性影响较小。龚向光等人的研究也发现, 东部地区的公平性最差, 东部地区的内部差异是影响泰尔指数的最主要因素, 区域间差异的贡献率较小[9]。在加快中部和西部发展步伐, 缩小地区间差异的同时, 也要注意缩小各地区内部的差异, 改善各地区内部的公平性。我国东部地区人口稠密, 占全国人口的比重最大, 在以人口为权重计算贡献率时, 东部地区的影响显得尤为重要。因此, 要改善我国卫生资源配置的公平性, 必须考虑如何改善各地区内部, 尤其是东部地区各省份之间卫生资源配置的公平性[10]。
4 政策建议
结合上述研究结果, 提出以下政策建议: ( 1) 合理提升卫生资源的数量和质量, 缩小东、中、西部之间的差距, 尤其注重护士队伍的发展, 解决医护比倒置问题; ( 2) 进一步采取有效措施, 吸引医务人员到基层和中西部去提供服务, 改善人力资源配置的公平性; ( 3) 在关注东、中、西部差距的同时, 也应当关注地区内部公平性的改善, 尤其是东部地区的公平性问题 ( 4) 引导卫生资源合理流动, 避免资源的过度集中, 使卫生资源向短缺的地区流动, 促进供需平衡。
参考文献
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[9]龚向光, 胡善联.卫生资源配置的公平性分析[J].中华医院管理, 2005, 21 (2) :73-77.
泰尔指数 篇5
山东省卫生人力资源的分布也存在不均衡问题。如千人口卫生技术人员数各地级市间差别大,最大值为济南市8.24人,最小值为德州市4.46人,最大值是最小值的1.85倍。在各地级市内部,各县(区、县级市)间卫生人力资源分布差异也较大,如济南市内各县(区、县级市)千人口卫生技术人员最大值为槐荫区29.05人,最小是商河县为3.21人,最大值是最小值的9倍多。除行政区域间的差距外,城乡之间也存在一定的差距,如城乡千人口卫生技术人员数分别为9.62和4.82人,城乡比接近2 ;而城市各区间和农村各县间也有较大差距,如城市千人口卫生技术人员数最大值和最小值分别为29.05和2.36人,而农村分别为10.02和2.65人。
从以上数据可以看出,卫生人力资源的不公平不仅存在于地级市间和城乡间,还存在于地级市内部和城市/农村内部,那么山东省卫生人力资源分布不公平有多少归因于城乡间或地级市间,又有多少归因于城市/ 农村内部或各地级市内部是值得研究的课题。目前已有研究关注卫生人力资源在山东省地级市间［7］的不公平,也有研究将山东按经济发展水平分为三大区域,分析了区域内和区域间的不公平［8］。但关于各县间卫生人力资源分布公平性,尤其是将不公平分解到地级市内和地级市间以及城市/ 农村内部和城乡间的研究不多。本研究利用泰尔(Theil)指数分析山东省各县(区、县级市)间卫生人力资源的配置公平性,并通过将Theil指数分解,计算地级市内部或城市/农村内部以及地级市间和城乡间卫生人力资源配置的公平性。
1资料与方法
1.1资料来源
通过2014年山东省卫生统计年鉴分别获得山东省所辖17地市及其所辖137县(区、县级市)的人口、卫生技术人员、执业(助理)医师、注册护士相关数据。
1.2研究方法
本文选择卫生技术人员、执业(助理)医师和注册护士3个指标反应卫生人力资源分布情况。卫生技术人员能大致反映卫生保健服务的提供能力,但是,没有考虑不同卫生人员提供服务的不同,如医师常被看作是主要的卫生人员,他们在提供卫生服务方面不能被轻易替代［9］。为了反映具体服务的提供能力,执业(助理)医师和注册护士相关指标也被纳入进来。本研究利用Theil指数(Theil index)分析山东省卫生人力资源地市间、城乡间和地市内部、城乡内部人口配置公平性。
Theil指数由荷兰经济学家Theil首次提出应用,将熵的概念用于计算收入公平。尽管Theil指数最初被用于收入公平性［10］,但在卫生资源分布公平领域的应用也很广泛。Theil指数算法有两种,由此产生两个Theil指数,即Theil指数L和Theil指数T,两者的不同之处在于Theil指数L以人口比重加权计算,而Theil指数T以卫生人力资源比重加权。Theil指数值越小,地区间的公平性越好［11-12］。计算公式如下:
hi :某个地理单元内(县、区、县级市、市)卫生人力资源数量;
pi :某个地理单元内(县、区、县级市、市)人口数量;
H :山东省内卫生人力资源总量 ;
P :山东省内总人口数。
Theil指数分解后可计算组间和组内公平性,即将各县(县级市、区)间的不公平分解为17个地级市间的公平和地级市内各县间的公平以及城乡间和城市/ 农村内部各县(县级市、区)间的公平性。组内(城市或农村内部,地级市内部)和组间(城乡之间和地级市间)不公平之和即各县间总的不公平。组间公平就是当组内卫生人力资源的密度的差异被人为控制之后计算的不公平指数,相反组内不公平就是当组间的卫生人力资源密度差异被控制之后计算的不公平指数［13］。将L和T分解为组内和组间公平性,以城乡为例。计算公式如下:
LW(TW):城乡内部公平 ;LB(TB):城乡间公平 ;
P1:城市人口数 ;P2 :农村人口数 ;
L1(T1):城市各县间公平;L2(T2):农村各县间公平;
X1:城市卫生人力资源与人口比;X2:农村卫生人力资源与人口比;
X :山东省卫生人力资源与人口比;
H1:城市卫生人力资源数量;H2:农村卫生人力资源数量;
2结果
2.1卫生人力资源概况
2013年山东省共有17个地级市,辖137个县(县级市、区),其中48个区,89个县(县级市)。根据中国统计年鉴对城市和农村的划分标准(城市为市及所辖区,农村为县及县级市),2013年底山东共有农村人口6 625.2万人,城市人口2 895.5万人,占比分别为69.59% 和30.41% (表1)。
2013年山东省千人口卫生技术人员数、执业(助理) 医师数和注册护士数分别为3.14、2.38和2.47,城乡比分别为2.00、1.99和2.29(表1)。
2013年山东省17地市间千人口卫生技术人员数、执业(助理)医师数和注册护士数的极大值和极小值分别为8.24人、3.25人、3.46人(均在济南)和4.46人(德州)、1.61人(临沂)、1.64人(德州),极值比分别为1.85、2.02和2.11 (表2)。
2013年山东省137个县(县级市、区)间千人口卫生技术人员数、执业(助理)医师数和注册护士数的极大值和极小值分别为29.06人(济南槐荫区)、10.79人(济南历下区)、14.23人(济南槐荫区)和2.27人(枣庄山亭区)、 0.72人(临沂苍山县)、0.77人(枣庄山亭区),极值比分别为12.80、14.99和18.48(表3)。
从以上数据分析可以看出,山东省各县(区、县级市) 间三类卫生人员极大值和极小值之比均远大于地级市水平的极值比。
2.2卫生人力资源分布公平性
2.2.1卫生人力资源各县间分布总体公平性。2013年山东各县(区、县级市)间卫生技术人员、执业(助理)医师、 注册护士总Theil指数T略大于L。卫生技术人员和执业(助理)医师指数T和L相似,而注册护士指数T和L均较大,说明注册护士县(区、县级市)间总的不公平性更差(表4)。
2.2.2卫生人力资源分布公平在地市间和内部的分解。 从Theil指数在地级市间和内部的分解看,三类卫生人员地级市内部的不公平占县间总不公平的69% 以上(包括Theil指数L和T),说明3/5以上的县间不公平归因于地级市内部的不公平(表5)。
从指数L和T比较看来,指数T归因于地级市内部的不公平占比高于指数L。从三类卫生人员比较看,执业(助理)医师归因于地级市间的不公平大于卫生技术人员,大于注册护士。
2.2.3卫生人力资源分布公平在城乡间和内部的分解。 从Theil指数在城乡间和内部的分解看,三类卫生人员城市/ 农村内部的不公平占县间总不公平的61% 以上(包括Theil指数L和T),说明3/5以上的县间不公平归因于城市/农村内部的不公平(表6)。
指数L和T比较看来,指数T归因于城市/ 农村内部的不公平占比高于指数L。从三类卫生人员比较看,注册护士归因于城乡间的不公平大于卫生技术人员和执业(助理)医师,后两者相似。
3讨论及建议
3.1注册护士总量偏低,分布公平差于卫生技术人员和执业(助理)医师,应着重加强护理人才队伍建设
2013年山东省千人口注册护士数(2.47人)仅略高于千人口执业(助理)医师数(2.38人),医护比为1∶1.04, 与国际标准差距较大(1∶2~4),注册护士总量明显偏低。 Theil指数显示,注册护士分布公平性差于卫生技术人员和执业(助理)医师,包括地级市间、地级市内部,城乡间、 城市/ 农村内部。城乡千人口卫生技术人员数分别为9.62人和4.82人(比值为2∶1),而注册护士为4.15人和1.81人(比值为2.3∶1),差距明显大于卫生技术人员,说明护士在农村地区分布公平性更差。
我国长期以来存在“重医疗,轻护理”问题,很多医院在经济利益驱使下,不惜重金引进能带来经济效益的医生、设备、技术,但在护理服务方面却舍不得投入,导致护士待遇较低,工作强度较大。医护比例倒置的另一个原因是医师和护士的职责定位不明确,很多应由护士完成的工作都由医师承担［14］。医疗质量与护理人员的合理性配置有很大的关联,注册护士数量不足,既不能很好地满足居民对医疗卫生服务需求的日益提高,也会妨碍护理质量、医疗质量的进一步提高［15］。为了增加护理人员数量,解决医护比例倒置问题,更加有效、合理、充分地利用卫生人力资源,一方面应加大护理人才的培养力度; 另一方面更要转变观念,加大对护理人才的重视,保障其待遇,防止人才流失;再者农村地区护理人才队伍的建设要有所侧重,给予更多的政策支持。
3.2三类卫生人员分布不公平主要归因于内部不公平, 卫生人力资源规划应着力解决地市内部不公平
三类卫生人员的Theil指数L和T分解于地级市内部比例均在69% 以上,说明地级市内部各县间卫生人力资源分布不公平是山东省各县间卫生人力资源分布不公平的主要原因。另外,大多地市卫生技术人员极大值和极小值之差大于山东省地市间极大值和极小值之差,如济南市千人口卫生技术人员极大值与极小值分别为29.06和3.21(比值为9.1∶1),而山东省地市间极大值与极小值分别为8.24和4.46(比值为1.9∶1),这也从侧面解释了地市内的不公平明显大于地市间的不公平。
卫生人力资源的分布不公平最终会导致健康不公平, 因此,改善卫生人力资源分布不公平至关重要。山东省卫生人力资源配置规划在考虑卫生人力资源配置水平较低地级市的同时,还应考虑高配置地级市下辖的低配置县(县级市、区),如济南市尽管千人口卫生人力资源水平全省最高,但是其某些下辖县(县级市、区)人力资源配置水平偏低。
3.3城乡间卫生人力资源分布差异较大,多策并举吸引卫生人才到农村地区执业
数据分析结果显示,相对于地级市间卫生人力资源的分布差异,城乡间分布差异更大,能解释更多的县间分布不公平。我国长期以来的城乡二元结构导致农村地区相对于城市整体发展水平较差,卫生资源配置也明显低于城市地区。由于社会环境、子女教育、职业发展空间等的限制,卫生人员更倾向于选择大城市,导致城乡卫生人力资源分布不公平。为了改善城乡卫生人力资源分布不公平,应从经济激励(如减免学费,提高收入等)和非经济激励(如提供住房、子女教育优先、优化职业发展路径等)多方面入手吸引并留住卫生人员在农村地区执业。
3.4局限性
泰尔指数 篇6
随着改革开放和经济体制的转轨, 中国经济快速增长, 经济发展在不同区域的不平衡性也由此显现, 得到了学术界和政界的普遍关注。我国人口数量庞大, 幅员辽阔, 不同的经济事态和发展趋势在特区与非特区, 沿海与内地, 城市与农村之间呈现。如何分析这些现象, 必须要进行专门的研究, 尤其要注重区域金融领域。与此同时, 金融业也迅速发展, 金融发展的区域差异性成为国内外学者频繁讨论的经济问题, 主要集中于区域金融差异的度量、影响及相应建议。
西方对区域金融差异的研究领域主要包括:区域利率差异、区域货币乘数差异、区域金融资源配置差异、货币政策效应的区域差异、区域金融发展对区域经济增长影响差异等方面。赵伟、马瑞永 (2006) 依据泰尔指数研究了中国区域金融成长的差异, 并运用固定效应模型对中国区域金融发展与经济增长关系进行实证分析。结果表明, 我国区域金融增长差异主要来源于区域间金融增长差异, 区域内金融增长差异只构成金融增长总体差异中的一小部分。我国三大区域金融发展对经济增长均具有促进作用。而郑长德 (2008) 研究发现, 中国金融发展的区域差异性主要体现在各个地区之间。同时认为, 各个地区经济发展、经济市场化的相异程度、政府的金融供给行为及法律环境对地区的不同影响是形成差异的大部分原因。
由此可见, 现存文献关于不同区域金融发展的差异常常结合经济增长, 金融资源配置不均衡等来研究。后来, 才逐渐出现基于某个或某几个指标对区域金融差异性进行直接计算, 但是对其差异形成的原因常常局限于政策方面, 实证较少。本文在已有研究的基础上, 结合最新数据, 基于泰尔指数对区域金融发展差异予以研究。与此同时, 对差异性的形成因素进行分类, 从实证角度进行原因分析。最后, 结合金融协调发展及实证分析给出相应的政策建议。
2 金融差异的度量
我们可以借鉴收入差距的度量方法, 如阿特金森尺度、变异系数、洛伦兹曲线、基尼指数及泰尔指数等不平等指标来探讨我国金融发展的区域差异性。基于泰尔指数的可加分解性, 可挖掘总不平等的构成和原因, 寻找相关政策以便减少不平等。于是, 对我国金融发展差异性进行泰尔指数测算, 具体说明四大区域及各地区之间区域金融发展的差异程度, 以及总差异中有多大贡献是源于东部、东北、中部、西部的区间差异, 有多大贡献是源于不同地区之间的差异。东部、东北、中部、西部分别用E、N、M、W表示, 相对应的泰尔指数指标为TAj (j=1, 2, 3, 4) , 代表四大区域金融发展的差异程度, TD表示四大区域之间的差异, TA表示各地区总体差异, 根据泰尔指数的定义以及公式, 有:
将泰尔指数进行分解:
其中, n表示第j个区域中的省份数, Fji表示第j个区域中各个省份的存贷款余额之和, Pji表示第j个区域中各个省份的人口数, FAj表示第j个区域的存贷款余额之和, PAj表示第j个区域的人口数, F表示全国存贷款余额之和, P表示全国人口数。
3 中国金融发展区域差异的变动轨迹:基于泰尔指数分解
数据来源:中国统计年鉴、中国金融年鉴、樊纲市场化指数 (1997-2010) 。数据处理用Eviews7.2。
3.1 区域金融发展总体与部分的差异及关系
本文依据泰尔指数计算公式, 以全国各省数据 (1997-2012) 为基础, 我们测算了中国金融发展的区域差异性及区间区内贡献率, 将计算结果 (表略) 绘制为图1、图2。
从图1可以看出, 1997—2012年, 我国金融发展的区域差异并非像有些学者所认为的那样呈倒U形曲线分布, 而是呈现波浪状的三次曲线态势。总体泰尔指数以及区间区内泰尔指数在2003年均达到最大值, 在此之前, 泰尔指数波动较大, 说明我国金融发展的区域性差异不稳定。可能原因是1997年中国经受亚洲金融危机的冲击, 再经过1998-2002年国内4年通货紧缩, 不利于经济的协调发展, 进一步导致金融发展区域的不平衡及差异扩大。2003年以后, 泰尔指数呈现出下降趋势, 说明我国金融发展的区域性差距在逐步缩小。究其原因, 可能是随着我国1998年及2002年两次金融工作会议的召开, 汲取亚洲金融危机的教训, 对金融上已有问题不断解决 (剥离不良贷款、加强金融机构的监管、成立保监会等) , 中国金融改革开放一步步深化, 从而我国区域金融发展形势日益好转。
同时, 不难发现, 反映区内差异的泰尔指数与总体差异走势大致相当, 而反映区内差异的泰尔指数在2009年之后走势平缓, 波动较小, 并且区内泰尔指数总是大于区间泰尔指数。
结合图2, 可以看出, 我国区域金融发展的总体差异中, 区内差异贡献率要大于区间差异贡献率。甚至有些年份, 区内差异的贡献率在60%以上, 而区间差异的贡献率不足40%。金融发展区域性的差异性, 更主要的表现在各经济地带内部差异。其原因在于, 在中国区域金融发展的竞争中, 各大区域之间的差距并未明显扩大, 而各大区域内部出现较为严重的分化。由此, 政府要达到区域协调发展的政策目标, 不仅要缩小四大区域之间的差距, 更要注意缩小四大区域内部的差距。
3.2 四大区域金融发展的差异比较
根据泰尔指数的可分解性, 我们又可计算出四大区域金融发展的差异, 如图3。东部区域金融差异明显高于其他三个区域, 这与其金融资源的分布, 以及市场内部深化的程度密切相关。西部区域高于中部地区, 而中部区域又要普遍高于东北区域。中部地区的金融增长差异与东北地区呈现出相似的发展趋势, 1997-2012年金融差异较小且相对稳定。西部地区金融发展差异的原因在于, 我国上世纪90年代末推进的西部大开发战略, 采取了大量倾斜性金融制度, 而这些特殊金融制度安排正是造成我国金融发展区域差异性的制度根源。
4 中国金融发展的区域差异的形成因素分析
我国金融发展的区域差异的形成因素归结为三个方面:一是体制和政策等外生性因素;二是市场化进程、经济增长快慢等内生性因素;三是内外因素共同作用的结果。
4.1 区域金融发展差异的外生因素
研究外生性因素的文献中, 潘文卿、张伟 (2003) 认为, 我国区域金融发展差异主要是由金融体系的运行体制差异造成的。我国金融发展的区域非平衡, 其原因在于区域差别发展政策, 实行非均衡梯度推进战略—重点发展东南沿海 (丁文丽, 2005) 。崔光庆和王景武 (2006) 指出, 外生性因素是形成我国区域金融差异的主要方面, 具体体现在中央政府的政策。王晓宇 (2014) 认为, 现阶段制度因素也是影响我国金融发展区域差异的重要因素, 它一般包括经济体制、金融制度和法律体系等。我国处于经济转型阶段, 单纯的区域经济发展并不是引起我国区域金融差异的唯一因素, 区域金融差异的产生还与外部制度的影响有关。
4.2 区域金融发展差异的内生因素
在考虑内生性因素时, 我们选取地区人均GDP (为保持数据相对应, 与能取得的市场化指数时间年份保持一致) 为指标来反映经济增长差异, 选用樊纲和王小鲁构造的市场化指数 (由于西藏数据不全, 不予考虑) 来刻画市场化程度, 分别用X1, X2表示, 构造回归模型来解释金融发展的区域差异 (Y) , 我们对各变量取自然对数以消除量纲不同带来的对模型的影响, 回归结果如下:
调整后R2=0.8175, F=30.1099
上面回归方程均在5%水平上显著 (括号数值为t检验量) , 调整后的R2在0.8以上, 说明金融差异与经济增长和市场化进程存在着显著的相关关系。
从各项系数可以看出, 经济增长与地区金融差异呈负相关。随着经济的增长, 地区金融差异减小, 因为基本经济状况决定和支配着金融资源的供求及其平衡, 从而影响地区金融发展的差异性大小。市场化进程与地区金融发展差异正相关。平均而言, 市场化指数每提高1个百分点, 区域金融差异要增大0.57个百分点。可见, 市场化进程直接影响各地区金融差异, 市场化步伐加快促进差异化竞争和金融机构分化。
4.3 区域金融发展差异的综合因素
研究内外因素时, 我们利用东部、东北、中部、西部四大区域的面板数据分析, 引入市场化指数和外贸依存度 (进出口额与GDP的比值) 分别反映不同区域的市场化程度和区域开放程度。
4.3.1 面板数据的单位根检验
利用面板数据研究问题时, 我们常常需要进行单位根检验, 以确定序列是否平稳。若为平稳序列, 才能进一步进行模型估计及确定, 若为非平稳序列, 还需要进行协整检验。根据已整理的数据, 通过Eviews7.2, 得出表1。从中可以看出, 相同根单位根检验LLC (Levin-Lin-Chu) 检验和不同根单位根检验FisherADF检验的值均小于0.05, 说明在两种检验中均拒绝原假设 (存在单位根) , 则此序列是平稳的。
4.3.2 面板数据模型的确定
在面板数据是平稳序列的前提下, 我们估计、选择面板数据模型。首先, 在Eviews7.2中作出泰尔指数与外贸依存度、市场化指数的散点图 (如图4) 。从图中可以看出, 被解释变量与解释变量呈一条直线, 具有线性关系, 说明四大区域的金融发展存在某种共性。
接下来, 利用计量软件计算出面板数据三种可能的回归模型, 我们通过F检验判断混合回归模型和个体固定效应模型的优劣:
其中, SSEr、SSEu分别表示混合估计模型、个体固定回归模型的残差平方和;N表示截面数据个数, T表示时间序列个数, k表示解释变量个数。得:
判定个体固定效应回归模型还是个体随机效应回归模型, 需要进行Hausman检验, 得出表2。不难看出, 概率小于0.05, 故选择固定效应模型。
综上分析, 1997-2010年, 中国东部、东北、中部、西部四大区域31个省市的泰尔指数与外贸依存度、市场化指数应建立个体固定效应模型。从解释变量系数看, 在外贸依存度和市场化指数共同作用下, 区域开放程度对地区金融发展差异作用更大。平均而言, 外贸依存度每提高1个百分点, 泰尔指数就降低0.05个百分点。一般区域开放程度越大, 区域金融发展差异越小。区域开放程度越大使区域之中各部分联系密切, 从而相互影响, 相互同化, 差异缩小。
5 结论及政策建议
5.1 研究结论
(1) 我国金融发展的区域差异性呈现波浪状的三次曲线态势, 这与当时所处的经济环境和政策导向密切相关。
(2) 我国区域金融发展差异性泰尔指数测算表明, 区内贡献率大于区间贡献率。因此要缩小区域金融发展的差异, 首先要认识到各地区的金融发展差异。只有平衡好区域间与各地区金融发展差异, 才能让金融发展更加持久, 充分发挥金融降低风险、有效配置资源、动员储蓄等功能, 从而促进经济增长。
(3) 东部地区的内部差距最为明显, 其余三大区域省份界限不明显。
东部区域金融差异明显高于其他三个区域, 这可能是金融资源的分布、市场内部深化的程度所导致的。西部地区一方面由于西部大开发的政策优越性, 非市场的金融资产不断涌入金融系统;另一方面, 由于民间金融不发达导致非正规金融融资困难重重。这可能是西部区域同中部和东北区域之间界限不清的原因。
(4) 制度因素、经济发展水平、金融市场化及区域开放程度是区域金融发展差异形成的重要因素。
已有文献表明, 制度因素是金融差异的主要外生因素。经济增长作为区域金融差异的内生因素之一, 两者呈负相关关系;同时地区金融发展的内部差异受金融市场化影响很大。而在说明区域发展差异性的内外因素时, 区域开放程度作用更为突出。
5.2 政策建议
区域金融发展不可能出现绝对平均, 只会有相对均衡, 差异性始终会存在。于是, 金融协调发展的概念应运而生, 即各地区金融的发展协同当地经济发展水平。因此, 本文正是基于协调发展理论, 并结合实证分析结果给出政策建议的。
(1) 政府适当干预金融。
市场的非理性容易加快金融资源向盈利更高的地区聚集, 相比地区经济, 地区金融的不平衡更为明显。因此, 政府对金融进行适当干预是十分必要的。但是政府这只无形的手伸向市场时, 必须要适度。这样才能既维持原有的市场机制又能提高区域金融发展水平, 以达到区域金融协调发展的最终目标。
(2) 加大对中部地区的政策倾斜, 促进其金融发展。
四大区域金融差异说明, 中部地区相对于西部地区反倒呈现出一定劣势, 这同实际的经济发展差异并不吻合。原因在于西部大开发战略促进了西部地区的金融发展, 但忽视了中部地区金融发展的不足。因此, 政府要全面平衡区域金融的协调发展, 使四大区域金融发展差距不断缩小。
(3) 充分发挥市场化在金融发展中的作用。
20世纪90年代后, 金融资源在地区间的配置以市场为导向, 市场机制在分配资源中的主导性作用日益突出。随着市场化程度的加深, 内部金融资源数量增加、流动的速度加快, 各地区内部金融增长的差异也更为明显。由此说明, 市场化进程的不同是形成地区金融发展差异的一个重要因素。要合理利用市场化对金融发展的影响, 使之与经济发展相协调。
摘要：随着金融在现代经济中的地位日益凸现, 区域金融发展的不平衡无疑会增大地区间的经济和社会差异, 经济发展的失衡与社会矛盾随之而来, 这与构建和谐社会相悖。利用泰尔指数测算后发现, 中国金融发展的区域差异性, 与四大区域相比, 更多体现在各地区之间的差异。同时, 从内生、外生、内外因素对金融发展区域差异性的形成原因进行分析。研究表明, 市场化步伐的加快促进了差异化竞争和金融机构分化;而区域开放程度加大反倒缩小了区域金融发展差异。
关键词：金融发展,区域差异性,泰尔指数,市场化指数,外贸依存度
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泰尔指数 篇7
城镇化不仅是我国经济发展的主要驱动力,也是衡量我国社会经济发展的重要指标。从全国范围来看,我国城镇化发展总体不平衡,地区差距大,北上广地区的城镇化率要远高于全国其他地区,而且同一地区内部的城镇化发展也存在差异。
江苏省是我国经济最具活力的长江三角洲地带的主要省份之一。近年来城镇化的发展一直处于全国前列,2013年城镇化率为64.1%,高于全国平均水平约10个百分点。但是,以苏南、苏中和苏北划分的3大区域之间城镇化发展差异却非常明显,城镇化率分别为73.7%、59.7%和56.1%。按照美国地理学家诺瑟姆(Ray.M.Northam)对城镇化发展阶段的划分来看,苏南地区城镇化率超过70%,属于高度城镇化阶段;而苏中和苏南处于30%～70%的加速城镇化阶段。苏南、苏中和苏北3大区域的城镇化差异不仅影响省内区域之间的社会经济协调发展,也影响省内区域间的团结和社会稳定。因此,对3大区域间城镇化差异进行科学测量和对背后的影响因素进行分析,有助于为推进区域均衡发展和社会团结提供相关借鉴和参考。
二、江苏省城镇化区域差异的测量
(一)区域划分和指标选取
按照江苏统计年鉴中的划分,苏南包括南京、无锡、常州、苏州和镇江;苏中包括南通、扬州和泰州;苏北包括徐州、连云港、淮安、盐城和宿迁。因此,本文分析江苏省城镇化区域差异时也沿用这样的区域划分,对3大区域之间的城镇化差异进行综合比较。
泰尔指数最早由泰尔(Theil,1967)提出,原先是用来衡量个人之间或者地区间收入差距的指标,后被广泛用于测量区域间差异。该指标的优点在于,不仅能测量区域内整体的差异,还能将该差异进一步分解为组内差异和组间差异,进而比较组内差异和组间差异对整体差异的贡献大小。泰尔指数越大,说明差异越大。本文将采取这一指标来测量江苏省城镇化区域的差异,以及进一步比较3大区域之间和区域内部的差异。
(二)测算公式与数据来源
根据Bourguignon(1979)对泰尔指数的分解和运用,设定城镇化区域差异的测算公式如下:
其中,P和U表示全省的总人口和城镇人口,Pj和Uj表示3大区域的人口和城镇人口,Pi和Ui表示各设区市的城镇人口,T表示全省的总泰尔指数,Tj表示3大区域各自的泰尔指数,Tm表示3大区域间的差异(组间差异),Tn表示3大区域内的差异(组内差异)。
出于对数据可得性和研究的现实意义等的考虑,本文对2000年以来的江苏省城镇化区域差异进行测量,总人口和城镇人口数据均来自于2001—2014年《江苏省统计年鉴》,其中2003年、2004年和2005年城镇人口数据由于统计缺失,将采取线性内插法补齐数据。
(三)测算结果
本文对2000—2013年江苏省城镇化区域差异进行测算以及分解的具体结果见表1。
1. 城镇化差异总体上快速减小。
根据泰尔指数的定义,泰尔指数越接近0,表示的差异也就越小。从江苏省的泰尔指数T来看,其值从2000年的44.28%—直下降至2013年的8.12%,年均值为25.90%,且年下降速度为12.23%。说明江苏省的城镇化差异在快速减少,城镇化体现出均衡发展的趋势。
2. 区域间的差异对整体差异的贡献较大。
表1数据显示,区域间差异的泰尔指数从2000年的37.55%逐渐下降至2013年的8.01%。区域间差异的泰尔指数要远高于区域内差异的泰尔指数。区域间差异对整体差异的贡献一直保持在80%及以上,说明区域间的差异是构成整体差异的主要部分。
3. 苏南和苏中地区城镇化差异在减小,苏北呈现倒U型波动。
苏南和苏中两大地区城镇化差异整体上在逐年减小,且苏中地区近年来城镇化差异的泰尔指数几乎在0左右,可见内部呈现出均衡发展的趋势。而苏北地区,在2000—2003年城镇化差异较小,而从2004年开始城镇化差异开始加大,到2006年差异达到最大,随后又逐渐减小。同时,尽管苏南地区城镇化水平整体要高于苏中和苏北地区,但是区域内部城镇化差异却比其他两大区域要大,在2000—2013年,苏南地区城镇化差异的泰尔指数平均为4.93%,远高于苏中的1.84%和苏北的2.26%。
通过分析可以得出以下结论:2000—2013年间,苏南、苏中和苏北3大区域之间的城镇化差异是构成江苏省整体城镇化差异的主要部分,贡献率一直在80%以上,2013年更是达到98.57%。在区域内部城镇化走向均衡发展的趋势下,区域间的差异成为阻碍江苏省城镇化均衡发展的主要原因。因此,有必要对3大区域间城镇化发展的影响因素进行分析,来探究区域间城镇化差异背后的原因。
三、区域间城镇化差异的因素分析
(一)模型的建立和变量的选择
江苏全省范围以平原为主,3大区域自然条件差异并不明显。故本文主要是从产业结构分布、政府投资和人民生活水平等角度来分析区域间的城镇化发展差异。因此,可以构建下面的模型:
其中,UR表示城镇化率,用城镇人口总数/常住人口总数计算;IS表示产业结构,近年来二、三产业的发展使大量农村剩余劳动力得到有效转移和利用,极大推动了城镇化的发展,在此选用二、三产业的就业人口比重X2和X3衡量;GI表示政府在固定资产上的投资,包括房地产投资、公共基础设施的投资建设等,这些为城镇化发展提供了良好的物质基础,在此选用固定资产投资额(FAI);SL表示生活水平,随着生活水平的提高,居民不再仅仅追求温饱方面的基本需求,其他方面的需求也逐步扩大和丰富,而需求的变化会带动相关产业和服务的变化,推动城镇化的建设,以满足人们多样化的需求,在此选用城镇恩格尔系数(EU)和农村恩格尔系数(ER)来衡量。由此可以建立以下方程:
全部样本为2003—2013年江苏省13个设区市级共11年的面板数据,所有变量数据均来自于2004—2014年的《江苏省统计年鉴》。
(二)实证分析及结果
为减弱模型异方差和自相关性的影响,同时使时间序列数据更加平稳,在实证分析过程中,对所有变量均取对数处理。通过SPSS进行多元统计分析,得出表2的结果。
注:括号内数值为估计系数的t值;***、**分别表示在1%、5%的水平下显著。
1. 苏南地区城镇化发展主要受到产业结构变化的影响。
表2回归结果表明,二、三产业对苏南地区城镇化发展呈现正向的显著影响,其他变量影响并不显著。分产业发展来看,第二产业的发展在3大产业中对GDP贡献最高。从2003年的48.3%缓慢上升至2013年的51.61%,尽管上升缓慢,但一直保持在50%的贡献左右。而第三产业的发展是近年来苏南地区最显著的特点。其对GDP的贡献从2003年的33.28%上升到2013年的41.06%,年均增长2个百分点。二、三产业的发展,特别是第三产业中高新技术服务业的发展,推动了产业结果的优化升级,创造了大量就业岗位,推动了城镇化的发展。
2. 第二产业的发展和政府投资对苏中城镇化发展影响显著。
表2回归结果显示,第二产业和固定资产投资对苏中地区城镇化有显著的正向影响。苏中地区近10年来经济发展主要是靠第二产业拉动,其对GDP的贡献一直在50%以上。同时,第二产业创造的就业岗位要远多于第三产业。2013年第二产业的就业人员达到456万人,2003—2013年间,每年新增12万就业人口。而第三产业10年内新增了78万就业人口,远不及第二产业就业人口的增长。固定资产投资的增长大力推动了苏中地区城镇化的发展。其固定资产投资增长率在3大区域中排最高,达到30%,远高于苏南地区的22%和苏北地区的16%。从经济学的角度不难分析,投资增量的变化对经济的促进效用要大于存量带来的促进效用。因此,固定资产投资的快速增长对苏中地区城镇化发展的贡献明显。
3. 政府投资对苏北地区城镇化发展贡献明显。
表2回归结果显示,苏北地区只有固定资产投资对城镇化率的影响显著。不难理解,苏北地区相比于苏南和苏中,经济社会发展相对落后,产业结构近年调整缓慢。一产的就业人口比重虽然从2003年的47.9%下降到2013年的33.4%,但是相对苏中地区的22.3%还要高出11个百分点,更远高于苏南地区的7.3%,同时二、三产业的发展速度也落后于其他两大区域。在产业结构调整缓慢的情况下,主要靠政府投资来推动城镇化的发展。而政府投资要体现在住房、交通等固定资产投资上。苏北地区近年来通过对住房的建设和改造以及对铁路公路的修建,力图加快推进以徐州、淮安等为重要中心的城市建设,加大中心城市对周边的辐射作用,推动城镇化发展。
四、结论与启示
城镇化建设是推动经济社会发展的重要动力。在一个地区内的不同区域,其城镇化水平存在差异将会阻碍地区整体的均衡发展。本文选用泰尔指数,以江苏省3大区域为例,对江苏省区域城镇化发展差异进行了测量和分解。并通过实证研究,分析了3大区域城镇化差异背后存在的影响因素,得出以下结论。
第一,区域间的城镇化差异是江苏全省城镇化发展差异的主要原因。2000—2013年,江苏省全省范围城镇化差异在快速减小,城镇化总体呈现出均衡发展的趋势。但3大区域间的城镇化差异对整体差异的贡献一直保持在80%以上。
第二,产业结构和政府投资对城镇化发展影响显著。苏南地区产业结构调整快,二、三产业对区域整体GDP的贡献合计在95%以上。产业结构的优化升级,极大推动了地区城镇化的发展。苏中地区产业结构发展和政府投资合力推动地区城镇化的建设,特别是近年来政府对固定资产投资的快速增加,对苏中地区城镇化发展的贡献明显。苏北地域产业结构调整慢,主要靠政府投资来推动城镇化的发展。
第三,居民消费并没有成为推动城镇化的主要动力。本文发现,3大区域中有关居民生活指标的恩格尔系数对城镇化发展的影响并不显著。而实际上,居民消费的增长,消费需求的多元化发展,将会带动相关产业和服务的变化,从而推动城镇化的建设,以满足人们多样化的需求。3大区域中,无论是城镇恩格尔系数还是农村恩格尔系数都在40%以下,但是近10年内的变动非常小,而且城镇与农村之间的恩格尔系数差异非常小,因此导致居民消费对城镇化发展的推动作用并不明显。
结合上述结论得出以下几点启示。第一,区域城镇化差异普遍存在。因此,对城镇化差异的准确测量是研究城镇化差异的关键。第二,产业结构调整和政府投资是推动城镇化发展的主要动力,应该结合自身城镇化的发展状况,继续推进产业结构的优化升级,创造更多岗位来吸纳非农劳动力的转移,同时优化政府投资组合,为城镇化发展创造更好的基础设施。第三,大力促进居民消费的增长,引导居民消费多元化的发展。在经济增长的“新常态”下,要从产业升级、政府投资、居民消费等多方面来推动城镇化的发展,走均衡发展的可持续性道路。
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