地区差异范文10篇

地区差异范文篇1

目前，新农合制度主要是以县为单位统筹实施的，东、中、西地区在筹资水平、统筹补偿模式、管理服务水平等方面存在一定差异。我们应该认识到，在我国现代特有的经济社会转型进程中，新农合制度脱离不开各地经济社会存在差异的现实，在追求快速覆盖目标下，其制度建设和运行情况必然存在地区差异。长远来看，在城乡统筹发展的大趋势下，城乡医疗保障的地区差异将不断缩小，最终实现医疗保障地区间均等化发展。因此，对新农合制度地区差异进行系统研究，不仅有利于完善新农合制度，特别是建立健全长效的筹资机制，也为未来实现医疗保障制度的城乡一体化提供前期基础资料。

2新农合制度的简要回顾和运行情况

2003年试点以来，新农合制度发展迅速，于2008年迅速覆盖全国，建立了全世界覆盖人数最多的医疗保障制度。发展已逾十年，新农合由最初的农村居民医疗互助共济制度，发展成为目前农村基本医疗保障制度的基本形式，可以说，新农合制度框架已基本建立，管理体制和运行机制日趋完善，运行平稳。2011年，全国参合人口8．32亿，参合率97．48％，实际人均筹资水平246元，省、市、县和乡级住院的政策补偿比分别达到了45％、55％、70％和80％。新农合制度的实施，老百姓得到了实实在在的好处，主要表现为：（1）筹资水平不断提高。2004—2011年，全国新农合筹资总额累计5838亿元，其中，各级政府投入4719亿元。2011年，实际人均筹资水平为246元，比2004年增加了200元。（2）受益水平不断提高。2004—2011年，住院补偿受益面由3．17％增长到8．46％，次均自付住院费用占农民人均纯收入比例由72．31％下降到28．92％，住院政策补偿比由2010年的57％增加到2011年的70％。（3）党和政府得民心。新农合保障了农民的健康权益，体现了党和政府执政为民、以人为本的理念和社会主义制度的优越性，彰显了党和政府的执政理念。参合农民对公共政策的满意度提升，对社会认同感增强，对党和政府的政策认可和拥护，增强了社会凝聚力。正如部分学者指出的那样，新农合制度取得了显著的经济、政治和社会效应，这要归功于基于制度与管理层面的不断创新，更重要的是，在制度平台和管理平台上，新农合制度框架将不断完善［2］。由于我国地域广大，地区发展不平衡，新农合制度发展必然存在地区差异。加强这方面的研究，对于适应形势变化，不断完善新农合制度具有重要意义。

3实证研究

现阶段，新农合保障水平主要是由筹资水平决定的，而筹资水平又与地方经济发展和财政体系有着密切联系。本文对新农合制度地区差异的研究，既包括筹资机制的考察，也包括新农合保障水平的考察，还包括农户医疗服务利用水平的分析。研究方法侧重于对比分析和统计数理分析，主要内容如下：

3．1新农合筹资水平及其结构地区差异大；东部地区新农合当年基金使用率较高，但实际住院补偿比略低我国30个省份（西藏除外）农村地区的经济发展水平是存在明显差异的。以2011年农民家庭人均纯收入为例，东部地区大体在8000元以上，中部地区主要分布在6000～7000元之间，西部地区主要分布在4000～6000元之间。东部地区农村经济条件要好于中、西部地区，而中部地区要略好于西部地区。新农合制度实行农民个人缴纳、集体扶持、地方财政和中央财政补助相结合的筹资机制。筹资环节的地区差异有两个显著特点：一是东部地区实际人均筹资水平要高于中、西部地区。2011年，上海、北京分别到达了987元、637元，中、西部地区省份则主要集中在230～240元之间。但是从实际人均筹资水平占农民家庭人均纯收入比重情况来看，东部地区与中部地区接近（多在2％－3％之间），而低于西部地区（多在4％～5％之间），表明西部地区农民的负担相对较重。二是与中、西部地区相比，东部地区地方财政承担更多的筹资压力。2011年，新农合筹资中各级财政占比情况为：东部地区约为80％，中、西部地区均约为86％；新农合筹资中地方政府占比情况为：东部地区约为69％，中部地区约为40％，西部地区约为34％。这里需要注意的是，现阶段的筹资政策特点是“政府拿大头、个人出小头”，体现了政府“隐性担保”和激励机制。但是长效的筹资机制并未建立，筹资标准增长仍主要靠政治意愿推动。这可能会带来两个问题：一是筹资水平调整不科学且非可持续；二是筹资结构不完善，过分突出政府责任势必削弱新农合制度“合作共济，风险分担”的作用，欧洲高福利国家实行“从摇篮到坟墓”的高福利制度，近年来，国家财政压力越来越大，公民的劳动积极性不高等问题，已拖累到了经济社会的发展。新农合制度的发展会受到当地筹资水平的影响，进而影响到区域均衡发展。总体上看，东、中、西部地区新农合参合率均在95％以上，东部略高。东部地区当年基金使用率分别比中部地区和西部地区高2和4个百分点，而实际住院补偿比则分别低4和5个百分点（详见图2），这可能与东部地区医药费用较高有直接关系。

3．2从新农合制度保障水平上看，东部地区参合率更高，补偿水平的东、中、西地区差异并不明显，但省际差异更明显；流动人口问题将不断挑战新农合制度的地区发展均衡新农合制度保障水平主要包括制度覆盖情况和补偿水平两部分，分别用参合率和自付费用占农民家庭人均纯收入两项指标来衡量。首先，东部地区整体上新农合参合率越高。新农合发展逾十年，参合率总体已比较稳定，保持较高的参合率很重要，因为只有这样才能避免逆向选择对新农合基金的冲击。但是，人口流动性不断增加必然给新农合制度发展带来挑战，甚至可能会拉大地区差异。当前我国有2亿多进城务工人员，一方面，劳务输出地参合人口不足，不利于医保的“大数法则”；另一方面，在户籍制度限制下，流动人口在务工地就医等存在诸多困难，影响新农合保障作用发挥。从长远来看，医疗保障对经济发展是有促进作用的：一是医疗保障可以改善人力资本，促进社会生产力提高；二是医疗保障可以促进内需扩大，有研究表明，新农合使非医疗支出类的家庭消费增加了约5．6个百分点［3］。这就要求我们未雨绸缪，通过完善新农合等医疗保障制度，推动地方经济发展，以便缩小医疗保障的地区差异。其次，自付费用占农民人均纯收入比例省际差异显著。与实际住院补偿比相比，自付费用占农民人均纯收入比例更能衡量新农合缓解患病农民的经济风险的程度。从图4看，东、中、西地区的差异并不显著，反而是省际之间的差异明显———最高的达到43％，最低的仅为18％。值得思考的是，西部地区很多省份筹资水平相对不高，但补偿水平却很高，甚至比东部一些省份要高。除了省份间医药费用和住院率等存在差异等原因外，从制度经济学分析，新农合制度是一项高度“能力密集型”的制度，需要“政府能力”和“民众能力”与之匹配［4］，当地政府和相关部门的高度重视可以弥补当地财力的不足。可见，在不断加大对中、西部地区财政补助力度同时，更应加强新农合服务能力和制度建设方面的支持。

3．3从农户医疗服务利用上看，西部地区参合农民医疗服务利用水平最高，东部地区最低新农合对农民健康是有促进作用的，传导机制为：新农合减轻农民的就医经济负担→促进农民的医疗服务利用→促进农民健康。在这个传导过程中，医疗服务利用的提高成为新农合提高参合农民健康水平的一个重要途径。本文特别考察了参合农民医疗服务利用的地区差异情况。这里以参合农民中住院获得补偿的比例（即住院受益面）来衡量农户医疗服务利用情况。从图5可以看出，西部地区参合农民住院受益面要高于东部地区。这里的原因主要有两个：一是西部地区的住院医药费用相对要低。2011年，西部地区新农合住院次均费用约为3091元，东部地区则高达5368元。东部地区医疗资源比较集中，人们生病倾向于到大医院就医，造成医药费用居高不下。二是制度对资源配置的强化作用。根据国家规定，新农合统筹基金当年结余率要控制在15％以内，累计结余不得超过当年统筹基金的25％［5］，并且部分政府会对基金超支“埋单”而导致预算软约束。“花超了不要紧，花少了就是工作未达标”。上文已指出西部地区的当年基金使用率要低于东部地区，对西部地区各县来说，“花完钱，完成任务”的压力更大些，一旦门诊补偿比例低于住院补偿比例，就会造成门诊转住院等问题，形成“虚高”的住院利用水平。可以说，新农合制度是一种“政策密集型”制度，农户就医行为和基金使用深受政策影响，这就要求制定政策时要格外科学严谨。

4相关建议

4．1新农合制度采取倾斜于中、西部地区的财政政策是必要的，但应尽快建立长效筹资机制由于经济发展水平和地方财力差异明显，在新农合制度发展初期，甚至今后若干年内，采取倾向于中、西部地区的财政倾斜政策是正确的，也是必要的。针对目前新农合的筹资水平及其结构，建议从两方面入手，一是不断提高新农合筹资水平，逐步建立起与社会经济发展水平相适应的、动态的、可持续的长效筹资机制，以实现与农民家庭人均纯收入的同步增长［6］。例如应亚珍建议，在“十一五”末和十二五期间实现4％～8％的平均水平。二是尽快建立以需求为导向的筹资机制，靠政府意愿推动的筹资增长机制不可持续，筹资结构中应保持适当的农民缴费比重，这有利于提高农村居民“风险共担”意识进而从根源上抑制道德风险的发生，通过加强需求管理推动新农合可持续发展［7］。

4．2科学调整统筹补偿方案，针对具体情况探索有差别的基金使用率政策正确看待地区差异，在这个现实条件下致力于新农合制度的精细化管理。新农合基金使用率的规定，一方面要坚持财务平衡原则，寅吃卯粮不行，基金结余过多也不行［8］；另一方面要以制定科学的统筹补偿方案为前提，否则给基金使用率设定不合理的“标准”，只能造成基金使用的浪费［9］。因此，建议针对部分地区，特别是西部地区的部分县，提高门诊统筹补偿比例，加大对重大疾病的补偿力度，探索适当宽松的基金结余率政策限定，以切实提高基金使用效率。

4．3推动支付方式改革，引导卫生资源向基层流动，控制医药费用不合理增长新农合制度尚处于发展初期，筹资水平并不高，要想花小钱办大事，最大程度地发挥新农合基金的使用效率，就要积极推动支付方式改革，并通过提高基层医疗机构补偿比例、加强基层医疗机构建设等措施引导好农民基层就医，控制医药费用不合理增长。

地区差异范文篇2

根据图1的数据分析得出，首先是农业物质的费用投入对农业产值的增长有较大的影响，在经济发展的不同阶段，资金投入始终是农业增产的重要因素，受地域影响较小。然后受地域影响较大的是农业劳动力投入对农业产值的影响，在经济水平不同的地区，可分配的农业劳动力也不同，欠发达地区经济实力较弱，并且集中在山区，因此无法依靠土地扩张实现农业的增产，所以劳动力是唯一的增产方式；其次，对于较发达的地区，其可使用的劳动力较多，并且在满足自给自足的前提下，还能通过打工的方式增加收入，因此加大了地区之间的差异。耕地面积对农业增产的影响不明显，可分配的耕种面积是有限的，并且受地理环境和开垦条件的影响，较发达地区具有明显的城市化特征，可利用的土地减少，无法依靠土地增产来实现经济的发展。最后，在不同发展水平地区的进步率和贡献率差异较明显，所以从整体上看湖北的农业发展仍处于粗放型的发展模式。

2湖北省农业技术地区差异现状总结

（1）基础建设比较滞后。政府投入的农业建设资金由于各种原因一般都难以及时落实到位，导致农业基础设施建设更新较慢，降低了农村经济的发展速度。个别组织引导方式不当，使得农业生态环境的整治出现问题；农技推广体系和农业信息体系不健全，使得农业科技无法创新；农政执法体系和检验检测体系的匮乏导致了农产品质量安全不达标；农产品市场缺乏基础性的建设，导致抗御自然灾难的能力降低，抗风险能力不高；农业内部积累资金转化率较低，用于农业扩大生产的资金有限；农产品出口规划与引导力度不够，与农业生产产业化和农村经济市场化发展的需求仍有较大的差距。（2）农村人力资源匮乏。目前湖北省农村人口主要呈现老龄化和低素质化的趋势，越来越多的年轻人选择到城市去发展，留在农村的都是一些思想比较落后的人员；并且受农村饮食结构、医疗卫生条件的影响，使得湖北省农村人口身体素质较差。并且农村人力资源的受教育程度和收入水平等方面都与城市有一定的差别，使得农村人力资源的综合素质比较差。（3）农产品质量较低。农产品的质量受多方面的影响，首先是农业生态环境的影响，各类污水、废气使得农作物的生长环境十分恶劣，降低农产品的整体质量。然后是种子、种苗、畜禽的影响，种苗选择不合理、品种更新进度慢、研发投入低都降低了农业投入的资本质量；最后就是质量安全标准的影响，相关部门缺乏对农产品质量的检测和监督，使得流入市场的产品质量参差不齐。（4）缺乏规模化的组织。家庭承包责任制充分利用了土地资源，提高了农业人员的积极性，但是却降低了整体的生产效率，使农业生产经营规模小、组织化程度低、商品量少、效益低下。因此出现了一些“合作社”，这种方式能够实现简单的规模化生产，但是这种合作组织没有明确的法律地位，内部治理不规范，限制了农村合作组织的发展；另外这种农业合作组织的规模都比较小，没有较好的带动能力，人员的综合素质不高，缺乏相关的专业性人才。

3湖北省农业技术发展改革建议

（1）抓住新政策的机遇。规模化的生产方式能够有效降低成本，提高生产效率，因此对于产权清晰的资源，可建立有限责任公司或者股份合作社的新农业经营形式，在改善原有农业生产方式低效率的基础上，融合最新的科技优势，通过规模化、全程化、自动化的方式来提高农业生产水平。而且这类较大规模的农业有限公司或股份合作社在数量、土地规模、经济效益和市场竞争力等方面，都远远超过了传统小型家庭农场的水平。同时农场管理机制采用公司制以后，可设立董事，将农场工作内容进行细分，结合目前网络物流等，设立生产部、策划部、财务部、销售部、物流配送部、学习与研究部等，对于扩大就业有着一定的推动作用。（2）加强对农产品的宏观调控。开展公司制的农业生产以后，各个部门要尽快建立一套有效协调的农业生产体系，制定各项农产品市场准入标准，加强监督检测，保证农产品的质量。对主要农产品的供求体系进行调控，使其稳定在平衡状态，此方面可借鉴德国的做法，德国政府为保障农业改革能够顺利进行，对农业提供了一系列的如投资、贷款、社会保险补贴、债务减免、扶持就业等相关政策支持，并拿出巨资给予帮助，极大缓解了农业改革的压力。同时对农产品的宏观调控还能极好地调动农民的积极性，对目前已经形成优势的产业和项目给予支持和保护，促进农村产业的全面协调。（3）农业产品品牌化。从实际情况看，湖北品牌农业发展市场空间比较大，除了城市居民对食品保鲜和安全的关注外，城市消费者对于健康营养的安全食品消费能力也提高了。因此可充分发挥湖北省禽蛋、食用菌、蜂蜜等产品资源，结合现代化的生产技术，开拓市场，建立自己的品牌。加大科研人员的投入，融合传统农业中的优良工艺和各种历史文化的承载，赋予品牌生命力，打造国际知名品牌，例如以恩施为中心的山野菜出口基地，主打纯天然绿色的食品产业。（4）保护生产改革成果。可通过颁布推行相关政策法规的方式来增强生产改革的严肃性，并且能够排除各种干扰和阻力，借助法律的大环境，能够顺利地推动农业改革，有效避免随意性和片面性。同时认真处理好人的问题，最大化的保护个人的利益，尤其是在财产分配以及解决事业人员的问题上，更要坚持以人为本的原则，全面考虑农民和社会的承受力，发掘各行业的就业潜力，创新就业门路，杜绝单项改革引起过大的震荡，避免不稳定因素形成的阻力。并重点扶持绿色健康产业，大力推广有机食品、无公害食品、绿色食品，同时通过相关的技术讲座来巩固改革的成果，利用规模优势扩大经济发展。

4结语

地区差异范文篇3

关键词：保费收入保险深度保险密度差异性

自1980年至今，我国保险业经历了20多年的快速发展期，商业保险分散风险、保障安全方面的职能得到充分发挥，2005年，全国保险业共实现保费收入4927.3亿元，同比增长14%，快于同期GDP增长速度。与此同时，我国保险业地区发展不平衡的现象也更加明显，2005年北京市保费收入为497.7亿元，保险深度和密度分别为7.4%和3293元，同期贵州省保费收入40.5亿元，保险密度和保险深度分别为2.1%和103.2元。保险业发展的差异性已经引起了保险界普遍重视和反思。本文根据保险业发展的差异层次，选取六省市为样本分析我国保险业地区差异状况及其成因。

我国现阶段各地区保险业发展状况及样本选择

由表1可以看出，我国各地区保险业发展梯度较大，出现了明显的层次区分。第一层次包括北京、上海、江苏、浙江、广东、辽宁、天津、福建等，保险业发展各项指标优势明显；第二层次包括：河北、山西、黑龙江、吉林、湖北、河南、重庆、宁夏、安徽等，保险业发展各项指标居中；第三层包括海南、贵州、青海、西藏、广西等，保险业发展相对滞后。

本文选取北京、江苏、河北、湖北、贵州、青海六省市组成样本，对我国保险业发展结构层次状况进行代表性分析。

我国六省市保险业发展差异状况

（一）六省市保险业现状比较分析

2005年北京、江苏、河北、湖北、贵州、青海保费收入之比为63.32：55.64：27.65：18.38：5.15：1；保险深度之比为：5.08：1.65：1.74：1.54：1.43：1；保险密度之比为：22.76：4.04：2.53：1.66：0.71：1。河北与湖北的人口之和是北京的8.7倍，而两个省的保费收入之和不到北京的3/4；贵州和青海的人数总和超过湖北省，而其保费收入总和不到湖北省的1/2，不同层次的保险市场保险业发展水平差距大。

从险种状况来看，2005年六省财产保险保费收入之比为18.93：26.30：15.06：10.21：4.05：1；保险深度之比为：1.51：0.78：0.81：0.86：1.13：1；保险密度之比为6.69：1.91：1.19：0.92：0.56：1。同期人身保险保费收入之比为：100.16：79.93：38.07：25.15：6.05：1；六省市人身险保险深度之比为：8：2.38：2.05：2.11：1.70：1，保险密度之比为：35.38：5.81：3.02：2.27：0.84：1。由此可见，样本各险种之间的差异性与各省市保险市场发展差异性相同，第一层次在保险业总体实力以及各险种发展上均居于领先地位，而第三层次均居落后地位。但是就不同险种比较而言，人身险的发展差异性比财产险更加明显，两极分化状况更加严重。

（二）六省市保险业发展状况纵向比较

1996年《中华人民共和国保险法》开始实施，我国保险市场行为逐渐规范，市场逐步进入有法可依、有序竞争的阶段。本文选择1997-2005年六省市九年间的数据，分析保险行业发展地区差异的趋势。

从1980年我国恢复商业保险业务以来，保险行业发展不足30年。从六省市九年间数据可以明显看出，我国保险行业市场发展水平的差异性并不是最近出现的新趋势，我国保险市场层次性一直存在，而且随着保险业的发展，地区间差异化程度正在逐渐加深。

我国保险业市场发展差异成因分析

（一）地区经济发展的差异性是导致保险市场层次分割的主因

保险业的发展离不开经济发展这个大背景。我国保险业地区层次划分结构与各地区经济发展状况及经济地位完全相符。从本文选取的六省市来看，北京、江苏是我国经济实力强的地区，其保险业发展水平远远超过其他经济相对落后的地区；贵州和青海两省2005年国内生产总值之和不足北京市同期国内生产总值的1/2，不足江苏省同期国内生产总值的1/8，属于经济落后地区，其保险业发展水平相对也比较落后。

保险不属于生活必需品的范畴，居民可支配收入直接决定了本地居民保险需求水平和购买保险的能力。北京、江苏城镇居民可支配收入远远高于其他四省市，河北和湖北的城镇居民可支配收入略高于贵州和青海省。同时经济发达地区与其他地区城镇居民可支配收入在2000－2005年间差距显著扩大，同期保险行业各项指标也呈现出了差距扩大的发展态势。

（二）保险市场发展的阶段性是险种间差异的重要成因

从保险业发达国家发展的经历来看，人身保险发展速度大大超过财产保险，并且在保费收入数量上远远超过财产保险是保险业逐渐走向成熟的普遍规律。我国的保险市场也经历了相同的变化。从1997年开始，全国人身保险保费收入第一次超过财产险保费收入。但是从地区来看，北京、江苏等第一层次的保险市场在1996年以前其地区人身险保费收入就已经占据了压倒性的优势，并最终拉动了全国人身保险保费收入超出财产险。湖北和河北1998年才最终实现了人身保险保费收入的突破。而贵州和青海到2000年才实现了人身险保费超过财产险。

由于各地区保险业发展所处的阶段不同，虽然六省市保险行业都取得了较大的发展，但是率先进入人身险快速发展期的北京和江苏市场在保持财产险方面的优势之外，拉大了人身险各项指标地区间的距离。这就导致了地区间人身保险发展差异性比财产保险更加明显。

（三）择优选择是保险业地区差异形成不可忽视的条件

从1992年第一家外资保险公司进入中国保险市场以来，各大外资保险公司相继在中国成立分支机构，其丰富的经验、灵活先进的管理、先进的观念是推动中国保险业发展的重要因素。但是从外资企业选择的业务区域来看，经济发达地区基本上是所有外资保险公司的首选。外资企业择优选择的结果增大了地区间保险业已经存在的发展差异性。

人材的择优选择也是导致保险业地区差异的重要因素。北京、江苏等经济发达地区能够吸引更多的人才，这对保险业发展的影响主要集中在两个方面：其一，保险从业人员的素质较高，有利于规范保险供给方的行为，这是保险业发展不可或缺的条件；其二，较好的教育使得人们具备风险较好意识和较强的保险购买能力，从而形成质量较好的保险需求方。择优选择的结果导致集聚效应，使得保险资源更加向北京、上海、江苏等第一层次的保险市场聚拢，从而激化地区间的差异性。

结论与政策建议

从上述对我国保险业发展地区分析中可以看出：我国保险业经过快速发展已经取得了可喜的成绩，但是在保险业迅速发展的同时，发展差异性的特征也日益明显，地区保险发展差距不断加大，这一特征在人身险上表现的更加明显；我国保险业发展不平衡是与我国经济发展不平衡状况相对应，受到众多因素影响而产生的；由于地区经济发展的差异性短期内无法彻底改变等原因，我国保险业发展不平衡将会在一个不短的时间内持续存在。

地区发展不平衡和地区间差异化发展是世界各国保险业普遍存在的现象。受到各种因素的制约，保险业发展差异是不可避免的。适度的差距是正常的、可以接受的现象，但是过大的差距则不利于保险资源的合理流动和配置，不利于整个保险行业的健康发展，因此应积极采取措施应对和缓解地区差异过大的问题。

（一）继续推行中西部经济发展战略，缓解地区经济结构的二元性

地区经济发展的差异性是形成我国保险市场发展差异的决定性因素，经济发展的二元性甚至多元性直接导致了保险业发展的多元性，因此我国要从根本上解决保险市场差异过大的问题，就必须从解决我国东西部经济二元性结构状况着手。

现阶段，我国全面推行“中西部大开发”的战略，在保持东南部经济持续快速发展的同时，我国应加大对中西部地区的经济发展的支持力度。这期间国家通过政策、资金、人材等各方面的倾斜加大对中西部经济发展的投入，积极扶植和引导中西部地区经济健康快速发展。从2000年至今我国中西部地区经济社会发展速度明显加快，人均可支配收入年平均增幅保持在8%以上，城镇居民的恩格尔系数逐年降低，呈现出一派繁荣景象。随着地区经济发展日趋平衡，各地区保险市场容量差异日渐缩小，各地区保险行业发展差异性的问题必将得到有效解决。

（二）根据地区保险业发展的阶段性，“差异性”的发展各地保险业

现阶段我国保险市场商品同构性状况十分严重，各地区保险市场所销售的保险产品雷同。我国保险公司的险种开发通常是由总公司集中开发，而后全面铺开销售。出于对经济目标的考虑，保险公司的险种开发和保险商品价格厘定往往只着眼于保险需求旺盛、购买能力较强的经济发达地区，极少考虑其他地区。这就使得我国保险市场商品供给和需求不符的情况十分普遍。发展较为落后的保险市场上实际保险需求不能得到有效满足，同时现有的险种供给过剩的矛盾十分突出。

针对上述问题，根据我国地区保险市场发展的阶段性不同，各大保险公司应该以市场为导向完善险种研究和开发机制，应该合理险种开发工作安排，将险种开发从较少人参与的单一部门的“专门”开发模式转化为自下而上众多人参与其中的系统的“专业化”开发模式。积极鼓励和引导各地区保险公司参与到险种开发的工作当中，根据不同地区的经济发展水平、风险状况、需求结构，设计出符合各地区保险需求特征的多层次、多样化的险种，通过推进保险费率市场化改革来完善保险商品定价机制，从而解决由于供需矛盾对欠发达地区保险业发展的抑制。

（三）创造条件，充分发挥相对落后地区保险行业的后发优势

发挥后发优势是后进国家和地区快速发展、赶超先进的重要途径。保险行业也应该充分发挥后发优势，发挥后发优势主要是通过学习和借鉴先发展地区的经验和教训，更高效率的促进本地区保险业发展。

后发展地区要能够获得学习和借鉴的机会就必须打破保险业地区条块分割，加强保险业发展的地区交流，建立效率化的地区间信息交流平台。后发展地区应该根据自身的实际情况，有目的、有区别的学习先发展地区科学的成本控制方法、先进的营销手段、良好的风险管理技术、优秀的企业营运管理、市场化的险种开发和定价策略等，能够有效降低各种成本，提高后发展地区保险行业的整体效益。

（四）加快保险行业改革，促进保险业协调发展

保险行业改革是促进保险业继续发展的重要助动力。基于我国保险业发展不平衡的现状，保险行业改革应该结合各地区保险业发展的具体情况，有计划、分步骤的推进，促进各地区保险行业全面和协调的发展。通过保险行业改革进一步完善保险市场运行机制，切实实现保险行业发展过程中的市场导向的作用；通过保险行业改革完善保险市场供给主体，提升保险供给方把握市场和灵活经营的能力，增强保险公司的发展能力；通过保险行业改革，增强保险需求方的风险和保险意识，激发其保险购买欲望；通过完善保险相关法律法规，完善保险业运行的宏微观环境，使得整个行业在科学的框架下持续发展。

（五）实施适当的政策扶植，以促进相对落后地区的保险业发展

应给予相对落后地区的保险行业以适当的政策倾斜，以鼓励和扶植其继续发展。如美国为了保护市场竞争，出台了一系列保护实力弱小的小规模的保险企业的措施，给予其较高的税收政策优惠等。我国应借鉴其的做法，对相对弱小的保险市场提供一定的政策支持和帮助。政策扶植应综合考虑和衡量短期的政策效果和长期政策效果，以培植后发展地区的保险业自我发展能力为最终目标。

参考文献：

1.吴定富.全面落实科学发展观努力建设创新型行业促进保险业又快又好地发展.保险研究，2006（1）

2.魏华林，李开斌.中国保险产业政策研究.中国金融出版社，2002

地区差异范文篇4

关键词西部追赶速度人均GDP

一、东西部地区差距正在缩小？

国家计委副主任、国务院西部开发办副主任李子彬在十届全国人大一次会议举行的记者招待会上说，西部大开发战略实施以来，西部地区与东部地区经济增长速度的差距已由1999年的1.5个百分点缩小到2002年的0.6个百分点，东西部地区经济增长速度上的差距正在缩小。“增长速度的差距正在缩小”和“地区差距正在缩小”本来是两个完全不同的观念，而许多媒体在报道这条消息的时候却称：李子彬说，我国东西部地区差距正在缩小。这种不合实际情况的“误报导”，很容易使人想起一些学者“西部开发十年可成”的预言。应该说，东西部地区经济增长速度上的差距正在缩小，这是西部开发战略实施以来所出现的令人鼓舞的现象。但如果据此就认为西部的发展速度将很快赶上和超过东部还为时尚早，还不能做出这种发展趋势能够长期保持的结论，那些“地区差距正在缩小”的宣传则更是不负责任。

西部开发战略实施以来，通过投资和项目安排等一系列政策倾斜，有效地遏制了整个西部和东部差异的拉大，这是令人鼓舞的好消息。但细心的人不难发现，目前经济最发达之地有三个主要地区，一是南方的珠三角，这里是中国最大的加工出口及三资企业基地。二是华东的长三角，这里是中国城市化程度最高的区域，工农业及科技实力雄厚，更是当前外贸及外商投资增长重点。三是京津冀北地区，这里是中国的政治中心和北方经济、运输中心，科研资源更居全国首位。上述三大经济发展带从南至北分布于东部沿海，有较高的发展水平及速度。入世后其经济和社会发展有不同程度的跃升，他们以较好的政府治理效率，较高的人力资源素质，较优越的自然环境和较为完善的基础设施成为入世后加速增长的赢家。

相关的统计数据显示，尽管2003年我国经济受到“非典”的较大影响，特别是华南和华北地区的影响更为严重，但全国的经济增长仍然达到9.1%，受影响最为严重的东部地区依然保持了很高的增长优势。东中西三大地带生产总值增长速度分别为12.7%、10.6%和10.8%，中、西部地区GDP增长基本在同一水平上，西部地区增速快于中部地区0.2个百分点，与中部地区的差距在逐步地缩小，但东、西部地区GDP增长速度又有了扩大的趋势，从2002年的0.6个百分点扩大到2003年的1.9个百分点。

究其原因，可能还是与入世有关，虽然中央政府扶持西部力度未减，但东部地方政府工作效率较高，使得外资和民间资本注入企业更迅捷，而西部就相形见绌了。不是入世厚此薄彼，而是东部可能更善于借助入世带来的各种机遇，西部仍然需多多努力才能避免在东西部经济发展的马拉松中被东部越拉越远。本文试图将现在东西部地区的差距（只选择人均GDP差距）转化为时间和速度上的差距，并对此进行一些探讨，供关心和研究西部的人们参考。

二、西部的追赶速度之一

（一）对计算结果的分析：

1．在设定的目标期限内，X-Y的差值虽然与整体的增长率（X和Y）高低有关（X和Y越高，X-Y也越大），但X-Y的大小与X和Y的高低相关性非常小。例如，设N=50年时，Y从1%增加到12%、X从2.97%增加到14.18%，X-Y仅仅从1.97%增加到2.18%，变化幅度非常小。

2．如果把西部年均增长率高于东部年均增长率的部分定义为相对增长速度，从上表的计算结果可以看出：西部能否在设定的目标时间内赶上东部主要取决于相对增长速度的高低，而与东西部的绝对增长速度关系不大。其实这是一个非常好理解的问题：起点不同、速度不同、朝同一方向运动的两个物体，要它们在规定的时间里相逢，则主要取决于它们之间的相对速度，而与它们各自的速度没有多大关系。所以，上面的函数式5466（1+X）n=14358（1+Y）n也可以用5466〔1+（X-Y）〕n=14358来简单计算，其结果非常近似。

3．从2003年起在10年内赶上东部，相对速度要在10.5%以上（根本不可能）；从2003年起在20年内赶上东部，相对速度要在5.1%以上（基本上不可能）；从2003年起在30年内赶上东部，相对速度要在3.4%以上（可能性不大）；从2003年起在40年内赶上东部，相对速度要在2.5%以上（有相当难度）；在50年内赶上东部，相对增长速度必须达到2%以上（有较大难度）；若要在60年内赶上东部，相对增长速度需达到1.7%以上（难度也不小）；若要在70年内赶上东部相对增长速度需达到1.45%以上（也不容易）；若要在80年内即到2082年赶上东部，相对增长速度需达到1.3%左右；若在90年内即2092年赶上东部，相对增长速度需达到1.13%以上；若相对增长速度为1%，则需要100年后即到2102年才能赶上东部。

4．2002年东西部人均GDP差距为14358-5466=8892元，把8892元的差距放在几十年这么长的时间来看好象并不算什么。如果我们把8892元的差距转化成为时间和速度来看，要消灭这样的差距看起来并不是一件很容易的事。例如，假设我们把目标期限设定为50年，就意味着从2003年起在50年之内西部的年均增长速度需要高于东部2%以上，西部能够达到这样的高速度吗？靠什么措施才能够支持西部具备这样的高速度？

（二）问题

从发展趋势分析，东部的领先增长优势不会在短时期内改变。从2003年起西部增长速度超过东部是不现实的假设条件，至少在最近几年之内是太不可能的。因此，赶上东部需要的是更长的时间或更高的速度！

三、西部的追赶速度之二

（一）假设从2003年起，第1个5年，东部增长速度继续快于西部（设快1%）；第二个5年东西部平均增长率达到平衡；从第2个10年起，西部增长速度开始快于东部。

1．从这20多年的实际情况来看，东部地区的发展速度一直领先于全国，在20世纪90年代东西部增长速度的差距非常大，虽然现在这种速度上的差距有了缩小的趋势，但发展速度上的差距依然存在。从各方面情况分析，东部经济的发展速度在今后几年内还将继续领先于全国，西部的发展速度不大可能在短时期内超过东部。1979年以来平均为8%左右，只不过不如东部，东部增长得更快，1979年以来平均为12%左右2。1990~1998年的8年间，全国GDP年均增长11%，西部年均增长10%，东部和中部年均增长14%和11%，存在着较大的差距。1999年、2000年、2001年西部地区经济增长和东部地区的差距分别为4.0、1.9和1.15，出现了缩小的趋势3。但到2002年和2003年，西部地区分别增长9.65%和10.8%，东部地区分别增长10.86%和12.7%，差距分别为1.21和1.9个百分点，差距又有所扩大4。

2．从上表的统计数据看出，2002年GDP增长率排前10位的省区，东部占6个，西部占3个，中部1个，东部仍然保持了领先的增长速度。从发展趋势分析，东部的这种领先增长优势不会在短时期内改变，而且这种优势极有可能延续到5年之后，今后5年即从2003~2007年东部高于西部1%的增长率看来也没有太多的悬念，从今年的情况来看，东西部增长速度上的差距还有可能大于1%。

3．按“十六大”提出的20年内实现全国GDP再翻两番的目标计算，年均GDP增长应在7.2%左右。考虑到随着经济发展阶段的变化经济增长率呈现前高后低的普遍性规律（即所谓的收敛性），再考虑到这几年的实际增长率情况，前5年西部增长7%，东部增长8%，第二个5年期间东西部达到平衡增长的速度为7%，这应该是一个比较保守的估计。

。

（五）小结

如果从2003年起，第一个5年即2003~2007年期间东部的增长率继续高于西部（假设高1%）；第二个5年即2008~2012年期间东西部增长率达到平衡；从2013年起西部增长率超过东部，超过东部1%的增长率需要116（106年+10年）年赶上东部，超过1.5%的增长率则需要81年（71年+10年）才能赶上东部，超过2%的增长率也需要63年（53年+10年）赶上东部。

（六）问题

1．西部的增长率能否在5年后（2008年）赶上东部。如果今后5年东部增长率高于西部不止1%，如果5年后西部在增长率上还不能赶上东部，人均GDP赶上东部需要的时间将会比上面的计算结果更长。

2．平衡增长期有多长和什么时候西部的增长速度能够超过东部。如果从2008起西部增长率还不能赶上东部，如果平衡增长区间不止5年，到2013年西部的增长速度不能全面超过东部，西部赶上东部的时间将会比上面的计算结果更久。

3．人均GDP赶上东部的时间以63年计算（到2066年），靠什么支持西部要高于东部2%的增长率？以81年计算（到2084年），靠什么支持西部要高于东部1.5%的增长率，且我们是否要等81年的时间？以116年计算（到2118年），也需要西部年均增长率高于东部1%，我们要等一个多世纪吗？

四、结束语

1．东西部差距不是短期形成的，是长期发展的历史沉淀下来的现象，不能期望在短期内得到解决。西部大开发不是短期的政治突击任务，而是一项长期的经济发展战略，西部的追赶步伐还会比较艰难，追赶的道路还会比较漫长！正视差距是消灭差距的前提，认识到西部开发的艰巨性和长期性，才能使我们所制定的目标更合乎实际，使我们的政策措施更有针对性。否则，“西部开发十年可成”等不切实际的想法和理论会使西部开发陷入“”式的盲动，或者使西部开发的规划仅仅流于形式因缺乏具体的保证措施而无法实现。

2．对于这样一个长期的国家战略，是否也应当制定一个分阶段的“路线图”及其时间表？因为，在确定了时间表之后，才能明确分阶段所需要达到的目标（包括人均GDP）以及实现目标所需要的速度，才能清楚地规划支持这样的增长速度所需要的政策措施。首先需要的是缩小西部地区与东部地区经济增长速度的差距；第二步争取实现东西部地区经济增长速度的平衡；第三步争取西部地区经济增长速度超过东部。

3．本文对于地区差距和西部追赶速度所作的分析，无意于要夸大解决地区差距的困难，也不是对西部大开发抱着什么悲观情绪。因为，解决地区差距的基本方法除了提高落后地区的经济增长速度之外，还有财政转移支付办法可以使用，靠较高的相对增长速度还不能消灭的差距部分，应该也能够依靠转移支付来弥补。国家政策在缩小地区差距方面的作用也正体现在：一方面依靠经济刺激政策来加快西部地区的发展速度（主要是实施区域差别政策来加快西部地区的经济发展5），另一方面依靠转移支付来缩小地区之间的差距（主要是依靠国家对西部地区的财政援助政策来缩小地区之间的差距6）。

注释：

1如《人民日报》2003年3月9日第四版的新闻报道《李子彬在记者招待会上说我国东西部地区差距正在缩小》；北方网在2003年全国两会报道中报道《李子彬说，我国东西部地区差距正在缩小》。

2中国国务院新闻办公室主任赵启正2000年10月22日在西部城市成都召开的“2000?中国西部论坛”上发表的主题演讲《挖掘西部潜在优势》。

3《加大西部开发力度缓解西部就业压力》，2002年11月25日安徽信息网4《2003中国经济十大预测报告之九：区域经济一体化进程加快》。

5见邓仕礼：《对我国实施区域差别政策的评价与建议》，《经济论坛》2003年第12期。

6见邓仕礼：《援助西部落后地区的财政策略探讨》，《重庆工商大学学报——西部论坛》2003年第4期。

参考文献

祁京梅：《从增长比较看区域经济走势》，《经济日报》2003年3月19日。

地区差异范文篇5

由于我国的非均衡的发展战略，导致东西部的我国的东西部地区的资本形成机制有较大的差异。主导产业及其所决定的结构性质和竞争力，决定着区域经济的增长质量、增长速度，竞争力和整体优势，决定着资本配置的效果。我国经济发展战略布局继20世纪80年代沿海发展战略、90年代末西部大开发战略之后，目前新的区域发展格局正成形成，即实施西部大开发，振兴东北地区等老工业基地，鼓励东部地区加快发展，实行东西互动，带动中部，促进区域经济协调发展。

二、区域经济发展的差距原因

（一）自然条件

我国中西部地区地域辽阔，国土面积占全国的60％以上，但其中不易利用的沙漠戈壁和海拔3000米以上的高寒地区占60％，这种相对恶劣的自然条件，直接导致了人口分布的不合理性。而中西部的地形是属于则封闭式的，其地理环境比较复杂，生存条件差，气候也比较差，并且其离亚太区域的经济中心更是比较的远，所以说，光有丰富的资源，但由于自身的原因，难以招来外资，是没有办法形成生产力的。

（二）历史因素

历史上，西部就是比较贫困落后的，在中国历史上，中原地区是最先发展起来，而后慢慢向四周扩延的。在古代史上，西部就比较落后。到了近代，由于东部地区受到西方商业文明的影响而得到了非常快速的发展，中西部地区发展速度相对来说慢的多，就显得越来越落后。这个趋势一直延续到现在。唐宋以来的西部社会经济衰落和东部社会经济的大发展，正是体现这一种趋势。西部地区地貌复杂多山，在农业社会里，交通闭塞、信息不灵、土地资源不足，久而久之便造成了社会经济的落后。

（三）环境影响

西部虽然有丰富的资源，但是相对来说，西部许多地方是穷山恶水，平原较少。这，在农业社会，不利于农业的发展。对商业社会而言，大山大河也阻碍了交通。这也不利于商业的发展。而且，交通的落后直接导致了文化交流的进行。改革开放后，国家采取了让一部分人先富起来的发展战略，给予东部地区很多的优惠政策，比如，减免税收、建立经济特区等等，这些倾斜的政策让东部迅速的发展壮大了起来。只有现在的西部大开发战略才是中国历史上的第一次有计划的开发西部。

三、区域经济发展的差距的对策

（一）国家的政策干预

改革开放以来，我国实施的开放性的政策都是成功的，三沿（沿海、沿江、沿边）对外的开放等。这些政策的实践证明了，我国东西中地区的差距正在逐步的缩小。政府还通过宏观的调控措施，加强不发达地区的投资，扶持落后的经济地区，从而达到地区间协调发展的目的。

（二）加强东西部的合作

多年来，西部千方百计为投资者营造一个良好的投资环境，实践证明，东西部优势互补，是企业行为的自主选择，更是政策效应之所必然。实施西部大开发，是党中央高瞻远瞩，总揽全局作出的一个重大战略部署，无论在经济上还是政治上都具有重要的意义。西部大开发战略实施十年来，所取得的成绩是相当的成功的，但是还是出现了新的问题。比如说，如何应对全球经济化的问题，全球经济化使得国家与国家，地区与地区间的竞争愈演愈烈，利益的角逐更深进入白热化。经济发达的地区凭借着自身的综合实力优势占据着有利的空间，而相对落后的西部，由于其经济比较薄弱等原因，会使自己处在一个不利的地位。现在的市场对技术，质量等方面要求都是比较高，这样的情况下西部所承受的竞争压力与风险就更大了。

（三）突出地区优势

我国各地区由于自然条件、政策干预等原因，经济发展的速度也不一样，东西经济差距比较大。充分发挥东部的优势，关系到我国经济的可持续发展、生产力的提高，缩小我国地区经济差距。东部地区较西部而言有以下的优势；

1.市场优势：东部地区从计划经济向市场经济转向的时间是比较早的，其市场的程度较高，从而建立了完善的市场，为率先实现现代化提供了很好的条件。2.金融的优势：在现代化经济的发展中，金融是必不可少的，东部由于人们的金融意识比较浓，市场市场也比较多，资金充足，金融体系较完善，这些都为实现现代化提供了有利的条件。3.人才与技术的优势：技术是现代化的动力，人才是现代化的核心，人才与技术是不可缺少的。东部地区在研究和开发经费上所花费的要远远超过西部，这使得东部能够由以往的传统产业改造为高新科技技术，从而加速了产业结构升级，加快经济现代化的步伐。

地区差异范文篇6

在过去十多年里，中国农村工业的高速增长改变了农村的社会和经济面貌，而农村非农产业的发展对收入分布具有重要影响已成为共识。大部分研究结果认为，相对于农业收入而言，非农业收入的分布较为不均匀。而且，农村非农产业的发展在从总体上改善农民收入的同时，加剧了农民收入的不平等，尤其是在贫困地区。

既有的研究成果论证了在经济转型过程中中国居民收入差距的不断扩大已成为一个不争的事实（例如唐平，1995；赵人伟等，1997；Rozelle，1996：ChenandFleisher，1996；李实等，1998；陈宗胜等，1999；万广华，1998）。有学者认为，收入分配不仅仅表现为经济增长的一个结果，它同时又是影响甚至于决定经济增长的一个重要变量（李实等，1998）。可是，收入分配及其变化更多地表现为制度变迁和经济发展的结果，也就是说，制度变化因素和经济发展因素构成了收入分配格局及其变化的直接和间接决定因素（李实、赵人伟，1999）。因此，笔者认为，如果中国农村收入分配出现不平等度扩大的结果，那无疑是制度变迁和经济政策在执行和发展过程中出现了问题，或现有的收入分配政策存在着缺陷。

本文希望在既有研究成果的基础上，对中国农村居民收入分配不平等的现状和地区差异，以及农村非农收入对收入分配的影响和作用进行认真和深入的研究。本研究涉及的问题有：中国农村居民收入分布的现状和特征如何，中国农村居民收入分配不平等的程度究竟有多大，中国各省（区、市）农村居民收入分配差异的现状、特征和变动趋势是什么，等等。

二、文献回顾

新古典经济增长理论认为，如果国家间收入差别是由各国资源的初始禀赋不同所造成的，那么，随着各国经济向平衡增长路径收敛，这些差别会逐渐消失。换言之，一个国家的人均收入增长速度与其人均收入的起始水平呈负相关关系，随着经济增长的趋同，落后地区最终将赶上发达地区（Barro，1998）。但是，也有学者对超过100个包括不同发展水平国家的分析得出结论，认为并不存在一种普遍的绝对趋同现象（Ben-David，1998）。林毅夫等（1998）认为，改革以来中国的地区发展差异，比较突出地表现在三类地区之间。蔡昉等（2000）的研究结果也表明，中国在改革以来的地区经济发展中，不存在普遍的趋同现象，却形成了东部、中部和西部三个趋同“俱乐部”。同时，中国地区经济发展中存在着有条件趋同。

以库兹涅茨假说为核心的理论则认为经济发展与收入差距两会之间的关系表现为倒U型曲线：在经济发展的初级阶段，收入差距会扩大，而后经过短暂的稳定，在经济发展的高级阶段，收入差距逐步缩小。尽管有大量的学者利用截面资料或历史资料对库兹涅茨的“倒U假说”做了进一步的论证，但是，这些研究的研究方法和研究成果受到了另一些研究人员的质疑和批评（卢嘉瑞、陈永国，2001；彭玉生，1998）。王检贵（2000）的研究表明，近年来，无论从经验事实还是从计量方法上看，“倒U假说”都受到了极大的挑战，许多捍卫“倒U假说”的文献都受到了不同程度的怀疑。

在中国，关于居民收入区域差距的研究主要是围绕“倒U假说”在中国成立与否和经济转型对收入分配的影响展开的。陈宗胜的收入分配课题组和赵人伟的收入分配课题组分别利用不同的收入差距测度指标，不同的基尼系数计算方法和不同的数据来源，对全国总体上及城镇内部、农村内部居民收入差距进行了深入细致的研究，分别得出了改革开放以后，全国总体上及城镇内部、农村内部居民收入差距在改革和发展中逐步扩大的结论（赵人伟等，1994；陈宗胜，1999；赵人伟等1999：陈宗胜等，2002）。

如果以收入分配差距的测算指标和计算方法来区分，泰尔指数方法，高鸿桢（1995）、魏后凯（1996）、李实等（1998）、张平（1998）、蔡昉等（2001）分析了全国不同区域或者不同人群组间的收入差距的变动状况。根据基尼系数分解法，向书坚（1998）、陈宗胜（1999）、陈宗胜等（2002）分析了中国全体居民收入分配的基尼系数。基于不同的计算方法和利用不同来源的数据得出了两种不同的基尼系数，可是，对研究方法和使用数据来源的认识上的差异，引发了两方对收入分配研究的学术争论（陈宗胜，2000；李实，2000；陈宗胜2002；李实，2002）。

尽管海内外学者从不同的角度和不同的立场出发，对中国居民收入区域间差异做过许多研究，但是，对中国农村居民收入分配区域间差距进行深入研究的文献少之又少。只有张平（1998）、万广华（1998）、彭玉生（1998）、蔡昉等（2001）、唐平等（2001）和张晓辉（2001，2003）等通过对抽样数据的实证分析，对农村居民收入分配的现状、区域间收入分配差异和形成差异的原因等进行了详细分析。张平（1998）指出：既有的研究描述了农村区域间家庭人均收入不平等加剧的趋势；分析了拉开中国农村区域收入差距的原因，认为农村非农化，特别是乡镇企业，是拉开中国农村区域收入差距的最主要原因。还有研究指出：非农收入对农村居民人均收入的影响程度的分布存在着明显的区域间不均衡。除了一类地区的乡镇企业收入占全年纯收入的比重达到14.5％外，其他地区的这个比重分别只有4.6％，2.8％，1.3％（唐平、来维宁，2001；中央政策研究室、农业部农村固定观察点办公室，2001）。由此看来，依靠发展农村非农产业来提高农民收入和解决区域间发展不平衡并非一件容易的事情，因为乡镇企业并没有如人们想象的那样在全国均衡地发展。特别是1998年以后，受国有企业改革、外资企业进入和城市民营企业发展的挑战，乡镇企业在各个地区的发展极不平衡，这无疑是农民收入不平等程度恶化的重要原因之一。

三、研究方法、分析模型和数据来源

为了弥补既有文献的研究缺陷和不足，同时，为了避免上述关于收入分配的学术争论中所出现的由于对研究方法和数据资料的认识不同而发生不必要的误解，本文采用统计分析的方法，利用Excel软件处理数据得出基尼系数，研究农村居民收入分配不平等的地区差异。与既有文献通常局限于分析农村三大区域之间或者农村三大区域内部收入分配的差异有所不同，本文以省（区、市）为分析单位，详细分析全国农村各省（区、市）间及各省（区、市）内部收入分配的状况。

（一）指标说明

测定收入分配不平等程度的指标有很多，比如舒尔茨系数、基尼系数、阿特金森尺度、泰尔指标等，本文将使用基尼系数来测定我国农村居民收入分配不平等程度。

1.基尼系数的计算模型。基尼系数的计算方法很多，本文采用一种比较简洁的方法，即将研究对象按人均收入由低到高排序，分成若干组，计算每组收入占总收入的比重W；和人口比重Pi。

2.总体收入不平等指数的定义。虽然基尼系数可作为测定社会收入在社会各集团之间分配平均程度的主要指标，但是，由于基尼系数只反映了一定时期内居民收入分配的状况，相同数值的基尼系数可能表示极不相同的收入分配善，而且基尼系数数值易受收入人分组的影响而导致数值大小的变化，因此，用基尼系数反映居民收入分配的不平等程度并非尽善尽美。

在库兹涅茨提出的“倒U假说”的基础上，S·罗宾逊（1976）在《美国经济评论》上发表了论证库兹涅茨“倒U假说”的一个仅含极少假设条件并且非常简单的模型（王检贵，2000；王韧，2003）。本文重新定义了该模型中变量的经济含义，借鉴该模型分析省（区、市）内部农村居民收入分配不平等程度的变动趋势。即假定一省（区、市）内部非农产业居民和农业居民在农村居民总体中所占的比重分别为W1和W2，非农产业居民和农业居民的收入的对数均值分别为Y1和Y2，非农产业居民和农业居民的收入的对数方差分别为A2和A22，Y表示一省（区、市）的农村居民收入的整体对数均值，A2表示一省（区、市）的农村居民收入的整体对数方差。

众所周知，一个群体内部成员收入的方差本身就表示了收入的离散程度，因而，方差经常用来测量群体内部收入分配的不平等程度。方差愈大，表示收入分配的不平等程度愈高，反之则不然。将方差取对数后，这一性质不仅不会改变，而且有利于统计上求和。因此，本文将农村居民收入的整体对数方差（A2）定义为农村总体收入不平等指数，用于测算一省（区、市）内部农村居民收入分配的不平等程度。

3.总体收入不平等指数的计算模型。中国农村经济由农业部门和以乡镇企业为代表的非农产业部门组成，农村居民收入来源于农业部门和非农产业部门，因此，按收入来源不同可以将农村居民分为农业居民和非农产业居民两大群体。因此，一省（区、市）的非农产业居民人口比重W1，和农业居民人口比重W2的关系为：

W1＋W2＝1（2）

如果一省（区、市）农村居民的总数为T，非农产业居民和农业居民的数量分别为T1和T2，每个居民的实际收入为M；则有：

因此，农村居民收入的整体对数方差为：A2＝W1A12+W2A32+W1（Y1-Y）2＋W2（Y2-Y）2（4）将（2）和（3）代入（4）中，可以消去W2得：

A2＝aW12+bW1+c（5）其中，a＝-（Y1-Y2）2，b=（A12-A22）+（Y1-Y2）2，c＝A22随着农村经济的发展和城市化进程的加速，农村中非农产业人口的比重将不断增大，从（5）式可以得知，A2是变量W1的一个二次函数，由于a≤0，因此，该函数是一条开口向下的抛物线。

（二）数据来源

本文搜集了1996～2002年全国各省（区、市）农民收入分配的原始数据，需要特别指出的是：笔者计算基尼系数使用的是农业出版社公开发表的、由农业部统计的各省（区、市）农民收入分配的原始数据，这与《中国统计年鉴》公布的按收入五分法计算的农民人均纯收入的数据不同。同时，本文计算农村总体收入不平等指数使用的是国家统计局公开发表的、由国家统计局农村社会经济调查总队统计的全国分县（市）社会经济调查的原始数据。笔者在进行实证分析前，采用国家统计局公布的农村消费者价格指数（1985＝100），对全部数据进行了处理，保证了所用数据在时间和空间上具有可比性。尽管存在误差，但本文所采用的数据尽可能完整地代表了全国农村各省（区、市）各年农民收入分配的真实状况。

四、中国农村居民收入分配不平等的状况和地区差异

（一）农村居民收入分布特征和变化趋势

图1(略)是1998年和2003年全国农户收入总体分布图。从图1(略)可以判断，全国农户收入的对数分布表现为偏正态分布曲线，而非对称的正态分布，这符合国际惯例。但是，全国农户收入的对数分布曲线从1998年的负偏正态分布向2003年的正偏正态分布转化，其特征表现为收入分布曲线从1998年的“瘦高”状态向2003年的“矮胖”状态转换，表明低于平均收入水平的农户的数量在增加，半数以上农户的家庭收入低于全国平均水平，农户收入不平等程度日益严重。

（二）农村居民收入分配的基尼系数的变化趋势

表1(略)是以农民人均收入的不同统计分组计算的农村居民收入分配的基尼系数（分别以县、乡、村为分组单位）。从表1(略)可以看到，以不同的统计分组所得到的同一年的基尼系数存在着明显的差异。按县分组和按村分组的全国农村居民收入分配的基尼系数的差距主要是由农民人均收入分组间距的大小不同而造成的。由于相同分组的各年之间的分组间距是相同的，因此，并不影响同一分组的不同年份的基尼系数的比较。从总体上看，1996～2002年，按县、乡、村分组的农民人均收入的基尼系数都表现出不断增大的趋势。换言之，中国农村居民收入分配的不平等在持续恶化之中，无明显改善的迹象。其中，按村分组的基尼系数最大，从1997年的0.2742上升到2002年的0.3017。结论与中国社会科学院经济研究所收入分配课题组（李实等，2004）”农村的基尼系数反而有所下降，从1995年的0.381下降为2002年的0.366”的研究结果存在着明显的差异，而与张晓辉（2001）和龚红娥（2002）的研究尽管在数据来源和计算方法上存在着差异，却是一致的。

（三）农村居民收入分配不平等程度和地区差异的比较

随着经济发展、社会进步和改革深入，农村居民收入应该出现不断增长的局面。可是，1985年后，由于城市改革推进，城市就业机会增多，城镇居民收入增长较快，城乡居民的收入差别除个别年份有所缩小外，总体上呈扩大趋势（宋洪远等，2003；张晓辉2003；盛来运等，2003）。农民增收难，粮食主产区农民增收更难（盛来运等，2003）。1997～1999年，农村居民收入增长再次放慢。这期间，受国内外综合因素的影响，农村居民收入的增长速度回落，1997～1999年，农村居民人均纯收入实际分别增长4.6％、4.3％、3.8％，3年平均实际收入增长速度不足1996年的1/2（唐平等，2001）。而中央政策研究室和农业部农村固定观察点办公室（2001）的研究则指出：对于家庭经营中非农产业不发达、种植业结构单一的粮食生产农户来说，粮食价格不断下降，成为增加农户收入的主要制约因素。中部、西部地区农户家庭经营收入下降是造成东部与中部、西部农民收入差距拉大的最主要因素。但是，笔者认为，区域之间农业生产结构的差异和非农产业分布不均匀无疑对农村居民收入分配具有重要的影响，自然条件等要素的结构和经济发展的区域差异对农民收入的影响也不应忽视。而农业生产资料价格急剧上涨造成生产成本上涨更是造成粮食主产区农民增产不增收的不可轻视的重要因素。

表2(略)是全国（西藏除外）各省（区、市）农村居民人均收入以村分组的基尼系数变化率。笔者提出用基尼系数变化率来判断不同省（区、市）的基尼系数变化趋势，希望对不同收入区域的农村居民的收入分配不平等状况有一个全面了解和正确判断。从表2(略)看，以聚类分析结果划分的不同收入组的农村居民的收入分配不平等状况存在着明显的区域特征，而同一收入组内部各省（区、市）基尼系数的大小也不尽相同。在高收入区，北京、上海和浙江的基尼系数变化率明显偏高，江苏、广东与其他高收入省（区、市）相比较，收入分配的变化迹象较小，而福建和天津的收入分配则出现明显的恶化倾向。在中等收入区，只有吉林和海南的基尼系数明显缩小，其中，吉林的变化率为28.21％，引人注目。湖北、安徽的基尼系数变化率在2％上下波动，尚无明显改善的迹象。而该收入区的其他省（区、市），除广西外（广西也是中国的大米主要生产省之一），全属于农业部设定的粮食主产区，其中，既有乡镇企业发展先进的山东、辽宁，也有传统粮食主要生产省黑龙江、江西、河南和湖南，还有小麦主产区内蒙古。

相对于中等收入区的粮食主产区农村居民收入分配不平等状况恶化的倾向，低收入区的西部传统贫困省（区）的收入分配则出现明显改善的倾向。除了山西、新疆和青海的基尼系数变化率分别为-12.35、-7.71％、-13.38％外，宁夏、陕西、云南、贵州、甘肃农村居民收入分配不平等的改善都引人注目。对此，至今尚无有文献专门报告过。因此，分析这些省（区）收入分配明显改善的原因，对于相对落后的西部地区的开发和西部地区扶贫政策的实施有着重要意义。贫困地区收入分配不平等状况的改善究竟是至今为止所实施的扶贫政策和退耕还林政策的效果，还是非农产业落后地区农民外出打工收入增加引起收入结构变化的效应，尚有待今后的调查研究。

综上所述，在农业部核定的13个粮食主产区中，除了吉林和四川的农村居民收入分配不平等状况有显著的改善外，江苏、湖北和安徽表现出不明显改善的迹象，其余省（区）的收入分配不平等则有明显恶化的倾向。从总体上来看，高收入区和低收入区的农村居民收入分配不平等有明显改善的倾向，而中等收入区的收入分配不平等状况则表现出日益恶化的倾向。

图2(略)表示了1997年和2002年中国（不含西藏、台湾、香港、澳门）农村居民人均收入与基尼系数的关系。由图2(略)可以知道，目前在中国农村，基尼系数与农村居民人均收入之间还不存在明显的倒U型关系。换言之，在经济发展过程中，中国农村居民没有出现收入差距缩小的迹象，相反，收入分配不平等在不断扩大。

（四）中国农村居民的总体收入不平等指数和地区差异的比较

农村居民收入可以分为农业收入和非农产业收入，由于农村分区域的农业收入和非农产业收入无法得到，本文以分区域的农村的农业增加值和非农产业增加值作为农业收入和非农产业收入的代替值。在不考虑人口流动的情况下，一个地区扣除农业增加值以外的农村GDP是由该地区农村中从事非农产业的农村居民创造的。根据总体收入不平等指数计算模型，可以计算出2002年全国农村总体及各省（区、市）的农村居民的总体收入不平等指数，本文在计算进使用了国家统计局公开发表的由国家统计局农村社会经济调查总队统计的全国分县（市）社会经济调查的原始数据。根据计算结果分析，2002年，中国农村居民的总体收入不平等指数和中国农村居民人均收入的相关系数R2为0.3865，说明农村居民收入分配不平等程度与经济发展间不存在比较显著的关系。农村居民的总体收入不平等指数在各省（区、市）间存在显著差异（见图3(略)）。从全国范围来看，农村居民的总体收入不平等指数最高的是上海和浙江，分别达到了1.059和1.22，最低的是安徽和江西，分别是0.232和0.286。与表2(略)中基尼系数的地区差异相比较，可以发现，各省（区、市）农村居民总体收入不平等指数的地区差异显著大于各省（区、市）基尼系数的地区差异。

将全国30个省（市、区）（因数据收集原因，台湾、甘肃不包括在内）划分为与表2(略)相同的高收入、中等收入和低收入三类地区，从图3(略)的结果可以发现，农村居民的总体收入不平等指数在三类地区间存在明显差异，而且，在同类地区内的各省（市、区）之间也表现出了分化的特征。在高收入组，北京、江苏、福建的农村居民总体收入不平等指数明显低于同组的天津、上海和浙江，农业收入和非农产业收入的差距可能是造成这些省（市、区）农村收入分配不平等的最主要原因。在中等收入组，黑龙江、吉林、河北的农村居民的总体收入不平等指数明显大于同组的山东、辽宁、海南、湖北和内蒙古。在低收入组，四川、山西、青海、陕西的农村居民总体收入不平等指数明显大于同组的其他地区。可见，影响中国农村收入分配不平等的原因是多种多样的，尽管非农业收入对农村居民人均收入的影响程度存在着明显的区域间差异，但是，同属于粮食主产区的各省（市、区）农村居民的总体收入不平等指数又表现出明显分化的特征，其中的原因尚待今后的调查研究。

五、研究结论

根据以上关于中国农村居民收入分配不平等状况和区域之间差距的实证分析结果，可以得到以下几个研究结论：

第一，中国农村居民收入的对数分布曲线从1998年的负偏正态向2003年的正偏正态转化，表明低于平均收入水平的农户的数量在增加，半数以上农户的家庭收入低于全国平均水平，农户收入不平等程度日益严重。公务员之家版权所有

第二，中国农村居民收入分配的不平等状况在持续恶化之中。目前在中国农村，基尼系数与农村居民人均收入之间还不存在明显的倒U型关系。

第三，在粮食主产区中，除了吉林和四川的农村居民收入分配不平等状况有显著的改善外，江苏、湖北和安徽表现出轻微改善的迹象，而其余省（区）则有明显恶化的倾向。从总体上来看，高收入区的北京、上海和浙江以及低收入区的宁夏、陕西、云南、贵州和甘肃的农村居民收入分配不平等有明显改善的倾向，而中等收入区的粮食主产省（区）的农村则表现出收入分配日益恶化的局面。

地区差异范文篇7

（一）物流生产函数

本文中的物流生产函数是指中国物流业生产要素的投入与产出之间的宏观技术关系。由技术进步对经济增长的影响及技术进步给收入在资本与劳动之间分配带来的效应分化而引发的技术进步中性与非中性的争论，使得生产函数相应地分为中性生产函数和非中性生产函数。由于中性技术进步使得某个经济变量在一规定环境下保持不变﹙比如，当生产要素资本和劳动的比例不变时，两者在技术进步前后边际替代率保持不变的希克斯中性技术进步﹚，在衡量一个经济系统的技术进步及对某产业进行宏观研究时，做出中性技术进步的假设会使分析问题的难度大大降低，因此中性生产函数在现有文献中使用得较为普遍。但考虑到中性技术进步的强假设性，本文在物流生产函数的实际估计模型中同时采用了中性技术进步和偏向技术进步两种生产函数形式。我们以全国及各地区物流业生产总值为物流业产出指标，以全国及各地区物流业资本存量与劳动作为物流业资源要素的投入指标。值得注意的是，本文借鉴Denison﹙1985﹚的方法，把劳动投入分为数量和质量两个构成部分，其中劳动力人数作为劳动的数量部分。在Denison的方法中将教育作为构成劳动质量的部分，即人力资本水平。教育程度用平均受教育年限来反映。由于目前中国的所有统计资料中，尚未发现专门针对物流行业的从业人员平均受教育程度的全国或区域数据，因此，本文采用全国及地区物流行业专业技术人员占行业全部就业人员比重这个指标来衡量全国及各地区用于物流生产的人力资本水平。综上，在考虑了行业人力资本水平的基础上，本文使用如下假定的物流生产函数模型：Y=F﹙K，L，h，A﹚上式中：Y表示物流产出；K表示物流业物质资本；L表示物流业劳动力人数；h表示行业人力资本水平；A代表技术状态，如果描述为动态形式，则有A=A﹙t﹚，且dA/dt>0，t代表时间。对于物流生产函数的具体形式，尽管超越对数函数无需固定替代弹性，但估计中较容易产生多重共线性的问题，因此我们仍使用经典的CobbDouglas生产函数。由于本文仅是通过全国及分省相关物流产业的样例对中国物流业的全效率生产前沿面进行估计，所以在生产函数中并未考虑物流生产中投入与产出之间存在的技术非效率效应。此外，为了进一步探究人力资本在物流产业中的促进作用，本文将人力资本水平分量作为生产要素引入模型，以便考察它的物流产出作用。我们设定如下形式的物流生产函数：Y=A﹙t﹚KαLβhγ﹙1﹚其中，α、β、γ分别为相应生产要素的物流产出弹性。值得指出的是，根据Miller和Upadhyay﹙2002﹚的建议，生产函数﹙1﹚放弃规模弹性为1的假设，当要素弹性之和小于、等于或大于1时，物流增长表现为规模报酬递减、不变或递增。

（二）计量模型及数据说明

在实际计量模型中，我们采用两种生产函数形式进行估计。中性技术进步的CobbDouglas物流生产函数表示为：lnYit=α0+α1lnKit+β1lnLit+γ1lnhit+α3t+α4t2+μit﹙2﹚此外，考虑偏向技术进步的CobbDouglas物流生产函数为：lnYit=β0+α2lnKit+β2lnLit+γ2lnhit+β3tlnKit+β4tlnLit+β5tlnhit+β6t+β7t2+μit﹙3﹚其中：Yit表示物流业产出；Kit、Lit、hit分别表示物流业的物质资本存量、劳动力人数、人力资本水平；αm、βn﹙m=0~4；n=0~7﹚为待估参数；μit为随机误差项，假定其服从零均值、不变方差的正态分布，即μit~N﹙0，σ2μ﹚；i代表地区；t代表时间，但换一种说法，它也是代表某个技术状态的指数，表示生产函数对应的技术水平随时间的推移而不断进步，模型中t取值1~12，代表2000—2011年。本文以各省市地区交通、运输仓储和邮政业生产总值为物流业产出指标，以各省市地区交通、运输仓储和邮政业社会固定资产存量、劳动从业人数及产业人力资本水平作为投入指标，对2000—2011年中国及各地区物流生产前沿面进行估计。本文基础数据来自《中国统计年鉴》、《中国物流年鉴》、各地方统计年鉴及中经网，并对相关数据进行了整理。我们选取2000—2011年的省级水平面板数据，在中国大陆31个省区中，因西藏数据统计不全，予以中剔除，最终30个省区共12年的数据进入样本，共计360个观测值。由于受到价格波动的影响，文中使用各省市地区相应年份的价格指数对当年的名义值进行平减。对于交通、运输仓储和邮政业生产总值及其社会固定资产存量，由于统计年鉴中没有细分的行业价格指数，本文采用各地区当年物价指数和固定资产投资价格指数分别对上述两个指标进行平减，得到以2000年为不变价格的实际值。对于交通、运输仓储和邮政业社会固定资产存量的计算，一般采用永续盘存法，其基本公式为：Kit=Iit+﹙1τ﹚Ii，t1﹙4﹚其中：Kit表示第i个地区第t年以基期不变价格表示的物流业资本存量；I表示以基期不变价格表示的物流业固定资产投资；τ为折旧率。在使用永续盘存法时主要涉及基期资本数量的计算和折旧率的选择。原则上讲，在利用永续盘存估算资本存量时，式﹙4﹚中的τ应该是重置率，但由于中国目前尚不具备对社会固定资产进行重估的基础，所以在实际计算中采用统一的固定资产折旧率来代替重置率。本文将固定资产折旧率τ设定为12.1%①。对于基期的物流资本存量的计算，参考欧阳小迅、黄福华﹙2010﹚的做法②，在计算出基期物流资本存量后，即可利用式﹙4﹚计算出以2000年为基期的2001—2011历年的物流资本存量。关于全国及各区域③相关变量数据的描述性统计如表1所示。

（三）估计结果

本文使用静态的面板数据估计技术估计方程﹙2﹚和﹙3﹚。常用的面板数据的静态模型有三类，即混合回归模型、固定效应模型和随机效应模型。利用Chow检验的F统计量检验识别使用混合回归模型还是固定效应模型，再利用Breusch和Pagan﹙1980﹚提出的基于Lagrange乘数的检验统计量LM识别使用混合回归模型还是随机效应模型，最后利用Hausman检验在固定效应模型与随机效应模型之间进行表2物流生产函数的估计（中性技术进步）分别表示显著水平是1%、5%、10%；括号内数值为t统计量值，N为样本数。表3同。选择。Hausman检验结果表明不能拒绝解释变量与随机效应模型中的随机误差项无关的假设。另外，为了控制各地区以及各年份之间存在的差异，本文采用双向﹙个体和时间﹚固定效应模型对方程﹙2﹚、﹙3﹚进行估计。结果见表2和表3。表2中，各投入要素弹性系数多数达到1%的置信水平，显示物质资本、劳动力及人力资本水平对物流产出和增长具有重要作用；另外，与中西部相比，技术进步能为东部地区带来更多的物流产出。表3中，偏向技术进步生产函数回归结果表明，就全国整体而言，物质资本和人力资本水平的弹性系数存在随时间变化的趋势，物质资本弹性系数随时间变化的程度明显大于人力资本弹性系数随时间变化的程度，前者﹙0.006﹚是后者﹙0.001﹚的6倍；东部地区和中部地区的投入要素弹性变化情况与全国大体相似，西部地区人力资本水平的弹性系数并未表现出随时间变化的趋势，但与中东部比较，西部劳动力弹性系数存在随时间变化的趋势，尽管变化程度较弱；另外，偏向技术进步生产函数的估计结果也表明，技术进步对东部物流的促进效果更大，其产出弹性较全国水平高出至少20%。为了考察中国物流生产的规模报酬性质，同时为观察比较各区域规模报酬差异性提供参考，利用中性技术进步和偏向技术进步生产函数回归参数计算规模报酬及估计各投入要素在2000—2011年的物流产出弹性，结果见表4、表5、表6和表7。随着资本、劳动等要素投入的持续增加，产业内规模经济将起着非常重要的作用﹙何伦志，1996﹚。在物流生产函数中，无论是中性技术进步还是偏向技术进步的假设，都将物质资本投入、物流劳动力投入和物流业人力资本水平的产出弹性系数相加，得到的总产出弹性均小于1，即α+β+γ<1，这说明中国物流生产﹙2000—2011年﹚具有规模报酬递减的性质。物流生产过程中往往由于某种稀缺投入要素的限制，使得各投入要素不能按比例增加﹙比如在中国物流生产中，尽管资本投入增长较快，但人力资本水平提高缓慢﹚，进而导致规模报酬递减。另外，由于人力资本水平的限制，产业内部或外部的技术管理、创新成果较难转化为产业内生产力或转化的程度较低，也导致物流生产中出现规模报酬递减。但是，规模报酬递减的程度是有地区差异的。以中性技术进步生产函数为例，西中东部的弹性系数之和呈现递增现象﹙0.675<0.768<0.821﹚。由于东部地区无论是在市场体制、产业规模、对外开放程度还是投入要素质量等方面均好于中西部地区，因此，东部地区能够获得相对更大的要素产出弹性﹙要素市场回报﹚。需要注意的是，本文没有考虑产业内人力资本的溢出效应。人力资本水平的提高不仅本身能使产出增加，而且能对产业内其它生产要素生产率产生正的外部性，进而增加产出。所以，如果考虑人力资本的溢出效应，物流生产中﹙比如东部地区﹚就可能出现规模报酬递增。从表4—表7还可以看出：无论是东中部还是西部，物质资本存量和人力资本水平的产出弹性均呈上升趋势，而劳动力弹性呈微弱递减趋势，说明对于物流产业，物质资本和人力资本的影响程度在逐步递增，而劳动力的影响程度在缓慢下降；此外，物质资本和劳动力﹙尤其是物质资本﹚仍然是物流产出增长的主要源泉，2000—2011年中国物流产出增长中有68.74%来自物质资本的投入，18.33%来自劳动力投入，6.25%来自人力资本水平的提高，其余6.68%则来自于技术进步①。

二、物流业劳动生产率的地区差异

借鉴BlinderOaxaca方法，对中国物流业劳动生产率的地区差异及造成差异的程度进行实证分析。基本思路是：首先建立和估计物流生产函数﹙见本文第一部分，也可理解为物流收入决定模型﹚，然后通过相应的等式变换得到物流业劳动生产率条件期望的线性表达式，并以此对劳动生产率的地区差异进行分解。定义：物流业劳动生产率=物流业总产出/物流业劳动人数。

（一）物流业劳动生产率地区差异的BlinderOaxaca分解

BlinderOaxaca分解方法主要用于研究劳动市场中不同群体之间收入﹙工资﹚差距问题。它将不同群体的收入﹙本文讨论的是不同区域的物流劳动生产率，即物流业劳均收入﹚看作是某些特征禀赋的函数，差距主要由不同群体﹙或区域﹚的特征禀赋差异和这些特征禀赋市场回报率差异两部分组成﹙邢春冰、罗楚亮，2009﹚。BlinderOaxaca方法是在条件均值的位置对不同群体﹙或区域﹚的收入差距进行分解。由于物流业各地区特征数据的样本数量相对有限，不足以得到“收入分布”的经验估计，因此，对于物流业而言，目前采用关注平均水平差异的BlinderOaxaca方法对物流劳动生产率地区差异进行分解是合适的。依据CobbDouglas生产函数，首先将物流产出差异分解为：ln﹙YA﹚ln﹙YB﹚=﹙aA0+aB0﹚+∑nj=1ln﹙xAj﹚aAj∑nj=1ln﹙xBj﹚aBj=﹙aA0aB0﹚+∑n[j=1ln﹙xAj﹚ln﹙xBj]﹚aAj+∑nj=1ln﹙xBj﹚﹙aAjaBj﹚其中，A、B分别代表两个不同的区域，aj代表参数估计值，lnY代表物流产出自然对数的均值，ln﹙xj﹚代表解释变量﹙特征禀赋﹚观察值自然对数的均值，ln﹙YA﹚ln﹙YB﹚为A、B两地区的用自然对数均值表示的产出差异；上式中，∑nj=1ln﹙xBj﹚aAj项相当于构造的“反事实收入”，并以此将产出差异分解为两部分：∑n[j=1ln﹙xAj﹚ln﹙xBj]﹚aAj是特征禀赋可以解释的部分﹙特征效应﹚，﹙aA0aB0﹚+∑nj=1ln﹙xBj﹚﹙aAjaBj﹚是特征差异不能解释的部分，是由地区间特征禀赋回报系数差异造成的﹙系数效应﹚。由于不同的“反事实收入”得到的差异分解结果可能是不同的﹙上式中也可以构造另外一个“反事实收入”∑nj=1ln﹙xAj﹚aBj﹚。因此，参考Cotton﹙1988﹚对BlinderOaxaca方法的修正，采用比较双方特征禀赋系数的加权平均值作为权重解决这一问题，使分解结果更为稳健。我们利用中性技术进步的估计结果，通过物流业生产函数，经公式变换，得到物流业劳动生产率的差异分解。首先有：lnYlnL=a0+a1lnK+a2lnL+a3lnL+a3lnh+a4t+a5t2+μlnL⇒Eln﹙Y/L﹚=ln﹙Y/L﹚=a0+a1lnK+﹙a21﹚lnL+a3lnh+a4t+a5t2进一步得到两地区劳动生产率的差异分解：E﹙DABxj﹚=ln﹙YA/LA﹚ln﹙YB/LB﹚=﹙aA0aB0﹚+∑n[j=1ln﹙xAj﹚ln﹙xBj]﹚aj+∑nj=1ln﹙xAj﹚﹙aAjaj﹚+∑nj=1ln﹙xBj﹚﹙ajaBj﹚其中，DAB代表A、B两地区物流劳动生产率差异，aj=rAaAj+rBaBj﹙j=1，3，4，5﹚，rA和rB分别为地区A和地区B的物流劳动人数占各自地区劳动力总数的比例，aj是aAj与aBj以rA和rB为权数的加权平均值；值得注意的是，a2=rA﹙aA21﹚+rB﹙aB21﹚=rAaAj+rBaBj﹙rA+rB﹚；∑n[j=1ln﹙xAj﹚ln﹙xBj]﹚aj是特征禀赋可以解释的部分，﹙aA0aB0﹚+∑nj=1ln﹙xAj﹚﹙aAjaj﹚+∑nj=1ln﹙xBj﹚﹙ajaBj﹚是特征值无法解释的部分，是由特征系数造成的差异。

（二）BlinderOaxaca分解结果

以表2的估计结果为基础，在得出360个有效样本相关变量的分区域均值后，运用BlinderOaxaca方法对地区间物流业劳动生产率的条件均值差异进行分解。结果见表8。计算结果表明，中国物流劳动生产率地区差异中，东部与西部地区之间的差异最大，条件均值差异值为0.827，中部与西部地区差异次之，东部与中部地区差异最小，差异值分别为0.505和0.199。中国物流劳动生产率地区间的相对差异巨大，如东西部的差异值约是东中部差异值的4.16倍。将差异进行BlinderOaxaca分解，结果显示，东中部物流劳动生产率的差异有37.69%可由它们在特征禀赋上的差异得到解释，这个数值在中西部和东西部分别为48.51%和45.95%。可以看出，中西部与东西部的物流劳动生产率差异结构相似，大约一半的差异是由地区特征效应造成的，另一半由地区系数效应﹙即各地区特征禀赋的市场回报率的差异﹚所造成。东部与中部在特征值的差异方面相对小一些，而系数效应所解释的差异部分达到62.31%。具体而言，在地区禀赋差异中，物质资本对物流劳动生产率的地区差异的解释份额最大，东中部的解释份额达77.39%，中西部为60.59%，东西部为57.92%。就绝对值而言，东西部差异最大，差异值为0.479，分别为中西部与东西部差异的157%和311%。各地区物流业物质资本投入的不平衡是造成地区间物流劳动生产率差异的重要原因。从表1的统计数据可以看出，平均而言，东部地区的物流业社会固定资产存量高出中部地区60%，与西部相比，更是高出244%。因此，加大投入，尤其是加大西部地区的物流相关物质资本﹙如交通基础设施﹚投入是缩减地区间﹙尤其是东西部地区之间﹚物流生产率差异的重要途径。劳动力所带来的生产率差异为负，说明控制劳动力变量后﹙即如果东、中、西部的物流劳动力分别处于同一水平﹚，东中部的东部、中西部的中部及东西部的东部的物流劳动生产率将相对提高，而两两比较的另一方的劳动生产率则相对降低。这从侧面反映出，尽管劳动力投入仍然是物流产出增加的重要手段，但对于中西部地区而言，简单地依靠劳动力的投入来减小生产率上与东部的差距是不足取的。因此，各地区产业内人力资本水平的提高﹙可以理解为劳动力质量﹚较单纯劳动力数量的增长显得更为重要。但是，目前人力资本水平对物流劳动生产率差异的解释份额相对不显著。东中部、中西部及东西部的该要素解释比例分别为5.03%、3.76%和3.87%，这与目前中国物流业人力资本水平总体水平不高有关。就全国总体而言，物流业专业技术人员占行业全部就业人员比重约为15.72%，大量低端劳动者从事着低端的物流活动，对物流劳动生产率的提高起到了制约作用。从绝对差异来看，东部与西部的人力资本水平差异最大，差异值为0.032，东中部与中西部的人力资本差异分别是东西部差异的31.25%和59.38%。随着中部崛起的战略实施以及承接东部产业转移的步伐加快，一些优质劳动力选择留在中部或从东部回流，提高了中部地区行业人力资本水平。这个趋势可以从东部与中部的人力资本水平差距最小﹙差异值为0.01﹚这一事实得到部分验证。由于利用Cotton﹙1988﹚加权指数的分解方法，虽然能得到较稳健的特征差异，但却不能将不可解释部分做进一步分解，无法得到各要素弹性系数﹙要素的市场回报﹚对物流劳动生产率差异的解释贡献。尽管如此，我们仍可以通过各要素弹性的比较，对由系数效应造成的劳动生产率差异进行初步分析。从物质资本来看，东部的弹性最大，地区物质资本存量每上升1%，物流产出上升0.448%，较中部与西部高出0.052个和0.123个百分点。无论是东中西部还是全国水平，物质资本的产出弹性在各要素弹性中都是最大的。考虑到物质资本﹙如交通设施﹚的空间溢出作用﹙刘勇，2010；刘秉镰等，2010﹚，可以说，就目前而言，物质资本投入是拉动物流产出、提高物流生产率的最重要因素。1999年以来，各地区投资规模持续增长，而各地区的投资中，有相当部分用于流通网络的建设，这扩大了货物流通的能力，加快了流通速度，进而提高了地区的物流生产效率。因此，对于仍属于投资驱动的中国物流产业来说﹙欧阳小迅、黄福华，2010﹚，加大物流业物质资本的投入是增加地区物流产出、匹配地区社会经济发展及减小地区物流劳动生产率差异的重要举措。物流产出对劳动力的变化表现较为敏感，劳动力数量每上升1%，物流产出﹙全国水平﹚提高0.324%。这就说明，当前物流业仍可以作为解决就业的一个重要行业。物流业在适当扩大行业人员数量的同时，增加行业的产出，有助于促进区域社会经济发展。但是，鉴于目前中国物流业处于规模报酬递减阶段，盲目、无限制地扩大劳动力数量，最终将导致劳动生产率的下降。从表8的分解结果也可以看出，如果将中西部地区劳动力数量提高到与东部地区一样的水平，虽然物流产出有所增加，但是物流劳动生产率则会出现下降，劳动生产率的地区差异将进一步扩大。人力资本水平目前对物流产出的影响相对较小。但该要素东西部的弹性系数差异较大，西部地区的人力资本产出弹性仅为东部地区的50%，这在一定程度上解释了系数效应差异中，东西部的差异﹙0.447﹚是最大的原因。从理论上讲，增强人力资本水平﹙劳动力质量﹚可以提升物流服务的质量水平，降低物流管理成本，促进物流产出和生产效率的提高。本文第二部分的实证结果已表明，人力资本水平﹙劳动力质量﹚对中国物流产业发展的影响正在逐步加强，而与此同时劳动力数量的影响在缓慢下降。这一趋势是否会延续则需要更长时间的数据进行观察检验。

三、结论与政策启示

地区差异范文篇8

摘要:借助趋同分析的标准方法,就210个地级及其以上城市服务业增长趋同情况展开讨论。实证结果表明,城市服务业增长存在σ趋同和β趋同;城市的市区层面服务业增长有明显领先于城市的地区层面增长的现象。进而对服务业增长地域特征的研究发现,服务业在一个更加广泛的地域范围内存在显著的均衡增长特征,对于整体国民经济增长差距扩大具有减缓趋势。

关键词:城市;服务业;趋同;地区差距

一、问题的提出

自Baumol[1]基于Maddison数据采用趋同分析方法发现工业化国家经济增长存在趋同趋势之后,学者们基本采用相似的方法对地区差异演变进行了更加深入的分析。我国学者也借用这一方法对经济增长差异问题做了大量研究[2~4],但综合来看,几乎所有的研究都仅在国民经济整体层面上展开,或是沿着地区差异演变趋同机制和趋同工具箱的拓展两个方向发展,而忽视了对于地区差异演变产业层面的分析,而服务业与工业的产业特性又是截然不同的。

一般来说,服务业产出在最初形态上具有非实物性质,其生产和消费几乎同时发生,并且具有难以储存、难以运输等特点,即服务业的消费和生产环节通常是联系在一起的,某一个地区消费的服务多倾向于在区域内或周边生产和购买,因此服务业发展规模与当地的人口规模大致会维持在一定的比例,这与工业产品差别较大[5]。由于工业产品的实物性质,使得工业产品能够以较低廉的成本远距离运输和较长时间储存,所以工业产品的生产地一般并不需要大量消费者的积聚,因此工业生产更注重的是生产条件的适宜性,如劳动力、土地成本等,在具有适宜条件的地区,工业增长表现出高度的地区积聚特征,并且具有自我加强趋势。

另一方面,随着社会进步和社会功能的不断完善,政府对于公共服务部门的投入会不断加大,人均服务消费会相应提高。在我国的行政区划中,地级市和地级以上城市本身是一级完整的行政单位,为保持公共服务的普遍性、及时性和公平性,政府机构、警察机构、司法机构、学校、医院等公共服务部门样样俱全,而这些公共服务部门的规模又大体与一个城市的人口对应,所以人均享有的公共服务具有均等化趋势。那么服务业这些产业特性是否会表现为服务业增长的趋同趋势呢?其对地区差异的影响又是如何呢?本文沿着这一思路,采用趋同分析的标准方法,分别就我国服务业增长的趋同情况在210个城市的地区及市区范围两个层面经济单位上的表现展开讨论。

二、分析方法和数据说明

1·分析方法Baumol(1986)

最早采用Maddison数据,发现工业化国家经济增长差异存在趋同的现象。但是De-long[6]、Lucas[7]等分别利用不同的研究样本或研究方法对Baumol的研究结果提出了质疑,发现经济增长趋异现象也普遍存在。随后的研究者又对趋同概念作了进一步的细化:σ趋同、“Club”趋同、绝对β趋同和条件β趋同等。σ趋同是指一个经济单位人均或劳均实际GDP的差异(标准差、变异系数或theil指数等)具有随时间减小的趋势,即σt+T<σt。测度研究样本的σ趋同情况通常用式σt=α+T+ε,其中T是时间趋势,是待估参数,如果系数是负的且具有统计显著性,就认为σ趋同成立。如果σ趋同不成立,则把样本分为若干个子样本,再分别用该式检验各子样本是否存在σ趋同,如果成立,“Club”趋同存在。绝对β趋同是指初始发展水平较低的经济单位比初始发展水平较高的经济体单位有更快的发展速度,即不同经济系统间的人均产出增长率与初始人均产出水平负相关。

条件β趋同是指经济体的增长速度与其自身初始状态到其稳定状态的距离大致成正比,简而言之,经济体向自身的稳定状态收敛。检验β趋同的通常公式为gi,tt+T=α+βln(yit)+εit,其中gi,tt+T是经济单位i在t到(t+T)期的平均增长速度,如果β系数为负,则β趋同存在。检验条件β趋同通常用到著名的Barro回归方程[8],即方程gi,tt+T=α+βln(yit)+ψXit+εit,其中Xit是刻画经济体i稳定状态的一组变量。

2·数据来源说明本文的研究对象为我国地级及地级以上城市及相应城市的市区,前者是城市的地区范围,后者是城市的市区范围,不包括县级城市数据。《中国城市统计年鉴》对地级市分别列出“地区”和“市区”两项,“地区”

包括市区和下辖县、县级市,包含了农村地区的数据;“市区”则仅包括城区和郊区。

本文采用的数据全部来自于《中国城市统计年鉴》(1996~2005年)。其中,各城市的地区与市区国民经济总产出和服务业总产出①分别采用所在省区的GDP和第三产业GDP缩减指数平滑,缩减指数来自《新中国55年统计年鉴汇编》;人口是样本的总人口数。

三、实证分析

1·σ趋同分析考察σ趋同的指标主要有变异系数、Gini系数和Theil熵等,由于这些指标在变化趋势上具有很强的内在一致性(石磊、高帆,2006;徐现祥、李郇,2004),因此本文选择变异系数作为地区差异演变的测度指标。变异系数又叫离散系数,它是标准差与均值之比值,以CV表示变异系数,其计算公式为:CV=σx,其中σ来自σ2=∑ni=1(xi-x)2/n。

由图1可以明显看出,采用变异系数考察的中国服务业增长在城市地区和市区两个层面上的趋同模式十分相似,即服务业在两种意义的城市层面上的增长差异都呈减小趋势。再比较两者的差别可以看出:首先,从服务业增长差异的大小看,在城市的地区层面上,服务业增长的差异最高为1996年的1·35,最低点为2004年的1·15,并且除1995年外,呈递减趋势;而在市区层面上,服务业增长差异的趋势完全一致,但是最高点的1996年却只有0·90,最低点的2004年也仅为0·80,都比前者有较大幅度的减小。

其次,从服务业增长差异与国民经济增长差异的比较看,在城市层面上,2003年以前服务业增长的差异都大于国民经济增长的差异,而在2003年之后开始小于国民经济增长的差异,并且后者差异扩大的趋势发生逆转,开始趋于减小;在市区层面上看,2000年以前服务业增长的差异都大于国民经济增长的差异,而在之后开始小于国民经济增长的差异,并且后者差异扩大的趋势也发生逆转,开始趋于减小。值得注意的是,国民经济增长差异趋势发生逆转的时间在市区层面要早于在城市的地区层面。

2·β趋同分析本文分别考察了服务业增长在城市地区和市区层面上的β趋同情况,计量结果见表1。表1报告了全国210个城市地区和市区服务业增长的绝对β趋同的计量分析结果。从回归1、3看,初始服务产品①的回归系数都为负,但是前者没有通过显著性检验,说明在城市层面不存在绝对β趋同;但是在市区层面上,能够通过显著程度为1%水平的统计检验,这表明在市区层面上,服务业增长存在绝对β趋同,即初始人均服务产品水平越低,增长的速度越快。然后基于Barro方程对回归1、3施加虚拟变量,分别把210个城市样本分为沿海地区城市②、省会城市和其他类型城市,得到回归2、4。从回归结果看,β系数绝对值分别从0·0060、0·0174提高到0·0184、0·0239,且模型的拟和优度有很大改善。虚拟变量的系数也高度显著为正,表明人均服务产品分别在沿海地区和省会类型城市的趋同速度要快于其他类型的城市。值得注意的是,在城市地区层面上虽然不存在绝对β趋同,但是却存在条件β趋同。

Islam[9]曾指出,在趋同研究中,截面分析(cross-section)的估计结果是有偏的,建议采用面板分析(paneldata)解决估计有偏问题。所以回归5、6、7、8列示出了采用面板分析方法对前面对应各模型的验证结果。从报告的结果看,面板数据分析的结果仍然支持本文结论,与截面数据分析得出的解释变量的符号一致,且方程的回归系数绝对值都有较大程度的增大,这与Islam等估计经济趋同时情况类似。

3·服务业增长的地域特征

虽然前面根据变异系数的计算结果可以反映出服务业增长差异的变化趋势,但是还无法充分展示这种趋势的地域特征,因为不同的洛伦茨曲线的形状完全可以得到相同的地区差异系数。因此,在前文分析的基础上,进一步分析了服务业增长的洛伦茨曲线[10]变化情况。

洛伦茨曲线:区间洛伦茨曲线(inter-regionallorenzcurve)令:ρi=∑ki=1(Pi/P);ψi=∑ki=1(Xi/X)代表人口与服务业产出自第1地区至第k地区的累积比重,它们均采取百分比来记数。洛伦斯曲线为所有(ρk,ψk),K=1,2,…,n,在以累计人口比重为x轴与以累计服务业产出为y轴的坐标平面中所组成的曲线。

由1995~2004年中国各城市服务业①Lorenz曲线变化图可以看出,曲线的变化分布广泛,即大致在人均服务产品占有量累计占比在5%~90%的区域,人口累计占比在15%~95%之间,地域范围涵盖了中国绝大部分城市。曲线变化方向朝上,且变化并不很大,这意味着从服务产品占有量比较低的地区,到较高的地区,服务业都有一定的发展,呈现出一定的均衡增长特征,但是发展速度并不很快。同时表明,导致服务业地区差异缩小的主要原因,是从较低服务产品占有量的中西部地区,到较高服务产品占有量的东部沿海地区和省会城市服务业,都有一定程度的绝对增长,从而导致全国服务业增长的相对差异逐渐减小。

作为对比,用相似的方法做出了工业产业增长的Lorenz曲线变化图。由工业Lorenz曲线变化图可以发现,曲线的变化相对服务业分布区域稍小,即大致在

人均工业产品占有量累计占比在20%~90%的区域,集中在45%~95%之间,人口比重累计占比在45%~90%之间,地域范围主要为工业发展中高水平的东部地区和省会城市。曲线变化方向朝下,且变化幅度较大,反映出非均衡增长特征,并且增长速度较快。分析表明,导致工业增长地区差异扩大的主要原因,是处于工业发展中、高水平的东部地区和省会城市工业的高速发展,处于工业发展中、低水平的中、西部地区一般城市发展相对滞后,中低发展水平的中西部一般城市组和中高发展水平的东部地区城市以及省会城市组之间的差距被拉大,以致整体上工业发展差距出现了不断扩大的态势。

四、讨论

关于在城市地区和市区层面上绝对β趋同与条件β趋同表面矛盾的情况该如何解释呢?经济地理学家认为,城市是区域经济增长的核心,区域是城市经济增长的基础,由于城市的“核心”性质,城市经济增长往往表现出领先于区域经济增长的现象。而在我国的城市经济统计中,城市的“地区”范围实际上包括市区和下辖县、县级市,包含了农村地区的数据,因此只有城市的“市区”范围才真实地反映城市的经济活动。而且进一步分析可以发现,服务业增长在城市市区的绝对β趋同与城市地区层面的条件β趋同具有内在的一致性。从绝对β趋同和条件β趋同的关系看,条件β趋同实际上是对绝对β趋同施加了条件变量后得出的趋同现象,即在城市所面临的为条件变量所反映的情形一致时(市区实际上是根据地理位置、制度环境等条件在城市地区范围内对城市地理空间进一步的分解),服务业增长存在绝对β趋同。

再从地理位置上看,各城市的市区都是历史上或现代交通枢纽,集中于冲积平原或盆地,服务业发展的基础设施条件较好,人口密度相对都较高,并且集中了地区内的公共服务机构和大学等研究机构,因此历来商贸服务业发达,成为地区内的服务增长和创新中心;就制度条件而言,自1985年以来,我国经济体制改革大部分集中在城市的市区,沿海城市、省会城市、大部分边境城市都是首先开放城市的市区,而且以开放经济为代表的各层次经济开发区遍布不同等级的城市市区中,因此各类城市市区服务业增长的制度条件十分相似;从生产要素配置的角度看,各级(下转第26页)地促进循环经济与技术创新的协同发展。

参考文献:

[1]DosiG.TechnologicalParadigmsandTechnologicalTrajectoties[J].ResearchPolicy,1982,11(2):147-162.

[2]陈傲.循环经济模式下的环境制度设计研究[J].科学学与科学技术管理,2006(9):108-114.

[3]顾丽,彭福扬.面向循环经济的企业技术创新研究[J].科学学与科学技术管理,2005(2):50-53.

[4]曹光辉,齐建国.循环经济的技术经济范式与政策研究[J].数量经济技术经济研究,2006(5):112-121.

[5]杜世勋,曹利军.企业持续技术创新研究[J].管理评论,2005(2):37-40.

[6]陈东初,吴桂香等.铝合金环境友好型非铬化学转化表面处理技术的研究[J].兵器材料科学与工程,2005,9(5):32-36.

地区差异范文篇9

近年来,随着中国各地区财政收入快速的增长,地方财力也不断增强。2001-2007年,中国各地区人均财力由866元迅速提高到2587元,年均增长20.1%,远远高于同期GDP增长速度。然而,由于各种原因,中国各地区财力增长带有明显的不平衡性,财力差异仍然很大,这种差异反映在地带间财力差异和省际之间财力差异。因此,单纯研究某一方面的地区差异很难反映出中国地区财力差异。本文将选择人均财力作为主要指标,利用变异系数、基尼系数和离差系数来综合衡量中国省际之间财力差异。在此基础上,运用锡尔(Theil)系数对中国地区间财力差异进行分解,以探寻地带间差异和省际差异。

一、衡量指标、方法与数据

本文将人均财力作为衡量地区间财力差异的指标,它比较准确地反映了地方可以用于安排一般预算支出的可用财力。有关数据来自于财政部编写的《中国财政年鉴》(2002-2008)、财政部预算司地方处编写的《地方财政运行分析》(2001-2007)和河北省财政厅国库处编写的《河北省财政统计资料》(2001-2007)。

分析时段的数据选择2001年以来人均财力的差异。本文分析的地域范围包括全部31个省(直辖市、自治区但不含台湾省),其中,按照财政部地域分类方法,东部地区包括北京、天津、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东等9省市;中部地区包括河北、山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、海南等10省市;西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆等12省(直辖市、自治区)。

本文使用变异系数等国内学术界普遍采用的方法来衡量地区之间财力差异,同时还采用了基尼系数和离差系数进一步验证各地区财力差异的变迁。在分析影响财力差异的因素时采用了锡尔系数。

衡量各地区财力差异的方法,目前学术界主要采用变异系数(V)和加权变异系数(CVω)来考察地区之间人均财力的差异。

数。

国省(市、区)的数量。

变异系数和加权系数越大,表明各地区财力差异越大。

在此,本文选取基尼系数(G)和离差系数(V)测算分析各地区财力差异的变化情况。

1.基尼系数。基尼系数是衡量财力差异的重要指标,它可以采用分组和不分组两种方法来计算。在本文中,将采用不分组的计算方法。首先,将30个省、自治区和直辖市按人均财力的大小由低到高排列,然后分别计算出各地区人均财力占全国各地区人均财力总和的比重。

Y=(Y1,Y2,…Yn),Y1≤Y2≤…≤Yn

式中:Yi为第i个地区人均财力;Y为全国各地区人均财力总和;yi为各地区人均财力占全国各地区人均财力总和的比重。

基尼系数的计算方法是:

G(Y)=aUy-b

基尼系数越大,表明地区之间财力分配越不平等。

2.离差系数。离差系数反映了各地区人均财力的离散程度,它也是衡量地区之间人均财力差异的一个重要综合指标。其计算公式:

离差系数越大,样本分布的离散性越大,一般反映各地区差异越大。

二、中国各地区财力差异的变化

(一)中国各地区间财力差异的绝对值和相对水平变化

反映各地区财力差异绝对值和相对水平变化主要采用绝对极差(DHL)和相对极差(RHL)指标。绝对极差是指最高财力省份和最低财力省份人均财力之差,它反映了全国地区间人均财力差异变化的最大绝对幅度。相对极差是指最高财力省份和最低财力省份人均财力之比,它反映了全国地区间人均财力差异变化的最大相对幅度。表1是根据2001-2007年中国各地区人均财力数据计算的绝对极差值和相对极差值。

从最高人均财力和最低人均财力省份的绝对极差来看,2001以来各地区之间人均财力的绝对极差不断扩大,由2001年的3933元扩大到2007年的10733元,扩大了2.73倍。从相对极差来看,2001-2004年呈现扩大趋势,由2001年的9.94∶1扩大到2004年的10.52∶1;从2005年开始出现下降,2007年降到7.76∶1,小于2001年的相对极差值。

(二)中国地带之间财力差异的绝对值和相对水平变化

地带之间财力差异的变化也采用绝对极差的(DT)和相对极差(RT)的方法,表2反映了地带之间的差距。地带间绝对极差是以西部为参照,分别计算东部、中部与西部地区人均财力的差。地带间相对极差是指以西部为1,计算东、中、西人均财力之比。

从绝对极差来看,三大地带间人均财力呈现扩大的趋势,东西部之间差距由2001年的699元扩大到2007年的1548元。中西部间差距也逐年扩大,由2001年的107元扩大到339元。从相对极差来看,三大地带间人均财力差距呈现先扩大后缩小的趋势,尤其是东西部间,由2001年的2.01∶0.85∶1降低到2001年的1.71∶0.85∶1,中西部人均财力差距变化不大。

(三)中国各地区之间人均财力差异的变迁

通过使用极差值率、变异系数和加权变异系数方法分析中国2001-2007年人均财力差异的变迁,得出表3和图1结果。

从表3和图1可以看出,在分析中国各地区人均财力差异的变化时,变异系数、加权变异系数、基尼系数、离差系数的变化具有一致性,2001-2004年呈现不断上升的态势,2005-2007年又出现下降的趋势。与2001年相比较,2007年四种方法测算的系数均有所降低,变异系数降低了0.13,加权变异系数降低了0.08,基尼系数降低了0.08,离差系数降低了0.07。这表明从2005年开始,地区间财力差异有缩小的趋势。但一般认为,变异系数的临界值为0.3,超过0.3,则表明数据之间的差距是大的,因此,从表3中数据看,变异系数和加权变异系数均达到了0.6以上,表明各地区之间的财力差异是很大的。

三、地区间财力差异的分解

(一)地区间财力差异分解的计量模型

早在20世纪60年代,锡尔就运用信息理论提出了一个可以按加法分解的不平等系数(H.Theil,1967)。该系数可以满足Dalton-Pigou转移原理以及人口和收入均质性等所有条件(A.F.Shorrocks,1980)。锡尔系数的衡量方法如下:

如果将所有单位按一定的方法分成G组,则锡尔系数I(O)可以按如下方法分解(J.Schwarze,1996):

上式中第1项代表每一组内各单位之间的人均财力差异,在本文中它用来衡量东、中、西部三大经济带内的各省份之间差异。第2项代表各组之间,即“三大地带”之间的人均财力差异。式中,Vg表示第g组财力占总财力中的比例,Pg表示第g组人口占总人口中比例。因此,总体人均财力差异可以分解为“三大地带”内部省际差异和地带之间差异之和。按上述分解方法,可以计算出“三大地带”内部省际之间差异和地带间差异在总差异中的比重关系。

(二)实证分析结果

表4是统计分析的结果,图2是根据表4绘制而成。从表4和图2可以看出:在地区间人均财力总体差异的构成中,“三大地带”之间的差异平均约占41%,东部地区省际差异约占37%,而中部地区省际差异约占5%,西部地区省际差异约占17%,其中“三大地带”之间差异和东部地区差异占总体差异的比重合计达到了78%。这表明,中国地区之间财力差异的主要表现为东部省际差异和“三大地带”之间的差异。东部地区省际差异较大,主要是由于上海、北京、天津三个直辖市的人均财力远远超过其他地区,且对总体差异的贡献越来越重要,对总体差异的贡献由2001年的32.1%增加到2007年的43.6%,上升了11.5个百分点。“三大地带”之间的差异对总体差异的贡献由2001年的43.6%降低到2007年34.8%,这表明“三大地带”之间差异对总体差异的贡献越来越小,但其占总体差异的比重仍达到了30%以上。因此,如何采取措施,逐步缩小东部省际之间和东西部财力差距,将是均衡各地区财力差异的关键所在。

从总体趋势来看,2001年以来,中国地区间人均财力差异呈现出下降的趋势。2001-2007年,锡尔系数由0.0759降低到0.0595,降低了20.6%。与此相对应,东、中、西部、地带间人均财力差异也呈现下降的趋势,与2001年相比,2007年锡尔系数都有不同程度的降低。

四、结论

1.从中国各地区和地带间财力差异来看,绝对差距呈现不断扩大的趋势,而相对差距和衡量财力差异的各系数出现了不断降低的趋势,这表明中国中西部地区省份财力增长速度要快于东部地,同时,中央加大了对中西部地区的财政均衡转移支付力度,使地区间和地带间财力的相对差距不断缩小。

2.从财力差异因素分解来看,东部地区之间和三大地带之间财力的差异是引起地区间财力差异的主要因素,因此缩小东部和地带之间的差异成为缩小各地区差异的关键。

3.政策建议:总体上说,有三个因素对地区间财力差异产生重要影响,一是各地区经济发展水平的差异,在财政体制既定的条件下,经济发展水平越高,财力越充裕。二是财政收入分配体制,对效率优先还是公平优先的选择对财政收入分配体制会产生重要的影响。三是中央均衡转移支付制度的构建,包括中央政府财政能力和均衡模式。在地区间经济发展差距存在且长期存在的前提下,缩小地区差距的主要动力就来源于改革现行财政分配体制和财政均衡转移支付制度,尤其是后者,如逐步取消转移支付中税收返还项目,加大一般转移支付占总转移支付量的比重,建立横向转移支付制度等。

参考文献:

[1]欧阳华生.中国省际间财力分配差异与转移支付效果分析[J].上海财经大学学报,2007,(5).

地区差异范文篇10

1调研指标与样本分布

调研立足于卫生公平价值理念系统的四要素,结合农村医疗卫生服务的基本内容,选取了农民对医疗卫生服务满意度、公共卫生项目覆盖率、基层卫生资源利用率、医疗卫生服务地区差异、新农合实施效果等指标,作为考察的变量,以揭示浙江农村区域性卫生公平差异。调研运用了5点级的“语义差别满意量表”来测评浙江农民对各项指标的满意度,以此作为差异分析和对策优化的切入点。在样本选取上,考虑到各地区的经济社会发展差异,调研以2008年浙江人均GDP(42214元)为标准,将全省11市分为1~4类地区(1类地区含杭州、宁波市;2类地区含绍兴、舟山、嘉兴市;3类地区含湖州、台州、金华、温州市;4类地区含衢州、丽水市),运用整群抽样的方法,共抽取36个县(市、区),发放问卷1440份,回收有效问卷1038份,有效率为72.1%。

2数据统计与问题分析

2.1农村基层卫生资源相对不足,农民总体满意度较低自2003年以来,浙江通过调整和优化农村卫生资源布局结构,逐步完善了县、乡、村三级医疗卫生服务网络。截至2007年底,全省有乡镇卫生院1671个,卫生人员5.4万人,农村社区卫生服务中心1106个,农村社区卫生服务站(室)6319个,社区责任医生3.1万人,农村基层卫生设施和服务能力不断得到提升。[2]但是,相对于全国以及东部地区平均水平而言,浙江农村医疗卫生基础较为薄弱:乡镇每千人医院数为0.04、社区卫生服务中心数为0.17、社区责任医生数为0.91,村级医疗资源及水平更为有限。调查显示,农民对医疗卫生服务的满意率仅为13.2%(见表1)。分地区而言,嘉兴、绍兴、舟山、湖州地区的医疗卫生服务满意度较高,衢州、丽水、宁波、台州地区次之,杭州、温州、金华地区较低。受经济发展程度影响,1、2类地区农民预期购买医疗服务的可能性显著高于3、4类地区。2类地区农民对“医疗费用”、“医疗技术”、“医疗服务态度”等指标的满意率均居全省后列,其中,农村卫生人力资源配置和使用质量矛盾较为突出。3类地区医疗费用最低,与该地区“应就医而未就医”比重较高相关。4类地区的医疗可得性受交通不便、耗时较长等因素影响十分显著。此外,造成2、4类地区满意率急降的原因在于部分地区的异常偏离,如2类地区中的绍兴、舟山和4类地区中的丽水,上述地区有待进一步深入分析。在公共卫生服务领域,浙江农村三大类12项公共卫生项目达标率为91.2%,县、乡(镇)级卫生监督网络逐步完善。调查显示,农民对农村社区卫生服务、社区责任医生的满意率为72.6%和78.2%。其中,除2类地区的两项指标均高于全省均值2.8和3.4个百分点外,其他地区指标均低于全省均值,尤其是3类地区两项指标落后于全省均值1.0和2.1个百分点,为全省满意率最低的地区。在公共卫生服务项目中,农民基本卫生常识知晓率为71.6%,2类、1类地区分别高于全省均值2.3和1.0个百分点,3类、4类地区则低于全省均值1.3和1.8个百分点;农民健康档案建档率为81.3%,1、4类地区高于全省均值3.1和1.0个百分点,而2、3类地区则落后0.2和1.9个百分点;全省60岁以上老人体检建档率为82.9%,1类地区高于全省均值0.7个百分点,而2、3、4类地区分别落后0.4、0.1和0.1个百分点。此外,农民对公共环境卫生的满意率为24.1%,主要问题集中在污水乱排(64.2%)、垃圾乱扔(61.3%)、饮水不卫生(28.7%)等领域。分地区而言,1~4类地区分别为26.3%、25.9%、22.8%、22.6%,呈明显的梯度特征。

2.2农民就医习惯不够理性,基层卫生资源利用率有待提升调查显示,农民应就医而未就医比例为59.4%。其中,2类地区农民选择“小病不治”、“自己买药”方式的比重最高,就医可能性最低;1类地区农民主动就医率最高,3类地区最低;4类地区农民因医药费用过高而放弃对大病治疗的比重为全省均值的2.9倍,突显了医疗救助在该类地区的“网底”功能有待强化(见表2)。在就诊地选择上,农民患“一般病”时,选择县(市、区)医院就诊率偏高,一方面增加县市级医疗机构医疗负担和农民医疗支出,另一方面导致乡镇及以下医疗机构业务量下降,影响基层卫生资源运转和发展,抑制农民就医可能性。分地区而言,1类地区农民选择县市级医院的比例高于全省均值4.5个百分点,而4类地区则低于全省均值7.1个百分点。受各类地区医疗资源配置不均衡的影响,宁波、绍兴、舟山、温州四地的常见病患者在乡镇及以下医疗机构就诊比例均低于全省平均水平。

2.3区域性医疗卫生服务供给能力差异显著,均等化程度较低受地区经济社会发展不均衡的影响,浙江农村医疗服务供给的地区差异较大。数据显示,2007年全省县(市)级一般预算支出中,医疗卫生支出占总额比重的均值为6.1%,各市之间变异系数(CV)为0.13,地区差异相对较小。但是,受各县(市)财政总量和人口基数差异的影响,各县(市)医疗卫生支出总额和人均支出差异系数则高达0.51和0.47。以人均医疗卫生支出为例,1类地区指标(杭州181.0、宁波233.3)显著高于全省均值(140.7),实际服务供给能力最强;2类地区中的舟山高于全省均值,嘉兴、绍兴与全省均值持平,供给能力随之下降;4类地区中的丽水与全省均值持平,衢州(114.1)人均指标低于全省均值18.9%,供给能力较弱。3类地区中的湖州、金华与全省均值持平,台州(106.3)、温州(105.1)人均指标落后于全省均值24.4%和25.3%,实际服务供给能力最弱。[3]更进一步,从均等化角度对农村医疗卫生服务各项指标进行比较发现:乡镇卫生院设置率、规范化社区卫生服务中心设置率、卫生厕所普及率、农民健康档案建档率、新农合参与率等指标的全省均值较高(67.3%≤-x≤100%),地区差异较小(CV≤0.20),供给总量较为充裕、地区均等化程度较高;而农村环境卫生整治率、村级(社区)卫生服务中心(站)与医生配置率、粪便无害化处理率、生活垃圾集中处理率等指标的全省均值较低(35.4%≤-x≤65.1%),地区差异相对较大(0.25≤CV≤0.39)。其中,丽水、衢州、金华地区的全部指标,台州、温州地区的村级卫生室与医生配置率、垃圾集中处理率指标,湖州地区的粪便无害化处理率指标均居于全省后列,与嘉兴、宁波、杭州等先进地区差距显著,已成为了制约全省均等化供给的主要因素。

2.4新农合医疗保障能力偏弱,各地区实施效果差异较大目前,浙江新农合参保人数占全省农业人口的90%,年人均筹资水平135.9元,住院补偿率达31.2%。通过实施“住院兼顾门诊统筹”模式,参合农民受益面稳步提高。调查显示,农民对新农合满意率为43.6%(见表3)。在不满意归因中,由于新农合强调县级大病医疗统筹,容易产生受益面小、补偿率低的弊端。门诊统筹制度在一定程度上扩大了受益面,但补偿率有待提升。在服务效率上,47.3%的农民认为“先付款后报销”手续应简化为“窗口报销”、“即时结报”等简便办法。47.2%的农民认为由于缺乏有效的费用监控制度,存在着“定点医院收费高”等问题。“定点医疗机构较少”、“外出务工人员异地就诊报销不方便”等问题需要加以关注。与此同时,“个人缴费、集体扶持和政府资助相结合”的新农合筹资机制受地区经济差异和农民支付能力等因素影响,在各个地区的实施效果差异较大。对2007年参合率和筹资水平的分析显示,37个参合率在95%以上的县(市、区)主要集中在宁波、嘉兴、杭州地区;21个参合率介于90~95%的县(市、区)主要分布在2类地区;29个县市区参合率在90%以下,主要集中在温州、台州、丽水地区。[4]90.4元的年度人均筹资水平仅占上年农民纯人均收入的1.2%。其中,最低的衢州地区(61.7元)仅为最高嘉兴地区(131.0元)的47.1%。4类地区中93.3%的县(市、区)人均筹资均介于60~69元,与其他地区差距显著。参合农民住院受益率、门诊受益率的地区差异情况也大抵相似。总体而言,新农合地区发展差异较大,总体保障能力偏弱。

3对策与建议

3.1优化投入机制,加强卫生筹资和供给能力当前,农村三级医疗卫生服务建设经费来自于各级政府依据国家规定的常规性投入和其承担公共卫生服务的业务经费。在公共卫生服务业务经费收入有限的情况下,完善投入机制的首要路径是建立财政投入的长效增长机制,优化财政支出结构向农村医疗卫生服务的倾斜。[5]为此,新近出台的《医药卫生体制改革近期重点实施方案(2009-2011年)》提出,投入8500亿的增量主要是用于改善医疗资源配置和服务不均等,并进一步强调了投入供方的资金增量的着力点是在县、乡、村三级医疗机构建设、乡镇卫生院和社区卫生服务中心医务人员培训等领域。但是,《实施方案》同时也确定了中央和地方4∶6的投入比例,对以地方公共财政为基础的区域性卫生公平性提出了严峻的挑战。由于短期内难以消除省域内部地区之间经济水平差异,改善区域性卫生公平性的主要筹资方式应借助省级卫生转移支付。因此,要重点加强省级卫生转移支付或卫生专项补助对3、4类地区的倾斜,尤其是增强其县乡级基层医疗卫生筹资和供给能力。与此同时,各市县的财政政策应侧重基本医疗卫生服务的地方均等化。此外,基于付费意愿的测评(即要求农民按付费意愿由强而弱,赋予“医疗卫生服务”1~5的加权分,统计分数之和并求取平均分)显示,农村社区内生型供给的条件日趋成熟,医疗卫生服务社会化供给比率(表现为提及率)也日趋增加(见表4)。根据表4,农民对医疗卫生服务付费意愿的全省均值为2.87,1~4类地区数值分别为2.83、2.78、2.91、2.89。其中,湖州、舟山、温州地区的付费意愿最为强烈。农村医疗卫生服务社会化供给比率的全省均值为19.5,1~4类地区数值分别为16.8、19.1、21.9、13.5。其中,3类地区的金华、台州的社会化供给率最高。因此,可以在上述合适地区的公共卫生服务项目、村级卫生室服务等特定领域中,运用购买服务、政府补助、特许经营等方式,引入市场、社会等多元主体,增强卫生筹资能力,扩大服务总量。

3.2尊重区域性需求差异,优化医疗卫生服务结构在卫生资源总量有限的前提下,农村各项医疗卫生服务决策与供给应根据各地区的需求强弱进行轻重缓急的秩序安排,以谋求最大化的有效供给率。基于农民需求意愿的测评(即要求农民基于需求意愿,赋予“医疗卫生服务”1~16的加权分,统计分数之和并求取平均分)显示,浙江农民对医疗卫生服务需求强度均值为6.21,位于“强烈需要”层次(见表5)。聚类分析显示,各地区需求层次有所差异:绍兴、湖州地区位于第一层次,舟山、温州地区位于第二层次,杭州、衢州、台州、金华、宁波地区位于第三层次,丽水、嘉兴地区位于第四层次。因此,有效供给应立足于农民需求,结合地区均等化指标,制订差异性的投放策略,其基本原则有二:一是针对全省均值较高、地区差异相对较小的指标,应立足地区需求强度,制订相应的优先序列、丰富内涵、提升效率的对策;二是针对全省均值较低、地区差异相对较大的指标,应根据需求强度由高到低的序列,分层次、有阶段、分重点地加以推进。应充分重视高需求强度地区的先导功能,综合运用布局调整、重点扶持等方式,对薄弱地区落后指标(如丽水、衢州、金华的行政村环境卫生整治率、村级(社区)卫生服务站及医生配置率,台州、温州的村级卫生室与医生配置率、垃圾集中处理率,湖州的粪便无害化处理率等)进行有针对性的强化和促进。上述基本原则的确立,并不着眼于通过平均主义的方式来消除客观存在的区域性差异,而是基于卫生公平理念和均等化的分配原则,旨在通过卫生资源配置优先权的方法来控制和缩小区域性的卫生公平差距,其本质也是一个伦理价值选择的过程。[6]