基尼系數(shù)法在鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展空間非均衡測度中的應(yīng)用

肖攀, 李煜湘

?

基尼系數(shù)法在鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展空間非均衡測度中的應(yīng)用

肖攀1, 2, 李煜湘1

(1. 湖南文理學(xué)院經(jīng)濟與管理學(xué)院, 湖南常德, 415000; 2. 湖南大學(xué)金融與統(tǒng)計學(xué)院, 湖南長沙, 410205)

針對我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展空間非均衡問題, 選取2003-2012年鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入2個指標(biāo)數(shù)據(jù), 采用基尼系數(shù)法, 分析了我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展空間非均衡的特征、程度及其來源。結(jié)果表明: 我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)空間非均衡程度最大的是西部, 其次是東部和中部地區(qū)最小。全國整體以及東、西部地區(qū)內(nèi)部鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的空間非均衡程度均呈現(xiàn)進一步加深趨勢, 中部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的空間均衡程度得到小幅緩解。區(qū)域間差距與剩余項差距反向變動是引致我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展空間非均衡程度發(fā)生變動的重要因素。

基尼系數(shù)法; 鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè); 空間非均衡

改革開放以來, 我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)得到長足發(fā)展, 在自身不斷發(fā)展壯大的同時, 也在促進鄉(xiāng)村經(jīng)濟繁榮和人們物質(zhì)文化生活水平的提高、促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、吸收和轉(zhuǎn)移鄉(xiāng)村剩余勞動力乃至逐步縮小城鄉(xiāng)差別和工農(nóng)差別、建立新型的城鄉(xiāng)關(guān)系等方面發(fā)揮了重要作用。目前, 發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)不僅已經(jīng)成為我國農(nóng)村、農(nóng)民脫貧致富的必由之路, 而且也是我國新生代企業(yè)家成長的平臺與大中型企業(yè)成長的搖籃。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)成為我國經(jīng)濟增長的重要引擎和國民經(jīng)濟的一個重要支柱。然而, 近年來, 鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展地區(qū)不均衡趨勢凸顯, 區(qū)域之間鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展差距呈現(xiàn)進一步擴大的趨勢。鄔愛其、張海峰[1]提出要通過完善和創(chuàng)新各層次的制度, 加快西部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展, 縮小地區(qū)差異, 促進地區(qū)間經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。劉石成[2]指出中西部鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)利用非均衡發(fā)展的客觀力量走向相對均衡發(fā)展, 是加快自身發(fā)展、縮小與東部地區(qū)差距的一個正確戰(zhàn)略選擇。王輝、白易彬[3]運用隨機前沿分析方法, 從技術(shù)效率的角度研究了中國區(qū)域間鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展不均衡的原因。分析表明, 中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)勞動力平均實際產(chǎn)出與前沿產(chǎn)出之間的差距主要受技術(shù)非效率的影響, 技術(shù)效率水平自東向西依次遞減, 是影響區(qū)域間鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展不均衡的重要因素。宋海英、劉榮茂[4]從產(chǎn)業(yè)空間集聚的角度出發(fā), 運用計量經(jīng)濟學(xué)模型, 對農(nóng)村中小企業(yè)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的地區(qū)差異的原因進行了實證研究。結(jié)果顯示, 地理位置和經(jīng)濟基礎(chǔ)共同影響著農(nóng)村中小企業(yè)發(fā)展的地區(qū)差異。劉國亮、鐘甫寧[5]利用回歸模型估計了我國不同地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的技術(shù)效率差異。研究結(jié)果表明, 旨在縮減鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展地區(qū)差異的“東西合作工程”, 應(yīng)促進和推動資源向中部地區(qū)流動, 對西部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的扶持應(yīng)以技術(shù)扶持為主。范麗霞[6]運用方差分解技術(shù), 考察要素投入與全要素生產(chǎn)率增長各自對省區(qū)間鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增長差異的貢獻。結(jié)果顯示, 各省區(qū)之間全要素生產(chǎn)率增長的差異是造成鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增長地區(qū)差距的主要原因。魏后凱[7]利用系統(tǒng)的統(tǒng)計資料和實證分析方法, 著重探討改革開放以來鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展對農(nóng)村地區(qū)差異形成的影響。郭曉明[8]指出企業(yè)類型、所有制及企業(yè)行為、發(fā)展程度、結(jié)構(gòu)變化是引起鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)地區(qū)差異的主要因素。

鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展地區(qū)差異的存在固然有其客觀性、必然性和合理性, 但差異過大勢必會導(dǎo)致地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展失衡, 進而阻礙發(fā)展也是需要引起重視的, 因為差異只有在一個合理的范圍與限度內(nèi)才能成為發(fā)展的動力。因此, 本文采用一種衡量相對差異的基尼系數(shù)方法和分解思路, 來測度我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)區(qū)域發(fā)展的空間非均衡性及其來源。以期為客觀認(rèn)識我國區(qū)域鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展水平與特征, 促進我國區(qū)域鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)協(xié)同發(fā)展提供參考依據(jù)。

1 基尼系數(shù)法

2 指標(biāo)數(shù)據(jù)的選取與區(qū)域劃分

為測度我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的區(qū)域空間非均衡性, 同時考慮到統(tǒng)計指標(biāo)的可獲性和統(tǒng)計數(shù)據(jù)的完整性, 分別選取鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入2個指標(biāo)來全面分析鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的空間非均衡特征。數(shù)據(jù)時間跨度為2003-2012年, 數(shù)據(jù)來源于相關(guān)各年的《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)年鑒》和《中國農(nóng)業(yè)年鑒》。

本文根據(jù)傳統(tǒng)的區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn), 將我國31個省(市, 自治區(qū))劃分為東部、中部、西部3大區(qū)域。其中: 東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南, 共11個省(市、自治區(qū)); 中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南, 共9個省(市、自治區(qū)); 西部地區(qū)包括廣西、云南、四川、重慶、貴州、陜西、甘肅、青海、西藏、寧夏和新疆, 共11個省(市、自治區(qū))。

3 鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的空間非均衡及其來源分析

3.1 總產(chǎn)值的空間非均衡及其來源

3.1.1 空間非均衡

采用基尼系數(shù)計算得到鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值的空間非均衡程度及其年度變化趨勢, 結(jié)果如表1所示。由表1可知, 考察期間, 東、中、西部區(qū)域鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值基尼系數(shù)的平均值分別為0.460 5、0.316 1、0.470 3, 表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值地區(qū)內(nèi)部差距最大的是西部, 其次是東部, 中部地區(qū)內(nèi)部差距最小?？疾炱陂g, 全國整體以及東部、西部鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值地區(qū)差異的基尼系數(shù)整體上均呈現(xiàn)上升趨勢, 分別從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, 增長幅度分別為13.33%、19.20%和15.85%。表明全國整體以及東、西部地區(qū)內(nèi)部鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值的空間非均衡程度均呈現(xiàn)進一步加深趨勢, 且東部地區(qū)內(nèi)部鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值發(fā)展的不均衡程度加深的速度最快。中部地區(qū)內(nèi)部代表鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值不均衡程度的基尼系數(shù)從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數(shù)值大部分穩(wěn)定在0.31左右。表明中部地區(qū)內(nèi)部鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值的不均衡程度基本保持穩(wěn)定。從基尼系數(shù)的年度變化趨勢來看, 西部地區(qū)基尼系數(shù)自2003-2005年呈現(xiàn)穩(wěn)步下降趨勢, 并且在2005年下降到最低點, 自2006年開始逐步上升, 地區(qū)差距逐步擴大。東部地區(qū)內(nèi)部鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)年度總產(chǎn)值的不均衡程度始終保持穩(wěn)步小幅增長趨勢, 全國整體上的變化趨勢與東部地區(qū)基本保持一致。年度變化趨勢表明我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值地區(qū)不均衡程度的加深主要是由東部、西部地區(qū)不均衡程度的加深而引起的。

表1 區(qū)域鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值空間非均衡的基尼系數(shù)

注: 根據(jù)《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)年鑒》和《中國農(nóng)業(yè)年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)計算得到。下表同。

3.1.2 來源

表2給出了我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值空間非均衡的來源及其貢獻率。由表2可知, 考察期間, 反映鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值空間非均衡程度的區(qū)域內(nèi)(組內(nèi))差距、區(qū)域間(組間)差距以及剩余項差距的基尼系數(shù)的年度平均值分別為0.154 3、0.392 7、0.044 9, 其對總體非均衡程度的平均貢獻率分別為26.05%、66.34%和7.61%。表明我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值的空間非均衡性主要是由區(qū)域間差距引起, 其次是區(qū)域內(nèi)差距, 剩余項差距對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值空間非均衡程度的貢獻最小。從年度演變過程來看(圖1), 2003-2012年, 我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值區(qū)域間差距的貢獻率總體上呈上升趨勢, 剩余項差距的貢獻率總體上呈下降趨勢, 而區(qū)域內(nèi)差距的貢獻率基本保持平穩(wěn), 沒有發(fā)生明顯的波動。從具體數(shù)值來看, 區(qū)域間差距的貢獻率總體上經(jīng)歷了“上升—下降—上升”3個比較明顯的變化歷程: 2003-2007年表現(xiàn)為穩(wěn)步小幅上升態(tài)勢, 在2007年達到最大值68.40%; 在2008-2011年時間段內(nèi), 地區(qū)間差距的貢獻率表現(xiàn)為下降態(tài)勢, 其中在2008-2010年時間段下降的幅度相對較小, 在2011年下降的幅度相對較大, 并在該年末達到最小值60.33%。2012年貢獻率迅速回升到66.19%。區(qū)域內(nèi)差距貢獻率的變化趨勢總體上較為平穩(wěn), 基本維持在25%左右, 整個考察期內(nèi)變化不大, 在2011年達到最大值28.00%。剩余項差距的貢獻率在整個考察期內(nèi)呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢, 具體可以分為2個階段: 2003-2007年一直呈下降態(tài)勢, 并且在2007年達到最小值5.96%; 2007-2012年這段時間, 剩余項差距的貢獻率呈現(xiàn)出上下波動態(tài)勢, 2012年其貢獻率達到7.00%?？傮w上看, 組間差距貢獻率與剩余項差距貢獻率的年度變化趨勢基本相反。表明區(qū)域間差距與剩余項差距反向變動是引致我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值空間非均衡的重要因素。

表2 鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值基尼系數(shù)的結(jié)構(gòu)分解

圖1 鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值空間非均衡貢獻率的年度演變趨勢

3.2 營業(yè)收入的區(qū)域空間非均衡及其來源

3.2.1 區(qū)域空間非均衡

同樣利用基尼系數(shù)來分析鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入的區(qū)域空間非均衡性及其年度變化趨勢, 結(jié)果如表3所示。由表3可知, 考察期間, 東、中、西部區(qū)域鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入基尼系數(shù)的平均值分別為0.465 6、0.317 2、0.476 4, 表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入空間非均衡程度最大的是西部, 其次是東部, 中部地區(qū)最小?？疾炱陂g, 全國整體以及東部、西部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入地區(qū)差異的基尼系數(shù)整體上呈現(xiàn)上升趨勢, 分別從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, 增長幅度分別為14.47%、19.32%和18.02%。表明全國整體以及東、西部地區(qū)內(nèi)部鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入的地區(qū)不均衡程度均呈現(xiàn)進一步加深趨勢, 且東部地區(qū)內(nèi)部各地區(qū)間的不均衡程度加深的速度最快。中部地區(qū)內(nèi)部鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入的不均衡程度從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數(shù)值大部分穩(wěn)定在0.31左右。表明中部地區(qū)內(nèi)部鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入的地區(qū)不均衡程度出現(xiàn)小幅緩解。從基尼系數(shù)的年度變化趨勢來看, 西部地區(qū)基尼系數(shù)在2006-2007年期間迅速上升, 并且在2007年上升到最高點0.544 4, 地區(qū)非均衡程度達到最大; 1年之后迅速滑落至0.471 8 (略高于2006年初的水平), 地區(qū)非均衡程度下降; 自2008年末開始逐步小幅回升, 地區(qū)非均衡發(fā)展程度小幅擴大。東部地區(qū)內(nèi)部鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入的地區(qū)非均衡程度除在2011年出現(xiàn)一次明顯的提升外, 其余年份基本保持穩(wěn)步小幅增長趨勢。全國整體上的變化趨勢與東部地區(qū)基本保持一致。表明我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入地區(qū)不均衡程度的年度變化趨勢主要受東部地區(qū)的影響。進一步比較可知, 2007年西部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入地區(qū)差異的大幅波動給全國整體水平帶來了明顯的影響。

表3 區(qū)域鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入空間非均衡的基尼系數(shù)值

3.2.2 來源

表4描述了我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入空間非均衡的來源及其貢獻率。由表4可知, 考察期間, 反映鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入總體空間非均衡程度的組內(nèi)差距、組間差距以及剩余項差距的基尼系數(shù)的年度平均值分別為0.156 3、0.396 6、0.042 9, 其對總體差異的平均貢獻率分別為26.21%、66.55%和7.24%。這表明我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入的空間非均衡主要是由區(qū)域間差距引起, 其次是區(qū)域內(nèi)差距, 剩余項差距對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入空間非均衡程度的貢獻最小。從演變過程(圖2)來看, 2003-2012年, 我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入?yún)^(qū)域間差距的貢獻率總體上呈波動上升趨勢, 但波動的幅度不大; 而區(qū)域內(nèi)差距的貢獻率在整個考察期內(nèi)沒有明顯的變化, 剩余項差距的貢獻率總體上呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢, 但變動的幅度也比較有限。從具體數(shù)值來看, 區(qū)域內(nèi)差距的貢獻率變化較為平穩(wěn), 基本維持在26%～28%之間。區(qū)域間差距的貢獻率大體上經(jīng)歷了2個明顯的變化階段: 2003-2007年一直保持小幅上升態(tài)勢, 并且在2007年達到最大值68.82%; 2007-2011年地區(qū)間差距的貢獻率出現(xiàn)小幅度的下降態(tài)勢, 并且在2011年達到最小值63.57%。剩余項差距的貢獻率在整個考察期內(nèi)呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢, 2003-2007年始終保持小幅下降態(tài)勢, 并且在2007年達到最小值5.56%; 2007-2012年這段時間, 剩余項差距的貢獻率雖然出現(xiàn)波動態(tài)勢, 但波動的幅度有限。

表4 鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入基尼系數(shù)的結(jié)構(gòu)分解

總體上看, 我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入組間差距的貢獻率與剩余項差距的貢獻率的年度變化趨勢基本相反。這意味著區(qū)域間差距與剩余項差距反向變動是引致我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入空間非均衡的重要因素。這一結(jié)論與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值空間非均衡的情況是一致的。

圖2 鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入空間非均衡貢獻率的演變趨勢

4 結(jié)論

本文采用基尼系數(shù)法分析了2003～2012年我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的空間非均衡程度及其來源。發(fā)現(xiàn)考察期間, 我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)空間非均衡程度最大的是西部, 其次是東部, 中部地區(qū)最小。全國整體以及東、西部地區(qū)內(nèi)部鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的空間非均衡程度均呈現(xiàn)進一步加深趨勢, 中部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的空間均衡程度得到小幅緩解。我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的空間非均衡主要是由區(qū)域間差距引起, 其次是區(qū)域內(nèi)差距, 剩余項差距對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的空間非均衡程度的貢獻最小。區(qū)域間差距與剩余項差距反向變動是引致我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展空間非均衡程度發(fā)生變動的重要因素。

[1] 鄔愛其, 張海峰. 制度非均衡安排與西部鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展[J]. 鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)研究, 2001(1): 25-27.

[2] 劉石成. 非均衡增長理論與中西部鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略選擇[J]. 區(qū)域經(jīng)濟研究, 1997(10): 17-19.

[3] 王輝, 白易彬. 鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)非均衡發(fā)展與技術(shù)效率及其要素貢獻關(guān)系的實證分析[J]. 長安大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版), 2011, 13(1): 42-48.

[4] 宋海英, 劉榮茂. 農(nóng)村中小企業(yè)發(fā)展的地區(qū)差異——基于產(chǎn)業(yè)集聚角度的實證分析[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟, 2007(5): 71-77.

[5] 劉國亮, 鐘甫寧. 鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率的地區(qū)差異分析[J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟, 1998(5): 38-41.

[6] 范麗霞. 鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增長的地區(qū)差異分析[J]. 工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟, 2010, 29(11): 74-77.

[7] 魏后凱. 中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展中的地區(qū)與區(qū)域差異[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟, 1997(5): 56-60.

[8] 郭曉鳴. 中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展中的地區(qū)差異[J]. 經(jīng)濟體制改革, 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, 牛志廣, 王偉. 基尼系數(shù)法在水污染物總量區(qū)域分配中的應(yīng)用[J]. 中國人口資源與環(huán)境, 2008, 18(3): 177-180.

(責(zé)任編校:劉曉霞)

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

教育部新世紀(jì)人才支持計劃(NCET-08-0187); 湖南省教育廳科研項目(15C0953)。