ELSEVIERJournal of Development Econ

ELSEVIER
Journal of Development Economics
Vol. 50 (1996) 353-368
JOURNAL OF
Development
ECONOMICS
Economic reform and interprovincial
inequalities in China
Kai-yuen Tsui *
Department of Economics, Chinese University of Hong Kong, Shatin NT, Hong Kong
Received 6 July 1993; final version received 20 March 1995
Abstract
This note is an attempt to explore two issues: (1) the trend of interprovincial inequality
in the post-1978 reform era in China; and (2) the factors behind the dynamics of
interprovincial inequality. Using recently released provincial gross domestic product (GDP)
data, we have shown that interprovincial inequality decreased in the fn'st half of the 1980s,
but started to increase in the second half of the 1980s. To understand the impact of sectoral
reforms on interprovincial inequality, the overall inequality in provincial per capita GDP is
decomposed into the contributions by the primary, secondary and tertiary sectors. It seems
that the trend of interprovincial inequality has been largely induced by the reforms of the
industrial sector which make up a large share of the secondary sector. In addition, national
income data from the socialist national accounting system are used to identify the impact of
interprovincial resource flows on interprovincial inequalities. The findings seem to suggest
a relative decline in the role of redistributive budgetary transfers.
JEL classification: 05; P2; P52; R12
Keywords: China; Interprovincial inequality; Inequality decomposition
* E-mail: [e-mail].
0304-3878/96/$15.00 Copyright © 1996 Elsevier Science B.V. All rights reserved.
PII S0304-3878(96)00406-3
354 K.-y. Tsui / Journal of Development Economics 50 (1996) 353-368
1. Introduction
There is a widespread fear in China that market-oriented economic reforms,
though improving economic efficiency, may increase interprovincial inequalities. 1
The spectacular economic growth of such coastal provinces as Guangdong has all
but reinforced the above impression. Some believe that China may be inexorably
entering the initial phase of WiUiamson's inverted-U process of regional development
(e.g., Zhang, 1989). In this connection, this paper is an attempt to answer the
following two questions:
1. Have interprovincial income disparities been increasing in the post-1978 reform
era?
2. What are the factors behind the dynamics of interprovincial inequalities?
With regard to the first question, there is now a small but expanding literature
which explores quantitatively the trends of interprovincial inequalities (Lyons,
1991; Tsui, 1991; Denny, 1991; Tang, 1991; Yang, 1992a,b; Wei, 1992; Dong,
1992; Jiang and Liu, 1992; Liu et al., 1993). The recent release of such provincial
income statistics as provincial gross domestic product (GDP) furnishes us with an
opportunity to take a new look at the first question. 2 While one should bear in
mind that China's GDP statistics are far from perfect, it is nevertheless a serious
attempt on the side of the Chinese to switch from the socialist national accounting
system to the United Nation's SNA system. GDP, which includes the tertiary
sector, is a more comprehensive index of the overall economic activities in a
region than such output figures as provincial net material product in the socialist
national accounting system. 3
With regard to the second question, reform measures and policy shifts may
exercise significant impact on interprovincial inequalities. It is often contended
that fiscal decentralization and the reorientation of China's regional development
1 The basic units of analysis are the provinces, centrally administered municipalities and autonomous
regions. The three centrally administered municipalities are Beijing, Tianjin and Shanghai. In the
following analysis, they are incorporated into neighbouring provinces. Guangdong does not include
Hainan. Owing to data limitation, Xizang (Tibet) and Hainan are excluded. This paper does not look
into disparities among the subprovincial units (e.g., counties).
2 The provincial GDP data used in this paper are from State Statistical Bureau (1990).
3 For more detailed discussion of the problems with respect to GDP data of China, see Guo and Han
(1991) and Tsui (1993). One referee questions the accuracy of the data for the tertiary sector since the
Chinese only started collecting data on the tertiary sector for the purpose of compiling GDP data and
the historical data were reconstructed in the 1980s. On numerous occasions, I raised this question with
officials working in the state and provincial statistical bureaux. While the Chinese GDP data are far
from perfect, it seems to me that they are not derived based on crude back-of-the-envelope calculation.
Before any better data are released, the tertiary GDP data are probably the best available. Since the
share of provincial tertiary GDP varies across provinces, it makes a difference whether the tertiary
sector is included, The referee further suggests that perhaps it is better to use net material product
(NMP), which has a longer time series. The NMP data are, however, not necessarily better for the
simple reason that the historical NMP data were only reconstructed in the 1980s.
K.-y. Tsui / Journal of Development Economics 50 (1996) 353-368 355
policy in favour of the richer coastal provinces have widened the gap between the
rich and poor provinces (see, for example, Guo and Wang, 1988; Wang and Bai,
1992; Yang, 1990). Furthermore, sectoral reform policies such as the liberalization
of the agricultural sector, the promotion of rural industries and the rapid development
of the service sector may also induce significant reinforcing as well as
offsetting effects on regional disparities. To disentangle the various forces behind
the dynamics of regional inequalities, it is useful to decompose the overall level of
inequality into contributions by the factors mentioned above.
The organization of this paper is as follows: section 2 reports the empirical
findings with respect to overall interprovincial inequality in the reform era. Section
3 attempts to explore the forces behind the changes in overall regional inequality
by decomposing the overall inequality. The relationship between reforms and the
change in overall interprovincial inequality is discussed. Finally, the prospect with
respect to interprovincial disparities for the 1990s is explored.
2. Overall interprovincial inequality
To answer question (1) above, a number of inequality indices are employed to
measure the degree of interprovincial inequality of real per capita GDP for the
period 1978-1989. 4 Presenting the results for different indices ensures that the
trend of interprovincial inequality is robust. 5 As we shall point out below, the
indices have different degrees of sensitivity with respect to transfers at different
parts of the income distribution.
Of the indices included, the Gini coefficient and the coefficient of variation
(CV) are well known. Less popular is the class of Generalized Entropy (GE)
measures which has many desirable properties (see, for example, Shorrocks,
1984). The formulae of the GE class of indices may be found in Appendix A. The
class of GE measures depends on a parameter c. In this paper, the values - 1, 0
and 1 are consecutively assigned to c; in Table 1, they are denoted by GE(- 1),
GE(0) and GE(1) respectively. When c is less than 2, the index is more
4 All the provincial data of GDP from 1978 and 1989 are from State Statistical Bureau (1990) to
ensure comparability. Data after 1989 may be collected from provincial statistical yearbooks. However,
for many provinces, the data available are those of gross national product (GNP) and not GDP. To
ensure comparability, our analysis only includes GDP data up to 1989.
5 The indices included satisfy the Pigou-Dalton transfer principle, that is, a mean- and rank-preserving
redistribution of income from the rich to the poor reduces inequality. It is well known that their
rankings of two income distributions always coincide with that of the Lorenz dominance criterion if
and only if the corresponding Lorenz curves do not intersect (see, for example, Sen, 1973). However,
when the Lorenz curves intersect, rankings by the inequality indices may be different from each other.
356 K.-y. Tsui / Journal of Development Economics 50 (1996) 353-368
Table 1
Trends of interprovincial inequality based on real per capita GDP
Gini CV GE(-1) GE(0) GE(1)
1978 0.226 0.445 0.08 0.081 0.087
1979 0,222 0.436 0.077 0.078 0.084
1980 0.222 0.434 0.077 0.078 0.083
1981 0.22 0.433 0.075 0.077 0.083
1982 0.215 0.422 0.071 0.073 0.078
1983 0.215 0.422 0.071 0.073 0.078
1984 0.216 0.416 0.072 0.073 0.077
1985 0.216 0.422 0.073 0.074 0.079
1986 0.219 0.426 0.075 0.076 0.08
1987 0.221 0.428 0.077 0.077 0.082
1988 0.221 0.429 0.078 0.078 0.082
1989 0.218 0.422 0.077 0.076 0.08
Source: author's calculation based on SSB (1990).
Notes: Gini, Gini coefficient; CV, coefficient of variation; GE( - 1), generalized entropy measure when
c = -1; GE(0), generalized entropy measure when c = 0; GE(1), generalized entropy measure when
c=l.
See Appendix A for the formulae of the inequality indices.
transfer-sensitive in the sense that the index is more sensitive to income transfers
at the bottom end of the income distribution (Shorrocks and Foster, 1987). The GE
index is equivalent to the CV when c = 2. Thus, CV is not transfer-sensitive. It
can also be shown that Gini coefficient is not transfer sensitive (see, for example,
Sen, 1973).
Table 1 and Fig. 1 report the trends of interprovincial inequality with respect to
different inequality indices (see Appendix A for the formulae of the indices). To
facilitate comparison, the values of the indices in Fig. 1 are normalized so that the
values of the indices for 1978 are all equal to 1. Without exception, the trends
1
0.98
0.96
~ 0.94
i 0.92
0.9
-~ 0.88
0,86
0.84
0.82
1978
I I I I I I I I I I I
1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989
Year

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

ELSEVIERสมุดรายวันของปี 50 (1996) 353-368สมุดรายวันพัฒนาเศรษฐศาสตร์การปฏิรูปเศรษฐกิจและ interprovincialความเหลื่อมล้ำทางในจีนจุ่ยไก่ยืน *ภาควิชาเศรษฐศาสตร์ มหาวิทยาลัยจีนแห่งฮ่องกง Hong Hong Kong, Shatin NTรับ 6 1993 กรกฎาคม รุ่นสุดท้ายที่ได้รับ 20 1995 มีนาคมบทคัดย่อบันทึกนี้เป็นความพยายามที่จะสำรวจประเด็นที่สอง: (1) แนวโน้มของความไม่เท่าเทียมกัน interprovincialในยุคปฏิรูป 1978 ลงในจีน และ (2) ปัจจัยอยู่เบื้องหลังของอสมการ interprovincial ใช้ล่าสุดออกผลิตภัณฑ์ในประเทศจังหวัดมวลรวม (GDP)ข้อมูล เราได้แสดงให้เห็นว่า อสมการ interprovincial ลดลงใน fn'st ในครึ่งทศวรรษ 1980แต่เริ่มต้นเพิ่มขึ้นในครึ่งหลังของทศวรรษ 1980 เข้าใจผลกระทบของรายสาขามีความไม่เท่าเทียมกันโดยรวมใน GDP ต่อหัวจังหวัดปฏิรูปในอสมการ interprovincialแยกเป็นการจัดสรร โดยภาคหลัก รอง และระดับตติยภูมิ ดูเหมือนว่าซึ่งแนวโน้มของความไม่เท่าเทียมกัน interprovincial ได้รับส่วนใหญ่เกิดจากการปฏิรูปของ การภาคอุตสาหกรรมซึ่งทำให้ค่าหุ้นใหญ่ภาคสอง นอกจากนี้ แห่งชาติข้อมูลรายได้จากระบบบัญชีแห่งชาติสังคมนิยมใช้ระบุถึงผลกระทบของขั้นตอนทรัพยากร interprovincial ในความเหลื่อมล้ำทาง interprovincial ผลการศึกษาดูเหมือนจะ แนะนำการปฏิเสธที่สัมพันธ์ในบทบาทของการโอนย้ายงบประมาณ redistributiveประเภท JEL: 05 P 2 P52 R12คำสำคัญ: จีน อสมการ interprovincial แยกส่วนประกอบของความไม่เท่าเทียมกัน* อีเมล์: [e-mail]0304-3878/96/$15.00 สงวนลิขสิทธิ์ © 1996 Elsevier วิทยาศาสตร์ b.v สงวนลิขสิทธิ์ทั้งหมดPII S0304-3878 (96) 00406-3354 คุณ-y จุ่ย / สมุดรายวันของ 50 (1996) 353-3681. บทนำมีความแพร่หลายในประเทศจีนที่ตลาดปฏิรูปทางเศรษฐกิจแม้ว่าการปรับปรุงประสิทธิภาพทางเศรษฐกิจ อาจเพิ่มความเหลื่อมล้ำทาง interprovincial 1เติบโตทางเศรษฐกิจอันงดงามของจังหวัดเช่นชายฝั่งทะเลเป็นกวางตุ้งได้ทั้งหมดแต่เสริมความประทับใจข้างต้น บางคนเชื่อว่า จีนอาจเป็น inexorablyป้อนระยะเริ่มต้นของการพัฒนาภูมิภาคของ WiUiamson U กลับ(เช่น จาง 1989) ต่อ กระดาษนี้เป็นความพยายามที่จะตอบคำถามที่สองต่อไปนี้:1. มีการเพิ่มรายได้ interprovincial ความแตกต่างในการปฏิรูป 1978 ลงยุค2. อะไรคือปัจจัยอยู่เบื้องหลังของความเหลื่อมล้ำทาง interprovincialตามคำถามแรก ขณะนี้มีขนาดเล็กแต่ขยายสาขาวรรณกรรมการสำรวจแนวโน้มของความเหลื่อมล้ำทาง interprovincial (รส quantitatively1991 จุ่ย 1991 แซก 1991 ถัง 1991 ยาง 1992a, b Wei, 1992 ดง1992 เจียงและหลิว 1992 หลิวและ al., 1993) รุ่นล่าสุดของจังหวัดดังกล่าวสถิติรายได้เป็นผลิตภัณฑ์ภายในประเทศจังหวัดรวม (GDP) furnishes เราด้วยการโอกาสให้ดูที่คำถามแรกใหม่ 2 ในขณะที่หนึ่งควรหมีในใจสถิติ GDP ของจีนที่พักสมบูรณ์แบบ มีแต่ความรุนแรงพยายามด้านของจีนเมื่อต้องการสลับจากบัญชีแห่งชาติสังคมนิยมระบบสหประชาชาติของระบบ SNA GDP ซึ่งรวมถึงการตติยภาค เป็นดัชนีที่ครอบคลุมมากขึ้นของกิจกรรมทางเศรษฐกิจโดยรวมในการภูมิภาคกว่าตัวเลขดังกล่าวออกเป็นจังหวัดสุทธิผลิตภัณฑ์วัสดุในแบบสังคมนิยมระบบบัญชีแห่งชาติ 3ตามคำถามที่สอง นโยบายและมาตรการปฏิรูปกะพฤษภาคมออกกำลังกายมีผลกระทบสำคัญในความเหลื่อมล้ำทาง interprovincial มันมักจะ contendedกระจายอำนาจการเงินที่แพร่กระจายและ reorientation พัฒนาภูมิภาคของจีน1 หน่วยพื้นฐานของการวิเคราะห์อยู่จังหวัด อำเภอปกครองจากส่วนกลาง และเขตปกครองตนเองขอบเขตการ อำเภอปกครองกลางสามปักกิ่ง เทียนจิน และเซี่ยงไฮ้ ในต่อวิเคราะห์ พวกเขาจะรวมอยู่ในจังหวัดประเทศ ไม่มีรวมมณฑลกวางตุ้งไหหลำ เนื่องจากข้อจำกัดของข้อมูล Xizang (ทิเบต) และไหหลำจะถูกแยกออก เอกสารนี้ไม่ได้ดูเป็นความแตกต่างระหว่างหน่วย subprovincial (เช่น เขต)2 จังหวัด GDP ข้อมูลที่ใช้ในเอกสารนี้ได้จากสถิติสำนักงาน (1990)3 สำหรับสนทนารายละเอียดเพิ่มเติมของปัญหาเกี่ยวกับข้อมูล GDP ของประเทศจีน ดูกูและฮั่น(1991) และจุ่ย (1993) กรรมการผู้ตัดสินที่หนึ่งคำถามความถูกต้องของข้อมูลสำหรับภาคต่อเนื่องจากการจีนได้เริ่มรวบรวมข้อมูลเกี่ยวกับภาคต่อเพื่อรวบรวมข้อมูล GDP เท่านั้น และข้อมูลประวัติถูกเชิดในทศวรรษ 1980 ในโอกาสมากมาย ผมยกคำถามนี้ด้วยเจ้าหน้าที่ที่ทำงานในรัฐและ bureaux จังหวัดสถิติ ในขณะที่ข้อมูล GDP จีนไกลจากสมบูรณ์ ผมดูเหมือนว่า พวกเขาไม่มาตามหลังซองน้ำมันคำนวณข้อมูล GDP ระดับตติยภูมิสุดคงก่อนข้อมูลใด ๆ ดีกว่าถูกนำออกใช้ มีการ เนื่องจากการส่วนแบ่งของ GDP จังหวัดต่อไปจนข้ามจังหวัด มันทำให้ความแตกต่างว่าตติยภาครวม กรรมการผู้ตัดสินเพิ่มเติมแนะนำว่า อาจจะดีกว่าใช้วัสดุผลิตภัณฑ์สุทธิ(NMP), ซึ่งมีชุดเวลานาน ข้อมูล NMP ไร ดีกว่าไม่จำเป็นสำหรับการเหตุผลง่าย ๆ ที่ว่า ข้อมูล NMP ประวัติศาสตร์ถูกเชิดเท่านั้นในทศวรรษ 1980คุณ y. จุ่ย / สมุดรายวันของ 50 (1996) 353-368 355นโยบายลงจังหวัดชายฝั่งทะเลที่สวยงามยิ่งขึ้นมี widened ช่องว่างระหว่างการร่ำรวย และยากจนจังหวัด (ดู เช่น กัวและวัง 1988 วังและไบ1992 ยาง 1990) นอกจากนี้ นโยบายปฏิรูปรายสาขาเช่นเปิดเสรีของภาคการเกษตร ส่งเสริมอุตสาหกรรมชนบท และการพัฒนาอย่างรวดเร็วบริการ ภาคอาจยังทำให้เกิดภาคเอกชนอย่างมีนัยสำคัญรวมทั้งเป็นออฟเซ็ตผลความแตกต่างภูมิภาค สยายกองกำลังต่าง ๆ อยู่เบื้องหลังเปลี่ยนแปลงความเหลื่อมล้ำทางภูมิภาค เป็นประโยชน์เปื่อยระดับโดยรวมของอสมการเป็นผลงานโดยปัจจัยดังกล่าวข้างต้นองค์กรของเอกสารนี้จะเป็นดังนี้: ส่วนที่ 2 รายงานผลการพบกับความไม่เท่าเทียมกันโดยรวม interprovincial ในยุคปฏิรูป ส่วน3 พยายามพักกองทัพอยู่เบื้องหลังการเปลี่ยนแปลงในอสมการภูมิภาคโดยรวมโดยพืชพันธุ์อสมการโดยรวม ความสัมพันธ์ระหว่างการปฏิรูป และการเปลี่ยนแปลงในอสมการ interprovincial โดยรวมจะกล่าวถึง โอกาสสุดท้าย มีเคารพความแตกต่าง interprovincial สำหรับอุดมปี 19902. คำ interprovincial ความไม่เท่าเทียมกันตอบคำถาม (1) ข้างต้น ลูกจ้างจำนวนดัชนีความไม่เท่าเทียมกันในการวัดระดับของความไม่เท่าเทียมกัน interprovincial ของ GDP ที่แท้จริงต่อหัวสำหรับการช่วงปี 1978-1989 4 นำเสนอผลลัพธ์สำหรับดัชนีต่าง ๆ มั่นใจได้แนวโน้มของความไม่เท่าเทียมกันที่ interprovincial แข็งแกร่งได้ 5 เท่าที่เราจะชี้ออกด้านล่าง การดัชนีมีองศาที่แตกต่างกันของความไวเกี่ยวกับการโอนย้ายที่แตกต่างกันส่วนของการกระจายรายได้ดัชนีรวม ค่าสัมประสิทธิ์ Gini และสัมประสิทธิ์ของความแปรผัน(CV) จะรู้จักกัน คลาสของตั้งค่าทั่วไป Entropy (GE) ได้รับความนิยมน้อยมาตรการที่มีคุณสมบัติเหมาะมากมาย (ดู เช่น Shorrocks1984) ได้สูตรของคลา GE ของดัชนีอาจพบได้ในภาคผนวก A.เรียน GE วัดขึ้นอยู่กับ c พารามิเตอร์ ในเอกสารนี้ ค่า - 1, 0and 1 are consecutively assigned to c; in Table 1, they are denoted by GE(- 1),GE(0) and GE(1) respectively. When c is less than 2, the index is more4 All the provincial data of GDP from 1978 and 1989 are from State Statistical Bureau (1990) toensure comparability. Data after 1989 may be collected from provincial statistical yearbooks. However,for many provinces, the data available are those of gross national product (GNP) and not GDP. Toensure comparability, our analysis only includes GDP data up to 1989.5 The indices included satisfy the Pigou-Dalton transfer principle, that is, a mean- and rank-preservingredistribution of income from the rich to the poor reduces inequality. It is well known that theirrankings of two income distributions always coincide with that of the Lorenz dominance criterion ifand only if the corresponding Lorenz curves do not intersect (see, for example, Sen, 1973). However,when the Lorenz curves intersect, rankings by the inequality indices may be different from each other.356 K.-y. Tsui / Journal of Development Economics 50 (1996) 353-368Table 1Trends of interprovincial inequality based on real per capita GDPGini CV GE(-1) GE(0) GE(1)1978 0.226 0.445 0.08 0.081 0.0871979 0,222 0.436 0.077 0.078 0.0841980 0.222 0.434 0.077 0.078 0.0831981 0.22 0.433 0.075 0.077 0.0831982 0.215 0.422 0.071 0.073 0.0781983 0.215 0.422 0.071 0.073 0.0781984 0.216 0.416 0.072 0.073 0.0771985 0.216 0.422 0.073 0.074 0.0791986 0.219 0.426 0.075 0.076 0.081987 0.221 0.428 0.077 0.077 0.0821988 0.221 0.429 0.078 0.078 0.0821989 0.218 0.422 0.077 0.076 0.08Source: author's calculation based on SSB (1990).Notes: Gini, Gini coefficient; CV, coefficient of variation; GE( - 1), generalized entropy measure whenc = -1; GE(0), generalized entropy measure when c = 0; GE(1), generalized entropy measure whenc=l.See Appendix A for the formulae of the inequality indices.transfer-sensitive in the sense that the index is more sensitive to income transfersat the bottom end of the income distribution (Shorrocks and Foster, 1987). The GEindex is equivalent to the CV when c = 2. Thus, CV is not transfer-sensitive. Itcan also be shown that Gini coefficient is not transfer sensitive (see, for example,Sen, 1973).Table 1 and Fig. 1 report the trends of interprovincial inequality with respect todifferent inequality indices (see Appendix A for the formulae of the indices). Tofacilitate comparison, the values of the indices in Fig. 1 are normalized so that thevalues of the indices for 1978 are all equal to 1. Without exception, the trends10.980.96~ 0.94i 0.920.9-~ 0.880,860.840.821978I I I I I I I I I I I1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989Year

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

ELSEVIER วารสารเศรษฐศาสตร์การพัฒนาฉบับที่ 50 (1996) 353-368 วารสารการพัฒนาเศรษฐกิจการปฏิรูปเศรษฐกิจและinterprovincial ความไม่เท่าเทียมกันในประเทศจีนKai-Yuen Tsui * ภาควิชาเศรษฐศาสตร์มหาวิทยาลัยจีนแห่งฮ่องกง, Shatin NT, ฮ่องกงที่ได้รับ 6 กรกฎาคม 1993; รุ่นสุดท้ายที่ได้รับ 20 มีนาคม 1995 บทคัดย่อบันทึกนี้เป็นความพยายามที่จะสำรวจสองประเด็นคือ (1) แนวโน้มของความไม่เท่าเทียมกัน interprovincial ในยุคปฏิรูปการโพสต์ 1978 ในประเทศจีน และ (2) ปัจจัยที่อยู่เบื้องหลังการเปลี่ยนแปลงของความไม่เท่าเทียมกันinterprovincial การใช้ที่เพิ่งเปิดตัวผลิตภัณฑ์ในประเทศมวลรวม (GDP) ข้อมูลที่เราได้แสดงให้เห็นว่าความไม่เท่าเทียมกัน interprovincial ลดลงในช่วงครึ่ง fn'st ของปี 1980 แต่เริ่มที่จะเพิ่มขึ้นในช่วงครึ่งหลังของปี 1980 เพื่อให้เข้าใจถึงผลกระทบของภาคการปฏิรูปในความไม่เท่าเทียมกัน interprovincial ที่ไม่เท่าเทียมกันโดยรวมในจังหวัดต่อหัวของจีดีพีมีการย่อยสลายเป็นผลงานโดยหลักภาคมัธยมศึกษาและอุดมศึกษา ดูเหมือนว่าแนวโน้มของความไม่เท่าเทียมกัน interprovincial ได้รับการเหนี่ยวนำให้เกิดการปฏิรูปโดยส่วนใหญ่ของภาคอุตสาหกรรมที่ทำขึ้นหุ้นขนาดใหญ่ของภาคที่สอง นอกจากนี้ชาติข้อมูลรายได้จากระบบบัญชีแห่งชาติสังคมนิยมที่ใช้ในการระบุผลกระทบของกระแสทรัพยากรinterprovincial ในความไม่เท่าเทียมกัน interprovincial ผลการวิจัยชี้ให้เห็นดูเหมือนจะลดลงเมื่อเทียบกับในบทบาทของการถ่ายโอนงบประมาณ redistributive ได้. จำแนก JEL: 05; P2; P52; R12 คำสำคัญ: จีน ความไม่เท่าเทียมกัน Interprovincial; การสลายตัวที่ไม่เท่าเทียมกัน* E-mail: [e-mail]. 0304-3878 / 96 / $ 15.00 ลิขสิทธิ์© 1996 เอลส์วิทยาศาสตร์ BV สงวนลิขสิทธิ์. PII S0304-3878 (96) 00406-3 354 K.-y. Tsui / วารสารเศรษฐศาสตร์การพัฒนา 50 (1996) 353-368 1 บทนำมีความกลัวอย่างแพร่หลายในประเทศจีนที่มุ่งเน้นตลาดการปฏิรูปเศรษฐกิจคือแม้ว่าการปรับปรุงประสิทธิภาพทางเศรษฐกิจอาจเพิ่มความไม่เท่าเทียมกันinterprovincial 1 การเจริญเติบโตทางเศรษฐกิจที่งดงามของจังหวัดชายฝั่งเช่นกวางตุ้งมีทั้งหมดแต่เสริมความประทับใจดังกล่าวข้างต้น บางคนเชื่อว่าจีนอาจจะไม่ยอมให้เข้ามาในระยะเริ่มต้นของกระบวนการ WiUiamson ของฤๅษี-U ของการพัฒนาในระดับภูมิภาค (เช่นจาง 1989) ในการนี้บทความนี้เป็นความพยายามที่จะตอบที่สองต่อไปนี้คำถาม: 1 มีความแตกต่างรายได้ interprovincial รับการเพิ่มขึ้นในการปฏิรูปการโพสต์ 1978 ยุค? 2 อะไรคือปัจจัยที่อยู่เบื้องหลังการเปลี่ยนแปลงของความไม่เท่าเทียมกัน interprovincial เกี่ยวกับคำถามแรกที่มีอยู่ในขณะนี้วรรณกรรมเล็ก ๆ แต่การขยายตัวซึ่งสำรวจเชิงปริมาณแนวโน้มของความไม่เท่าเทียมกันinterprovincial (ลียง, 1991; Tsui, 1991; Denny 1991; ถัง 1991 ; ยาง, 1992a, B; Wei 1992; ดง, 1992; เจียงและหลิว 1992. หลิว, et al, 1993) รุ่นล่าสุดของจังหวัดเช่นสถิติรายได้ในประเทศเป็นผลิตภัณฑ์มวลรวม (GDP) furnishes เราที่มีโอกาสที่จะใช้รูปลักษณ์ใหม่ที่คำถามแรก 2 ในขณะที่หนึ่งควรจำไว้ว่าจีนสถิติจีดีพีอยู่ห่างไกลจากความสมบูรณ์แบบก็ยังคงร้ายแรงพยายามในด้านของชาวจีนที่จะเปลี่ยนจากการบัญชีแห่งชาติสังคมนิยมระบบไปยังระบบSNA สหประชาชาติ จีดีพีซึ่งรวมถึงระดับอุดมศึกษาภาคเป็นดัชนีที่ครอบคลุมมากขึ้นของกิจกรรมทางเศรษฐกิจโดยรวมในภูมิภาคกว่าตัวเลขการส่งออกเช่นสินค้าวัสดุจังหวัดสุทธิในสังคมนิยมระบบบัญชีแห่งชาติ 3 เรื่องเกี่ยวกับคำถามที่สองมาตรการปฏิรูปและการเปลี่ยนแปลงนโยบายอาจออกกำลังกายส่งผลกระทบต่อความไม่เท่าเทียมกัน interprovincial มันก็มักจะเกี่ยงว่าการกระจายอำนาจทางการคลังและการเปลี่ยนเส้นทางของการพัฒนาของจีนในภูมิภาค1 หน่วยพื้นฐานของการวิเคราะห์เป็นจังหวัดในเขตเทศบาลบริหารส่วนกลางและอิสระในภูมิภาค ทั้งสามเทศบาลบริหารส่วนกลางเป็นปักกิ่งเทียนจินและเซี่ยงไฮ้ ในการวิเคราะห์ต่อไปนี้พวกเขาจะรวมอยู่ในจังหวัดใกล้เคียง กว่างตงไม่รวมไหหลำ เนื่องจากข้อ จำกัด ของข้อมูลทิเบต (ทิเบต) และไห่หนานได้รับการยกเว้น บทความนี้ไม่ได้มองเข้าไปในความแตกต่างในหมู่หน่วย subprovincial (เช่นจังหวัด). 2 ข้อมูลจีดีพีจังหวัดที่ใช้ในเอกสารนี้มาจากรัฐทางสถิติสำนัก (1990). 3 สำหรับการอภิปรายรายละเอียดของปัญหาที่เกี่ยวกับข้อมูลจีดีพีของประเทศจีน ให้ดู Guo และฮัน(1991) และท (1993) หนึ่งคำถามตัดสินความถูกต้องของข้อมูลสำหรับตติยเซกเตอร์ตั้งแต่จีนเริ่มต้นเพียงการเก็บรวบรวมข้อมูลเกี่ยวกับตติยเซกเตอร์เพื่อวัตถุประสงค์ในการรวบรวมข้อมูลจีดีพีและข้อมูลทางประวัติศาสตร์ที่ถูกสร้างขึ้นใหม่ในปี1980 หลายครั้งที่ผมยกคำถามนี้กับเจ้าหน้าที่ที่ทำงานในจังหวัดของรัฐและที่ทำการสถิติ ในขณะที่ข้อมูลจีดีพีของจีนที่อยู่ห่างไกลจากความสมบูรณ์แบบมันดูเหมือนว่าฉันว่าพวกเขาจะไม่ได้มาขึ้นอยู่กับราคาน้ำมันดิบกลับมาของซองคำนวณ. ก่อนที่ข้อมูลใด ๆ ที่ดีกว่ามีการเปิดตัวข้อมูลจีดีพีในระดับอุดมศึกษามีความน่าจะเป็นที่ที่ดีที่สุด เนื่องจากหุ้นของจีดีพีในระดับอุดมศึกษาจังหวัดแตกต่างกันไปทั่วทั้งจังหวัดก็จะทำให้ความแตกต่างไม่ว่าจะเป็นในระดับอุดมศึกษาที่ภาครวมผู้ตัดสินต่อไปแสดงให้เห็นว่าบางทีมันอาจจะดีกว่าที่จะใช้ผลิตภัณฑ์วัสดุสุทธิ(NMP) ซึ่งมีชุดเวลานาน ข้อมูล NMP มี แต่ไม่จำเป็นต้องดีกว่าสำหรับเหตุผลง่ายๆว่าข้อมูลNMP ประวัติศาสตร์ที่ถูกสร้างขึ้นใหม่เท่านั้นในปี 1980. K.-y. Tsui / วารสารเศรษฐศาสตร์การพัฒนา 50 (1996) 353-368 355 นโยบายในความโปรดปรานของจังหวัดชายฝั่งยิ่งขึ้นได้กว้างช่องว่างระหว่างจังหวัดคนรวยและคนจน (ดูตัวอย่างเช่น Guo และวัง 1988; วังและตากใบ 1992; ยาง, 1990) นอกจากนี้นโยบายการปฏิรูปเศรษฐกิจเช่นการเปิดเสรีของภาคเกษตร, โปรโมชั่นของอุตสาหกรรมชนบทและการพัฒนาอย่างรวดเร็วของภาคบริการนอกจากนี้ยังอาจก่อให้เกิดการเสริมอย่างมีนัยสำคัญเช่นเดียวกับผลกระทบในการชดเชยความแตกต่างในระดับภูมิภาค เพื่อคลี่คลายกองกำลังต่างๆที่อยู่เบื้องหลังการเปลี่ยนแปลงของความไม่เท่าเทียมกันในระดับภูมิภาคจะเป็นประโยชน์ในการย่อยสลายระดับโดยรวมของ. ความไม่เท่าเทียมกันเข้ามามีส่วนร่วมจากปัจจัยดังกล่าวข้างต้นองค์กรของบทความนี้จะเป็นดังนี้: ส่วนที่ 2 รายงานเชิงประจักษ์ผลการวิจัยเกี่ยวกับการinterprovincial โดยรวม ความไม่เท่าเทียมกันในยุคปฏิรูป มาตรา3 ความพยายามที่จะสำรวจกองกำลังที่อยู่เบื้องหลังการเปลี่ยนแปลงในความไม่เท่าเทียมกันในระดับภูมิภาคโดยรวมโดยการย่อยสลายอสมการโดยรวม ความสัมพันธ์ระหว่างการปฏิรูปและการเปลี่ยนแปลงในความไม่เท่าเทียมกัน interprovincial โดยรวมจะกล่าวถึง ในที่สุดโอกาสที่มีความเคารพในความแตกต่าง interprovincial สำหรับปี 1990 คือการสำรวจ. 2 ความไม่เท่าเทียมกัน interprovincial โดยรวมที่จะตอบคำถาม(1) ข้างต้นจำนวนของดัชนีความไม่เท่าเทียมกันที่ใช้ในการวัดระดับของความไม่เท่าเทียมกันinterprovincial ของจีดีพีที่แท้จริงต่อหัวสำหรับ1978-1989 ระยะเวลา 4 การนำเสนอผลสำหรับดัชนีที่แตกต่างกันเพื่อให้แน่ใจว่าแนวโน้มของความไม่เท่าเทียมกันinterprovincial มีประสิทธิภาพ 5 ในขณะที่เราจะชี้ให้เห็นด้านล่างดัชนีมีองศาที่แตกต่างของความไวที่เกี่ยวกับการถ่ายโอนที่แตกต่างกันในส่วนของการกระจายรายได้. ของดัชนีรวมค่าสัมประสิทธิ์ Gini และค่าสัมประสิทธิ์ของการเปลี่ยนแปลง(CV) ที่รู้จักกันดี ความนิยมน้อยลงเป็นชั้นของทั่วไปเอนโทรปี (GE) มาตรการซึ่งมีคุณสมบัติที่พึงประสงค์จำนวนมาก (ดูตัวอย่างเช่น Shorrocks, 1984) สูตรของชั้นจีอีของดัชนีอาจพบได้ในภาคผนวกกระดับของมาตรการ GE ขึ้นอยู่กับพารามิเตอร์ค ในบทความนี้ค่า - 1, 0 และ 1 ที่ได้รับมอบหมายอย่างต่อเนื่องที่จะค; ในตารางที่ 1 พวกเขาจะแสดงโดยจีอี (- 1) จีอี (0) และจีอี (1) ตามลำดับ เมื่อ c คือน้อยกว่า 2 ดัชนีมีมากขึ้น4 ข้อมูลทั้งหมดที่จังหวัดของ GDP จากปี 1978 และ 1989 จากสำนักสถิติแห่งรัฐ (1990) เพื่อให้แน่ใจว่าการเปรียบเทียบ ข้อมูลหลังจาก 1989 อาจเรียกเก็บจาก yearbooks สถิติจังหวัด แต่สำหรับหลายจังหวัดข้อมูลที่มีอยู่เป็นของผลิตภัณฑ์มวลรวมประชาชาติ (GNP) และจีดีพีไม่ได้ เพื่อให้แน่ใจว่าการเปรียบเทียบการวิเคราะห์ของเราเพียง แต่มีข้อมูลจีดีพีปี 1989 ถึง 5 ดัชนีรวมตอบสนองความหลักการถ่ายโอน Pigou-ดาลตันนั่นคือ mean- และอันดับรักษาแบ่งของรายได้จากคนรวยกับคนยากจนจะช่วยลดความไม่เท่าเทียมกัน เป็นที่ทราบกันดีว่าพวกเขาจัดอันดับของการกระจายรายได้ที่สองมักจะตรงกับที่ของเกณฑ์การปกครองอเรนซ์ถ้าหากว่าโค้งอเรนซ์ที่สอดคล้องกันไม่ตัด(ดูตัวอย่างเช่นเสน 1973) อย่างไรก็ตามเมื่อเส้นโค้งอเรนซ์ตัดการจัดอันดับโดยดัชนีความไม่เท่าเทียมกันอาจจะแตกต่างจากคนอื่น ๆ . 356 K.-y. Tsui / วารสารเศรษฐศาสตร์การพัฒนา 50 (1996) 353-368 ตารางที่ 1 แนวโน้มของความไม่เท่าเทียมกัน interprovincial อยู่บนพื้นฐานของจริง GDP ต่อหัวGini CV GE (-1) จีอี (0) จีอี (1) 1978 0.226 0.445 0.081 0.087 0.08 1,979 0,222 0.436 0.077 0.078 0.084 1980 0.222 0.434 0.077 0.078 0.083 1981 0.22 0.433 0.075 0.077 0.083 1982 0.215 0.422 0.071 0.073 0.078 1983 0.215 0.422 0.071 0.073 0.078 1984 0.216 0.416 0.072 0.073 0.077 1985 0.216 0.422 0.073 0.074 0.079 1986 0.219 0.426 0.075 0.076 0.08 1,987 0.221 0.428 0.077 0.077 0.082 1988 0.221 0.078 0.078 0.429 0.082 1989 0.218 0.422 0.077 0.076 0.08 ที่มา: คำนวณของผู้เขียนอยู่บนพื้นฐานของ SSB (1990). หมายเหตุ: Gini สัมประสิทธิ์ Gini; CV ค่าสัมประสิทธิ์ของการเปลี่ยนแปลง; จีอี (- 1) วัดปฎิบัติทั่วไปเมื่อc = -1; จีอี (0), วัดปฎิบัติทั่วไปเมื่อ c = 0; จีอี (1) วัดปฎิบัติทั่วไปเมื่อc = ล. ดูภาคผนวกสำหรับสูตรของดัชนีความไม่เท่าเทียมกันที่. โอนที่มีความอ่อนไหวในแง่ที่ว่าดัชนีความไวต่อการโอนรายได้ที่ปลายด้านล่างของการกระจายรายได้ (Shorrocks และ ฟอสเตอร์, 1987) จีอีดัชนีเทียบเท่ากับ CV เมื่อ c = 2 ดังนั้น CV ไม่ได้ถ่ายโอนที่มีความอ่อนไหว มันยังสามารถแสดงให้เห็นว่าค่าสัมประสิทธิ์ Gini ไม่ได้มีความสำคัญในการถ่ายโอน (ดูตัวอย่างเช่นเสน1973). ตารางที่ 1 และรูปที่ 1 รายงานแนวโน้มของความไม่เท่าเทียมกัน interprovincial ที่เกี่ยวกับดัชนีความไม่เท่าเทียมกันที่แตกต่างกัน(ดูภาคผนวกสำหรับสูตรของดัชนีที่) เพื่ออำนวยความสะดวกในการเปรียบเทียบค่าของดัชนีในรูปที่ 1 เป็นปกติเพื่อให้ค่าดัชนีสำหรับ1978 มีค่าเท่ากันทุกคนโดยไม่มีข้อยกเว้น 1. แนวโน้ม1 0.98 0.96 ~ 0.94 ฉัน 0.92 0.9 - ~ 0.88 0,86 0.84 0.82 1,978 ฉัน IIIIIIIIII 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 ปี

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

เอลส์
วารสารพัฒนาเศรษฐกิจฉบับที่ 50 ( พ.ศ. 2539 ) 353-368




วารสารเศรษฐศาสตร์การพัฒนาและปฏิรูปเศรษฐกิจของกิจการฟาร์มโคนมในประเทศไทยปี

ไคหยวนอสมการในประเทศจีนซุย
ภาควิชาเศรษฐศาสตร์ มหาวิทยาลัยจีนแห่งฮ่องกง Shatin NT , ฮ่องกง
ได้รับ 6 กรกฎาคม 1993 ; รุ่นสุดท้ายที่ได้รับ 20 มีนาคม 2538
บทคัดย่อ
ข้อความนี้ คือ ความพยายามที่จะสำรวจสองประเด็น :( 1 ) แนวโน้มของความไม่เท่าเทียมกันของกิจการฟาร์มโคนมในประเทศไทยปี post-1978
ในยุคการปฏิรูปในจีน และ ( 2 ) ปัจจัยที่อยู่เบื้องหลังการเปลี่ยนแปลงของ
ความไม่เสมอภาคของกิจการฟาร์มโคนมในประเทศไทยปี . เปิดตัวเมื่อเร็ว ๆนี้การใช้ผลิตภัณฑ์มวลรวมในประเทศ ( GDP )
ข้อมูล เราได้แสดงความไม่เท่าเทียมกันของกิจการฟาร์มโคนมในประเทศไทยปีลดลงในครึ่ง fn'st ของ 1980 ,
แต่เริ่มเพิ่มขึ้นในช่วงครึ่งหลังของทศวรรษที่ 1980เพื่อให้เข้าใจผลกระทบของการปฏิรูปภาค
บนความไม่เสมอภาคของกิจการฟาร์มโคนมในประเทศไทยปี , ความไม่เท่าเทียมกันโดยรวมในจังหวัดต่อหัว GDP
ย่อยสลายไป เขียนโดย ระดับประถมศึกษา มัธยมศึกษา และอุดมศึกษา ภาค ดูเหมือนว่า
ว่าแนวโน้มของความไม่เท่าเทียมกันของกิจการฟาร์มโคนมในประเทศไทยปีได้รับส่วนใหญ่เกิดจากการปฏิรูป
ภาคอุตสาหกรรมที่ทําขึ้นหุ้นใหญ่ของภาคที่สอง นอกจากนี้รายได้จากพรรคสังคมนิยมแห่งชาติ
ข้อมูลระบบบัญชีแห่งชาติจะใช้เพื่อระบุผลกระทบของ
ทรัพยากรของกิจการฟาร์มโคนมในประเทศไทยปีไหลเข้าของกิจการฟาร์มโคนมในประเทศไทยปีอสมการ ผลการวิจัยปรากฎ
ลดลงสัมพัทธ์ในบทบาทของ redistributive งบประมาณโอน .
การจำแนกเจล : 05 ; P2 ; p52 ; R12
คำสำคัญ : จีน ; ความไม่เท่าเทียมกันของกิจการฟาร์มโคนมในประเทศไทยปี ; การย่อยสลาย
* E - mail :b040785 @ mailserv . CUHK HK .
0304-3878 / 96 / $ 15.00 ลิขสิทธิ์ สงวนลิขสิทธิ์ พ.ศ. 2539 Elsevier Science นอกจากนี้สงวนลิขสิทธิ์ ใช้ s0304-3878 ( 96 ) 00406-3

คุณ K . . ซุย / วารสารเศรษฐศาสตร์พัฒนาการ 50 ( 1996 ) 353-368
1 บทนำ
มีความกลัวที่แพร่หลายในประเทศจีนว่า การตลาดที่มุ่งเน้นการปฏิรูปเศรษฐกิจ ,
ถึงแม้ว่าการปรับปรุงประสิทธิภาพทางเศรษฐกิจ อาจเพิ่มของกิจการฟาร์มโคนมในประเทศไทยปีอสมการ 1
ความงดงามของการเติบโตทางเศรษฐกิจของจังหวัดชายฝั่งทะเล เช่น มณฑลกวางตุ้งมีทั้งหมด
แต่เสริมความประทับใจข้างต้น บางคนเชื่อว่า จีนอาจจะไม่ปรานี
เข้าสู่ขั้นตอนการเริ่มต้นของ wiuiamson เป็น inverted-u กระบวนการการพัฒนาภูมิภาค ( เช่นจาง , 1989 ) ในการเชื่อมต่อนี้ บทความนี้เป็นความพยายามที่จะตอบ 2 คำถาม :

ต่อไปนี้ 1 .มีความแตกต่างรายได้ของกิจการฟาร์มโคนมในประเทศไทยปีถูกเพิ่มใน post-1978 ปฏิรูป
ยุค ?
2 . อะไรคือปัจจัยที่อยู่เบื้องหลังการเปลี่ยนแปลงของอสมการของกิจการฟาร์มโคนมในประเทศไทยปี ?
เกี่ยวกับคำถามแรก ขณะนี้มีขนาดเล็ก แต่การขยายวรรณคดี
ซึ่งสำรวจโดยแนวโน้มของความไม่เสมอภาคของกิจการฟาร์มโคนมในประเทศไทยปี 1991 ( Lyons ,
; Tsui , 1991 ; เดนนี่ , 1991 ; แทง , 1991 ; ยาง 1992a , B ; Wei , 1992 ; ดง
1992 ; เจียงและหลิว , 1992 ; Liu et al . , 1993 ) รุ่นล่าสุดของสำนักงานสถิติรายได้
เช่นผลิตภัณฑ์มวลรวมภายใน ( GDP ) ช่วยเราด้วย
โอกาสที่จะดูที่คำถามแรก 2 ในขณะที่หนึ่งควรระลึกในจิตว่าสถิติจีดีพีของจีนจะห่างไกลจากที่สมบูรณ์แบบมันเป็นยังคงจริงจัง
พยายามบนด้านข้างของจีนจะเปลี่ยนจากระบบบัญชี ระบบสังคมนิยมแห่งชาติ
SNA สหประชาชาติ . GDP ซึ่งรวมถึงภาคตติย
เป็นดัชนีที่ครอบคลุมมากขึ้นของกิจกรรมทางเศรษฐกิจโดยรวมในภูมิภาคกว่าตัวเลขผลผลิต
เช่นจังหวัดสุทธิสินค้าวัสดุในสังคมนิยม
ระบบบัญชีแห่งชาติ 3
เกี่ยวกับคำถามที่สองมาตรการและนโยบายปฏิรูปกะอาจ
การออกกำลังกายผลกระทบอย่างมีนัยสำคัญต่อความไม่เท่าเทียมกันของกิจการฟาร์มโคนมในประเทศไทยปี . มันมักจะเกี่ยง
ที่กระจายอำนาจการคลังและ reorientation ของประเทศจีนพัฒนาภูมิภาค
1 หน่วยพื้นฐานของการวิเคราะห์เป็นจังหวัดศูนย์กลางบริหารเทศบาลและพื้นที่อิสระ

สามส่วนกลางบริหารเทศบาลเป็นปักกิ่ง , เทียนจินและเซี่ยงไฮ้ใน
ดังต่อไปนี้การวิเคราะห์พวกเขาจะรวมเข้าไปในจังหวัดใกล้เคียง Guangdong ไม่รวมถึง
ไหหลํา เนื่องจากข้อจำกัดของข้อมูลทิเบต ( ทิเบต ) และเกาะไหหลำ จะได้รับการยกเว้น บทความนี้ไม่ได้ดู
ในความแตกต่างระหว่างหน่วย subprovincial ( เช่นมณฑล )
2 จังหวัด ข้อมูลที่ใช้ในงานวิจัยนี้คือ ตัวเลขจากสำนักงานสถิติของรัฐ
( 1990 )