【文章內(nèi)容簡介】 然如果每組只有一個個體，ER的測度效果與基尼系數(shù)完全一樣。　　ER指數(shù)假定組內(nèi)成員具有完全一致的認(rèn)同感，顯然這個假定多數(shù)情況下并不滿足，因為組內(nèi)成員的認(rèn)同感與組的規(guī)模、組的形成方式等密切相關(guān)。基于上述考慮，Esteban、Grad237。n和Ray(1999)對ER指數(shù)進行了改進，改進后的公式為　　　　其中β＞0，是一個衡量組內(nèi)聚合程度的敏感性參數(shù)，G為實際收入分布的基尼系數(shù)，G(x)為設(shè)組內(nèi)每個成員收入均等于該組平均收入x時的基尼系數(shù)。不難看出，EGR指數(shù)右邊的第一項就是ER指數(shù)；第二項主要反映的是組內(nèi)不平等，該數(shù)值越大，表明組內(nèi)成員的聚合程度越低，對應(yīng)的兩極分化將越小，因此該項前面的符號是減號。應(yīng)該說，W指數(shù)和EGR指數(shù)對組內(nèi)不平等的處理基本一致，但兩者的差別在于，W指數(shù)只適用于以中位數(shù)為分界點的兩分組，而EGR指數(shù)適合任何情形的分組。Esteban、Grad237。n和Ray(1999)已經(jīng)證明，W指數(shù)其實是EGR指數(shù)的一個特例。雖然Esteban、Grad237。n和Ray(1999)意識到組內(nèi)不平等是影響組內(nèi)成員認(rèn)同感的一個重要因素，但EGR指數(shù)的構(gòu)造仍然存在一定缺陷，因為只有在各組成員的收入不存在重疊時，式(7)第二項中的G—G(x)才恰好反映組內(nèi)不平等。鑒于EGR指數(shù)存在上述缺陷，Lasso和Urrutia(2006)提出的公式為　　　　其中為第i組成員收入的基尼系數(shù)。不難看出，LU指數(shù)將組內(nèi)不平等的影響直接體現(xiàn)在ER指數(shù)的認(rèn)同函數(shù)中，這在一定程度上克服了EGR指 兩極分化測度方法述評與中國居民收入兩極分化數(shù)的不足?！　R型指數(shù)能準(zhǔn)確測度兩極分化的前提是正確的分組，它要求我們對所研究現(xiàn)象進行認(rèn)真細(xì)致地分析，選擇最相關(guān)的分組標(biāo)志以更好地體現(xiàn)組間的差異性和組內(nèi)的同質(zhì)性。某些情況下若分組是外生的，比如不同宗教、民族以及不同地區(qū)等的兩極分化（或極化），ER型指數(shù)還是比較適合的。當(dāng)然，Duclos等(2004)給出了連續(xù)型收入分布的ER指數(shù)和EGR指數(shù)，為人們提供了一個借助抽樣理論推算兩極分化的方法。W型指數(shù)雖然專門用來測度兩極分化，但以中位數(shù)為界限分為兩組并不總是最恰當(dāng)?shù)模热缌鶄€人的收入分布為(4,4,4,5,10,10)，很顯然前四個人和后兩個人分別組成兩組應(yīng)該更科學(xué)，而非兩等分組?！　蓸O分化（包含多極化）測度方法研究不過十多年的歷程，雖然新的方法時有出現(xiàn)，但仍有很多方面亟待完善，其中最大的不足是，測度兩極分化的理論基礎(chǔ)和公理體系還很不完備，目前無法在一個統(tǒng)一的框架內(nèi)分析現(xiàn)有測度指數(shù)。構(gòu)建公理體系，根據(jù)現(xiàn)實問題提出更完美的測度指數(shù)是兩極分化測度方法研究的主流。由于每種測度指數(shù)都存在一些不足，因此實證分析時選擇幾個性能不一的測度指數(shù)就非常必要，這不僅能使我們獲得更多的信息，而且能對結(jié)論的穩(wěn)健性做出判斷?！　∷?、中國居民收入兩極分化的實證分析　　（一）數(shù)據(jù)來源及實證方法的選擇　　測度兩極分化比較理想的方法是依據(jù)原始數(shù)據(jù)，利用核密度方法確定最佳的分組?？紤]到本文主要研究兩極分化的變動趨勢，原則上只要將原始數(shù)據(jù)分為兩組進行分析，因此利用分組數(shù)據(jù)基本能滿足實證要求。對于中國城鄉(xiāng)兩極分化和地區(qū)兩極分化的測度而言，由于城鎮(zhèn)與農(nóng)村、沿海與內(nèi)陸均已事先分成兩組，因而可以直接利用城鎮(zhèn)和農(nóng)村的居民收入數(shù)據(jù)，以及沿海省份（包括自治區(qū)和直轄市，下同）和內(nèi)陸省份的居民收入數(shù)據(jù)進行分析。分析地區(qū)兩極分化，我們還需要知道各省城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的人數(shù)，而這個數(shù)據(jù)是很難準(zhǔn)確獲得的，因為我國非普查年份的人口資料很不健全。我國最近的兩次人口普查分別是在1990年和2000年進行的，1995年和2005年分別進行了1%人口抽樣調(diào)查，應(yīng)該說這四年各省的城鄉(xiāng)人口數(shù)據(jù)相對精確。因此就地區(qū)兩極分化而言，本文將著重分析這四個年份的兩極分化，研究它大致的變動趨勢。就農(nóng)村居民的收入數(shù)據(jù)而言，國家統(tǒng)計局從2000年開始每年編輯出版《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》，公布了1995年以及1998年開始的各年20分組收入數(shù)據(jù)（1990年為12分組數(shù)據(jù)），可以滿足農(nóng)村內(nèi)部兩極分化分析的需要。在各年的《中國統(tǒng)計年鑒》中，城鎮(zhèn)居民收入的七分組數(shù)據(jù)以及行業(yè)較為詳細(xì)的工資數(shù)據(jù)均有記載，可以用來分析城鎮(zhèn)居民收入兩極分化和行業(yè)工資兩極分化。為了與地區(qū)收入兩極分化相對應(yīng)，本文各個方面的實證分析將只針對1990年、1995年、2000年和2005年?！　∫话愣?，齊次性是收入不平等測度應(yīng)該遵循的一個公理，即收入同比增減時不平等不發(fā)生變化。筆者認(rèn)為，兩極分化測度指數(shù)也應(yīng)該符合這個公理，即對于任何一個兩極分化測度指數(shù)P來說，有P(x)=P(λx)，其中λ為任意正常數(shù)。W型指數(shù)顯然滿足齊次性，但對ER型指數(shù)需要重新規(guī)范，為了與基尼系數(shù)相對應(yīng)，我們令ER指數(shù)中K=1/2，則　　　　在分組外生的情況下，譬如城鎮(zhèn)與農(nóng)村、沿海與內(nèi)陸，我們將選擇ER指數(shù)、EGR指數(shù)和LU指數(shù)進行測度。若分組不是外生的，譬如城鎮(zhèn)內(nèi)部以及農(nóng)村內(nèi)部的分組，需要將現(xiàn)有的收入數(shù)據(jù)重新分組，可以采用兩等分組，利用W指數(shù)進行測度；也可以視情況分成數(shù)目不等的兩組，采用ER指數(shù)、EGR指數(shù)和LU指數(shù)進行測度。此外，若收入數(shù)據(jù)為七分組數(shù)據(jù)（或五分組數(shù)據(jù)），在計算W指數(shù)時我們假定中位數(shù)收入即中間組的平均收入。由于中間組的收入相對集中，可以大致視作均勻分布，因而這樣的假定還是基本可行的。對于各個指數(shù)的參數(shù)，本文選取α=，EGR指數(shù)的β=，LU指數(shù)的β=1。需要說明的是，筆者通過計算發(fā)現(xiàn)，不同參數(shù)下測度指數(shù)的變動趨勢基本沒有變化，因此本文對其他參數(shù)下的兩極分化不做分析。由于缺乏原始收入數(shù)據(jù)，實證分析時我們沒有計算WT指數(shù)及其他較為復(fù)雜的測度指數(shù)?！　”?　主要年份中國城鄉(xiāng)兩極分化　　　　注：為了對比兩極分化和收入差距，本表及后面的所有表格中均列出了部分收入差距指標(biāo)，其中G代表基尼系數(shù)。全體居民收入基尼系數(shù)是這樣計算的：將城鎮(zhèn)居民收入的7等分?jǐn)?shù)據(jù)與農(nóng)村居民的20等 分（1990年為12等分）數(shù)據(jù)合并成一套數(shù)據(jù)，然后按照人均收入高低重新排序并結(jié)合各組的人口份額進行計算?！　≠Y料來源：農(nóng)村居民人均純收入來自《2006年中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入來自《中國統(tǒng)計年鑒》（各年）?！　。ǘ┏青l(xiāng)收入兩極分化　　中國是一個典型的二元經(jīng)濟社會，城鄉(xiāng)收入差距的不斷擴大引起了廣泛關(guān)注，這其中城鄉(xiāng)兩極分化也被一些學(xué)者提出來，只不過用以佐證的指標(biāo)是城鄉(xiāng)收入比（城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值）。但如前所述，城鄉(xiāng)收入比并不能很好地測度城鄉(xiāng)兩極分化，我們將利用兩極分化指數(shù)對中國的城鄉(xiāng)兩極分化進行測度，有關(guān)指數(shù)的測算結(jié)果見表1。為與城鄉(xiāng)收入差距進行對比，表1中還列出了城鄉(xiāng)收入比和全體居民收入基尼系數(shù)兩個收入差距指標(biāo)。由于各個指數(shù)都比較小，為了便于看清各個指數(shù)變化的程度，我們將1995年、2000年和2005年的數(shù)值分別與1990年的數(shù)值進行對比，并將1990年的數(shù)值看成100，所有年份的相對數(shù)同樣見表1（表表3和表4均做了類似處理，不再贅述）。不難看出，城鄉(xiāng)兩極分化和城鄉(xiāng)差距均表現(xiàn)出強勁的上升趨勢。2005年與1990年相比，ER指數(shù)、%、%%，%%。當(dāng)然，由于城鄉(xiāng)居民收入的重疊程度越來越高，EGR指數(shù)的測度效果應(yīng)該比較差，我們主要觀察ER指數(shù)和LU指數(shù)的變化。若以1995年為基期，%%，%%，這反映出城鄉(xiāng)兩極分化上升的幅度并沒有城鄉(xiāng)差距大。同樣如果以2000年為基期，%%，%%，城鄉(xiāng)收入差距的上升幅度仍然高于城鄉(xiāng)兩極分化。這主要是由于近期我國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民內(nèi)部的收入差距均有較大幅度增加（具體數(shù)值見表2），城鄉(xiāng)內(nèi)部的聚合程度下降，從而城鄉(xiāng)之間的收入差距雖然不斷加大，兩極分化并沒有同步上升?！　”?　主要年份中國城鎮(zhèn)居民及農(nóng)村居民的兩極分化 border=0　　資料來源：