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北京工商大学学报( 社会科学版 )摇 摇 摇 摇 2014 年摇 第 4 期
和夏少刚(2010) [18] 、 曾国安和洪丽 (2010) [19] 以
及赵西亮(2003) [20] 等人所做的文献综述。
三、经济发展对收入不平等的影响
本文所采用衡量不平等的指标是德克萨斯大
学不平等项目基于 19 个工业部门的收入和就业
数据获得的泰尔指数, 其下载地址见前文脚注。
其余数据如无指明出处则主要来自于《 新中国 60
年统计资料汇编》。 变量的描述性统计见表 1。
表 1摇 变量的描述性统计
变量 均值 标准差 最小值 最大值 样本量
泰尔指数 总体 0郾 021 278 0郾 018 648 0郾 001 8 0郾 143 6 N = 578
组间 0郾 013 5 0郾 009 395 0郾 085 989 n = 31
组内 0郾 013 253 - 0郾 036 51 0郾 148 404 T = 18郾 645 2
GDP 总体 2 622郾 423 2 409郾 976 535郾 011 2 18 345郾 6 N = 620
组间 1 750郾 249 896郾 0373 8 813郾 468 n = 31
组内 1 684郾 827 - 2 366郾 07 12 154郾 55 T = 20
lnGDP 总体 7郾 600 001 0郾 694 744 6郾 282 288 9郾 817 145 N = 620
组间 0郾 501 437 6郾 725 941 8郾 963 879 n = 31
组内 0郾 488 823 6郾 628 513 8郾 834 89 T = 20
生育率 总体 15郾 265 24 5郾 073 208 4郾 3 26郾 5 N = 618
组间 3郾 662 592 7郾 035 22郾 065 n = 31
组内 3郾 562 799 8郾 507 243 25郾 712 74 T鄄bar = 19郾 935 5
第一产业比重 总体 0郾 213 214 0郾 102 166 0郾 009 049 0郾 509 025 N = 620
组间 0郾 084 593 0郾 023 865 0郾 370 132 n = 31
组内 0郾 059 174 0郾 020 729 0郾 354 846 T = 20
固定资产投资比重 总体 0郾 359 986 0郾 116 375 0郾 152 697 0郾 798 426 N = 620
组间 0郾 064 7 0郾 275 75 0郾 518 977 n = 31
组内 0郾 097 393 0郾 115 738 0郾 701 988 T = 20
中学生占人口比重 总体 0郾 053 67 0郾 022 15 0郾 001 297 0郾 099 459 N = 618
组间 0郾 018 912 0郾 002 425 0郾 069 976 n = 31
组内 0郾 011 974 0郾 027 063 0郾 093 081 T = 19郾 935 5
小学生占人口比重 总体 0郾 103 861 0郾 022 453 0郾 029 937 0郾 159 39 N = 620
组间 0郾 017 36 0郾 067 856 0郾 140 346 n = 31
组内 0郾 014 561 0郾 059 515 0郾 147 212 T = 20
东部省份 总体 0郾 354 839 0郾 478 851 0 1 N = 620
组间 0郾 486 374 0 1 n = 31
组内 0 0郾 354 839 0郾 354 839 T = 20
摇 摇 1郾 中国收入不平等的基本现状
中国自 1978 年实施改革开放的政策以来,经
济上获得了快速的发展。 与之相伴随的则是收入
不平等水平的迅速提高。 以基尼系数衡量的不平
等水平从 1980 年的 0郾 33 上升到 1994 年的 0郾 4
然 后 到 2000 年 的 0郾 46 ( Wang 和 Piesse,
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