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经济开放_城市化水平与城乡收入差距_基于中国省际面板数据的经验研究

经济开放_城市化水平与城乡收入差距_基于中国省际面板数据的经验研究
经济开放_城市化水平与城乡收入差距_基于中国省际面板数据的经验研究

2011年第1期N o.1,2011

浙江社会科学

ZHEJIANG S OCI AL SCIENCES

2011年1月

Jan.,2011

经济开放、城市化水平与城乡收入差距* )))基于中国省际面板数据的经验研究

t毛其淋

内容提要本文首先分析了经济开放、城市化水平对城乡收入差距的影响机制,然后利用我国1995~2008年的省际面板数据,采用系统广义矩方法进行实证分析。研究结果显示:城市化水平是缩小我国城乡收入差距的重要因素;经济开放在总体上扩大了城乡收入差距,但存在区域的差异性,即它显著地加剧了我国沿海地区的收入差距而对内陆地区却起到缩小的作用,入世以来经济开放对我国整体收入差距的扩大效应有所缓和;但如果考虑经济开放对城市化水平的影响,则经济开放度的提高会在一定程度上抑制我国城乡收入差距的扩大。

关键词经济开放城市化城乡收入差距面板数据

作者毛其淋,南开大学国际经济研究所博士生。(天津300071)

一、引言

自上世纪90年代以来,随着经济全球化进程的加速和对外开放的深化,我国经济得到飞速发展,居民人均收入水平也有了很大幅度的提高,与此同时,我国收入分配差距却在日益扩大(见图1)。从图1我们不难看出,我国城乡收入差距除了在1994~1997年有所缩小外,其它年份都保持扩大的趋势。具体而言,我国城乡收入比由1990年的2120上升至2008年的3131,而以泰尔指数1表示的城乡收入差距也从1990年的01073上升至2008年的01161。那么我国经济开放与收入

*作者感谢匿名审稿人对文章提出宝贵的意见,但文责自负。

由于w

t =w

1t

+w

1t

=Q

]

w dG

t

(w),由(a-2)又可

得:

w t=

1+

A1

A2

1

A-1

w1t(a-3)

将式(a-3)代入(a-1)可得:P t=

A

(1-g)1-A w1-A

t

@

A1A2

(A1A-12+A1A-11)1-A

(a-4)

方程(17)得证。

将式(a-4)代入家庭财富跨期动态方程w t+1=B

(1-g)P t w t+B g w t,并对等式两边求积分,即可

得到总财富的跨期动态方程:

w t+1=

A B(1-g)A A1A2

A1A-1

2+A

1

A-1

1

1-A w

A

t+B g w t(a-5)

其中w t=Q

]

0w dG t(w),w t+1=

Q

]

0wdG t+1(w)。

方程(14)得证。

责任编辑董希望

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毛其淋:经济开放、城市化水平与城乡收入差距)))基于中国省际面板数据的经验研究

差距扩大之间是否存在着必然的联系?许多学者针对这个问题已作了一些有益的探索:W ei (2002)采用1988~1993年中国100多个城市层面的面板数据就全球化对中国收入差距的影响进行实证研究,结果发现对外开放降低了收入差距;鲁晓东(2008)利用中国21个省区市1995~2005年的数据,采用固定效应面板数据方法研究要素禀赋、贸易开放度对个人收入分配的影响,但得到的结论与W ei(2002)恰好相反,他发现对外贸易是造成收入差距拉大的主要原因之一;此外,赵莹(2003)、周华(2006)等也对这一问题进行了深入的研究,他们的结论都支持经济开放倾向于扩大

中国的城乡收入差距。

图1 我国1990~2008年城乡收入差距变化趋势与对外开放相伴随的一个重要现象是我国的

城市化进程在不断地推进,根据已有的统计资料,我国城市化水平由1990年的0126上升至2008年的0146。o

近年来,有些学者也开始注意到城市化对城乡收入差距的影响(如蔡继明,1998;Chen ,2002),但他们只是作了一些理论性的探讨。陆铭和陈钊(2004)利用中国1987~2001年省级面板数据,采用固定效应工具变量(I V -FE )方法首次从实证的角度分析了城市化对城乡收入差距的影响,结果发现城市化显著地缩小了城乡收入差距。此后,姚耀军(2005)基于VAR 模型及其协整分析,对中国1978~2002年金融发展、城市化与城乡收入差距的关系进行实证研究,结果表明城市化在长短期内对缩小城乡收入差距均有积极的作用,并且发现前者是后者的格兰杰原因。进行类似研究的还有程开明和李金昌(2007)、周云波(2009)等。

通过文献回顾和梳理可以看出,已有的大部分文献只是单独地考察经济开放或城市化水平对城乡收入差距的影响。而在我国经济社会发展过程中同时伴随着对外开放和城市化进程的加速,其交互作用不容忽视,因此,本文试图在前人研究

的基础上,把经济开放和城市化水平同时纳入分析框架之中,将着重分析其交互作用对城乡收入差距的影响效应。与已有大部分文献不同的是,考虑到我国城乡收入分配分布的特点,本文采用泰尔指数(The il I ndex)替代城乡居民收入比作为衡量收入差距的指标。此外,本文在回归分析之前进行面板单位根和面板协整检验以排除/伪回归0的可能性,同时考虑到模型中可能存在的内生性问题,在计量方法上我们采用系统广义矩(sys-GMM )方法加以克服,以求获得更为合理的估计结果。

本文余下部分的结构安排如下:第二部分就经济开放、城市化水平对收入差距影响的传导机制进行分析;第三部分是经验分析框架,在这部分构建了计量模型,并对相关变量、数据和所采用的计量方法进行说明;第四部分报告估计结果并进行分析;第五部分为基本结论。

二、经济开放、城市化水平对收入差距影响的传导机制

在进行经验研究之前就经济开放、城市化水平对收入差距影响的传导机制进行简要的梳理是必要的,一方面有利于我们从理论的高度来理解三者的关系,更重要的是能为接下来的计量分析提供方向。

根据已有的研究文献并结合我国经济发展的实际情况,经济开放影响城乡收入差距的途径主要有:(1)就业效应:出口贸易的发展和外商直接投资的增加为社会提供更多的就业机会,使得大量的农村剩余劳动力转移到城镇现代工业部门,提高了他们的收入水平;(2)贸易的收入分配效应:根据Sto l p er-Sa m ue lson 定理,一个国家的充裕要素所有者将从对外贸易中获利,而稀缺要素所有者将因对外贸易而受损,经济开放水平的提高有利于我国出口更多劳动密集型产品,从而提高从事这类产品生产的劳动者(绝大多数的农民)的报酬;(3)产业结构转变效应:经济开放水平的提高会引起产业结构从劳动密集型向技术密集型转化,在短期内会造成结构性失业,进而引发失业型贫困的增加,这将拉大城乡收入差距;(4)

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浙江社会科学

2011年第1期

技术溢出效应:在经济开放过程中会出现贸易和外资的技术外溢效应,促进了技术密集型产业的发展,增加技术劳动力的需求和工资收入,此外还有可能引发劳动密集型部门产生劳动节约型的技术进步,不利于非技能劳动力(绝大多数的农村劳动力)的就业,从而导致收入差距扩大。由此可见,经济开放对城乡收入差距同时存在两种方向相反的作用,其净影响效应是不确定的。

我国作为一个发展中大国,国民经济结构呈现出典型的二元经济特征。一方面,我国有相对发达的城市地区,其人口相对较少,同时具有较为发达的现代经济部门,这些部门技术较为先进,劳动生产率较高;另一方面我国的广大农村地区较为落后,人口众多,存在大量的剩余劳动力,传统农业部门的劳动生产率较低。劳动生产率的差异必然会导致工资的差异,这样就会存在城乡期望收入的差距,它将引致劳动力从农村流向城镇,使劳动者能够获得比务农更高的报酬,从而有助于缩小城乡收入差距。即城市化与经济开放类似,也通过就业效应缩小了收入差距。此外,城市化水平还从以下三个方面对收入分配产生影响:(1)竞争效应:随着城市化水平的提高,城镇劳动供给量的增加将加剧劳动力市场的竞争,进而降低城镇劳动者的工资水平;(2)农业经济结构升级效应:随着城市化进程的加快,大量的农村剩余劳动力向城镇转移,人均土地拥有量增加使得土地的规模经营和农业的产业化经营成为可能,提高了农业生产的效率,农民的收入水平将相应地提高。(3)农产品需求效应:城市化的一个结果

就是城市数量的增加和规模的扩大,这将相应地增加对农产品的需求,导致农产品价格上升,农民的收入将因此而增加。由于上述四个传导途径都有利于缩小城乡收入差距,因此我们预期城市化水平对收入差距的影响效应是负向的。

除此之外,经济开放和城市化水平还会通过它们之间的交互作用来影响城乡收入差距,正如上面所分析的,经济开放会带来就业机会的增加,为城市化过程中吸纳农村劳动力提供了条件,另一方面,城市化带来大量廉价的农村剩余劳动力,为城镇贸易部门规模生产劳动密集产品提供人力支持,有利于发挥比较优势以促进贸易的发展。因此,二者的交互作用有助于提高进城务工农民的报酬从而缩小城乡收入差距。图2显示了经济开放、城市化水平对城乡收入差距影响的传导机制。

三、经验分析框架

(一)变量选取和数据来源

在建立模型之前,我们首先对实证研究中将涉及到的相关变量进行简要的介绍。

11被解释变量

在衡量城乡收入差距时,目前研究者采用的方法主要有:城市居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比,如陆铭和陈钊(2004)等;基尼系数,如王小鲁和樊纲(2005)、鲁晓东(2008)等;此外还有一些学者(如程开明和李金昌,2007)建议采用城乡居民消费水平比来衡量城乡收入差距。但是,以上三种度量方法存在共同的缺陷,

即没有考虑各地区城镇和农村人口所占的

图2 经济开放、城市化水平对城乡收入差距影响的传导机制示意图

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毛其淋:经济开放、城市化水平与城乡收入差距)))基于中国省际面板数据的经验研究

比重,因此不能全面地反映我国城乡收入差距的

实际情况。与上述指标不同的是,泰尔指数考虑

了城乡的人口比重,而且它对收入分布的两端

(高收入阶层和低收入阶层)的变动比较敏感,?

已有的研究表明我国城乡收入差距主要体现在两

端的变化。此外,泰尔指数不仅能够描述区域内

部的不平等程度,也可以对区域之间的不平等程

度进行测算(刘力,2005)。有鉴于此,我们采用

泰尔指数作为衡量城乡收入差距的指标。用the-i

li n dex表示泰尔指数,则:

the ili n dex it=E2

j=1inco m i,j t i n co m

it

#l n i n co m i,j t

incom it

/

pop i,j t

pop it

(1)

其中,下标i表示第i个地区,t表示第t年,j

表示地区类别(其中1为城镇地区,2表示农村地

区)。inco m ij表示地区i类别为j的总收入,?i n-

co m i表示i地区的总收入,pop ij表示i地区类别为

j的人口数,pop i表示i地区的总人口数。为了消

除价格因素的影响以使数据更具可比性,我们在

测算泰尔指数之前用1995年为基期的各地区城

乡居民消费价格指数对收入数据进行缩减。如果

泰尔指数越大,则城乡收入差距越大。

2.解释变量

(1)经济开放度

由于国际贸易和外商直接投资都是一国或地

区在经济全球化过程中的重要经济行为,如果仅

仅采用单一的指标来衡量,则很有可能不能全面、

准确地反映一个国家或地区的实际经济开放水

平。鉴于此,本文采用主成分分析方法,对外贸依

存度和外资占GDP的比重两个指标进行加权,得

到一个能够较为全面反映各地区对外开放水平的

经济开放度指数(用open表示)。具体的测算方

法为:

首先计算各地区相应年份的外贸依存度(用

TRADE it表示)和外资占GDP的比重(用FDI P it表

示),为了便于比较和分析,我们进一步地将它们

进行标准化处理:

trade it=(TRADE it-TRADE m in)/(TRADE max

-TRADE m in)@100(2)

f d i p it=(FD I P it-FD I P min)/(FDI P max-

FD I P m in)@100(3)

其中,TRADE it和FDIP it分别表示第t年地区i

的外贸依存度和外资占GDP的比重,TRADE m in和

FDI P m in分别表示考察期内外贸依存度和外资占

GDP比重的最小值,TRADE m ax和FDIP m ax分别表示

考察期内相应指标的最大值。显然,trade it I[0,

100],fdip it I[0,100]。

接下来我们采用主成分分析法来确定各变量

的权重,该方法的基本原理是给那些存在较大差

异的变量赋予较大的权重,而对那些差异较小的

变量赋予较小的权重,因而使得由此生成的指数

能够更好地体现差异性。更重要的是主成分分析

法在确定变量的权重时具有客观性,能够避免人

为设定引致的主观性而可能对分析带来不良影

响。用w trad e和w fdip分别表示由主成分分析得到的

外贸依存度和外资占GDP比重的权重系数,据此

就可以计算经济开放度:

open it=trade it@w tr ade+fdip it@w fd i p(4)

在具体测算经济开放度指标前,我们先将年

鉴上以美元表示的进出口额数据和实际利用外商

直接投资数据用相应年份的年平均汇率转化为以

人民币为单位。如前所述,经济开放水平对城乡

收入差距的的净影响是不确定的,只能通过实证

结果来检验。

(2)城市化水平

目前有些学者采用/城镇人口占总人口的比

重0这一指标来衡量城市化水平(如程开明和李

金昌,2008;周云波,2009等)。但是,中国的城镇

人口统计是建立在城镇户籍制度之上的,由于城

镇居民中有一部分没有城镇户籍,若采用城镇人

口比重会低估城市化水平(陆铭和陈钊,2004),

此外,统计年鉴对城镇人口和乡村人口的统计是

从2000年开始的,考虑到数据的可获得性,我们

采用/非农业人口在总人口中的比重0来衡量城

市化水平:

ur ban it=

nagricpop it

pop it

(5)

其中,ur ban it表示i地区第t年的城市化水

平,nag ricpop it和pop it分别表示i地区第t年的非

农业人口和总人口。根据第二部分对传导机制的

分析,我们预计城市化水平倾向于缩小城乡收入

差距。

(3)控制变量

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浙江社会科学2011年第1期

为了更好地完成本文的研究目的,在计量模型中加入一些控制变量是有益的,我们选取的控制变量主要有:1地方政府对经济的干预程度(fisca l),用地方政府的财政支出占GDP的比重来表示,一般而言城镇地区从政府财政支出中得到的好处要远远大于农村地区,倾向于扩大城乡收入差距,所以预计该变量的系数为正。o户籍制度政策倾斜变量(b ias),用地方政府社会保障支出占政府财政支出的比重来表示,由于能够享受到政府社会保障支出好处的主要是那些拥有城镇户籍的居民,而大部分农民以及进城务工的农民工则没有被纳入社保体系中,这个指标可作为户籍制度对收入差距影响的代理变量,预计其符号为正。?政府对农业的重视程度(agric),我们用农业生产支出、农林水利气象支出以及农业综合开发支出三项之和占政府财政支出的比重来度量,如果该比重越大,则说明地方政府越重视农业发展,从而有利于发展农业生产、提高农民收入缩小收入差距,预期符号为负。?金融发展对农村的支持力度(rfi n ance),这里我们用中国农业银行对农林渔牧业的贷款占贷款总额的比重来表示,如果这个比例越大,农民就可以更多地将所贷的资金投入农业生产中,提高农业生产效率增加收入,所以预计该变量的符号为负。?失业率(un-e mp loy),代表经济的景气情况,由于农民与城镇居民相比缺乏工作技能,更容易受经济波动的影响,如果失业率越高,低收入者和高收入者的总体差距会被拉大,预计其符号为正。?市场化程度(m rkd),是个制度变量,我们用非国有经济单位职工人数占职工总数的比重来表示。一般地,非国有单位就业份额的上升主要是由农村地区乡镇企业的发展和城镇地区国有企业非国有化共同作用的结果。乡镇企业的发展有效地吸纳了农村剩余劳动力,有利于提高农民收入;而城镇地区的就业重构一方面通过加剧城市劳动力市场竞争抑制收入差距扩大,而另一方面通过提高组织效率扩大了城乡收入差距(陆铭和陈钊,2004)。因此,市场化程度对收入差距的净影响尚不能确定,需要作进一步检验。各主要变量的描述性统计如表1所示。

本文研究采用的时间跨度为1995~2008?年,由于西藏和青海两地区在某些指标上的数据统计很不全,为了保持变量的完整性以及避免缺失数据对我们的后续研究可能带来的不良影响,我们在样本中剔除这两个地区,另外本文也没有使用港澳台的数据,这样在空间上我们有29个省市样本。其中非农业人口、总人口数据来自于5中国人口统计年鉴6(1996~2006年)和5中国人口和就业统计年鉴6(2007~2009年);农业贷款及贷款总额数据来源于5中国金融年鉴6(1996 ~2009年);除此之外的其它所有数据均来自于5中国统计年鉴6(1996~2009年)。为了消除数据可能存在的异方差,在下面的实证分析过程中我们对各变量进行了对数化处理。

(二)模型

本文重点考察经济开放度、城市化水平对我国城乡收入差距的影响,构建如下的计量模型: Lnthe ilindex it=

表1主要变量的描述性统计

变量观察值均值标准差最小值最大值预计符号theili n dex4060.1290.0580.0190.281

open40613.40716.5670.68470.076?

ur ban(%)40632.39415.92813.51087.460-fisca l(%)40613.7335.4554.32234.793+

b i a s(%)4066.0064.9452.13322.841+ agric(%)4067.5882.4492.13315.479-rfinance(%)40626.79523.3020.37494.674-

une m ploy(%)4063.4800.8950.4006.500+

m r kd(%)40649.19214.25919.35985.458?

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毛其淋:经济开放、城市化水平与城乡收入差距)))基于中国省际面板数据的经验研究

示非观测地区固定效应,E it为随机误差项;Lnthe-i

li n dex it表示泰尔指数,作为收入差距的代理变量,

Lnopen it为经济开放度,Lnur ban it为城市化水平;

X it为若干控制变量,主要是政府财政支出占GDP

的比重(fiscal)、户籍制度政策倾斜变量(b ias)、支

持农业生产支出的比重(agric)、金融发展对农村

的支持程度(rfi n ance)、失业率(une m ploy)以及市

场化程度(m r kd);模型中加入滞后变量Lnthe ili n-

dex,i t-1主要是为了涵盖未考虑到的其他影响因

素。

自2001年我国加入世界贸易组织(下文简称

/入世0)以来,我国对外开放水平得到了进一步的

提高,为了考察入世前后经济开放水平对收入差距

的影响是存在差异性,我们在模型中引入政策变

量)))时间哑变量(du mm y_2001),即2001年及以

前的经济开放度乘以0,2001年以后的乘以1。此

外,为了捕捉经济开放与城市化水平的交互作用对

城乡收入差距的影响效应,我们进一步将二者的交

叉项纳入模型,将方程式(6)扩展为:

Lntheili n dex it=

A2Lnopen it+A3Lnurban it+A4dumm y_2001it+

A5Lnopen it@Lnurban it+X it B+E it(7)

上式即为本文进行回归分析的基本模型。

(三)计量方法

由于基本模型的解释变量中含有被解释变量

的滞后项,这样即使假定E it不存在序列相关,模

型中的被解释变量的滞后项与非观测固定效应

OLS方法、固定效应方法或随机效应方法进行估

计,得到的结果将是有偏的。?此外,考虑到模型

中解释变量可能存在内生性问题,本文采用广义

矩(GMM)方法进行分析。根据A re llano和Bond

(1991),GMM估计的基本思想?是:

首先对原模型进行一阶差分以消除地区固定

效应,得到:

v y it=<0v y,i t-1+<1v x1it+,+

v L it,i=1,2,,,N;t=2,3,,,T(8)

然后选择一个工具变量Z i,在满足矩条件E

(Z c i v L i)=0的情况下最小化目标函数J N=1 N

E N i=1v L c i Z i W N1

N

E N

i=1

Z c i v L i即可得到模型参数

的GMM估计,其中权重矩阵为W N=

1

N

E N

i=1

(Z c i

v^L i v^L c i Z i)

-1

,v^L i是一次差分估计后的残差。

由以上方法得到的估计量为差分广义矩估计

量(d iff-GMM),但是差分广义矩估计存在明显

的缺陷:它不仅在差分时去掉了不能观测的地区

特定变量,也同时去掉了不随时间变化的解释变

量,从而会导致一部分样本信息的损失;此外它还

会受弱工具变量的影响而产生有限样本偏误。为

了克服这一问题,A rellano和Bover(1995)、B l u n-

de ll和Bond(1998)进一步提出了系统广义矩方

法(sys-GMM),它是在差分广义矩估计的基础

上进一步引入水平方程的工具变量,对包含变量

水平值的原估计方程与进行了一阶差分后的估计

方程同时进行估计,从而大大提高了估计结果的

有效性和一致性。sys-GMM又可分为一步法

(onestep-sys-GMM)和两步法(t w ostep-sys-

GMM)估计,与一步法估计相比,两步法估计较不

容易受到异方差的影响。鉴于此,本文采用

t w ostep-sys-GMM方法进行估计。

G MM估计的一致性取决于工具变量的有效性

(Bond,2002),因此两个识别检验是必要的:其一

Sargan是检验,原假设为工具变量的选取是有效

的,主要用于判断模型中是否存在过度识别的约

束;其二是差分误差项的序列相关检验,如果A re-l

lano-Bond AR(1)检验拒绝原假设而A rellano-

Bond AR(2)检验接受原假设则表明模型的残差序

列不相关。此外,为了增强回归结果的可信度,我

们还给出了模型整体显著性的W a l d检验。

四、实证结果及分析

与时间序列模型类似,如果面板数据中存在

单位根,则回归得到的估计量将是有偏的(即虚

假回归),因此,在对面板数据模型进行估计之前

需要进行单位根检验以判断各变量的平稳性。接

下来我们首先对模型中的主要变量进行面板单位

根检验并进一步判别它们之间的协整性,然后在

此基础上采用sys-G MM方法对模型进行估计。

(一)面板单位根及面板协整检验

1.面板单位根检验

为了避免单一检验方法的缺陷,提高检验结

16

浙江社会科学2011年第1期

果的可靠性,本文针对变量数据生成的特点采用LLC检验法、ADF-F i s her C H检验法以及H adri 检验法三种方法对主要变量进行面板单位根检验,检验结果报告在表2中。三种检验方法的原假设均为:原序列存在单位根。从表2可以看出,除了Lnrfinance和Lnopen@Lnur ban在ADF-F isher C H检验法下不能拒绝/存在单位根0的原假设外(这两个变量在LLC检验法和H adri检验法下都显著地拒绝/存在单位根0的原假设),其它所有变量在三种检验法下都非常显著地拒绝了/存在单位根0的原假设。因此,我们有比较充分的理由断定各变量不存在单位根。

2.面板协整检验

面板单位根检验结果表明模型的各变量都是一阶单整序列,满足面板协整性检验的要求,我们可继续进行面板协整检验。Pedron i(1999)以协整方程的回归残差为基础提出了7个统计量来检验面板数据变量之间的协整关系,其中有4个组内统计量和3个组间统计量。如果在检验中拒绝原假设,则表明变量之间存在协整关系。在小样本中,即对于T<20这类时间较短的计量分析, panelADF和Group ADF的检验效果较好,而pan-el v和G r oup r ho的检验效果较差,其它的处于中间(Pedron,i1999)。由于本文实证研究的时间跨度为1995~2008年(T=14),故本文主要根据panelADF-S tatistic统计量和G roup ADF-Statis-tic统计量检验结果,其余5个统计量作为参考。由检验结果可知,panel ADF-Sta tistic统计量和Group ADF-Statistic统计量均在1%的显著性水平上拒绝/不存在协整关系0的原假设。此外,表3也给出了K ao面板协整检验结果,其原假设是不存在面板协整关系,由于统计量的概率值为010000,在1%的显著性水平上拒绝原假设,所以K ao检验也进一步支持了变量之间存在面板协整关系的结论。

(二)GMM估计结果分析

1.全国层面的估计结果

由于变量之间存在协整关系,排除了/伪回归0的可能性,接下来采用两步sys-GMM方法进一步进行回归分析,结果如表4所示。然而,在有限样本的条件下,两步sys-GMM估计量的标准误会产生严重的向下偏倚,从而影响推断。一般地,混合OLS估计会高估因变量滞后项的系数,而固定效应估计则会低估因变量滞后项的系数,如果G MM估计值介于二者之间,则GMM估计是可靠有效的(Bond et a l1,2001)。为了稳健起见,我们在表4中也报告了混合OLS和固定效应的表2面板单位根检验

变量LLC

ADF-F isher

CH

H adri Lntheili ndex-9.63***143.55***3.85*** Lnope n-5.21***120.15***10.24*** Lnur ban-4.34***78.25**6.73*** Lnfiscal-6.21***93.17***7.72*** Lnb i as-7.62***103.42***12.81*** Lnagric-3.05***92.25***1.89** Lnrfi nance-5.21***21.4210.75*** Lnune m pl oy-6.61***82.98**10.92*** Lnm r kd-19.63***129.88***13.75*** Lnope n@

Lnur ban

-3.99***63.839.39***

注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平下拒绝原假设。

表3面板协整检验结果

Pedroni

检验

统计量带有时间趋势不带时间趋势

Panel v

-Statistic

-4.275379

(1.0000)

-2.424588

(0.9923)

Panel rho

-Statistic

5.885915

(1.0000)

4.249207

(1.0000)

Pa nel PP

-Statistic

-7.040726***

(0.0000)

-2.606438***

(0.0046)

Panel ADF

-Statistic

-8.663897***

(0.0000)

-6.145251***

(0.0000)

G roup rho

-Statistic

7.743852

(1.0000)

6.756483

(1.0000)

G roup PP

-Statistic

-11.58532***

(0.0000)

-4.311058***

(0.0000)

G roup ADF

-Statistic

-10.49388***

(0.0000)

-8.038473***

(0.0000)

K ao

检验

ADF

-Statistic

-4.972789***

(0.0000)

注:***表示在1%的显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设;括号内的数值表示相应统计量的收尾概率p值,该值依照渐进正态分布计算得到;滞后项根据Sch w arz最小信息原则确定。

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毛其淋:经济开放、城市化水平与城乡收入差距)))基于中国省际面板数据的经验研究

估计值。其中,第(1)~(3)列是基于全国样本的估计结果,从中可以看出,sys-GMM中因变量一阶滞后项的估计值(01668)介于混合OLS估计值(01778)和固定效应估计值(01332)之间,这表明sys-G MM的估计结果没有因弱工具变量问题而导致严重偏误。此外,我们还注意到绝大部分变量的sys-GMM估计和混合OLS、FE估计具有相似的符号和显著性,这也在一定程度上说明了估计结果具有较好的稳健性。从检验统计量来看,联合显著性的W ald检验拒绝了解释变量系数为0的原假设(检验值在1%的水平上显著),模型整体非常显著;Sargan检验的结果表明不能拒绝工具变量有效的原假设(Sargan检验的P值大于011),即工具变量的选择是有效的;残差序列相关性检验表明,差分后的残差只存在一阶序列相关性(A re llano-Bond AR(1)的P值小于0101)而没有二阶序列相关性(A re llano-Bond AR(2)的P 值大于011),以此可以推断原模型的误差项没有序列相关性。此外,我们还针对模型的残差分别进行了H adri共同单位根检验和ADF-F isher X2个体单位根检验,结果均拒绝了残差项含有单位根的原假设,表明模型的回归残差是平稳序列。上述检验均表明,采用sys-GMM方法得到的估计结果是可以信赖的。

下面以第(3)列sys-GMM估计结果为基础,对主要解释变量的回归系数进行详细分析。经济

表4基本模型估计结果

变量

模型?:全国样本模型ò:沿海地区样本模型ó:内陆地区样本(1)

OLS

(2)

FE

(3)

sys-GMM

(4)

OLS

(5)

FE

(6)

sys-GMM

(7)

OLS

(8)

FE

(9)

sys-GMM

Lnt he ili ndex-10.778***0.332***0.668***1.61**0.642***1.38***0.868***0.267***0.616*** (23.69)(18.43)(15.28)(2.50)(12.50)(4.70)(25.33)(16.51)(12.67)

Lnopen 0.1620.0030.105***0.288*0.2980.876***-0.122-0.360***-0.879***

(1.62)(0.05)(4.94)(1.86)(1.43)(3.42)(-0.96)(-5.28)(-7.66)

Lnurban -0.101**-0.139***-0.492***-0.386***-0.325***-0.606***-0.010-0.297*-0.201* (-2.17)(-3.29)(-7.87)(-4.31)(-5.14)(-5.31)(-0.28)(-1.73)(-1.88)

Lnfi sca l 0.213***0.140***0.437***0.133**0.120***1.274*0.0300.164**0.445*** (6.16)(6.50)(4.42)(2.60)(4.19)(1.67)(0.63)(2.37)(6.38)

Lnb i as 0.095***0.029***0.073***0.049***0.0070.158***0.091***0.059**0.051* (6.46)(3.34)(3.52)(2.67)(0.88)(7.36)(5.66)(2.60)(1.86)

L nagric -0.151***-0.049**-0.158***-0.152**-0.025-0.344***-0.102-0.121**-0.173*** (-3.32)(-2.05)(-4.94)(-2.55)(-0.92)(-3.98)(-1.66)(-2.04)(-2.77)

Lnrfi nance 0.0180.006-0.0090.058***0.009*-0.0580.061***0.024*0.023*

(1.65)(1.08)(-0.78)(4.85)(1.76)(-1.12)(4.87)(1.79)(1.66)

Lnune mp l oy 0.0630.0400.069***-0.009-0.0180.0160.0500.1210.075**

(1.32)(1.40)(4.50)(-0.24)(-0.87)(0.70)(0.94)(1.46)(1.98)

Ln m rkd -0.176***-0.034-0.2140.419***0.179***0.576***0.207***0.138-0.049 (-4.32)(-1.08)(-1.41)(4.81)(4.68)(5.18)(2.76)(1.23)(-0.45)

Lnopen@Lnurban -0.054*-0.007-0.026**-0.099**-0.085-0.266***-0.122**-0.062-0.215** (-1.82)(-0.32)(-2.35)(-2.04)(-1.41)(-3.90)(-2.19)(-0.93)(-2.20)

du mm y_2001

-0.102-0.050*-0.034**0.012-0.001-0.071**-0.048-0.004-0.046*** (-1.00)(-1.86)(-2.48)(0.89)(-0.25)(-2.08)(-0.54)(-0.28)(-3.35)

R20.99580.90450.99720.79320.99540.7170

W a l d T est[0.0000][0.0000][0.0000] Sargan T est[1.0000][1.0000][1.0000] AR(1)[0.0001][0.0168][0.0005] AR(2)[0.1757][0.1559][0.1353]

H adri Z[0.0000][0.0000][0.0000] ADF-F isher[0.0000][0.0004][0.0000]注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著,方括号内为统计量相应的概率值。

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浙江社会科学2011年第1期表5稳健性检验结果

变量

模型?:全国样本模型?:沿海地区模型?:内陆地区回归系数t统计量回归系数t统计量回归系数t统计量

Lnthe ilindex-10.693***(17.66)0.670***(14.97)0.804***(26.24) Lnopen0.270(0.49)0.153*(1.90)-0.049***(-6.26) Lnurban-0.107*(-1.66)-0.116**(-2.19)-0.095**(-2.00) Lnfiscal0.198***(5.48)0.124***(3.46)0.118***(6.63) Lnbias0.031***(4.11)0.026***(3.08)0.030***(3.52) Lnagric-0.078***(-4.14)-0.101***(-3.25)-0.067***(-2.97) Lnrfinance-0.002(-0.61)-0.015(-0.74)0.017***(2.96) Lnune m ploy0.100***(4.27)0.009(0.34)0.010(0.39) Lnm r kd-0.028(-0.52)0.153***(3.66)-0.007(-0.33) Lnopen@Lnur ban-0.093***(-4.37)-0.054**(-2.51)-0.045**(-2.09) dumm y_2001-0.011(-1.18)-0.026**(-2.33)-0.010(-0.95) W a l d Test[0.0000][0.0000][0.0000]

Sargan Test[1.0000][1.0000][1.0000]

AR(1)[0.0001][0.0000][0.0008]

AR(2)[0.4713][0.5160][0.2571]

H adri Z[0.0000][0.0000][0.0000]

ADF-F isher[0.0000][0.0253][0.0000]注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著,方括号内为统计量相应的概率值。

开放度的系数为01105,à而且在1%的水平上显著,表明经济开放显著地扩大了我国城乡收入差距。经济开放度时间哑变量的系数显著为负,而且其系数的绝对值小于01105,这说明我国自2001年入世以来经济开放对收入差距的扩大效应与入世前相比有所缓和,但仍旧在整体上扩大了我国的收入差距。城市化水平显著地缩小了我国城乡收入差距(系数为-01492,且在1%水平上显著),这与我们的预期是一致的。值得注意的是,尽管经济开放对我国收入差距具有正向的影响,但它与城市化水平的交叉项的系数显著为负,表明二者之间存在很强的交互作用:较高的经济开放水平(外贸部门和外资部门的迅速发展为表征)为社会提供了更多的就业机会,如果加快城市化进程,让更多的农民进城务工,就能享受到因经济开放带来的就业岗位增加的好处,农民的收入将因此得到提高。

此外,控制变量对收入差距具有如下的影响效应:政府财政支出占GDP比重的系数显著为正,说明政府对经济活动的参与程度扩大了收入差距,原因可能为地方政府的财政支出带有明显的城市倾向(陆铭和陈钊,2004);户籍制度政策倾斜变量(bias)对收入差距有正的影响,因为拥有城镇户籍的家庭比非城镇户籍的家庭(农民和进城的农民工)更容易享受到政府社会保障支出的好处;与我们的预期相一致,支持农业生产的支出(ag ric)和金融发展对农村的支持程度(rf-i nance)变量都缩小了收入差距,但后者的系数不显著;失业率对收入差距具有显著的正向影响,因为失业率越高,高、低收入者的总体差距会被拉大,从而加剧了收入不均等;市场化程度(m r kd)的系数为负,意味着市场化改革倾向于缩小我国城乡收入差距,尽管不具有统计显著性。

2.地区层面的估计结果

鉴于我国区域经济发展的不平衡性,同时为了比较不同区域的经济开放、城市化水平对收入差距的影响程度和方向,我们根据郭熙保和罗知(2008)的方法,将样本数据划分为沿海地区和内陆地区两个子样本,采用sys-G MM计量方法进行估计,得到的估计结果分别为表4中的模型ò和模型ó。在

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毛其淋:经济开放、城市化水平与城乡收入差距)))基于中国省际面板数据的经验研究

模型ò和模型ó中,因变量一阶滞后项的sys-G MM 估计结果均处于混合OLS与固定效应估计的参数值之间,说明GMM的估计结果是可靠有效的。接下来我们通过比较这两个模型(以第(6)、(9)列为基础)来着重分析经济开放、城市化水平对收入差距的影响在两类地区的差异性。

从中可以得到以下估计结果:

第一,在不考虑城市化水平的影响时,我国沿海地区的经济开放度显著地扩大了城乡收入差距(系数为01876),而内陆地区的经济开放度却显著地缩小了收入差距(系数为-01879),其原因可能为我国内陆地区跟沿海地区相比,其外贸部门主要相对地集中于初级产品及劳动密集型产品等对劳动技能要求较低的产品类型的生产上,经济开放将促进非技术工人(绝大多数进城的农民工属于非技术工人)工资的提升,从而缩小了内陆地区的收入不均等。而我国沿海地区因其经济较为发达,贸易部门也较多地生产资本和技术密集型的制成品,生产这些产品的部门会支付较高的工资,但它们对劳动技能的要求也较高,因此技术工人的工资会得到很大提升(技术工人主要来源于城镇居民),这样经济开放扩大了沿海地区的收入差距。经济开放度时间哑变量均显著为负,表明入世以来经济开放对两类地区收入差距的扩大效应有所缓和。

第二,城市化水平均有助于抑制两类地区的收入差距,但从影响程度上看沿海地区要大些;与模型?类似,经济开放度与城市化水平交叉项的系数在模型ò和模型ó中都显著为负,说明经济开放和城市化水平的交互作用有利于缩小两类地区的收入差距,其中对沿海地区的影响弹性略大些(为-01266)。对这种现象我们可以作如下解释:我国沿海地区的经济开放水平较高,贸易部门的发展和外资企业的增加为该类地区提供了更多的就业机会,再加上沿海地区的城市化水平也较高,á因此有更多的农村人口(主要是进城务工的农村人口)能够享受到经济开放带来的好处。

第三,金融发展对农村的支持程度有利于缩小沿海地区的收入差距,这与我们的预期是一致的,但是它对内陆地区的收入差距却起到显著的扩大效应,这可能跟内陆地区的金融业发展水平不高、对农业贷款比例过低以及资金利用效率不高等因素有关。此外,市场化程度缩小了内陆地区的收入差距但显著地扩大了沿海地区的收入差距,其它控制变量的符号均与模型?一致,其经济学含义这里不再赘述。最后,几个统计量的检验结论也与模型?类似,表明模型ò和模型ó的估计结果也具有较高的可信度。

3.稳健性检验

为了增强回归结果的可靠性,接下来我们选用城乡收入比作为度量城乡收入差距的指标进行稳健性分析。遵循上文的思路,我们采用混合OLS、固定效应和sys-GMM方法对3类样本进行估计,结果发现因变量一阶滞后项的G MM估计值均介于混合OLS和固定效应的估计值之间,说明sys-GMM的估计结果是可靠有效的。限于篇幅,表5只报告了3类样本的sys-GMM的估计结果。对比表5和表4中的(3)、(6)、(9)列的回归结果,我们发现各主要变量的系数符号和显著性没有发生实质性的改变,而且表5中各模型也都通过了Sargan检验,Are llano-Bond AR(1)和AR(2)检验也表明模型的误差项没有序列相关性,H adriZ共同单位根检验和ADF-F isher V2个体单位根检验结果表明模型的回归残差是平稳序列。总体而言,我们的估计结果具有很好的稳健性,以此得出的分析结论是可信的。

4.经济开放与城市化水平对城乡收入差距的偏效应分析

下面我们通过分析经济开放与城市化水平对城乡收入差距的偏效应,以进一步剖析两者对城乡收入差距的影响弹性。根据模型表达式(7)可分别得到经济开放与城市化水平对城乡收入差距的偏效应为:

9Lnthe ili n dex it

9Lnopen it=A2+A5Lnurban it(9)

9Lnthe ili n dex it

9Lnurban it=A3+A5Lnopen it(10)

从式(9)、式(10)式可知,经济开放对城乡收入差距的偏效应取决于该地区的城市化水平,而城市化水平对城乡收入差距的偏效应则取决于该地区的经济开放水平。偏效应背后的经济学含义为,当经济开放和城市化水平在现有的基础上变化1%时,城乡收入差距将会发生多大的变动。根据式(9)、式(10)以及表4中sys-G MM的估

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浙江社会科学

2011年第1期

计结果,就可以进行经济开放与城市化水平对城乡收入差距的偏效应的测算。从全国层面来看,1995~2008年期间经济开放、城市化水平对城乡收入差距的平均偏效应分别为-010726和-015427,这说明在考虑城市化水平(或经济开放)对城乡收入差距存在影响的条件下,经济开放度、城市化水平每提高1%,城乡收入差距将分别下降010726%?

和015427%。图3进则一步描绘了经济开放、城市化水平对城乡收入差距的偏效应随时间的变化趋势。其中,经济开放的偏效应强度除了在1998年有小幅下降外,其余年份都保持增加的趋势,到2008年上升至010768;而城市化水平对城乡收入差距的偏效应强度在1999年之前呈现下降的趋势,而在其后又趋于上升,波动幅度处于-015502~-015336之间。

从地区层面来看,我国沿海地区的城市化水平每提高1%,其城乡收入差距将缩小115572个百分点,而经济开放度对沿海地区城乡收入差距的偏效应仅仅为-010752;与此相反的是,

经济开

图3 全国层面经济开放与城市化水平

对城乡收入差距的偏效应

注:经济开放、城市化水平对城乡收入差距的偏效应均为负值,为了更直观地反映出偏效应随时间的走势,我们在此取绝对值将其转化为正数,表示两者对城乡收入差距偏效应的强度

图4沿海地区经济开放与城市化水平

对城乡收入差距的偏效应

注:同图3

图5 内陆地区经济开放与城市化水平对

城乡收入差距的偏效应

注:同图3。

放度对内陆地区城乡收入差距的偏效应在强度上远远大于城市化水平(两者分别为-115744和-014629),这与上文分析得到的内陆地区的经济开放度显著地缩小城乡收入差距的结论是相吻合的。此外,沿海地区和内陆地区的经济开放度与城市化水平对城乡收入差距偏效应的变化趋势分别如图4和图5所示。从中可以看出,经济开放和城市化水平对沿海地区的偏效应都在逐年增强,其中在2001~2004年上升幅度较大;经济开放对内陆地区的城乡收入差距的偏效应也呈现出逐年增强的趋势,但城市化水平的偏效应在1999年以前是在下降,在2000年以后其强度又有所上升。

五、基本结论

本文分析了经济开放、城市化水平对我国城乡收入差距影响的传导机制,并基于我国1995~

2008年29个省市的面板数据,采用系统广义矩(sys-GMM )方法进行实证研究。我们得到以下

基本结论:

(1)在不考虑城市化水平的影响时,经济开放在总体上扩大了我国城乡收入差距,但存在区域的差异性,即它显著地加剧了我国沿海地区的收入差距而对内陆地区却起到缩小的作用;入世以来经济开放对我国整体收入差距的扩大效应有所缓和;城市化水平是缩小我国城乡收入差距的重要因素,这在沿海地区和内陆地区都是成立的。此外,还发现政府财政支出、户籍制度政策倾斜、失业率水平是导致我国城乡收入差距扩大的主要因素,而支持农业生产的支出、金融发展对农村的

支持程度以及市场化改革倾向于缩小城乡收入差距。在使用城乡收入比作为衡量城乡收入差距的指标后,这些结论依然稳健。

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毛其淋:经济开放、城市化水平与城乡收入差距)))基于中国省际面板数据的经验研究

(2)从经济开放与城市化水平交互项的偏效应来看,通过影响城市化水平的经济开放度的提高会在一定程度上抑制我国城乡收入差距的扩大,其偏效应为-010726,并呈现逐年增强的趋势。从地区层面来看,城市化水平对我国沿海地区的城乡收入差距的偏效应较大,而经济开放度对内陆地区的城乡收入差距的偏效应较大,两者均随时间推移逐年增强。

注释:

1也称为/泰尔熵0,由T he il(1967)在利用信息理论中的熵概念来计算收入不平等时而得名,该指数越大,则表明城乡收入差距越大,在下文我们将进行详细的介绍。

o数据来自5中国统计年鉴2009年6。

?与泰尔指数不同的是,基尼系数对中间阶层收入的变动比较敏感。

?由于统计资料上没有对城镇地区和农村地区总收入这一项进行统计,在这里我们用人均收入和相应的人口数乘积来表示。

?由于对重庆市的统计是从1997年开始的,1995年和1996年的数据是在1997年数据的基础上根据1997~ 2008年的变化率推算得到。

?H siao(1986)认为非观测个体固定效应的存在会使得被解释变量滞后项的系数混合O LS估计量存在向上偏误。Bond(2002)认为在时间较短的面板中,非观测个体固定效应的存在使得被解释变量滞后项的系数固定效应估计量存在向下偏误。

?参见A rell ano M,Bond S.,/So m e T ests of Specif-i ca tion for P ane lD a ta:M onte Ca rl o Ev i dence and an A pp lica-ti on to Em pl oym ent Equati on0[J],Rev ie w of Econo m ic Stud-ies,1991,58(2):277)297.

à如果在回归方程中包含变量A和B以及二者的交叉项A*B,那么无论该交叉项的系数是否显著,A的回归系数都应解释为在B=0的条件下A的影响(Jacca rd and T urris,i2003)。在此处,系数0.105解释为在不考虑城市化水平的情况下,经济开放度对城乡收入差距的影响弹性为0.105。同样,城市化水平变量的系数解释与此类似。

á根据5中国统计年鉴6上的相关数据计算,以2008年为例,我国沿海地区平均经济开放度为37.53,而内陆地区仅为5.96;沿海地区的平均城市化水平为0.53,而内陆地区仅为0.31。

?注意在表4的模型?估计结果中,经济开放度的系数显著为正,而此处考虑存在城市化水平对城乡收入差距的影响时,经济开放度却倾向于缩小城乡收入差距,这再次表明经济开放与城市化水平的交互作用的确有助于缩小城乡收入差距。

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责任编辑董希望

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ZHE JI ANG S OC I AL S C I ENCES

A m onthl y No.1,January2011

ABSTRACTS

The Econo m ic A nalysis on Evol u ti o n of Incom e D istribution:

To pro m ote the H ypot hesis of Kuznets Inverted/U0Curve(2)

G eng L in,YeM in(N ational Schoo l o fDevelopm en,t Pek i n g U niversity,Beiji n g100872)

Abst ract:W hen w e check the literatures w ith panora m ic vie w on i n co m e inequa lity long-ter m evolution research,w e fi n d d ifferences bet w een e m pirical stud ies and t h eoretica l research respects.E specially i n recent years asm ore datas,asw e ll asm ore i n novative econo m e tric m ethods are used,the num ber o f cases and expe-rience stud ies fi n d that the evo l u tion of i n co m e distri b u ti o n show m ore co m plex patter n t h an the situati o n de-scri b ed by the H ypothesis o f Kuznets I nverted/U0Cur ve.But ex isti n g theoreti c al literatures can not g i v e a conv i n cing exp lanati o n for these ne w fi n di n gs of recent e m peric l literatures.This paper ai m s at ans w er i n g the questi o n fro m a ne w perspective by constructi n g a for m al t h eore tica lmode.l

K eyw ords:Evo l u tion of I nco m e D istri b uti o n,Kuznets I nverted/U0Curve,I m perfect Cap ita lM ar ke,t Technolog i c al Prog ress

Econom ic Opening,U rbanization and U rban-Rural Incom e Gap

)))An Em pirical St udy Based on Chi n a.s Inter-provi n c i a lP anelD at a(11) M ao Q ili n(Institute of I nternational Econo m ics,Nanka iU niversity,T ian ji n g300071) Abst ract:Th is paper firstly ana lyzes the i n fluence m echan is m of econo m ic openi n g and urbanization on urban-r ura l inco m e gap,then w e use the m eter i n g m ethod o fGeneralizedM ethods ofM o m ents(GMM)to have an e m pirica l analysis based on China.s i n ter-prov i n c i a l pane l data fro m1995to2008.The research results sho w tha:t urban ization is an i m portan t factor for narro w i n g Ch i n a.s ur ban-r ura l inco m e gap,econo m i c open-i n g in genera ll y expands urban-rura l i n co m e gap,but there are reg i o na l differences,that it si g n ificantly aggra-va tes the i n co m e gap o f coastal areas wh ile decreases the i n co m e gap o f interi o r areas,the en lar ge effect o f eco-no m ic open i n g to inco m e gap is so m e what eased si n ce Ch i n a.s accession toW TO.But i n creasi n g econo m ic o-pen i n g w ill reduce the urban-r ura l inco m e gap if econo m ic open i n g.s effect is e mbedded in ur banizati o n.

K eyw ords:E cono m ic Open i n g,U rbanization,U r ban-Rural I nco m e Gap,Pane lData Zhejiang P rovince Independent Innovation A bilit y C ulti v ation after F i n ancial C risis(23) M ao W ei(Zhe jiang Acade m y o f Social Sc ience,H angzhou310025) Abst ract:A ccor d i n g to statistic data,Zhejiang prov ince.s ability o f i n dependent i n novation is w eak i n de lta reg ion of Yang tze R iver.Its disadvantaged infl u ence is the w eak anti-risk ab ility of Zhejiang econo m y and the en l a rge m ent of econo m ic gap w it h Jiangsu prov ince.The root ofw eak i n dependent i n novati o n ability of Zhejiang pr ov i n ce is,when ex terior industr i a l env ir onm ent appears as h i g her barrier to entry,the developm ent pattern,and its characteristics is priva tizati o n and m arketizati o n,locks Zhe jiang econo m y developm en t i n a lo w levelw ay.Thus,the coun ter m easure to t h is d ifficult prob le m is,c larify i n g the rule o f i n dependen t i n novation under m arket and govern m en,t tak i n g t h e i n novational industr i a l cluster constructi o n as t h e goa,l and depen-di n g on m arket and gover nm ent t w o m ethodsm utual coordi n ation to enhance i n dependent i n novation ab ility of and speed up econo m i c g r ow th style transition.

K eyw ords:F i n ancial C risis,Zhejiang E cono m y,I ndependent Innovation

R et hinking Internet P articipation and the Role.s Transfor m ation of

Governance f or Govern m ent(29)

Gu L i m ei(Fudan Un iversity,Shangha i200433)

Abst ract:W ith the developm ent of Interne,t the ne w m assm ed ia--net w ork m ore and mo re deeply i m-pacts the sk ill and the m et h od o f public participation,it pr ov i d ed the ne w partic i p ation channe l and the ne w

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面板数据分析简要步骤与注意事项(面板单位根—面板协整—回归分析)

面板数据分析简要步骤与注意事项(面板单位根检验—面板协整—回归分析) 面板数据分析方法: 面板单位根检验—若为同阶—面板协整—回归分析 —若为不同阶—序列变化—同阶建模随机效应模型与固定效应模型的区别不体现为R2的大小,固定效应模型为误差项和解释变量是相关,而随机效应模型表现为误差项和解释变量不相关。先用hausman检验是fixed 还是random,面板数据R-squared值对于一般标准而言,超过0.3为非常优秀的模型。不是时间序列那种接近0.8为优秀。另外,建议回归前先做stationary。很想知道随机效应应该看哪个R方?很多资料说固定看within,随机看overall,我得出的overall非常小0.03,然后within是53%。fe和re输出差不多,不过hausman检验不能拒绝,所以只能是re。该如何选择呢? 步骤一:分析数据的平稳性(单位根检验) 按照正规程序,面板数据模型在回归前需检验数据的平稳性。李子奈曾指出,一些非平稳的经济时间序列往往表现出共同的变化趋势,而这些序列间本身不一定有直接的关联,此时,对这些数据进行回归,尽管有较高的R平方,但其结果是没有任何实际意义的。这种情况称为称为虚假回归或伪回归(spurious regression)。他认为平稳的真正含义是:一个时间序列剔除了不变的均值(可视为截距)和时间趋势以后,剩余的序列为零均值,同方差,即白噪声。因此单位根检验时有三种检验模式:既有趋势又有截距、只有截距、以上都无。 因此为了避免伪回归,确保估计结果的有效性,我们必须对各面板序列的平稳性进行检验。而检验数据平稳性最常用的办法就是单位根检验。首先,我们可以先对面板序列绘制时序图,以粗略观测时序图中由各个观测值描出代表变量的折线是否含有趋势项和(或)截距项,从而为进一步的单位根检验的检验模式做准备。单位根检验方法的文献综述:在非平稳的面板数据渐进过程中,Levin andLin(1993)很早就发现这些估计量的极限分布是高斯分布,这些结果也被应用在有异方差的面板数据中,并建立了对面板单位根进行检验的早期版本。后来经过Levin et al.(2002)的改进,提出了检验面板单位根的LLC法。Levin et al.(2002)指出,该方法允许不同截距和时间趋势,异方差和高阶序列相关,适合于中等维度(时间序列介于25~250之间,截面数介于10~250之间)的面板单位根检验。Im et al.(1997)还提出了检验面板单位根的IPS法,但Breitung(2000)发现IPS法对限定性趋势的设定极为敏感,并提出了面板单位根检验的Breitung法。Maddala and Wu(1999)又提出了ADF-Fisher和PP-Fisher面板单位根检验方法。 由上述综述可知,可以使用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher和PP-Fisher5种方法进行面板单位根检验。 其中LLC-T、BR-T、IPS-W、ADF-FCS、PP-FCS、H-Z分别指Levin,Lin&Chu t*

城乡居民收入差距开题报告

一、论文(设计)选题的依据(选题的目的和意义、该选题国内的研究现 状) 选题目的和意义:本文选题为甘肃省城乡居民收入差距的统计分析。改革开放以来,全国经济迅猛增长,而收入差距也呈现出逐年递增的趋势。其中,城乡居民收入差距成为影响全国总体收入差距的关键因素,这直接关系到经济的增长和政治的稳定。 甘肃作为欠发达地区的典型省区、西部老工业基地的代表,面临着特殊的区域问题:资源性城市类型丰富、深度贫困问题集中、生态环境问题突出、民族问题典型。研究甘肃长期以来区域经济增长与城乡收入差距变动的相互关系及影响城乡收入差距变动的相关因素,对政府旨在控制城乡收入差距的差异性配套政策体系实施、区域未来经济发展的不同路线设计、实现经济的持续增长和社会的和谐发展具有重要的现实意义。 选题国内的研究现状:目前虽然对全国城乡居民收入差距的研究很多,但以往的研究多是从定性的角度出发,缺乏定量的分析。并且多是以中国整体为研究对象,对省域范围的研究较少,专门论述甘肃省城乡居民收入差距的文章或专著更少。

二、论文(设计)的主要研究内容及预期目标 主要研究内容:通过选取统计指标,建立一个简单的模型来说明城乡居民收入差距的原因,即以城乡居民收入比为被解释变量,以甘肃省人均GDP、城市化水平、第一产业占GDP的比重、产业比、就业结构比、政府财政支农比率为解释变量,对1990年以来甘肃省城乡居民收入,用定性和定量相结合的方法来分析对甘肃省城乡居民收入差距的影响的主要因素。 第一部分对甘肃省目前城乡居民收入差距的影响因素及其方法等进行概述。第二部分选取甘肃省人均GDP、城市化水平、第一产业占GDP的比重、产业比、就业结构比、政府财政支农比率为解释变量,来分析对甘肃省城乡居民收入差距的影响的主要因素。第三部分通过对所研究指标的影响因素进行具体分析,找出其可能的原因,并对其提供相应的政策建议。 预期目标:本文预期通对研究影响甘肃省收入差距的主要因素的实证分析,拟合线性模型,通过对线性回归方程的显著性检验,找出主要影响因素,进而为缩小城乡居民收入差距提供相应的对策及建议。 三、论文(设计)的主要研究方案(拟采用的研究方法、准备工作情况及主要措施) 主要研究方案:本文研究方法主要是运用多元线性回归模型,首先,确定并研究样本的影响因素;其次,根据样本数据的特征选取适当的模型,运用EVIEWS软件进行模型的拟合,估计参数,对模型的显著性进行检验。 准备工作情况及主要措施:本篇论文主要分为四个阶段,第一阶段为论文大体准备阶段,即阅读大量相关文献资料和书籍,为整个论文的撰写打下基础;第二阶段主要为数据的搜集,本文数据主要来源于国家统计局网站、甘肃省统计局网站;第三阶段为论文初步撰写阶段,借鉴前人的研究成果并确定自己文章结构初步得到论文雏形;第四阶段为反复修改阶段,通过不断与指导老师协商对论文不断修改和完善,最后定稿。

城乡区域收入差距

关于城乡区域收入差距的论文 我国的城乡区域收入差距在近20年中一直保持扩大的趋势,势必会对社会公平稳定,经济持续发展产生的巨大影响。国家在中共十五大中提出了“共同富裕论”在代替从改革出贯穿至今的“先富论”,这是在改革思路上向公平又迈了一步。十五大上还提出了具体措施,如提高个税起征点,逐步取消户籍制度等,这些都会对缩小收入差距方面祈祷了积极作用。 我国的城乡收入差距在持续扩大。数据显示,1978年城乡收入差距比未2.6:1,1985年降到1.9:1,这是由于通过实施家庭联产承包责任制的改革,城乡区域差距有所缩小。但是之后的情况就愈发严重,1994年城乡收入差距扩大到2.9:1。从1995年到2002年,在经过一段小起伏之后,城乡收入差距进一步扩大到3.1:1。2003年扩大到3.3:1。从城乡之间收入差距的相对贡献率来看,西部地区最高,高达58.3%,而东部地区最低,为37%,也就是说,越是相对落后的地区,城乡之间的收入差距就越加明显。 总的来说,影响城乡区域收入差距的因素有: 1、市场化 市场化也是影响收入差距扩大的一个重要因素。在市场化过程中,原有的公有财产所有权部分地转变为私人财产所有权,一方面改变了过去低效率和资源大量浪费的状况,另一方面也导致财产向少数人集中,进一步引起收入分配不均,尤其是在产权变革过程中由于制度不健全、程序不规范和缺乏公众监督带来的暗箱操作、私相授受,

更加剧了分配不公的现象,造成了现在的收入差距日趋扩大的状况。这些现象是应当杜绝的。但回到过去那种平均主义和低效率的体制也是没有出路的。问题关键在于将产权改革纳入规范化、透明化的轨道置于制度化管理和公众监督之下,使之尽可能公平有序。 2、教育 根据国民经济研究所2004年对全国3200名进城的农民工(包括少数个体经营者)的抽样调查,它们按照教育水平分类的平均月收入如下:小学未毕业769元,小学毕业815元,初中毕业960元,高中毕业1268元,大专1554元。这清楚地说明了教育程度对收入水平的重要影响。这些数字说明目前教育机会的分配是不平等的。这无疑将带来收入差距扩大,是一个值得严重关注的问题。 3、税务 市场经济要公平竞争、公平税负,税费的征收不能违背基本的公平与效率原则,更不应该催化两极分化,形成社会结构的断裂。而中国个人税收的再分配功能不仅很弱,而且在一定程度上有扩大城乡收入差距的作用。 4、地区性经济发展程度 由于各地区在改革期间都有不同程度的经济增长加速,但讲究总体而言,东部沿海地区的经济增长率在过去20年中显著高于中西部地区。因此出现了区域间收入差距扩大的趋势。然后就出现了发展快的就越来越快,发展慢的进程不大的状况。 通过中国近20年的统计数据和一些政策导向,对中国的收入差距

关于中国目前城乡收入差距的原因及对策

关于中国目前城乡收入差距的原因及对策 关于中国目前城乡收入差距的原因及对策 一、摘要 自1978年改革开放以来,中国的改革深入发展,中国社会发生了巨大的变化,国民经济持续快速增长,经济总量不断提高,城乡居民收入水平也大幅度提高,但是同时我国城乡居民的收入分配差距也拉大了。为确保社会稳定与实现经济的全面、协调、可持续发展,有必要通过推进城乡一体化、实现“五个统筹”、加大农村教育投入、促进农村剩余劳动力顺利转移与构建完善的农村社会保障体系等措施,在确保城乡居民收入水平均不断提高的情况下,切实缩小城乡居民收入分配差距。本文将以社会调查实践和调查问卷分析及国家统计局的相关数据为基础,从多个方面分析城乡居民收入分配差距状况及城乡居民收入分配差距的各方面成因、城乡收入差距产生的不利影响及解决我国城乡居民收入分配差距的政策措施,来探讨在我国建立社会主义和谐社会过程中,在收入分配政策上如何缩小城乡收入差距,如何体现公平正义。二、关键词:城乡居民;收入差距;原因;不利影响;对策;三、正文 1、实践目的及范围: 本次实践的目的在于了解中国当前城乡收入差距中的一些

突出问题,并对这些问题中的多项进行研究和调查,得出相关结论并提出合理与可行的建议,进而深入了解我们所生活的周边环境。其意义是提高我们善于发现问题、解决问题的能力,锻炼与他人交流沟通的能力,“急,民之所急;忧,民之所忧”,培养一种社会责任感。虽然范围和数量有限,但其具有代表性,因为调查对象来自全国各地,且各自情况差异较大。 实践地点:云南警官学院 实践对象:在校师生 2、实践内容 经过分析,结合各方因素,我将调查对象定位于我校在校师生,并对他们进行随机调查。事先根据本组成员的了解和访问,先提出具有代表性的一些问题制作成问卷调查表,将调查表随机发放并回收,如果被调查对象是学生,要求其以家庭平均状况为标准填写问卷。对于问卷上的结果进行合理的分析,得到一系列结果,而且得到了一些好的建议以及解决办法。撰写实践报告时,我充分利用现有教材和调查问卷,查询相关资料,了解实践报告的格式及主要内容。 3、实践的数据处理与分析: 据第六次全国人口普查数据显示(如下图),中国目前城镇居民人口有66557万,占人口总数的49.68%;农村居民人口有67415万,占人口总数的50.32%。人口普查的数据表明我

河南城乡居民收入差距分析

河南城乡居民收入差距分析 合理的收入分配制度是社会公平的重要体现,是推动科学发展、促进社会和谐的重要保障。改革开放以来,我国收入分配制度改革和调整取得积极成效,城乡居民收入显著提高。但是,居民收入在国民收入分配中的比重下降、城乡收入差距扩大。收入分配不公的问题,已经成为制约经济发展、引发社会矛盾的重点问题。无论是从提高经济效率、增强发展后劲着眼,还是从维护社会稳定、实现和谐发展的角度考虑,都需要把完善收入分配制度作为当前经济工作的重要问题着力加以解决。本文通过对比河南改革开放三十年来城乡居民收入差距的变化,分析收入差距的成因,对解决城乡收入差距提出一些探索意见,供领导参考。 一、河南城乡居民收入差距现状 改革开放以来,河南省城乡居民收入快速增长。2009年,全省城镇居民人均可支配收入14371.56元,比上年实际增长9.9%,是1980年的39倍;农民人均纯收入4806.95元,比上年实际增长7.5%,是1980年的30倍。在城乡居民收入快速增长的同时城乡居民的收入差距却在进一步扩大。 (一)改革开放以来城镇居民收入增长快于农民收入增长 自1980年以来,城乡居民收入随着经济的高速增长,有了大幅度的提高。全国城镇居民人均可支配收入1980年为477.6元,

到2009年达到17175元,提高了36倍,同期农村居民人均纯收入由191.3元增加到5153元,增加了27倍;河南城镇居民人均可支配收入1980年为365.0元,到2009年达到14371.56元,提高了39倍,同期农村居民人均纯收入由160.78元增加到4806.95元,增加了30倍;城镇居民收入增长速度明显快于农村居民。从全国来看,城镇居民收入平均不到3年提高1千元,而农村居民则需要9年多,城乡居民收入差距呈明显扩大之势。全国城乡居民收入比(以农村居民收入为1,下同)由1980年2.50∶1扩大到2009年的3.33∶1,同期河南由2.57∶1扩大到2.97∶1。 城乡居民收入与收入比变化情况表 单位: 元

中国城乡收入差距研究分析样本

The income inequality in China between urban-rural 摘要:改革开放以来,国内经济迅速发展,与此同步城乡居民收入差距也不断扩大。城乡收入差距问题已成为中华人民共和国当前面临最为重大社会问题之一,受到社会各界高度注重。显然,过高收入差距不利于国内经济可持续发展和社会稳定。本文运用1995-中华人民共和国城乡居民收入数据,对中华人民共和国城乡居民收入差距问题进行进一步研究。研究成果表白,中华人民共和国城乡收入差距不断扩大,已成为困扰国内经济发展重要问题。且经济发展水平、经济构造、财政支出构造以及财政分权对城乡居民收入差距有着明显影响。 核心词:中华人民共和国城乡收入差距扩大影响因素 一、引言 发展是人类永恒主题。改革开放以来,国内经济建设获得了举世瞩目成就。1978至国内国内生产总值年均增长速度为9.8%,成为同期全球经济增长最快国家之一,对世界经济增长做出了巨大贡献。然而,在这辉煌背后,城乡收入差距却在不断扩大。5月国家卫生计生委发布《中华人民共和国家庭发展报告》中显示,中华人民共和国城乡家庭收入差距明显,城乡收入差距最高达19倍。《中华人民共和国农村全面建成小康之路》报告也明确表达,由于城乡二元分割,中华人民共和国城乡居民收入比在略有回落,达到3.03:1,但这样城乡收入比在世界上是少有,超过了绝大多数发展中华人民共和国家。且过大收入差距是许多发展中华人民共和国家没能顺利进入高收入国家、掉入“中档收入陷阱”共同因素。 城乡间存在收入差距是经济发展必然产物,当差距在合理范畴内时,是有积极意义。但是一旦收入差距过大,便会对一种国家经济发展和社会稳定导致危害。对于国内而言,收入差距始终是一种经久不衰话题,特别是在经济转轨时期,收入差距扩大可以说是一种非常典型现象。不断扩大城乡收入差距,与国内统筹城乡发展、构建和谐社会发展目的背道而驰,同步也成为困扰国内经济和社会发展

城乡收入差距的现状及对策综述

城乡收入差距的现状及对策 摘要:改革开放三十年来,中国农村经济社会发生了深刻的变化。从整体上看,农村居民生活水平得到明显的改善,基本上解决了温饱问题,奠定了向小康社会迈进的坚实基础。但同时也应该清醒地看到,城乡收入差距不断扩大的现状必然导致贫富差距两极分化,影响社会稳定。因此,缩小城乡收入差距势在必行。 Abstract:Three decades of reform and opening up, China's rural economy and society has undergone profound changes. Overall, the living standards of rural residents are significantly improved, the problem is basically solved the food and clothing, to lay a solid foundation for well-off society forward. But should also clearly see that urban-rural income gap is widening gap between rich and poor status quo will inevitably lead to polarization, and affect social stability. Therefore, narrowing the income gap between urban and rural areas is imperative. 关键词:城乡收入差距;不利影响;对策 改革开放以来,中国经济社会发展取得了举世瞩目的辉煌成就,综合国力明显增强。但同时我们也要清醒地看到,经济社会发展中还存在一些不稳定因素。尤其是在收入分配领域,城乡居民收入差距快速扩大,严重影响经济健康发展与和谐社会构建。农民收入长期上不去,不仅影响农民生活水平提高,而且影响粮食生产和农产品供给;

面板数据分析简要步骤与注意事项面板单位根面板协整回归分析

面板数据分析简要步骤与注意事项 面板单位根—面板协整—回归分析) 步骤一:分析数据的平稳性(单位根检验) 按照正规程序,面板数据模型在回归前需检验数据的平稳性。李子奈曾指出,一些非平稳的经济时间序列往往表现出共同的变化趋势,而这些序列间本身不一定有直接的关联,此时,对这些数据进行回归,尽管有较高的R平方,但其结果是没有任何实 际意义的。这种情况称为称为虚假回归或伪回归( spurious regression )。他认为平稳的真正含义是:一个时间序列剔除了不变的均值(可视为截距)和时间趋势以后,剩余的序列为零均值,同方差,即白噪声。因此单位根检验时有三种检验模式:既有趋势又有截距、只有截距、以上都无。 因此为了避免伪回归,确保估计结果的有效性,我们必须对各面板序列的平稳性进行检验。而检验数据平稳性最常用的办法就是单位根检验。首先,我们可以先对面板序列绘制时序图,以粗略观测时序图中由各个观测值描出代表变量的折线是否含有趋势项和(或)截距项,从而为进一步的单位根检验的检验模式做准备。单位根检验方法的文献综述:在非平稳的面板数据渐进过程中 ,Levin andLin(1993) 很早就发现这些估计量的极限分布是高斯分布 , 这些结果也被应用在有异方差的面板数据中,并建立了对面板单位根进行检验的早期版本。后来经过Levin et al. (2002) 的改进, 提出了检验面板单位根的LLC法。Levin et al. (2002)指出,该方法允许不同截距和时间趋势,异方差和高阶序列相关,适合于中等维度(时间序列介于25?250之间,截面数介于10?250之间)的面板单位根检验。Im et al. (1997) 还提出了检验面板单位根的 IPS 法, 但 Breitung(2000) 发现 IPS 法对限定性趋势的设定极为敏感 , 并提出了面板单位根检验的 Breitung 法。Maddala and Wu(1999)又提出了 ADF-Fisher 和 PP-Fisher 面板单位根检验方法。 由上述综述可知,可以使用 LLC、IPS、Breintung 、ADF-Fisher 和 PP-Fisher5 种方法进行面板单位根检验。其中LLC-T 、BR-T、IPS-W 、ADF-FCS、PP-FCS、H-Z 分 别指 Levin, Lin & Chu t* 统计量、 Breitung t 统计量、 lm Pesaran & Shin W 统 量、计 ADF- Fisher Chi-square 统计量、PP-Fisher Chi-square 统计量、Hadri Z 统计 量,并且 Levin, Lin & Chu t* 统计量、 Breitung t 统计量的原假设为存在普通的单位根过程, lm Pesaran & Shin W 统计量、 ADF- Fisher Chi-square 统计量、 PP-Fisher Chi-square 统计量的原假设为存在有效的单位根过程, Hadri Z 统计量的检验原假设为不存在普通的单位根过程。 有时,为了方便,只采用两种面板数据单位根检验方法,即相同根单位根检验 LLC(Levin-Lin-Chu )检验和不同根单位根检验 Fisher-ADF 检验(注:对普通序列(非面板序列)的单位根检验方法则常用 ADF检验),如果在两种检验中均拒绝存在单位根的原假设则我 们说此序列是平稳的,反之则不平稳。 如果我们以 T(trend )代表序列含趋势项,以 I (intercept )代表序列含截距项, T&I 代表两项都含,N (none)代表两项都不含,那么我们可以基于前面时序图得出的结论,在单位根检验中选择相应检验模式。 但基于时序图得出的结论毕竟是粗略的,严格来说,那些检验结构均需一一检验。具体操作可以参照李子奈的说法:ADF检验是通过三个模型来完成,首先从含有截距和趋势项的模型开始,再检验只含截距项的模型,最后检验二者都不含的模型。并且认

我国城乡收入差距的影响因素分析

浙江工商大学2008 - 2009学年第1学期《计量经济学》(课程设计) 实验报告 题目:我国城乡收入差距的影响因素分析 班级:统计0701 学号:0702100136 姓名:孙鹏 成绩: 2009年1月9 日

我国城乡收入差距的影响因素分析 摘要:本文通过多元线性回归模型从就业结构、城市化水平、人均GDP、财政支出占GDP比重、第一产业增加值占GDP比重,城乡物质资本存量差异,比较劳动生产率和对外开放程度这几个因素对我国城乡收入差距进行分析,建模过程中用主成分回归方法解决了多重共线性问题,最后得出比较劳动率是影响城乡收入差距的最重要原因,若干年来所推进的就业结构转变和城市化, 客观上起到了拉大城乡收入差距的作用,人均GDP增长和对外开放扩大在经济发展在一定程度也起到缩小差距的作用,而政府财政支出对城乡差距的扩大起到了一定的遏制效果。本文对这些现象进行了理论解释,并提出一些合理调节我国城乡收入差距的建议与措施。 关键词:收入差距多元线性回归多重共线性主成分回归 一、文献综述 城乡差距是每个国家从弱到强,从农业化转为工业化过程中一定会经历的阶段,即便是发达国家也存在着程度不等的城乡差距问题。所谓城乡差距即是指农村在政治、经济、文化、社会事业等诸方面落后于城市的状况,同时也是指农村居民在政治、经济、文化、社会地位上相对于城市居民较低的状况.。改革开放以来,我国的经济取得了长足的进步,但是同时城乡居民收入差距问题已经成为我国经济社会发展中相当突出的经济问题和社会问题。近些年来城乡居民收入分配差距急剧扩大。如果城乡居民收入差距进一步拉大,必将引发社会心理失衡,进而导致社会的失序。党的十七届三中全会《决定》[]1指出:深入贯彻落实科学发展观,统筹城乡发展,逐步消除城乡二元结构,形成城乡经济社会发展一体化新格局,只有这样才能改善农民生活,缩小城乡居民收入差距,才能全面实现社会的小康目标。因此,对城乡居民收入差距问题的研究具有重要意义。 半个世纪前,西蒙·库兹涅茨主要基于对美、英、德等国历史数据的分析提出了一个著名的论断:随着经济发展,这些国家的收入分配不平等状况经历了首先扩大而后逐渐缩小的过程(Kuznets ,1955)。这意味着这些国家的收入差距和经济

关于影响城乡居民收入的因素分析

薪酬管理作业: 《关于影响中国城乡居民收入因素的分析》 改革开放30年以来,我国经济发展取得了令人瞩目的成绩,人们生活水平得到显著提高,与此同时,我国的各类收入差距也显著地扩大,集中体现为我国城乡居民收入差距、地区间收入差距、行业间收入差距以及劳动和资本等要素收入差距等的不断扩大。其中,尤以城乡收入差距引人关注,城乡居民收入差距是一个重要社会问题,它不仅直接关系到广大农村居民生存与发展的切身利益,而且将严重影响统筹城乡协调发展,影响社会的协调稳定,最终影响我国共同富裕这一远大目标的实现。尤其是近几年,城乡居民的收入不仅没有慢慢拉近,反而差距不断扩大。 对于影响城乡居民收入的因素,我做了如下分析: 1.城乡分割的二元经济体制 历史上我国存在的城乡二元的经济结构决定了城乡居民劳动生产率方面的巨大差异,但实行城乡分割的二元经济体制加剧了城乡发展的不同步,是导致城乡居民收入差距持续扩大的主要原因。建国以来,我国实行的是重工业优先发展的战略,使得工业发展迅速并快速积累,农业发展缓慢且不稳定,农民收入长期增长缓慢,非均衡发展,从而导致城乡居民收入差距不断扩大。可以说,这是我国存在的历史性因素。

另一方面,由于实行城市和农村两种户籍制度,造成城乡劳动力市场分割和城市劳动力市场对农民的封闭,加固了城乡二元结构的格局。城乡两种户籍制度的长期存在阻碍了农村剩余劳动力自由流动,这样,农民就享受不到公平的就业机会、薪酬水平、福利待遇,并且农民进城务工也会面临很多障碍,这种种因素都把农村劳动力长期禁锢于农村和农业,使农民的非农收入减少,这在客观上也制约了农民收入的增长,促使城乡收入差距不断拉大。 2.体制改革 (1)1978年,我国由农村开始进行体制改革,1985年面向城市进行改革。体制改革给经济注入了活力,使城乡居民收入水平不断提高。但在改革过程中,农村居民内部和城镇居民内部的个人收入增长都是不平衡的,城乡改革不平衡加剧了城乡居民收入的不平衡,因此,改革本身带来了收入差距的扩大。 (2)体制改革的另一个负面后果是产生各种垄断行为以及通过垄断行为获得暴利的寻租活动。在我国,邮电、金融、保险等行业享受国家投资和占有公有资源等便利条件,实行垄断经营,形成垄断收入,垄断行业的收入持续快速增长,职工的工资收入以及各种福利比非垄断性行业要高。 (二)制度缺陷 1.分配制度

关于中国目前城乡收入差距的调查报告

Yunnan Police Officer Academy 社会实践调查报告 报告题目:关于中国目前城乡收入差距的原因及 对策 课程名称:《毛泽东思想和中国特色社会主义理 论体系概论》 专业:法学 班级:11级法学专业3区队2班 学号:4110932 姓名:王红强 任课老师:______ 2013年4月2号

一、摘要 自1978年改革开放以来,中国的改革深入发展,中国社会发生了巨大的变化,国民经济持续快速增长,经济总量不断提高,城乡居民收入水平也大幅度提高,但是同时我国城乡居民的收入分配差距也拉大了。为确保社会稳定与实现经济的全面、协调、可持续发展,有必要通过推进城乡一体化、实现“五个统筹”、加大农村教育投入、促进农村剩余劳动力顺利转移与构建完善的农村社会保障体系等措施,在确保城乡居民收入水平均不断提高的情况下,切实缩小城乡居民收入分配差距。本文将以社会调查实践和调查问卷分析及国家统计局的相关数据为基础,从多个方面分析城乡居民收入分配差距状况及城乡居民收入分配差距的各方面成因、城乡收入差距产生的不利影响及解决我国城乡居民收入分配差距的政策措施,来探讨在我国建立社会主义和谐社会过程中,在收入分配政策上如何缩小城乡收入差距,如何体现公平正义。 二、关键词:城乡居民;收入差距;原因;不利影响;对策; 三、正文 1、实践目的及范围: 本次实践的目的在于了解中国当前城乡收入差距中的一些突出问题,并对这些问题中的多项进行研究和调查,得出相关结论并提出合理与可行的建议,进而深入了解我们所生活的周边环境。其意义是提高我们善于发现问题、解决问题的能力,锻炼与他人交流沟通的能力, “急,民之所急;忧,民之所忧”,培养一种社会责任感。虽然范 围和数量有限,但其具有代表性,因为调查对象来自全国各地,且各自情况差异较大。

面板数据分析步骤

转载:面板数据分析的思路和Eviews操作: 面板数据一般有三种:混合估计模型;随机效应模型和固定效应模型。首先,第一步是作固定效应和随机效应模型的选择,一般是用Hausman检验。 如果你选用的是所有的企业,反映的是总体的效应,则选择固定效应模型,如果你选用的是抽样估计,则要作Hausman检验。这个可以在Eviews 5.1里头做。 H0:应该建立随机效应模型。 H1:应该建立固定效应模型。 先使用随机效应回归,然后做Hausman检验,如果是小概率事件,拒绝原假设则应建立固定效应模型,反之,则应该采用随机效应模型进行估计。 第二步,固定效应模型分为三种:个体固定效应模型、时刻固定效应模型和个体时刻固定效应模型(这三个模型的含义我就不讲了,大家可以参考我列的参考书)。如果我们是对个体固定,则应选择个体固定效用模型。但是,我们还需作个体固定效应模型和混合估计模型的选择。所以,就要作F值检验。相对于混合估计模型来说,是否有必要建立个体固定效应模型可以通过F检验来完成。 H0:对于不同横截面模型截距项相同(建立混合估计模型)。SSEr H1:对于不同横截面模型的截距项不同(建立时刻固定效应模型)。SSEu

F统计量定义为:F=[( SSEr - SSEu)/(T+k-2)]/[ SSEu/(NT-T-k)] 其中,SSEr,SSEu分别表示约束模型(混合估计模型的)和非约束模型(个体固定效应模型的)的残差平方和(Sum squared resid)。非约束模型比约束模型多了T–1个被估参数。需要指出的是:当模型中含有k 个解释变量时,F统计量的分母自由度是NT-T- k。通过对F统计量我们将可选择准确、最佳的估计模型。 在作回归是也是四步:第一步,先作混合效应模型:在cross-section 一栏选择None ,Period也是None;Weights是cross-section Weights,然后把回归结果的Sum squared resid值复制出来,就是SSEr 第二步:作个体固定效用模型:在cross-section 一栏选择Fixed ,Period也是None;Weights是cross-section Weights,然后把回归结果的Sum squared resid值复制出来,就是SSEu 第三步:根据公式F=[( SSEr - SSEu)/(T+k-2)]/[ SSEu/(NT-T-k)]。计算出结果。其中,T为年数,不管我们的数据是unbalance还是balance 看observations就行了,也即Total pool (balanced) observations:的值,但是如果是balance我们也可以计算,也即是每一年的企业数的总和。比如说我们研究10年,每一年又500加企业,则NT=10×500=5000。K为解释变量,不含被解释变量。 第四步,根据计算出来的结果查F值分布表。看是否通过检验。检验准则:当F> Fα(T-1, NT-T-k) , α=0.01,0.05或0.1时,拒绝原假设,则结论是应该建立个体固定效应模型,反之,接受原假设,则不能建立个体固定效应模型。

中国城乡居民收入差距的原因分析?

中国城乡居民收入差距的原因分析 作者:李亚玲 来源:《安徽理工大学学报·社会科学版》2013年第04期 摘要:收入分配问题是中国发展过程中的重大难题,调节居民收入差距已成为一项紧迫而又艰巨的任务。城乡居民收入差距过大是收入分配中最突出的问题,造成这种状况的因素很多,最主要的有政策因素、人口因素、教育因素、信息因素和农业生产因素。为了缩小城乡居民收入差距,政府、社会团体以及个人需要针对以上几个因素采取相应措施。 关键词:城乡;居民;收入差距;原因 中图分类号:F3 文献标识码:A 文章编号:16721101(2013)04001807 党的十八大报告中明确指出,城乡区域发展差距和居民收入分配差距依然较大,提出要规范收入分配秩序,保护合法收入,增加低收入者收入,调节过高收入,取缔非法收入[1]。这段表述充分说明城乡区域发展差距和居民收入分配差距较大依然是中国特色社会主义面临的重大课题,受到政府的高度重视和社会各界人士的广泛关注。 收入分配问题不仅与居民的生活息息相关,更对社会发展有着非常重要的影响。如果城乡居民收入差距过大的情况不能得到改善,中国的发展将始终存在障碍。从经济角度看,由于收入分配不公,收入相对较低者的劳动积极性会大大减退,直接影响生产力的发展。从社会角度看,收入分配公平与否直接关系到社会公平与否,如果收入分配问题得不到改善,极有可能激发社会矛盾,不利于社会安定和谐。这些可预见的后果都迫切要求政府解决城乡居民收入差距过大的现状。 一、改革开放以来城乡居民收入差距概述 改革开放三十多年以来,中国经济迅猛发展,国内生产总值逐步攀升。相较于1978年,2011年城镇居民家庭人均可支配收入增长63.5倍,农村居民家庭人均纯收入增长52.2倍。经济的快速发展逐渐提升了人民的收入水平,使中国的发展上升到一个新的高度,但是经济的快速发展也带来了城乡收入差距的进一步扩大。综观图1,从1978年到2011年,城镇居民家庭人均可支配收入和农村居民家庭人均纯收入都呈现出快速上升的趋势,城镇居民家庭人均可支配收入由343.4元增加到21 809.8元,农村居民家庭人均纯收入由133.6元增加到6 977.3元,增幅明显小于城镇居民收入的增幅。与此同时,城乡居民收入差距由城镇居民家庭人均可支配收入是农村居民家庭人均纯收入的2.57倍扩大为3.16倍,城乡居民收入差距进一步拉大。 图1城乡居民家庭人均收入对比

面板数据的分析步骤

面板数据的分析步骤 面板数据的分析方法或许我们已经了解许多了,但是到底有没有一个基本的步骤呢?那些步骤是必须的?这些都是我们在研究的过程中需要考虑的,而且又是很实在的问题。面板单位根检验如何进行?协整检验呢?什么情况下要进行模型的修正?面板模型回归形式的选择?如何更有效的进行回归?诸如此类的问题我们应该如何去分析并一一解决?以下是我近期对面板数据研究后做出的一个简要总结,和大家分享一下,也希望大家都进来讨论讨论。 步骤一:分析数据的平稳性(单位根检验) 按照正规程序,面板数据模型在回归前需检验数据的平稳性。李子奈曾指出,一些非平稳的经济时间序列往往表现出共同的变化趋势,而这些序列间本身不一定有直接的关联,此时,对这些数据进行回归,尽管有较高的R平方,但其结果是没有任何实际意义的。这种情况称为称为虚假回归或伪回归(spurious regression)。他认为平稳的真正含义是:一个时间序列剔除了不变的均值(可视为截距)和时间趋势以后,剩余的序列为零均值,同方差,即白噪声。因此单位根检验时有三种检验模式:既有趋势又有截距、只有截距、以上都无。 因此为了避免伪回归,确保估计结果的有效性,我们必须对各面板序列的平稳性进行检验。而检验数据平稳性最常用的办法就是单位根检验。首先,我们可以先对面板序列绘制时序图,以粗略观测时序图中由各个观测值描出代表变量的折线是否含有趋势项和(或)截距项,从而为进一步的单位根检验的检验模式做准备。 单位根检验方法的文献综述:在非平稳的面板数据渐进过程中,Levin andLin(1993) 很早就发现这些估计量的极限分布是高斯分布,这些结果也被应用在有异方差的面板数据中,并建立了对面板单位根进行检验的早期版本。后来经过Levin et al. (2002)的改进,提出了检验面板单位根的LLC 法。Levin et al. (2002) 指出,该方法允许不同截距和时间趋势,异方差和高阶序列相关,适合于中等维度(时间序列介于25~250 之间,截面数介于10~250 之间) 的面板单位根检验。Im et al. (1997) 还提出了检验面板单位根的IPS 法,但Breitung(2000) 发现IPS 法对限定性趋势的设定极为敏感,并提出了面板单位根检验的Breitung 法。Maddala and Wu(1999)又提出了ADF-Fisher和PP-Fisher面板单位根检验方法。 由上述综述可知,可以使用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher 和PP-Fisher5种方法进行面板单位根检验。 其中LLC-T 、BR-T、IPS-W 、ADF-FCS、PP-FCS 、H-Z 分别指Levin, Lin & Chu t* 统计量、Breitung t 统计量、lm Pesaran & Shin W 统计量、ADF- Fisher Chi-square统计量、PP-Fisher Chi-square 统计量、Hadri Z统计量,并且Levin, Lin & Chu t* 统计量、Breitung t统计量的原假设为存在普通的单位根过程,lm Pesaran & Shin W 统计量、ADF- Fisher Chi-square统计量、PP-Fisher Chi-square统计量的原假设为存在有效的单位根过程,Hadri Z统计量的检验原假设为不存在普通的单位根过程。 有时,为了方便,只采用两种面板数据单位根检验方法,即相同根单位根检验LLC (Levin-Lin-Chu)检验和不同根单位根检验Fisher-ADF检验(注:对普通序列(非面板序列)的单位根检验方法则常用ADF检验),如果在两种检验中均拒绝存在单位根的原假设则我们

我国城乡居民收入差距分析

我国城乡居民收入差距分析 摘要:改革开放以来,我国的经济建设和社会进步是有目共睹的,但是由于城乡二元结构等原因,导致城乡的发展很不平衡,居民的收入差距持续扩大,我国已成为城乡收入差距最悬殊的国家之一,这一问题严重制约了我国建设社会主义和谐社会进程。本文将研究上述问题,通过模型分析以期得出解决城乡收入差距不断扩大的有效途径。 关键字:城乡收入差距现状分析模型途径 RESEARCH ON THE INE DIFFERENCE BETWEEN URBAN AND RURAL RESIDENTS IN CHINA Abstract:Since reform and opening-up,the ine level of the urban and rural residents of our country has been improved notably.But there is a big problem, that is,the development among cities and rural areas are not the same, there are so many differences.Nowadays,our country has been one of countries which have the largest differences in development among urban and rural. It has influenced the progress ofsociety with socialism in our country. This model is hoped to find an effective solution to solve out this problem through the analytic model. Keywords: ine inequality; model; way

浅谈城乡收入差距

浅谈城乡收入差距 浅谈城乡收入差距 摘要:从1998年以来,我国城乡收入差距不断扩大,这对社会的发展和稳定有着非常不利的影响。本文从体制和制度两方面分析城乡收入差距不断扩大的原因,进而提出缩小城乡收入差距的对策和建议。 关键词:城乡收入差距;体制和制度;对策 一、概述 城乡收入差距一直以来都是大家非常关心的一个热点话题。之所以这个话题能够获得如此高的关注度,原因就在于它与国计民生的密切相关,并且在政府政策的制定中起着重要的作用。1985~2008年城乡收入差距的具体情况见图1。 由图可见,从1998年至今,城乡收入差距呈现扩大的趋势。到了2008年,城乡居民收入的差距已经达到了达到3.31∶1。而来自世界银行的有关资料显示,世界上多数国家的城乡收入之比为 1.5∶1,我国的这一比例明显大大超过了世界各国的水平。 在城乡居民收入差距变化的过程中,一定范围内的差距对经济发展、社会稳定是有积极的作用的。但是,过高的差距不仅不会对经济发展起到促进作用,反而会阻碍经济发展。其负作用主要有以下几点。 (1)不利于社会稳定,从而影响改革发展的进程。 (2)不利于经济的可持续发展。 (3)不利于社会主义和谐社会的构建。 因此,研究城乡收入差距产生的原因并找到相应的对策,是有重要的意义的。 二、原因分析 我认为,造成城乡收入差距的原因主要有两个方面:体制原因和制度原因。下面逐一进行具体分析。 (一)体制原因 1.城乡分割的二元经济体制

第一,我国历史上存在的城乡二元经济结构决定了城乡居民在劳动生产率方面的巨大差异,但实行城乡分割的二元经济体制加剧了城乡发展的不同步,是导致城乡居民收入差距持续扩大的主要原因。我国一贯的发展策略是工业先于农业,对工业发展的投入远远大于农业。从目前的数据可以看出,第一产业对GDP的贡献是最小的,而且在不断下降,而第二、第三产业对GDP的贡献是逐年上升的。 第二,工业和农业部门生产方式和产品需求方式的差别也是导致城乡收入差距的原因之一。首先,农业部门中存在收益递减规律,城镇工业不仅不存在收益效率递减规律,反而呈现收益递增趋势。其次,农产品收入需求弹性低,导致农村人均收入的增长速度要慢于城镇人均收入的增长。最后,大量的农村剩余劳动力使农村的人地比很高,而较高的人地比妨碍农业采纳节省人力的技术,其结果就是极低的劳动力回报率。这些都是城乡收入差距形成的原因。 第三,户籍制度和城镇就业制度也是造成城乡收入差距的重要原因之一。由于实行城市和农村两种户籍制度,造成城乡劳动力市场分割和城市劳动力市场对农民的封闭,并且造成了城乡居民在社会地位、物质待遇上的巨大差别。一些城镇对大量涌进的农民工采取不公平的歧视政策,甚至制定了限制使用农民工的政策,使农民享受不到公平的就业机会、薪酬水平、福利待遇,从而导致农村劳动力长期禁锢于农村和农业,使农民的非农收入减少。这在客观上也制约了农民收入的增长,促使城乡收入差距不断拉大。 2.改革体制 第一,对外开放。我国的对外开放基本按照东、中、西部的顺序逐步展开。先开放的地区享受到了国家在投资、贸易、税收、财政、吸引外资等多方面的优惠,加之其本身就具有的一些优势条件,使它们更多地获得了对外开放的好处,成为我国对外开放的最大受益者。随着对外开放的进行,东、西、中部的差距逐渐增大。而且由于开放的渐进性,先开放地区也同时享受到了开放的时间优势,而这个时间优势又进一步转化为竞争优势,进而进一步扩大了经济发展的差距。而这种发展的差距又很快地反映到了居民的收入差距上。另外,中西部地区在自身的经济基础、人力、技术等方面是无法与东部发达地区

面板数据分析方法步骤

1.面板数据分析方法步骤 面板数据的分析方法或许我们已经了解许多了,但是到底有没有一个基本的步骤呢?那些步骤是必须的?这些都是我们在研究的过程中需要考虑的,而且又是很实在的问题。面板单位根检验如何进行?协整检验呢?什么情况下要进行模型的修正?面板模型回归形式的选择?如何更有效的进行回归?诸如此类的问题我们应该如何去分析并一一解决?以下是我近期对面板数据研究后做出的一个简要总结,和大家分享一下,也希望大家都进来讨论讨论。 步骤一:分析数据的平稳性(单位根检验) 按照正规程序,面板数据模型在回归前需检验数据的平稳性。李子奈曾指出,一些非平稳的经济时间序列往往表现出共同的变化趋势,而这些序列间本身不一定有直接的关联,此时,对这些数据进行回归,尽管有较高的R平方,但其结果是没有任何实际意义的。这种情况称为虚假回归或伪回归(spurious regression)。他认为平稳的真正含义是:一个时间序列剔除了不变的均值(可视为截距)和时间趋势以后,剩余的序列为零均值,同方差,即白噪声。因此单位根检验时有三种检验模式:既有趋势又有截距、只有截距、以上都无。 因此为了避免伪回归,确保估计结果的有效性,我们必须对各面板序列的平稳性进行检验。而检验数据平稳性最常用的办法就是单位根检验。首先,我们可以先对面板序列绘制时序图,以粗略观测时序图中由各个观测值描出代表变量的折线是否含有趋势项和(或)截距项,从而为进一步的单位根检验的检验模式做准备。 单位根检验方法的文献综述:在非平稳的面板数据渐进过程中,Levin andLin(1993) 很早就发现这些估计量的极限分布是高斯分布,这些结果也被应用在有异方差的面板数据中,并建立了对面板单位根进行检验的早期版本。后来经过Levin et al. (2002)的改进,提出了检验面板单位根的LLC 法。Levin et al. (2002) 指出,该方法允许不同截距和时间趋势,异方差和高阶序列相关,适合于中等维度(时间序列介于25~250 之间,截面数介于10~250 之间) 的面板单位根检验。Im et al. (1997) 还提出了检验面板单位根的IPS 法,但Breitung(2000) 发现IPS 法对限定性趋势的设定极为敏感,并提出了面板单位根检验的Breitung 法。Maddala and Wu(1999)又提出了ADF-Fisher和PP-Fisher面板单位根检验方法。 由上述综述可知,可以使用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher 和PP-Fisher5种方法进行面板单位根检验。 其中LLC-T 、BR-T、IPS-W 、ADF-FCS、PP-FCS 、H-Z 分别指Levin, Lin & Chu t* 统计量、Breitung t 统计量、lm Pesaran & Shin W 统计量、

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