对外贸易、人口结构对浙江省城乡收入差异的影响

1、对外贸易、人口结构对浙江省城乡收入差异的阻碍浙江财经学院 金樟峰、斯亮、刘彧茜摘要：本文以浙江省城乡收入差异为研究对象，通过对浙江省城乡收入差异、对外贸易和人口结构的现状描述，探究对外贸易、人口结构与地区城乡收入差异之间的变动规律，并运用面板数据模型进一步研究对外贸易和人口结构变动对地区城乡收入差异的阻碍。研究结果显示：1、对外进出口贸易能缩小地区内部的城乡收入差异；2、60周岁以下人口比例的增加会扩大城乡收入差距，其中18周岁以上35周岁以下的人口比例变动阻碍最为明显，而60周岁以上人口比例的增加会缩小城乡收入差距；3、尽管各地区内部的城乡收入差异逐年下降，但全省的城乡收入差异并未明显下降，

2、且东北地区的城乡收入差异明显小于西南地区的城乡收入差异。关键词：城乡收入差异；对外贸易；人口结构；面板数据模型The Effect of Trade and Age Structure on the Income Gap Between Rural and Urban Residents of ZhejiangAbstract: The paper documents the effect of trade and age structure upon the income gap between rural and urban residents with the method of des

3、criptive statistical analysis and econometric model .the results are as follows : firstly，the trade has an negative effect on the income gap between rural and urban residents of region of Zhejiang Province; secondly ,the increase of the age below 60 will broaden the income gap between rural and urba

4、n residents ,among which the effect of the age above 35 and below 60 appear to be the most significant. Besides, the age above 60 tend to decrease the gap; thirdly, the income gap between rural and urban residents of Zhejiang Province tends to be larger while that of the region tends to be smaller,

5、whats more , the income gap between rural and urban residents is more obvious in the region of southwest than that of northeast.Key words: income gap between rural and urban residents; trade; structure of age ; panel data 目 录 TOC o 1-3 h z u HYPERLINK l _Toc296858814 1 引 言 PAGEREF _Toc296858814 h 1

6、HYPERLINK l _Toc296858815 2 浙江省城乡收入差异现状 PAGEREF _Toc296858815 h 2 HYPERLINK l _Toc296858816 2.1 城乡收入差异 PAGEREF _Toc296858816 h 2 HYPERLINK l _Toc296858817 2.2 浙江省城乡收入差异现状 PAGEREF _Toc296858817 h 3 HYPERLINK l _Toc296858818 2.2.1 全省城乡收入差异现状 PAGEREF _Toc296858818 h 3 HYPERLINK l _Toc296858819 2.2.2 各地

7、区城乡收入差异现状 PAGEREF _Toc296858819 h 4 HYPERLINK l _Toc296858820 3 浙江省对外贸易和人口结构现状 PAGEREF _Toc296858820 h 7 HYPERLINK l _Toc296858821 3.1 全省对外贸易和人口结构现状 PAGEREF _Toc296858821 h 7 HYPERLINK l _Toc296858822 3.2 各地区对外贸易和人口结构的现状 PAGEREF _Toc296858822 h 8 HYPERLINK l _Toc296858823 3.2.1 对外贸易 PAGEREF _Toc2968

8、58823 h 8 HYPERLINK l _Toc296858824 3.2.3 人口结构 PAGEREF _Toc296858824 h 11 HYPERLINK l _Toc296858825 4 对外贸易、人口结构对浙江省城乡收入差异的阻碍 PAGEREF _Toc296858825 h 13 HYPERLINK l _Toc296858826 4.1 面板模型介绍 PAGEREF _Toc296858826 h 14 HYPERLINK l _Toc296858827 4.2 实证分析 PAGEREF _Toc296858827 h 16 HYPERLINK l _Toc296858

9、828 4.3 模型小结 PAGEREF _Toc296858828 h 18 HYPERLINK l _Toc296858829 5 结论与建议 PAGEREF _Toc296858829 h 20 HYPERLINK l _Toc296858830 5.1 结论 PAGEREF _Toc296858830 h 20 HYPERLINK l _Toc296858831 5.2 建议 PAGEREF _Toc296858831 h 21 HYPERLINK l _Toc296858832 6 模型优缺点及改进方向 PAGEREF _Toc296858832 h 22 HYPERLINK l _

10、Toc296858833 参考文献 PAGEREF _Toc296858833 h 23 HYPERLINK l _Toc296858834 附 录 PAGEREF _Toc296858834 h 261 引 言 “十一五”期间，浙江省各地区的城乡收入差异趋于缩小，其中舟山和丽水两地的城乡收入比分不从2006年的2.1和3.61下降为2009年的1.91和3.33 详见表2.2。然而，表2.2中地区间的横向比较也表明，浙江省城乡进展的区域不平衡性问题依旧突出，发达地区与欠发达地区间的城乡收入分配并未呈现明显的趋同效应 详见表2.2。 国际上关于地区之间进展趋势要紧存在着两种不同的观点：一种是新

11、古典增长理论的“趋同假讲”。该假讲认为，由于资本的酬劳递减规律，当发达地区出现资本酬劳递减时，资本就会流向还未出现酬劳递减的欠发达地区，其结果是发达地区的增长速度减慢，而欠发达地区的增速加快，最终导致两类地区发达程度的趋同。另一种观点是，当同时考虑到制度、HYPERLINK /view/2537.htm人力资源等因素时，往往会出现另外一种结果，即发达地区与欠发达地区之间呈现“进展趋异”的“马太效应”。目前，关于地区收入分配差异的研究要紧围绕以下两方面展开:一是研究地区收入分配差异的差不多趋势；二是探究阻碍地区收入分配差异的要紧因素。这些成果有：张平（1998）2，Dwayne Benjamin

12、（2004）3,王小鲁和樊纲（2004，2005）4-5，万广华和周章越（2005）6，陶涛（2010）7等文章。关于对外贸易对地区收入分配的阻碍，魏尚进（2002）8、徐水安（2003）9等人认为对外贸易能缩小地区收入差距；而Bourguignon 和Morrisson（1990）10、万广华（2005）11、赵莹（2003）12、王少瑾（2007）13、李汉君（2010）14等人则认为对外贸易会引起收入差距的扩大。关于人口结构变动对地区收入分配的阻碍，Bryan L和Boulier(1975)15，Irma Adelman 和Sherman Robinson(1977)16，Angus S

13、. Deaton 和 Christina H. Paxson (1995，1997，1998)17，曲兆鹏（2008）18等人认为老龄化程度的提高会阻碍地区收入分配差异。依照上述研究成果，本文以浙江省城乡收入差异为研究对象，通过分析浙江省城乡收入差异、对外贸易和人口结构的变动趋势，探究对外贸易、人口结构与地区城乡收入差异之间的变动规律，并运用面板数据模型进一步研究对外贸易和人口结构的变动对地区城乡收入差异的阻碍，从而正确认识浙江省的城乡收入差异问题，同时为政府决策提供相关的参考和建议。本文的研究思路如下：首先，通过基尼系数和城乡收入比分析浙江省城乡收入差异的变动趋势；其次，分不从浙江省对外贸易

14、及人口结构的变动来分析其现状；再次，通过面板数据模型研究对外贸易、人口结构变动对浙江省地区城乡收入差异的阻碍；最后，总结本文相关研究成果并提出相应的建议。2 浙江省城乡收入差异现状本章研究浙江省城乡收入差异现状：首先，对城乡收入差异的概念进行界定，并确定其衡量指标；其次，分析浙江省整体及各地区城乡收入差异的变动趋势；最后，对浙江省城乡收入差异现状进行小结。2.1 城乡收入差异 城乡收入差异19指城镇居民可支配收入与农村居民纯收入的差异，包括绝对收入差异和相对收入差异。绝对收入差异是指不同群体或个人的收入差距的绝对数；相对收入差异是指用收入比重或收入相对份额来表示不同群体或个人之间的收入差距。在

15、本文的分析中，城乡收入差异指城乡相对收入差异。关于城乡收入差异的衡量指标方面，本文选择城乡收入比和基尼系数两个指标进行研究。其中城乡收入比是指城镇居民可支配收入与农村居民纯收入的比值；而关于基尼系数，经济学含义指在全部居民收入中，用于进行不平均分配的那部分收入占总收入的百分比，由于统计局公布的数据中只有城镇和农村单独的基尼系数，以下依照R.M.Sundrum20的二分法来计算城乡居民整体的基尼系数，计算公式如下： （2.1） 上式(2.1)中，是全省城乡居民收入分配的基尼系数；和分不表示农村居民和城镇居民的基尼系数；和分不表示在总人口中农村居民、城镇居民各自的人口比重；和分不表示农村居民、城镇

16、居民的人均收入；是全体居民的人均收入。可见，依照浙江统计局的城镇基尼系数和农村基尼系数可得浙江省城乡居民整体的基尼系数；依照浙江统计年鉴的城镇可支配收入和农民纯收入数据可得城乡收入比数据。2.2 浙江省城乡收入差异现状 2.2.1 全省城乡收入差异现状以下依照浙江省城乡居民整体的基尼系数和城乡收入比两组数据，分析浙江省城乡收入差异的现状。表2.1浙江省整体的基尼系数与城乡收入差异年份城镇基尼系数农村基尼系数总体基尼系数农民纯收入/元城镇可支配收入/元城乡收入绝对差城乡收入相对比(城镇/农村）19820.13960.18760.192619830.15380.20090.202419840.14

17、470.21980.212019850.15030.25540.24805499043551.6519860.14400.26250.266560911044951.8119870.14570.28500.270572512285031.6919880.16410.30710.290690215896871.7619890.17010.30330.2897101117977861.7819900.17500.30070.2867109919328331.7619910.17400.29660.2850121121439321.7719920.17700.33610.32161359261912

18、601.9319930.20800.34440.33931746362618802.0819940.21400.34000.35202225506628412.2819950.21970.30780.32062966622132552.1019960.21870.31960.31963463695634932.0119970.21630.34260.33073684735936752.0019980.23300.35540.34263815783740222.0519990.24500.35630.35013948842844802.1320000.25640.34500.3489425492

19、7950252.1820010.27860.34170.357945821046558832.2820020.28040.35640.371949401171667762.3720030.30460.36350.381954311318077492.4320040.32450.35780.379060961454684502.3920050.31980.36780.387066601629496342.452006733518265109302.492007826520574123092.492008925822727134692.4520091000724611146042.46数据来源讲明

20、：表中第2、3列数据来自于高玲芬(2008)，第4列数据依照前两列数据用公式（2.1）得到，第5、6列数据来自新中国六十年统计年鉴，而第7、8列数据由前两列数据计算得到。由表2.1可知，浙江省的城镇基尼系数从1982年的0.1396上升到2005年的0.3198，其中1993年和2003年为两个关键点，分不突破0.2和0.3两条基准线 联合国有关组织规定：基尼系数小于0.2为收入绝对平均；基尼系数在0.20.3为比较平均；基尼系数在0.30.4为相对合理；基尼系数在0.40.5为收入差距较大。 联合国有关组织规定：基尼系数小于0.2为收入绝对平均；基尼系数在0.20.3为比较平均；基尼系数在0

21、.30.4为相对合理；基尼系数在0.40.5为收入差距较大。图2.1 浙江省整体的基尼系数与城乡收入比 为更直观的分析全省的城乡收入差异状况，表2.1中的总体基尼系数和城乡收入比用时序图2.1来描述。由图2.1可知，浙江省的基尼系数自1982以来，期间有少许波动，但增长趋势明显；而浙江省的城乡收入比近年来虽有所下降，但在整个时期除1994年出现的一个显著波动外上升趋势明显。因此，不管是基尼系数依旧城乡收入比，都反映出浙江省总体的城乡收入差距在“十一五”前呈扩大趋势，而“十一五”期间浙江省的城乡收入差距虽有所缩小，但仍处于较高的水平。2.2.2 各地区城乡收入差异现状为进一步了解浙江省各地区的城

22、乡收入差异状况，以下计算出浙江省11个地级市（杭州、宁波、温州、嘉兴、湖州、绍兴、金华、衢州、舟山、台州和丽水）2003年至2009年的城乡收入比。原始数据见附表A1和A2。表2.2 浙江省各地级市2003年至2009年的城乡收入比地区2009年2008年2007年2006年2005年2004年2003年杭州82.25宁波62.29温州2.422.412.442.882.892.862.89嘉兴1.951.951.981.992.022.092.11湖州1.982.012.012.28绍兴62.262.272.242.14金华2.552.592.852.902.792.772.76衢州2.66

23、2.642.702.712.682.602.53舟山1.911.962.012.54台州2.442.482.512.582.602.682.54丽水3.333.513.643.613.603.583.54数据来源讲明：各地区的城镇居民可支配收入和农民纯收入数据来自2004年至2010年的浙江统计年鉴，而表中城乡收入比系城镇居民可支配收入与农民纯收入的比值。由表2.2可知，从2003年至2009年期间，各地区的城乡收入比呈下降趋势，如杭州的城乡收入从2003年的2.25下降为2009年的2.21，而宁波也从原先的2.29降为2.15。然而，通过地区间的横向比较也发觉，2003年的最小值为嘉兴的2

24、.11，最大值为丽水的3.54；而2009年的最小值为舟山的1.91，最大值为丽水的3.33。因此，尽管城乡收入比均趋于下降，但因起始点和下降速度不同，地区间的城乡收入比差异明显。图2.2 浙江省各地级市的城乡收入差异由图2.2可知，浙江省各地区的城乡收入比均逐年下降，但地区间差异明显。其中丽水、金华、衢州等地区城乡收入差异较大，而嘉兴、湖州、舟山等地区的城乡收入差异相对较小。为进一步分析地区的地理位置分布与城乡收入差异大小之间的联系，以下把浙江省的11个地级市按地理位置分为东北（记为“1”）和西南（记为“0”）两大区域，具体划分详见图2.3。图2.3 浙江省的11个地级市的按东北和西南两大区

25、域划分图2.4 浙江省东北区域和西南区域的城乡收入差异图2.3中的红色曲线把浙江省各地级市划分为东北区域和西南区域划，在图2.2 和图2.4中分不用“1”表示浙江省东北地区，用“0”表示浙江省西南地区。由图2.2和图2.4可知，浙江省东北地区和西南地区的城乡收入差距均逐年下降，但东北地区的城乡收入差异明显小于西南地区的城乡收入差异。综合可知，就全省而言，城乡收入差距在“十一五”前一直处于扩大趋势，在“十一五”期间差距虽有所缩小，但仍处于较高水平；就各地区内部而言，其城乡收入差距逐年下降，但其城乡收入差异水平和下降速度均存在显著差异；此外，浙江省东北地区的城乡收入差异明显小于西南地区的城乡收入差

26、距。3 浙江省对外贸易和人口结构现状本章研究浙江省对外贸易和人口结构现状：首先，分析浙江省整体的对外贸易和人口结构的变动趋势；其次，分析各地区的对外贸易和人口结构变动趋势；最后对浙江省对人口结构现状进行小结。以下依照万广华（2005）等人的研究把对外贸易细分为对外进出口贸易和外商直接投资两方面进行分析，同时依照浙江统计年鉴2003年以后的划分方法把人口划分为18岁以下、18岁以上35岁以下、35岁以上60岁以下及60岁以上4组。3.1 全省对外贸易和人口结构现状表3.1 浙江省对外贸易和人口结构现状年份对外进出口贸易（亿美元）FDI(亿美元）18岁以下（%）18岁以上35岁以下（%）35岁以上

27、60岁以下（%）60岁以上（%）20091877.3599.4017.4224.2242.1516.2120082111.09100.7317.7324.5142.1315.6320071768.56103.6618.2124.8241.915.0720061391.4788.8918.7725.1441.5214.5720051073.9177.2319.3725.6340.8914.122004852.1366.8120.2226.0739.9113.812003614.1154.4920.6326.8238.9613.6数据来源讲明：以上数据均来自2004年至2010年的浙江统计年鉴。由

28、表3.1可知，浙江省的对外进出贸易额从2003年的614.11亿美元增加到2009年的1877.35亿美元，增幅超过了2倍；而浙江省的外商直接投资额从2003年的54.49亿美元上升到2009年的99.4亿美元，增幅不到一倍。与此同时，浙江省的外商直接投资从2007年开始小幅下降，而对外进出口贸易从2008年到2009年下降幅度明显。就人口结构而言，18岁以下和18岁以上35岁以下的人口比例趋于减少，分不由2003年的20.63%和16.82%下降为2009年的17.42%和24.22%，而35岁以下60岁以上和60岁以上的人口比例趋于增加，分不由2003年的38.96%和13.6%上升为20

29、09年的42.15%和16.21%。图3.1 浙江省人口结构变动趋势由图3.1可知，浙江省35岁以上60岁以下人口比例最高，且趋于增长，但增速逐渐放缓；而60岁以上人口比例与18岁以下人口比例间差距越来越小；而18岁以上35岁以下的人口比例也呈缓慢下降的趋势。此外，来自浙江统计局的最新数据表明，截至2010年末，浙江省60岁及以上老年人口占总人口比例为16.6%。而浙江省老龄化工作委员的最新预测表明：在“十二五”期间，浙江省60岁及以上老年人口每年将增加42万，到2015年全省老年人口占总人口比例为20.45%；到2020年，比例将达到 24.18%。综上可知，经历了2008年的金融危机，浙江

30、省的对外贸易在“十一五”末有一定程度的下挫，但整体仍趋于增长；与此同时，相比对外进出口贸易而言，浙江省外商直接投资的比例依旧专门低；此外，浙江省整体的年龄结构日益趋向老龄化 浙江老龄化程度全国第二，仅次于上海。浙江省人口计生委主任章文彪（2010）。 浙江老龄化程度全国第二，仅次于上海。浙江省人口计生委主任章文彪（2010）。3.2 各地区对外贸易和人口结构的现状以下对各地区对外贸易和人口结构的现状进行分析，数据来源于2004年至2010年的浙江统计年鉴，详细数据见附表A1和A2。3.2.1 对外贸易（1） 对外进出口贸易 图3.2 浙江省各地级市2003年至2009年的对外进出口总额由柱形图

31、3.2可知，浙江省各地区2003年至2009年对外进出口总额整体呈上升趋势，但面对2008年的金融危机 姜海波（2009）研究表明：从进出口总额的增长速度看，2000-2008 年浙江省对外贸易进出口总额年平均增速是31.68%，2008 年浙江省进出口总额增速为19.4%，低于平均速度12.28 个百分点；从出口增速看，2000-2008 年浙江省对外贸易出口总额年平均增速32.18%，2008 年浙江省对外贸易出口总额增速为20.3%，低于平均速度11.88 个百分点。，除舟山的个不地区外均有不同程度的下挫，且对外进出口额较多的地区受阻碍程度较大。就地区间的横向比较而言，各地级的对外贸易状

32、况差异明显，除湖州、衢州、丽水、舟山等地区外，其它地区的对外进出口贸易额均已或立即超越100亿美元的关口。其中宁波和杭州 宁波和杭州2009年的人均GDP分不以73998元和74924位居全省前列。两地的贸易额更是遥遥领先于其它地区，相继已超过600亿美元和400亿美元的关口，这与贸易额最少的衢州和丽水两地形成了鲜亮的对比。就增长速度而言，前者在2008年前持续保持较快的增长速度，而后者相比之下几乎没有明显的增长，各地区对外贸易状况的马太效应 姜海波（2009）研究表明：从进出口总额的增长速度看，2000-2008 年浙江省对外贸易进出口总额年平均增速是31.68%，2008 年浙江省进出口总

33、额增速为19.4%，低于平均速度12.28 个百分点；从出口增速看，2000-2008 年浙江省对外贸易出口总额年平均增速32.18%，2008 年浙江省对外贸易出口总额增速为20.3%，低于平均速度11.88 个百分点。 宁波和杭州2009年的人均GDP分不以73998元和74924位居全省前列。 同 = 1 * GB3 。（2） 外商直接投资图3.3 浙江省各地级市2003年至2009年的外商直接投资的绝对数状况图3.4 浙江省各地级市2003年至2009年的外商直接投资相对数状况图3.3表示各年度11个地级市的外商直接投资额；图3.4表示各年度11个地级市的外商直接投资额占地点国民生产总

34、值比例。由图3.3可知，除杭州、宁波和嘉兴等少数几个地区的外商直接投资超过10亿美元关口外，大部分地区的外商直接投资额都不到10亿美元，甚至还在5亿美元关口徘徊。此外，就增长速度而言，除杭州、宁波等地区外，大部分地区都没有明显增长的趋势，甚至有湖州等地区呈现外商直接投资明显减少的趋势。由图3.4可知，除湖州等极少数地区外，大部分地区的外商直接投资额占地区对外贸易总额的比例差不多维持在5%-10%区间内，各时刻上未有明显变动的趋势。其中湖州的外商直接投资额占地区对外贸易总额的比例在2003年曾接近45%，此后一路下滑至15%左右，但其比例仍高居全省各地区的首位。3.2.3 人口结构（1） 18岁

35、以下人口分布图3.5 浙江省各地级市2003年至2009年18岁以下人口比例由图3.5可知，在2003年至2009年期间，18周岁以下的人口占总人口比例在浙江省各地区均呈不同程度下降趋势，这在一定程度上也反映了生育率 李建民（2009）依照主导动力机制的不同类型把生育革命划为三个时期 李建民（2009）依照主导动力机制的不同类型把生育革命划为三个时期:死亡率转变驱动时期、生育意愿转变驱动时期、生育成本约束驱动时期。并认为中国的生育率转变差不多完成,开始进入以成本约束驱动为主导的低生育率时期。（2） 18岁以上35岁以下人口分布图3.6 浙江省各地级市2003年至2009年18岁以上35岁以下人

36、口比例由图3.6可知，在2003年至2009年期间，18周岁以上35周岁以下 该年龄段人口赶上中国第三次婴儿潮：进入1986-1990年，中国主力婴儿潮成家立业，进入生育年龄，又产生了第三次婴儿潮，称作回声婴儿潮 该年龄段人口赶上中国第三次婴儿潮：进入1986-1990年，中国主力婴儿潮成家立业，进入生育年龄，又产生了第三次婴儿潮，称作回声婴儿潮。（3） 35岁以上60岁以下人口分布图3.7 浙江省各地级市2003年至2009年35岁以上60岁以下人口比例由图3.7可知，在2003年至2009年期间，35周岁以上60周岁以下 该年龄段人口恰逢赶上中国第二次婴儿潮，始于 该年龄段人口恰逢赶上中国

37、第二次婴儿潮，始于1962年三年自然灾难结束后，这一波高峰在1965年，持续至1973年，是我国历史上出生人口最多、对后来经济阻碍最大的主力婴儿潮。（4） 60岁以上人口分布图3.8 浙江省各地级市2003年至2009年60岁以上人口比例由图3.8可知，在2003年至2009年期间，60岁以上 该年龄段人口出生恰逢中国第一次婴儿潮，当时刚解放的新中国实行鼓舞生育政策，人口增长率将近300%。的人口占总人口的比例在浙江省各地区呈不同程度上升趋势，且上升速度有加快的趋势，即老龄化问题 该年龄段人口出生恰逢中国第一次婴儿潮，当时刚解放的新中国实行鼓舞生育政策，人口增长率将近300%。 国际上通常把6

38、0岁以上的人口占总人口比例达到10，或65岁以上人口占总人口的比重达到7作为HYPERLINK /view/8426.htm国家或地区进入老龄化社会的标准。综上关于对外贸易和人口结构的比较分析，有如下结论：1、对外进出口贸易额较多的地区整体经济进展也较好；2、大部分地区的外商直接投资并没有显著变化，且地区间的差异不明显；3、各地区各个年龄段的人口比例及变动趋势都存在不同程度的差异：就横向比较而言，温州因较高青壮年人口比例和较少的中老年人口比例有望成为省内最“年轻”的地区，与之相反，嘉兴和舟山两地因较低的青壮年人口比例和较高的中老年人口比例有望进入省内最“老”的地区；就纵向比较而言，各地青壮年人

39、口比例趋于下降，中老年人口比例趋于上升，现有“人口红利” 蔡昉（2011）认为，随着生育率低位运行，我们的人口红利下 蔡昉（2011）认为，随着生育率低位运行，我们的人口红利下降。可能到2015年之后，我们国家人口红利将逐渐消逝。和韩国、泰国等国家出现的人口红利消逝局面不同，我们那时的人均GDP远远低于他们当时的水平。这也意味着，我们中国将出现“未富先老”局面。4 对外贸易、人口结构对浙江省城乡收入差异的阻碍以上两章节分不对浙江省城乡收入差异、对外贸易和人口结构现状进行描述性统计分析。本章通过面板数据模型研究对外贸易、人口结构对浙江省城乡收入差异的阻碍：首先，对面板数据及静态面板数据模型模型进

40、行介绍；其次，对浙江省城乡收入差异进行实证分析；最后，进行模型小结。4.1 面板模型介绍面板数据（Panel Data），又称为纵列数据集（Longitudinal Data Set）是指通过在不同的时期对被观测个体重复观测而得到的数据集。在平衡面板数据集中，同样的个体在每个时期都出现；在非平衡面板数据集中，有些个体往往由于衰减而可不能在每个时期都出现。使用面板数据的优点如下：1、为研究者提供更多的观测数据，提高模型的中的自由度，并降大大低了解释变量之间共线性的可能性，因此提高了计量经济学模型可能效果；2、面板数据同意研究者去分析许多横截面数据或时刻序列数据无法表述清晰的问题；3、面板数据同意

41、研究人员构建和检验相关于横截面数据集和时刻序列数据集更为复杂的模型，应用面板数据方法能够解决或者减小经验研究中与解释变量相关的变量的省略带来的问题（变量内生性问题）。静态面板数据模型的一般形式如下： , （4.1）其中为被解释变量（响应变量）；为解释变量（操纵变量）；为待估参数；为公共截距项；为非观测异质项(非观测效应)；为时刻效应项；为随机扰动项（白噪声）。基于面板数据的建模步骤：（1）模型设定依照研究的目的、经济理论、经验研究选择模型的因变量和自变量，再依照经济理论和样本数据所显示的变量关系，设定理论模型。数理模型是经济理论内在逻辑，它通过描述经济关系的数学方程，在一定的假设下提供了因变量

42、与自变量之间的定性关系，研究这能够通过比较静态分析来对这些关系进行逻辑上的检验。（2）模型可能对设定时期所选择的变量查找样本数据，然后选择合适的方法进行可能，得到参数可能值。在模型可能方法上，有混合OLS，固定效用，随机效用及广义最小二乘可能等方法可能模型参数。混合OLS假设模型中不存在个体效应和时刻效应，如研究对象确实不存在固定效应和时刻效应，OLS方法能够对参数提供无偏，有效且一致的可能量。若固定效应和时刻确实存在，则OLS方法提供的可能量一般差不多上有偏且不一致的；若存在的固定效应可能与某些解释变量相关，则通过固定效应可能法；若固定效应与每一个解释变量都无关，则可通过随机效应模型。其中关

43、于混合最小二乘可能和面板数据模型间的选择通过LM检验来进行，检验步骤如下： 1）可能模型得到残差可能值 2）计算相应的统计量 3）提出原假设 4）提出合适的检验统计量 5）在给定显著现水平下比较检验统计量与临界值的大小，以决定是同意依旧拒绝原假设。假如同意原假设，则讲明非观测效应和时刻效应并不明显，能够直接使用OLS可能方法；假如拒绝原假设，则讲明研究对象中确实存在非观测效应和时刻效应，应该考虑使用面板数据模型方法。 此外，关于随机效应模型和固定效应模型间的选择通过Hausman检验来进行，检验步骤如下： 1）原假设为非观测异质性与解释变量无关，即 2）对原模型用固定效应方法得到可能值，记为

44、3）对原模型用随机效应方法得到可能值，记为 4）构建统计量，计算其方差为 5）构建检验统计量 6）比较检验统计量的值与给定显著性水平下分布的临界值，以此决定是拒绝依旧同意原假设。同意原假设，则研究的问题应该使用随机效应模型，拒绝原假设则应该使用固定效应模型。另外，假如同意原假设，固定效应模型可能量仍然是无偏一致可能量，只是相对随机效应可能量，方差大一些而已。 此外，对随机效应模型来讲，若通过序列相关和异方差检验后发觉存在序列相关和异方差，应选择FGLS可能进行修正。（3）模型检验 所得到的参数可能值和可能式必须通过各种检验，若有一项检验通只是，则需要重新选择可能方法或重新设定模型。其中，要紧的

45、检验包括经济合理性检验和古典统计检验。前者指计量模型中的参数是否满足经济理论模型中定义的定性关系，后者要紧指模型的拟合程度（R2 ），总体显著水平（F检验）和单个系数的显著性水平（t检验）。（4）模型应用通过检验的模型能够用于理论研究或分析实际问题。如利用模型能够进行政策模拟，检验政策效果。一方面对现行政策进行评价，另一方面为选择合理的适宜的方案提供依据。4.2 实证分析4.2.1 模型设定以下通过要素禀赋理论和人口学理论对地区城乡收入差异建立函数关系。在模型变量设定上，因变量为城乡收入差异（P），用log(P) 本文模型变量设置中除虚拟变量外均采纳log形式，以消除量纲阻碍，从而更好的解释模

46、型结果。 本文模型变量设置中除虚拟变量外均采纳log形式，以消除量纲阻碍，从而更好的解释模型结果。依照以上的模型变量设定得出经济理论数学模型： （4.2）这表明log(P)是log（OPEN），log（FDI）等变量的函数，我们以下通过进一步分析确定其计量模型：我们先确定f的具体函数形式 （4.3）由于利用面板数据建模，还必须考虑到时刻效应和固定效应。关于时刻效应项，首先选取一个基期，然后对其它时点各用一个虚拟变量来表示。对每个个体，各给予一个固定效应项。这些变量最终都要出现在面板数据模型中。在本文中，所用的数据时从2003年到2009年共7年的数据，以下选择2003年为基期，构造d04,d0

47、5,d09等6个表示不同时点的虚拟变量。再考虑固定效应项，因此模型为 （4.4） 最后，引入随即扰动项使得模型具有实证性。由以上假设，设定计量经济理论模型为 （4.5）此外，为进一步研究浙江省东北地区与西南地区的收入分配差异，我们将在以上模型基础上，引入区域虚拟变量northeast(地级市属东北区域取“1”，西南区域则取“0”），其余假设条件不变。设定新的计量经济理论模型为： （4.6）4.2.2 面板模型可能模型数据均来自浙江统计年鉴从1996年至2010年期间的数据，模型中涉及价格因素的数据均用当年CPI指数进行消除。模型可能软件采纳STATA10.0。模型变量详见表4.1，模型原始数据

48、详见附录表A1和表A2。以下先通过LM检验，检验结果为P=0.0000，拒绝原假设，即研究对象确实存在非观测效应和时刻效应，考虑面板数据模型方法；然后通过Hausman检验， 检验结果为P=0.0000,同意原假设，即选择随机效应模型；进一步检验随机效应模型结果发觉存在序列相关和异方差，最终选择FGLS可能进行修正。通过比较各模型的可能结果，最终选择广义最小二乘可能模型，各模型可能结果见表4.2。表4.1 模型变量变量定义单位均值标准差最小值最大值P城乡居民收入比2.4640.4381.9093.638OPEN单位GDP的进出口贸易额亿美元/GDP0.0006280.0003800.00009

49、60.00163FDI单位GDP的外资使用额万元/GDP0.4180.3220.0000691.095Age1地区18岁以下人口比例%18.4972.29112.5322.78Age218岁到35岁人口比例%24.6542.94519.8231.24Age335岁到60岁人口比例%41.8043.30533.1347.69Age460岁以上人口比例%15.0111.55012.2819.14d042004年（年度虚拟变量）0/1d052005年（年度虚拟变量）0/1d062006年（年度虚拟变量）0/1d072007年（年度虚拟变量）0/1d082008年（年度虚拟变量）0/1d092009年

50、（年度虚拟变量）0/1northeast东北区域（虚拟变量）0/14.2.3 面板模型检验模型7，8，15和16均通过FGLS可能消除自相关和异方差阻碍，模型7在的显著性水平下，除log(FDI)和d04外的所有系数均显著；模型8在的显著性水平下，除log(FDI),age1和age2外的其它系数均显著；模型15和模型16的northeast虚拟变量前的系数均显著。模型的详细检验结果见表4.2和附表A3。与此同时，对以上通过古典统计检验的模型和变量进行经济合理性的检验发觉：对外进出口贸易对城乡收入差异呈负反馈效应，18岁以下和18岁以上35岁以下的人口比例都呈正反馈效应，35岁以上60岁以下和

51、60岁以上人口比例呈负反馈效应。上述结论与此前的经济学假定与定性分析结构差不多一致。4.3 模型小结 (1) 模型7和模型8中，在其它因素不变情况下，单位GDP的对外贸易额与城乡收入比值呈负相关，单位GDP的对外贸易额每增加1%，城乡收入比例下降0.043%；在其它因素不变情况下，单位GDP的外商直接投资对城乡收入比值无显著阻碍。 (2) 模型7中，在其它因素不变情况下，18周岁以下人口比例每增加1%，城乡收入比值增加0.037%；在其它因素不变情况下，18周岁以上35周岁以下人口比例每增加1%，城乡收入比值增加0.045%；在其它因素不变情况下，35周岁以上60周岁以下人口比例每增加1%，城

52、乡收入比值增加0.029%。(3) 模型8中，在其它因素不变情况下，60周岁以上人口比例每增加1%，城乡收入比值减少0.050%。(4) 模型15中，在其它因素不变的情况下，浙江省东北地区的城乡收入比值比西南地区的城乡收入比值地14.27%，进一步修正为15.34%。(5) 模型16中，在其它因素不变的情况下，浙江省东北地区的城乡收入比值比西南地区的城乡收入比值低11.08% ，进一步修正为11.72%。(6) 从年份虚拟变量看，在其它因素保持不变情况下，时刻效应使城乡收入差距扩大，同时增速趋缓。表4.2 模型输出结果一因变量=log(P)自变量混合OLSREFEFGLS模型1模型2模型3模型

53、4模型5模型6模型7模型8回归系数回归系数回归系数回归系数_cons-2.444(1.309)1.059(0.657)3.058(1.036)4.18(0.898)4.079(1.083)4.085(1.269)-2.528(0.731)1.4044(0.309)Log(OPEN)-0.099(0.022)-0.103(0.022)-0.06(0.03)-0.050(0.027)-0.062(0.030)-0.061(0.032)-0.0429(0.018)-0.043(0.015)Log(FDI)-0.001(0.010)-0.000(0.010)-0.004(0.005)-0.004(0.

54、005)-0.004(0.005)-0.004(0.004)0.0004(0.003)0.0012(0.003)Age10.035(0.014)0.009(0.009)0.001(0.011)0.0373(0.008)Age20.040(0.014)0.004(0.009)-0.034(0.015)-0.042(0.012)-0.056(0.016)-0.055(0.014)0.045(0.007)0.0031(0.004)Age30.020(0.017)-0.012(0.009)-0.047(0.015)-0.056(0.013)-0.055(0.016)-0.055(0.019)0.028

55、9(0.010)-0.0063(0.004)Age40.043(0.016)0.023(0.014)0.001(0.022)0.0500(0.008)d040.023(0.039)0.029(0.038)0.018(0.018)0.023(0.018)0.008(0.019)0.009(0.022)0.0169(0.009)0.0179(0.009)d050.057(0.039)0.063(0.039)0.058(0.023)0.067(0.024)0.037(0.031)0.039(0.039)0.0315(0.012)0.0316(0.012)d060.103(0.040)0.111(0.

56、040)0.088(0.028)0.103(0.030)0.055(0.040)0.059(0.054)0.0624(0.014)0.0648(0.014)d070.110(0.041)0.121(0.041)0.078(0.032)0.101(0.036)0.035(0.047)0.040(0.068)0.0825(0.016)0.0886(0.015）d080.122(0.043)0.137(0.044)0.062(0.036)0.093(0.043)0.010(0.053)0.016(0.080)0.0918(0.019)0.1058(0.018)d090.122(0.048)0.143

57、(0.050)0.034(0.039)0.074(0.049)-0.029(0.057)-0.022(0.093)0.0963(0.022)0.1219(0.022)17.2217.545.545.54 0.7446 0.74800.70130.7054 0.88460.89060.93850.9360 67.1070.99227.90298.99观看数77截面数11时期数7 综合以上研究结果可知，模型实证结果差不多符合模型构建之前的预推断：就对外贸易而言，对外进出口贸易的增加能缩小地区城乡收入差异，而外商直接投资对地区的城乡收入差异阻碍不显著；就年龄结构而言，60周岁以下人口比例的增加会扩大

58、城乡收入差距，其中18周岁以上35周岁以下人口比例变动的阻碍最为明显，而60周岁以上人口比例的增加会缩小城乡收入差距，或者能够讲青壮年人口比例变动对地区城乡收入差异发挥正反馈效应，而中老年人口比例变动将发挥负反馈作用；就东北区域和西南区域的收入分配比较而言，前者的城乡收入差异明显小于后者。5 结论与建议以上先后通过定性和定量分析方法就对外贸易和人口结构对地区城乡收入差异的阻碍进行研究。以下为本文的研究结论及笔者对缩小地区城乡收入差异的建议。5.1 结论5.1.1 对外进出口贸易能缩小地区城乡收入差异该结论符合传统的Heckscher-Ohlin模型（赫克歇尔俄林）以及Stolper-Samue

59、lson定理（斯托尔珀萨缪尔森），即中国在劳动密集型的产品上具有比较优势，贸易开放有利于出口更多劳动密集型产品，进口更多资本和技术密集型产品，贸易的增加最终促使要素价格均等化，从而降低收入不平等的程度。与此同时，魏尚进（2002）的研究认为，对外开放为农村的工业化提供了机会，具体到中国的情况，确实是改革开放之后乡镇企业的蓬勃进展极大地提高了农民收入，从而缩小了城乡收入差距。就浙江省各区域内部而言，在现有的城乡二元结构下，对外进出口贸易虽可不能改变现有的户籍制度，但由于目前浙江仍以劳动密集型产业为主，对外进出口贸易能够增加更多的劳动力需求，为增加劳动力的供给，政府会放宽农村劳动力的流淌限制，这将

60、吸引更多农村劳动力进入都市，从而提高农民的非农就业收入，进而一定程度上缩小了区域内部的城乡收入差距。此外，上文的实证分析结果表明浙江省西南地区的城乡收入差距相比东北地区更大，进一步论证了对外进出口贸易对缩小地区城乡差距作用明显。5.1.2 外商直接投资对城乡收入差距阻碍不显著宁自军（2007）32研究指出：来自于自然地理差异与国家战略投资的约束, 造就了各地区经济的进展模式, 进而导致江浙两省在投资主体与产业结构的差异, 而投资主体的不同, 使得浙江省早期的引资工作更多表现为自发和内生性, 政府仅起着促进、辅助性、引导的作用, 而江苏的引资工作明显地表现为政府的驱动。产业结构差异促使江苏省拥有