對外貿(mào)易、人口結構對浙江省城鄉(xiāng)收入差異的影響

1、對外貿(mào)易、人口結構對浙江省城鄉(xiāng)收入差異的阻礙浙江財經(jīng)學院 金樟峰、斯亮、劉彧茜摘要：本文以浙江省城鄉(xiāng)收入差異為研究對象，通過對浙江省城鄉(xiāng)收入差異、對外貿(mào)易和人口結構的現(xiàn)狀描述，探究對外貿(mào)易、人口結構與地區(qū)城鄉(xiāng)收入差異之間的變動規(guī)律，并運用面板數(shù)據(jù)模型進一步研究對外貿(mào)易和人口結構變動對地區(qū)城鄉(xiāng)收入差異的阻礙。研究結果顯示：1、對外進出口貿(mào)易能縮小地區(qū)內(nèi)部的城鄉(xiāng)收入差異；2、60周歲以下人口比例的增加會擴大城鄉(xiāng)收入差距，其中18周歲以上35周歲以下的人口比例變動阻礙最為明顯，而60周歲以上人口比例的增加會縮小城鄉(xiāng)收入差距；3、盡管各地區(qū)內(nèi)部的城鄉(xiāng)收入差異逐年下降，但全省的城鄉(xiāng)收入差異并未明顯下降，

2、且東北地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差異明顯小于西南地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差異。關鍵詞：城鄉(xiāng)收入差異；對外貿(mào)易；人口結構；面板數(shù)據(jù)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 錄 TOC o 1-3 h z u HYPERLINK l _Toc296858814 1 引 言 PAGEREF _Toc296858814 h 1

6、HYPERLINK l _Toc296858815 2 浙江省城鄉(xiāng)收入差異現(xiàn)狀 PAGEREF _Toc296858815 h 2 HYPERLINK l _Toc296858816 2.1 城鄉(xiāng)收入差異 PAGEREF _Toc296858816 h 2 HYPERLINK l _Toc296858817 2.2 浙江省城鄉(xiāng)收入差異現(xiàn)狀 PAGEREF _Toc296858817 h 3 HYPERLINK l _Toc296858818 2.2.1 全省城鄉(xiāng)收入差異現(xiàn)狀 PAGEREF _Toc296858818 h 3 HYPERLINK l _Toc296858819 2.2.2 各地

7、區(qū)城鄉(xiāng)收入差異現(xiàn)狀 PAGEREF _Toc296858819 h 4 HYPERLINK l _Toc296858820 3 浙江省對外貿(mào)易和人口結構現(xiàn)狀 PAGEREF _Toc296858820 h 7 HYPERLINK l _Toc296858821 3.1 全省對外貿(mào)易和人口結構現(xiàn)狀 PAGEREF _Toc296858821 h 7 HYPERLINK l _Toc296858822 3.2 各地區(qū)對外貿(mào)易和人口結構的現(xiàn)狀 PAGEREF _Toc296858822 h 8 HYPERLINK l _Toc296858823 3.2.1 對外貿(mào)易 PAGEREF _Toc2968

8、58823 h 8 HYPERLINK l _Toc296858824 3.2.3 人口結構 PAGEREF _Toc296858824 h 11 HYPERLINK l _Toc296858825 4 對外貿(mào)易、人口結構對浙江省城鄉(xiāng)收入差異的阻礙 PAGEREF _Toc296858825 h 13 HYPERLINK l _Toc296858826 4.1 面板模型介紹 PAGEREF _Toc296858826 h 14 HYPERLINK l _Toc296858827 4.2 實證分析 PAGEREF _Toc296858827 h 16 HYPERLINK l _Toc296858

9、828 4.3 模型小結 PAGEREF _Toc296858828 h 18 HYPERLINK l _Toc296858829 5 結論與建議 PAGEREF _Toc296858829 h 20 HYPERLINK l _Toc296858830 5.1 結論 PAGEREF _Toc296858830 h 20 HYPERLINK l _Toc296858831 5.2 建議 PAGEREF _Toc296858831 h 21 HYPERLINK l _Toc296858832 6 模型優(yōu)缺點及改進方向 PAGEREF _Toc296858832 h 22 HYPERLINK l _

10、Toc296858833 參考文獻 PAGEREF _Toc296858833 h 23 HYPERLINK l _Toc296858834 附 錄 PAGEREF _Toc296858834 h 261 引 言 “十一五”期間，浙江省各地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差異趨于縮小，其中舟山和麗水兩地的城鄉(xiāng)收入比分不從2006年的2.1和3.61下降為2009年的1.91和3.33 詳見表2.2。然而，表2.2中地區(qū)間的橫向比較也表明，浙江省城鄉(xiāng)進展的區(qū)域不平衡性問題依舊突出，發(fā)達地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)間的城鄉(xiāng)收入分配并未呈現(xiàn)明顯的趨同效應 詳見表2.2。 國際上關于地區(qū)之間進展趨勢要緊存在著兩種不同的觀點：一種是新

11、古典增長理論的“趨同假講”。該假講認為，由于資本的酬勞遞減規(guī)律，當發(fā)達地區(qū)出現(xiàn)資本酬勞遞減時，資本就會流向還未出現(xiàn)酬勞遞減的欠發(fā)達地區(qū)，其結果是發(fā)達地區(qū)的增長速度減慢，而欠發(fā)達地區(qū)的增速加快，最終導致兩類地區(qū)發(fā)達程度的趨同。另一種觀點是，當同時考慮到制度、HYPERLINK /view/2537.htm人力資源等因素時，往往會出現(xiàn)另外一種結果，即發(fā)達地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)之間呈現(xiàn)“進展趨異”的“馬太效應”。目前，關于地區(qū)收入分配差異的研究要緊圍繞以下兩方面展開:一是研究地區(qū)收入分配差異的差不多趨勢；二是探究阻礙地區(qū)收入分配差異的要緊因素。這些成果有：張平（1998）2，Dwayne Benjamin

12、（2004）3,王小魯和樊綱（2004，2005）4-5，萬廣華和周章越（2005）6，陶濤（2010）7等文章。關于對外貿(mào)易對地區(qū)收入分配的阻礙，魏尚進（2002）8、徐水安（2003）9等人認為對外貿(mào)易能縮小地區(qū)收入差距；而Bourguignon 和Morrisson（1990）10、萬廣華（2005）11、趙瑩（2003）12、王少瑾（2007）13、李漢君（2010）14等人則認為對外貿(mào)易會引起收入差距的擴大。關于人口結構變動對地區(qū)收入分配的阻礙，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，曲兆鵬（2008）18等人認為老齡化程度的提高會阻礙地區(qū)收入分配差異。依照上述研究成果，本文以浙江省城鄉(xiāng)收入差異為研究對象，通過分析浙江省城鄉(xiāng)收入差異、對外貿(mào)易和人口結構的變動趨勢，探究對外貿(mào)易、人口結構與地區(qū)城鄉(xiāng)收入差異之間的變動規(guī)律，并運用面板數(shù)據(jù)模型進一步研究對外貿(mào)易和人口結構的變動對地區(qū)城鄉(xiāng)收入差異的阻礙，從而正確認識浙江省的城鄉(xiāng)收入差異問題，同時為政府決策提供相關的參考和建議。本文的研究思路如下：首先，通過基尼系數(shù)和城鄉(xiāng)收入比分析浙江省城鄉(xiāng)收入差異的變動趨勢；其次，分不從浙江省對外貿(mào)易

14、及人口結構的變動來分析其現(xiàn)狀；再次，通過面板數(shù)據(jù)模型研究對外貿(mào)易、人口結構變動對浙江省地區(qū)城鄉(xiāng)收入差異的阻礙；最后，總結本文相關研究成果并提出相應的建議。2 浙江省城鄉(xiāng)收入差異現(xiàn)狀本章研究浙江省城鄉(xiāng)收入差異現(xiàn)狀：首先，對城鄉(xiāng)收入差異的概念進行界定，并確定其衡量指標；其次，分析浙江省整體及各地區(qū)城鄉(xiāng)收入差異的變動趨勢；最后，對浙江省城鄉(xiāng)收入差異現(xiàn)狀進行小結。2.1 城鄉(xiāng)收入差異 城鄉(xiāng)收入差異19指城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民純收入的差異，包括絕對收入差異和相對收入差異。絕對收入差異是指不同群體或個人的收入差距的絕對數(shù)；相對收入差異是指用收入比重或收入相對份額來表示不同群體或個人之間的收入差距。在

15、本文的分析中，城鄉(xiāng)收入差異指城鄉(xiāng)相對收入差異。關于城鄉(xiāng)收入差異的衡量指標方面，本文選擇城鄉(xiāng)收入比和基尼系數(shù)兩個指標進行研究。其中城鄉(xiāng)收入比是指城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民純收入的比值；而關于基尼系數(shù)，經(jīng)濟學含義指在全部居民收入中，用于進行不平均分配的那部分收入占總收入的百分比，由于統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)中只有城鎮(zhèn)和農(nóng)村單獨的基尼系數(shù)，以下依照R.M.Sundrum20的二分法來計算城鄉(xiāng)居民整體的基尼系數(shù)，計算公式如下： （2.1） 上式(2.1)中，是全省城鄉(xiāng)居民收入分配的基尼系數(shù)；和分不表示農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)；和分不表示在總人口中農(nóng)村居民、城鎮(zhèn)居民各自的人口比重；和分不表示農(nóng)村居民、城鎮(zhèn)

16、居民的人均收入；是全體居民的人均收入?？梢姡勒照憬y(tǒng)計局的城鎮(zhèn)基尼系數(shù)和農(nóng)村基尼系數(shù)可得浙江省城鄉(xiāng)居民整體的基尼系數(shù)；依照浙江統(tǒng)計年鑒的城鎮(zhèn)可支配收入和農(nóng)民純收入數(shù)據(jù)可得城鄉(xiāng)收入比數(shù)據(jù)。2.2 浙江省城鄉(xiāng)收入差異現(xiàn)狀 2.2.1 全省城鄉(xiāng)收入差異現(xiàn)狀以下依照浙江省城鄉(xiāng)居民整體的基尼系數(shù)和城鄉(xiāng)收入比兩組數(shù)據(jù)，分析浙江省城鄉(xiāng)收入差異的現(xiàn)狀。表2.1浙江省整體的基尼系數(shù)與城鄉(xiāng)收入差異年份城鎮(zhèn)基尼系數(shù)農(nóng)村基尼系數(shù)總體基尼系數(shù)農(nóng)民純收入/元城鎮(zhèn)可支配收入/元城鄉(xiāng)收入絕對差城鄉(xiāng)收入相對比(城鎮(zhèn)/農(nóng)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數(shù)據(jù)來源講明

20、：表中第2、3列數(shù)據(jù)來自于高玲芬(2008)，第4列數(shù)據(jù)依照前兩列數(shù)據(jù)用公式（2.1）得到，第5、6列數(shù)據(jù)來自新中國六十年統(tǒng)計年鑒，而第7、8列數(shù)據(jù)由前兩列數(shù)據(jù)計算得到。由表2.1可知，浙江省的城鎮(zhèn)基尼系數(shù)從1982年的0.1396上升到2005年的0.3198，其中1993年和2003年為兩個關鍵點，分不突破0.2和0.3兩條基準線 聯(lián)合國有關組織規(guī)定：基尼系數(shù)小于0.2為收入絕對平均；基尼系數(shù)在0.20.3為比較平均；基尼系數(shù)在0.30.4為相對合理；基尼系數(shù)在0.40.5為收入差距較大。 聯(lián)合國有關組織規(guī)定：基尼系數(shù)小于0.2為收入絕對平均；基尼系數(shù)在0.20.3為比較平均；基尼系數(shù)在0

21、.30.4為相對合理；基尼系數(shù)在0.40.5為收入差距較大。圖2.1 浙江省整體的基尼系數(shù)與城鄉(xiāng)收入比 為更直觀的分析全省的城鄉(xiāng)收入差異狀況，表2.1中的總體基尼系數(shù)和城鄉(xiāng)收入比用時序圖2.1來描述。由圖2.1可知，浙江省的基尼系數(shù)自1982以來，期間有少許波動，但增長趨勢明顯；而浙江省的城鄉(xiāng)收入比近年來雖有所下降，但在整個時期除1994年出現(xiàn)的一個顯著波動外上升趨勢明顯。因此，不管是基尼系數(shù)依舊城鄉(xiāng)收入比，都反映出浙江省總體的城鄉(xiāng)收入差距在“十一五”前呈擴大趨勢，而“十一五”期間浙江省的城鄉(xiāng)收入差距雖有所縮小，但仍處于較高的水平。2.2.2 各地區(qū)城鄉(xiāng)收入差異現(xiàn)狀為進一步了解浙江省各地區(qū)的城

22、鄉(xiāng)收入差異狀況，以下計算出浙江省11個地級市（杭州、寧波、溫州、嘉興、湖州、紹興、金華、衢州、舟山、臺州和麗水）2003年至2009年的城鄉(xiāng)收入比。原始數(shù)據(jù)見附表A1和A2。表2.2 浙江省各地級市2003年至2009年的城鄉(xiāng)收入比地區(qū)2009年2008年2007年2006年2005年2004年2003年杭州82.25寧波62.29溫州2.422.412.442.882.892.862.89嘉興1.951.951.981.992.022.092.11湖州1.982.012.012.28紹興62.262.272.242.14金華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臺州2.442.482.512.582.602.682.54麗水3.333.513.643.613.603.583.54數(shù)據(jù)來源講明：各地區(qū)的城鎮(zhèn)居民可支配收入和農(nóng)民純收入數(shù)據(jù)來自2004年至2010年的浙江統(tǒng)計年鑒，而表中城鄉(xiāng)收入比系城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)民純收入的比值。由表2.2可知，從2003年至2009年期間，各地區(qū)的城鄉(xiāng)收入比呈下降趨勢，如杭州的城鄉(xiāng)收入從2003年的2.25下降為2009年的2.21，而寧波也從原先的2.29降為2.15。然而，通過地區(qū)間的橫向比較也發(fā)覺，2003年的最小值為嘉興的2

24、.11，最大值為麗水的3.54；而2009年的最小值為舟山的1.91，最大值為麗水的3.33。因此，盡管城鄉(xiāng)收入比均趨于下降，但因起始點和下降速度不同，地區(qū)間的城鄉(xiāng)收入比差異明顯。圖2.2 浙江省各地級市的城鄉(xiāng)收入差異由圖2.2可知，浙江省各地區(qū)的城鄉(xiāng)收入比均逐年下降，但地區(qū)間差異明顯。其中麗水、金華、衢州等地區(qū)城鄉(xiāng)收入差異較大，而嘉興、湖州、舟山等地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差異相對較小。為進一步分析地區(qū)的地理位置分布與城鄉(xiāng)收入差異大小之間的聯(lián)系，以下把浙江省的11個地級市按地理位置分為東北（記為“1”）和西南（記為“0”）兩大區(qū)域，具體劃分詳見圖2.3。圖2.3 浙江省的11個地級市的按東北和西南兩大區(qū)

25、域劃分圖2.4 浙江省東北區(qū)域和西南區(qū)域的城鄉(xiāng)收入差異圖2.3中的紅色曲線把浙江省各地級市劃分為東北區(qū)域和西南區(qū)域劃，在圖2.2 和圖2.4中分不用“1”表示浙江省東北地區(qū)，用“0”表示浙江省西南地區(qū)。由圖2.2和圖2.4可知，浙江省東北地區(qū)和西南地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距均逐年下降，但東北地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差異明顯小于西南地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差異。綜合可知，就全省而言，城鄉(xiāng)收入差距在“十一五”前一直處于擴大趨勢，在“十一五”期間差距雖有所縮小，但仍處于較高水平；就各地區(qū)內(nèi)部而言，其城鄉(xiāng)收入差距逐年下降，但其城鄉(xiāng)收入差異水平和下降速度均存在顯著差異；此外，浙江省東北地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差異明顯小于西南地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差

26、距。3 浙江省對外貿(mào)易和人口結構現(xiàn)狀本章研究浙江省對外貿(mào)易和人口結構現(xiàn)狀：首先，分析浙江省整體的對外貿(mào)易和人口結構的變動趨勢；其次，分析各地區(qū)的對外貿(mào)易和人口結構變動趨勢；最后對浙江省對人口結構現(xiàn)狀進行小結。以下依照萬廣華（2005）等人的研究把對外貿(mào)易細分為對外進出口貿(mào)易和外商直接投資兩方面進行分析，同時依照浙江統(tǒng)計年鑒2003年以后的劃分方法把人口劃分為18歲以下、18歲以上35歲以下、35歲以上60歲以下及60歲以上4組。3.1 全省對外貿(mào)易和人口結構現(xiàn)狀表3.1 浙江省對外貿(mào)易和人口結構現(xiàn)狀年份對外進出口貿(mào)易（億美元）FDI(億美元）18歲以下（%）18歲以上35歲以下（%）35歲以上

27、60歲以下（%）60歲以上（%）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數(shù)據(jù)來源講明：以上數(shù)據(jù)均來自2004年至2010年的浙江統(tǒng)計年鑒。由

28、表3.1可知，浙江省的對外進出貿(mào)易額從2003年的614.11億美元增加到2009年的1877.35億美元，增幅超過了2倍；而浙江省的外商直接投資額從2003年的54.49億美元上升到2009年的99.4億美元，增幅不到一倍。與此同時，浙江省的外商直接投資從2007年開始小幅下降，而對外進出口貿(mào)易從2008年到2009年下降幅度明顯。就人口結構而言，18歲以下和18歲以上35歲以下的人口比例趨于減少，分不由2003年的20.63%和16.82%下降為2009年的17.42%和24.22%，而35歲以下60歲以上和60歲以上的人口比例趨于增加，分不由2003年的38.96%和13.6%上升為20

29、09年的42.15%和16.21%。圖3.1 浙江省人口結構變動趨勢由圖3.1可知，浙江省35歲以上60歲以下人口比例最高，且趨于增長，但增速逐漸放緩；而60歲以上人口比例與18歲以下人口比例間差距越來越?。欢?8歲以上35歲以下的人口比例也呈緩慢下降的趨勢。此外，來自浙江統(tǒng)計局的最新數(shù)據(jù)表明，截至2010年末，浙江省60歲及以上老年人口占總人口比例為16.6%。而浙江省老齡化工作委員的最新預測表明：在“十二五”期間，浙江省60歲及以上老年人口每年將增加42萬，到2015年全省老年人口占總人口比例為20.45%；到2020年，比例將達到 24.18%。綜上可知，經(jīng)歷了2008年的金融危機，浙江

30、省的對外貿(mào)易在“十一五”末有一定程度的下挫，但整體仍趨于增長；與此同時，相比對外進出口貿(mào)易而言，浙江省外商直接投資的比例依舊專門低；此外，浙江省整體的年齡結構日益趨向老齡化 浙江老齡化程度全國第二，僅次于上海。浙江省人口計生委主任章文彪（2010）。 浙江老齡化程度全國第二，僅次于上海。浙江省人口計生委主任章文彪（2010）。3.2 各地區(qū)對外貿(mào)易和人口結構的現(xiàn)狀以下對各地區(qū)對外貿(mào)易和人口結構的現(xiàn)狀進行分析，數(shù)據(jù)來源于2004年至2010年的浙江統(tǒng)計年鑒，詳細數(shù)據(jù)見附表A1和A2。3.2.1 對外貿(mào)易（1） 對外進出口貿(mào)易 圖3.2 浙江省各地級市2003年至2009年的對外進出口總額由柱形圖

31、3.2可知，浙江省各地區(qū)2003年至2009年對外進出口總額整體呈上升趨勢，但面對2008年的金融危機 姜海波（2009）研究表明：從進出口總額的增長速度看，2000-2008 年浙江省對外貿(mào)易進出口總額年平均增速是31.68%，2008 年浙江省進出口總額增速為19.4%，低于平均速度12.28 個百分點；從出口增速看，2000-2008 年浙江省對外貿(mào)易出口總額年平均增速32.18%，2008 年浙江省對外貿(mào)易出口總額增速為20.3%，低于平均速度11.88 個百分點。，除舟山的個不地區(qū)外均有不同程度的下挫，且對外進出口額較多的地區(qū)受阻礙程度較大。就地區(qū)間的橫向比較而言，各地級的對外貿(mào)易狀

32、況差異明顯，除湖州、衢州、麗水、舟山等地區(qū)外，其它地區(qū)的對外進出口貿(mào)易額均已或立即超越100億美元的關口。其中寧波和杭州 寧波和杭州2009年的人均GDP分不以73998元和74924位居全省前列。兩地的貿(mào)易額更是遙遙領先于其它地區(qū)，相繼已超過600億美元和400億美元的關口，這與貿(mào)易額最少的衢州和麗水兩地形成了鮮亮的對比。就增長速度而言，前者在2008年前持續(xù)保持較快的增長速度，而后者相比之下幾乎沒有明顯的增長，各地區(qū)對外貿(mào)易狀況的馬太效應 姜海波（2009）研究表明：從進出口總額的增長速度看，2000-2008 年浙江省對外貿(mào)易進出口總額年平均增速是31.68%，2008 年浙江省進出口總

33、額增速為19.4%，低于平均速度12.28 個百分點；從出口增速看，2000-2008 年浙江省對外貿(mào)易出口總額年平均增速32.18%，2008 年浙江省對外貿(mào)易出口總額增速為20.3%，低于平均速度11.88 個百分點。 寧波和杭州2009年的人均GDP分不以73998元和74924位居全省前列。 同 = 1 * GB3 。（2） 外商直接投資圖3.3 浙江省各地級市2003年至2009年的外商直接投資的絕對數(shù)狀況圖3.4 浙江省各地級市2003年至2009年的外商直接投資相對數(shù)狀況圖3.3表示各年度11個地級市的外商直接投資額；圖3.4表示各年度11個地級市的外商直接投資額占地點國民生產(chǎn)總

34、值比例。由圖3.3可知，除杭州、寧波和嘉興等少數(shù)幾個地區(qū)的外商直接投資超過10億美元關口外，大部分地區(qū)的外商直接投資額都不到10億美元，甚至還在5億美元關口徘徊。此外，就增長速度而言，除杭州、寧波等地區(qū)外，大部分地區(qū)都沒有明顯增長的趨勢，甚至有湖州等地區(qū)呈現(xiàn)外商直接投資明顯減少的趨勢。由圖3.4可知，除湖州等極少數(shù)地區(qū)外，大部分地區(qū)的外商直接投資額占地區(qū)對外貿(mào)易總額的比例差不多維持在5%-10%區(qū)間內(nèi)，各時刻上未有明顯變動的趨勢。其中湖州的外商直接投資額占地區(qū)對外貿(mào)易總額的比例在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區(qū)的首位。3.2.3 人口結構（1） 18歲

35、以下人口分布圖3.5 浙江省各地級市2003年至2009年18歲以下人口比例由圖3.5可知，在2003年至2009年期間，18周歲以下的人口占總人口比例在浙江省各地區(qū)均呈不同程度下降趨勢，這在一定程度上也反映了生育率 李建民（2009）依照主導動力機制的不同類型把生育革命劃為三個時期 李建民（2009）依照主導動力機制的不同類型把生育革命劃為三個時期:死亡率轉變驅動時期、生育意愿轉變驅動時期、生育成本約束驅動時期。并認為中國的生育率轉變差不多完成,開始進入以成本約束驅動為主導的低生育率時期。（2） 18歲以上35歲以下人口分布圖3.6 浙江省各地級市2003年至2009年18歲以上35歲以下人

36、口比例由圖3.6可知，在2003年至2009年期間，18周歲以上35周歲以下 該年齡段人口趕上中國第三次嬰兒潮：進入1986-1990年，中國主力嬰兒潮成家立業(yè)，進入生育年齡，又產(chǎn)生了第三次嬰兒潮，稱作回聲嬰兒潮 該年齡段人口趕上中國第三次嬰兒潮：進入1986-1990年，中國主力嬰兒潮成家立業(yè)，進入生育年齡，又產(chǎn)生了第三次嬰兒潮，稱作回聲嬰兒潮。（3） 35歲以上60歲以下人口分布圖3.7 浙江省各地級市2003年至2009年35歲以上60歲以下人口比例由圖3.7可知，在2003年至2009年期間，35周歲以上60周歲以下 該年齡段人口恰逢趕上中國第二次嬰兒潮，始于 該年齡段人口恰逢趕上中國

37、第二次嬰兒潮，始于1962年三年自然災難結束后，這一波高峰在1965年，持續(xù)至1973年，是我國歷史上出生人口最多、對后來經(jīng)濟阻礙最大的主力嬰兒潮。（4） 60歲以上人口分布圖3.8 浙江省各地級市2003年至2009年60歲以上人口比例由圖3.8可知，在2003年至2009年期間，60歲以上 該年齡段人口出生恰逢中國第一次嬰兒潮，當時剛解放的新中國實行鼓舞生育政策，人口增長率將近300%。的人口占總人口的比例在浙江省各地區(qū)呈不同程度上升趨勢，且上升速度有加快的趨勢，即老齡化問題 該年齡段人口出生恰逢中國第一次嬰兒潮，當時剛解放的新中國實行鼓舞生育政策，人口增長率將近300%。 國際上通常把6

38、0歲以上的人口占總人口比例達到10，或65歲以上人口占總人口的比重達到7作為HYPERLINK /view/8426.htm國家或地區(qū)進入老齡化社會的標準。綜上關于對外貿(mào)易和人口結構的比較分析，有如下結論：1、對外進出口貿(mào)易額較多的地區(qū)整體經(jīng)濟進展也較好；2、大部分地區(qū)的外商直接投資并沒有顯著變化，且地區(qū)間的差異不明顯；3、各地區(qū)各個年齡段的人口比例及變動趨勢都存在不同程度的差異：就橫向比較而言，溫州因較高青壯年人口比例和較少的中老年人口比例有望成為省內(nèi)最“年輕”的地區(qū)，與之相反，嘉興和舟山兩地因較低的青壯年人口比例和較高的中老年人口比例有望進入省內(nèi)最“老”的地區(qū)；就縱向比較而言，各地青壯年人

39、口比例趨于下降，中老年人口比例趨于上升，現(xiàn)有“人口紅利” 蔡昉（2011）認為，隨著生育率低位運行，我們的人口紅利下 蔡昉（2011）認為，隨著生育率低位運行，我們的人口紅利下降?？赡艿?015年之后，我們國家人口紅利將逐漸消逝。和韓國、泰國等國家出現(xiàn)的人口紅利消逝局面不同，我們那時的人均GDP遠遠低于他們當時的水平。這也意味著，我們中國將出現(xiàn)“未富先老”局面。4 對外貿(mào)易、人口結構對浙江省城鄉(xiāng)收入差異的阻礙以上兩章節(jié)分不對浙江省城鄉(xiāng)收入差異、對外貿(mào)易和人口結構現(xiàn)狀進行描述性統(tǒng)計分析。本章通過面板數(shù)據(jù)模型研究對外貿(mào)易、人口結構對浙江省城鄉(xiāng)收入差異的阻礙：首先，對面板數(shù)據(jù)及靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型模型進

40、行介紹；其次，對浙江省城鄉(xiāng)收入差異進行實證分析；最后，進行模型小結。4.1 面板模型介紹面板數(shù)據(jù)（Panel Data），又稱為縱列數(shù)據(jù)集（Longitudinal Data Set）是指通過在不同的時期對被觀測個體重復觀測而得到的數(shù)據(jù)集。在平衡面板數(shù)據(jù)集中，同樣的個體在每個時期都出現(xiàn)；在非平衡面板數(shù)據(jù)集中，有些個體往往由于衰減而可不能在每個時期都出現(xiàn)。使用面板數(shù)據(jù)的優(yōu)點如下：1、為研究者提供更多的觀測數(shù)據(jù)，提高模型的中的自由度，并降大大低了解釋變量之間共線性的可能性，因此提高了計量經(jīng)濟學模型可能效果；2、面板數(shù)據(jù)同意研究者去分析許多橫截面數(shù)據(jù)或時刻序列數(shù)據(jù)無法表述清晰的問題；3、面板數(shù)據(jù)同意

41、研究人員構建和檢驗相關于橫截面數(shù)據(jù)集和時刻序列數(shù)據(jù)集更為復雜的模型，應用面板數(shù)據(jù)方法能夠解決或者減小經(jīng)驗研究中與解釋變量相關的變量的省略帶來的問題（變量內(nèi)生性問題）。靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的一般形式如下： , （4.1）其中為被解釋變量（響應變量）；為解釋變量（操縱變量）；為待估參數(shù)；為公共截距項；為非觀測異質項(非觀測效應)；為時刻效應項；為隨機擾動項（白噪聲）?；诿姘鍞?shù)據(jù)的建模步驟：（1）模型設定依照研究的目的、經(jīng)濟理論、經(jīng)驗研究選擇模型的因變量和自變量，再依照經(jīng)濟理論和樣本數(shù)據(jù)所顯示的變量關系，設定理論模型。數(shù)理模型是經(jīng)濟理論內(nèi)在邏輯，它通過描述經(jīng)濟關系的數(shù)學方程，在一定的假設下提供了因變量

42、與自變量之間的定性關系，研究這能夠通過比較靜態(tài)分析來對這些關系進行邏輯上的檢驗。（2）模型可能對設定時期所選擇的變量查找樣本數(shù)據(jù)，然后選擇合適的方法進行可能，得到參數(shù)可能值。在模型可能方法上，有混合OLS，固定效用，隨機效用及廣義最小二乘可能等方法可能模型參數(shù)?；旌螼LS假設模型中不存在個體效應和時刻效應，如研究對象確實不存在固定效應和時刻效應，OLS方法能夠對參數(shù)提供無偏，有效且一致的可能量。若固定效應和時刻確實存在，則OLS方法提供的可能量一般差不多上有偏且不一致的；若存在的固定效應可能與某些解釋變量相關，則通過固定效應可能法；若固定效應與每一個解釋變量都無關，則可通過隨機效應模型。其中關

43、于混合最小二乘可能和面板數(shù)據(jù)模型間的選擇通過LM檢驗來進行，檢驗步驟如下： 1）可能模型得到殘差可能值 2）計算相應的統(tǒng)計量 3）提出原假設 4）提出合適的檢驗統(tǒng)計量 5）在給定顯著現(xiàn)水平下比較檢驗統(tǒng)計量與臨界值的大小，以決定是同意依舊拒絕原假設。假如同意原假設，則講明非觀測效應和時刻效應并不明顯，能夠直接使用OLS可能方法；假如拒絕原假設，則講明研究對象中確實存在非觀測效應和時刻效應，應該考慮使用面板數(shù)據(jù)模型方法。 此外，關于隨機效應模型和固定效應模型間的選擇通過Hausman檢驗來進行，檢驗步驟如下： 1）原假設為非觀測異質性與解釋變量無關，即 2）對原模型用固定效應方法得到可能值，記為

44、3）對原模型用隨機效應方法得到可能值，記為 4）構建統(tǒng)計量，計算其方差為 5）構建檢驗統(tǒng)計量 6）比較檢驗統(tǒng)計量的值與給定顯著性水平下分布的臨界值，以此決定是拒絕依舊同意原假設。同意原假設，則研究的問題應該使用隨機效應模型，拒絕原假設則應該使用固定效應模型。另外，假如同意原假設，固定效應模型可能量仍然是無偏一致可能量，只是相對隨機效應可能量，方差大一些而已。 此外，對隨機效應模型來講，若通過序列相關和異方差檢驗后發(fā)覺存在序列相關和異方差，應選擇FGLS可能進行修正。（3）模型檢驗 所得到的參數(shù)可能值和可能式必須通過各種檢驗，若有一項檢驗通只是，則需要重新選擇可能方法或重新設定模型。其中，要緊的

45、檢驗包括經(jīng)濟合理性檢驗和古典統(tǒng)計檢驗。前者指計量模型中的參數(shù)是否滿足經(jīng)濟理論模型中定義的定性關系，后者要緊指模型的擬合程度（R2 ），總體顯著水平（F檢驗）和單個系數(shù)的顯著性水平（t檢驗）。（4）模型應用通過檢驗的模型能夠用于理論研究或分析實際問題。如利用模型能夠進行政策模擬，檢驗政策效果。一方面對現(xiàn)行政策進行評價，另一方面為選擇合理的適宜的方案提供依據(jù)。4.2 實證分析4.2.1 模型設定以下通過要素稟賦理論和人口學理論對地區(qū)城鄉(xiāng)收入差異建立函數(shù)關系。在模型變量設定上，因變量為城鄉(xiāng)收入差異（P），用log(P) 本文模型變量設置中除虛擬變量外均采納log形式，以消除量綱阻礙，從而更好的解釋模

46、型結果。 本文模型變量設置中除虛擬變量外均采納log形式，以消除量綱阻礙，從而更好的解釋模型結果。依照以上的模型變量設定得出經(jīng)濟理論數(shù)學模型： （4.2）這表明log(P)是log（OPEN），log（FDI）等變量的函數(shù)，我們以下通過進一步分析確定其計量模型：我們先確定f的具體函數(shù)形式 （4.3）由于利用面板數(shù)據(jù)建模，還必須考慮到時刻效應和固定效應。關于時刻效應項，首先選取一個基期，然后對其它時點各用一個虛擬變量來表示。對每個個體，各給予一個固定效應項。這些變量最終都要出現(xiàn)在面板數(shù)據(jù)模型中。在本文中，所用的數(shù)據(jù)時從2003年到2009年共7年的數(shù)據(jù)，以下選擇2003年為基期，構造d04,d0

47、5,d09等6個表示不同時點的虛擬變量。再考慮固定效應項，因此模型為 （4.4） 最后，引入隨即擾動項使得模型具有實證性。由以上假設，設定計量經(jīng)濟理論模型為 （4.5）此外，為進一步研究浙江省東北地區(qū)與西南地區(qū)的收入分配差異，我們將在以上模型基礎上，引入?yún)^(qū)域虛擬變量northeast(地級市屬東北區(qū)域取“1”，西南區(qū)域則取“0”），其余假設條件不變。設定新的計量經(jīng)濟理論模型為： （4.6）4.2.2 面板模型可能模型數(shù)據(jù)均來自浙江統(tǒng)計年鑒從1996年至2010年期間的數(shù)據(jù)，模型中涉及價格因素的數(shù)據(jù)均用當年CPI指數(shù)進行消除。模型可能軟件采納STATA10.0。模型變量詳見表4.1，模型原始數(shù)據(jù)

48、詳見附錄表A1和表A2。以下先通過LM檢驗，檢驗結果為P=0.0000，拒絕原假設，即研究對象確實存在非觀測效應和時刻效應，考慮面板數(shù)據(jù)模型方法；然后通過Hausman檢驗， 檢驗結果為P=0.0000,同意原假設，即選擇隨機效應模型；進一步檢驗隨機效應模型結果發(fā)覺存在序列相關和異方差，最終選擇FGLS可能進行修正。通過比較各模型的可能結果，最終選擇廣義最小二乘可能模型，各模型可能結果見表4.2。表4.1 模型變量變量定義單位均值標準差最小值最大值P城鄉(xiāng)居民收入比2.4640.4381.9093.638OPEN單位GDP的進出口貿(mào)易額億美元/GDP0.0006280.0003800.00009

49、60.00163FDI單位GDP的外資使用額萬元/GDP0.4180.3220.0000691.095Age1地區(qū)18歲以下人口比例%18.4972.29112.5322.78Age218歲到35歲人口比例%24.6542.94519.8231.24Age335歲到60歲人口比例%41.8043.30533.1347.69Age460歲以上人口比例%15.0111.55012.2819.14d042004年（年度虛擬變量）0/1d052005年（年度虛擬變量）0/1d062006年（年度虛擬變量）0/1d072007年（年度虛擬變量）0/1d082008年（年度虛擬變量）0/1d092009年

50、（年度虛擬變量）0/1northeast東北區(qū)域（虛擬變量）0/14.2.3 面板模型檢驗模型7，8，15和16均通過FGLS可能消除自相關和異方差阻礙，模型7在的顯著性水平下，除log(FDI)和d04外的所有系數(shù)均顯著；模型8在的顯著性水平下，除log(FDI),age1和age2外的其它系數(shù)均顯著；模型15和模型16的northeast虛擬變量前的系數(shù)均顯著。模型的詳細檢驗結果見表4.2和附表A3。與此同時，對以上通過古典統(tǒng)計檢驗的模型和變量進行經(jīng)濟合理性的檢驗發(fā)覺：對外進出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入差異呈負反饋效應，18歲以下和18歲以上35歲以下的人口比例都呈正反饋效應，35歲以上60歲以下和

51、60歲以上人口比例呈負反饋效應。上述結論與此前的經(jīng)濟學假定與定性分析結構差不多一致。4.3 模型小結 (1) 模型7和模型8中，在其它因素不變情況下，單位GDP的對外貿(mào)易額與城鄉(xiāng)收入比值呈負相關，單位GDP的對外貿(mào)易額每增加1%，城鄉(xiāng)收入比例下降0.043%；在其它因素不變情況下，單位GDP的外商直接投資對城鄉(xiāng)收入比值無顯著阻礙。 (2) 模型7中，在其它因素不變情況下，18周歲以下人口比例每增加1%，城鄉(xiāng)收入比值增加0.037%；在其它因素不變情況下，18周歲以上35周歲以下人口比例每增加1%，城鄉(xiāng)收入比值增加0.045%；在其它因素不變情況下，35周歲以上60周歲以下人口比例每增加1%，城

52、鄉(xiāng)收入比值增加0.029%。(3) 模型8中，在其它因素不變情況下，60周歲以上人口比例每增加1%，城鄉(xiāng)收入比值減少0.050%。(4) 模型15中，在其它因素不變的情況下，浙江省東北地區(qū)的城鄉(xiāng)收入比值比西南地區(qū)的城鄉(xiāng)收入比值地14.27%，進一步修正為15.34%。(5) 模型16中，在其它因素不變的情況下，浙江省東北地區(qū)的城鄉(xiāng)收入比值比西南地區(qū)的城鄉(xiāng)收入比值低11.08% ，進一步修正為11.72%。(6) 從年份虛擬變量看，在其它因素保持不變情況下，時刻效應使城鄉(xiāng)收入差距擴大，同時增速趨緩。表4.2 模型輸出結果一因變量=log(P)自變量混合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回歸系數(shù)回歸系數(shù)回歸系數(shù)回歸系數(shù)_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觀看數(shù)77截面數(shù)11時期數(shù)7 綜合以上研究結果可知，模型實證結果差不多符合模型構建之前的預推斷：就對外貿(mào)易而言，對外進出口貿(mào)易的增加能縮小地區(qū)城鄉(xiāng)收入差異，而外商直接投資對地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差異阻礙不顯著；就年齡結構而言，60周歲以下人口比例的增加會擴大

58、城鄉(xiāng)收入差距，其中18周歲以上35周歲以下人口比例變動的阻礙最為明顯，而60周歲以上人口比例的增加會縮小城鄉(xiāng)收入差距，或者能夠講青壯年人口比例變動對地區(qū)城鄉(xiāng)收入差異發(fā)揮正反饋效應，而中老年人口比例變動將發(fā)揮負反饋作用；就東北區(qū)域和西南區(qū)域的收入分配比較而言，前者的城鄉(xiāng)收入差異明顯小于后者。5 結論與建議以上先后通過定性和定量分析方法就對外貿(mào)易和人口結構對地區(qū)城鄉(xiāng)收入差異的阻礙進行研究。以下為本文的研究結論及筆者對縮小地區(qū)城鄉(xiāng)收入差異的建議。5.1 結論5.1.1 對外進出口貿(mào)易能縮小地區(qū)城鄉(xiāng)收入差異該結論符合傳統(tǒng)的Heckscher-Ohlin模型（赫克歇爾俄林）以及Stolper-Samue

59、lson定理（斯托爾珀薩繆爾森），即中國在勞動密集型的產(chǎn)品上具有比較優(yōu)勢，貿(mào)易開放有利于出口更多勞動密集型產(chǎn)品，進口更多資本和技術密集型產(chǎn)品，貿(mào)易的增加最終促使要素價格均等化，從而降低收入不平等的程度。與此同時，魏尚進（2002）的研究認為，對外開放為農(nóng)村的工業(yè)化提供了機會，具體到中國的情況，確實是改革開放之后鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的蓬勃進展極大地提高了農(nóng)民收入，從而縮小了城鄉(xiāng)收入差距。就浙江省各區(qū)域內(nèi)部而言，在現(xiàn)有的城鄉(xiāng)二元結構下，對外進出口貿(mào)易雖可不能改變現(xiàn)有的戶籍制度，但由于目前浙江仍以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主，對外進出口貿(mào)易能夠增加更多的勞動力需求，為增加勞動力的供給，政府會放寬農(nóng)村勞動力的流淌限制，這將

60、吸引更多農(nóng)村勞動力進入都市，從而提高農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)收入，進而一定程度上縮小了區(qū)域內(nèi)部的城鄉(xiāng)收入差距。此外，上文的實證分析結果表明浙江省西南地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距相比東北地區(qū)更大，進一步論證了對外進出口貿(mào)易對縮小地區(qū)城鄉(xiāng)差距作用明顯。5.1.2 外商直接投資對城鄉(xiāng)收入差距阻礙不顯著寧自軍（2007）32研究指出：來自于自然地理差異與國家戰(zhàn)略投資的約束, 造就了各地區(qū)經(jīng)濟的進展模式, 進而導致江浙兩省在投資主體與產(chǎn)業(yè)結構的差異, 而投資主體的不同, 使得浙江省早期的引資工作更多表現(xiàn)為自發(fā)和內(nèi)生性, 政府僅起著促進、輔助性、引導的作用, 而江蘇的引資工作明顯地表現(xiàn)為政府的驅動。產(chǎn)業(yè)結構差異促使江蘇省擁有