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1、对外贸易、人口结构对浙江省城乡收入差异的影响浙江财经学院 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影响。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影响最为明显，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 Zhejiang ProvinceAbstract: The paper documents the effect of trade and age structure upon the income gap between rural and urban residents with the meth
3、od of descriptive 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
4、 and urban 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
5、smaller, 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1 引 言12 浙江省城乡收入差异现状22.1 城乡收入差异22.2 浙江省城乡收入差异现状32.2.1 全省城乡收入差异现状32.
6、2.2 各地区城乡收入差异现状43 浙江省对外贸易和人口结构现状73.1 全省对外贸易和人口结构现状73.2 各地区对外贸易和人口结构的现状83.2.1 对外贸易83.2.3 人口结构114 对外贸易、人口结构对浙江省城乡收入差异的影响134.1 面板模型介绍144.2 实证分析164.3 模型小结185 结论与建议205.1 结论205.2 建议216 模型优缺点及改进方向22参考文献23附 录26301 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别从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.
7、2中地区间的横向比较也表明，浙江省城乡发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 国际上关于地区之间发展趋势主要存在着两种不同的观点：一种是新古典增长理论的“趋同假说”。该假说认为，由于资本的报酬递减规律，当发达地区出现资本报酬递减时，资本就会流向还未出现报酬递减的欠发达地区，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、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“发展趋异”的“马太效应”。与此同时，近日浙江义乌国际贸易综合改革试点获得国务院的
8、正式批文，这意味着浙江在国际贸易发展方式上拥有先行先试权1，同时也为浙江由贸易大省向贸易强省的转变提供新的契机，那么这一新的契机对浙江省“十二五”期间的城乡收入差异又会产生怎样的影响呢？目前，关于地区收入分配差异的研究主要围绕以下两方面展开:一是研究地区收入分配差异的基本趋势；二是探究影响地区收入分配差异的主要因素。这些成果有：张平（1998）2，Dwayne Benjamin（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影响，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
9、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影响，Bryan L和Boulier(1975)15，Irma Adelman 和Sherman Robinson(1977)16，Angus S. 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影响地区收入分配差异。根据上述研究成果，本文以浙江省城乡收入差异为研究对
10、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影响，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，分别从浙江省对外贸易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影响；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
11、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
12、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，以下根据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；和分别表示农村居民和城镇居民的基尼系数；和分别表示在总人口中农村居民、城镇居民各自的人口比重；和分别表示农村居民、城镇居民的人均收入；是全体居民的人均收入。可见，根据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；根据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
13、2.2.1 全省城乡收入差异现状以下根据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）19820.13960.18760.1926-19830.15380.20090.2024-19840.14470.21980.2120-19850.15030.25540.24805499043551.6519860.14400.26250.266560911044951.8119870.14570.28500.2705
14、72512285031.6919880.16410.30710.290690215896871.7619890.17010.30330.2897101117977861.7819900.17500.30070.2867109919328331.7619910.17400.29660.2850121121439321.7719920.17700.33610.32161359261912601.9319930.20800.34440.33931746362618802.0819940.21400.34000.35202225506628412.2819950.21970.30780.3206296
15、6622132552.1019960.21870.31960.31963463695634932.0119970.21630.34260.33073684735936752.0019980.23300.35540.34263815783740222.0519990.24500.35630.35013948842844802.1320000.25640.34500.34894254927950252.1820010.27860.34170.357945821046558832.2820020.28040.35640.371949401171667762.3720030.30460.36350.3
16、81954311318077492.4320040.32450.35780.379060961454684502.3920050.31980.36780.387066601629496342.452006-733518265109302.492007-826520574123092.492008-925822727134692.452009-1000724611146042.46数据来源说明：表中第2、3列数据来自于高玲芬(2008)，第4列数据根据前两列数据用公式（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
17、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，分别突破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。；相比之下，农村基尼系数从1982年的0.1876上升到2005年的0.3678，且相继在1983年和1988年突破以上两条基准线。而总体基尼系数则从1982年的0.1926扩大到2005年的0.3870，并分别在1983年和1992年突破以上两条基准线。就三者进一步比较发现：城镇基尼系数始终小于农村基尼系
18、数和总体基尼系数；而总体基尼系数和农村基尼系数在20世纪末并没有稳定的大小关系，但进入21世纪以来，总体基尼系数一直领先于农村基尼系数。此外，浙江省的城乡收入比值从1985年的1.65上升到2009年的2.46，但从2007年开始有略微下降。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，无论是基尼系数还是城乡收入比，都反映
19、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2.212.202.272.232.172.282.25宁波2.152.202.222.222.232.26
20、2.29温州2.422.412.442.882.892.862.89嘉兴1.951.951.981.992.022.092.11湖州1.982.012.062.102.112.112.28绍兴2.232.252.262.262.272.242.14金华2.552.592.852.902.792.772.76衢州2.662.642.702.712.682.602.53舟山1.911.962.042.102.162.212.54台州2.442.482.512.582.602.682.54丽水3.333.513.643.613.603.583.54数据来源说明：各地区的城镇居民可支配收入和农民纯收入
21、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现，2003年的最小值为嘉兴的2.11，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
22、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中分别用“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
23、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。以下根据万广华（2005）等人的研究把对外贸易细
24、分为对外进出口贸易和外商直接投资两方面进行分析，同时根据浙江统计年鉴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60岁以下（%）60岁以上（%）2009窗体顶端1877.35窗体底端窗体顶端99.40窗体底端窗体顶端17.42窗体底端窗体顶端24.22窗体底端窗体顶端42.15窗体底端窗体顶端16.21窗体底端2008窗体顶端2111.09窗体底端窗体顶端100.7
25、3窗体底端窗体顶端17.73窗体底端窗体顶端24.51窗体底端窗体顶端42.13窗体底端窗体顶端15.63窗体底端2007窗体顶端1768.56窗体底端窗体顶端103.66窗体底端窗体顶端18.21窗体底端窗体顶端24.82窗体底端窗体顶端41.9窗体底端窗体顶端15.07窗体底端2006窗体顶端1391.47窗体底端窗体顶端88.89窗体底端18.7725.1441.5214.572005窗体顶端1073.91窗体底端窗体顶端77.23窗体底端19.3725.6340.8914.122004窗体顶端852.13窗体底端窗体顶端66.81窗体底端20.2226.0739.9113.812003
26、窗体顶端614.11窗体底端窗体顶端54.49窗体底端20.6326.8238.9613.6数据来源说明：以上数据均来自2004年至2010年的浙江统计年鉴。由表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，分别由2003年的20.63%和16
27、.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，分别由2003年的38.96%和13.6%上升为2009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
28、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很低；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）。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
29、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。，除舟山的个别地区外均有不同程度的下挫，
30、且对外进出口额较多的地区受影响程度较大。就地区间的横向比较而言，各地级的对外贸易状况差异明显，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即将超越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分别以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明的对比。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 同。日趋严重。（2） 外商直接投资图3.3 浙江省各地级市2003年至
31、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方国民生产总值比例。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基本维持在
32、5%-10%区间内，各时间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）根据主导动力机制的不同类型把生育革命划为三个阶段:死亡率转变驱动阶段、生育意愿转变驱动阶段、生育成本约束驱动阶段。并认为中国的生育率转变已经完成,开始
33、进入以成本约束驱动为主导的低生育率阶段。逐年下降的趋势，其中湖州下降幅度最大，而衢州下降幅度最小。此外，在2003年，大多数地区18周岁以下人口占总人口比例仍在20%关口之上，但到2009年，不少地区已濒临15%的关口，而舟山地区更是跌破了15%的关口。就地区间的横向比较而言，温州和丽水两地该年龄段人口比例在各地区间最高，均接近20%，而舟山处于全省最低水平，在15%以下，紧接着是杭州和宁波两地。 （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
34、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。的人口比例在浙江省各地区均呈不同程度的下降趋势，其中衢州和丽水地区的降幅最大，嘉兴和杭州地区的降幅最小。就地区间横向比较而言，温州该年龄段的人口比例最高，始终处于28%的关口之上；而嘉兴最低，即将面临20%的关口。其余大部分地区都在23%上下。（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1962年三
35、年自然灾害结束后，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、对后来经济影响最大的主力婴儿潮。的人口占总人口比例在浙江省各地区均呈不同幅度的上升趋势，其中丽水和衢州地区的上升趋势最为明显，而杭州和嘉兴的上升幅度最小。就地区间的横向比较而言，温州该年龄段的人口比例最低，丽水次之；而舟山最高，已超过47%的关口。其余大部分地区都在41%上下徘徊。此外，由于该年龄段人口的生育在计划生育实施之前，社会整体生育率较高，而这一高生育率也使得我们拥有充足的劳动力，获得“人口红利”。（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
36、，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励生育政策，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 国际上通常把60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作为国家或地区进入老龄化社会的标准。日益凸显。其中嘉兴和舟山地区上升幅度较大，已相继突破18%的关口，而温州上升幅度较小，仍处于14%关口。就地区间的横向比较而言，嘉兴该年龄段人口比例最高，湖州、舟山次之；而温州最低。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
37、口贸易额较多的地区整体经济发展也较好；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，我们的人口红利下降。预计到2015年之后，我们国家人口红利将逐渐消失。和韩国、泰国等国家出现的人口红利消失局面不同，我
38、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。面临转折点。4 对外贸易、人口结构对浙江省城乡收入差异的影响以上两章节分别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影响：首先，对面板数据及静态面板数据模型模型进行介绍；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
39、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不会在每个时期都出现。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估计效果；2、面板数据允许研究者去分析许多横截面数据或时间序列数据无法表述清楚的问题；3、面板数据允许研究人员构建和检验相对于横截面数据集和时间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（控制变量）；
40、为待估参数；为公共截距项；为非观测异质项(非观测效应)；为时间效应项；为随机扰动项（白噪声）。基于面板数据的建模步骤：（1）模型设定根据研究的目的、经济理论、经验研究选择模型的因变量和自变量，再根据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与自变量之间的定性关系，研究这可以通过比较静态分析来对这些关系进行逻辑上的检验。（2）模型估计对设定阶段所选择的变量寻找样本数据，然后选择合适的方法进行估计，得到参数估计值。在模型估计方法上，有混合OLS，固定效用，随机效用及广义最小二乘估计等方法估计模型参数。混合O
41、LS假设模型中不存在个体效应和时间效应，如研究对象确实不存在固定效应和时间效应，OLS方法能够对参数提供无偏，有效且一致的估计量。若固定效应和时间确实存在，则OLS方法提供的估计量一般都是有偏且不一致的；若存在的固定效应可能与某些解释变量相关，则通过固定效应估计法；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。其中对于混合最小二乘估计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）估计模型得到残差估计值 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，以决定是接受还是拒绝原假设。如果接受原假设，则说明非
42、观测效应和时间效应并不明显，可以直接使用OLS估计方法；如果拒绝原假设，则说明研究对象中确实存在非观测效应和时间效应，应该考虑使用面板数据模型方法。 此外，对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估计值，记为 3）对原模型用随机效应方法得到估计值，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，以此决定是拒绝还是接受原假设。接受原假设，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，如果接受
43、原假设，固定效应模型估计量仍然是无偏一致估计量，只是相对随机效应估计量，方差大一些而已。 此外，对随机效应模型来说，若经过序列相关和异方差检验后发现存在序列相关和异方差，应选择FGLS估计进行修正。（3）模型检验 所得到的参数估计值和估计式必须经过各种检验，若有一项检验通不过，则需要重新选择估计方法或重新设定模型。其中，主要的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，后者主要指模型的拟合程度（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可以用于理论研究或分析实际问题。如利用模型可以进行政策
44、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用log形式，以消除量纲影响，从而更好的解释模型结果。表示，自变量依次为单位GDP的进出口贸易额，用log（OPEN）表示；单位GDP的外资使用总额，用log（FDI）表示；以及年龄结构age1，age2，ag3，age4（依次表示18岁以下、18岁以上35岁以下、35岁以上60岁以下和60岁以上的人口比例）。根据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，还必须考虑到时间效应和固定效应。对于时间效应项，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，各赋予一个固定效应项。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