审计贵州省城乡收入差距对经济增长影响
本站原创 摘 要：门限面板模型研究贵州省9个市州地区1980-2008年城乡收入差距对经济增长的非线性特点【会计论文范文】。用城镇居民可支配收入与农村人均纯收入之比来城乡收入差距度量指标，门限面板模型回归结果：贵州省9个市州地区城乡收入差距对其经济增长具有机制转移效应，共分为4个区间，城乡收入差距大于等于2.9，且小于等于3.14时为城乡收入差距合理区间，区间，合理制约偏向城市制度，会对经济增长具有推动会计论文范文作用。
会计论文范文词：城乡收入差距；经济增长；门限面板模型
中图分类号：F124.7 文献标识码：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（x）.201
国内外学者撰写大量文章国内生产总值如何受到城乡收入差距过大的阻滞，即经济增长率与收入差距的倒“U”型函数，国内学者任太增（2008）在城乡收入差距持续扩大且缩小城乡收入差距的政策效果不的背景下，研究城市偏向制度对城乡收入差距的作用机理，揭示了我国城市偏向的制度与城乡收入差距之间的内在逻辑关系。刘新同、谢超峰（2010）把影响城乡收入居民收入差距的制度分为4个：经济资源分配制度、社会资金的使用政策、再分配制度和产业结构政策，并合理选择制度因素的变量，结果偏向城市的制度安排而形成的公共资源分配方式，资金流向及产业政策等对城乡居民收入差距有影响。周天勇（2010）研究城乡结构、产业比例结构和产业组织结构失衡导致的收入分配差距之间的内在关系，分配不平衡【会计论文】深层次理由并论文格式范文的体制、政策不顺，结构失衡的结构，要从战略来调整结构，以谋入分配的平衡。江一涛（2010）运用动态面板模型和门限面板模型研究省域1985-2008年的城乡收入差距的收敛情况非线性特点【会计论文范文】，泰尔指数衡量国内总体及各省的城乡收入差距，动态面板模型的GMM估计，国内城乡收入差距大时间都在扩大，但其具有缩小趋势下的收敛性。陈安平（2010）基于政府增加财政支出论文格式范文能引导农民收入增长并缩小城乡收入差距的思维，构建动态面板数据模型，使用系统矩估计策略会计专业论文研究：在财政分权的背景下，即使财政总量增加了，城乡收入差距未必会缩小，倾向于农业科教文卫增加的政府财政支出结构才能缩小城乡收入差距。王少平、欧阳志刚（2007、2008）使用泰尔指数度量我国二元经济背景下的城乡收入差距，运用非线性阈值协整模型揭示了我国革新开放以来城乡收入与实际经济增长的长期非线性关系。结果其长期效应的变化，在泰尔指数为0.1处发生机制转移。1978-1991年我国城乡收入对实际增长具有长期效应为正；1992-1999年收入差距对实际增长的效应由正向负平滑转换；1999年后，我国城乡收入差距对实际经济增长产生阻滞作用，且负效应呈逐年增加趋势。基于学者研究，城乡收入差距对经济增长的影响城乡收入差距的变化而变化，具有一定的非线性特点【会计论文范文】，因此研究在城乡二元经济、偏城市制度背景下，合理度量贵州省城乡收入差距及城乡收入差距如何影响其9个市州地区生产总值，在贵州省地区生产总值高速增长的中，选择合适变量，并运用一定的非线性策略会计专业论文客观合理的研究，估计城乡收入差距对经济增长的门限效应城乡收入差距合理区间。
对于面板数据{yit,xit,qit:1?荞i?荞n,1?荞t?荞T},i表示个体，t表示时间，Hansen(1999)考虑了如下的固定效应门限面板数据模型：
，qit为门限变量(是解释变量xit的一)，为待估计的门限值，扰动项?着it为独立同分布的。假设解释变量为外生变量，与扰动项不。因此，xit不被解释变量yit的滞后值，论文格式范文动态面板。个体截距项的，固定效应模型，使用示性函数,将模型更简洁地表示为
假设n很大，T很小，故大样本的渐近理论基于“n→∞”而展开。定义＝
则门限面板数据模型简化为：
对于第i个个体，将上式两边对时间求平均可得：
将方程(3)减去方程(4)可得模型的离差形式：
使用两步法估计，，给定的取值，用最小二乘法一致估计(组内估计量)，估计系数（）残差平方和SSR（）。，对于?缀{qit:1?荞i?荞n,1?荞t?荞T}，最多有nT个可能取值，选择，使得SSR()最小。的估计系数()。不希望某个子样本观测值太少，则限制的取值，比如不考虑{qit}中最大5%或最小5%的取值。
对论文范文否“门限效应(threshold effect)”检验一下原假设：H0: 1=2此原假设成立，则不门限效应。此时，模型简化为:
对于标准的固定效应面板数据模型，将其转化为离差形式，然后用最小二乘法来估计。记在“H0: 1=2”约束下所的残差平方和为SSR*，以区别无约束残差平方和为SSR()。显然SSR*?莛SSR()。[SSR*-SSR()]越大，加上约束条件后使得SSR增大越多，则越倾向于拒绝“H0: 1=2”。
Hansen(1999)使用似然比(LR)统计量：
为对扰动项方差的一致估计。论文范文，原假设“H0: 1=2”成立，则不门限效应，也就无所谓门限值等于多少。因此，在H0成立的情况下，无论取论文范文值，对模型影响，故参数识别。因此，检验统计量LR的渐近分布并非标准的x2分布，而依赖于样本矩(sample moment)，将其临界值列表，但自助法(bootstrap)来其临界值。
拒绝“H0: 1=2”，则门限效应，对门限值检验，即检验“H0:=0 ”。定义似然比检验统计量为：
证明，在“H0: =0”成立的情况下，似然比检验统计量的渐近分布仍然是非标准的，但其累积分布函数为(1-e-x/2)2,算出其临界值。，统计量LR()来计算的置信区间。
类似地，考虑多门限值的面板数据模型。以两门限值为例：
，1＜2门限值1＜2。同样地，将模型转换为离差形式，并仍用两步法估计。，给定(1,2)，使用最小二乘法估计离差模型，残差平方和SSR(1,2)。，选择(1,2)使得最小化。
构建的门限面板模型为：
yit为贵州省各市州地经济增长率，Xit为城乡收入差距度量指标，12门限参数，门限变量qit为城乡收入差距，Zit表示制约变量。
从门限效应检验，，贵州省城乡居民收入差距对经济增长的效应具有机制转移作用，有3个门限值，应用门限面板数据模型回归，结果如下：
门限面板数据模型的回归，贵州省城乡居民收入差距对经济增长的影响机制，机制是正效应，其余皆是负效应，同时，城乡居民收入之比小于2.7时，对经济增长的负作用最大，而只要城乡居民收入之比大于3.14后，对经济增长的影响都为负，不断扩大的贵州省城乡居民收入差距而言，这无疑论文格式范文“坏”消息，而城乡居民收入差距的合理制约区间很小，0.24，区间为2.9与3.14之间，城乡居民收入差距之比在3左右的时候才会对经济产生正效应，这么小的制约区间，了贵州省城乡居民应当合理经济增长的成果，一旦出现过度收入分配不均，将会产生阻碍经济增长的效果。从估计结果看，假设即使无限大的城乡居民收入差距对经济增长的负作用并不大，因为模型考量的仅仅是城乡居民收入差距对经济增长的作用，而度量社会的忍耐，这也国际上研究收入不平等通常将基尼系数大于0.6定义为社会敏感，社会群体事件爆发，犯罪增加本科会计论文等社会不平稳现象很发生，这也把对经济增长正负效益城乡居民收入差距好坏的唯一衡量标准；当贵州省城乡居民收入之比小于2.7时对其经济增长的影响负作用要大于贵州省城乡居民收入之比在2.7到2.9之间，这在的经济体制下，过小的城乡居民收入差距在估计出的4个机制中对经济增长的损害是最大的，这了贵州省市州地区城乡居民收入差距过小产生的消极作用最大。贵州省城乡居民收入比可知，贵州省城乡居民比在合理制约区间的年份非常有限，并且近年来贵州省城乡居民收入差距比一直4，对经济增长具有阻碍作用。
文献：
任太增.城市偏向制度下的城乡收入差距研究[D].武汉：华中科技大学，2008.
刘新同、谢超峰.城乡居民收入差距的制度因素-基于省级面板数据的实证浅析【会计论文】[J].生产力研究，2010，(05):165-167.
[3]江一涛.省际城乡收入差距的收敛性非线性-基于动态面板模型和门限面板模型的研究[J].当代财经，2010，(06)：19-25.
[4]陈安平、杜金沛.的财政支出与城乡收入差距[J].统计研究，2010，(11)：34-39.
[5]王少平、欧阳志刚.我国城乡收入差距的度量对经济增长的效应[J].经济研究，2007，(10)：138-147.
[6]王少平、欧阳志刚.城乡收入差距对实际经济增长的阈值效应[J].社会科学，2008，(02):54-66.
[7]Hansen B.E. sample splitting and threshold estmation[J].Econometrica， 2000，(68):575-603.
[8]HansenB.E.inferencein TAR model.studies in nonlinear dynamics&economrtrics[J].1997， volume2，issue 1.
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会计论文范文词：城乡收入差距；经济增长；门限面板模型
中图分类号：F124.7 文献标识码：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（x）.201
1.103文章编号：1672-3309（2011）11-06-03
一、文献回顾及【会计论文】
城乡居民收入差距【会计论文】一直是伴经济发展的【会计论文】，“户籍”制度将各地区之间城乡之间分割，城乡居民流动性收入差距已经的。2007年3月1日国务院西部办发布《西部大开发“十一五”规划》，要解决西部地区贫困人口温饱【会计论文】，西部城乡收入差距与全国差距扩大的趋势；2010年10月29日《贵州省委关于贵州省国民经济和社会发展第十二个五年规划的倡议》明确：努力城乡居民收入增长和经济发展同步、劳动酬劳增长和劳动生产率提高同步，城镇低收入者收入增加，农村贫困人口减少，全面建设小康社会接近西部平均。国内外学者撰写大量文章国内生产总值如何受到城乡收入差距过大的阻滞，即经济增长率与收入差距的倒“U”型函数，国内学者任太增（2008）在城乡收入差距持续扩大且缩小城乡收入差距的政策效果不的背景下，研究城市偏向制度对城乡收入差距的作用机理，揭示了我国城市偏向的制度与城乡收入差距之间的内在逻辑关系。刘新同、谢超峰（2010）把影响城乡收入居民收入差距的制度分为4个：经济资源分配制度、社会资金的使用政策、再分配制度和产业结构政策，并合理选择制度因素的变量，结果偏向城市的制度安排而形成的公共资源分配方式，资金流向及产业政策等对城乡居民收入差距有影响。周天勇（2010）研究城乡结构、产业比例结构和产业组织结构失衡导致的收入分配差距之间的内在关系，分配不平衡【会计论文】深层次理由并论文格式范文的体制、政策不顺，结构失衡的结构，要从战略来调整结构，以谋入分配的平衡。江一涛（2010）运用动态面板模型和门限面板模型研究省域1985-2008年的城乡收入差距的收敛情况非线性特点【会计论文范文】，泰尔指数衡量国内总体及各省的城乡收入差距，动态面板模型的GMM估计，国内城乡收入差距大时间都在扩大，但其具有缩小趋势下的收敛性。陈安平（2010）基于政府增加财政支出论文格式范文能引导农民收入增长并缩小城乡收入差距的思维，构建动态面板数据模型，使用系统矩估计策略会计专业论文研究：在财政分权的背景下，即使财政总量增加了，城乡收入差距未必会缩小，倾向于农业科教文卫增加的政府财政支出结构才能缩小城乡收入差距。王少平、欧阳志刚（2007、2008）使用泰尔指数度量我国二元经济背景下的城乡收入差距，运用非线性阈值协整模型揭示了我国革新开放以来城乡收入与实际经济增长的长期非线性关系。结果其长期效应的变化，在泰尔指数为0.1处发生机制转移。1978-1991年我国城乡收入对实际增长具有长期效应为正；1992-1999年收入差距对实际增长的效应由正向负平滑转换；1999年后，我国城乡收入差距对实际经济增长产生阻滞作用，且负效应呈逐年增加趋势。基于学者研究，城乡收入差距对经济增长的影响城乡收入差距的变化而变化，具有一定的非线性特点【会计论文范文】，因此研究在城乡二元经济、偏城市制度背景下，合理度量贵州省城乡收入差距及城乡收入差距如何影响其9个市州地区生产总值，在贵州省地区生产总值高速增长的中，选择合适变量，并运用一定的非线性策略会计专业论文客观合理的研究，估计城乡收入差距对经济增长的门限效应城乡收入差距合理区间。
二、模型构建
为了刻画贵州省城乡居民收入差距对经济增长的机制转移效应，近年来发展的门限面板数据模型为研究贵州省城乡居民收入差距对经济增长的门限效应了理论支持，该策略会计专业论文基于数字自身的特点【会计论文范文】来寻找最佳的门限值，从而更加科学合理的回归模型，具有较高的应用价值。对于面板数据{yit,xit,qit:1?荞i?荞n,1?荞t?荞T},i表示个体，t表示时间，Hansen(1999)考虑了如下的固定效应门限面板数据模型：
，qit为门限变量(是解释变量xit的一)，为待估计的门限值，扰动项?着it为独立同分布的。假设解释变量为外生变量，与扰动项不。因此，xit不被解释变量yit的滞后值，论文格式范文动态面板。个体截距项的，固定效应模型，使用示性函数,将模型更简洁地表示为
假设n很大，T很小，故大样本的渐近理论基于“n→∞”而展开。定义＝
则门限面板数据模型简化为：
对于第i个个体，将上式两边对时间求平均可得：
将方程(3)减去方程(4)可得模型的离差形式：
使用两步法估计，，给定的取值，用最小二乘法一致估计(组内估计量)，估计系数（）残差平方和SSR（）。，对于?缀{qit:1?荞i?荞n,1?荞t?荞T}，最多有nT个可能取值，选择，使得SSR()最小。的估计系数()。不希望某个子样本观测值太少，则限制的取值，比如不考虑{qit}中最大5%或最小5%的取值。
对论文范文否“门限效应(threshold effect)”检验一下原假设：H0: 1=2此原假设成立，则不门限效应。此时，模型简化为:
对于标准的固定效应面板数据模型，将其转化为离差形式，然后用最小二乘法来估计。记在“H0: 1=2”约束下所的残差平方和为SSR*，以区别无约束残差平方和为SSR()。显然SSR*?莛SSR()。[SSR*-SSR()]越大，加上约束条件后使得SSR增大越多，则越倾向于拒绝“H0: 1=2”。
Hansen(1999)使用似然比(LR)统计量：
为对扰动项方差的一致估计。论文范文，原假设“H0: 1=2”成立，则不门限效应，也就无所谓门限值等于多少。因此，在H0成立的情况下，无论取论文范文值，对模型影响，故参数识别。因此，检验统计量LR的渐近分布并非标准的x2分布，而依赖于样本矩(sample moment)，将其临界值列表，但自助法(bootstrap)来其临界值。
拒绝“H0: 1=2”，则门限效应，对门限值检验，即检验“H0:=0 ”。定义似然比检验统计量为：
证明，在“H0: =0”成立的情况下，似然比检验统计量的渐近分布仍然是非标准的，但其累积分布函数为(1-e-x/2)2,算出其临界值。，统计量LR()来计算的置信区间。
类似地，考虑多门限值的面板数据模型。以两门限值为例：
，1＜2门限值1＜2。同样地，将模型转换为离差形式，并仍用两步法估计。，给定(1,2)，使用最小二乘法估计离差模型，残差平方和SSR(1,2)。，选择(1,2)使得最小化。
三、实证浅析【会计论文】
影响贵州省经济增长的经济变量制约变量，以便观察贵州省市州地区城乡居民收入差距对经济增长的影响。制约变量有从业人员除以年底总人口，用来地区的就业情况；产业产值占地区生产总值的份额，用来地区产业结构的变化；金融机构存贷款总额除以地区生产总值，用来地区金融发展；全社会固定资产投资除以地区生产总值地区固定资产投资规模占地区生产总值的份额；城镇人口除以年底总人口城市化；城乡居民收入差距指标选择城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比。构建的门限面板模型为：
yit为贵州省各市州地经济增长率，Xit为城乡收入差距度量指标，12门限参数，门限变量qit为城乡收入差距，Zit表示制约变量。
2.模型估计及检验结果
使用stata11计量软件编程实证浅析【会计论文】，数据贵州省9个市州地区1980—2008年统计数据，数据来自《贵州六十年》，数据经过指数平减，对具有门限值的检验，结果如下：从门限效应检验，，贵州省城乡居民收入差距对经济增长的效应具有机制转移作用，有3个门限值，应用门限面板数据模型回归，结果如下：
门限面板数据模型的回归，贵州省城乡居民收入差距对经济增长的影响机制，机制是正效应，其余皆是负效应，同时，城乡居民收入之比小于2.7时，对经济增长的负作用最大，而只要城乡居民收入之比大于3.14后，对经济增长的影响都为负，不断扩大的贵州省城乡居民收入差距而言，这无疑论文格式范文“坏”消息，而城乡居民收入差距的合理制约区间很小，0.24，区间为2.9与3.14之间，城乡居民收入差距之比在3左右的时候才会对经济产生正效应，这么小的制约区间，了贵州省城乡居民应当合理经济增长的成果，一旦出现过度收入分配不均，将会产生阻碍经济增长的效果。从估计结果看，假设即使无限大的城乡居民收入差距对经济增长的负作用并不大，因为模型考量的仅仅是城乡居民收入差距对经济增长的作用，而度量社会的忍耐，这也国际上研究收入不平等通常将基尼系数大于0.6定义为社会敏感，社会群体事件爆发，犯罪增加本科会计论文等社会不平稳现象很发生，这也把对经济增长正负效益城乡居民收入差距好坏的唯一衡量标准；当贵州省城乡居民收入之比小于2.7时对其经济增长的影响负作用要大于贵州省城乡居民收入之比在2.7到2.9之间，这在的经济体制下，过小的城乡居民收入差距在估计出的4个机制中对经济增长的损害是最大的，这了贵州省市州地区城乡居民收入差距过小产生的消极作用最大。贵州省城乡居民收入比可知，贵州省城乡居民比在合理制约区间的年份非常有限，并且近年来贵州省城乡居民收入差距比一直4，对经济增长具有阻碍作用。
文献：
任太增.城市偏向制度下的城乡收入差距研究[D].武汉：华中科技大学，2008.
刘新同、谢超峰.城乡居民收入差距的制度因素-基于省级面板数据的实证浅析【会计论文】[J].生产力研究，2010，(05):165-167.
[3]江一涛.省际城乡收入差距的收敛性非线性-基于动态面板模型和门限面板模型的研究[J].当代财经，2010，(06)：19-25.
[4]陈安平、杜金沛.的财政支出与城乡收入差距[J].统计研究，2010，(11)：34-39.
[5]王少平、欧阳志刚.我国城乡收入差距的度量对经济增长的效应[J].经济研究，2007，(10)：138-147.
[6]王少平、欧阳志刚.城乡收入差距对实际经济增长的阈值效应[J].社会科学，2008，(02):54-66.
[7]Hansen B.E. sample splitting and threshold estmation[J].Econometrica， 2000，(68):575-603.
[8]HansenB.E.inferencein TAR model.studies in nonlinear dynamics&economrtrics[J].1997， volume2，issue 1.
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