中国城镇居民收入分布演进特征——基于非参数Kernel密度估计方法和省域区域视角
省域居民收入基尼系数测算及其变动趋势分析_田卫民
经济科学·2012年第2期省域居民收入基尼系数测算及其变动趋势分析*田卫民(河北金融学院河北省科技金融重点实验室河北保定 071051)摘 要:本文利用基尼系数计算公式,较为完整地计算出了全国27个省级区域1995-2010年城镇居民、农村居民和总体的居民收入基尼系数。
在此基础上,利用非参数计量经济模型中的分布密度函数估计方法分析了1995-2010年各省级区域城镇、农村和总体的居民收入基尼系数的变化特征。
我国省级区域居民收入基尼系数呈明显的聚集性、区域性特点,并且总体呈现由沿海向内地、由东部向西部逐步升高的态势。
以收入水平和基尼系数对省级区域增长与分配状况进行判别分析,结果同样显示了区域性特征,与我国东中西部的划分基本一致,收入分配与收入水平总体上呈现由东向西逐步恶化的态势。
关键词:基尼系数 分布密度函数 收入水平 收入分配一、引言1978年以来中国经济体制经历了深刻的历史变革,一方面经济体制从计划经济逐步过渡到市场经济,另一方面经济发展格局从低收入经济逐渐过渡到中等收入经济。
在这一“双重过渡”的经济背景下,我国居民收入差距迅速拉大,1993年突破国际警戒线后至今,成为世界上收入分配最不平等的国家之一。
中国居民收入分配差距不断扩大问题,吸引着众多学者,出现了大量相关的研究成果。
这些成果大多从经济增长、体制变革和政府政策等方面进行分析,但是对居民收入差距进行有数据基础的、连续的统计测算并不多见。
对中国居民收入分配差别最早进行系统且规范研究并给出时间序列数据的是陈宗胜(1994,2002),早在80年代末他就利用“分层加权法”测算了1981-1988年中国居民的人口—收入基尼系数、家户—收入基尼系数以及其他收入口径的基尼系数,2002年他进一步测算了1988-1999年全国居民收入基尼系数。
但由于测算数据来源不同,两次测算结果存在较大差别。
向书坚(1998)利用“分组加权法”计算了1981-1995年的全国基尼系数,但他未能说明城镇、农村居民收入基尼系数的数据来源和计算方法。
各地区居民收入基尼系数计算及其非参数计量模型分析
各地区居民收入基尼系数计算及其非参数计量模型分析一、本文概述本文旨在深入研究和探讨各地区居民收入基尼系数的计算方法,以及非参数计量模型在其中的应用。
我们将对基尼系数的概念、计算方法及其在社会经济分析中的重要性进行概述,同时介绍非参数计量模型的基本理论及其在基尼系数分析中的适用性。
通过对各地区居民收入数据的收集和处理,我们将计算各地区的基尼系数,分析居民收入差距的现状及其变化趋势。
在此基础上,运用非参数计量模型,进一步探讨影响各地区基尼系数的因素,为政策制定者提供决策参考,以期实现更加公平、可持续的社会经济发展。
本文的研究方法主要包括数据收集、基尼系数计算、非参数计量模型构建与分析等步骤。
我们将选取具有代表性的各地区居民收入数据,运用适当的统计方法进行整理和分析。
在计算基尼系数时,我们将采用国际上通用的方法,确保数据的准确性和可比性。
在非参数计量模型的应用中,我们将根据数据的特征选择合适的模型,并运用统计软件进行实证分析。
本文的研究意义在于,通过对各地区居民收入基尼系数的计算和非参数计量模型的分析,揭示居民收入差距的现状及其影响因素,为政策制定者提供科学依据。
本文的研究也有助于深化对收入分配问题的认识,推动相关领域的学术研究,为社会经济政策的制定和改进提供有力支持。
二、文献综述在经济学和社会科学领域,居民收入基尼系数一直被广泛用作衡量收入不平等程度的重要指标。
自从Gini在1912年首次提出这一概念以来,众多学者对其进行了深入的研究和探讨。
本部分将围绕居民收入基尼系数的计算方法、非参数计量模型的应用,以及这些模型在分析收入不平等问题中的有效性进行文献综述。
关于基尼系数的计算方法,早期的研究主要集中在直接法和间接法两种。
直接法通过对实际收入分布的统计数据进行计算,能够较为准确地反映收入不平等状况。
间接法则依赖于一些易于获得的统计数据,如人均收入、收入分组数据等,虽然计算简便,但可能存在一定的误差。
近年来,随着大数据技术的发展,一些学者开始尝试利用大数据对基尼系数进行更为精确的估算。
构建区域经济发展新格局的若干重大问题
(18VXK002);中国社会科学院优势学科登峰计划(产业经济学);中国社会科学院京津冀协同发展智 库基础研究项目“电子信息产业链供应链安全状况评估研究”(2020G04)。 作者简介:陈晓东,男,中国社会科学院工业经济研究所研究员、博士,北京大学国家竞争力研究院特聘研究员 (北京 100836)。
构建区域经济发展新格局的若干重大问题
政治承诺。进入工业化和经济现代化时期,中国经 济的非均衡性在空间上必然表现为区域间巨大的 不平衡性。工业化不可能表现为所有地区在同一 时期内实现同步发展,加之大国在自然空间和经济 空间方面的差异就更加表现为不同地区的发展有 先有后,甚至是不同区域之间的发展表现出巨大的 速度差距和成就落差。
非参数估计(完整)PPT演示课件
P p xdx p xV R
Pˆ k N
pˆ x k / N
V
对p(x) 在小区域内的平均值的估计
9
概率密度估计
当样本数量N固定时,体积V的大小对估计的 效果影响很大。
过大则平滑过多,不够精确; 过小则可能导致在此区域内无样本点,k=0。
此方法的有效性取决于样本数量的多少,以 及区域体积选择的合适。
11
概率密度估计
理论结果:
设有一系列包含x 的区域R1,R2,…,Rn,…,对 R1采用1个样本进行估计,对R2用2 个,…, Rn 包含kn个样本。Vn为Rn的体积。
pn
x
kn / N Vn
为p(x)的第n次估计
12
概率密度估计
如果要求 pn x 能够收敛到p(x),那么必须满足:
分布,而不必假设密度函数的形式已知。
2
主要内容
概率密度估计 Parzen窗估计 k-NN估计 最近邻分类器(NN) k-近邻分类器(k-NN)
3
概率密度估计
概率密度估计问题:
给定i.i.d.样本集: X x1, x2 , , xl
估计概率分布: p x
4
概率密度估计
10.0
h1 0.25
1.0
0.1
0.01
0.001 10.0
1.0
0.1
0.01
0.001 10.0
1.0
0.1
0.01
0.001 10.0
1.0
0.1
0.01
0.001 2 0 2
h1 1 2 0 2
h1 4 2 0 2 27
由图看出, PN(x)随N, h1的变化情况 ①当N=1时, PN(x)是一个以第一个样本为中心的正
数字经济对城乡居民收入差距影响研究——兼论城镇化的门槛效应
第25卷第1期2024年2月南华大学学报(社会科学版)Journal of University of South China (Social Science Edition )Vol.25No.1Feb.2024[收稿日期]㊀2023-10-12[基金项目]㊀河南省哲学社会科学规划项目 郑州都市圈经济融合发展研究 资助(编号:2021BJJ095)[作者简介]㊀庞玉萍(1969 ),女,河南洛阳人,郑州大学商学院副教授,博士㊂1郑州大学商学院硕士研究生㊂数字经济对城乡居民收入差距影响研究兼论城镇化的门槛效应㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀庞玉萍,杨子钰1(郑州大学商学院,河南郑州450001)[摘㊀要]㊀数字经济为缩小居民收入差距带来了新机遇,而 数字鸿沟 又可能引发新的贫富差距㊂研究数字经济对城乡居民收入差距的影响,对于认识和缩小差距,实现共同富裕具有重要意义㊂文章基于2011 2020年31个省域面板数据,通过构建静态㊁动态面板模型及门槛模型,分析数字经济对城乡居民收入差距的影响㊂研究发现:省域层面上,数字经济显著缩小城乡居民收入差距,且该影响具有单一门槛效应㊂在城镇化水平较低时,数字经济对城乡收入差距的影响不显著;当城镇化水平越过门槛值,数字经济水平显著影响城乡收入差距的缩小㊂异质性分析发现,我国南北地区呈现出不同的效应,北方省份城乡收入差距受数字经济水平影响较小,而南方较大㊂[关键词]㊀数字经济;㊀城乡居民收入差距;㊀门槛效应[中图分类号]㊀F124.7;F49㊀[文献标识码]㊀A [文章编号]㊀1673-0755(2024)01-0063-08DOI :10.13967/ki.nhxb.2024.0011㊀㊀当前,数字化浪潮正凭借强大的渗透能力快速而广泛地与社会经济各个领域相融合㊂2022年 十四五 规划纲要提出要 建设智慧城市和数字农村 ,2023年中央一号文件指出 要深入实施数字乡村发展行动 ,让数字技术加速向农村延伸和渗透,引导资本㊁技术㊁人才等要素流向农村,为畅通城乡经济循环㊁破解城乡发展失衡问题提供契机㊂数字经济发展助力农业增效㊁农民增收,有望弥合城乡收入差距,实现共同富裕㊂然而,由于农村地区的数字信息技术相对比较落后㊁人口老龄化严重以及对数字技术的认识度和接受度较低,数字经济对缩小城乡收入差距可能起相反作用㊂那么,数字经济究竟会对城乡收入差距产生怎样的影响?对于不同地区的影响是否存在异质性?回答这些问题不仅能为缩小城乡收入差距提供新思路,还对促进城乡融合㊁实现共同富裕具有重要现实意义㊂一㊀文献综述(一)数字经济对城乡居民收入差距的影响 数字经济 这一概念源自20世纪90年代㊂数字经济之父Don Tapscott 指出,在数字经济中,信息流的呈现不依赖于实体,而是以数字化的方式通过网络流动和传输[1]㊂现有文献在关于数字经济的定义上各有侧重,但达成的基本共识是:数字经济是以数据为关键生产要素[2],以数字基础设施为发展载体[3],以数字产业化和产业数字化为数字价值呈现形式的经济活动[4]㊂这一定义对后文构建数字经济指标体系具有极大借鉴意义㊂当前,已有学者关注到数字经济对城乡居民收入差距的影响并进行研究,主要形成三类观点:第一类观点认为,数字经济能够缩小城乡收入差距㊂由于数字具有低成本重复查询和调用的特点,可降低农村居民的信息搜寻成本㊁工作搜寻成本以及商品运输成本[5]㊂一方面,有助于农户做出最优生产决策和市场决策,从而降低生产成本㊁提高农业收入[6]㊂另一方面,能够促使农村剩余劳动力由农业部门转向非农部门,增加农户的非农就业收入[7]㊂第二类观点认为,数字经济会加剧城乡收入差距㊂城乡经济发展的巨大反差以及城市强大的虹吸效应逐渐引致了 城乡数字鸿沟 ,进一步加深多维贫困的程度[8]㊂第三类观点认为,数字经济对城乡收入差距的影响呈现非线性关系㊂如程名望等采用2003 2016年31个省份的数据考察互联网普及与中国城乡收入差距之间的关系,发现二者呈现 倒U型 发展趋势,并指出现阶段我国处于曲线拐点右侧,即利用数字技术缩小城乡收入差距的机遇期[9]㊂王军等基于2013 2019年省级面板数据研究发现,数字经济发展与城乡收入差距呈 U 型 关系,全国大部分地区处于数字经济发展有利于缩小城乡收入差距的阶段[10]㊂(二)数字经济影响城乡居民收入差距的作用机制已有文献主要从资源优化配置㊁产业结构升级㊁技术创新水平提升等多个角度解析数字经济与城乡收入差距之间的影响机理和理论逻辑㊂第一,数字经济可以通过提升各类生产要素的配置效率,加深城乡间土地㊁人口㊁资金㊁技术㊁信息等要素市场的联动[11],促进非农生产活动的扩散,从而影响城乡收入差距㊂第二,数字经济凭借高技术㊁高渗透㊁低成本的优势,动摇传统分工基础,推动城乡产业链深度融合和产业升级[12],进而影响城乡收入差距㊂第三,数字经济发展产生了技术创新效应,数字化创新工具的全面铺开可以带动农业农村实现高质量发展,对城乡收入差距产生影响㊂如韩先锋等认为,互联网发展可以驱动区域创新效率,中西部区域具有 后发优势 从而获益更多,有助于缩小发达地区和落后地区的创新差距[13]㊂此外,也有学者关注到城镇化水平可能影响数字经济的共同富裕效应㊂如柳江等研究发现,数字经济发展与城乡收入差距之间存在城镇化的门槛效应,认为在城镇化水平程度较低阶段,其缩小城乡收入差距的作用更大[14]㊂总体上,现有文献为本文提供了有益参考,但依然存在一些不足:第一,关于数字经济对城乡收入差距影响的研究仍较少;第二,鲜有文献关注到城镇化水平的门槛作用,而城镇化是关系我国城乡融合的重要内容,忽略其作用可能会导致对数字经济与城乡收入差距之间关系的认识偏误;第三,现有文献大多利用静态面板模型进行分析,不能反映数字经济对城乡收入差距影响的滞后现象㊂基于此,本文以2011 2020年31个省份的面板数据为样本,建立静态㊁动态面板模型以及门槛模型,分析数字经济对城乡居民收入差距的影响及其异质性,并进一步探讨城镇化的门槛效应㊂二㊀理论分析与研究假设(一)数字经济发展对城乡居民收入差距的影响机制数字经济通过节约农业生产成本㊁促进产业融合㊁影响农民就业能力等渠道而影响城乡收入差距,见图1㊂图1 数字经济发展对城乡居民收入差距的影响机制㊀㊀第一,数字经济节约农业生产成本和信息获取成本㊂具体而言,农户可依托大数据测防系统实现对气象灾害的精准防控和病虫害精准防治,科学规避农业经营风险,避免农产品大量减产;从互联网获取新品种㊁新技术㊁新模式等农业科技信息,提高农业生产经营能力和农业生产效率[15],实现农业增值,缩小城乡收入差距㊂第二,数字经济促进一二三产业相互融合㊂数字经济发展过程中,产业创造价值的方式不再是独立的,只有与其他产业实现有效融合,才能找到新的成长空间㊂当前的社会需求也不单是产品的数量增加,更多的是产品的质量提升㊂数字经济时代,城乡间要素流通以及跨产业链上下游之间的交流愈加频繁,驱使农村第一产业与城市二三产业深度融合,同步提升生产和供给能力使农业增产,即提升农村特色资源优势的同时满足城市高质量消费需求[12],最终缩小城乡收入差距㊂第三,数字经济提升农民的就业能力和创业活力㊂一方面,随着互联网普及的深化,农民可以通过社交平台或参与线上培训掌握更多数字信息知识和46㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀南华大学学报(社会科学版)㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀2024年技术,提高就业能力㊂另一方面,金融机构贷款效率在云计算㊁区块链等技术手段下得到极大提升,能够为农户创业提供更加灵活快捷的小额贷款服务和充足稳定的资金来源,缓解农民融资约束[16],激发创业活力,提高农村居民收入,逐步缩小城乡收入差距㊂基于此,提出如下假设:假设1:数字经济有助于缩小城乡收入差距㊂(二)城镇化水平在数字经济对城乡收入差距的影响中存在门槛效应数字经济作为一种新经济㊁新业态,具有一定的城镇偏向[17]㊂因此,当城镇化水平处于较低水平时,城乡间数字鸿沟和人力资本差距较为明显,数字经济红利会优先被城镇高收入居民享有[18],使其对该地城乡收入差距的收敛作用较小㊂但随着城镇化水平的逐步提高,数字经济红利更加 普惠 ,无论城镇还是农村的人力资本㊁产业结构㊁市场潜能都将被深刻优化,从而弥合城乡间的数字鸿沟,缩小城乡收入差距㊂据此,提出以下假设:假设2:数字经济缩小城乡收入差距的效应会受城镇化水平的影响,随着城镇化水平的提升,数字经济对城乡收入差距的收敛效应增强㊂三㊀模型构建、变量说明与数据来源(一)模型构建1.基准回归模型本文构建基准回归模型,为了考察数字经济对城乡收入差距的影响,建立如下计量模型:Theil it=α0+βDe it+δX control+μi+λt+εit(1)其中,i表示省份,t表示年份;Theil it为衡量i省份在t年份的城乡收入差距的泰尔指数;De it表示i省份在t年份的数字经济发展水平;X control为一系列控制变量;μi表示个体效应,λt表示时间效应,εit为随机扰动项㊂式(1)为静态面板模型,但考虑到城乡收入差距可能存在路径依赖,即过去的城乡收入差距会影响当期城乡收入差距,因此将城乡收入差距指数的一阶滞后项作为解释变量引入模型,构建如下动态面板模型:Theil it=α0+α1Theil i,t-1+βDe it+δX control+μi+λt+εit(2)其中,Theil i,t-1表示城乡收入差距指数的一阶滞后项㊂2.面板门槛模型为判断城镇化水平在数字经济与城乡收入差距关系中的门槛作用,本文构建如下门槛回归模型: Theil it=α0+β1De it I(ln Urban itɤγ)+β2De it I(ln Urban it>γ)+δX control+μi+λt+εit(3)其中,ln Urban it为门槛变量城镇化水平;γ为待估门槛值㊂I(㊃)为示性函数,若括号内条件成立,则I=1,反之则I=0㊂式(3)为存在单个门槛值的情况,若存在多个门槛值,则模型设定为: Theil it=α0+β1De it I(ln Urban itɤγ1)+β2De it I(γ1<ln Urban itɤγ2)+β3De it I(ln Urban it>γ2)+δX control+μi+λt+εit(4)(二)变量选取1.被解释变量:城乡居民收入差距(Theil)目前衡量城乡居民收入差距的常用指标主要有三种,分别为城镇与农村人均可支配收入之比㊁基尼系数和泰尔指数㊂综合考虑,虽然城乡人均可支配收入比的计算方法简单,却无法充分体现城乡人口份额和收入份额的变化所带来的影响㊂基尼系数为各个收入组之间差距的加总平均,无法反映各个收入组的动态变化过程㊂相比之下,泰尔指数将城乡人口结构变化因素考虑在内,也对收入的两级变动更为敏感㊂因此,本文采用泰尔指数测算城乡收入差距,具体公式如下:Theil it=ð2r=1I r,it I it()ln I r,it IitP r,itP it()(5)其中,r=1和r=2分别表示城镇和农村地区, I r,it和P r,it分别表示t时期i省份城镇或农村居民的可支配收入和人口数量;I it和P it分别表示t时期i 省份的总收入和总人口数量㊂该数值越大,表示城乡收入差距越大㊂2.解释变量:数字经济发展水平(De)本文基于数字经济内涵,借鉴王军等[21]㊁陈贵富等[22]的方法,并结合数据可得性,从数字基础设施㊁数字产业化㊁产业数字化三个方面构建了包含5项具体指标的数字经济发展水平指标体系,对指标进行标准化处理,并使用熵值法确定各指标的权重,然后进行加权求和得到综合指数值㊂具体指标及其权重见表1㊂56第1期庞玉萍,杨子钰:数字经济对城乡居民收入差距影响研究表1㊀数字经济发展水平指标体系一级指标二级指标衡量标准(单位)指标属性权重数字基础设施宽带互联网基础每百人国际互联网用户数(户)+0.1277移动互联网基础每百人移动电话年末用户数(户)+0.1197数字产业化信息产业基础信息传输㊁软件和信息技术服务业从业人员占比(%)+0.4482电信产业产出人均电信业务总量(万元)+0.1165产业数字化数字金融数字普惠金融指数+0.1879㊀㊀3.控制变量本文选取如下控制变量:(1)产业结构水平(IS),用第二㊁三产业增加值占GDP的比重来表示;(2)财政支农水平(Agr),采用农林水事务支出占GDP的比重来表示;(3)金融发展水平(Finance),以金融产业增加值占GDP的比重来表示;(4)受教育程度(lnEdu),以每十万人口高等教育平均在校生人数的对数来表示;(5)市场化水平(Market),借鉴樊纲等(2001)[23]的研究,用市场化指数来衡量;(6)城镇化水平(lnUrban),采用城镇常住人口占总人口的比例的对数值来表示㊂(三)数据来源与描述性统计本文的数据样本由2011 2020年31个省的面板数据组成㊂其中,数字普惠金融指数来源于北大数字金融研究中心所公布的数字普惠金融指数①,其他数据均来源于EPS数据库和各省份的统计年鉴㊂表2为各变量描述性统计结果㊂表2㊀主要变量描述性统计结果变量符号观测值均值标准差最小值最大值城乡居民收入差距Theil3100.09070.03980.01800.2020数字经济发展水平De3100.23440.18100.03110.9999产业结构水平IS3100.90200.05230.74200.9970财政支农水平Agr3100.03800.03740.00790.2621金融发展水平Finance3100.07140.03040.02650.1963受教育程度ln Edu3107.82300.2918 6.98668.6328市场化水平Market3107.7215 2.1828-0.160012.1067城镇化水平ln Urban310 4.03500.2339 3.1224 4.4954四㊀实证分析(一)基准回归分析首先,使用静态面板模型估计数字经济对城乡居民收入差距的影响,固定效应模型的回归结果见表3的列(1)㊂结果显示,数字经济的回归系数在5%的水平上显著为负,即数字经济能够显著缩小城乡收入差距㊂其次,运用动态面板模型进行估计,使用差分GMM模型(DIFF-GMM)和系统GMM模型(SYS-GMM)来考察数字经济与城乡收入差距的关系,估计结果见表3的列(2)和列(3)㊂由回归结果可以看到,无论是使用差分GMM还是系统GMM,数字经济的回归系数均在1%的水平上显著为负,数字经济的发展对城乡收入差距具有显著的收敛效应㊂此外,两个模型的AR(2)值都大于0.05,表明只存在一阶序列相关不存在二阶序列相关,即通过了自相关检验;Sargan检验的P值接近1,接受所有工具变量都有效的原假设,即表明工具变量不存在过度识别问题㊂因此,差分GMM和系统GMM的估计结果可靠且一致㊂66㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀南华大学学报(社会科学版)㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀2024年表3 数字经济发展与城乡居民收入差距的关系解释变量被解释变量:城乡收入差距(1)FE(2)DIFF-GMM(3)SYS-GMML.Theil0.8420①(0.0498)0.8360①(0.0273) De-0.0143②(0.0056)-0.0275①(0.0023)-0.0144①(0.0021) IS0.0543①(0.0084)-0.0015①(0.0003)-0.0001(0.0002) Agr-0.3689①(0.0561)0.0743①(0.0204)0.0449①(0.0084) Finance0.2170①(0.0316)-0.0149(0.0116)-0.0552①(0.0150) ln Edu-0.0269①(0.0019)-0.0278③(0.0169)0.0616①(0.0119) Market-0.0073①(0.0011)-0.0189①(0.0015)-0.0158①(0.0016) ln Urban-0.1247①(0.0100)0.0076(0.0097)-0.0112②(0.0044) Constant0.8134①(0.0253)0.0817②(0.0393)0.1410①(0.0284) AR(2)0.58890.1741 Sargan检验0.9968 1.0000观测值310248279㊀㊀注:括号内为标准误㊂①表示在1%的水平上显著㊂②表示在5%的水平上显著㊂③表示在10%的水平上显著㊂㊀㊀静态面板模型和动态面板模型估计结果都显示数字经济对城乡收入差距的影响系数显著为负,说明当前的数字经济发展显著缩小城乡收入差距㊂而对于其他控制变量,估计结果存在一定的差异㊂因为静态面板模型没有考虑到可能存在的遗漏变量和内生性问题,且动态面板模型考虑了时间的影响,所以本文主要以动态面板模型的估计结果为准㊂进一步考虑,系统GMM比差分GMM的估计偏差更小㊁效率更高,本文主要依据系统GMM的两步估计结果进行分析㊂表3中系统GMM的估计结果表明,金融发展水平(Finance)有助于缩小城乡收入差距,由于资金的利用效率提高,较多闲置的存款资金以各类贷款的形式投入到生产之中,加速经济和金融的发展,促进城乡整体发展㊂市场化水平(Market)有利于城乡差距的收敛,市场化进程的推进使城乡间资源要素流动加速㊁利用效率提升,这能为农民增收创造良好条件㊂产业结构水平(IS)的优化也有助于缩小城乡差距,但收敛效果尚不显著㊂财政支农水平(Agr)会扩大城乡差距,可能的原因在于,虽然财政支农补贴一定程度上增加了农民收入,但同时也强化了小农经营模式,阻碍农业规模化生产和集约化经营,抑制了农业生产效率㊂另外,财政支农政策还存在 福利依赖效应 ,可能陷入财政支农补贴得越多㊁农民对支农政策的依赖效应就越强㊁城乡差距越大的恶性循环㊂对于受教育程度(lnEdu)会扩大城乡差距的原因可能是,当人们的受教育程度提高后,不再满足于在本地区能够获取到的各种资源,导致大量人才流向大城市,留在农村的大多是劳动能力较弱且对新知识㊁新技术接受能力与意愿都比较低的老年人,不利于农村人力资本的提升,导致城乡差距扩大㊂(二)稳健性检验为进一步验证结果的有效性,本文采用替换解释变量和剔除部分样本两个方面进行稳健性检验㊂首先,替换解释变量㊂将解释变量替换为北京大学数字普惠金融指数(DIF),该指数衡量了数字金融的发展程度,部分学者将其作为评估数字经济的指标之一,在一定程度上反映了数字经济发展水平㊂如表4的列(1)回归结果显示,数字经济对城乡收入差距的收敛效应依然显著,与基准回归结果一致,说明实证结果稳健㊂其次,剔除部分样本数据㊂将北京㊁天津㊁上海和重庆这四个直辖市样本数据剔除,继续使用双向固定效应模型进行回归分析㊂如表4的列(2)回归结果显示,数字经济系数仍显著为负,实证结果稳健㊂76第1期庞玉萍,杨子钰:数字经济对城乡居民收入差距影响研究表4㊀稳健性检验变量(1)替换解释变量Theil (2)剔除部分样本数据TheilDIF-0.0003①(0.0003)De-0.0459①(0.0132) Constant0.8706①(0.8706)0.6500①(0.0369)观测值310270R-squared0.79580.7191控制变量是是地区固定效应是是时间固定效应是是㊀㊀注:括号内为标准误㊂①表示在1%的水平上显著㊂(三)异质性分析经济进入新常态以来,我国南北发展差距逐渐扩大, 南快北慢 格局成为制约我国区域协调发展的重要障碍[24]㊂长期以来,南方数字技术和实体经济融合程度更高,而北方数字化转型较慢㊂同时,南方地区比北方地区的城镇化水平㊁市场化程度更高,可能加剧南北之间数字化转型的差异,影响数字经济对城乡居民收入差距的收敛效果㊂因此,为观察地理区域上的异质特征,本文以秦岭 淮河一线为划分标准②,将样本分为北方与南方地区进行分地区检验,检验结果见表5㊂由表5可知,数字经济能够显著缩小南方地区省份的城乡收入差距,而对北方地区省份则不显著,呈现出明显的地区异质性㊂从 南北差异 角度分析原因,除上述市场化㊁城镇化水平等影响因素外,南方地区拥有更合理的经济结构㊁更强的创新能力,因此数字经济对缩小南方省份城乡收入差距的作用更为明显;北方地区高度依赖重工业,导致数字化转型较慢,因此现阶段数字经济对北方省份城乡收入差距的影响尚不明显㊂表5㊀异质性分析变量(1)北方地区Theil(2)南方地区TheilDe-0.0085(0.0084)-0.0673①(0.0157)IS0.0920②(0.0288)0.1698①(0.0333)Agr-0.2545①(0.0487)0.6778②(0.2828) Finance0.0252(0.0827)0.2298①(0.0564) ln Edu-0.0166①(0.0038)-0.0601①(0.0085) Market-0.0088①(0.0019)-0.0030(0.0026) ln Urban-0.0903①(0.0189)-0.0809①(0.0146) Constant0.5761①(0.1087)0.7422①(0.0589)观测值160150R-squared0.71820.9161地区固定效应是是时间固定效应是是㊀㊀注:括号内为标准误㊂①表示在1%的水平上显著㊂②表示在5%的水平上显著㊂(四)门槛效应分析1.门槛效应检验表6为城乡收入差距以城镇化水平为门槛变量的检验结果㊂结果表明,城镇化水平在单一门槛下估计值通过了显著性检验,而其他门槛均未通过显著性检验㊂因此,本文使用单一门槛模型来研究数字经济对城乡收入差距的影响㊂表6㊀门槛效应自抽样检验门槛变量门槛个数F值P值Bootstrap次数临界值10%5%1%城镇化水平单一门槛49.740.0070100028.584634.205246.3731双重门槛13.150.5720100027.437833.440442.9512三重门槛12.280.6270100028.221734.395244.9828㊀㊀表7为单一门槛估计值,城镇化水平的单一门槛值为4.1125,对应的城镇化率约为61.10%㊂2.门槛效应回归结果表8为城镇化水平的门槛效应回归结果,在不同的城镇化水平下产生的影响有所不同㊂当城镇化水平低于门槛值4.1125时(即城镇化率低于61.1%时),数字经济发展对城乡收入差距的影响系数为负但不显著,说明此时数字经济对城乡收入差距的收敛效应较弱㊂而当城镇化水平大于门槛值4.1125时(即城镇化率高于61.1%时),数字经济86㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀南华大学学报(社会科学版)㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀2024年发展对城乡收入差距的影响系数在1%水平下显著为负,此时数字经济能显著缩小城乡收入差距㊂原因可能在于,随着城镇化水平的提高,城市溢出效应增强,城乡之间的分化逐渐缩小,农村地区所享受的数字红利逐步增加,从而城乡收入差距缩小㊂该结论验证了本文最初提出的假设,即随着城镇化水平的提升,数字经济对城乡收入差距的收敛效应增强㊂同时也进一步印证了前文关于异质性分析的讨论结果,即数字经济对城乡收入差距的作用效果会受到城镇化水平的影响,该效果在城镇化水平较高的南方地区省份表现得更加显著,而北方地区省份仍受城镇化水平的制约而无显著效果㊂表7㊀门槛估计值和置信区间门槛变量门槛值估计值95%置信区间城镇化水平单一门槛检验γ 4.1125[4.1068,4.1198]表8㊀门槛效应回归结果变量TheilDe(ln Urbanɤ4.1125)-0.0279(0.0211) De(ln Urban>4.1125)-0.0647①(0.0204)IS-0.0915(0.0615)Agr-0.1710②(0.0816)Finance-0.2270②(0.0829)ln Edu-0.0685①(0.0081)Market-0.0018(0.0014)Constant0.7580①(0.0745)观测值310R-squared0.8390㊀㊀注:括号内为标准误㊂①表示在1%的水平上显著㊂②表示在5%的水平上显著㊂五㊀结论与建议本文在探讨数字经济对城乡居民收入差距的影响机制的基础上,以2011 2020年31个省级面板数据为样本,利用静态和动态面板模型进行实证分析,并进一步运用门槛模型探究城镇化水平的门槛效应㊂研究发现:第一,2011 2020年在省域层面上数字经济的发展能够显著缩小城乡居民收入差距,该结论具有稳健性㊂第二,数字经济对城乡居民收入差距的影响存在地区差异性㊂对于南方地区省份,数字经济能够显著缩小其城乡收入差距,而对于北方地区省份,数字经济对城乡收入差距的影响并不显著㊂第三,数字经济对城乡居民收入差距的影响具有单一门槛效应㊂在城镇化水平较低时,数字经济对城乡收入差距的影响不显著;当城镇化水平越过门槛值达到较高水平后,数字经济对缩小城乡收入差距的效果显著增强㊂该检验结果与异质性分析中的结论保持一致㊂上述结论的政策启示是:第一,进一步做大做强做优数字经济,缓解城乡居民收入不平衡现象㊂加强农村数字基础设施建设,畅通城乡要素流通渠道,吸引数字技术人才扎根农村干事创业,激活农村经济活力㊂第二,统筹考虑区域产业基础㊁资源禀赋,制定差异化发展策略㊂北方地区应加快 数字赋能 的步伐,鼓励企业数字化转型,提高数字技术在产业中的应用,充分释放数字经济红利,更好地缩小城乡收入差距㊂南方地区需夯实数字经济的共同富裕效应,并充分发挥辐射带动作用,进一步提升乡村等落后地区的数字经济水平㊂第三,鼓励和引导城镇化有序发展,更好地发挥数字经济对城乡收入差距的收敛作用㊂一方面积极推进就地城镇化,缓解传统城镇化模式下大规模空间迁移带来的城乡失衡问题;另一方面开展新型城镇化建设,推动城乡公共服务均等化,激发城乡发展活力,推动城乡间㊁区域间的整体发展,最终实现共同富裕㊂注释:①数据来源于数字经济开放研究平台(https://www. /research/numberdata#hotChart)㊂②根据秦岭淮河一线分界线,南方地区包括上海㊁江苏㊁浙江㊁安徽㊁福建㊁江西㊁湖北㊁湖南㊁广东㊁广西㊁海南㊁重庆㊁四川㊁贵州㊁云南㊁西藏等16个省(区㊁市),台湾省因数据缺失不包括在样本中,北方地区包括北京㊁天津㊁河北㊁山西㊁内蒙古㊁辽宁㊁吉林㊁黑龙江㊁山东㊁河南㊁陕西㊁甘肃㊁青海㊁宁夏㊁新疆等15个省(区㊁市)㊂[参考文献][1]㊀TAPSCOTT D.The Digital Economy:Promise and Perilin the Age of Networker Intelligence[M].New York:McGraw-Hill,1996.[2]㊀李海舰,赵丽.数据成为生产要素:特征㊁机制与价值形态演进[J].上海经济研究,2021(8):48-59. [3]㊀白俊红,陈新.数字经济㊁空间溢出效应与区域创新效率[J].研究与发展管理,2022,34(6):67-78.[4]㊀刘钒,余明月.长江经济带数字产业化与产业数字化96第1期庞玉萍,杨子钰:数字经济对城乡居民收入差距影响研究。
中国共同富裕的区域差异与结构分解
式现代化一定是全体人民共同富裕的现代化。虽 然共同富裕并不意味着各区域同时富裕和同等富 裕,但各省份与各区域间共同富裕进程差异太大最 终会影响全国共同富裕的推进。习近平总书记指 出,推进共同富裕要增强区域发展的平衡性,同时 要鼓励各地因地制宜探索有效路径[2]。2021 年,我 国东、中、西部地区人均 GDP 分别为 10.19 万元、 6.63 万元和 6.26 万元,东部地区是中部、西部地区 的 1.54 倍和 1.63 倍。各区域内部不同省份之间的
综上所述,虽然共同富裕提出较早,相关研究 成果已相当丰富,但对我国来说,共同富裕已被赋 予了全新涵义,因而共同富裕问题的理论与实践是 现阶段亟待研究的新课题,仍有很多领域需要进一 步拓展。一是共同富裕程度的衡量问题、共同富裕 任务的量化问题、共同富裕推进工作的考核评估问 题等有待深入研究。目前,虽有少数学者开始关注 共同富裕的测度问题,但多数仅构建了指标体系, 未运用到具体数据,有些指标理论上看似合理,但 数据很难获取,因而需要加以改进。二是当前研究 的都是共同富裕的共性问题,共同富裕的区域差异 问题鲜有研究。孙豪和曹肖烨[20]虽然测评了 30 个 省份的共同富裕指数以及区域差异情况,但仅根据 2019 年的数据,无法得出共同富裕及区域差异的 变化趋势;谭燕芝等[21]运用熵权法测度了中国十年 省域农民共同富裕水平及地区差异,但对地区差异 的形成原因未做深入分析。
China. It is the premier to clarify the regional differences and their reasons of common prosperity before realizing local bal‐ ance. Based on the data of 31 provinces from 2011—2020,using the method of entropy,variation coefficient,Kernel den‐ sity estimation,Markov transfer matrix,and Theil index,this paper calculates the level of common prosperity of China,
中国数字经济发展水平的区域差异及分布动态演进
DOI:10.19995/10-1617/F7.2024.06.028中国数字经济发展水平的区域差异及分布动态演进唐娟莉 冯梅(西安石油大学经济管理学院 陕西西安 710065)摘 要:本文基于数字经济内涵构建中国省际数字经济发展水平评价指标体系,运用熵权法综合测度了2013—2021年中国30个省份的数字经济发展水平,并采用Dagum基尼系数及其分解、Kernel核密度估计方法揭示数字经济发展水平的区域差异及来源、分布动态演进特征。
结果表明,中国数字经济发展水平总体呈稳步上升趋势,但存在明显的区域发展不平衡问题,总体呈现出“东—中—西”依次递减的态势,且具有两极分化现象。
进一步研究发现,中国省际数字经济发展水平的总体差异呈先缩小后扩大的态势,区域间差异是我国数字经济发展区域差异的主要来源。
Kernel核密度结果显示,省际数字经济发展水平的绝对差异逐渐扩大,且在2021年出现极化现象,表明我国数字经济发展仍面临“数字鸿沟”问题。
本研究仅供参考。
关键词:数字经济;区域差异;分布动态;Dagum基尼系数;Kernel核密度估计本文索引:唐娟莉,冯梅.中国数字经济发展水平的区域差异及分布动态演进[J].商展经济,2024(06):028-032.中图分类号:F124;F207 文献标识码:A近年来,以云计算、人工智能为代表的数字经济逐渐融入制造业、服务业等传统产业,参与经济社会发展各领域全过程。
2017年起,“数字经济”连续6年出现在我国政府工作报告中,党的二十大报告明确指出,要加快发展数字经济,促进数字经济与实体经济的深度融合,打造具有国际竞争力的数字产业集群[1]。
在新旧时代变革的大背景下,数字经济已成为我国继工农型社会之后发展速度最快、影响范围最广的一种新型社会形态,但由于地区基础设施、政策支持、创新能力等因素不同,各地区数字经济发展水平出现差异,区域间的“数字鸿沟”依然存在。
因此,深入了解我国数字经济发展水平的区域差异及差异来源,是缩小区域间数字经济发展差异、促进区域协调发展的重要前提。
我国城镇居民消费与收入的动态关系基于非参数回归模型的实证分析
1、定义一个核函数,用于计算输入变量的概率密度函数。在本研究中,我 们采用高斯核函数。
2、针对给定的输入变量(收入),通过核函数计算输出变量(消费)的概 率密度函数。
3、为了减少噪声干扰,对概率密度函数进行平滑处理,得到最终的非参数 回归曲线。
结果与讨论
结果描述:
通过非参数回归模型拟合,我们得到了我国城镇居民消费与收入的动态关系 曲线(如图1)。从图1可以看出,城镇居民的消费支出随着收入的增加而增加, 二者之间呈现出较强的正相关关系。同时,曲线形态表明,在低收入区间,消费 支出对收入的变化较为敏感;而在高收入区间,消费支出的增长趋势相对平缓。
2、提升低收入地区的发展:对于那些收入缩小地区间的收入差距。
3、优化税收和福利政策:通过优化税收政策和福利制度,提高居民的可支 配收入,从而增强居民的消费能力。
4、加强市场监管:政府应加强对市场的监管,维护市场秩序,为消费者提 供安全、公平的消费环境。
四、研究结果
通过实证研究,我们发现我国居民消费与收入之间存在显著的空间自相关关 系。具体来说,地区的居民收入水平对当地的消费水平有积极影响,同时也会影 响邻近地区的消费水平。此外,我们还发现,随着距离的增加,这种影响逐渐减 弱。
五、结论
本次演示的研究结果表明,我国居民消费与收入之间的空间自回归模型具有 显著的空间依赖性。这意味着,在制定经济政策时,我们需要考虑不同地区之间 的相互影响,而不能仅仅单一地区。政策制定者可以通过促进区域经济一体化, 提高整体收入水平,从而刺激全国的消费增长。
二、方法和数据
我们使用一元线性回归模型来探索城镇居民可支配收入(自变量)与消费支 出(因变量)之间的关系。我们采用了中国国家统计局公布的2010年至2020年的 年度数据。数据来源于中国国家统计局网站,包括全国各地区城镇居民的可支配 收入和消费支出。
省域经济韧性的测度、空间格局与动态演进
收稿日期:2023-11-08基金项目:国家自然科学基金项目“描述性创新信息披露与企业创新:作用机制与经济后果”(72064001);东华理工大学研究生创新专项资金项目“经济政策不确定性、创新能力与省域经济韧性”(DHYC-202349)作者简介:周明(1975- ),男,江西吉安人,东华理工大学经济与管理学院教授,管理学博士,研究方向为城市创新、区域创新;钟宇春(2000- ),女,江西赣州人,东华理工大学经济与管理学院硕士研究生,研究方向为区域经济韧性、经济政策。
省域经济韧性的测度、空间格局与动态演进周 明,钟宇春(东华理工大学 经济与管理学院,南昌 330013)摘 要:提升经济韧性水平是谋划未来经济高质量发展的题中之义。
本文基于2012-2021年我国30个省份的面板数据对省域经济韧性发展水平进行测度,并对其空间分布特征及动态演进态势进行研究。
结果表明:(1)2012-2021年我国省域经济韧性水平总体呈现上升趋势,并在东西方向上呈现“强-中-弱”阶梯式递减的空间格局。
(2)省域经济韧性发展水平空间聚集效应显著,主要呈现双高(H-H )及双低(L-L )聚集的空间组织模式。
(3)省域经济韧性的发展具有动态复杂性,全国整体、东部地区、中部地区和西部地区经济韧性水平皆呈现上升趋势,但省份之间差异较大。
同时东部地区经济韧性存在轻微的两极分化现象。
因此,各省份应立足于自身的经济发展水平,从抵抗力、恢复力和进化力三方面提升经济韧性水平,同时有效利用与相邻省份地理空间上的临近优势,实现强经济韧性省份与弱经济韧性省份间的优势互补。
关键词:省域;经济韧性;空间分布;动态演进中图分类号:F127 文献标志码:A 文章编号:1672-626X (2024)02-0005-13一、引言当前,中国经济韧性强、潜力大、活力足,长期向好的基本面依然不变。
随着国内外政治、经济、社会和技术环境等方面的发展变化,VUCA (易变性、不确定性、复杂性、模糊性)成为当前环境形势的常态特征,“经济韧性”正日益成为世界各国在追求经济发展中必须重视的战略问题。
中国居民收入分布专题实证研究——居民收入分布变迁测度及其影响因素分解
中 图分 类 号 : C 8 1 2 文献标志码 : A 文章编号 : 1 O 0 7 —3 1 1 6 ( 2 0 1 3 ) O 2 一O O O 3 一O 7
一
、
问 题 的提 出
国外 研究 文 献 显示 , 居 民 收入 分布 的估计 方 法
收入 分 配是社 会经 济系统 中十分重 要 的子系统
之一 , 收人分配问题一直都是经济学理论研究 、 应用
研究 和政 策研 究 的重点 。受研 究方 法 和收人 数据 限
制, 现有 文献 对 中国居 民 收入 分 配 问题 的研 究 多集
中在居 民收人 差距 上 , 且 由于 研究 方 法 和 分 析 视角
主要有 参数估 计 方法 、 传 统 非 参数 检 验 方法 和现 代 非 参数 估计 方 法 三类 。2 O世 纪 7 0年 代 , 国外 学 者 L a n g e 、 S a l e m 和 Mo u n t 等 通 过 参 数 估计 方 法 估 计 居 民收入分 布 , 即假定 居 民收 入分 布 服 从 帕 累托 分 布、 伽 玛分 布或对数 正态 分布 等 , 进 而估计 分布 中的 有关参 数[ ] 。 。 。 [ 。 ; 2 0 世纪 8 O年代 , 国外 学 者开 始 从 实 际数据 出发 , 通过 非 参 数 检验 方 法选 择 合 适 的
S o n g等学 者通过 对 可加性 指标 如基 尼 系数 、 泰尔 指
数进行成因分解 , 该方法仅局限于某些收入差距指
标 的分 解 , 无 法分 解不 同影 响 因素对 不 同收入 群 体 的具体 影 响 引。二 是 Ma e h a d o和 Ma t a等 学者 通
中国家庭财富分布的极化特征
中国家庭财富分布的极化特征作者:王晶董日宇高艳云来源:《人口与经济》2024年第04期摘要:基于CFPS 2010—2020年的調查数据,借助相对分布法分析我国家庭财富极化的变动趋势,并借助分位数回归和Oaxaca-Blinder分解分析了财富分布结构变化的内在成因。
结果表明,考察期内我国家庭财富极化存在扩大的趋势,且财富的极化主要是从中等水平转向下尾部,存在严重的下层极化。
分阶段的分析发现,财富的极化以2010—2018年为主,2018年以后财富分布的极化现象明显减弱。
根据财富极化微观成因的分解发现,低财富群体禀赋结构的改善能够有效抑制下层极化,而上层极化的缓解主要来源于系数效应的作用。
2018年以来,家庭收入的提高、农村人口减少以及人口受教育水平的普遍提高都减弱了财富向下极化的趋势,财富的城乡差距和教育回报抑制了财富的向上极化。
从城乡内部的分解发现,教育回报对财富极化的作用在农村家庭并不显著,健康水平则是影响农村财富极化的重要因素。
研究的政策启示在于财富调整政策应该关注到中产家庭的脆弱性,增加中低财富家庭的财富积累途径,促进中产阶级的壮大和稳固;抑制财富向下极化的趋势应该强调低财富群体禀赋结构的优化,而减弱上层极化应该注重对财富差距和财富回报的调节。
关键词:财富极化;相对分布;结构效应;成因分解中图分类号:F126文献标识码:A文章编号:1000-4149(2024)04-0070-14DOI:10.3969/j.issn.1000-4149.2024.00.034一、引言党的二十大报告强调“中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化”,在推进共同富裕的进程中,要“规范收入分配秩序,规范财富积累机制”。
过去几十年的高速发展,中国的家庭财富得到了迅速积累,但在财富积累过程中财富差距也持续扩大,对经济社会的持续发展和共同富裕目标的推进均产生了不可忽视的影响。
近十多年以来,全球经济增长放缓,贸易保护主义抬头,我国经济形势和就业形势不容乐观,作为国民经济支柱和家庭财富最主要构成的房地产行业也经历了较大幅度的波动,家庭财富的积累机制和财富分布格局发生了深刻变化。
“双碳”目标下中国绿色低碳创新发展测度、区域差异及成因识别
中国人口·资源与环境 2023 年 第33 卷 第1 期CHINA POPULATION , RESOURCES AND ENVIRONMENT Vol.33 No.12023“双碳”目标下中国绿色低碳创新发展测度、区域差异及成因识别李旭辉1,陶贻涛2(1.安徽财经大学管理科学与工程学院,安徽 蚌埠 233030; 2.安徽财经大学统计与应用数学学院,安徽 蚌埠 233030)力争2030年前实现碳达峰、2060年前实现碳中和,是党和国家统筹国内国际两个大局作出的重大战略决策,是着力解决资源环境约束突出问题、推动高质量发展的必然选择。
实现 “双碳”目标,绿色低碳创新是关键引擎。
统筹推进绿色低碳创新,加快绿色低碳科技革命,以先进技术手段助力碳达峰碳中和工作高效、高质推动,是推动碳达峰碳中和目标愿景的核心驱动力。
“十四五”时期是以绿色低碳科技创新实现碳排放增速转变的重要窗口期。
中国须在科技创新的支撑下,才能有望如期实现碳达峰碳中和目标[1]。
2021年10月国务院印发的《2030年前碳达峰行动方案》明确将绿色低碳科技创新行动列为“碳达峰十大行动”之一。
2022年3月《政府工作报告》再次明确提出“推进绿色低碳技术研发和推广应用,加快构建绿色低碳创新体系”。
值得注意的是,在绿色低碳转型发展的关键时期,中国绿色低碳创新活动虽然取得了一定的成果,但绿色低碳创新能力与发达国家相比还有很大差距[2],同时受地区区位和区域政策的影响,各区域绿色低碳创新水平存在显著的空间非均衡特征[3]。
作为区域不平衡的重要方面,绿色低碳创新发展的区域失衡无疑给区域协调发展带来了严峻挑战,成为协同推进“双碳”目标实现的掣肘。
因此,统筹推进绿色低碳创新区域协同发展,综合提升绿色低碳创新发展水平,已经成为推动绿色低碳转型高质量发展亟待解决的关键问题。
1 文献综述绿色低碳创新作为实现“双碳”目标的关键驱动力,是碳排放总量控制与经济社会发展现实困境的破解之道,是新发展理念下低碳循环经济体系构建的关键抓手,收稿日期:2022-06-13 修回日期:2022-09-30作者简介:李旭辉,博士,教授,主要研究方向为资源环境经济与政策。
《财贸研究》2010年总目录
产业 圈层 布局与区域差异化发展 …………………………………………………………………… ………… 催生 综 合 配套 改 革 的动 力 以合芜蚌 自主创新综合 配套 改革 试验 区为例 ……………………………………………………… 旅游资源依赖 型城市形成与发展模式研究 …………………………………………………………………… 区域 自主创新知识资源利用 的机理及路径研究 …………………………………………………… 王 燕 安徽省产业结构与进 出口互动关 系实证研究 ………………………………………………………………… 承接与发展 : 合肥 市服务外包产业 问题研 究 …… …………………………………………………………… 改 革 以来 安 徽 省 经 济 周 期 特 征 及 其 同步 性 分 析 … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … 城市群辐射区域与资源有限性关系研究述评 …… …………… …………… …… ………………… 张士杰 长三角区域经济一体化测度 ……………………… …… …… ……………… …………………………………
《财 贸 研 究 》2 1 0 0年 总 目 录
・
宏观经济研究 ・
为什么高增长没有带来高就业? 兼论后金融危机时代的就业复苏 …………………………………………………………………… 孔令锋( . ) 1 1 测算 中国国民收入分配格局 :9 8 2 0 ……………………………………………………………………… 田卫 民( . ) 17 - 06 1 8 技术进步偏 向对 中国劳动力市场 的影 响 …………… …… …… ………… ………… …… …………………… 苏永照( .7 11) 城镇居民收入结构 、 收入初次分配格 局与消费过度敏感性 18 _ 2o 95 0 8年 的 经 验 数 据 … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … 骆……………………………………………………………… 吴妍妍(. ) 2 9 新时期私 营工业全要素生产率的增长与分解 基 于 2 0 - 20 0 1 0 7年 省 级 面 板 数 据 的 随 机 前 沿 分 析 … … … … … … … … … … … 李 清 彬 武 鹏 赵 晶 晶 ( . ) 3 1 中国住户 部门综合经济账户 的构建 与理论 阐述 …………… …… …… …… …… …………………………… 韩 中( . ) 3 9 中国消费需求 不足的不 同阶层居 民消费过度敏感性研究 … …… …… …… …… ………………… 仲云云 仲伟周 ( . ) 4 1 国有企业 产权制度变革过程 的政 治经 济学 分析 ……………………………………… …… …… ………… … 钟 玉文( . ) 4 8 西尼 尔的价值理论及其历史地位 …… ……………………………………………………………… 孔 小红 管德华 ( .6 41 ) 工资 的本 质: 工人 占有并行 使企 业个体间接物质产权 的报酬 …………………………………… …… ……… 贺春红 ( . ) 5 1 环境污染与城市经济增长 : 基于联立方程的实证分析 ……………………………………… …… …………… 黄 菁 ( . ) 5 8 劳动力 自由流动是阻碍传统产业 区域转移 的根本原因吗? 基 于 2 产 业 的实 证 分 析 … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … … 山社 武 刘 志 勇 张 德 生 ( . 7 7个 5 1) 基 于 中 国实 时 数 据 的 产 出缺 口估 计 及 其 修 正 兼 论 中 国产 出 缺 口和 通 货 膨 胀 之 间 的 预测 关 系 … … … … … … … … … … … … … … … … 郭 红 兵 陈 平 ( . ) 6 1 我 国城 镇 居 民收 入 分 布 演 进 特 征 基于非参数 K re 密度估计 方法 和省域区域视角 ………………………………………………… 陈立 中( . ) enl 6 8
乡村振兴视域下脱贫地区内生发展能力测度及精准施策研究
乡村振兴视域下脱贫地区内生发展能力测度及精准施策研究作者:杨俊严芝清钟文来源:《中国集体经济》2024年第05期摘要:文章在已有理论基础上,甄选科学合理的指标构建了脱贫地区县域内生发展能力评价指标体系,运用BP神经网络模型和GIS空间分析技术测度我国原有14个集中连片特困地区2014-2020年县域内生发展能力并分析其时空演变规律,通过聚类分析法识别出466个(4大类)乡村振兴重点帮扶县。
研究表明:县域内生发展能力受贫困程度的深刻影响,原有深度贫困县主要分布在自然环境恶劣、社会经济发展低下等特殊区域;针对中国原有14个集中连片特困地区,临沧-齐齐哈尔能够成为划分区域内生发展能力的重要分界线,即分界线以东是内生发展能力高水平片区、以西为低水平片区、以中是中等水平片区;依据主要制约因素,466个重点帮扶县进一步可划分为综合发展能力制约县、资源环境承载能力制约县、社会经济发展能力制约县、人力资本提升制约县;依据不同类型帮扶县制定因地制宜的扶持政策是新时期实现巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴有效衔接的有效举措。
关键词:脱贫地区;内生发展能力;人地关系地域系统理论;乡村振兴;重点帮扶县一、引言实现巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴有效衔接是实现共同富裕的重要推进战略,是实现中国式现代化的必然选择。
新中国成立以来的农村扶贫概括起来有三个阶段性任务,即大水漫灌式扶贫,广扶贫、成效低——精准扶贫,培育区域内生发展能力——脱贫攻坚与乡村振兴的有效衔接,实现共同富裕。
1978-2019年,中国农村贫困发生率从97.5%下降到0.6%,农村贫困人口从7.7亿下降到550万,减少近7.65亿,取得宏伟成绩①。
在此过程中,离不开国家划定14个集中连片特困地区的明智之举,对所划定的连片特困区域,国家给予针对性地重点帮扶,为推进乡村振兴夯实了基础。
而在国家乡村振兴战略实施中,注重原有14个集中连片特困地区县域内生发展能力提升是巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴有效衔接的根本途径。
中国五大城市群经济发展的分布动态及交互影响
中国五大城市群经济发展的分布动态及交互影响陈明华;刘玮;刘华军【摘要】基于2002-2013年城市数据,采用核密度估计、VAR脉冲响应方法实证考察了中国五大城市群经济发展的分布动态及交互影响.研究结论表明:(1)五大城市群经济发展呈现显著的非均衡态势.(2)五大城市群整体及各城市群经济发展水平不断提高;各城市群内部城市间均存在显著的经济发展差距且这种差距在逐渐拉大,出现了两极或多极分化现象.(3)长三角、珠三角经济发展对京津冀、长中游、成渝具有较强的正向影响效应,京津冀与成渝、长中游与成渝之间具有较强的交互影响效应,京津冀对长中游具有较强的正向影响效应,成渝对其他城市群则表现出负向影响效应.【期刊名称】《经济与管理评论》【年(卷),期】2017(000)005【总页数】9页(P146-154)【关键词】城市群;经济发展;核密度估计;脉冲响应【作者】陈明华;刘玮;刘华军【作者单位】山东财经大学经济学院,山东济南 250014;山东财经大学经济学院,山东济南 250014;山东财经大学经济学院,山东济南 250014【正文语种】中文【中图分类】F290城市群战略是我国区域经济发展的重要国家战略(张学良,2013)[1]。
在经济发展的新时期,我国正在将城市群作为推进城镇化的主体形态,逐步形成以陆桥通道、沿长江通道为两条横轴,以沿海、京哈京广、包昆通道为三条纵轴,以轴线上若干城市群为依托、其他城市化地区和城市为重要组成部分的城市化战略格局,这标志着我国区域规划重心由“带状”逐渐转向“块状”。
目前我国已经和正在形成的城市群和经济区已达22个①,其中国家级城市群有5个②,分别是珠三角、长三角、京津冀、长中游、成渝城市群,它们是我国区域经济发展的重要载体和发动机(张学良,2013)[1]。
2002年五大国家级城市群GDP总和为6.08万亿元(2002年价格,下同),占我国GDP的50.26%,此后这一比例不断攀升,截至2013年五大城市群的GDP总和升至22.97万亿元,占我国GDP的比重达到65.07%,这表明城市群经济已经成为我国经济发展的重要增长极。
kernel核密度估计法
kernel核密度估计法引言:在统计学中,核密度估计法是一种非参数的概率密度估计方法,用于估计随机变量的概率密度函数。
与传统的直方图方法相比,核密度估计法具有更好的平滑性和连续性,能够更准确地描述数据的分布特征。
本文将介绍核密度估计法的原理、应用场景以及实现方法。
一、核密度估计法的原理核密度估计法基于核函数的概念,通过将每个观测值周围的一定范围内的权重分配给该观测值,从而估计其概率密度。
核函数通常是一个关于距离的非负函数,如高斯核函数。
核密度估计法的核心思想是将每个观测值周围的一小部分区域作为一个小的概率质量,然后将所有这些小区域的概率质量加和,得到最终的概率密度估计函数。
二、核密度估计法的应用场景核密度估计法在各个领域都有广泛的应用,下面列举几个常见的应用场景:1. 数据分布分析:核密度估计法可以用于分析和描述数据的分布情况,帮助了解数据的特征和规律。
例如,在金融领域中,可以使用核密度估计法来分析股票价格的分布情况,从而为投资决策提供参考。
2. 离群值检测:通过核密度估计法,可以估计数据的概率密度函数,进而判断某个观测值是否为离群值。
如果某个观测值的概率密度远低于其他观测值,那么可以认为该观测值是一个离群值。
3. 模式识别:核密度估计法可以用于模式识别问题,例如图像分割、目标检测等。
通过计算像素点周围的概率密度,可以确定像素点所属的模式类别。
三、核密度估计法的实现方法核密度估计法的实现方法可以分为两步:选择核函数和确定带宽。
核函数的选择通常基于问题的特定需求,常见的核函数有高斯核函数、矩形核函数等。
带宽的确定是核密度估计法中的一个重要参数,它决定了概率密度函数的平滑程度。
带宽过大会导致估计函数过于平滑,而带宽过小则会导致估计函数过于尖锐。
通常可以使用交叉验证等方法来选择合适的带宽。
四、总结核密度估计法是一种非参数的概率密度估计方法,具有平滑性和连续性的优势。
它广泛应用于数据分布分析、离群值检测、模式识别等领域。
基于核密度法的城乡居民收入分布状况——以四川省为例
x-x 1 N ( i ) ∑K N h h i=1 ·) 其中 , 为 R= ( 上的的 B 称为核函 K( -∞ , +∞) o r e l可 测 函 数 , 数, 根据 x 来设定观测值 x 离 x 越近权重越大 , i 距离 x 的远近 , i 的权重 , 离 x 越远 , 权重越小 。N 为总体样本数 , h 是与观测值有关的一 个 正 数 控 制 核 密 度 估 计 的 重 要 参 数 。S i l v e r m a n ( ) 指出 , 通常 在 大 样 本 的 情 况 下, 非参数估计对核的选择并不敏 1 9 8 6 但是 , 窗宽 h 的选择对 估 计 的 效 果 影 响 较 大 。 如 果 h 取 得 太 小 , 拟 感, 合曲线就会不稳定 , 无法对 分 布 状 况 做 出 有 效 判 断 ; 反 之, 如果 h取得 而忽略了样本的某些波动特征 。 针 太大 ,则会导致拟合曲线过于光滑 , ( ) 对于这种情况 , 认为 带 宽 选 择 比 较 理 想 的 办 法 就 是 分 布 J e n K i n s 1 9 9 5 比较稠密的区域使用较 窄 的 带 宽 , 而分布比较稀疏的区域使用较宽的 ( 这可以采用适应性核 密 度 估 计 实 现 。 随 后 S 带宽 , a i n a n d S c o t t 1 9 9 6) 给出具体解决办法 , 通过估计密度的 局 部 平 滑 而 提 高 全 局 估 计 的 效 果 , 该方法分为两个阶段 , 第一阶段得到一个基于固定带 宽 的 试 验 性 的 ( i - p x) = f(
于核密度估计的非参数估计方法对于传统的概括性的统计方法是一个 在描述收入 不 平 等 以 及 经 济 福 利 的 改 变 方 面 具 有 显 著 优 较好的替代 , 越性 。 因此本文将采用非参数估计 核 的 方 法 , 对四川省近2 0年的城乡 居民收入分布状况进行 研 究 , 以分析说明四川省近年来城乡收入分布 差异的变化情况 。 …, ) 记x 为第i户 家 庭 的 人 年 均 收 入 观 测 值 , 则在 x点 i =1, 2, n 1( 的核密度函数为 :
基于非参数核密度估计与数值天气预报的风速预测修正方法
基于非参数核密度估计与数值天气预报的风速预测修正方法刘晓楠;周介圭;贾宏杰;穆云飞;王彤;戴晨松【摘要】A correction method of wind speed prediction is proposed.The wind speed correction model based on non-parametric kernel density estimation is built,the initial wind speed prediction error during the period before the prediction point is adopted to estimate the prediction error at the prediction point,thus the initial wind speed prediction result is corrected.The numerical weather prediction method is used to build the correction model of wind speed phase error for effectively reducing the phase error of wind speed prediction,which avoids the phenomenon of error correction at the wind speed inflection point to a certain degree.The simulative results of actual wind speed prediction show that the proposed method can effectively reduce the initial wind speed prediction deviation.%提出一种风速预测偏差修正方法.建立基于非参数核密度估计的风速修正模型,利用预测点之前一段时间内风速的初始预测误差来估计预测时刻的预测误差,从而对初始风速预测结果进行修正;结合数值天气预报法建立风速相位误差修正模型,有效减小风速预测的相位误差,在一定程度上防止风速突变拐点处“误修正”的出现.某地区实际风速数据的预测仿真结果表明,所提方法可有效降低初始风速预测偏差.【期刊名称】《电力自动化设备》【年(卷),期】2017(037)010【总页数】6页(P15-20)【关键词】风速预测;非参数核密度估计;数值天气预报;风速修正;模型【作者】刘晓楠;周介圭;贾宏杰;穆云飞;王彤;戴晨松【作者单位】天津大学智能电网教育部重点实验室,天津300072;天津大学智能电网教育部重点实验室,天津300072;铁道第三勘察设计院集团有限公司电化电信处,天津300251;天津大学智能电网教育部重点实验室,天津300072;天津大学智能电网教育部重点实验室,天津300072;南京南瑞太阳能科技有限公司,江苏南京211106;南京南瑞太阳能科技有限公司,江苏南京211106【正文语种】中文【中图分类】TM6140 引言风能作为一种蕴藏量大、清洁、分布区域广的重要可再生能源,日益受到各国的广泛关注。
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近 一倍 , 没有观 察到普遍 和持 久的 两极分 化现 象( 但 双峰分 布 ) ( ) 1 ; 2 在 2个代表 性省 ( 直辖 市) 区、 中, 以经济发展模 式( 经济增 长一 收入 分配 ) 类 , 东属 于平等 发达 型 , 南、 分 广 湖 四川 、 宁夏 和广 西属
财贸研究
2 1 . 006
中 国城 镇 居 民收 入 分 布 演 进 特 征
基 于 非 参 数 K re 密度 估 计 方 法 和 省域 区域 视 角 enl
陈立 中
( 暨南大学 经济 学院 , 东 广 州 50 3 ;北京 大学 中国经济研 究 中心 , 京 10 7 ) 广 162 北 081)
第 16位跃 升到 2 0 4 0 8年的第 4位 , 人均 G P由 17 D 9 8年 的 3 1 上升 到 2 0 的 2 6 8元 ( 8元 0 8年 29 名义 值 ) , 年均增 长率超过 9 。 中国经 济改革 的主要策 略之一是 先试验 后推广 , % 由点带 面逐 步推进 , 通过 增量 带
基 金 项 目: 国家 社会 科 学 基 金 “ 房 消 费 预期 与 中 国城 镇 住 房政 策 调 整 研 究 ” 1 C Y 2 ) 中央 高 校 基本 科 研 业 务 费 专项 资金 项 目。 住 (0J0 1和 作 者 特别 感 谢 匿 名 审稿 人 的 意 见与 建 议 , 当然 , 责 自负 。 文 ① 这 里 分组 数 据 是一 种 按 照 某 种顺 序 排 列 的 统计 数 据 , 是 通 过 计算 每 一 等 份 组 的平 均 值得 到 的。 它
向。Bugi o (02 收集 了 12- 19 世界 3 经 济体 的相 关 收入 数据 , 用 随机 参 数方 程 研 orug n 20 ) n 80 92年 3个 运
究发 现 , 1 从 9世 纪初 到 l 9世 纪 4 0年代 , 球 收 人 分 布在 持 续 恶 化 , 后 趋 向稳 定 。S l. — at 全 之 aa I M rn i (0 6 收集 了 18个 国家 的收入 分 组数 据 , 20 ) 3 采用 非参 数 K re 密度 方法 , enl 实证 估计 了 1 7 - 2 0 9 0 0 0年各
动存量 。实践证 明 , 这样 的改革 和发展模式符 合 中国特 色 , 功地 带 动 了整体 经 济 的快 速 增 长。不 过 , 成
中国经济发 展的不平 衡性 和不平等性 越来越 引起 了人 们 的强烈关 注 , 樊纲 (0 7 研究认 为 中国表示 收 20 )
入 不平等 的基 尼系数 已经超 过 国际警 戒线 , 王小 鲁 等 (0 9 甚 至认 为 中 国经 济 已落 人 “ 20 ) 不平 等 陷 阱” 。
中图分类号 : 14 7 F 2 . 文献标识 码 : A 文章编 号 :0 1— 2 0 2 1 )6—0 0 O 10 6 6 ( 0 0 0 0 8一 6
一
、
问题的提出与文献回顾
改革开放 3 0年来 , 中国经济 总量水平 和平均水 平保持 持续 高速增长 , 经济总量 世界排名 由 17 98年
据、 非参数 K re密度估计 方法 和 MotC r 模 拟技术 , e l n ne al o 估计 城镇居 民收入分 布及其 演进特 征 , 为人 们
收稿 日期 : 0 0— 4— 4 2 1 0 1
作者简介: 陈立中( 93一 ) 男 , 17 , 湖北麻城人 , 经济学博士, 暨南大学 经济学院讲师 , 北京大学中国经济研究中心博士后。
摘 要 : 于城镇居 民人 均 可支 配 收入 分 组数 据 , 用非 参数 K re 基 运 e l密度 估计 方 法 和 M ne n ot C r 模 拟技 术 , ao l 估计 了 18 _2 0 城 镇居 民收入 分布及 其 演进 特征 。 结果发 现 : 1 从 全 国城镇 97 0 8 ()
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8 一
认 识 和缓解 收入不 平等 问题 提供依 据 。 在 国外文 献 中 , 一些 学者 试 图估 计 全球 收入 分布 及其 演 进 特征 , Q a ( 9 3 以 国家 为单 位 的分 如 u h 19 ) 组数 据 和参数 估计方 法 , 实证 发现 , 世界 收入 分 布具有 明显 的从单 峰 向双峰 演 进 的特 征 , 即两 极 分 化倾
的确 , 学界 和政府 部 门 已经认识 到 , 收人 不平等是 阻碍 和制 约经济社 会持续健康 发展 的深层 题 。诊 断 先 于治疗 , 要缩 小收入 不平等 , 改善 收入 分布状况 , 首先需 要知 道居 民收入分 布状 态 、 征及其 成因 。从 特 研究过 程看 , 要统 计描述 收入分 布及其 演 进 , 需要 长 时 间 系列 的 以家 户为 单 位 的微 观调 查 大样 本 数据
于不平等 落后 型 , 急需调整和 转 变增 长方 式; 3 从 区域 经 济发展 特征 看 , () 东部 地 区和 东北 地 区收
入 增长较快 , 收入 不平等现 象十分严 重 , 但 中部 地 区和 西部 地 区收入增 长相 对较 慢 , 平等 现 象相 不
对轻微 。
关键 词 : 收入 分布 ; 分组数据 ; 非参数 K re 密度 估计方 法 ; neC r 模 拟技术 e l n Mot al o
库, 这对 于一般研 究者 而 言 是非 常 困难 的 , 至 不 可 能 。因此 , 用 中 国统 计 年鉴 发 布 的收 人分 组 数 甚 采
据④(rue a ) 成为许 多研究 者的现实选 择 。要 想用这 些 信息相 对 有限 的分 组数据 , 便准 确地 gopddt 便 a 方
估计收入 分布 , 很大程 度上依赖 于 所采 用 的统 计 技术 。基 于 此 , 文试 图运 用 城镇 居 民 收人 分 组数 在 本