广东省城乡收入差距与城乡居民消费间相互影响的分析

目录摘要1前言3正文4材料和方法4结果5讨论21参考文献22广东省城乡收入差距与城乡居民消费间相互影响的分析【摘要】目的：对广东省城乡间的收入差距与城乡两地的居民消费之间的相互影响作深入分析。方法：使用《广东统计年鉴》中的相关数据，对历年广东省城乡居民收入差距以及差距对消费的影响绘制图表进行描述性分析。汇总数据计算出泰尔指数、城乡居民消费比值、城乡居民恩格尔系数比等指标，对指标之间进行Pearson相关性分析、向量自回归模型建模以及格兰杰因果检验。结果：泰尔指数峰值为2005年的0.117，谷值为2018年的0.067。城乡居民消费比峰值为2007年的3.41，谷值为2018年的2.01。城乡恩格尔系数比峰值为1990年的0.991，谷值为2007年的0.71。Pearson相关性分析结果均有统计学意义（泰尔指数与城乡消费比的Pearson相关系数为0.918，且显著性水平P值为0.000；泰尔指数与城乡恩格尔系数比的Pearson相关系数为-0.629，且显著性水平P值为0.009）；单位根检验结果均无法拒绝原假设，均处于随机非平稳状态，均属于一阶单整序列（泰尔指数与城乡消费比的ADF检验值为-1.3856，-3.3883，-2.3553，-4.0080；泰尔指数与城乡恩格尔系数比的ADF检验值为-1.6626，-3.3883，-3.1401，-3.6258）；向量自回归模型建模（泰尔指数与城乡消费比的最优滞后阶数为3.73e-23，-48.25546，-47.71081；泰尔指数与城乡恩格尔系数比的最优滞后阶数为2.12e-06，-7.850854，-7.344442）；格兰杰因果检验结果是泰尔指数与城乡消费比具有双向因果关系并相互影响（最优滞后阶数Chi-sq值分别为2.27911，50.7002；P值分别为0.0184，0.0288），泰尔指数与城乡恩格尔系数比具有单向因果关系（最优滞后阶数Chi-sq值分别为11.1156，0.50146；P值分别为0.0207，0.7014）。结论：目前城乡收入差距处于较高水平且将逐步增大，城乡消费差距亦相对较大，城乡收入差距与城乡居民消费具有相关性。城乡收入差距与城乡消费差距呈显著的正相关性，而与城乡恩格尔系数比呈负相关。城乡居民收入差距的扩大是导致两个区域间居民消费差距扩大的主要原因，而消费差距的扩大也会反向作用于收入差距的扩大。城乡居民收入差距是消费结构的主要影响因素，但消费结构不会对收入差距产生影响。【关键词】城乡收入差距；泰尔指数；城乡居民消费；相关性分析；向量自回归模型StudyontheinfluencebetweenUrban-ruralIncomeGapandConsumptionofUrbanandRuralResidentsinGuangdong【Abstract】Object:Theaimofthisstudywastomakeanin-depthstudyontheinfluencebetweentheurban-ruralincomegapandtheconsumptionofurbanandruralresidentsinGuangdong.Methods:TheincomegapbetweenurbanandruralresidentsandtheconsumptiongapinGuangdongovertheyearswerediagonallyanalyzedusingtherelevantdatainGuangdongstatisticalyearbook.TheTheilindex,theratioofconsumptionandtheEngelcoefficientbetweenurbanandruralresidentswerecalculatedbasedonthedata.Pearsoncorrelationanalysis,VectorautoregressivemodelandGrangercausalitytestwerecarriedoutamongtheindexes.Results:TheTheilindexpeakedat0.117in2005andhitatroughof0.067in2018.Thepeakratioofurbanandruralresidents'consumptionwas3.41in2007andthetroughwas2.01in2018.ThepeakofEngelcoefficientratiobetweenurbanandruralareaswas0.991in1990,andthevalleyvaluewas0.71in2007.Pearsoncorrelationanalysisresultswerestatisticallysignificant(ThePearsoncorrelationcoefficientbetweenTheilindexandurban-ruralconsumptionratiowas0.918,andthePvalueofsignificancelevelwas0.000.ThePearsoncorrelationcoefficientbetweenThielindexandtheratioofEngelcoefficientbetweenurbanandruralareaswas-0.629,andthePvalueofsignificancelevelwas0.009);Theunitroottestresultscannotrejectthenullhypothesis,andtheyareallinarandomnon-stationarystateandareallfirst-orderintegralsequences(TheADFtestvalueofTheilindexandurban-ruralconsumptionratiowas-1.3856,-3.3883,-2.3553,-4.0080.TheADFtestvaluesofTheilindexandurbanandruralEngelcoefficientratiowas-1.6626,-3.3883,-3.1401,-3.6258);TheVectorautoregressivemodelwasestablished（TheoptimallagorderbetweenTheilindexandurban-ruralconsumptionratiois3.73e-23,-48.25546,-47.71081.TheoptimallagorderbetweentheThielindexandtheurban-ruralEngelcoefficientratiois2.12e-06,-7.850854,-7.344442）；TheresultofGrangercausalitytestisthatthereisatwo-waycausalitybetweenTheilindexandrural-urbanconsumptionratio（TheChi-sqvalueoftheoptimalhysteresisorderis2.27911,50.7002.Pvalueis0.0184,0.0288）.Thereisaone-waycausalrelationshipbetweentheTheilindexandtheEngelcoefficientratio(TheChi-sqvalueoftheoptimallagorderis11.1156,0.50146;Pvalueis0.0207,0.7014).Conclusion:Atpresent,theurban-ruralincomegapisatarelativelyhighlevelandwillgraduallyincrease.Theurban-ruralconsumptiongapisrelativelylarge.Theurban-ruralincomegapisrelatedtotheconsumptionofurbanandruralresidents.Theurban-ruralincomegaphasasignificantpositivecorrelationwiththeurban-ruralconsumptiongap,whileithasanegativecorrelationwiththeurban-ruralEngelcoefficientratio.Thewideningoftheincomegapbetweenurbanandruralresidentsisthemainreasonforthewideningoftheconsumptiongapbetweenthetworegions,andthewideningoftheconsumptiongapwillalsohaveanegativeeffectonthewideningoftheincomegap.Theincomegapbetweenurbanandruralresidentsisthemainfactoraffectingtheconsumptionstructure,buttheconsumptionstructurewillnotaffecttheincomegap.【Keywords】Urban-ruralincomegap；TheilIndex；Consumptionofurbanandruralresidents；Correlationanalysis；Vectorautoregressivemodel从统计数据看，中国已经成为收入不均等状况较为严重的国家之一。如果任由这种情况发展下去，必将会影响到经济发展的质量，并容易引发社会问题[[]张跃,王天龙.中国地区间收入差距问题的模型分析[J].北京师范大学学报([]张跃,王天龙.中国地区间收入差距问题的模型分析[J].北京师范大学学报(社会科学版), 2005(05) :101-106.[]陆铭,陈钊.城市化、城市倾向的经济政策与城乡收入差距[J].复旦大学中国经济研究中心,2004(06):42-43.[]刘荣材.关于我国农村土地产权制度改革与创新的探讨[J].经济改革,2007(01):85-89.1材料和方法1.1研究对象选取《广东统计年鉴》中1990-2018年的相关时序数据进行详细统计分析，主要包括广东省城镇常住居民的人均可支配收入和人均消费支出数据；广东省农村常住居民的人均纯收入及生活消费支出数据；广东省城镇与农村的人口基础数据，及这两个区域的人均主要食品消费量。1.2方法1.2.1泰尔指数泰尔指数是测量地区间收入差异的一个指标，运用了信息理论中的总熵观点，用以测量收入的不公平程度，计算时兼顾城乡居民的收入差异与城镇、农村人口的占比在收入分配中的影响。T上式中，Tt是t时间的泰尔指数，i=1,2则分别代表城镇和农村，yi,t是t时间i地居民的收入，ri,t是t时间i地的人数，yt是t时间居民总收入，1.2.2城乡居民收入比城乡居民收入比是衡量城乡收入差距的一个相对指标，它代表城镇居民人均可支配收入占农村居民人均纯收入的比重。城乡居民收入比=该指标的值越大，则说明城乡两个区域的收入差距越大；反之，则越小。1.2.3城乡居民消费比城乡居民消费比是用来测量计算城乡消费差距的相对指标。城乡居民消费比=该指标的值越大，则说明城乡两个区域的消费差距越大；反之，则越小。文中选择该指标分析城乡居民在总消费支出上的差距。1.2.4城乡居民恩格尔系数比恩格尔系数是度量国家或地区消费水平高低的主要标志之一，也反映了居民消费结构的变动情况。城乡居民恩格尔系数比=按照联合国粮农组织的标准，恩格尔系数大于0.6时是绝对贫困型，0.5-0.6是温饱型，0.4-0.5是小康型，0.3-0.4是富裕型，低于0.3是极富裕型[[][]刘艺容.中国城乡收入差距对居民消费影响的实证分析[J].求索,2008(01):64-65+79.1.2.5统计学方法首先，使用EXCEL软件进行图表的绘制，对于城乡收入比与泰尔指数两个变量进行两个区域间收入差距变化趋势的时序分析；对于城乡消费比（XFB）、城镇恩格尔系数（CZEC）、农村恩格尔系数（NCEC）等变量进行两个区域间消费差距随时间走向的分析。然后，使用SPSS25.0统计软件进行统计分析，对于泰尔指数和城乡消费比、泰尔指数和城乡恩格尔系数比进行Pearson相关性分析；使用EViews10.0统计软件进行向量自回归模型建模及格兰杰因果检验。2结果2.1广东省城乡居民收入情况描述性分析2.1.1广东省城乡居民人均收入变动趋势分析从广东统计年鉴中提取1990-2018年的城乡居民人均收入数据，绘制城乡居民收入数据表1与变动趋势图1。自从20世纪90年代以来，广东省城乡居民收入总体呈上升趋势，说明全省城乡居民收入水平随着时间的推进而不断增加，生活水平也在经济的发展中不断地向着小康迈进。城镇居民的人均可支配收入从1990年的2303.1元增加到2018年的44340.97元，增长了19.25倍，年均增长率为11.58%；农村居民的人均纯收入从1990年的1043元上升到2018年的17167.74元，增长了16.46倍，年均增长率为10.93%。城镇居民收入趋势线在2000年之前呈平缓上升，幅度较小；2000年后开始快速上升，趋势线越发陡峭；在2012年至2013年间有轻微下降，但之后上升幅度正在逐渐增大。农村居民收入趋势线总体上升幅度较为平缓，在2012年至2013年间线体基本与横轴线平行，而后上升幅度亦逐渐增大。总体来说，城镇地区收入一直高于农村地区收入，且城镇地区收入增幅大于农村地区，预期未来两个区域收入差距还会进一步拉大。表1广东省1990年-2018年城乡居民人均收入年份城镇居民人均可支配收入农村居民人均纯收入年份城镇居民人均可支配收入农村居民人均纯收入19902303.151043.03200514769.944690.4919912752.181143.06200616015.585079.7819923476.701307.65200717699.305624.0419934632.381674.78200819732.866399.7719946367.082181.52200921574.726906.9319957438.682699.24201023897.807890.2519968157.813183.46201126897.489371.7319978561.713467.69201230226.7110542.8419988839.6835272911067.7919999125.923628.93201432148.1112245.5620009761.573654.48201534757.1613360.44200110415.193769.79201637684.2514512203911.91201740975.1415779.74200312380.404054.58201844340.9717167.74200413627.654365.87图1广东省1990年-2018年城乡居民收入的变动趋势2.1.2泰尔指数变动趋势分析根据泰尔指数具体公式及相关数据，计算得出1990年至2018年广东省泰尔指数具体值表2并绘制泰尔指数变动趋势图2，并作移动平均趋势线以直观说明其变动趋势。总体而言，泰尔指数呈波动趋势发展。从1990年到2000年，为较明显的峰型变动趋势，峰值为1995年的0.239。此阶段为城乡两个区域收入差距最大，居民收入分配极不公平，城乡经济水平差异达到二十世纪向二十一世纪过渡时第一个峰值。第二阶段从2000年开始至2018年，泰尔指数基本呈上升趋势，而后相对维持在较高水平，在2018年达到谷值0.067，回落到第一阶段初始数值左右，但仍然处于偏高水平，社会收入分配不平等现象仍十分严重。表2广东省1990年-2018年泰尔指数值年份泰尔指数年份泰尔指数19900.07820050.11719910.12320060.11119920.16220070.11019930.20220080.10719940.23020090.10819950.23920100.09719960.19520110.08919970.15920120.08719980.11720130.07719990.09220140.07420000.06720150.07220010.08020160.07020020.09120170.06920030.09920180.06720040.111图2广东省1990年-2018年泰尔指数值变动趋势2.1.3城乡居民收入比变动趋势分析根据相关数据计算城乡居民收入比，汇总成表3并绘制变动趋势图3，作移动平均趋势线以直观说明其变动趋势。趋势线总体呈波动变化，峰值为2006年的3.15，即当年城镇居民人均可支配收入为农村居民人均纯收入的3.153倍，城乡居民收入差距在直观上十分明显。近年来，比值维持在2.60左右，表明当今城乡收入差距问题仍然非常严峻。表3广东省1990年-2018年城乡居民收入比年份城乡居民收入比年份城乡居民收入比19902.2120053.1519912.4120063.1519922.6620073.1519932.7720083.0819942.9220093.1219952.7620103.0319962.5620112.8719972.4720122.8719982.5120132.6719992.5120142.6320002.6720152.6020012.7620162.6020022.8520172.6020033.0520182.5820043.12图3广东省1990年-2018年城乡居民收入比变动趋势2.2广东省城乡居民消费情况描述性分析2.2.1广东省城乡居民人均消费支出变动趋势分析从广东省统计年鉴中提取1990-2018年的城乡居民人均消费数据汇总成表4，并绘制城乡居民消费变化趋势图4。自从1990年以来，广东省城乡居民消费水平总体在不断上升，两个区域的生活水平亦逐渐好转。城镇居民的人均消费从1990年的1983.86元上升到2018年的30924.31元，增长了15.59倍；农村居民的人均消费从1990年的932.63元上升到2018年的15411.31元，增长了16.52倍。城乡消费趋势线总体呈较平缓上升，城镇消费水平高于农村，但结合时间序列分析，农村消费水平上升趋势略微大于城镇。若按此趋势发展，两个区域间在消费水平上的差异将逐步缩小。表4广东省1990年-2018年城乡居民人均消费年份城镇居民人均消费支出农村居民人均消费支出年份城镇居民人均消费支出农村居民人均消费支出19901983.86932.63200511809.873707.7319912388.77942.40200612432.223885.9719922830.621060.29200714336.874202.3219933777.431391.01200815527.974872.9619945181.301882.00200916857.515019.8119956253.682255.01201018489.535515.5819966736.092584.16201120251.826725.5519976853.482617.65201222396.357458.5619987054.092683468937.7619997517.812645.94201423611.7410043.2120008016.912646.02201525673.0811103.0320018099.632703.36201628613.3312414.8420028988.482825.01201730197.9113199.6220039636.242927.35201830924.3115411.31200410694.793240.78图4广东省1990年-2018年城乡居民消费变动趋势2.2.2城乡居民消费比变动趋势分析根据相关消费数据，计算得到城乡居民消费比汇总得表5并绘制变动趋势图5，作移动平均趋势线以直观说明其变动趋势。趋势线呈波动性状态发展，峰值为2007年的3.41，即当年城镇居民人均消费为农村居民的3.41倍，两个区域间的消费能力有较大差距。近年来，城乡消费差距在不断缩小，在2018年达到谷值2.01。总体而言，城乡消费差距从1990年至今呈上升后下落的趋势，且终值低于起始值，但该差距相对而言依然较大，区域间生活方式及生活条件依旧存在一定的距离。表5广东省1990年-2018年城乡居民消费比年份城乡居民消费比年份城乡居民消费比19902.1320053.1919912.5320063.2019922.6720073.4119932.7220083.1919942.7520093.3619952.7720103.3519962.6120113.0119972.6220123.0019982.6320132.4219992.8420142.3520003.0320152.3120013.0020162.3020023.1820172.2920033.2920182.0120043.30图5广东省1990年-2018年城乡居民消费比变动趋势2.2.3城乡恩格尔系数变动趋势分析运用相关数据计算出城镇恩格尔系数（CZEC）、农村恩格尔系数（NCEC）和城乡恩格尔系数比（CXECB）的值汇总得表6并绘制城乡恩格尔系数变动趋势图6。总体而言，从1990年至2018年间，城乡生活水平逐渐向高层次发展，但农村居民消费发展速度低于城镇居民。两条趋势线的距离呈现两边小中间大的现象。1990年至1996年间与2013年至2018年间，城乡恩格尔系数差距较小；1997年至2012年间，城乡恩格尔系数差距较大。对于城镇而言：1990年至1993年间，该值从0.572下降至0.489，城镇居民生活水平完成从温饱向小康的转变。1994年至2000年间，城镇居民生活已迅速从小康发展到富裕水平，并在2018年到达从富裕水平向极富裕水平转变的瓶颈点，处于相对较高的富裕程度。对于农村而言：1990年至1996年间，该值大约从0.6下降至0.5，表明当时农村居民生活处于温饱水平。而后1997年至2012年间，该值一直在0.5处上下波动，发展有明显停滞现象，农村居民生活水平处于温饱向小康过渡阶段。随后2013年至2018年，该值在0.5至0.3区间下降，但未低于0.3，农村居民生活水平已踏过小康进入富裕阶段，但富裕程度相对较低。表6广东省1990年-2018年城乡恩格尔系数值年份CZECNCECCXECB年份CZECNCECCXECB19900.57200.57700.99120050.36120.48300.74819910.53060.57400.92420060.36200.48600.74519920.51490.54000.95420070.35300.49700.71019930.48900.52800.92620080.37780.49000.77119940.46410.55600.83520090.36900.48300.76419950.48020.54500.88120100.36500.47700.76519960.47310.51600.91720110.36900.49100.75219970.45990.52300.87920120.36900.49100.75219980.44120.51100.86320130.33600.42100.79819990.40640.50700.80220140.33200.39500.84120000.38620.49800.77620150.33200.40600.81820010.38140.49900.76420160.32900.40400.81420020.38500.47600.80920170.32200.40200.80120030.37190.47900.77620180.31630.36600.86420040.37000.48800.758图6广东省1990年-2018年城乡恩格尔系数变动趋势2.3城乡居民收入差距与消费差距的相互影响分析2.3.1城乡居民收入差距与消费差距相关性分析使用泰尔指数（Theil）表示城乡居民收入差距，使用城乡消费比（XFB）表示城乡居民消费差距，运用SPSS统计软件对两者进行Pearson相关性分析，结果见表7。泰尔指数与城乡消费比的Pearson相关系数为0.918，且显著性水平P值为0.000，表明两者间有极强的正相关性，即城乡两个区域的收入差距与其居民的消费差距有紧密的联系。表7泰尔指数与城乡消费比的Pearson相关性分析结果TheilXFBTheilPearson相关性1.918显著性（双侧）.000N2929XFBPearson相关性.9181显著性（双侧）.000N29292.3.2城乡居民收入差距与消费差距单位根检验选取泰尔指数（Theil）与城乡消费比（XFB），运用EViews统计软件对两者进行ADF单位根检验，以期检验两者变化的平稳性，对于不平稳的数据将采用数据差分的方法进行平稳性调整以使数据平稳，结果见表8。泰尔指数与城乡消费比的ADF检验值均大于其在不同显著性水平下的临界值，无法拒绝原假设，即两者都处于随机非平稳状态。而后对于两者进行一阶差分后，D项序列所对应ADF值在10%的显著性水平下小于相应临界值，从而拒绝原假设，上述变量均属于一阶单整序列。表8泰尔指数与城乡消费比单位根检验结果变量ADF检验值1%5%10%检验结果Theil-1.3856-4.8864-3.8290-3.3630非平稳D(Theil)-3.3883-4.9923-3.8753-3.3227平稳XFB-2.3553-4.8864-3.8290-3.3630非平稳D(XFB)-4.0080-4.9923-3.8753-3.3883平稳2.3.3城乡居民收入差距与消费差距向量自回归模型建立选取泰尔指数（Theil）与城乡消费比（XFB），获取最优滞后阶数以检验模型的稳定性，见表9，按照三个判定标准得出最优滞后阶数为第4期，并由此建立向量自回归模型（VAR模型）；而后建立VAR模型AR根图，见图7，VAR模型特征多项式根的倒数均不大于1，即所有的根都落在圆内，说明本文所建立的模型具有稳定性。因此，上文研究结果具有有效性。表9泰尔指数与城乡消费比的VAR模型的最优滞后阶数LagFPEAICSC03.60e-06-6.861142-6.80062513.18e-07-9.324215-9.14266426.07e-07-8.836927-8.53434231.29e-07-10.85448-10.4308743.73e-23*-48.25546*-47.71081*图7泰尔指数与城乡消费比的VAR模型的AR根图2.3.4城乡居民收入差距与消费差距格兰杰因果检验选取泰尔指数（Theil）与城乡消费比（XFB），选择不同的滞后期分别对两者进行格兰杰因果检验，结果见表10。在最优滞后阶数为第4期的前提下，该期检验结果显示泰尔指数与城乡消费比互为因果，两者具有双向因果关系并相互影响；且在所有最优滞后阶数下，泰尔指数都为城乡消费比变化的格兰杰原因。结果说明城乡居民收入差距的扩大是导致两个区域间居民消费差距扩大的主要原因，而消费差距的扩大也会反向作用于收入差距的扩大。表10泰尔指数与城乡消费比的格兰杰因果检验结果零假设Chi-sq值滞后阶数P值结论Theil不是XFB的Granger原因8.7238110.0144拒绝XFB不是Theil的Granger原因3.363470.0965接受Theil不是XFB的Granger原因6.4050720.0262拒绝XFB不是Theil的Granger原因3.483460.0891接受Theil不是XFB的Granger原因1.7621830.0248拒绝XFB不是Theil的Granger原因10.02700.2930接受Theil不是XFB的Granger原因2.2791140.0184拒绝XFB不是Theil的Granger原因5.700200.0288拒绝2.4城乡居民收入差距与消费结构的相互影响分析2.4.1城乡居民收入差距与消费结构相关性分析使用城乡恩格尔系数比（CXECB）表示城乡居民消费结构差距，对其与泰尔指数（Theil）进行Pearson相关性分析，结果见表11。两者Pearson相关性系数为-0.629，且显著性水平P值为0.009<0.05，结果有统计学意义，两者之间呈负相关，即城乡居民收入差距与消费结构有相关性且有相反的变动趋势。表11泰尔指数与城乡恩格尔系数比的Pearson相关性分析结果TheilXFBTheilPearson相关性1-.629显著性（双侧）.009N2929XFBPearson相关性-.6291显著性（双侧）.009N29292.4.2城乡居民收入差距与消费结构单位根检验选取泰尔指数的对数（LNTheil）与城乡恩格尔系数比的对数（LNCXECB），运用EViews统计软件对两者进行ADF单位根检验，结果见表12。两者的ADF检验值均大于其在不同显著性水平下的临界值，无法拒绝原假设，即两者都处于随机非平稳状态。而后对于两者进行一阶差分后，D项序列所对应ADF值在10%的显著性水平下小于相应临界值，从而拒绝原假设，上述变量均属于一阶单整序列。表12LNTheil与LNCXECB单位根检验结果变量ADF检验值1%5%10%检验结果LNTheil-1.6626-4.8864-3.8290-3.3630非平稳D(LNTheil)-3.3883-4.9923-3.8753-3.2028平稳CXECB-3.1401-4.8864-3.8290-3.3630非平稳D(CXECB)-3.6258-5.2954-4.0082-3.4608平稳2.4.3城乡居民收入差距与消费结构向量自回归模型建立选取泰尔指数的对数（LNTheil）与城乡恩格尔系数比的对数（LNCXECB），获取最优滞后阶数以检验模型的稳定性，见表13，按照三个判定标准得出最优滞后阶数为第3期，并由此建立向量自回归模型（VAR模型）；而后建立VAR模型AR根图，见图8，VAR模型特征多项式根的倒数均不大于1，即所有的根都落在圆内，说明本文所