1、山西农经/2023 年 4 期DOI：10.16675/14-1065/f.2023.04.003海南省城乡收入差距与第三产业发展关系研究 杜生兰，张欣欣，唐凯，肖萍*摘要：选取 20022020 年海南省相关数据，构建城乡收入差距与第三产业发展的 VAR 模型，通过协整检验、格兰杰因果检验以及脉冲响应分析等方法分析两者间的关系。结果表明，海南省城乡收入差距与第三产业发展之间存在着长期均衡的关系，且第三产业发展是城乡收入差距的格兰杰原因；长期来看，海南城乡收入差距与第三产业发展呈负向关系，即发展第三产业会缩小城乡收入差距，但城乡收入差距对第三产业发展没有显著影响。从第三产业发展有利于缩小城乡收
2、入差距的角度，提出促进海南省第三产业发展的建议。关键词：城乡收入差距；第三产业；VAR 模型；海南省文章编号：1004-7026（2023）04-0010-05中国图书分类号：F127；F224文献标志码：A（湖南人文科技学院数学与金融学院，湖南娄底417000）随着海南国际旅游岛建设，第三产业已成为海南省经济发展的支柱产业。2020 年，第三产业在海南省经济中的占比已经提升至 60，大大促进了当地经济发展。在经济增长的同时，海南省城乡收入差距进一步扩大，导致社会资源分配存在一定程度上的失衡，也让该地区经济平稳发展受到一定影响。在影响城乡收入差距的因素中，第三产业发展作为一项重要的变量值得考虑
3、。1文献综述目前我国对于城乡收入差距的研究较多，主要包括以下方面。经济增长方面，吴宪（2019）1利用 19982017 年的数据实证分析我国城乡收入差距对经济发展的影响，得出两者之间呈倒“U”型关系的结论，这也验证了斯蒂格利茨教授的观点。周小余（2020）2利用 20022018 年的数据，通过随机效应模型分析城乡收入差距与城市化的关系，发现同金融发展水平、人力资本水平等因素相比，发展城市化可以更有效地缩小城乡收入差距。经济体制方面，张泰妃（2012）3通过分析我国现阶段城乡收入差距的问题以及市场经济体制存在的优缺点，研究市场经济体制如何影响我国城乡收入差距，发现我国市场经济不完善在一定程度
4、上产生了城乡收入差距。于英和林飞（2011）4认为，有关市场经济体制扩大城乡收入差距的看法是片面的，发展市场经济体制可以提高在经济配置方面的效率，间接缩小城乡收入差距。杨鑫（2014）5运用比较分析法、定性分析法等方法分析我国城乡收入差距现状，深入分析我国现有分配制度存在的问题与不足，发现分配制度缺失公平对城乡收入差距具有极大的拉大作用。经济政策方面，张董董（2019）6通过构建中介效应模型，基于 20012016 年 31 个省份的面板数据进行实证检验，发现受到货币政策的影响，不同省份的城乡收入差距不同。雷根强和蔡翔（2012）7用省级面板数据，运用固定效应等方法，实证得出财政再分配政策存在
5、扩大城乡收入差距作用的结论。关于第三产业发展，我国学者也进行了很多研究。吉亚辉和王军（2012）8利用 VAR 模型实证分析甘肃省城乡收入差距和第三产业发展之间的关系，认为城乡收入差距与第三产业发展之间存在着长期动态关系，并且大力发展第三产业在缩小城乡收入差距方面起到了一定作用。黄伟冰等（2016）9利用 VECM 模型实证分析 19782015 年我国第三产业发展对城乡收入差距的影响，得出库兹涅茨的倒 U 型理论符合我国城乡收入差距与第三产业发展之间关系的结论，即随着第三产业发展，城乡收入差距呈现先扩大、再缩小的变化趋势。第三产业发展与城乡收入差距方面的相关文献较多，但上述研究大多基于全国的
6、角度，从各省份实际情况开展研究的文献较少。海南省自建省以来大力发展第三产业，而且是我国唯一处于热带维度的岛屿省份，具有独特的产业结构。为此，在已有文献研究的基础上，采用定量分析方法，根据搜集到的海南省历年统计年鉴数据，建立计量经济模型进行 VAR 分析。由于时间序列大多存在伪回归现象，先对该模型含有基金项目：2020 年湖南省大学生创新训练项目“失业率、城乡收入差距与资本项目开放的互动关系研究”（S202010553065）；本研究由数学应用与实践创新创业教育中心资助；本研究由科学计算与数据分析创新创业教育中心资助。作者简介：杜生兰（2001），女，汉族，海南海口人，在读本科，研究方向为经济管
7、理、金融经济。张欣欣（1999），女，汉族，湖南永州人，本科，研究方向为金融经济。唐凯（2000），男，汉族，湖南邵阳人，本科，研究方向为金融经济。通信作者：肖萍（1988），女，汉族，湖南娄底人，在读博士，讲师，研究方向为经济统计、经济管理。10类型t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-2.377 4690.020 6Test critical values1 level5 level10 level-2.699 769-1.961 409-1.606 610表 2残差单位根检验结果变量检验类型（C，T，L）统计量临界
8、值结果CXSRD（CXSR）DSCYD（DSCY）（C，0，0）（C，0，1）（C，0，0）（C，0，1）-1.612 675-3.918 333-3.367 122-3.956 828-3.690 814-3.710 482-3.710 482-3.733 200非平稳平稳非平稳平稳表 1城乡收入差距与第三产业发展的 ADF 检验结果的变量进行平稳性检验，然后利用协整检验方法判断模型中海南省城乡收入差距与第三产业发展之间是否有长期稳定的关系，用 Granger 分析检验变量之间存在何种因果关系，利用脉冲响应和方差分解对两者之间的关系进行分析。2指标选取与数据来源2.1城乡收入差距指标基于现有
9、文献，我国学者衡量城乡收入差距大多采用比值法。本研究采用魏岚和马瑞聪（2022）10的方法，即“CXSR=城镇居民可支配收入/农村居民人均可支配收入”，当比值越大时，城乡收入差距越大，反之城乡收入差距越小。2.2第三产业发展指标海南省作为我国旅游大省之一，旅游业占比较大。旅游业是典型的第三产业，因此借鉴张帆（2015）11的方法，用第三产业占比（DSCY）来表示第三产业发展指标。2.3数据来源数据来源于国家统计局、海南省统计局、海南统计年鉴 2021 等。由于海南省在建省之初经济发展程度较薄弱，经济泡沫较大，因此实证分析研究区间设定为 20022020 年。使用 Excel、Eviews 等软
10、件进行分析。3实证分析文章采用 VAR 模型实证分析海南省城乡收入差距与第三产业发展之间的关系。为了确保城乡收入差距（CXSR）变量和第三产业发展（DSCY）变量的平稳性，对 2 个变量进行平稳性检验。当分析出变量均为同阶单整时，再运用 E-G 协整检验方法。用此方法的目的主要是确定 CXSR 与 DSCY 之间的长期关系。运用格兰杰检验，分析 CXSR 和 DSCY 之间存在着何种因果关系。为分析变量间的关系，运用脉冲响应和方差分解等方法进行进一步分析。3.1ADF 检验为避免存在伪回归的现象，进行 ADF 检验，检验结果见表 1。与 5显著性水平下的临界值相比，城乡收入差距变量（CXSR）
11、和第三产业发展变量（DSCY）的 ADF 统计量的绝对值结果均低于临界值的绝对值，故城乡收入差距（CXSR）和第三产业发展（DSCY）均为非平稳变量。通过一阶差分后，这 2 个变量都显示平稳，且均为同阶单整。3.2协整检验用协整检验判断城乡收入差距（CXSR）和第三产业发展（DSCY）之间是否具有长期稳定的关系。从 ADF检验可以知道，经过差分后的变量都通过了平稳性检验，可以进行协整检验分析。协整检验有 2 种常用的方法，分别是 Johansen 检验和 E-G 检验。由于本研究只分析 2 个变量，在此采用 E-G 协整检验方法，进行OLS 回归，回归方程结果如下。CXSR4.059 372-
12、2.838 502 DSCY（1）（30.427 81）（-8.585 004）F41.275 0p0.000 0对 OLS 回归的残差进行 ADF 检验，检验结果见表 2。残差统计量的绝对值比 5水平下的临界值大，残差序列通过了平稳性检验，表明海南省城乡收入差距（CXSR）与第三产业发展（DSCY）之间有着长期稳定的关系。通过观察 OLS 结果可知，海南省第三产业每增加 1 个百分点，城乡收入差距会缩小 2.838 502 个/理论探索/11山西农经/2023 年 4 期百分点。3.3格兰杰因果检验城乡收入差距（CXSR）与第三产业发展（DSCY）有着长期均衡的关系。为判断二者之间是否存在格
13、兰杰关系，继续利用格兰杰因果检验法进行分析。Granger 表明变量之间有协整关系时，格兰杰原因至少会存在在一个方向上；反之若变量之间是非协整关系，格兰杰检验没有意义12。采用 VAR 模型中常用的 AIC 和 SC 信息准则，利用格兰杰检验判断城乡收入差距（CXSR）和第三产业发展（DSCY）之间是否存在因果关系。格兰杰因果检验结果见表 3、表 4。将城乡收入差距（CXSR）和第三产业发展（DSCY）进行滞后二阶处理，并且将 10水平下的临界值作为参照，得到城乡收入差距（CXSR）不是第三产业发展（DSCY）的格兰杰原因，而第三产业发展（DSCY）是城乡收入差距（CXSR）的格兰杰原因。由此
14、可以说明，海南省城乡收入差距受到第三产业发展较明显的影响，而城乡收入差距（CXSR）对于第三产业发展（DSCY）没有显著影响。3.4脉冲响应函数分析对模型进行脉冲响应函数分析。为分析各变量所受到的影响，给各变量一个标准差大小的冲击，脉冲响应分析结果见图 1。从图 1 可知，第三产业发展（DSCY）对城乡收入差距（CXSR）进行一个冲击后，城乡收入差距（CXSR）从第 1 期开始就受到第三产业发展（DSCY）较为明显的负向效应，在第 2 期至第 4 期负向影响递增，之后负向影响趋于平稳，说明第三产业发展（DSCY）对城乡收入差距（CXSR）的影响具有持续性的负向效应，也就是说，海南省第三产业发展
15、（DSCY）可以有效缩小城乡收入差距（CXSR）。城乡收入差距（CXSR）对第三产业发展（DSCY）实施一个单位标准差的冲击后，第三产业发展（DSCY）的响应时间路径一直为正，并且在第 2 期达到最大值后就趋于平稳，从整个时间段来看，城乡收入差距（CXSR）对第三产业发展（DSCY）的促进作用并不明显。3.5方差分解方差分解展示了变量之间相互的贡献度影响，通过贡献度可以分析其他内生变量受到某个内生变量冲击后的影响。方差分解结果见表 5、表 6。在对城乡收入差距（CXSR）的贡献度中，城乡收入差距在第 1 期对自身的贡献度达到 100，且对其自身贡献度呈逐期递减的变化，到第 10 期时只有37.
16、183 43。第三产业发展对城乡收入差距的贡献度在第 1 期为 0，此后逐渐递增，在第 10 期的贡献度达到 62.816 57，说明第三产业发展对城乡收入差距的作用较显著。在第三产业发展（DSCY）的贡献度中，第三产业变量Chi-sqdfProb.DSCY8.377 58820.015 2表 3城乡收入差距（CXSR）格兰杰因果检验结果变量Chi-sqdfProb.CXSR1.005 33720.604 9表 4第三产业发展（DSCY）格兰杰因果检验结果图 1脉冲响应分析结果0.060.040.020.00-0.02-0.04-0.060.060.040.020.00-0.02-0.04-0.060.020.000.010.020.000.0110987654321109876543211098765432110987654321Response of DSCY to DSCYResponse of CXSR to CXSRResponse of CXSR to DSCYResponse of DSCY to CXSR12PeriodS.E.CXSRDSCY123456789100.
