宿州市城鄉居民收入與人均GDP的回歸分析

王旺

摘 要：對2004—2015年宿州市人均GDP、城鎮居民人均可支配收入、農村常住居民人均可支配收入、城鄉收入差距數據進行分析，建立回歸模型，并對模型進行檢驗。模型顯示，近年來宿州市城鎮居民人均可支配收入、農村常住居民人均可支配收入、城鄉收入差距與人均GDP呈正相關關系，但是人均GDP的增長對城鎮居民人均可支配收入增長作用明顯大于對農村常住居民人均可支配收入的增長。隨著宿州市經濟發展水平的不斷提高，人均GDP不斷增長，宿州市的城鄉收入差距將越來越大。

關鍵詞：宿州市；人均GDP；城鄉居民收入；回歸分析

中圖分類號：F064.1 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2017）02-0096-03

宿州市位于安徽省東北部，是長三角城市群、中原經濟區重要節點，宿淮蚌都市圈、宿淮城市組群城市，安徽區域中心城市之一，是安徽省文明城市，國家園林城市，國家智慧城市，安徽省重要的交通樞紐。改革開放以來，宿州市經濟得到迅速發展，截至2015年，宿州市生產總值（GDP）已經達到1 235.83億元，按可比價格計算，增長8.9%，同比增幅高于全國2個百分點。雖然最近幾年宿州市的經濟建設取得了一定的成績，但是城鄉收入差距同比增大的問題依然沒有得到有效解決。

一、變量和樣本的選取

本文選取宿州市城鎮居民人均可支配收入、農村常住居民人均可支配收入以及城鄉收入差距作為衡量宿州市城鄉居民收入狀況的指標，選取宿州市人均GDP作為經濟發展水平的衡量指標，選取2004—2015年的相關統計數據作為分析樣本。

表1為宿州市2004—2015年的人均GDP以及城鄉居民收入數據，從表中可以看到，宿州市城鎮居民人均可支配收入、農村常住居民人均可支配收入隨著宿州市經濟不斷增長出現持續增長，與此同時，宿州市的城鄉居民收入差距也在進一步增加。2015年，宿州市人均 GDP 為22 415元，比上年增長7.27%，比2004年增長3.63倍；城鎮居民人均可支配收入23 631元，比上年增長7.70%，比 2004 年增長2.37倍；農村常住居民人均可支配收入9 140元，比上年增長9.70%，比2004年增長3.29倍；城鄉收入差距14 491元，比上年增長6.48%，比2004年增長1.97倍。因此，在變量關系方面，我們以宿州市人均GDP作為自變量，以城鎮居民人均可支配收入、農村常住居民人均可支配收入以及城鄉收入差距作為因變量分別建立回歸模型，定量分析人均GDP與各自變量之間的量化關系。

二、回歸分析

（一）相關分析

運用SPSS 22，針對樣本進行相關分析，計算出來的相關系數如表2。由相關系數表可知，人均GDP與城鎮居民人均可支配收入、農村常住居民人均可支配收入、城鄉收入差距的皮爾森相關系數分別為0.995、0.998、0.984，其結果均在0.9以上。雙尾顯著性檢驗的P值均為0.000，在0.05以下。因此，可以認為人均GDP與城鎮居民人均可支配收入、農村常住居民人均可支配收入、城鄉收入差距具有較強的相關性。

運用Eviews7繪制宿州市人均GDP與城鎮居民人均可支配收入、農村常住居民人均可支配收入、城鄉收入差距的散點圖。圖中橫軸表示人均GDP，縱軸表示城鎮居民人均可支配收入、農村常住居民人均可支配收入、城鄉收入差距。從直線相關的角度看，2004—2015年城鎮居民人均可支配收入、農村常住居民人均可支配收入、城鄉收入差距與人均GDP之間呈正相關關系，因此，我們可以進行一元線性回歸分析。

圖1 散點圖

（二）回歸分析

1.回歸方程

運用SPSS 22軟件對表1中2004—2015年宿州市的相關數據分別進行回歸分析，得到以下3個一元線性經驗回歸方程：

方程1：Y1=3 249.123+0.937X

方程2：Y2=77.229+0.359X

方程3：Y3=3 171.894+0.542X

其中，X表示人均GDP，Y1，Y2，Y3分別表示城鎮居民人均可支配收入、農村常住居民人均可支配收入、城鄉收入差距。

表3為上述3個方程的方差分析表。由表3可知，方程1、方程2、方程3的F檢驗統計量分別為989.920、2583.127、303.090，相應的概率P值均為0.000，小于0.05。因此，城鎮居民人均可支配收入、農村常住居民人均可支配收入、城鄉收入差距與人均GDP的線性回歸高度顯著，可以認為三者與人均GDP之間存在線性相關關系。

2.回歸系數分析

表4是3個方程的回歸系數分析表。由表4可知，方程1的常數項系數為3 249.123；回歸系數為0.937，置信度為95%的區間估計為（0.870，1.003）；線性回歸參數的標準誤差為0.03；標準化回歸系數為0.995，T 檢驗的概率p值為0.000，小于0.05，所以，可認為回歸系數有顯著意義。方程2的常數項系數為77.229；回歸系數為0.395，置信度為95%的區間估計為（0.378，0.413）；線性回歸參數的標準誤差為0.008；標準化回歸系數為0.998，T 檢驗的概率p值為0.000，小于0.05，所以，可認為回歸系數有顯著意義。方程3的常數項系數為3171.894；回歸系數為0.542，置信度為95%的區間估計為（0.472，0.611）；線性回歸參數的標準誤差為0.031；標準化回歸系數為0.984，T 檢驗的概率p值為0.000，小于0.05，所以，可認為回歸系數有顯著意義。綜上，可以認為3個方程的回歸系數均有顯著意義。

3.擬合優度檢驗

表5是三個回歸方程的擬合優度表。由表5可知，3個方程的可決系數R2均大于0.9，3個方程的擬合優度較高，檢驗通過。

三、結論

通過以上分析可以得知，宿州市城鎮居民人均可支配收入、農村常住居民人均可支配收入、城鄉收入差距分別與人均GDP存在顯著的線性關系。宿州市城鎮居民人均可支配收入與人均GDP的回歸方程：Y1=3 249.123+0.937X；宿州市農村常住居民人均可支配收入與人均GDP的回歸方程：Y2=77.229+0.359X；宿州市城鄉收入差距與人均GDP的回歸方程：Y3=3 171.894+0.542X。由線性回歸方程可知，宿州市人均GDP每增長1元，城鎮居民人均可支配收入增長0.937元，而農村常住居民人均可支配收入僅增長0.395元，城鄉收入差距則增長0.542元。雖然宿州市人均GDP的增長對農村常住居民人均可支配收入的增長具有顯著作用，但其對城鎮居民人均可支配收入的增長作用更為顯著。隨著宿州市人均GDP的增長，城鄉收入差距會越來越大，單純依靠經濟增長無法消除這一差距。

Kanbur（2005）認為，政策不平等是導致城鄉收入不平等的最關鍵因素。林毅夫（2003）也指出城鄉差距逐漸擴大主要是由于政府采取的發展策略背離了本地的發展優勢。馬光榮（2010）指出財政分權程度、政府財政支出結構對城鄉收入差距有顯著影響。李伶俐（2013）利用庇古邊際效用理論得出了政府主導的城市化進程最初會縮小城鄉收入差距，但超過一定的限度也會擴大城鄉收入差距的結論。

因此，宿州市政府應當積極調整經濟政策，尤其是財政政策，提高財政對農村地區轉移支付的力度，加強農村地區基礎設施建設投資，提高財政對農村教育、醫療、社會保障的投入，確立城鄉一體化的社會化服務體系。同時，應當加快農村改革的步伐，逐步建立土地流轉機制，走集約化、產業化經營道路，逐步提高農村居民人均收入，消除城鄉收入差距。

參考文獻：

[1] Kanbur，R.Fifty years of regional inequality in China [J].Review of Development Economics，2011，9（1）.

[2] 林毅夫.中國的經濟增長收斂與收入分配[J].世界經濟，2003，（8）.

[3] 馬光榮.中國式分權、城市傾向的經濟政策與城鄉收入差距[J].制度經濟學研究，2010，（1）.

[4] 李伶俐.財政分權、城市化與城鄉收入差距[J].農業技術經濟，2013，（12）.

[5] 何協.西安市城鄉居民收入與人均GDP的回歸分析[J].當代經濟，2016，（20）.

[責任編輯 王燕文]