王旺

摘 要：對2004—2015年宿州市人均GDP、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村常住居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)收入差距數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，建立回歸模型，并對模型進(jìn)行檢驗(yàn)。模型顯示，近年來宿州市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村常住居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)收入差距與人均GDP呈正相關(guān)關(guān)系，但是人均GDP的增長對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長作用明顯大于對農(nóng)村常住居民人均可支配收入的增長。隨著宿州市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高，人均GDP不斷增長，宿州市的城鄉(xiāng)收入差距將越來越大。

關(guān)鍵詞：宿州市；人均GDP；城鄉(xiāng)居民收入；回歸分析

中圖分類號：F064.1 文獻(xiàn)標(biāo)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(jīng)濟(jì)區(qū)重要節(jié)點(diǎn)，宿淮蚌都市圈、宿淮城市組群城市，安徽區(qū)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(jīng)濟(jì)得到迅速發(fā)展，截至2015年，宿州市生產(chǎn)總值（GDP）已經(jīng)達(dá)到1 235.83億元，按可比價(jià)格計(jì)算，增長8.9%，同比增幅高于全國2個(gè)百分點(diǎn)。雖然最近幾年宿州市的經(jīng)濟(jì)建設(shè)取得了一定的成績，但是城鄉(xiāng)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(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村常住居民人均可支配收入以及城鄉(xiāng)收入差距作為衡量宿州市城鄉(xiāng)居民收入狀況的指標(biāo)，選取宿州市人均GDP作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的衡量指標(biāo)，選取2004—2015年的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)作為分析樣本。

表1為宿州市2004—2015年的人均GDP以及城鄉(xiāng)居民收入數(shù)據(jù)，從表中可以看到，宿州市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村常住居民人均可支配收入隨著宿州市經(jīng)濟(jì)不斷增長出現(xiàn)持續(xù)增長，與此同時(shí)，宿州市的城鄉(xiāng)居民收入差距也在進(jìn)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(zhèn)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(nóng)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(xiāng)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(guān)系方面，我們以宿州市人均GDP作為自變量，以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村常住居民人均可支配收入以及城鄉(xiāng)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(guān)系。

二、回歸分析

（一）相關(guān)分析

運(yùn)用SPSS 22，針對樣本進(jìn)行相關(guān)分析，計(jì)算出來的相關(guān)系數(shù)如表2。由相關(guān)系數(shù)表可知，人均GDP與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村常住居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)收入差距的皮爾森相關(guān)系數(shù)分別為0.995、0.998、0.984，其結(jié)果均在0.9以上。雙尾顯著性檢驗(yàn)的P值均為0.000，在0.05以下。因此，可以認(rèn)為人均GDP與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村常住居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)收入差距具有較強(qiáng)的相關(guān)性。

運(yùn)用Eviews7繪制宿州市人均GDP與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村常住居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)收入差距的散點(diǎn)圖。圖中橫軸表示人均GDP，縱軸表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村常住居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)收入差距。從直線相關(guān)的角度看，2004—2015年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村常住居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)收入差距與人均GDP之間呈正相關(guān)關(guān)系，因此，我們可以進(jìn)行一元線性回歸分析。

圖1 散點(diǎn)圖

（二）回歸分析

1.回歸方程

運(yùn)用SPSS 22軟件對表1中2004—2015年宿州市的相關(guān)數(shù)據(jù)分別進(jìn)行回歸分析，得到以下3個(gè)一元線性經(jīng)驗(yàn)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(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村常住居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)收入差距。

表3為上述3個(gè)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(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別為989.920、2583.127、303.090，相應(yīng)的概率P值均為0.000，小于0.05。因此，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村常住居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)收入差距與人均GDP的線性回歸高度顯著，可以認(rèn)為三者與人均GDP之間存在線性相關(guān)關(guān)系。

2.回歸系數(shù)分析

表4是3個(gè)方程的回歸系數(shù)分析表。由表4可知，方程1的常數(shù)項(xiàng)系數(shù)為3 249.123；回歸系數(shù)為0.937，置信度為95%的區(qū)間估計(jì)為（0.870，1.003）；線性回歸參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.03；標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.995，T 檢驗(yàn)的概率p值為0.000，小于0.05，所以，可認(rèn)為回歸系數(shù)有顯著意義。方程2的常數(shù)項(xiàng)系數(shù)為77.229；回歸系數(shù)為0.395，置信度為95%的區(qū)間估計(jì)為（0.378，0.413）；線性回歸參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.008；標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.998，T 檢驗(yàn)的概率p值為0.000，小于0.05，所以，可認(rèn)為回歸系數(shù)有顯著意義。方程3的常數(shù)項(xiàng)系數(shù)為3171.894；回歸系數(shù)為0.542，置信度為95%的區(qū)間估計(jì)為（0.472，0.611）；線性回歸參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.031；標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.984，T 檢驗(yàn)的概率p值為0.000，小于0.05，所以，可認(rèn)為回歸系數(shù)有顯著意義。綜上，可以認(rèn)為3個(gè)方程的回歸系數(shù)均有顯著意義。

3.擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

表5是三個(gè)回歸方程的擬合優(yōu)度表。由表5可知，3個(gè)方程的可決系數(shù)R2均大于0.9，3個(gè)方程的擬合優(yōu)度較高，檢驗(yàn)通過。

三、結(jié)論

通過以上分析可以得知，宿州市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村常住居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)收入差距分別與人均GDP存在顯著的線性關(guān)系。宿州市城鎮(zhèn)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(nóng)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(xiāng)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(zhèn)居民人均可支配收入增長0.937元，而農(nóng)村常住居民人均可支配收入僅增長0.395元，城鄉(xiāng)收入差距則增長0.542元。雖然宿州市人均GDP的增長對農(nóng)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(zhèn)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(xiāng)收入差距會越來越大，單純依靠經(jīng)濟(jì)增長無法消除這一差距。

Kanbur（2005）認(rèn)為，政策不平等是導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入不平等的最關(guān)鍵因素。林毅夫（2003）也指出城鄉(xiāng)差距逐漸擴(kuò)大主要是由于政府采取的發(fā)展策略背離了本地的發(fā)展優(yōu)勢。馬光榮（2010）指出財(cái)政分權(quán)程度、政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)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(dǎo)的城市化進(jìn)程最初會縮小城鄉(xiāng)收入差距，但超過一定的限度也會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的結(jié)論。

因此，宿州市政府應(yīng)當(dāng)積極調(diào)整經(jīng)濟(jì)政策，尤其是財(cái)政政策，提高財(cái)政對農(nóng)村地區(qū)轉(zhuǎn)移支付的力度，加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資，提高財(cái)政對農(nóng)村教育、醫(yī)療、社會保障的投入，確立城鄉(xiāng)一體化的社會化服務(wù)體系。同時(shí)，應(yīng)當(dāng)加快農(nóng)村改革的步伐，逐步建立土地流轉(zhuǎn)機(jī)制，走集約化、產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營道路，逐步提高農(nóng)村居民人均收入，消除城鄉(xiāng)收入差距。

參考文獻(xiàn)：

[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(jīng)濟(jì)增長收斂與收入分配[J].世界經(jīng)濟(jì)，2003，（8）.

[3] 馬光榮.中國式分權(quán)、城市傾向的經(jīng)濟(jì)政策與城鄉(xiāng)收入差距[J].制度經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，2010，（1）.

[4] 李伶俐.財(cái)政分權(quán)、城市化與城鄉(xiāng)收入差距[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2013，（12）.

[5] 何協(xié).西安市城鄉(xiāng)居民收入與人均GDP的回歸分析[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)，2016，（20）.

[責(zé)任編輯 王燕文]