(安徽財經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030)

淮北市城鄉(xiāng)居民收入與人均GDP的回歸分析

趙晨

(安徽財經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030)

本文運(yùn)用Eviews 3.1，主要針對2005-2016年安徽省淮北市的人均GDP與城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入、農(nóng)村居民的人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民的收入差距進(jìn)行回歸分析，建立回歸模型并對模型進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)與模型分析。結(jié)果顯示城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入、農(nóng)村居民的人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民的收入差距與人均GDP均呈現(xiàn)正向相關(guān)關(guān)系，在淮北市人均GDP每提高1元的情況下，城鄉(xiāng)居民的人均可支配收入提高0.637元，農(nóng)村居民的人均可支配收入提高0.278元，城鄉(xiāng)居民的收入差距提高0.359元。由此可見，人均GDP的增長對城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入的增長效果明顯大于對農(nóng)村居民的人均可支配收入的增長效果，隨著淮北經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，這種差距會越來越大。最后本文針對淮北市政府在提高本市居民的收入水平，減小城鄉(xiāng)差距的問題上提出了相關(guān)建議。

淮北市；人均GDP；城鄉(xiāng)居民收入；回歸分析

一、引言

淮北，古代被叫做相城，現(xiàn)在簡稱為“淮”。處于安徽省地級市級別，位于安徽省的北部，地處于蘇魯豫皖四省交界處。包括相山區(qū)、杜集區(qū)、烈山區(qū)3個市轄區(qū)、和濉溪縣1個縣。2016年調(diào)查顯示總面積為2802平方千米，人口220.8萬人?；幢笔惺菄抑匾哪茉闯鞘校云涮N(yùn)藏量豐富的礦產(chǎn)資源和兼香型白酒的典型代表口子窖為產(chǎn)業(yè)支持，使得經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，但是隨著人均GDP的不斷增長，其城鄉(xiāng)差距逐年增大的問題并沒有得到合理解決。

二、變量與樣本的選取

本文選取淮北市城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入，農(nóng)村居民的人均可支配收入，城鄉(xiāng)居民的收入差距作為衡量淮北市城鄉(xiāng)居民收入狀況的指標(biāo)，選取淮北市人均GDP作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的衡量指標(biāo)，選取2005年到2016年相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)作為樣本分析，相關(guān)數(shù)字統(tǒng)計如表1所示。

變量分析方面，以淮北市人均GDP作為自變量X，以淮北市的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，農(nóng)村居民人均可支配收入，城鄉(xiāng)居民收入差距分別作為因變量Y1，Y2，Y3進(jìn)行回歸方程的模擬量化分析。

表1 淮北市人均GDP收入和城鄉(xiāng)居民收入數(shù)據(jù)表 單位：元

從表1中可以看出2016年淮北市人均GDP的數(shù)值為36427元，比上年增長了3.91%，比2004年增長了2.56倍；城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的數(shù)值為27248元，比上年增長了6.06%，比2014年增長了2.17倍；農(nóng)村居民人均可支配收入的數(shù)值為10635元，比上年增長7.8%，比2004年增長了3倍；城鄉(xiāng)居民收入差距的數(shù)值為16595元，比上年增長了4.98%，比2004年增長了1.79倍。上述數(shù)據(jù)分析可知城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，農(nóng)村居民人均可支配收入均隨著經(jīng)濟(jì)的增長而逐年增加，但是城鄉(xiāng)收入之間的差距也在逐漸增大。

三、回歸分析

(一)相關(guān)分析

運(yùn)用Eviews 3.1對樣本變量進(jìn)行相關(guān)性分析，相關(guān)系數(shù)表的分析見表2所示。

表2 相關(guān)系數(shù)表

由表2數(shù)據(jù)分析可知，淮北市人均GDP與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民收入差距的相關(guān)系數(shù)分別為0.988030、0.98552、0.987197，其相關(guān)系數(shù)均大于0.6，因此可認(rèn)為自變量與因變量之間有高度線性相關(guān)關(guān)系。

運(yùn)用Eviews3.1得到圖1淮北市人均GDP與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民收入差距的散點(diǎn)圖分析，圖1橫坐標(biāo)表示自變量X淮北市人均GDP，縱坐標(biāo)表示因變量且從上到下依次排列為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入Y1、城鄉(xiāng)居民收入差距Y3、農(nóng)村居民人均可支配收入Y2，結(jié)合圖1分析可知自變量與因變量之間均表現(xiàn)為正向相關(guān)關(guān)系，因此可進(jìn)行一元一次線性方程相關(guān)關(guān)系的模擬分析。

圖1 散點(diǎn)圖

(二)回歸方程

運(yùn)用Eviews3.1進(jìn)行回歸模擬可得三個一元一次線性回歸方程：

方程一：Y1=2249.754+0.637X；

方程二：Y2=-432.558+0.278X；

方程三：Y3=2682.312+0.359X.

X表示淮北市人均GDP，Y1、Y2、Y3分別表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，農(nóng)村居民人均可支配收入，城鄉(xiāng)居民收入差距。

(三)回歸系數(shù)分析

表3是三個方程的模型的回歸系數(shù)分析表。由表3可知，方程一的常數(shù)項(xiàng)數(shù)值為2249.754；回歸系數(shù)值為0.637，置信度為95%的區(qū)間估計為(0.567，0.707)；線性回歸參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.0315；T檢驗(yàn)的概率P值為0.000，小于顯著性水平0.05，所以可認(rèn)為方程一的回歸系數(shù)是有顯著意義的；方程二的常數(shù)項(xiàng)數(shù)值為-432.558；回歸系數(shù)為0.278，置信度為95%的區(qū)間估計為(0.245，0.311)；線性回歸參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.015；T檢驗(yàn)的概率P值為0.000，小于顯著性水平0.05，所以可認(rèn)為方程二的回歸系數(shù)是有顯著意義的；方程三的常數(shù)項(xiàng)數(shù)值為2682.312；回歸系數(shù)為0.359，置信度為95%的區(qū)間估計為(0.319，0.399)；線性回歸參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.018；T檢驗(yàn)的概率P值為0.000，小于顯著性水平0.05，所以可認(rèn)為方程三的回歸系數(shù)是有顯著意義的；

(四)模型的檢驗(yàn)

結(jié)合表4模型的檢驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行模型的相關(guān)檢驗(yàn)：

(1)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：由表4數(shù)據(jù)可知，三個方程的可決系數(shù)R2分別為0.976、0.971、0.975，且R2的絕對值均大于0.9，說明3個方程的擬合程度都比較高，三個方程的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)均通過。

(2)T檢驗(yàn)：由表4數(shù)據(jù)可知，三個方程中所包含的自變量的T檢驗(yàn)數(shù)值分別為20.254、18.401、19.572，且T的絕對值均大于臨界值2，對應(yīng)T統(tǒng)計量的概率都為0均小于顯著性水平0.05，則可認(rèn)為模型的自變量對因變量有顯著性影響，三個方程的T檢驗(yàn)均通過。

(3)F檢驗(yàn)：由表格4數(shù)據(jù)可知，三個方程中所對應(yīng)的F統(tǒng)計量的數(shù)值分別為410.226、338.583、383.055，其數(shù)值均大于Fα(k-1,n-k)=4.96(α為顯著性水平且取值為0.05，n為樣本容量個數(shù)，k為待估參數(shù)個數(shù)，本文中對應(yīng)n的數(shù)值為12，k的數(shù)值為2)，且方程對應(yīng)的F統(tǒng)計量的概率值均等于0小于顯著性水平0.05，則可認(rèn)為這三個方程的回歸方程顯著性檢驗(yàn)，即F檢驗(yàn)均通過。

表3 模型的回歸系數(shù)分析表

表4 模型的檢驗(yàn)數(shù)據(jù)

(五)模型的經(jīng)濟(jì)意義

方程一：Y1=2249.754+0.637X，回歸系數(shù)為0.637，假定其他解釋因素不變，解釋變量X代表的人均GDP每增長1元，被解釋變量城鎮(zhèn)居民人均可支配收入Y1平均將增長0.637元；

方程二：Y2=-432.558+0.278X，回歸系數(shù)為0.278，假定其他解釋因素不變，解釋變量X代表的人均GDP每增長1元，被解釋變量農(nóng)村居民人均可支配收入Y2平均將增長0.278元；

方程三：Y3=2682.312+0.359X，回歸系數(shù)為0.359，假定其他解釋因素不變，解釋變量X代表的人均GDP每增長1元，被解釋變量城鄉(xiāng)居民收入差距Y3平均將增長0.359元。

四、結(jié)論與建議

通過對上述模型的檢驗(yàn)和相關(guān)分析可知，人均GDP每增長1個單位會帶動城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，農(nóng)村居民人均可支配收入，城鄉(xiāng)居民收入差距分別增長0.637個單位、0.278個單位、0.359個單位，但在人均GDP增長量相同的情況下，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長量明顯大于農(nóng)村居民人均可支配收入的增長量，使得城鄉(xiāng)差距越來越大，且城鄉(xiāng)居民收入差距的增長量甚至超過農(nóng)村居民人均可支配收入的增長量。人均GDP每增長1個單位所引起的城市居民人均可支配收入的增長量約為其所引起的農(nóng)村居民人均可支配收入增長量的2.9314倍，城鄉(xiāng)居民收入差距的增長量甚至是農(nóng)村居民人均可支配收入增長量的1.2914倍。由此分析可發(fā)現(xiàn)，隨著淮北經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，城鄉(xiāng)居民的收入分配依舊不均等，且城鄉(xiāng)之間收入差距越來越明顯，因此單靠GDP的增長無法解決城鄉(xiāng)差距的問題。

經(jīng)濟(jì)學(xué)家周其佇(2013)在其研究中指出，對于中國而言可劃分為兩個層次，城市和農(nóng)村；而一些低收入的發(fā)展中國家，城鄉(xiāng)在發(fā)展中所占比重不同，就使得城市和鄉(xiāng)村之間的經(jīng)濟(jì)差距比較大，這就使得農(nóng)村成為國家發(fā)展的基礎(chǔ)、重點(diǎn)和難點(diǎn)。曾獲諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎的經(jīng)濟(jì)學(xué)教授阿馬蒂亞·森(2001)指出，貧富差距產(chǎn)生的根本原因，在于權(quán)利的不對等而引發(fā)的失衡。趙盈盈(2010)在其論文中也認(rèn)為城鄉(xiāng)差距形成并不斷拉大的原因在于城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，在制度安排上依然存在“重工輕農(nóng)，重城輕鄉(xiāng)”，農(nóng)村在資源配置上仍屬于不利地位。

因此針對以上對淮北城鄉(xiāng)居民收入差距不均衡的發(fā)展現(xiàn)象，本文提出以下建議：應(yīng)注重農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，加大對農(nóng)村基礎(chǔ)建設(shè)的投入并進(jìn)行相關(guān)產(chǎn)業(yè)的帶動與牽引，大力發(fā)展勞動密集型制造業(yè)并安排富余勞動力，同時進(jìn)行農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整，結(jié)合各個地區(qū)發(fā)展?fàn)顩r因地制宜，提高農(nóng)村勞動者的生產(chǎn)率和土地的使用效率，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。同時政府應(yīng)強(qiáng)化宏觀調(diào)控和管理職能，打破城鄉(xiāng)分割的勞動就業(yè)體制，應(yīng)將城鄉(xiāng)勞動力視為一個整體，共同進(jìn)入城鄉(xiāng)協(xié)同發(fā)展的框架，應(yīng)用一體化的發(fā)展政策，積極推動農(nóng)村城市化建設(shè)。同時政府應(yīng)積極實(shí)施農(nóng)村養(yǎng)老制度，農(nóng)村醫(yī)療保險制度和農(nóng)村最低生活保障制度，為農(nóng)民構(gòu)建起社會保障體系。

[1] 周其佇.《城鄉(xiāng)中國》[M].中信出版社，2013.

[2] 阿馬蒂亞·森.貧窮與饑[M].商務(wù)印書館，2001.

[3] 趙盈盈.論我國城鄉(xiāng)收入差距不斷拉大的原因及解決對策[J].社科縱橫，2010，(12).

[4] 劉忠凱.解決我國城鄉(xiāng)收入差距問題的幾點(diǎn)建議[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)信息，2010，(3).

[5] 王旺.宿州市城鄉(xiāng)居民收入與人均GDP的回歸分析[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2017，(2).