淮北市城鄉居民收入與人均GDP的回歸分析

(安徽財經大學，安徽 蚌埠 233030)

淮北市城鄉居民收入與人均GDP的回歸分析

趙晨

(安徽財經大學，安徽 蚌埠 233030)

本文運用Eviews 3.1，主要針對2005-2016年安徽省淮北市的人均GDP與城鎮居民的人均可支配收入、農村居民的人均可支配收入、城鄉居民的收入差距進行回歸分析，建立回歸模型并對模型進行相關檢驗與模型分析。結果顯示城鎮居民的人均可支配收入、農村居民的人均可支配收入、城鄉居民的收入差距與人均GDP均呈現正向相關關系，在淮北市人均GDP每提高1元的情況下，城鄉居民的人均可支配收入提高0.637元，農村居民的人均可支配收入提高0.278元，城鄉居民的收入差距提高0.359元。由此可見，人均GDP的增長對城鎮居民的人均可支配收入的增長效果明顯大于對農村居民的人均可支配收入的增長效果，隨著淮北經濟的不斷發展，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，減小城鄉差距的問題上提出了相關建議。

淮北市；人均GDP；城鄉居民收入；回歸分析

一、引言

淮北，古代被叫做相城，現在簡稱為“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、杜集區、烈山區3個市轄區、和濉溪縣1個縣。2016年調查顯示總面積為2802平方千米，人口220.8萬人。淮北市是國家重要的能源城市，以其蘊藏量豐富的礦產資源和兼香型白酒的典型代表口子窖為產業支持，使得經濟快速發展，但是隨著人均GDP的不斷增長，其城鄉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居民的人均可支配收入，農村居民的人均可支配收入，城鄉居民的收入差距作為衡量淮北市城鄉居民收入狀況的指標，選取淮北市人均GDP作為經濟發展水平的衡量指標，選取2005年到2016年相關統計數據作為樣本分析，相關數字統計如表1所示。

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

表1 淮北市人均GDP收入和城鄉居民收入數據表 單位：元

從表1中可以看出2016年淮北市人均GDP的數值為36427元，比上年增長了3.91%，比2004年增長了2.56倍；城鎮居民人均可支配收入的數值為27248元，比上年增長了6.06%，比2014年增長了2.17倍；農村居民人均可支配收入的數值為10635元，比上年增長7.8%，比2004年增長了3倍；城鄉居民收入差距的數值為16595元，比上年增長了4.98%，比2004年增長了1.79倍。上述數據分析可知城鎮居民人均可支配收入，農村居民人均可支配收入均隨著經濟的增長而逐年增加，但是城鄉收入之間的差距也在逐漸增大。

三、回歸分析

(一)相關分析

運用Eviews 3.1對樣本變量進行相關性分析，相關系數表的分析見表2所示。

表2 相關系數表

由表2數據分析可知，淮北市人均GDP與城鎮居民人均可支配收入、農村居民人均可支配收入、城鄉居民收入差距的相關系數分別為0.988030、0.98552、0.987197，其相關系數均大于0.6，因此可認為自變量與因變量之間有高度線性相關關系。

運用Eviews3.1得到圖1淮北市人均GDP與城鎮居民人均可支配收入、農村居民人均可支配收入、城鄉居民收入差距的散點圖分析，圖1橫坐標表示自變量X淮北市人均GDP，縱坐標表示因變量且從上到下依次排列為城鎮居民人均可支配收入Y1、城鄉居民收入差距Y3、農村居民人均可支配收入Y2，結合圖1分析可知自變量與因變量之間均表現為正向相關關系，因此可進行一元一次線性方程相關關系的模擬分析。

圖1 散點圖

(二)回歸方程

運用Eviews3.1進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分別表示城鎮居民人均可支配收入，農村居民人均可支配收入，城鄉居民收入差距。

(三)回歸系數分析

表3是三個方程的模型的回歸系數分析表。由表3可知，方程一的常數項數值為2249.754；回歸系數值為0.637，置信度為95%的區間估計為(0.567，0.707)；線性回歸參數的標準誤差為0.0315；T檢驗的概率P值為0.000，小于顯著性水平0.05，所以可認為方程一的回歸系數是有顯著意義的；方程二的常數項數值為-432.558；回歸系數為0.278，置信度為95%的區間估計為(0.245，0.311)；線性回歸參數的標準誤差為0.015；T檢驗的概率P值為0.000，小于顯著性水平0.05，所以可認為方程二的回歸系數是有顯著意義的；方程三的常數項數值為2682.312；回歸系數為0.359，置信度為95%的區間估計為(0.319，0.399)；線性回歸參數的標準誤差為0.018；T檢驗的概率P值為0.000，小于顯著性水平0.05，所以可認為方程三的回歸系數是有顯著意義的；

(四)模型的檢驗

結合表4模型的檢驗數據進行模型的相關檢驗：

(1)擬合優度檢驗：由表4數據可知，三個方程的可決系數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，三個方程的擬合優度檢驗均通過。

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

(3)F檢驗：由表格4數據可知，三個方程中所對應的F統計量的數值分別為410.226、338.583、383.055，其數值均大于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，k為待估參數個數，本文中對應n的數值為12，k的數值為2)，且方程對應的F統計量的概率值均等于0小于顯著性水平0.05，則可認為這三個方程的回歸方程顯著性檢驗，即F檢驗均通過。

表3 模型的回歸系數分析表

表4 模型的檢驗數據

(五)模型的經濟意義

方程一：Y1=2249.754+0.637X，回歸系數為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，被解釋變量城鄉居民收入差距Y3平均將增長0.359元。

四、結論與建議

通過對上述模型的檢驗和相關分析可知，人均GDP每增長1個單位會帶動城鎮居民人均可支配收入，農村居民人均可支配收入，城鄉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，城鎮居民人均可支配收入的增長量明顯大于農村居民人均可支配收入的增長量，使得城鄉差距越來越大，且城鄉居民收入差距的增長量甚至超過農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村居民人均可支配收入增長量的2.9314倍，城鄉居民收入差距的增長量甚至是農村居民人均可支配收入增長量的1.2914倍。由此分析可發現，隨著淮北經濟的不斷發展，城鄉居民的收入分配依舊不均等，且城鄉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差距的問題。

經濟學家周其佇(2013)在其研究中指出，對于中國而言可劃分為兩個層次，城市和農村；而一些低收入的發展中國家，城鄉在發展中所占比重不同，就使得城市和鄉村之間的經濟差距比較大，這就使得農村成為國家發展的基礎、重點和難點。曾獲諾貝爾經濟學獎的經濟學教授阿馬蒂亞·森(2001)指出，貧富差距產生的根本原因，在于權利的不對等而引發的失衡。趙盈盈(2010)在其論文中也認為城鄉差距形成并不斷拉大的原因在于城鄉二元經濟結構，在制度安排上依然存在“重工輕農，重城輕鄉”，農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居民收入差距不均衡的發展現象，本文提出以下建議：應注重農村經濟發展，加大對農村基礎建設的投入并進行相關產業的帶動與牽引，大力發展勞動密集型制造業并安排富余勞動力，同時進行農村經濟結構的優化調整，結合各個地區發展狀況因地制宜，提高農村勞動者的生產率和土地的使用效率，促進農村經濟的快速發展。同時政府應強化宏觀調控和管理職能，打破城鄉分割的勞動就業體制，應將城鄉勞動力視為一個整體，共同進入城鄉協同發展的框架，應用一體化的發展政策，積極推動農村城市化建設。同時政府應積極實施農村養老制度，農村醫療保險制度和農村最低生活保障制度，為農民構建起社會保障體系。

[1] 周其佇.《城鄉中國》[M].中信出版社，2013.

[2] 阿馬蒂亞·森.貧窮與饑[M].商務印書館，2001.

[3] 趙盈盈.論我國城鄉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.解決我國城鄉收入差距問題的幾點建議[J].現代經濟信息，2010，(3).

[5] 王旺.宿州市城鄉居民收入與人均GDP的回歸分析[J].經濟研究導刊，2017，(2).