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摘 要：对2004—2015年宿州市人均GDP、城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距数据进行分析，建立回归模型，并对模型进行检验。模型显示，近年来宿州市城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距与人均GDP呈正相关关系，但是人均GDP的增长对城镇居民人均可支配收入增长作用明显大于对农村常住居民人均可支配收入的增长。随着宿州市经济发展水平的不断提高，人均GDP不断增长，宿州市的城乡收入差距将越来越大。
关键词：宿州市；人均GDP；城乡居民收入；回归分析
中图分类号：F064.1 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2017）02-0096-03
宿州市位于安徽省东北部，是长三角城市群、中原经济区重要节点，宿淮蚌都市圈、宿淮城市组群城市，安徽区域中心城市之一，是安徽省文明城市，国家园林城市，国家智慧城市，安徽省重要的交通枢纽。改革开放以来，宿州市经济得到迅速发展，截至2015年，宿州市生产总值（GDP）已经达到1 235.83亿元，按可比价格计算，增长8.9%，同比增幅高于全国2个百分点。虽然最近几年宿州市的经济建设取得了一定的成绩，但是城乡收入差距同比增大的问题依然没有得到有效解决。
一、变量和样本的选取
本文选取宿州市城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入以及城鄉收入差距作为衡量宿州市城乡居民收入状况的指标，选取宿州市人均GDP作为经济发展水平的衡量指标，选取2004—2015年的相关统计数据作为分析样本。
表1为宿州市2004—2015年的人均GDP以及城乡居民收入数据，从表中可以看到，宿州市城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入随着宿州市经济不断增长出现持续增长，与此同时，宿州市的城乡居民收入差距也在进一步增加。2015年，宿州市人均 GDP 为22 415元，比上年增长7.27%，比2004年增长3.63倍；城镇居民人均可支配收入23 631元，比上年增长7.70%，比 2004 年增长2.37倍；农村常住居民人均可支配收入9 140元，比上年增长9.70%，比2004年增长3.29倍；城乡收入差距14 491元，比上年增长6.48%，比2004年增长1.97倍。因此，在变量关系方面，我们以宿州市人均GDP作为自变量，以城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入以及城乡收入差距作为因变量分别建立回归模型，定量分析人均GDP与各自变量之间的量化关系。
二、回归分析
（一）相关分析
运用SPSS 22，针对样本进行相关分析，计算出来的相关系数如表2。由相关系数表可知，人均GDP与城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距的皮尔森相关系数分别为0.995、0.998、0.984，其结果均在0.9以上。双尾显著性检验的P值均为0.000，在0.05以下。因此，可以认为人均GDP与城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距具有较强的相关性。
运用Eviews7绘制宿州市人均GDP与城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距的散点图。图中横轴表示人均GDP，纵轴表示城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距。从直线相关的角度看，2004—2015年城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距与人均GDP之间呈正相关关系，因此，我们可以进行一元线性回归分析。
图1 散点图
（二）回归分析
1.回归方程
运用SPSS 22软件对表1中2004—2015年宿州市的相关数据分别进行回归分析，得到以下3个一元线性经验回归方程：
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分别表示城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距。
表3为上述3个方程的方差分析表。由表3可知，方程1、方程2、方程3的F检验统计量分别为989.920、2583.127、303.090，相应的概率P值均为0.000，小于0.05。因此，城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距与人均GDP的线性回归高度显著，可以认为三者与人均GDP之间存在线性相关关系。
2.回归系数分析
表4是3个方程的回归系数分析表。由表4可知，方程1的常数项系数为3 249.123；回归系数为0.937，置信度为95%的区间估计为（0.870，1.003）；线性回归参数的标准误差为0.03；标准化回归系数为0.995，T 检验的概率p值为0.000，小于0.05，所以，可认为回归系数有显著意义。方程2的常数项系数为77.229；回归系数为0.395，置信度为95%的区间估计为（0.378，0.413）；线性回归参数的标准误差为0.008；标准化回归系数为0.998，T 检验的概率p值为0.000，小于0.05，所以，可认为回归系数有显著意义。方程3的常数项系数为3171.894；回归系数为0.542，置信度为95%的区间估计为（0.472，0.611）；线性回归参数的标准误差为0.031；标准化回归系数为0.984，T 检验的概率p值为0.000，小于0.05，所以，可认为回归系数有显著意义。综上，可以认为3个方程的回归系数均有显著意义。
3.拟合优度检验
表5是三个回归方程的拟合优度表。由表5可知，3个方程的可决系数R2均大于0.9，3个方程的拟合优度较高，检验通过。 三、结论
通过以上分析可以得知，宿州市城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距分别与人均GDP存在显著的线性关系。宿州市城镇居民人均可支配收入与人均GDP的回归方程：Y1=3 249.123+0.937X；宿州市农村常住居民人均可支配收入与人均GDP的回归方程：Y2=77.229+0.359X；宿州市城乡收入差距与人均GDP的回归方程：Y3=3 171.894+0.542X。由线性回归方程可知，宿州市人均GDP每增长1元，城镇居民人均可支配收入增长0.937元，而农村常住居民人均可支配收入仅增長0.395元，城乡收入差距则增长0.542元。虽然宿州市人均GDP的增长对农村常住居民人均可支配收入的增长具有显著作用，但其对城镇居民人均可支配收入的增长作用更为显著。随着宿州市人均GDP的增长，城乡收入差距会越来越大，单纯依靠经济增长无法消除这一差距。
Kanbur（2005）认为，政策不平等是导致城乡收入不平等的最关键因素。林毅夫（2003）也指出城乡差距逐渐扩大主要是由于政府采取的发展策略背离了本地的发展优势。马光荣（2010）指出财政分权程度、政府财政支出结构对城乡收入差距有显著影响。李伶俐（2013）利用庇古边际效用理论得出了政府主导的城市化进程最初会缩小城乡收入差距，但超过一定的限度也会扩大城乡收入差距的结论。
因此，宿州市政府应当积极调整经济政策，尤其是财政政策，提高财政对农村地区转移支付的力度，加强农村地区基础设施建设投资，提高财政对农村教育、医疗、社会保障的投入，确立城乡一体化的社会化服务体系。同时，应当加快农村改革的步伐，逐步建立土地流转机制，走集约化、产业化经营道路，逐步提高农村居民人均收入，消除城乡收入差距。
参考文献：
[1] Kanbur，R.Fifty years of regional inequality in China [J].Review of Development Economics，2011，9（1）.
[2] 林毅夫.中国的经济增长收敛与收入分配[J].世界经济，2003，（8）.
[3] 马光荣.中国式分权、城市倾向的经济政策与城乡收入差距[J].制度经济学研究，2010，（1）.
[4] 李伶俐.财政分权、城市化与城乡收入差距[J].农业技术经济，2013，（12）.
[5] 何协.西安市城乡居民收入与人均GDP的回归分析[J].当代经济，2016，（20）.
[责任编辑 王燕文]
关键词：宿州市；人均GDP；城乡居民收入；回归分析
中图分类号：F064.1 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2017）02-0096-03
宿州市位于安徽省东北部，是长三角城市群、中原经济区重要节点，宿淮蚌都市圈、宿淮城市组群城市，安徽区域中心城市之一，是安徽省文明城市，国家园林城市，国家智慧城市，安徽省重要的交通枢纽。改革开放以来，宿州市经济得到迅速发展，截至2015年，宿州市生产总值（GDP）已经达到1 235.83亿元，按可比价格计算，增长8.9%，同比增幅高于全国2个百分点。虽然最近几年宿州市的经济建设取得了一定的成绩，但是城乡收入差距同比增大的问题依然没有得到有效解决。
一、变量和样本的选取
本文选取宿州市城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入以及城鄉收入差距作为衡量宿州市城乡居民收入状况的指标，选取宿州市人均GDP作为经济发展水平的衡量指标，选取2004—2015年的相关统计数据作为分析样本。
表1为宿州市2004—2015年的人均GDP以及城乡居民收入数据，从表中可以看到，宿州市城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入随着宿州市经济不断增长出现持续增长，与此同时，宿州市的城乡居民收入差距也在进一步增加。2015年，宿州市人均 GDP 为22 415元，比上年增长7.27%，比2004年增长3.63倍；城镇居民人均可支配收入23 631元，比上年增长7.70%，比 2004 年增长2.37倍；农村常住居民人均可支配收入9 140元，比上年增长9.70%，比2004年增长3.29倍；城乡收入差距14 491元，比上年增长6.48%，比2004年增长1.97倍。因此，在变量关系方面，我们以宿州市人均GDP作为自变量，以城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入以及城乡收入差距作为因变量分别建立回归模型，定量分析人均GDP与各自变量之间的量化关系。
二、回归分析
（一）相关分析
运用SPSS 22，针对样本进行相关分析，计算出来的相关系数如表2。由相关系数表可知，人均GDP与城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距的皮尔森相关系数分别为0.995、0.998、0.984，其结果均在0.9以上。双尾显著性检验的P值均为0.000，在0.05以下。因此，可以认为人均GDP与城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距具有较强的相关性。
运用Eviews7绘制宿州市人均GDP与城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距的散点图。图中横轴表示人均GDP，纵轴表示城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距。从直线相关的角度看，2004—2015年城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距与人均GDP之间呈正相关关系，因此，我们可以进行一元线性回归分析。
图1 散点图
（二）回归分析
1.回归方程
运用SPSS 22软件对表1中2004—2015年宿州市的相关数据分别进行回归分析，得到以下3个一元线性经验回归方程：
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分别表示城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距。
表3为上述3个方程的方差分析表。由表3可知，方程1、方程2、方程3的F检验统计量分别为989.920、2583.127、303.090，相应的概率P值均为0.000，小于0.05。因此，城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距与人均GDP的线性回归高度显著，可以认为三者与人均GDP之间存在线性相关关系。
2.回归系数分析
表4是3个方程的回归系数分析表。由表4可知，方程1的常数项系数为3 249.123；回归系数为0.937，置信度为95%的区间估计为（0.870，1.003）；线性回归参数的标准误差为0.03；标准化回归系数为0.995，T 检验的概率p值为0.000，小于0.05，所以，可认为回归系数有显著意义。方程2的常数项系数为77.229；回归系数为0.395，置信度为95%的区间估计为（0.378，0.413）；线性回归参数的标准误差为0.008；标准化回归系数为0.998，T 检验的概率p值为0.000，小于0.05，所以，可认为回归系数有显著意义。方程3的常数项系数为3171.894；回归系数为0.542，置信度为95%的区间估计为（0.472，0.611）；线性回归参数的标准误差为0.031；标准化回归系数为0.984，T 检验的概率p值为0.000，小于0.05，所以，可认为回归系数有显著意义。综上，可以认为3个方程的回归系数均有显著意义。
3.拟合优度检验
表5是三个回归方程的拟合优度表。由表5可知，3个方程的可决系数R2均大于0.9，3个方程的拟合优度较高，检验通过。 三、结论
通过以上分析可以得知，宿州市城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距分别与人均GDP存在显著的线性关系。宿州市城镇居民人均可支配收入与人均GDP的回归方程：Y1=3 249.123+0.937X；宿州市农村常住居民人均可支配收入与人均GDP的回归方程：Y2=77.229+0.359X；宿州市城乡收入差距与人均GDP的回归方程：Y3=3 171.894+0.542X。由线性回归方程可知，宿州市人均GDP每增长1元，城镇居民人均可支配收入增长0.937元，而农村常住居民人均可支配收入仅增長0.395元，城乡收入差距则增长0.542元。虽然宿州市人均GDP的增长对农村常住居民人均可支配收入的增长具有显著作用，但其对城镇居民人均可支配收入的增长作用更为显著。随着宿州市人均GDP的增长，城乡收入差距会越来越大，单纯依靠经济增长无法消除这一差距。
Kanbur（2005）认为，政策不平等是导致城乡收入不平等的最关键因素。林毅夫（2003）也指出城乡差距逐渐扩大主要是由于政府采取的发展策略背离了本地的发展优势。马光荣（2010）指出财政分权程度、政府财政支出结构对城乡收入差距有显著影响。李伶俐（2013）利用庇古边际效用理论得出了政府主导的城市化进程最初会缩小城乡收入差距，但超过一定的限度也会扩大城乡收入差距的结论。
因此，宿州市政府应当积极调整经济政策，尤其是财政政策，提高财政对农村地区转移支付的力度，加强农村地区基础设施建设投资，提高财政对农村教育、医疗、社会保障的投入，确立城乡一体化的社会化服务体系。同时，应当加快农村改革的步伐，逐步建立土地流转机制，走集约化、产业化经营道路，逐步提高农村居民人均收入，消除城乡收入差距。
参考文献：
[1] Kanbur，R.Fifty years of regional inequality in China [J].Review of Development Economics，2011，9（1）.
[2] 林毅夫.中国的经济增长收敛与收入分配[J].世界经济，2003，（8）.
[3] 马光荣.中国式分权、城市倾向的经济政策与城乡收入差距[J].制度经济学研究，2010，（1）.
[4] 李伶俐.财政分权、城市化与城乡收入差距[J].农业技术经济，2013，（12）.
[5] 何协.西安市城乡居民收入与人均GDP的回归分析[J].当代经济，2016，（20）.
[责任编辑 王燕文]