海南省城鄉(xiāng)居民消費水平差異性分析——基于誤差修正模型

孔朝莉，李國徽， 黃美婷， 石 明

三亞學(xué)院理工學(xué)院，海南三亞 572022)

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海南省城鄉(xiāng)居民消費水平差異性分析
——基于誤差修正模型

孔朝莉，李國徽， 黃美婷， 石 明

三亞學(xué)院理工學(xué)院，海南三亞 572022)

根據(jù)1985～2014年海南省城鄉(xiāng)居民人均消費、人均收入、消費價格指數(shù)等數(shù)據(jù)，探索影響海南城鄉(xiāng)居民消費水平和消費差距的主要因素。利用逐步回歸進(jìn)行變量篩選，消除多重共線性，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民消費水平受收入水平和價格水平的影響顯著；城鎮(zhèn)居民消費水平由收入水平唯一決定，符合絕對收入假說；城鄉(xiāng)居民收入差距和儲蓄差距對消費差距影響顯著，消費差距函數(shù)符合生命周期假說的近似形式。消費水平的誤差修正模型的結(jié)果表明：收入和物價對農(nóng)村居民消費水平的長期邊際效應(yīng)大于短期；收入對城鎮(zhèn)居民消費水平的短期邊際效應(yīng)大于長期。消費差距的誤差修正模型結(jié)果表明：城鄉(xiāng)收入差距對消費差距的短期效應(yīng)略大于長期；儲蓄差距對消費差距的長期、短期邊際效應(yīng)都較小，長期邊際效應(yīng)略大于短期。Granger檢驗結(jié)果表明，農(nóng)村居民收入水平、物價水平與消費水平、城鎮(zhèn)居民收入水平與消費水平之間存在單向Granger因果關(guān)系；消費差距與收入差距、儲蓄差距之間不存在Granger因果關(guān)系。進(jìn)一步提出了促進(jìn)城鄉(xiāng)居民消費、縮小城鄉(xiāng)消費差距的措施。

誤差修正模型；逐步回歸；Granger檢驗；城鄉(xiāng)居民；消費水平差異性

經(jīng)濟(jì)增長由消費帶動并為消費服務(wù)，消費分為內(nèi)、外兩部分。改革開放后，我國主要依靠出口來促進(jìn)消費，帶動了經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展。2008年國際金融危機(jī)爆發(fā)后，世界各國特別是發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)遭到重創(chuàng)，我國的出口受到了很大影響，促進(jìn)內(nèi)需成為保持我國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長的重要途徑，對我國城鄉(xiāng)居民消費水平的研究具有重要意義。我國“十三五”規(guī)劃的目標(biāo)要求中指出，到2020年國內(nèi)生產(chǎn)總值和城鄉(xiāng)居民人均收入比2010年翻一番，消費對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)明顯加大，戶籍人口城鎮(zhèn)化率加快提高。第六次人口普查結(jié)果顯示，我國農(nóng)村人口占50.32%，農(nóng)村人口眾多，但消費水平低下，難以形成有效的需求，影響了內(nèi)需的整體規(guī)模，嚴(yán)重妨礙了消費對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用。

眾多學(xué)者基于省際面板數(shù)據(jù)，對農(nóng)村或城鎮(zhèn)居民(城鎮(zhèn)居多)收入或消費水平差異性進(jìn)行分析[1-4]，但我國各地區(qū)資源、環(huán)境差異較大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡，難以對每個區(qū)域的具體情況進(jìn)行深入分析。很多學(xué)者認(rèn)為收入是影響城鄉(xiāng)居民消費水平的最主要因素，從而將研究的重點放在了收入對消費的影響上[5-8]。城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)可能會導(dǎo)致影響消費水平的因素有所不同，單獨考慮收入對消費的影響，可能會導(dǎo)致信息遺漏，使結(jié)論分析不全面[9-10]?；诜菂?shù)、半?yún)?shù)的模型更適合單變量情形，多變量非參數(shù)模型受樣本容量限制，難于構(gòu)建；多元非線性回歸模型的解釋能力不夠，而且無法反映變量的滯后效應(yīng)[11-13]；VAR模型是針對平穩(wěn)變量的計量經(jīng)濟(jì)模型，而大多數(shù)經(jīng)濟(jì)變量均是不平穩(wěn)的，利用差分后的數(shù)據(jù)建立VAR，模型的實際意義很難解釋。誤差修正模型是適合非平穩(wěn)時序變量的計量經(jīng)濟(jì)模型，可以反映出變量之間的長期和短期變動規(guī)律。

海南省作為我國最大的經(jīng)濟(jì)特區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在國內(nèi)尚屬落后地區(qū)。1985年以來，海南城鄉(xiāng)居民消費差距不斷擴(kuò)大，城鄉(xiāng)居民人均消費支出剔除價格因素之后比值由 1985年的2.23增長至2014年的2.89，1995年甚至達(dá)到4.38，2002～2012年基本在3.50左右，海南城鄉(xiāng)居民在消費水平上存在較大差距。筆者運用逐步回歸分析方法探索顯著影響城鄉(xiāng)居民消費水平的因素，利用誤差修正模型篩選影響城鄉(xiāng)居民消費水平差距的因素，探尋拉動城鄉(xiāng)居民消費、縮小城鄉(xiāng)消費差距的主要措施。

1　數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1數(shù)據(jù)來源從1991～2015年《海南統(tǒng)計年鑒》中搜集與消費水平可能相關(guān)的數(shù)據(jù)[14-15]。以生活消費代表城鄉(xiāng)居民消費水平，并分別利用城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)進(jìn)行平減；以人均地區(qū)生產(chǎn)總值為衡量海南經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平因素，并用海南GDP指數(shù)(以1985年為100)進(jìn)行平減，得到海南實際人均地區(qū)生產(chǎn)總值(元)；收入水平因素分別用農(nóng)村居民家庭人均純收入和城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入代替，分別利用城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)進(jìn)行平減；以恩格爾系數(shù)代表城鄉(xiāng)居民生活水平；城鄉(xiāng)居民消費總量以社會消費品零售總額代替，并利用城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)進(jìn)行平減；城鄉(xiāng)人口規(guī)模以農(nóng)業(yè)和非農(nóng)人口代替；儲蓄水平以城鄉(xiāng)居民儲蓄存款人均余額代替，利用城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)進(jìn)行平減；投資水平以固定資產(chǎn)投資總額代替，按GDP指數(shù)(以1985年為100)進(jìn)行平減；物價水平以城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)代替；城鄉(xiāng)消費、收入等差距指標(biāo)利用城鎮(zhèn)相關(guān)因素對應(yīng)減去農(nóng)村相關(guān)因素計算得到，相關(guān)因素和命名見表1。

表1　相關(guān)因素和符號說明

1.2研究思路與方法根據(jù)“數(shù)據(jù)驅(qū)動”方法論，以從實際出發(fā)為原則，選取與城鄉(xiāng)居民消費水平可能相關(guān)的8個因素，為了盡量避免樣本容量不太大的限制(海南建省比較晚)，首先采用逐步回歸分析進(jìn)行降維處理，分別篩選出對海南農(nóng)村、城鎮(zhèn)居民消費水平影響顯著的因素，然后進(jìn)行協(xié)整分析，確立符合經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的關(guān)于消費水平的協(xié)整方程，進(jìn)一步建立城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費水平的向量誤差修正模型，并分析各因素對消費水平的長期、短期邊際效應(yīng)，通過比較，確定影響城鄉(xiāng)居民消費水平因素的差異性。結(jié)合海南經(jīng)濟(jì)發(fā)展特點，探索促進(jìn)海南城鄉(xiāng)居民消費的對策。同時，對城鄉(xiāng)消費差距影響因素進(jìn)行篩選，建立誤差修正模型，分析各因素對海南城鄉(xiāng)居民消費差距的邊際效應(yīng)，尋求縮小海南城鄉(xiāng)居民消費差距的途徑。

該研究的數(shù)據(jù)處理、模型建立和檢驗分析通過Eviews8.0及SPSS20.0完成。

2　結(jié)果與分析

2.1城鄉(xiāng)居民消費水平影響因素分析

2.1.1農(nóng)村居民消費水平影響因素分析。

(1)因素篩選。以農(nóng)村居民消費水平為因變量，表1涉及農(nóng)村居民7個因素和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平因素xt，海南省實際人均GDP共計8個因素為自變量，利用SPSS20.0進(jìn)行逐步回歸，剩余3個變量(表2)，得模型(1)：

yst=113.906+0.029xt+0.692s1t-0.692s7t

(1)

P值=(0.0010.0040.0000.000)

表2　逐步回歸模型回歸系數(shù)檢驗

yst=67.029 3+6.125 4t+0.856 1s1t-0.850 6s7t

(2)

P值=(0.006 30.037 00.000 00.000 0)

(3)農(nóng)村消費水平誤差修正模型。模型(2)殘差平穩(wěn)(表3)，yst、s1t、s7t之間可能存在協(xié)整關(guān)系。另外，采用Johansen檢驗法進(jìn)行協(xié)整檢驗[16]，但此方法需要確定滯后階數(shù)。由于yst、s1t、s7t均一階單整，通過建立無約束的VAR模型，選擇滯后4期時，根據(jù)VAR滯后階數(shù)選擇標(biāo)準(zhǔn)(表4)，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為1階，Johansen協(xié)整檢滯后階數(shù)為0，常數(shù)項和趨勢項，結(jié)果見表5，在10%顯著性水平下，yst、s1t、s7t之間存在一個協(xié)整關(guān)系，模型(2)作為協(xié)整方程。滯后1階的Granger檢驗表明(表6)，在5%顯著性水平下，不能拒絕s1t不是ystGranger原因的假設(shè)；在10%顯著性水平下，不能拒絕s7t不是ystGranger原因的假設(shè)。由此認(rèn)為海南農(nóng)村居民消費水平在時間上受收入水平和物價水平滯后1期的影響。

表3　農(nóng)村消費水平有關(guān)變量單位根檢驗結(jié)果

注：(C，T，L)分別代表截距項、趨勢項、滯后截斷參數(shù)，滯后截斷參數(shù)依據(jù)SIC準(zhǔn)則確定，最大滯后階數(shù)為7。

Note：(C，T，L)standforintercept，trend，andlagtruncationparameterrespectively.LagtruncationparameterwasdeterminedaccordingtoSICcriterion，andthemaximumlagorderwas7.

表4　農(nóng)村消費水平Granger檢驗滯后階數(shù)選擇標(biāo)準(zhǔn)

注：*表示該項指指標(biāo)通過檢驗。

Note：*Standfortheprojectthroughthetest.

表5　農(nóng)村消費水平Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

表6　農(nóng)村消費水平Granger檢驗結(jié)果

由于不帶約束的VAR最優(yōu)滯后階數(shù)為1階，誤差修正模型不包含差分滯后項，將模型(2)殘差作為誤差修正項，建立農(nóng)村居民消費水平的誤差修正模型：

Δyst=0.810 5Δs1t-0.420 9Δs7t-0.734 9ecm(t-1)

(3)

P值=(0.000 00.067 40.000 7)

ecm(t-1)=yst-1-67.029 3-6.125 4(t-1)-0.856 1s1(t-1)+0.850 6s7(t-1)

Δyst=0.804 4Δs1t-0.321 6Δs7t-0.713 1ecm(t-1)

(4)

P值=(0.000 00.000 00.000 7)

2.1.2城鎮(zhèn)居民消費水平影響因素分析。

(1)變量篩選。采用逐步回歸法篩選變量，7個自變量僅xt、c1t，被保留下來，xt與c1t共線性嚴(yán)重，剔除掉xt后，加入AR(1)項，以消除自相關(guān)性，得到城鎮(zhèn)消費函數(shù)：

yct=150.212 7+0.674 5 c1t

(5)

P值=(0.000 00.000 0)

Ct=α+βYt+ε(α>0,0<β<1)

(6)

式中，Ct為第t期消費；Yt為第t期收入；α為自發(fā)性消費；β為收入的邊際消費傾向。從理論上，可以認(rèn)為海南城鎮(zhèn)居民消費水平由收入唯一決定。

(2)城鎮(zhèn)居民消費水平與收入水平的協(xié)整檢驗。ADF單位根檢驗結(jié)果見表7。由表7可知，yct、c1t一階單整，模型(5)殘差平穩(wěn)，yct、c1t存在協(xié)整關(guān)系。模型(5)即為城鎮(zhèn)消費水平協(xié)整方程。

表7　城鎮(zhèn)消費水平有關(guān)變量單位根檢驗結(jié)果

注：(C，T，L)分別代表截距項，趨勢項，滯后截斷參數(shù)，滯后截斷參數(shù)依據(jù)SIC準(zhǔn)則確定，最大滯后階數(shù)為7。

Note：(C，T，L)standforintercept，trend，andlagtruncationparameterrespectively.LagtruncationparameterwasdeterminedaccordingtoSICcriterion，andthemaximumlagorderwas7.

(3)城鎮(zhèn)居民消費水平誤差修正模型。yct、ct一階單整，模型(5)殘差平穩(wěn)，由E-G兩步法構(gòu)建yct的誤差修正模型：

Δyct=0.703 5Δc1t-0.401 7ecm(t-1)

(7)

P值=(0.000 00.079 8)

ecm(t-1)=yc1(t-1)-150.212 7-0.674 5c1(t-1)

根據(jù)表8，確定滯后階數(shù)為1階，Granger因果檢驗結(jié)果見表9。在10%顯著性水平下，拒絕c1t不是yct的Granger原因的假設(shè)，不能拒絕yct不是c1t的Granger原因的假設(shè)。認(rèn)為海南城鎮(zhèn)居民消費水平和收入水平存在單向的因果關(guān)系，收入水平是消費水平的Granger原因。

2.2城鄉(xiāng)居民消費差距影響因素分析從城鄉(xiāng)整體趨勢看，收入差距和消費差距在不斷加大；1998年之后農(nóng)村恩格爾系數(shù)開始高于城鎮(zhèn)，農(nóng)村居民生活水平一直低于城鎮(zhèn)居民，2010年以后，差距逐漸縮小；社會消費品零售總額差距從2010年開始增幅較大；農(nóng)業(yè)人口數(shù)一直高于非農(nóng)人口數(shù)，2003年以后差距變小，城鄉(xiāng)人口呈遞增趨勢；居民儲蓄存款人均余額城鎮(zhèn)遠(yuǎn)高于農(nóng)村；固定資產(chǎn)投資總額城鎮(zhèn)遠(yuǎn)高于農(nóng)村；2003年以來農(nóng)村居民消費價格指數(shù)開始顯著高于城鎮(zhèn)。

2.2.1因素篩選。利用逐步回歸篩選對海南城鄉(xiāng)消費水平差距影響顯著的因素，x1t、x5t被保留下來，逐步回歸模型VIF=5.59，不存在多重共線性，White檢驗在1%顯著性水平下不存在異方差性，但存在自相關(guān)性。加入AR(1)項之后，建立模型(8)：

(8)

P值=(0.000 00.000 0)

表8城鎮(zhèn)消費水平Granger檢驗滯后階數(shù)選擇標(biāo)準(zhǔn)

Table8ChoicecriteriaoflagorderinGrangertestofurbanconsumptionlevel

滯后階數(shù)Lagor-derLogLLRFPEAICSC0-328.4752—3.13e+0927.539627.63781-265.2674110.6137*2.26e+07*22.6056*22.9001*2-263.03773.53032.64e+0722.753223.2440

注：*表示該項指標(biāo)通過檢驗。

Note:*Standfortheprojectthroughthetest.

表9　城鎮(zhèn)消費水平Granger檢驗

Ct=αAt+βYt+εt(0<α<1,0<β<1)

(9)

式中，At表示現(xiàn)有財產(chǎn)；Yt表示收入；α表示財產(chǎn)的邊際消費傾向；β表示收入的邊際消費傾向。模型(8)符合生命周期假說的近似形式，該模型的確定具有理論依據(jù)。海南城鄉(xiāng)居民消費差距同時受收入差距和儲蓄差距的影響，但儲蓄差距對消費差距的邊際效應(yīng)較小。

2.2.2平穩(wěn)性檢驗。ADF檢驗結(jié)果見表10。從表10可看出，yt、x1t、x5t均一階單整，模型(8)殘差平穩(wěn)。海南城鄉(xiāng)消費差距、收入差距、儲蓄差距之間可能存在長期協(xié)整關(guān)系。

2.2.3消費差距誤差修正模型。采用Johansen協(xié)整檢驗法檢驗yt、x1t、x5t的協(xié)整關(guān)系。由于yt、x1t、x5t均一階單整，建立無約束的VAR模型，選擇滯后4期時，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為1階，Johansen協(xié)整檢滯后階數(shù)為0，不包含常數(shù)項和趨勢項，結(jié)果表明在5%顯著性水平下，存在2個協(xié)整關(guān)系。yt的誤差修正模型不包含差分滯后項：

表10　消費差距有關(guān)變量單位根檢驗結(jié)果

注：(C，T，L)分別代表截距項，趨勢項，滯后截斷參數(shù)，滯后截斷參數(shù)依據(jù)SIC準(zhǔn)則確定，最大滯后階數(shù)為7。

Note：(C，T，L)standforintercept，trend，andlagtruncationparameterrespectively.LagtruncationparameterwasdeterminedaccordingtoSICcriterion，andthemaximumlagorderwas7.

Δyt=0.677 1Δx1t+0.031 2Δx5t-0.553 8ecm(t-1)

(9)

P值=(0.000 00.046 60.016 8)

ecm(t-1)=yt-1-0.620 0x1t-1-0.054 4x5t-1

表11　誤差修正模型結(jié)果對照表

3　結(jié)論與對策

通過逐步回歸，有效地降低了模型維數(shù)，篩選出對消費水平影響顯著的因素，同時也降低了因樣本容量有限而給計量經(jīng)濟(jì)模型的建立帶來的困難。確立的協(xié)整方程的具有理論支撐，使誤差修正模型的結(jié)論更為可靠。影響海南城鄉(xiāng)居民消費水平的因素及其影響效果有所不同(表11)。收入和物價對農(nóng)村居民消費水平的長期邊際效應(yīng)大于短期。而收入水平對城鎮(zhèn)居民消費水平的短期邊際效應(yīng)大于長期。收入差距和儲蓄差距顯著影響消費差距。表明海南城鄉(xiāng)居民在消費習(xí)慣、消費能力、收入來源等方面存在著差異性，激勵城鄉(xiāng)居民提升消費水平，縮小城鄉(xiāng)消費差距，應(yīng)抓住根源，才能找到針對性強(qiáng)、有效的措施。

3.1提升農(nóng)村居民消費水平的措施對農(nóng)村居民消費水平影響顯著的因素有收入水平和價格以及時間趨勢，農(nóng)村居民收入和物價水平對消費的長期邊際效應(yīng)略大于短期邊際效應(yīng)，而且農(nóng)村居民消費水平具有趨勢效應(yīng)。收入水平和物價水平對消費水平的長期邊際效應(yīng)大小相當(dāng)，而收入水平對消費的短期邊際效應(yīng)是物價水平的近2倍。農(nóng)村物價對消費的邊際效應(yīng)為負(fù)，農(nóng)村居民消費價格的上漲會對消費產(chǎn)生抑制作用。Granger檢驗表明，農(nóng)村居民收入水平和物價水平與消費均存在單向Granger因果關(guān)系，滯后1期時，海南農(nóng)村居民消費水平同時受收入水平和物價水平的影響。

增加農(nóng)民收入是促進(jìn)農(nóng)村居民消費的根本途徑。從農(nóng)村居民實際人均收入增速來看，2004年以來，海南農(nóng)村居民人均實際純收入增速大致呈直線變化趨勢，沒有出現(xiàn)較大波動。2016年海南政府工作報告中也指出，要把“三農(nóng)”工作作為重中之重，加大強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)富農(nóng)力度，破解“三農(nóng)”難題，積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，扎實做好脫貧開發(fā)工作，提高社會主義新農(nóng)村建設(shè)水平。要加強(qiáng)農(nóng)民職業(yè)培訓(xùn)，加大提升農(nóng)民教育水平；健全社會保障體系，促進(jìn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展；完善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，如道路、供電、網(wǎng)絡(luò)、以及農(nóng)村金融體系建設(shè)，提升農(nóng)村居民醫(yī)療條件。發(fā)展鄉(xiāng)村游、以旅游帶動特色高效農(nóng)業(yè)發(fā)展，打造旅游特色鄉(xiāng)鎮(zhèn)，吸引更多資本入駐鄉(xiāng)村，為農(nóng)民就地、就近提供更多就業(yè)機(jī)會。

平抑農(nóng)村消費品價格水平，有利于促進(jìn)農(nóng)村居民消費水平的提升。消費品價格對農(nóng)村居民的消費水平的影響程度等同于收入水平，表明農(nóng)村居民對于消費品價格的反映更為敏感。實際上，以1985年物價指數(shù)為100，自2003年以后，農(nóng)村居民消費價格指數(shù)開始明顯大于城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)，且有差距越來越大的趨勢，2014年前者高出82個百分點。2006年以后，城鄉(xiāng)居民實際收入水平差距呈直線增長，2014年絕對差距達(dá)到3 084元，2006～2014年，平均每年比上年增加9.55%。由于海南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一，大部分生活、生產(chǎn)物資需要從島外運輸，農(nóng)村居民承擔(dān)著與城鎮(zhèn)居民相同的購買成本。尤其是中部山區(qū)，交通不便，運輸成本更高。海南省常用耕地僅占土地面積的11.8%，山地占25.4%，丘陵占13.3%，臺地占32.6%，陸地平原占28.1%。多山、少平原的地形使海南省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)難以形成規(guī)模，小農(nóng)經(jīng)濟(jì)成本高，農(nóng)產(chǎn)品價格下調(diào)空間小，甚至本地農(nóng)產(chǎn)品價格高于外地運輸來的農(nóng)產(chǎn)品價格，使得農(nóng)村居民消費價格指數(shù)大于城鎮(zhèn)。海南省應(yīng)促進(jìn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，推動農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，加快農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。繼續(xù)鞏固、推進(jìn)農(nóng)業(yè)“五基地一區(qū)”，即國家冬季瓜菜基地、南繁育種基地、熱帶水果基地、熱帶作物基地、海洋漁業(yè)基地和無規(guī)定動物疫病區(qū)建設(shè)。結(jié)合各區(qū)域的自身資源優(yōu)勢，創(chuàng)建優(yōu)勢、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)示范基地，鼓勵品牌農(nóng)業(yè)發(fā)展，促進(jìn)品牌產(chǎn)品生產(chǎn)基地規(guī)模化發(fā)展和生產(chǎn)能力提升。通過強(qiáng)化農(nóng)產(chǎn)品流通設(shè)施建設(shè)，降低流通成本，實現(xiàn)對農(nóng)村居民消費品價格的有效控制，解決提升農(nóng)村居民消費水平的根本性問題。

3.2提升城鎮(zhèn)居民消費水平的措施對城鎮(zhèn)居民消費水平影響顯著的因素只有收入水平。城鎮(zhèn)居民消費水平由收入水平唯一決定，城鎮(zhèn)居民收入對消費的短期邊際效應(yīng)大于長期。城鎮(zhèn)居民收入水平對消費水平影響較為迅速。事實上，2006年以來，海南城鎮(zhèn)居民實際人均可支配收入增速在逐年下降。2014年海南城鎮(zhèn)居民收入來源及構(gòu)成情況為：工資性收入占63.93%，經(jīng)營性收入占12.93%，財產(chǎn)凈收入占9.20%，轉(zhuǎn)移凈收入占13.94%，城鎮(zhèn)居民收入以工資性收入為主。提升城鎮(zhèn)居民工資水平是促進(jìn)消費的主要途徑。通過上調(diào)最低工資標(biāo)準(zhǔn)、上調(diào)養(yǎng)老金、增加就業(yè)率等措施可以提高城鎮(zhèn)居民的收入水平；人力資源社會保障部門要完善和落實促進(jìn)就業(yè)政策，實施就業(yè)技能提升計劃，保障有就業(yè)能力的人實現(xiàn)充分就業(yè)。

3.3縮小城鄉(xiāng)居民消費差距的措施對城鄉(xiāng)居民消費差距影響顯著的有收入差距和儲蓄差距。城鄉(xiāng)收入差距對消費差距的長期和短期邊際效大致相當(dāng)，短期效應(yīng)略大于長期，儲蓄差距對消費差距的長期、短期邊際效應(yīng)都較小，長期邊際效應(yīng)略大于短期。海南城鄉(xiāng)居民消費差距與收入差距、儲蓄差距之間不存在Granger因果關(guān)系。

海南城鄉(xiāng)居民在消費水平上存在較大差距，2002～2014年城鄉(xiāng)居民人均消費支出剔除價格因素之后比值基本在3左右。縮小城鄉(xiāng)居民消費差距，途徑一是縮小城鄉(xiāng)收入差距，增加農(nóng)民收入水平；途徑二是縮小儲蓄差距，海南省城鄉(xiāng)居民人均儲蓄存款余額存在較大差距，城鎮(zhèn)居民儲蓄水平明顯高于農(nóng)村。通過更新城鄉(xiāng)居民消費意識，完善政策、改善環(huán)境，讓群眾能消費、敢消費、愿消費，降低城鎮(zhèn)居民儲蓄率。主要途徑是完善社會保障體系，提升公共服務(wù)水平。通過建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的社會保障體系，提高社會保障水平；完善社會保險制度，鞏固健全城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老、醫(yī)療保險制度，完善居民大病保險政策；健全現(xiàn)代公共文化服務(wù)體系，推進(jìn)公共文化服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)化、均等化。加強(qiáng)社會救助體系建設(shè)，提高優(yōu)撫保障水平；政府職能部門要健全住房保障機(jī)制，加快構(gòu)建由公共租賃住房、政策性住房和商品住房組成的多層次住房供應(yīng)體系，降低常住居民居住成本；加大教育經(jīng)費投入，提升教育水平，改善農(nóng)村教育落后的局面，切實抓好“菜籃子”工程，完善物價補(bǔ)貼政策，使居民無后顧之憂，儲蓄率自然會下降。

導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民消費水平的差異性的根本原因是城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。城鎮(zhèn)化的健康發(fā)展為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供持久動力，會優(yōu)化這種二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程。李麗忍等[18]認(rèn)為我國城鄉(xiāng)居民收入差距演變趨勢的拐點出現(xiàn)在鎮(zhèn)化率為51.4%的水平，我國城鄉(xiāng)居民收入差距在2011年已經(jīng)進(jìn)入拐點，要縮小我國城鄉(xiāng)居民收入差距，要用政府政策措施繼續(xù)推進(jìn)城鎮(zhèn)化建設(shè)。近兩年來，海南常住人口城鎮(zhèn)化率低于全國平均水平1個百分點。2014年海南城鎮(zhèn)化率53.76%，低于全國城鎮(zhèn)化率54.77%。2015年海南城鎮(zhèn)化率55.12%，低于全國城鎮(zhèn)化率56.10%。2014年我國戶籍人口城鎮(zhèn)化率35.90%，海南戶籍人口城鎮(zhèn)化率37.70%，自2004年以來一直保持在這個水平，從戶籍人口城鎮(zhèn)化率角度，海南高于全國平均水平。海南人口分布不均衡，東部、沿海集中，中部人口稀少。2014年海南常住人口903.48萬，東部人口占54.00%，其中海口和三亞2市占32.57%，中部人口較少，占12.76%，西部占33.24%。然而城鎮(zhèn)化率的提高并不一定會縮小城鄉(xiāng)收入差距[19]，對于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)、城鎮(zhèn)化水平低的地區(qū)來說，城鎮(zhèn)化率的提高有可能進(jìn)一步擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。海南戶籍人口城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距之間呈相關(guān)關(guān)系，表明目前海南城鎮(zhèn)化率的提高會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。在提升城鎮(zhèn)化率的同時，應(yīng)因地制宜，花大力氣抓好經(jīng)濟(jì)內(nèi)涵建設(shè)，切實提高城鄉(xiāng)居民收入水平，以經(jīng)濟(jì)的發(fā)展帶動人口的自然城鎮(zhèn)化變遷。海南第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口數(shù)從1992年開始下降，直到2005年才逐漸恢復(fù)到下降前的水平，之后一直緩慢增長，第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口數(shù)增長緩慢，而第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口數(shù)從1992年開始呈指數(shù)增長趨勢，到2014年達(dá)到226.86萬，超過了第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口數(shù)，表明大量勞動力從農(nóng)村轉(zhuǎn)移到了城鎮(zhèn)。人口的大量轉(zhuǎn)移會帶來一些列的社會問題。城市規(guī)模的膨脹給城市公共服務(wù)、環(huán)境治理等帶來一些列問題。農(nóng)村的人口的衰退更不利于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的持久發(fā)展，瓊海“不砍樹、不占田、不拆房，就地城鎮(zhèn)化”的經(jīng)驗值得推廣。

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AnalysisofDifferencesbetweenUrbanandRuralResidents’ConsumptioninHainanProvince—BasedonErrorCorrectionModel

KONGZhao-li,LIGuo-hui,HUANGMei-tingetal

InstituteofTechnology,SanyaUniversity,Sanya,Hainan572022)

Accordingtodataofurbanandruralresidents’percapitaconsumption,percapitaincome,consumerpriceindex(CPI)andetc.inHainanProvincefrom1985to2014,themainfactorsaffectingconsumptionlevelandgapofurbanandruralresidentsinHainanProvincewerediscussed.Stepwiseregressionwasusedtoselectmainvariablesandeliminatethemulticollinearity,anditwasfoundthatbothincomelevelandCPIaffectedruralresidents’consumption.Onlyincomelevelaffectedurbanresidents’consumption,whichaccordedwiththeAbsoluteIncomeHypothesis.Thedifferencesbetweenurbanandruralresidentsinlevelofincomeanddeposithadsignificanteffectsontheirconsumptiongap,whichaccordedwiththeLife-CycleHypothesis.Errorcorrectionmodelswereestablishedtoexplorethemarginaleffectsofcorrespondingfactorsonconsumption.Theresultsshowedthatthelong-termmarginaleffectofincomelevelandCPIonruralresidents’consumptionwaslargerthantheshort-termmarginaleffect.Onthecontrary,theshort-termmarginaleffectofincomelevelonurbanresidents’consumptionwaslargerthanthelong-termmarginaleffect.Theshort-termmarginaleffectofrural-urbanincomegaponconsumptiongapwasslightlylargerthanthelong-termmarginaleffect,butthelong-termandshort-termmarginaleffectsofdepositgaponconsumptiongapweresmall,andthelong-termmarginaleffectwasslightlylargerthantheshort-termmarginaleffect.GrangercausalitytestcouldnotdenythatincomeandCPIwerenotgrangercausalityofruralresidents’consumption,alsocouldnotdenythatincomewasnotGrangercausalityofurbanresidents’consumption;therewasnoGrangercausalityrelationshipamongrural-urbanincome,depositandconsumption.Atlastsomesuggestionsonhowtopromoteurbanandruralresidents’consumptionlevelandnarrowthegapbetweenurbanandruralconsumptionwereputforward.

Errorcorrectionmodel;Stepwiseregression;Grangertest;Urbanandruralresidents;Consumptiongap

海南省自然科學(xué)基金資助項目(20151007)；海南省自然科學(xué)基金資助項目(20161010)。

孔朝莉(1977- )，女，遼寧葫蘆島人，講師，碩士，從事應(yīng)用統(tǒng)計與區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究。

2016-08-05

S-9；O213

A

0517-6611(2016)26-0204-06