孔朝莉，李國(guó)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(fèi)水平差異性分析
——基于誤差修正模型

孔朝莉，李國(guó)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(fèi)、人均收入、消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等數(shù)據(jù)，探索影響海南城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平和消費(fèi)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(fèi)水平受收入水平和價(jià)格水平的影響顯著；城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平由收入水平唯一決定，符合絕對(duì)收入假說(shuō)；城鄉(xiāng)居民收入差距和儲(chǔ)蓄差距對(duì)消費(fèi)差距影響顯著，消費(fèi)差距函數(shù)符合生命周期假說(shuō)的近似形式。消費(fèi)水平的誤差修正模型的結(jié)果表明：收入和物價(jià)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的長(zhǎng)期邊際效應(yīng)大于短期；收入對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的短期邊際效應(yīng)大于長(zhǎng)期。消費(fèi)差距的誤差修正模型結(jié)果表明：城鄉(xiāng)收入差距對(duì)消費(fèi)差距的短期效應(yīng)略大于長(zhǎng)期；儲(chǔ)蓄差距對(duì)消費(fèi)差距的長(zhǎng)期、短期邊際效應(yīng)都較小，長(zhǎng)期邊際效應(yīng)略大于短期。Granger檢驗(yàn)結(jié)果表明，農(nóng)村居民收入水平、物價(jià)水平與消費(fèi)水平、城鎮(zhèn)居民收入水平與消費(fèi)水平之間存在單向Granger因果關(guān)系；消費(fèi)差距與收入差距、儲(chǔ)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(fèi)、縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的措施。

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

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由消費(fèi)帶動(dòng)并為消費(fèi)服務(wù)，消費(fèi)分為內(nèi)、外兩部分。改革開(kāi)放后，我國(guó)主要依靠出口來(lái)促進(jìn)消費(fèi)，帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展。2008年國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)后，世界各國(guó)特別是發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)遭到重創(chuàng)，我國(guó)的出口受到了很大影響，促進(jìn)內(nèi)需成為保持我國(guó)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)的重要途徑，對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的研究具有重要意義。我國(guó)“十三五”規(guī)劃的目標(biāo)要求中指出，到2020年國(guó)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(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guó)農(nóng)村人口占50.32%，農(nóng)村人口眾多，但消費(fèi)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(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用。

眾多學(xué)者基于省際面板數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)村或城鎮(zhèn)居民(城鎮(zhèn)居多)收入或消費(fèi)水平差異性進(jìn)行分析[1-4]，但我國(guó)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(duì)每個(gè)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(fèi)水平的最主要因素，從而將研究的重點(diǎn)放在了收入對(duì)消費(fèi)的影響上[5-8]。城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)可能會(huì)導(dǎo)致影響消費(fèi)水平的因素有所不同，單獨(dú)考慮收入對(duì)消費(fèi)的影響，可能會(huì)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(wú)法反映變量的滯后效應(yīng)[11-13]；VAR模型是針對(duì)平穩(wěn)變量的計(jì)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(shí)際意義很難解釋。誤差修正模型是適合非平穩(wěn)時(shí)序變量的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，可以反映出變量之間的長(zhǎng)期和短期變動(dòng)規(guī)律。

海南省作為我國(guó)最大的經(jīng)濟(jì)特區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在國(guó)內(nèi)尚屬落后地區(qū)。1985年以來(lái)，海南城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距不斷擴(kuò)大，城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)支出剔除價(jià)格因素之后比值由 1985年的2.23增長(zhǎng)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(fèi)水平上存在較大差距。筆者運(yùn)用逐步回歸分析方法探索顯著影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的因素，利用誤差修正模型篩選影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平差距的因素，探尋拉動(dòng)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)、縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的主要措施。

1　數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

1.1數(shù)據(jù)來(lái)源從1991～2015年《海南統(tǒng)計(jì)年鑒》中搜集與消費(fèi)水平可能相關(guān)的數(shù)據(jù)[14-15]。以生活消費(fèi)代表城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平，并分別利用城鄉(xiāng)居民消費(fèi)價(jià)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(shí)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(fèi)價(jià)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(fèi)總量以社會(huì)消費(fèi)品零售總額代替，并利用城鄉(xiāng)居民消費(fèi)價(jià)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(chǔ)蓄水平以城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款人均余額代替，利用城鄉(xiāng)居民消費(fèi)價(jià)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(jià)水平以城鄉(xiāng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)代替；城鄉(xiāng)消費(fèi)、收入等差距指標(biāo)利用城鎮(zhèn)相關(guān)因素對(duì)應(yīng)減去農(nóng)村相關(guān)因素計(jì)算得到，相關(guān)因素和命名見(jiàn)表1。

表1　相關(guān)因素和符號(hào)說(shuō)明

1.2研究思路與方法根據(jù)“數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)”方法論，以從實(shí)際出發(fā)為原則，選取與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平可能相關(guān)的8個(gè)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(duì)海南農(nóng)村、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(fèi)水平的協(xié)整方程，進(jìn)一步建立城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費(fèi)水平的向量誤差修正模型，并分析各因素對(duì)消費(fèi)水平的長(zhǎng)期、短期邊際效應(yīng)，通過(guò)比較，確定影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平因素的差異性。結(jié)合海南經(jīng)濟(jì)發(fā)展特點(diǎn)，探索促進(jìn)海南城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的對(duì)策。同時(shí)，對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)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(duì)海南城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的邊際效應(yīng)，尋求縮小海南城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的途徑。

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

2　結(jié)果與分析

2.1城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平影響因素分析

2.1.1農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素分析。

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

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(fèi)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(yàn)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)[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(guò)建立無(wú)約束的VAR模型，選擇滯后4期時(shí)，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(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，結(jié)果見(jiàn)表5，在10%顯著性水平下，yst、s1t、s7t之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，模型(2)作為協(xié)整方程。滯后1階的Granger檢驗(yàn)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(fèi)水平在時(shí)間上受收入水平和物價(jià)水平滯后1期的影響。

表3　農(nóng)村消費(fèi)水平有關(guān)變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：(C，T，L)分別代表截距項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)、滯后截?cái)鄥?shù)，滯后截?cái)鄥?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(fèi)水平Granger檢驗(yàn)滯后階數(shù)選擇標(biāo)準(zhǔn)

注：*表示該項(xiàng)指指標(biāo)通過(guò)檢驗(yàn)。

Note：*Standfortheprojectthroughthetest.

表5　農(nóng)村消費(fèi)水平Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表6　農(nóng)村消費(fèi)水平Granger檢驗(yàn)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(xiàng)，將模型(2)殘差作為誤差修正項(xiàng)，建立農(nóng)村居民消費(fèi)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(fèi)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(gè)自變量?jī)Hxt、c1t，被保留下來(lái)，xt與c1t共線性嚴(yán)重，剔除掉xt后，加入AR(1)項(xiàng)，以消除自相關(guān)性，得到城鎮(zhèn)消費(fèi)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(fèi)；Yt為第t期收入；α為自發(fā)性消費(fèi)；β為收入的邊際消費(fèi)傾向。從理論上，可以認(rèn)為海南城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平由收入唯一決定。

(2)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平與收入水平的協(xié)整檢驗(yàn)。ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)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(fèi)水平協(xié)整方程。

表7　城鎮(zhèn)消費(fèi)水平有關(guān)變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：(C，T，L)分別代表截距項(xiàng)，趨勢(shì)項(xiàng)，滯后截?cái)鄥?shù)，滯后截?cái)鄥?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(fèi)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(yàn)結(jié)果見(jiàn)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(fèi)水平和收入水平存在單向的因果關(guān)系，收入水平是消費(fèi)水平的Granger原因。

2.2城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距影響因素分析從城鄉(xiāng)整體趨勢(shì)看，收入差距和消費(fèi)差距在不斷加大；1998年之后農(nóng)村恩格爾系數(shù)開(kāi)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??；社會(huì)消費(fèi)品零售總額差距從2010年開(kāi)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(shì)；居民儲(chǔ)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(lái)農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)開(kāi)始顯著高于城鎮(zhèn)。

2.2.1因素篩選。利用逐步回歸篩選對(duì)海南城鄉(xiāng)消費(fèi)水平差距影響顯著的因素，x1t、x5t被保留下來(lái)，逐步回歸模型VIF=5.59，不存在多重共線性，White檢驗(yàn)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(xiàng)之后，建立模型(8)：

(8)

P值=(0.000 00.000 0)

表8城鎮(zhèn)消費(fèi)水平Granger檢驗(yàn)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(xiàng)指標(biāo)通過(guò)檢驗(yàn)。

Note:*Standfortheprojectthroughthetest.

表9　城鎮(zhèn)消費(fèi)水平Granger檢驗(yàn)

Ct=αAt+βYt+εt(0<α<1,0<β<1)

(9)

式中，At表示現(xiàn)有財(cái)產(chǎn)；Yt表示收入；α表示財(cái)產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向；β表示收入的邊際消費(fèi)傾向。模型(8)符合生命周期假說(shuō)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(fèi)差距同時(shí)受收入差距和儲(chǔ)蓄差距的影響，但儲(chǔ)蓄差距對(duì)消費(fèi)差距的邊際效應(yīng)較小。

2.2.2平穩(wěn)性檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)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(fèi)差距、收入差距、儲(chǔ)蓄差距之間可能存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

2.2.3消費(fèi)差距誤差修正模型。采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法檢驗(yàn)yt、x1t、x5t的協(xié)整關(guān)系。由于yt、x1t、x5t均一階單整，建立無(wú)約束的VAR模型，選擇滯后4期時(shí)，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(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，結(jié)果表明在5%顯著性水平下，存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系。yt的誤差修正模型不包含差分滯后項(xiàng)：

表10　消費(fèi)差距有關(guān)變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：(C，T，L)分別代表截距項(xiàng)，趨勢(shì)項(xiàng)，滯后截?cái)鄥?shù)，滯后截?cái)鄥?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(duì)照表

3　結(jié)論與對(duì)策

通過(guò)逐步回歸，有效地降低了模型維數(shù)，篩選出對(duì)消費(fèi)水平影響顯著的因素，同時(shí)也降低了因樣本容量有限而給計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的建立帶來(lái)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(fèi)水平的因素及其影響效果有所不同(表11)。收入和物價(jià)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的長(zhǎng)期邊際效應(yīng)大于短期。而收入水平對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的短期邊際效應(yīng)大于長(zhǎng)期。收入差距和儲(chǔ)蓄差距顯著影響消費(fèi)差距。表明海南城鄉(xiāng)居民在消費(fèi)習(xí)慣、消費(fèi)能力、收入來(lái)源等方面存在著差異性，激勵(lì)城鄉(xiāng)居民提升消費(fèi)水平，縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，應(yīng)抓住根源，才能找到針對(duì)性強(qiáng)、有效的措施。

3.1提升農(nóng)村居民消費(fèi)水平的措施對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響顯著的因素有收入水平和價(jià)格以及時(shí)間趨勢(shì)，農(nóng)村居民收入和物價(jià)水平對(duì)消費(fèi)的長(zhǎng)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(fèi)水平具有趨勢(shì)效應(yīng)。收入水平和物價(jià)水平對(duì)消費(fèi)水平的長(zhǎng)期邊際效應(yīng)大小相當(dāng)，而收入水平對(duì)消費(fèi)的短期邊際效應(yīng)是物價(jià)水平的近2倍。農(nóng)村物價(jià)對(duì)消費(fèi)的邊際效應(yīng)為負(fù)，農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格的上漲會(huì)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用。Granger檢驗(yàn)表明，農(nóng)村居民收入水平和物價(jià)水平與消費(fèi)均存在單向Granger因果關(guān)系，滯后1期時(shí)，海南農(nóng)村居民消費(fèi)水平同時(shí)受收入水平和物價(jià)水平的影響。

增加農(nóng)民收入是促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)的根本途徑。從農(nóng)村居民實(shí)際人均收入增速來(lái)看，2004年以來(lái)，海南農(nóng)村居民人均實(shí)際純收入增速大致呈直線變化趨勢(shì)，沒(méi)有出現(xiàn)較大波動(dòng)。2016年海南政府工作報(bào)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(shí)做好脫貧開(kāi)發(fā)工作，提高社會(huì)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(huì)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(dòng)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(huì)。

平抑農(nóng)村消費(fèi)品價(jià)格水平，有利于促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提升。消費(fèi)品價(jià)格對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平的影響程度等同于收入水平，表明農(nóng)村居民對(duì)于消費(fèi)品價(jià)格的反映更為敏感。實(shí)際上，以1985年物價(jià)指數(shù)為100，自2003年以后，農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)開(kāi)始明顯大于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，且有差距越來(lái)越大的趨勢(shì)，2014年前者高出82個(gè)百分點(diǎn)。2006年以后，城鄉(xiāng)居民實(shí)際收入水平差距呈直線增長(zhǎng)，2014年絕對(duì)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(yùn)輸，農(nóng)村居民承擔(dān)著與城鎮(zhèn)居民相同的購(gòu)買(mǎi)成本。尤其是中部山區(qū)，交通不便，運(yùn)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(tái)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(jià)格下調(diào)空間小，甚至本地農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格高于外地運(yùn)輸來(lái)的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，使得農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)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(yíng)，推動(dòng)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(jí)。繼續(xù)鞏固、推進(jìn)農(nóng)業(yè)“五基地一區(qū)”，即國(guó)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(wú)規(guī)定動(dòng)物疫病區(qū)建設(shè)。結(jié)合各區(qū)域的自身資源優(yōu)勢(shì)，創(chuàng)建優(yōu)勢(shì)、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)示范基地，鼓勵(lì)品牌農(nóng)業(yè)發(fā)展，促進(jìn)品牌產(chǎn)品生產(chǎn)基地規(guī)?；l(fā)展和生產(chǎn)能力提升。通過(guò)強(qiáng)化農(nóng)產(chǎn)品流通設(shè)施建設(shè)，降低流通成本，實(shí)現(xiàn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)品價(jià)格的有效控制，解決提升農(nóng)村居民消費(fèi)水平的根本性問(wèn)題。

3.2提升城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的措施對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平影響顯著的因素只有收入水平。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平由收入水平唯一決定，城鎮(zhèn)居民收入對(duì)消費(fèi)的短期邊際效應(yīng)大于長(zhǎng)期。城鎮(zhèn)居民收入水平對(duì)消費(fèi)水平影響較為迅速。事實(shí)上，2006年以來(lái)，海南城鎮(zhèn)居民實(shí)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(lái)源及構(gòu)成情況為：工資性收入占63.93%，經(jīng)營(yíng)性收入占12.93%，財(cái)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(fèi)的主要途徑。通過(guò)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(huì)保障部門(mén)要完善和落實(shí)促進(jìn)就業(yè)政策，實(shí)施就業(yè)技能提升計(jì)劃，保障有就業(yè)能力的人實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)。

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

海南城鄉(xiāng)居民在消費(fèi)水平上存在較大差距，2002～2014年城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)支出剔除價(jià)格因素之后比值基本在3左右?？s小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)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(chǔ)蓄差距，海南省城鄉(xiāng)居民人均儲(chǔ)蓄存款余額存在較大差距，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄水平明顯高于農(nóng)村。通過(guò)更新城鄉(xiāng)居民消費(fèi)意識(shí)，完善政策、改善環(huán)境，讓群眾能消費(fèi)、敢消費(fèi)、愿消費(fèi)，降低城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率。主要途徑是完善社會(huì)保障體系，提升公共服務(wù)水平。通過(guò)建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的社會(huì)保障體系，提高社會(huì)保障水平；完善社會(huì)保險(xiǎn)制度，鞏固健全城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老、醫(yī)療保險(xiǎn)制度，完善居民大病保險(xiǎn)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(huì)救助體系建設(shè)，提高優(yōu)撫保障水平；政府職能部門(mén)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(fèi)投入，提升教育水平，改善農(nóng)村教育落后的局面，切實(shí)抓好“菜籃子”工程，完善物價(jià)補(bǔ)貼政策，使居民無(wú)后顧之憂，儲(chǔ)蓄率自然會(huì)下降。

導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民消費(fèi)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(dòng)力，會(huì)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(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距演變趨勢(shì)的拐點(diǎn)出現(xiàn)在鎮(zhèn)化率為51.4%的水平，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距在2011年已經(jīng)進(jìn)入拐點(diǎn)，要縮小我國(guó)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(lái)，海南常住人口城鎮(zhèn)化率低于全國(guó)平均水平1個(gè)百分點(diǎn)。2014年海南城鎮(zhèn)化率53.76%，低于全國(guó)城鎮(zhèn)化率54.77%。2015年海南城鎮(zhèn)化率55.12%，低于全國(guó)城鎮(zhèn)化率56.10%。2014年我國(guó)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(lái)一直保持在這個(gè)水平，從戶籍人口城鎮(zhèn)化率角度，海南高于全國(guó)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(wàn)，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(huì)縮小城鄉(xiāng)收入差距[19]，對(duì)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)、城鎮(zhèn)化水平低的地區(qū)來(lái)說(shuō)，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(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。在提升城鎮(zhèn)化率的同時(shí)，應(yīng)因地制宜，花大力氣抓好經(jīng)濟(jì)內(nèi)涵建設(shè)，切實(shí)提高城鄉(xiāng)居民收入水平，以經(jīng)濟(jì)的發(fā)展帶動(dòng)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(kāi)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(zhǎng)，第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口數(shù)增長(zhǎng)緩慢，而第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口數(shù)從1992年開(kāi)始呈指數(shù)增長(zhǎng)趨勢(shì)，到2014年達(dá)到226.86萬(wàn)，超過(guò)了第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口數(shù)，表明大量勞動(dòng)力從農(nóng)村轉(zhuǎn)移到了城鎮(zhèn)。人口的大量轉(zhuǎn)移會(huì)帶來(lái)一些列的社會(huì)問(wèn)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(lái)一些列問(wèn)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?！安豢硺?shù)、不占田、不拆房，就地城鎮(zhèn)化”的經(jīng)驗(yàn)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(xiàng)目(20151007)；海南省自然科學(xué)基金資助項(xiàng)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(jì)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究。

2016-08-05

S-9；O213

A

0517-6611(2016)26-0204-06