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摘要 根据1985～2014年海南省城乡居民人均消费、人均收入、消费价格指数等数据，探索影响海南城乡居民消费水平和消费差距的主要因素。利用逐步回归进行变量筛选，消除多重共线性，发现农村居民消费水平受收入水平和价格水平的影响显著；城镇居民消费水平由收入水平唯一决定，符合绝对收入假说；城乡居民收入差距和储蓄差距对消费差距影响显著，消费差距函数符合生命周期假说的近似形式。消费水平的误差修正模型的结果表明：收入和物价对农村居民消费水平的长期边际效应大于短期；收入对城镇居民消费水平的短期边际效应大于长期。消费差距的误差修正模型结果表明：城乡收入差距对消费差距的短期效应略大于长期；储蓄差距对消费差距的长期、短期边际效应都较小，长期边际效应略大于短期。Granger检验结果表明，农村居民收入水平、物价水平与消费水平、城镇居民收入水平与消费水平之间存在单向Granger因果关系；消费差距与收入差距、储蓄差距之间不存在Granger因果关系。进一步提出了促进城乡居民消费、缩小城乡消费差距的措施。
关键词 误差修正模型；逐步回归；Granger检验；城乡居民；消费水平差异性
中图分类号 S-9；O213文献标识码 A文章编号 0517-6611（2016）26-0204-06
Abstract According to data of urban and rural residents’ per capita consumption， per capita income， consumer price index （CPI） and etc. in Hainan Province from 1985 to 2014， the main factors affecting consumption level and gap of urban and rural residents in Hainan Province were discussed. Stepwise regression was used to select main variables and eliminate the multicollinearity， and it was found that both income level and CPI affected rural residents’ consumption. Only income level affected urban residents’ consumption， which accorded with the Absolute Income Hypothesis. The differences between urban and rural residents in level of income and deposit had significant effects on their consumption gap， which accorded with the Life-Cycle Hypothesis. Error correction models were established to explore the marginal effects of corresponding factors on consumption. The results showed that the long-term marginal effect of income level and CPI on rural residents’ consumption was larger than the short-term marginal effect. On the contrary， the short-term marginal effect of income level on urban residents’ consumption was larger than the long-term marginal effect. The short-term marginal effect of rural-urban income gap on consumption gap was slightly larger than the long-term marginal effect， but the long-term and short-term marginal effects of deposit gap on consumption gap were small， and the long-term marginal effect was slightly larger than the short-term marginal effect. Granger causality test could not deny that income and CPI were not granger causality of rural residents’ consumption， also could not deny that income was not Granger causality of urban residents’ consumption； there was no Granger causality relationship among rural-urban income， deposit and consumption. At last some suggestions on how to promote urban and rural residents’ consumption level and narrow the gap between urban and rural consumption were put forward. Key words Error correction model； Stepwise regression； Granger test； Urban and rural residents； Consumption gap
经济增长由消费带动并为消费服务，消费分为内、外两部分。改革开放后，我国主要依靠出口来促进消费，带动了经济的迅猛发展。2008年国际金融危机爆发后，世界各国特别是发展中国家经济基础遭到重创，我国的出口受到了很大影响，促进内需成为保持我国经济稳定增长的重要途径，对我国城乡居民消费水平的研究具有重要意义。我国“十三五”规划的目标要求中指出，到2020年国内生产总值和城乡居民人均收入比2010年翻一番，消费对经济增长贡献明显加大，户籍人口城镇化率加快提高。
第六次人口普查结果显示，我国农村人口占50.32%，农村人口众多，但消费水平低下，难以形成有效的需求，影响了内需的整体规模，严重妨碍了消费对经济增长的拉动作用。
众多学者基于省际面板数据，对农村或城镇居民（城镇居多）收入或消费水平差异性进行分析[1-4]，但我国各地区资源、环境差异较大，经济发展不均衡，难以对每个区域的具体情况进行深入分析。很多学者认为收入是影响城乡居民消费水平的最主要因素，从而将研究的重点放在了收入对消费的影响上[5-8]。城乡二元经济结构可能会导致影响消费水平的因素有所不同，单独考虑收入对消费的影响，可能会导致信息遗漏，使结论分析不全面[9-10]。基于非参数、半参数的模型更适合单变量情形，多变量非参数模型受样本容量限制，难于构建；多元非线性回归模型的解释能力不够，而且无法反映变量的滞后效应[11-13]；VAR模型是针对平稳变量的计量经济模型，而大多数经济变量均是不平稳的，利用差分后的数据建立VAR，模型的实际意义很难解释。误差修正模型是适合非平稳时序变量的计量经济模型，可以反映出变量之间的长期和短期变动规律。
海南省作为我国最大的经济特区，经济发展水平在国内尚属落后地区。1985年以来，海南城乡居民消费差距不断扩大，城乡居民人均消费支出剔除价格因素之后比值由 1985年的2.23增长至2014年的2.89，1995年甚至达到4.38，2002～2012年基本在3.50左右，海南城乡居民在消费水平上存在较大差距。笔者运用逐步回归分析方法探索显著影响城乡居民消费水平的因素，利用误差修正模型筛选影响城乡居民消费水平差距的因素，探寻拉动城乡居民消费、缩小城乡消费差距的主要措施。
1 数据来源与研究方法
1.1 数据来源
从1991～2015年《海南统计年鉴》中搜集与消费水平可能相关的数据[14-15]。以生活消费代表城乡居民消费水平，并分别利用城乡居民消费价格指数进行平减；以人均地区生产总值为衡量海南经济发展水平因素，并用海南GDP指数（以1985年为100）进行平减，得到海南实际人均地区生产总值（元）；收入水平因素分别用农村居民家庭人均纯收入和城镇居民家庭人均可支配收入代替，分别利用城乡居民消费价格指数进行平减；以恩格尔系数代表城乡居民生活水平；城乡居民消费总量以社会消费品零售总额代替，并利用城乡居民消费价格指数进行平减；城乡人口规模以农业和非农人口代替；储蓄水平以城乡居民储蓄存款人均余额代替，利用城乡居民消费价格指数进行平减；投资水平以固定资产投资总额代替，按GDP指数（以1985年为100）进行平减；物价水平以城乡居民消费价格指数代替；城乡消费、收入等差距指标利用城镇相关因素对应减去农村相关因素计算得到，相关因素和命名见表1。
1.2 研究思路与方法
根据“数据驱动”方法论，以从实际出发为原则，选取与城乡居民消费水平可能相关的8个因素，为了尽量避免样本容量不太大的限制（海南建省比较晚），首先采用逐步回归分析进行降维处理，分别筛选出对海南农村、城镇居民消费水平影响显著的因素，然后进行协整分析，确立符合经济学理论的关于消费水平的协整方程，进一步建立城镇和农村消费水平的向量误差修正模型，并分析各因素对消费水平的长期、短期边际效应，通过比较，确定影响城乡居民消费水平因素的差异性。结合海南经济发展特点，探索促进海南城乡居民消费的对策。同时，对城乡消费差距影响因素进行筛选，建立误差修正模型，分析各因素对海南城乡居民消费差距的边际效应，寻求缩小海南城乡居民消费差距的途径。
该研究的数据处理、模型建立和检验分析通过Eviews 8.0及SPSS20.0完成。
2 结果与分析
2.1 城乡居民消费水平影响因素分析
2.1.1 农村居民消费水平影响因素分析。
（1）因素筛选。
以农村居民消费水平为因变量，表1涉及农村居民7个因素和经济发展水平因素xt，海南省实际人均GDP共计8个因素为自变量，利用SPSS20.0进行逐步回归，剩余3个变量（表2），得模型（1）：
yst=113.906+0.029xt+0.692s1t-0.692s7t（1）
P值=（0.001 0.0040.000 0.000）
修正后的判定系数 2=0.984，F=577.246，回归系数均显著。对残差进行检验，结果显示：JB统计量值为4.03，相伴概率为0.133，残差服从正态分布；自相关性检验滞后12期时，相伴概率均大于0.残差不存在自相关性。
White检验结果表明，残差不存在异方差性。xt与s1t的VIF值均大于10，表明二者存在多重共线性。
（2）农村消费水平协整方程。
存在多重共线性的模型不适合做结构性分析。在模型（1）中删去x，进一步对yst、s1t、s7t进行平稳性检验，结果显示yst、s1t、s7t均一阶单整（表3）。引入趋势项后，各变量回归系数在5%显著性水平下显著， 2=0.98，DW=1.52，无法判断自相关性，利用Q检验法，滞后12期相伴概率均大于0.残差不存在自相关性。农村消费水平受收入水平、价格指数影响，且具有趋势效应。农村消费水平协整方程为： yst=67.029 3+6.125 4t+0.856 1s1t-0.850 6s7t（2）
P值=（0.006 3 0.037 00.000 0 0.000 0）
（3）农村消费水平误差修正模型。
模型（2）残差平稳（表3），yst、s1t、s7t之间可能存在协整关系。另外，采用Johansen检验法进行协整检验[16]，但此方法需要确定滞后阶数。由于yst、s1t、s7t均一阶单整，通过建立无约束的VAR模型，选择滞后4期时，根据VAR滞后阶数选择标准（表4），确定最优滞后阶数为1阶，Johansen协整检滞后阶数为0，常数项和趋势项，结果见表5，在10%显著性水平下，yst、s1t、s7t之间存在一个协整关系，模型（2）作为协整方程。滞后1阶的Granger检验表明（表6），在5%显著性水平下，不能拒绝s1t不是yst Granger原因的假设；在10%显著性水平下，不能拒绝s7t不是yst Granger原因的假设。由此认为海南农村居民消费水平在时间上受收入水平和物价水平滞后1期的影响。
由于不带约束的VAR最优滞后阶数为1阶，误差修正模型不包含差分滞后项，将模型（2）残差作为误差修正项，建立农村居民消费水平的误差修正模型：
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）
模型（3）的 2=0.74，DW=2.000 5，残差正态分布，不存在自相关性，White检验表明，在5%显著性水平下残差存在异方差性。采用加权最小二乘估计消除异方差性，以误差项标准误差倒数为权重[17]，得修正后的误差修正模型：
Δyst=0.804 4Δs1t-0.321 6Δs7t-0.713 1ecm（t-1）（4）
P值=（0.000 00.000 00.000 7）
模型（4）回归系数均显著， 2=0.9DW=1.677 4，残差不存在自相关性，且符合正态分布；White检验表明，模型（4）不存在异方差性。海南农村居民收入对消费的短期边际效应为0.804 4，长期边际效应为0.856 农村居民收入对消费的长期边际效应略大于短期边际效应；时间对农村居民消费水平具有长期趋势效应，每年人均消费增加约6元；价格水平对消费的短期边际效应为-0.321 6，长期边际效应为-0.850 6，价格对农村居民消费水平长期效应较大；误差修正项系数为负，符合误差项的反向机制原则。当短期波动偏离长期均衡时，将以71.31%的调整力度将非均衡状态调到均衡状态，使农村居民收入、价格水平与消费水平之间的关系回到长期均衡状态。
2.1.2 城镇居民消费水平影响因素分析。
（1）变量筛选。
采用逐步回归法筛选变量，7个自变量仅xt、c1t，被保留下来，xt与c1t共线性严重，剔除掉xt后，加入AR（1）项，以消除自相关性，得到城镇消费函数：
yct=150.212 7+0.674 5 c1t（5）
P值=（0.000 0 0.000 0）
模型（5）的 2=0.997，DW=2.288 8，F=4 721.096，残差正态分布，不存在自相关性。该模型符合凯恩斯提出的绝对收入假说，认为消费由收入唯一决定，即：
Ct=α+βYt+ε（α>0，0<β<1）（6）
式中，Ct为第t期消费；Yt为第t期收入；α为自发性消费；β为收入的边际消费倾向。从理论上，可以认为海南城镇居民消费水平由收入唯一决定。
（2）城镇居民消费水平与收入水平的协整检验。
ADF单位根检验结果见表7。由表7可知，yct、c1t一阶单整，模型（5）残差平稳，yct、c1t存在协整关系。模型（5）即为城镇消费水平协整方程。
（3）城镇居民消费水平误差修正模型。
yct、ct一阶单整，模型（5）残差平稳，由E-G两步法构建yct的误差修正模型：
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）
模型（7） 2=0.827，DW=1.593 0，不存在自相关性，残差呈正态性检验JB=0.28，相伴概率为0.87，认为残差正态分布；异方差性检验White统计量相伴概率0.226 7，不存在异方差。海南城镇居民收入对消费的短期边际效应为0.703 5，长期边际效应为0.674 5。模型（7）修正项系数为负，在10%显著性水平下显著，符合误差项的反向机制原则。当短期波动偏离长期均衡时，将以40.17%的调整力度将非均衡状态调回到均衡状态，使城镇居民收入与消费水平之间的关系回到长期均衡状态。收入对消费的短期边际效应略大于长期。
根据表8，确定滞后阶数为1阶，Granger因果检验结果见表9。在10%显著性水平下，拒绝c1t不是yct的Granger原因的假设，不能拒绝yct不是c1t的Granger原因的假设。认为海南城镇居民消费水平和收入水平存在单向的因果关系，收入水平是消费水平的Granger原因。
2.2 城乡居民消费差距影响因素分析
从城乡整体趋势看，收入差距和消费差距在不断加大；1998年之后农村恩格尔系数开始高于城镇，农村居民生活水平一直低于城镇居民，2010年以后，差距逐渐缩小；社会消费品零售总额差距从2010年开始增幅较大；农业人口数一直高于非农人口数，2003年以后差距变小，城乡人口呈递增趋势；居民储蓄存款人均余额城镇远高于农村；固定资产投资总额城镇远高于农村；2003年以来农村居民消费价格指数开始显著高于城镇。 2.2.1 因素筛选。
利用逐步回归筛选对海南城乡消费水平差距影响显著的因素，x1t、x5t被保留下来，逐步回归模型VIF=5.59，不存在多重共线性，White检验在1%显著性水平下不存在异方差性，但存在自相关性。加入AR（1）项之后，建立模型（8）：
t=0.628 0x1t+0.047 5x5t（8）
P值=（0.000 00.000 0）
模型（8）的 2=0.99，残差呈正态分布，Q检验在10%显著性水平下第2～12期不存在自相关性。20世纪50年代，莫迪利安尼提出了著名的“生命周期理论”，认为指出消费者在更长的时间范围内计划消费开支，其现期消费不仅与其一生全部预期收入有关，还与消费者已有的财富及年龄有关。忽略年龄因素，生命周期假说的近似形式为：
Ct=αAt+βYt+εt（0<α<0<β<1）（9）
式中，At表示现有财产；Yt表示收入；α表示财产的边际消费倾向；β表示收入的边际消费倾向。模型（8）符合生命周期假说的近似形式，该模型的确定具有理论依据。海南城乡居民消费差距同时受收入差距和储蓄差距的影响，但储蓄差距对消费差距的边际效应较小。
2.2.2 平稳性检验。
ADF检验结果见表10。从表10可看出，yt、x1t、x5t均一阶单整，模型（8）残差平稳。海南城乡消费差距、收入差距、储蓄差距之间可能存在长期协整关系。
2.2.3 消费差距误差修正模型。
采用Johansen协整检验法
检验yt 、x1t、x5t的协整关系。由于yt 、x1t、x5t均一阶单整，建立无约束的VAR模型，选择滞后4期时，确定最优滞后阶数为1阶，Johansen协整检滞后阶数为0，不包含常数项和趋势项，结果表明在5%显著性水平下，存在2个协整关系。yt的误差修正模型不包含差分滞后项：
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
模型（9）的 2=0.80，DW=1.9残差呈正态分布，Q检验在10%显著性水平下直至9期不存在自相关性；White检验
结果显示，不存在异方差性。海南城乡居民收入差距对消费差距的短期边际效应为0.677 1，长期边际效应为0.628 0；储蓄差距对消费差距的短期边际效应为0.031 2，长期边际效应为0.047 5。收入差距对消费差距的长期和短期边际效应大致相当，短期效应略大于长期；储蓄差距对消费差距的长期、短期边际效应都较小，长期边际效应略大于短期，模型（9）修正项系数为负，符合误差项的反向机制原则。当短期波动偏离长期均衡时，将以55%的调整力度将非均衡状态调回到均衡状态，使城乡居民消费差距与收入差距和储蓄差距之间的关系回到长期均衡状态。滞后1阶的Granger因果关系检验表明，消费差距与收入差距和储蓄差距之间不存在因果关系。
3 结论与对策
通过逐步回归，有效地降低了模型维数，筛选出对消费水平影响显著的因素，同时也降低了因样本容量有限而给计量经济模型的建立带来的困难。确立的协整方程的具有理论支撑，使误差修正模型的结论更为可靠。影响海南城乡居民消费水平的因素及其影响效果有所不同（表11）。收入和物价对农村居民消费水平的长期边际效应大于短期。而收入水平对城镇居民消费水平的短期边际效应大于长期。收入差距和储蓄差距显著影响消费差距。表明海南城乡居民在消费习惯、消费能力、收入来源等方面存在着差异性，激励城乡居民提升消费水平，缩小城乡消费差距，应抓住根源，才能找到针对性强、有效的措施。
3.1 提升农村居民消费水平的措施
对农村居民消费水平影响显著的因素有收入水平和价格以及时间趋势，农村居民收入和物价水平对消费的长期边际效应略大于短期边际效应，而且农村居民消费水平具有趋势效应。收入水平和物价水平对消费水平的长期边际效应大小相当，而收入水平对消费的短期边际效应是物价水平的近2倍。农村物价对消费的边际效应为负，农村居民消费价格的上涨会对消费产生抑制作用。Granger检验表明，农村居民收入水平和物价水平与消费均存在单向Granger因果关系，滞后1期时，海南农村居民消费水平同时受收入水平和物价水平的影响。
增加农民收入是促进农村居民消费的根本途径。从农村居民实际人均收入增速来看，2004年以来，海南农村居民人均实际纯收入增速大致呈直线变化趋势，没有出现较大波动。2016年海南政府工作报告中也指出，要把“三农”工作作为重中之重，加大强农惠农富农力度，破解“三农”难题，积极推进农业现代化，扎实做好脱贫开发工作，提高社会主义新农村建设水平。要加强农民职业培训，加大提升农民教育水平；健全社会保障体系，促进城乡一体化发展；完善农村基础设施建设，如道路、供电、网络、以及农村金融体系建设，提升农村居民医疗条件。发展乡村游、以旅游带动特色高效农业发展，打造旅游特色乡镇，吸引更多资本入驻乡村，为农民就地、就近提供更多就业机会。
平抑农村消费品价格水平，有利于促进农村居民消费水平的提升。消费品价格对农村居民的消费水平的影响程度等同于收入水平，表明农村居民对于消费品价格的反映更为敏感。实际上，以1985年物价指数为100，自2003年以后，农村居民消费价格指数开始明显大于城镇居民消费价格指数，且有差距越来越大的趋势，2014年前者高出82个百分点。2006年以后，城乡居民实际收入水平差距呈直线增长，2014年绝对差距达到3 084元，2006～2014年，平均每年比上年增加9.55%。由于海南省产业结构单一，大部分生活、生产物资需要从岛外运输，农村居民承担着与城镇居民相同的购买成本。尤其是中部山区，交通不便，运输成本更高。海南省常用耕地仅占土地面积的11.8%，山地占25.4%，丘陵占13.3%，台地占32.6%，陆地平原占28.1%。多山、少平原的地形使海南省农业生产难以形成规模，小农经济成本高，农产品价格下调空间小，甚至本地农产品价格高于外地运输来的农产品价格，使得农村居民消费价格指数大于城镇。海南省应促进农业适度规模经营，推动农业供给侧结构性改革，加快农业转型升级。继续巩固、推进农业“五基地一区”，即国家冬季瓜菜基地、南繁育种基地、热带水果基地、热带作物基地、海洋渔业基地和无规定动物疫病区建设。结合各区域的自身资源优势，创建优势、现代农业示范基地，鼓励品牌农业发展，促进品牌产品生产基地规模化发展和生产能力提升。通过强化农产品流通设施建设，降低流通成本，实现对农村居民消费品价格的有效控制，解决提升农村居民消费水平的根本性问题。 3.2 提升城镇居民消费水平的措施
对城镇居民消费水平影响显著的因素只有收入水平。城镇居民消费水平由收入水平唯一决定，城镇居民收入对消费的短期边际效应大于长期。城镇居民收入水平对消费水平影响较为迅速。事实上，2006年以来，海南城镇居民实际人均可支配收入增速在逐年下降。2014年海南城镇居民收入来源及构成情况为：工资性收入占63.93%，经营性收入占12.93%，财产净收入占9.20%，转移净收入占13.94%，城镇居民收入以工资性收入为主。提升城镇居民工资水平是促进消费的主要途径。通过上调最低工资标准、上调养老金、增加就业率等措施可以提高城镇居民的收入水平；人力资源社会保障部门要完善和落实促进就业政策，实施就业技能提升计划，保障有就业能力的人实现充分就业。
3.3 缩小城乡居民消费差距的措施
对城乡居民消费差距影响显著的有收入差距和储蓄差距。城乡收入差距对消费差距的长期和短期边际效大致相当，短期效应略大于长期，储蓄差距对消费差距的长期、短期边际效应都较小，长期边际效应略大于短期。海南城乡居民消费差距与收入差距、储蓄差距之间不存在Granger因果关系。
海南城乡居民在消费水平上存在较大差距，2002～2014年城乡居民人均消费支出剔除价格因素之后比值基本在3左右。缩小城乡居民消费差距，途径一是缩小城乡收入差距，增加农民收入水平；途径二是缩小储蓄差距，海南省城乡居民人均储蓄存款余额存在较大差距，城镇居民储蓄水平明显高于农村。通过更新城乡居民消费意识，完善政策、改善环境，让群众能消费、敢消费、愿消费，降低城镇居民储蓄率。主要途径是完善社会保障体系，提升公共服务水平。通过建立城乡统一的社会保障体系，提高社会保障水平；完善社会保险制度，巩固健全城乡居民基本养老、医疗保险制度，完善居民大病保险政策；健全现代公共文化服务体系，推进公共文化服务标准化、均等化。加强社会救助体系建设，提高优抚保障水平；政府职能部门要健全住房保障机制，加快构建由公共租赁住房、政策性住房和商品住房组成的多层次住房供应体系，降低常住居民居住成本；加大教育经费投入，提升教育水平，改善农村教育落后的局面，切实抓好“菜篮子”工程，完善物价补贴政策，使居民无后顾之忧，储蓄率自然会下降。
导致城乡居民消费水平的差异性的根本原因是城乡二元经济结构。城镇化的健康发展为经济发展提供持久动力，会优化这种二元经济结构，推进城乡一体化进程。李丽忍等[18]认为我国城乡居民收入差距演变趋势的拐点出现在镇化率为51.4%的水平，我国城乡居民收入差距在2011年已经进入拐点，要缩小我国城乡居民收入差距，要用政府政策措施继续推进城镇化建设。近两年来，海南常住人口城镇化率低于全国平均水平1个百分点。2014年海南城镇化率53.76%，低于全国城镇化率54.77%。2015年海南城镇化率55.12%，低于全国城镇化率56.10%。2014年我国户籍人口城镇化率35.90%，海南户籍人口城镇化率37.70%，自2004年以来一直保持在这个水平，从户籍人口城镇化率角度，海南高于全国平均水平。海南人口分布不均衡，东部、沿海集中，中部人口稀少。2014年海南常住人口903.48万，东部人口占54.00%，其中海口和三亚2市占32.57%，中部人口较少，占12.76%，西部占33.24%。然而城镇化率的提高并不一定会缩小城乡收入差距[19]，对于经济欠发达、城镇化水平低的地区来说，城镇化率的提高有可能进一步扩大城乡收入差距。海南户籍人口城镇化率与城乡收入差距之间呈相关关系，表明目前海南城镇化率的提高会扩大城乡收入差距。在提升城镇化率的同时，应因地制宜，花大力气抓好经济内涵建设，
切实提高城乡居民收入水平，以经济的发展带动人口的自然城镇化变迁。海南第一产业从业人口数从1992年开始下降，直到2005年才逐渐恢复到下降前的水平，之后一直缓慢增长，第二产业从业人口数增长缓慢，而第三产业从业人口数从1992年开始呈指数增长趋势，到2014年达到226.86万，超过了第一产业从业人口数，表明大量劳动力从农村转移到了城镇。人口的大量转移会带来一些列的社会问题。城市规模的膨胀给城市公共服务、环境治理等带来一些列问题。农村的人口的衰退更不利于农村经济的持久发展，琼海“不砍树、不占田、不拆房，就地城镇化”的经验值得推广。
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关键词 误差修正模型；逐步回归；Granger检验；城乡居民；消费水平差异性
中图分类号 S-9；O213文献标识码 A文章编号 0517-6611（2016）26-0204-06
Abstract According to data of urban and rural residents’ per capita consumption， per capita income， consumer price index （CPI） and etc. in Hainan Province from 1985 to 2014， the main factors affecting consumption level and gap of urban and rural residents in Hainan Province were discussed. Stepwise regression was used to select main variables and eliminate the multicollinearity， and it was found that both income level and CPI affected rural residents’ consumption. Only income level affected urban residents’ consumption， which accorded with the Absolute Income Hypothesis. The differences between urban and rural residents in level of income and deposit had significant effects on their consumption gap， which accorded with the Life-Cycle Hypothesis. Error correction models were established to explore the marginal effects of corresponding factors on consumption. The results showed that the long-term marginal effect of income level and CPI on rural residents’ consumption was larger than the short-term marginal effect. On the contrary， the short-term marginal effect of income level on urban residents’ consumption was larger than the long-term marginal effect. The short-term marginal effect of rural-urban income gap on consumption gap was slightly larger than the long-term marginal effect， but the long-term and short-term marginal effects of deposit gap on consumption gap were small， and the long-term marginal effect was slightly larger than the short-term marginal effect. Granger causality test could not deny that income and CPI were not granger causality of rural residents’ consumption， also could not deny that income was not Granger causality of urban residents’ consumption； there was no Granger causality relationship among rural-urban income， deposit and consumption. At last some suggestions on how to promote urban and rural residents’ consumption level and narrow the gap between urban and rural consumption were put forward. Key words Error correction model； Stepwise regression； Granger test； Urban and rural residents； Consumption gap
经济增长由消费带动并为消费服务，消费分为内、外两部分。改革开放后，我国主要依靠出口来促进消费，带动了经济的迅猛发展。2008年国际金融危机爆发后，世界各国特别是发展中国家经济基础遭到重创，我国的出口受到了很大影响，促进内需成为保持我国经济稳定增长的重要途径，对我国城乡居民消费水平的研究具有重要意义。我国“十三五”规划的目标要求中指出，到2020年国内生产总值和城乡居民人均收入比2010年翻一番，消费对经济增长贡献明显加大，户籍人口城镇化率加快提高。
第六次人口普查结果显示，我国农村人口占50.32%，农村人口众多，但消费水平低下，难以形成有效的需求，影响了内需的整体规模，严重妨碍了消费对经济增长的拉动作用。
众多学者基于省际面板数据，对农村或城镇居民（城镇居多）收入或消费水平差异性进行分析[1-4]，但我国各地区资源、环境差异较大，经济发展不均衡，难以对每个区域的具体情况进行深入分析。很多学者认为收入是影响城乡居民消费水平的最主要因素，从而将研究的重点放在了收入对消费的影响上[5-8]。城乡二元经济结构可能会导致影响消费水平的因素有所不同，单独考虑收入对消费的影响，可能会导致信息遗漏，使结论分析不全面[9-10]。基于非参数、半参数的模型更适合单变量情形，多变量非参数模型受样本容量限制，难于构建；多元非线性回归模型的解释能力不够，而且无法反映变量的滞后效应[11-13]；VAR模型是针对平稳变量的计量经济模型，而大多数经济变量均是不平稳的，利用差分后的数据建立VAR，模型的实际意义很难解释。误差修正模型是适合非平稳时序变量的计量经济模型，可以反映出变量之间的长期和短期变动规律。
海南省作为我国最大的经济特区，经济发展水平在国内尚属落后地区。1985年以来，海南城乡居民消费差距不断扩大，城乡居民人均消费支出剔除价格因素之后比值由 1985年的2.23增长至2014年的2.89，1995年甚至达到4.38，2002～2012年基本在3.50左右，海南城乡居民在消费水平上存在较大差距。笔者运用逐步回归分析方法探索显著影响城乡居民消费水平的因素，利用误差修正模型筛选影响城乡居民消费水平差距的因素，探寻拉动城乡居民消费、缩小城乡消费差距的主要措施。
1 数据来源与研究方法
1.1 数据来源
从1991～2015年《海南统计年鉴》中搜集与消费水平可能相关的数据[14-15]。以生活消费代表城乡居民消费水平，并分别利用城乡居民消费价格指数进行平减；以人均地区生产总值为衡量海南经济发展水平因素，并用海南GDP指数（以1985年为100）进行平减，得到海南实际人均地区生产总值（元）；收入水平因素分别用农村居民家庭人均纯收入和城镇居民家庭人均可支配收入代替，分别利用城乡居民消费价格指数进行平减；以恩格尔系数代表城乡居民生活水平；城乡居民消费总量以社会消费品零售总额代替，并利用城乡居民消费价格指数进行平减；城乡人口规模以农业和非农人口代替；储蓄水平以城乡居民储蓄存款人均余额代替，利用城乡居民消费价格指数进行平减；投资水平以固定资产投资总额代替，按GDP指数（以1985年为100）进行平减；物价水平以城乡居民消费价格指数代替；城乡消费、收入等差距指标利用城镇相关因素对应减去农村相关因素计算得到，相关因素和命名见表1。
1.2 研究思路与方法
根据“数据驱动”方法论，以从实际出发为原则，选取与城乡居民消费水平可能相关的8个因素，为了尽量避免样本容量不太大的限制（海南建省比较晚），首先采用逐步回归分析进行降维处理，分别筛选出对海南农村、城镇居民消费水平影响显著的因素，然后进行协整分析，确立符合经济学理论的关于消费水平的协整方程，进一步建立城镇和农村消费水平的向量误差修正模型，并分析各因素对消费水平的长期、短期边际效应，通过比较，确定影响城乡居民消费水平因素的差异性。结合海南经济发展特点，探索促进海南城乡居民消费的对策。同时，对城乡消费差距影响因素进行筛选，建立误差修正模型，分析各因素对海南城乡居民消费差距的边际效应，寻求缩小海南城乡居民消费差距的途径。
该研究的数据处理、模型建立和检验分析通过Eviews 8.0及SPSS20.0完成。
2 结果与分析
2.1 城乡居民消费水平影响因素分析
2.1.1 农村居民消费水平影响因素分析。
（1）因素筛选。
以农村居民消费水平为因变量，表1涉及农村居民7个因素和经济发展水平因素xt，海南省实际人均GDP共计8个因素为自变量，利用SPSS20.0进行逐步回归，剩余3个变量（表2），得模型（1）：
yst=113.906+0.029xt+0.692s1t-0.692s7t（1）
P值=（0.001 0.0040.000 0.000）
修正后的判定系数 2=0.984，F=577.246，回归系数均显著。对残差进行检验，结果显示：JB统计量值为4.03，相伴概率为0.133，残差服从正态分布；自相关性检验滞后12期时，相伴概率均大于0.残差不存在自相关性。
White检验结果表明，残差不存在异方差性。xt与s1t的VIF值均大于10，表明二者存在多重共线性。
（2）农村消费水平协整方程。
存在多重共线性的模型不适合做结构性分析。在模型（1）中删去x，进一步对yst、s1t、s7t进行平稳性检验，结果显示yst、s1t、s7t均一阶单整（表3）。引入趋势项后，各变量回归系数在5%显著性水平下显著， 2=0.98，DW=1.52，无法判断自相关性，利用Q检验法，滞后12期相伴概率均大于0.残差不存在自相关性。农村消费水平受收入水平、价格指数影响，且具有趋势效应。农村消费水平协整方程为： yst=67.029 3+6.125 4t+0.856 1s1t-0.850 6s7t（2）
P值=（0.006 3 0.037 00.000 0 0.000 0）
（3）农村消费水平误差修正模型。
模型（2）残差平稳（表3），yst、s1t、s7t之间可能存在协整关系。另外，采用Johansen检验法进行协整检验[16]，但此方法需要确定滞后阶数。由于yst、s1t、s7t均一阶单整，通过建立无约束的VAR模型，选择滞后4期时，根据VAR滞后阶数选择标准（表4），确定最优滞后阶数为1阶，Johansen协整检滞后阶数为0，常数项和趋势项，结果见表5，在10%显著性水平下，yst、s1t、s7t之间存在一个协整关系，模型（2）作为协整方程。滞后1阶的Granger检验表明（表6），在5%显著性水平下，不能拒绝s1t不是yst Granger原因的假设；在10%显著性水平下，不能拒绝s7t不是yst Granger原因的假设。由此认为海南农村居民消费水平在时间上受收入水平和物价水平滞后1期的影响。
由于不带约束的VAR最优滞后阶数为1阶，误差修正模型不包含差分滞后项，将模型（2）残差作为误差修正项，建立农村居民消费水平的误差修正模型：
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）
模型（3）的 2=0.74，DW=2.000 5，残差正态分布，不存在自相关性，White检验表明，在5%显著性水平下残差存在异方差性。采用加权最小二乘估计消除异方差性，以误差项标准误差倒数为权重[17]，得修正后的误差修正模型：
Δyst=0.804 4Δs1t-0.321 6Δs7t-0.713 1ecm（t-1）（4）
P值=（0.000 00.000 00.000 7）
模型（4）回归系数均显著， 2=0.9DW=1.677 4，残差不存在自相关性，且符合正态分布；White检验表明，模型（4）不存在异方差性。海南农村居民收入对消费的短期边际效应为0.804 4，长期边际效应为0.856 农村居民收入对消费的长期边际效应略大于短期边际效应；时间对农村居民消费水平具有长期趋势效应，每年人均消费增加约6元；价格水平对消费的短期边际效应为-0.321 6，长期边际效应为-0.850 6，价格对农村居民消费水平长期效应较大；误差修正项系数为负，符合误差项的反向机制原则。当短期波动偏离长期均衡时，将以71.31%的调整力度将非均衡状态调到均衡状态，使农村居民收入、价格水平与消费水平之间的关系回到长期均衡状态。
2.1.2 城镇居民消费水平影响因素分析。
（1）变量筛选。
采用逐步回归法筛选变量，7个自变量仅xt、c1t，被保留下来，xt与c1t共线性严重，剔除掉xt后，加入AR（1）项，以消除自相关性，得到城镇消费函数：
yct=150.212 7+0.674 5 c1t（5）
P值=（0.000 0 0.000 0）
模型（5）的 2=0.997，DW=2.288 8，F=4 721.096，残差正态分布，不存在自相关性。该模型符合凯恩斯提出的绝对收入假说，认为消费由收入唯一决定，即：
Ct=α+βYt+ε（α>0，0<β<1）（6）
式中，Ct为第t期消费；Yt为第t期收入；α为自发性消费；β为收入的边际消费倾向。从理论上，可以认为海南城镇居民消费水平由收入唯一决定。
（2）城镇居民消费水平与收入水平的协整检验。
ADF单位根检验结果见表7。由表7可知，yct、c1t一阶单整，模型（5）残差平稳，yct、c1t存在协整关系。模型（5）即为城镇消费水平协整方程。
（3）城镇居民消费水平误差修正模型。
yct、ct一阶单整，模型（5）残差平稳，由E-G两步法构建yct的误差修正模型：
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）
模型（7） 2=0.827，DW=1.593 0，不存在自相关性，残差呈正态性检验JB=0.28，相伴概率为0.87，认为残差正态分布；异方差性检验White统计量相伴概率0.226 7，不存在异方差。海南城镇居民收入对消费的短期边际效应为0.703 5，长期边际效应为0.674 5。模型（7）修正项系数为负，在10%显著性水平下显著，符合误差项的反向机制原则。当短期波动偏离长期均衡时，将以40.17%的调整力度将非均衡状态调回到均衡状态，使城镇居民收入与消费水平之间的关系回到长期均衡状态。收入对消费的短期边际效应略大于长期。
根据表8，确定滞后阶数为1阶，Granger因果检验结果见表9。在10%显著性水平下，拒绝c1t不是yct的Granger原因的假设，不能拒绝yct不是c1t的Granger原因的假设。认为海南城镇居民消费水平和收入水平存在单向的因果关系，收入水平是消费水平的Granger原因。
2.2 城乡居民消费差距影响因素分析
从城乡整体趋势看，收入差距和消费差距在不断加大；1998年之后农村恩格尔系数开始高于城镇，农村居民生活水平一直低于城镇居民，2010年以后，差距逐渐缩小；社会消费品零售总额差距从2010年开始增幅较大；农业人口数一直高于非农人口数，2003年以后差距变小，城乡人口呈递增趋势；居民储蓄存款人均余额城镇远高于农村；固定资产投资总额城镇远高于农村；2003年以来农村居民消费价格指数开始显著高于城镇。 2.2.1 因素筛选。
利用逐步回归筛选对海南城乡消费水平差距影响显著的因素，x1t、x5t被保留下来，逐步回归模型VIF=5.59，不存在多重共线性，White检验在1%显著性水平下不存在异方差性，但存在自相关性。加入AR（1）项之后，建立模型（8）：
t=0.628 0x1t+0.047 5x5t（8）
P值=（0.000 00.000 0）
模型（8）的 2=0.99，残差呈正态分布，Q检验在10%显著性水平下第2～12期不存在自相关性。20世纪50年代，莫迪利安尼提出了著名的“生命周期理论”，认为指出消费者在更长的时间范围内计划消费开支，其现期消费不仅与其一生全部预期收入有关，还与消费者已有的财富及年龄有关。忽略年龄因素，生命周期假说的近似形式为：
Ct=αAt+βYt+εt（0<α<0<β<1）（9）
式中，At表示现有财产；Yt表示收入；α表示财产的边际消费倾向；β表示收入的边际消费倾向。模型（8）符合生命周期假说的近似形式，该模型的确定具有理论依据。海南城乡居民消费差距同时受收入差距和储蓄差距的影响，但储蓄差距对消费差距的边际效应较小。
2.2.2 平稳性检验。
ADF检验结果见表10。从表10可看出，yt、x1t、x5t均一阶单整，模型（8）残差平稳。海南城乡消费差距、收入差距、储蓄差距之间可能存在长期协整关系。
2.2.3 消费差距误差修正模型。
采用Johansen协整检验法
检验yt 、x1t、x5t的协整关系。由于yt 、x1t、x5t均一阶单整，建立无约束的VAR模型，选择滞后4期时，确定最优滞后阶数为1阶，Johansen协整检滞后阶数为0，不包含常数项和趋势项，结果表明在5%显著性水平下，存在2个协整关系。yt的误差修正模型不包含差分滞后项：
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
模型（9）的 2=0.80，DW=1.9残差呈正态分布，Q检验在10%显著性水平下直至9期不存在自相关性；White检验
结果显示，不存在异方差性。海南城乡居民收入差距对消费差距的短期边际效应为0.677 1，长期边际效应为0.628 0；储蓄差距对消费差距的短期边际效应为0.031 2，长期边际效应为0.047 5。收入差距对消费差距的长期和短期边际效应大致相当，短期效应略大于长期；储蓄差距对消费差距的长期、短期边际效应都较小，长期边际效应略大于短期，模型（9）修正项系数为负，符合误差项的反向机制原则。当短期波动偏离长期均衡时，将以55%的调整力度将非均衡状态调回到均衡状态，使城乡居民消费差距与收入差距和储蓄差距之间的关系回到长期均衡状态。滞后1阶的Granger因果关系检验表明，消费差距与收入差距和储蓄差距之间不存在因果关系。
3 结论与对策
通过逐步回归，有效地降低了模型维数，筛选出对消费水平影响显著的因素，同时也降低了因样本容量有限而给计量经济模型的建立带来的困难。确立的协整方程的具有理论支撑，使误差修正模型的结论更为可靠。影响海南城乡居民消费水平的因素及其影响效果有所不同（表11）。收入和物价对农村居民消费水平的长期边际效应大于短期。而收入水平对城镇居民消费水平的短期边际效应大于长期。收入差距和储蓄差距显著影响消费差距。表明海南城乡居民在消费习惯、消费能力、收入来源等方面存在着差异性，激励城乡居民提升消费水平，缩小城乡消费差距，应抓住根源，才能找到针对性强、有效的措施。
3.1 提升农村居民消费水平的措施
对农村居民消费水平影响显著的因素有收入水平和价格以及时间趋势，农村居民收入和物价水平对消费的长期边际效应略大于短期边际效应，而且农村居民消费水平具有趋势效应。收入水平和物价水平对消费水平的长期边际效应大小相当，而收入水平对消费的短期边际效应是物价水平的近2倍。农村物价对消费的边际效应为负，农村居民消费价格的上涨会对消费产生抑制作用。Granger检验表明，农村居民收入水平和物价水平与消费均存在单向Granger因果关系，滞后1期时，海南农村居民消费水平同时受收入水平和物价水平的影响。
增加农民收入是促进农村居民消费的根本途径。从农村居民实际人均收入增速来看，2004年以来，海南农村居民人均实际纯收入增速大致呈直线变化趋势，没有出现较大波动。2016年海南政府工作报告中也指出，要把“三农”工作作为重中之重，加大强农惠农富农力度，破解“三农”难题，积极推进农业现代化，扎实做好脱贫开发工作，提高社会主义新农村建设水平。要加强农民职业培训，加大提升农民教育水平；健全社会保障体系，促进城乡一体化发展；完善农村基础设施建设，如道路、供电、网络、以及农村金融体系建设，提升农村居民医疗条件。发展乡村游、以旅游带动特色高效农业发展，打造旅游特色乡镇，吸引更多资本入驻乡村，为农民就地、就近提供更多就业机会。
平抑农村消费品价格水平，有利于促进农村居民消费水平的提升。消费品价格对农村居民的消费水平的影响程度等同于收入水平，表明农村居民对于消费品价格的反映更为敏感。实际上，以1985年物价指数为100，自2003年以后，农村居民消费价格指数开始明显大于城镇居民消费价格指数，且有差距越来越大的趋势，2014年前者高出82个百分点。2006年以后，城乡居民实际收入水平差距呈直线增长，2014年绝对差距达到3 084元，2006～2014年，平均每年比上年增加9.55%。由于海南省产业结构单一，大部分生活、生产物资需要从岛外运输，农村居民承担着与城镇居民相同的购买成本。尤其是中部山区，交通不便，运输成本更高。海南省常用耕地仅占土地面积的11.8%，山地占25.4%，丘陵占13.3%，台地占32.6%，陆地平原占28.1%。多山、少平原的地形使海南省农业生产难以形成规模，小农经济成本高，农产品价格下调空间小，甚至本地农产品价格高于外地运输来的农产品价格，使得农村居民消费价格指数大于城镇。海南省应促进农业适度规模经营，推动农业供给侧结构性改革，加快农业转型升级。继续巩固、推进农业“五基地一区”，即国家冬季瓜菜基地、南繁育种基地、热带水果基地、热带作物基地、海洋渔业基地和无规定动物疫病区建设。结合各区域的自身资源优势，创建优势、现代农业示范基地，鼓励品牌农业发展，促进品牌产品生产基地规模化发展和生产能力提升。通过强化农产品流通设施建设，降低流通成本，实现对农村居民消费品价格的有效控制，解决提升农村居民消费水平的根本性问题。 3.2 提升城镇居民消费水平的措施
对城镇居民消费水平影响显著的因素只有收入水平。城镇居民消费水平由收入水平唯一决定，城镇居民收入对消费的短期边际效应大于长期。城镇居民收入水平对消费水平影响较为迅速。事实上，2006年以来，海南城镇居民实际人均可支配收入增速在逐年下降。2014年海南城镇居民收入来源及构成情况为：工资性收入占63.93%，经营性收入占12.93%，财产净收入占9.20%，转移净收入占13.94%，城镇居民收入以工资性收入为主。提升城镇居民工资水平是促进消费的主要途径。通过上调最低工资标准、上调养老金、增加就业率等措施可以提高城镇居民的收入水平；人力资源社会保障部门要完善和落实促进就业政策，实施就业技能提升计划，保障有就业能力的人实现充分就业。
3.3 缩小城乡居民消费差距的措施
对城乡居民消费差距影响显著的有收入差距和储蓄差距。城乡收入差距对消费差距的长期和短期边际效大致相当，短期效应略大于长期，储蓄差距对消费差距的长期、短期边际效应都较小，长期边际效应略大于短期。海南城乡居民消费差距与收入差距、储蓄差距之间不存在Granger因果关系。
海南城乡居民在消费水平上存在较大差距，2002～2014年城乡居民人均消费支出剔除价格因素之后比值基本在3左右。缩小城乡居民消费差距，途径一是缩小城乡收入差距，增加农民收入水平；途径二是缩小储蓄差距，海南省城乡居民人均储蓄存款余额存在较大差距，城镇居民储蓄水平明显高于农村。通过更新城乡居民消费意识，完善政策、改善环境，让群众能消费、敢消费、愿消费，降低城镇居民储蓄率。主要途径是完善社会保障体系，提升公共服务水平。通过建立城乡统一的社会保障体系，提高社会保障水平；完善社会保险制度，巩固健全城乡居民基本养老、医疗保险制度，完善居民大病保险政策；健全现代公共文化服务体系，推进公共文化服务标准化、均等化。加强社会救助体系建设，提高优抚保障水平；政府职能部门要健全住房保障机制，加快构建由公共租赁住房、政策性住房和商品住房组成的多层次住房供应体系，降低常住居民居住成本；加大教育经费投入，提升教育水平，改善农村教育落后的局面，切实抓好“菜篮子”工程，完善物价补贴政策，使居民无后顾之忧，储蓄率自然会下降。
导致城乡居民消费水平的差异性的根本原因是城乡二元经济结构。城镇化的健康发展为经济发展提供持久动力，会优化这种二元经济结构，推进城乡一体化进程。李丽忍等[18]认为我国城乡居民收入差距演变趋势的拐点出现在镇化率为51.4%的水平，我国城乡居民收入差距在2011年已经进入拐点，要缩小我国城乡居民收入差距，要用政府政策措施继续推进城镇化建设。近两年来，海南常住人口城镇化率低于全国平均水平1个百分点。2014年海南城镇化率53.76%，低于全国城镇化率54.77%。2015年海南城镇化率55.12%，低于全国城镇化率56.10%。2014年我国户籍人口城镇化率35.90%，海南户籍人口城镇化率37.70%，自2004年以来一直保持在这个水平，从户籍人口城镇化率角度，海南高于全国平均水平。海南人口分布不均衡，东部、沿海集中，中部人口稀少。2014年海南常住人口903.48万，东部人口占54.00%，其中海口和三亚2市占32.57%，中部人口较少，占12.76%，西部占33.24%。然而城镇化率的提高并不一定会缩小城乡收入差距[19]，对于经济欠发达、城镇化水平低的地区来说，城镇化率的提高有可能进一步扩大城乡收入差距。海南户籍人口城镇化率与城乡收入差距之间呈相关关系，表明目前海南城镇化率的提高会扩大城乡收入差距。在提升城镇化率的同时，应因地制宜，花大力气抓好经济内涵建设，
切实提高城乡居民收入水平，以经济的发展带动人口的自然城镇化变迁。海南第一产业从业人口数从1992年开始下降，直到2005年才逐渐恢复到下降前的水平，之后一直缓慢增长，第二产业从业人口数增长缓慢，而第三产业从业人口数从1992年开始呈指数增长趋势，到2014年达到226.86万，超过了第一产业从业人口数，表明大量劳动力从农村转移到了城镇。人口的大量转移会带来一些列的社会问题。城市规模的膨胀给城市公共服务、环境治理等带来一些列问题。农村的人口的衰退更不利于农村经济的持久发展，琼海“不砍树、不占田、不拆房，就地城镇化”的经验值得推广。
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