海南省城鄉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

三亞學院理工學院，海南三亞 572022)

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海南省城鄉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

三亞學院理工學院，海南三亞 572022)

根據1985～2014年海南省城鄉居民人均消費、人均收入、消費價格指數等數據，探索影響海南城鄉居民消費水平和消費差距的主要因素。利用逐步回歸進行變量篩選，消除多重共線性，發現農村居民消費水平受收入水平和價格水平的影響顯著；城鎮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果表明：收入和物價對農村居民消費水平的長期邊際效應大于短期；收入對城鎮居民消費水平的短期邊際效應大于長期。消費差距的誤差修正模型結果表明：城鄉收入差距對消費差距的短期效應略大于長期；儲蓄差距對消費差距的長期、短期邊際效應都較小，長期邊際效應略大于短期。Granger檢驗結果表明，農村居民收入水平、物價水平與消費水平、城鎮居民收入水平與消費水平之間存在單向Granger因果關系；消費差距與收入差距、儲蓄差距之間不存在Granger因果關系。進一步提出了促進城鄉居民消費、縮小城鄉消費差距的措施。

誤差修正模型；逐步回歸；Granger檢驗；城鄉居民；消費水平差異性

經濟增長由消費帶動并為消費服務，消費分為內、外兩部分。改革開放后，我國主要依靠出口來促進消費，帶動了經濟的迅猛發展。2008年國際金融危機爆發后，世界各國特別是發展中國家經濟基礎遭到重創，我國的出口受到了很大影響，促進內需成為保持我國經濟穩定增長的重要途徑，對我國城鄉居民消費水平的研究具有重要意義。我國“十三五”規劃的目標要求中指出，到2020年國內生產總值和城鄉居民人均收入比2010年翻一番，消費對經濟增長貢獻明顯加大，戶籍人口城鎮化率加快提高。第六次人口普查結果顯示，我國農村人口占50.32%，農村人口眾多，但消費水平低下，難以形成有效的需求，影響了內需的整體規模，嚴重妨礙了消費對經濟增長的拉動作用。

眾多學者基于省際面板數據，對農村或城鎮居民(城鎮居多)收入或消費水平差異性進行分析[1-4]，但我國各地區資源、環境差異較大，經濟發展不均衡，難以對每個區域的具體情況進行深入分析。很多學者認為收入是影響城鄉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]。城鄉二元經濟結構可能會導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，可能會導致信息遺漏，使結論分析不全面[9-10]。基于非參數、半參數的模型更適合單變量情形，多變量非參數模型受樣本容量限制，難于構建；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[11-13]；VAR模型是針對平穩變量的計量經濟模型，而大多數經濟變量均是不平穩的，利用差分后的數據建立VAR，模型的實際意義很難解釋。誤差修正模型是適合非平穩時序變量的計量經濟模型，可以反映出變量之間的長期和短期變動規律。

海南省作為我國最大的經濟特區，經濟發展水平在國內尚屬落后地區。1985年以來，海南城鄉居民消費差距不斷擴大，城鄉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年甚至達到4.38，2002～2012年基本在3.50左右，海南城鄉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居民消費水平的因素，利用誤差修正模型篩選影響城鄉居民消費水平差距的因素，探尋拉動城鄉居民消費、縮小城鄉消費差距的主要措施。

1　數據來源與研究方法

1.1數據來源從1991～2015年《海南統計年鑒》中搜集與消費水平可能相關的數據[14-15]。以生活消費代表城鄉居民消費水平，并分別利用城鄉居民消費價格指數進行平減；以人均地區生產總值為衡量海南經濟發展水平因素，并用海南GDP指數(以1985年為100)進行平減，得到海南實際人均地區生產總值(元)；收入水平因素分別用農村居民家庭人均純收入和城鎮居民家庭人均可支配收入代替，分別利用城鄉居民消費價格指數進行平減；以恩格爾系數代表城鄉居民生活水平；城鄉居民消費總量以社會消費品零售總額代替，并利用城鄉居民消費價格指數進行平減；城鄉人口規模以農業和非農人口代替；儲蓄水平以城鄉居民儲蓄存款人均余額代替，利用城鄉居民消費價格指數進行平減；投資水平以固定資產投資總額代替，按GDP指數(以1985年為100)進行平減；物價水平以城鄉居民消費價格指數代替；城鄉消費、收入等差距指標利用城鎮相關因素對應減去農村相關因素計算得到，相關因素和命名見表1。

表1　相關因素和符號說明

1.2研究思路與方法根據“數據驅動”方法論，以從實際出發為原則，選取與城鄉居民消費水平可能相關的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行降維處理，分別篩選出對海南農村、城鎮居民消費水平影響顯著的因素，然后進行協整分析，確立符合經濟學理論的關于消費水平的協整方程，進一步建立城鎮和農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，通過比較，確定影響城鄉居民消費水平因素的差異性。結合海南經濟發展特點，探索促進海南城鄉居民消費的對策。同時，對城鄉消費差距影響因素進行篩選，建立誤差修正模型，分析各因素對海南城鄉居民消費差距的邊際效應，尋求縮小海南城鄉居民消費差距的途徑。

該研究的數據處理、模型建立和檢驗分析通過Eviews8.0及SPSS20.0完成。

2　結果與分析

2.1城鄉居民消費水平影響因素分析

2.1.1農村居民消費水平影響因素分析。

(1)因素篩選。以農村居民消費水平為因變量，表1涉及農村居民7個因素和經濟發展水平因素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)農村消費水平誤差修正模型。模型(2)殘差平穩(表3)，yst、s1t、s7t之間可能存在協整關系。另外，采用Johansen檢驗法進行協整檢驗[16]，但此方法需要確定滯后階數。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VAR滯后階數選擇標準(表4)，確定最優滯后階數為1階，Johansen協整檢滯后階數為0，常數項和趨勢項，結果見表5，在10%顯著性水平下，yst、s1t、s7t之間存在一個協整關系，模型(2)作為協整方程。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；在10%顯著性水平下，不能拒絕s7t不是ystGranger原因的假設。由此認為海南農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　農村消費水平有關變量單位根檢驗結果

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

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

表4　農村消費水平Granger檢驗滯后階數選擇標準

注：*表示該項指指標通過檢驗。

Note：*Standfortheprojectthroughthetest.

表5　農村消費水平Johansen協整檢驗結果

表6　農村消費水平Granger檢驗結果

由于不帶約束的VAR最優滯后階數為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共線性嚴重，剔除掉xt后，加入AR(1)項，以消除自相關性，得到城鎮消費函數：

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為自發性消費；β為收入的邊際消費傾向。從理論上，可以認為海南城鎮居民消費水平由收入唯一決定。

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

表7　城鎮消費水平有關變量單位根檢驗結果

注：(C，T，L)分別代表截距項，趨勢項，滯后截斷參數，滯后截斷參數依據SIC準則確定，最大滯后階數為7。

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

(3)城鎮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，由E-G兩步法構建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)

根據表8，確定滯后階數為1階，Granger因果檢驗結果見表9。在10%顯著性水平下，拒絕c1t不是yct的Granger原因的假設，不能拒絕yct不是c1t的Granger原因的假設。認為海南城鎮居民消費水平和收入水平存在單向的因果關系，收入水平是消費水平的Granger原因。

2.2城鄉居民消費差距影響因素分析從城鄉整體趨勢看，收入差距和消費差距在不斷加大；1998年之后農村恩格爾系數開始高于城鎮，農村居民生活水平一直低于城鎮居民，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；農業人口數一直高于非農人口數，2003年以后差距變小，城鄉人口呈遞增趨勢；居民儲蓄存款人均余額城鎮遠高于農村；固定資產投資總額城鎮遠高于農村；2003年以來農村居民消費價格指數開始顯著高于城鎮。

2.2.1因素篩選。利用逐步回歸篩選對海南城鄉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城鎮消費水平Granger檢驗滯后階數選擇標準

Table8ChoicecriteriaoflagorderinGrangertestofurbanconsumptionlevel

滯后階數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：*表示該項指標通過檢驗。

Note:*Standfortheprojectthroughthetest.

表9　城鎮消費水平Granger檢驗

Ct=αAt+βYt+εt(0<α<1,0<β<1)

(9)

式中，At表示現有財產；Yt表示收入；α表示財產的邊際消費傾向；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。海南城鄉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較小。

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

2.2.3消費差距誤差修正模型。采用Johansen協整檢驗法檢驗yt、x1t、x5t的協整關系。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，確定最優滯后階數為1階，Johansen協整檢滯后階數為0，不包含常數項和趨勢項，結果表明在5%顯著性水平下，存在2個協整關系。yt的誤差修正模型不包含差分滯后項：

表10　消費差距有關變量單位根檢驗結果

注：(C，T，L)分別代表截距項，趨勢項，滯后截斷參數，滯后截斷參數依據SIC準則確定，最大滯后階數為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　誤差修正模型結果對照表

3　結論與對策

通過逐步回歸，有效地降低了模型維數，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濟模型的建立帶來的困難。確立的協整方程的具有理論支撐，使誤差修正模型的結論更為可靠。影響海南城鄉居民消費水平的因素及其影響效果有所不同(表11)。收入和物價對農村居民消費水平的長期邊際效應大于短期。而收入水平對城鎮居民消費水平的短期邊際效應大于長期。收入差距和儲蓄差距顯著影響消費差距。表明海南城鄉居民在消費習慣、消費能力、收入來源等方面存在著差異性，激勵城鄉居民提升消費水平，縮小城鄉消費差距，應抓住根源，才能找到針對性強、有效的措施。

3.1提升農村居民消費水平的措施對農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，農村居民收入和物價水平對消費的長期邊際效應略大于短期邊際效應，而且農村居民消費水平具有趨勢效應。收入水平和物價水平對消費水平的長期邊際效應大小相當，而收入水平對消費的短期邊際效應是物價水平的近2倍。農村物價對消費的邊際效應為負，農村居民消費價格的上漲會對消費產生抑制作用。Granger檢驗表明，農村居民收入水平和物價水平與消費均存在單向Granger因果關系，滯后1期時，海南農村居民消費水平同時受收入水平和物價水平的影響。

增加農民收入是促進農村居民消費的根本途徑。從農村居民實際人均收入增速來看，2004年以來，海南農村居民人均實際純收入增速大致呈直線變化趨勢，沒有出現較大波動。2016年海南政府工作報告中也指出，要把“三農”工作作為重中之重，加大強農惠農富農力度，破解“三農”難題，積極推進農業現代化，扎實做好脫貧開發工作，提高社會主義新農村建設水平。要加強農民職業培訓，加大提升農民教育水平；健全社會保障體系，促進城鄉一體化發展；完善農村基礎設施建設，如道路、供電、網絡、以及農村金融體系建設，提升農村居民醫療條件。發展鄉村游、以旅游帶動特色高效農業發展，打造旅游特色鄉鎮，吸引更多資本入駐鄉村，為農民就地、就近提供更多就業機會。

平抑農村消費品價格水平，有利于促進農村居民消費水平的提升。消費品價格對農村居民的消費水平的影響程度等同于收入水平，表明農村居民對于消費品價格的反映更為敏感。實際上，以1985年物價指數為100，自2003年以后，農村居民消費價格指數開始明顯大于城鎮居民消費價格指數，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，城鄉居民實際收入水平差距呈直線增長，2014年絕對差距達到3 084元，2006～2014年，平均每年比上年增加9.55%。由于海南省產業結構單一，大部分生活、生產物資需要從島外運輸，農村居民承擔著與城鎮居民相同的購買成本。尤其是中部山區，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業生產難以形成規模，小農經濟成本高，農產品價格下調空間小，甚至本地農產品價格高于外地運輸來的農產品價格，使得農村居民消費價格指數大于城鎮。海南省應促進農業適度規模經營，推動農業供給側結構性改革，加快農業轉型升級。繼續鞏固、推進農業“五基地一區”，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、海洋漁業基地和無規定動物疫病區建設。結合各區域的自身資源優勢，創建優勢、現代農業示范基地，鼓勵品牌農業發展，促進品牌產品生產基地規模化發展和生產能力提升。通過強化農產品流通設施建設，降低流通成本，實現對農村居民消費品價格的有效控制，解決提升農村居民消費水平的根本性問題。

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

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

海南城鄉居民在消費水平上存在較大差距，2002～2014年城鄉居民人均消費支出剔除價格因素之后比值基本在3左右。縮小城鄉居民消費差距，途徑一是縮小城鄉收入差距，增加農民收入水平；途徑二是縮小儲蓄差距，海南省城鄉居民人均儲蓄存款余額存在較大差距，城鎮居民儲蓄水平明顯高于農村。通過更新城鄉居民消費意識，完善政策、改善環境，讓群眾能消費、敢消費、愿消費，降低城鎮居民儲蓄率。主要途徑是完善社會保障體系，提升公共服務水平。通過建立城鄉統一的社會保障體系，提高社會保障水平；完善社會保險制度，鞏固健全城鄉居民基本養老、醫療保險制度，完善居民大病保險政策；健全現代公共文化服務體系，推進公共文化服務標準化、均等化。加強社會救助體系建設，提高優撫保障水平；政府職能部門要健全住房保障機制，加快構建由公共租賃住房、政策性住房和商品住房組成的多層次住房供應體系，降低常住居民居住成本；加大教育經費投入，提升教育水平，改善農村教育落后的局面，切實抓好“菜籃子”工程，完善物價補貼政策，使居民無后顧之憂，儲蓄率自然會下降。

導致城鄉居民消費水平的差異性的根本原因是城鄉二元經濟結構。城鎮化的健康發展為經濟發展提供持久動力，會優化這種二元經濟結構，推進城鄉一體化進程。李麗忍等[18]認為我國城鄉居民收入差距演變趨勢的拐點出現在鎮化率為51.4%的水平，我國城鄉居民收入差距在2011年已經進入拐點，要縮小我國城鄉居民收入差距，要用政府政策措施繼續推進城鎮化建設。近兩年來，海南常住人口城鎮化率低于全國平均水平1個百分點。2014年海南城鎮化率53.76%，低于全國城鎮化率54.77%。2015年海南城鎮化率55.12%，低于全國城鎮化率56.10%。2014年我國戶籍人口城鎮化率35.90%，海南戶籍人口城鎮化率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%。然而城鎮化率的提高并不一定會縮小城鄉收入差距[19]，對于經濟欠發達、城鎮化水平低的地區來說，城鎮化率的提高有可能進一步擴大城鄉收入差距。海南戶籍人口城鎮化率與城鄉收入差距之間呈相關關系，表明目前海南城鎮化率的提高會擴大城鄉收入差距。在提升城鎮化率的同時，應因地制宜，花大力氣抓好經濟內涵建設，切實提高城鄉居民收入水平，以經濟的發展帶動人口的自然城鎮化變遷。海南第一產業從業人口數從1992年開始下降，直到2005年才逐漸恢復到下降前的水平，之后一直緩慢增長，第二產業從業人口數增長緩慢，而第三產業從業人口數從1992年開始呈指數增長趨勢，到2014年達到226.86萬，超過了第一產業從業人口數，表明大量勞動力從農村轉移到了城鎮。人口的大量轉移會帶來一些列的社會問題。城市規模的膨脹給城市公共服務、環境治理等帶來一些列問題。農村的人口的衰退更不利于農村經濟的持久發展，瓊海“不砍樹、不占田、不拆房，就地城鎮化”的經驗值得推廣。

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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

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

孔朝莉(1977- )，女，遼寧葫蘆島人，講師，碩士，從事應用統計與區域經濟研究。

2016-08-05

S-9；O213

A

0517-6611(2016)26-0204-06