基于多元線性回歸模型的湖南省城鄉(xiāng)居民消費差異的影響因素實證研究26464摘要： 410406關(guān)鍵詞： 430466一、引言 4864（一）研究背景 41431（二）研究意義 519375（三）文獻梳理 52848二、湖南省城鄉(xiāng)居民消費差異及變動趨勢 628627（一）居民消費對湖南省經(jīng)濟發(fā)展的拉動作用 64118（二）湖南省城鄉(xiāng)居民消費水平差異 724045(三)湖南省城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)差異 8234151城鄉(xiāng)居民的恩格爾系數(shù)差異 853382城鄉(xiāng)居民消費構(gòu)成差異 9238403基于ELES模型的湖南省城鄉(xiāng)居民需求收入彈性差異 1018350三、湖南省城鄉(xiāng)居民消費差異影響因素實證分析 137127（一）變量選取 132578（二）模型構(gòu)建 1519635（三）模型分析 1613448（四）撰寫結(jié)論 209931四、政策建議 2026601（一）增加農(nóng)村居民收入，穩(wěn)定城鎮(zhèn)居民收入 2023888（二）建立健全農(nóng)村社會保障體系 2015228參考文獻： 23

摘要：本文使用多元線性回歸模型來確定影響湖南省城鄉(xiāng)居民消費差異的因素。首先，通過分析居民消費對湖南省經(jīng)濟影響，湖南省城鄉(xiāng)居民消費水平和結(jié)構(gòu)的差異，從而了解湖南省城鄉(xiāng)居民消費的差異和趨勢。其次，利用1990-2019年的相關(guān)數(shù)據(jù)，建立了湖南省居民消費差異的多元線性回歸模型。研究表明：湖南省城鄉(xiāng)居民收入水平、社會保險基金收入、通貨膨脹率及全國65歲及以上人口比重將影響湖南省城鄉(xiāng)居民消費水平。其中前兩個變量對湖南省居民消費差異影響是正向的，其余兩個則是顯著負向影響。最后，從直接影響消費差異的收入水平和間接影響消費差異的社會保障體系的兩個維度出發(fā)，就如何進一步提高農(nóng)村居民消費水平、減少城鄉(xiāng)消費差異提出相應(yīng)的建議。關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)居民；消費差異；影響因素；多元線性一、引言（一）研究背景經(jīng)濟增長的格局中，內(nèi)需是決定力量，內(nèi)需里面消費又是頂梁柱[1]。從2013年到2019年，中國人均居民消費支出從13220元增加到21210元，增長了約60.4%。2018年，消費對經(jīng)濟增長的貢獻達到64％，明顯高于同期投資和出口的貢獻。當(dāng)人們變得更加富裕時，反映收入分配公平性的基尼系數(shù)仍然很高，這表明中國的貧富差距仍然很大。在我國，收入差距較大的兩個最典型的群體是城市居民和農(nóng)村居民。從2013年中國城鄉(xiāng)居民人平均消費差額的17037元，到2019年的人均26703元，城鄉(xiāng)人均消費差距越來越大。湖南省的城鄉(xiāng)居民人平均消費差額從2013年的9034.7元增加到了2019年的12955.2元。與全國城鄉(xiāng)居民消費差異水平相比，湖南省的消費差異增長速率要慢將近13%，但人均消費差距日益明顯，并逐年增加。（二）研究意義適當(dāng)?shù)氖杖氩罹嗫梢源龠M經(jīng)濟發(fā)展，但是不合理的收入差距將在一定程度上阻礙經(jīng)濟發(fā)展。差距過大會抑制經(jīng)濟和社會發(fā)展，降低低消費群體的消費效用，增加低消費群體之間的不公正感，不利于提高居民的幸福指數(shù)。實現(xiàn)社會正義是中國人民的期望。，雖然收入水平的公平不是絕對的但如果不能解決“縮小差距”的問題，中國經(jīng)濟將失去其可持續(xù)發(fā)展的內(nèi)在動力，時間的延遲還會導(dǎo)致民心的偏差甚至引發(fā)大規(guī)模社會動蕩。因此，如何縮小城鄉(xiāng)居民消費差距成為現(xiàn)階段的一個重要話題。以湖南省為例。以湖南省為例。改革開放以來，湖南省城鄉(xiāng)居民人均消費差距日益明顯，并逐年增加。從絕對值上看，改革之初的人均消費支出差距不是很大。1978年，城鄉(xiāng)居民平均消費差距為149.43元。隨著改革進程的不斷深化，湖南省人均消費差距不斷擴大。如今，2019年城鄉(xiāng)居民的消費差距為12955.2元。從1978年至2019年，比較湖南省城鄉(xiāng)人均消費差距的相對數(shù)量，湖南省城鄉(xiāng)居民的人均消費支出差距逐漸增大，特別是1990年代以來。因此，分析出湖南省城鄉(xiāng)居民消費差距的影響因素，提出相應(yīng)的政策建議，對于指導(dǎo)消費、促進發(fā)展、倡導(dǎo)公平有著有重要的現(xiàn)實意義。（三）文獻梳理國內(nèi)外有關(guān)城鄉(xiāng)居民消費差異的研究有很多，有JohnGiles和KyrongwonYoo[2]、JeongJoonLee和YasuyukiSawada[3]通過對居民消費的儲蓄動機方面研究，結(jié)果表明儲蓄動機影響其消費水平。廖文芳、冷志明和丁建軍[4]研究表明湖南省城鄉(xiāng)居民人均消費支出差距主要受城鄉(xiāng)居民收入差異的影響。李軼鵬[5]研究表明在涉及到中國家庭消費差距時，醫(yī)療保險存在顯著的抑制作用，具體表現(xiàn)為：對醫(yī)療類消費顯著，而對非醫(yī)療消費是不顯著的。李澤宇[6]研究表明經(jīng)濟開放度大于5時，其對城鄉(xiāng)收入差距有著顯著縮小作用，并且，此時政府正向行為會影響經(jīng)濟開放度負向的邊際效應(yīng)，即政府行為會降低經(jīng)濟開放度對城鄉(xiāng)居民收入差距縮小的效率。馬曉河[7]分析影響我國城鄉(xiāng)差距增大的宏觀政策，如積極財政政策的頒布會導(dǎo)致低收入群體和高收入群體機會不平等；向城市傾斜的金融制度和政策導(dǎo)致農(nóng)民貸款本金少、利率高，這極大限制了農(nóng)民的發(fā)展空間和機會。陳小昆、馮詩潔[8]認為財政支出結(jié)構(gòu)是影響居民收入差距的重要因素，其結(jié)構(gòu)中的農(nóng)林、交通、醫(yī)療、教育對城鄉(xiāng)收入差距起到了收斂作用，而行政支出、節(jié)能環(huán)保、社保和就業(yè)、公共安全支出則對城鄉(xiāng)收入差距起到了增大的作用。以上都是從消費者收入、醫(yī)療保險、宏觀政策等個別因素對城鄉(xiāng)消費差距的研究，而不是綜合考慮多種因素的綜合研究。因此，本文從城鄉(xiāng)居民消費的角度，詳細分析了1990年至2019年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，得出了影響湖南省城鄉(xiāng)居民消費差異的許多重要因素，從而在理論研究和實證分析的基礎(chǔ)上歸納總結(jié)相關(guān)的研究結(jié)論，提出有針對性的相關(guān)政策建議，抑制城鄉(xiāng)消費差距，促進經(jīng)濟快速增長的同時兼顧社會公平。二、湖南省城鄉(xiāng)居民消費差異及變動趨勢（一）居民消費對湖南省經(jīng)濟發(fā)展的拉動作用國內(nèi)生產(chǎn)總值常被公認為衡量國家經(jīng)濟狀況的最佳指標(biāo)。用支出法計算GDP，就是核算經(jīng)濟社會（指一個國家或一個地區(qū)）在一定時期內(nèi)消費、投資、政府購買、以及支出這幾個方面支出的總和[9]。公式可寫為：GDP=C+I+G+(X?M)（2.1）其中x為出口，M為進口，C為消費，I為投資，G為政府支出。由式（2.1）知，消費對經(jīng)濟水平上升有直接拉動作用。消費水平的提高直接導(dǎo)致生產(chǎn)總值的增加。其次，由于各個經(jīng)濟部門之間是相互關(guān)聯(lián)的，凱恩斯提出了投資乘數(shù)理論，其公式為：K=1/(1?b）（2.2）式（2.2）k為投資乘數(shù)，b為邊際消費傾向，k與b成正比，即人們越傾向于消費，同樣的投入越能拉動經(jīng)濟的增長。圖2-11978-2019年湖南省居民相關(guān)消費率變化趨勢圖2-21978-2019年湖南省城鄉(xiāng)居民消費率變化趨勢最終消費率是指最終消費支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，居民消費率指居民消費支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重[10]。如圖2-1，自改革開放起，湖南省最終消費率與居民消費率主要呈現(xiàn)下滑走向。從1978-2019年，最終消費率從68.6%變?yōu)榱?7.09%。改革開放后的14年里，其基本在60%-70%之間來回波動，從1992年開始緩慢下跌，2012-2018年有輕微的上升，但仍沒止住下滑趨勢。而且湖南省的城鄉(xiāng)居民消費需求差距明顯，如圖2-2，2019年湖南省居民消費共17180.35億元，占總?cè)丝诒戎?5%的農(nóng)村居民消費額只占該年的26.65%。農(nóng)村居民消費率的接連下降是導(dǎo)致湖南省居民消費率降低的主要原因。雖然在這個過程中城鎮(zhèn)居民消費率不斷上升，但農(nóng)村居民人口占比大。兩者消費率相抵后，湖南省整體居民消費率為下跌走向。湖南省2019年最終消費貢獻率是57.09%，對經(jīng)濟增長的貢獻率為56.6%。2014年以來，湖南省消費對經(jīng)濟增長的貢獻率連續(xù)四年保持在50％以上，對拉動經(jīng)濟增長的作用日益顯著。經(jīng)濟增長實現(xiàn)了由投資拉動為主向消費拉動為主的轉(zhuǎn)變。居民消費對經(jīng)濟增長有重要貢獻作用，1978年至今，湖南省最終消費率和居民消費率卻呈總體下降的趨勢。這種趨勢主要是由于農(nóng)村居民消費率的持續(xù)下降，或者說是城鄉(xiāng)居民消費差距水平的過大所引起的。（二）湖南省城鄉(xiāng)居民消費水平差異圖2-31978-2019年湖南省城鄉(xiāng)居民人均消費水平絕對差異比較圖2-41978-2019年湖南省城鄉(xiāng)居民人均消費水平的差值1978年以來，湖南省城鄉(xiāng)居民消費能力不斷提高（見圖2-3），城鄉(xiāng)居民的消費能力差距也不斷擴大。扣除價格因素，城鎮(zhèn)居民的人均消費水平從1978年的289.56元增加到2019年的26923.99元，是42年前的93倍。農(nóng)村居民的消費水平從1978年的140.07元增加到2019年的13968.8元，實際增長100倍。另外，從圖2-3可以看出，城鄉(xiāng)居民的消費差距正在逐步擴大。原因可以歸因于農(nóng)村居民消費支出的起點較低，而城市居民的起點較高。改革開放以來，湖南省城鄉(xiāng)居民人均消費差異的絕對值從149.49元增加到2019年的12955.23元。從增長速度的角度來看（圖4），差距在1992年之前相對較小，而差距在1992年之后開始擴大，這使得城市和農(nóng)村居民的人均消費水平隨著時間的推移而越來越大。(三)湖南省城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)差異1城鄉(xiāng)居民的恩格爾系數(shù)差異恩格爾系數(shù)是研究居民消費結(jié)構(gòu)的最直接也是最簡單的指標(biāo)。恩格爾系數(shù)（EC）是食品支出總額占個人消費支出總額的比重，是直接反映居民的消費結(jié)構(gòu)水平和生活水平變化的指標(biāo)，可以作為人們貧富程度的指示器[11]。值越小，生活水平越高；值越大，生活水平越低。表2-1湖南省城鄉(xiāng)居民的恩格爾系數(shù)差異（單位：%）年份農(nóng)村恩格爾系數(shù)城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)絕對差值二者數(shù)值比199064.1955.668.521.1531199162.9553.399.551.1789199262.5350.9011.631.2285199361.1047.8313.271.2775199461.1547.7013.451.2819199560.2648.8411.411.2337199659.0448.4810.561.2178199759.3745.7013.671.2992199858.6143.6414.971.3429199958.4840.4618.021.4454200054.2237.2416.971.4557200152.9135.0417.871.5099200252.5035.6216.881.4738200351.9535.8316.121.4500200454.1536.0218.131.5034200551.9935.8316.151.4508200648.5734.9013.671.3917200749.6036.0813.521.3747200851.1839.9211.261.2821200948.9338.5510.381.2693201048.4436.5511.891.3253201145.2436.898.351.2264201243.8637.256.611.1776201334.5931.563.031.0959201434.3030.523.771.1237201532.9131.151.751.0563201631.7129.911.801.0600201730.5328.432.101.0739201829.2027.331.871.0685201928.8127.850.961.0344本表根據(jù)湖南省統(tǒng)計局數(shù)據(jù)整理而得。根據(jù)恩格爾系數(shù)的定義與其判定規(guī)則，并結(jié)合有關(guān)湖南省城鄉(xiāng)居民恩格爾系數(shù)差異的數(shù)據(jù)，解析1990-2019年湖南省城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)發(fā)展。分析如下：恩格爾系數(shù)均呈下降趨勢，居民的消費結(jié)構(gòu)也在不斷升級。1990年的城鄉(xiāng)居民恩格爾系數(shù)分別為55.66％和64.19％，2019年分別為27.85％和28.81％。下降幅度分別為27.81％和35.38％。數(shù)據(jù)的減少表明，糧食購買在城鄉(xiāng)居民總支出中的比例越來越小，人們的生活質(zhì)量越來越好。糧農(nóng)組織制定的標(biāo)準(zhǔn)表明，湖南省城鎮(zhèn)居民從1993年的生活水平進入了小康階段，并于2000年進入了富裕階段。農(nóng)村居民2006年由溫飽階段進入小康階段，2013年才開始進入富裕階段。農(nóng)村比城鎮(zhèn)的發(fā)展進程慢了13年。城鄉(xiāng)之間恩格爾系數(shù)的差距有先擴大后縮小的趨勢。自1990年以來，城市居民的恩格爾系數(shù)一直低于農(nóng)村居民。但是自2011年以來，兩者之間的系數(shù)差異越來越小。到2019年，城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)的差異已降至0.96％。這表明湖南省城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)水平和生活水平差距越來越小2城鄉(xiāng)居民消費構(gòu)成差異消費結(jié)構(gòu)受消費水平的影響。由于城鄉(xiāng)之間的消費差異，導(dǎo)致城鄉(xiāng)之間的消費結(jié)構(gòu)差異。根據(jù)湖南省統(tǒng)計局的分類，居民的消費需求（支出）分為八類：食品煙酒、衣著、居住、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、交通和通訊、文教娛樂用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、其他商品和服務(wù)。本文基于2019年的橫截面數(shù)據(jù)，得圖2-5和圖2-6，其表明了湖南省城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)的差異。2019年，食品煙酒類支出是湖南省城鄉(xiāng)消費在湖南省城鄉(xiāng)消費中排名第一，此類支出中城鄉(xiāng)居民的比例分別為29％和28％。這是農(nóng)村居民人均收入低于城鎮(zhèn)居民的緣故，符合恩格爾定律。此外，農(nóng)村居民在衣著、交通和通訊以及娛樂文教的消費比例低于城鎮(zhèn)居民。城鎮(zhèn)居民的居住消費比例要低于農(nóng)村居民，這是由于城鎮(zhèn)居民購買的房屋在我國的統(tǒng)計口徑中記入投資項目下的緣故。圖2-52019年湖南省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)圖2-62019年湖南省城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)為了研究在城鄉(xiāng)消費結(jié)構(gòu)的差異中哪些差異較大，表現(xiàn)的更明顯，在此引入相對差異率指標(biāo)來衡量[12]。定義為：D=du?d圖2-72019年湖南省居民消費結(jié)構(gòu)差異由圖2-7得，衣著類是城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)差別最大類別，其相對差異率為41.74%。現(xiàn)今，城鎮(zhèn)居民不僅僅滿足于穿好穿暖的基本需求消費，開始發(fā)展追求個性、品味的高層次消費。衣著本身的屬性已經(jīng)不再顯得重要而是成為了人們美化生活、追求時尚的一個標(biāo)志[10]。但對于農(nóng)村居民來說，他們習(xí)慣了與土地打交道，習(xí)慣了便捷實用且相比較而言較為保守，從而對穿著要求不高。其次是其他商品和服務(wù)，此類農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民的差距為34.33%。該種消費主要包括了化妝品、護膚品、金銀珠寶、照相費等奢侈品類費用[10]。由于城鄉(xiāng)收入差距的存在及消費觀念的不同，此種消費差距較為明顯。第三位是醫(yī)療保健。農(nóng)村居民醫(yī)療保健所占比重為11.56%，城鎮(zhèn)居民為8.56%，農(nóng)村比城鎮(zhèn)高出3個百分點。第四位的是文教娛樂用品及服務(wù)類。此種消費主要包括跳舞、輔導(dǎo)班、看電影、購買書籍，其以發(fā)展型消費為重。城鎮(zhèn)居民收益較高，滿足基本的生理和安全需求后，便開始進一步改善生活質(zhì)量。因此，此類消費支出高于農(nóng)村居民。第五位的是居住類。城鄉(xiāng)居民居住消費支出所占比分別為：20.23%和22.57%，城鄉(xiāng)差距約2%。且兩者的相對差異率也相差10.35%由于自建房屋在農(nóng)村地區(qū)較為普遍，但其成本卻高于其他消費，因此居民消費支出的比重始終很大。此外，農(nóng)村居民低收入和低消費水平也是主要原因。隨著經(jīng)濟的快速增長，與城鄉(xiāng)居民住房有關(guān)的消費增加了。對于農(nóng)村居民而言，房屋不僅是生活，睡覺和就餐的場所，而且還是生產(chǎn)和消費的重要材料。住房不僅是長期的耐用品，而且是一個人能力的地位象征。因此，農(nóng)村居民愿意花更多的錢在住房消費上，平常注意飲食的節(jié)儉。但與此同時，由于越來越多的人涌入城市，城市住房價格一直居高不下，導(dǎo)致城市居民住房支出增加。因此，城鄉(xiāng)居民的消費差異并未擴大很多。3基于ELES模型的湖南省城鄉(xiāng)居民需求收入彈性差異本文采用擴展線性支出系統(tǒng)(ExtendedLinearExpenditureSystem)進行湖南省城鄉(xiāng)居民消費傾向和需求收入彈性的差異的研究。它是由經(jīng)濟學(xué)家林奇(C.Linch)于1973年在英國計量經(jīng)濟學(xué)家Stone的線性支出系統(tǒng)模型(LES)的研究基礎(chǔ)上修改提出的一種需求函數(shù)模型。其基本形式為：pixi式中，I為可支配收入，βi為第i種商品的邊際消費傾向，0≤βi≤1，i=1假設(shè)再同一截面上價格對于不同收入組的影響基本相同，所以采用截面數(shù)據(jù)可以相對簡化ELES參數(shù)估計。由式（2.3）得：pixi在（2，4）中，μi是與收入無關(guān)的一個隨機變量，我們假設(shè)其期望值為零。【pi則αi=pixi由此得：pixi=αi(2.6)式中，μi為隨機擾動項。利用最小二乘法可以得到回歸系數(shù)αi對（2.6）式兩邊同時求和得：i=1n進一步得到基本消費支出：i=1npi將（2.8）代入（2.6）中，得到第i項商品的基本消費支出pixi根據(jù)（2.9），由αi?、βi?和已知的價格pηi=δ其中，I是不同收入類型家庭的人均總收入;vi是不同收入類型家庭對第i種商品的平均需求（支出）;xi為不同收入類型家庭對第i項商品需求量的平均數(shù)[13]。將1990—2019年湖南省城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的有關(guān)收入和各項消費支出的時間序列數(shù)據(jù)代入擴展線性支出系統(tǒng)（ELES）進行計量分析得到的結(jié)果見表3-4和表3-5。表中α是常數(shù)項，β為邊際消費傾向，α和β是待定的估計參數(shù)；R2為樣本決定系數(shù)，F(xiàn)檢驗值表示方程的顯著性，tα和t表2-21990-2019年湖南省城鎮(zhèn)居民ELES參數(shù)估計結(jié)果消費結(jié)構(gòu)αtβtR2F檢驗收入彈性e食品煙酒929.328.960.1830.330.97920.100.72衣著285.106.450.0518.430.92339.650.69居住-476.90-4.140.1421.320.94454.641.33家庭設(shè)備用品及服務(wù)134.417.650.0440.140.981611.320.80交通和通訊-131.18-3.580.0945.250.992047.651.11文教娛樂

用品及服務(wù)-23.66-0.360.1027.720.96768.161.02醫(yī)療保健-63.47-1.780.0525.960.96673.991.09709其他商品

和服務(wù)131.158.140.0113.340.86177.840.559851本表根據(jù)湖南省統(tǒng)計局相關(guān)數(shù)據(jù)整理而得表2-31990-2019年湖南省農(nóng)村居民ELES參數(shù)估計結(jié)果消費結(jié)構(gòu)αtβtR2F檢驗收入彈性e食品煙酒540.7910.900.2432.130.971032.230.69衣著-1.50-0.320.0461.720.993808.781.01居住-213.36-6.100.2140.100.981607.861.25家庭設(shè)備用品及服務(wù)-32.66-4.520.0550.100.992510.181.14交通和通訊-137.17-7.050.1035.530.981262.581.36文教娛樂

用品及服務(wù)-99.93-2.380.1218.850.93355.331.20醫(yī)療保健-138.19-6.210.1029.470.97868.391.39其他商品

和服務(wù)10.742.450.0121.800.94475.030.87本表根據(jù)湖南省統(tǒng)計局相關(guān)數(shù)據(jù)整理而得從表2-2和表2-3可以看出，除了一些α不顯著，β是非常顯著，判斷出擬合效果良好。從表中參數(shù)所代表的邊際消費傾向來看，農(nóng)村居民的比率為0.89，高于城市居民的0.66。這主要是由于受諸如城市住房，醫(yī)療和養(yǎng)老金之類的社會保障體系的影響。食品、住房等基本生活支出是城鄉(xiāng)居民消費差異大的重點方面。食品和住房等基本生活費用是城鄉(xiāng)居民消費差異大的關(guān)鍵方面。食品的邊際消費傾向仍然最高，城市為0.18，略低于農(nóng)村的0.24，表明城鄉(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)仍處于較低水平。在家庭設(shè)備用品方面，農(nóng)村居民邊際消費傾向為0.05，略高于城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向0.04。這表明自1990年以來，隨著新一輪改革開放的大力實施，農(nóng)村居民對日用工業(yè)產(chǎn)品和耐用消費品的興趣日益濃厚。需求呈上升趨勢，而城鎮(zhèn)居民在傳統(tǒng)的家庭設(shè)備用品如彩電、冰箱方面的需求已經(jīng)得到滿足，新的消費需求如汽車等限于財力還暫時無法得到滿足而處于被壓抑的狀態(tài)[14]。值得注意的是，城市的住房制度基本由市場供給，但農(nóng)村居民的住房消費比重依然高于城市居民表明了在消費取向上，農(nóng)村居民仍然偏愛住房。城鄉(xiāng)文教娛樂的邊際消費傾向都較大，證明兩者都重視生活質(zhì)量的提高。兩者的消費數(shù)量和質(zhì)量雖存在一定差異，但對于改善總體消費結(jié)構(gòu)而言，該類很重要。服裝，家庭設(shè)備，其他商品和服務(wù)的城鄉(xiāng)收入彈性差異較高，與上述分析和結(jié)果一致。此外，城鎮(zhèn)居民在居住、交通和通訊、文教娛樂用品及服務(wù)和醫(yī)療保健方面需求彈性基本大于1，這是消費的熱點。農(nóng)村居民在服裝、住房、醫(yī)療保健、交通和通訊、家庭設(shè)備、文教娛樂的消費需求逐漸旺盛，其中一些居民的消費潛力高于城市地區(qū)。變化表明，隨著居民收入的增加，消費需求逐漸從基本消費向發(fā)展消費轉(zhuǎn)變。從這一部分可以得出結(jié)論：城鄉(xiāng)居民之間的消費結(jié)構(gòu)相當(dāng)重要。按標(biāo)準(zhǔn)，湖南省的城鄉(xiāng)均已進入繁榮階段，但農(nóng)村的發(fā)展進程比城市慢了13年。在一系列政策影響下，農(nóng)村的恩格爾系數(shù)呈波動變化，城鄉(xiāng)糧食消費之間的差距先是擴大，然后逐漸縮小，居民消費水平逐漸接近。由2019年橫截面數(shù)據(jù)得衣著、其他商品和服務(wù)、醫(yī)療保健和文教娛樂用品及服務(wù)類為結(jié)構(gòu)差異前四，與1990-2019年的ELES模型所得結(jié)論基本相同。三、湖南省城鄉(xiāng)居民消費差異影響因素實證分析（一）變量選取在已知湖南省城鄉(xiāng)消費差異存在的基礎(chǔ)上，對影響其差異的變量進行選取。影響城鄉(xiāng)居民消費水平的變動不僅直接受到居民的消費收入變動的影響，而且還受到城鄉(xiāng)居民不同的生活習(xí)慣、不同消費潛力、對未來不確定性支出的預(yù)期值、人口構(gòu)成以及市場利率、消費借貸市場的盛行、價格水平因素的影響。本文結(jié)合我國國家統(tǒng)計局及湖南省統(tǒng)計局的相關(guān)指標(biāo)和數(shù)據(jù)，選取城鄉(xiāng)居民收入比、社會保險基金收入、通貨膨脹率、城鎮(zhèn)人口比重、0-14歲人口比重、65歲及以上人口比重、15-64歲人口比重這七大因素作為城鄉(xiāng)居民消費差距的影響因素。具體數(shù)據(jù)見表城鄉(xiāng)居民收入比湖南省改革開放以來城鄉(xiāng)居民的收入均有較高的提升。但是，由于城市起點高，農(nóng)村起點低，城鄉(xiāng)絕對差呈現(xiàn)出上升的趨勢。國家統(tǒng)計局所做測算顯示:農(nóng)民每增加1元消費支出，將為經(jīng)濟帶動2元的消費需求，每提升農(nóng)村家電產(chǎn)品普及率1個百分點，就可增加238萬臺（件）消費需求[15]。因此，居民收入水平是決定居民消費水平的關(guān)鍵因素。必須采取措施促進經(jīng)濟的快速發(fā)展，增加內(nèi)需，提高農(nóng)村居民的消費水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距的水平。城鄉(xiāng)收入比可以直接表明城鄉(xiāng)居民收入差距的程度。（2）社會保險基金收入社會保險制度本省并不存在促進經(jīng)濟增長及居民消費的原意，但是它在重新分配資源的時候，通過改變參與社會保險者的預(yù)算約束和福利狀況來影響居民的儲蓄和消費16]。社會保險基金可以用于保障公民最基本的生活，維護社會穩(wěn)定，促進社會公平。因此，從我國的社會保險基金收入入手，可以很好的體現(xiàn)城鄉(xiāng)居民的受保障程度。（3）通貨膨脹率在正常情況下，價格水平的上升將導(dǎo)致利率上升，這反過來又將導(dǎo)致投資水平和總支出下降。同時，隨著物價水平的上升，而收入?yún)s保持不變，人們持有的貨幣的實際價值和以貨幣表示的資產(chǎn)將減少，人們的消費水平將不可避免地下降。其次，如果物價水平的提高導(dǎo)致人們的名義收入的增加，將不可避免地導(dǎo)致稅收增加和可支配收入的減少，這反過來又將降低人們的消費水平。此外，不同收入水平的消費者對價格普遍上漲的看法也不同。低收入者對通貨膨脹更為敏感，這將導(dǎo)致平均消費傾向增加。因此，我們用通貨膨脹率來表示價格的變化。（4）城鎮(zhèn)人口比重城鄉(xiāng)人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換是擴大消費需求的最大結(jié)構(gòu)因素[10]。城市化是指國家人口不斷向城市轉(zhuǎn)移聚居的過程，強化具城市特點的生活方式。從改革開放到2019年，我國的城鎮(zhèn)化水平由8.8%上升到了60.60%。盡管城市化水平已大大提高，但仍低于發(fā)達國家水平。在區(qū)域差異和比較利益的機制作用下，城鄉(xiāng)之間、區(qū)域之間的農(nóng)村勞動力的大規(guī)模遷移。農(nóng)村勞動力大量轉(zhuǎn)移，城市化的發(fā)展將加速。城市化水平低表明該地區(qū)的經(jīng)濟增長緩慢，經(jīng)濟發(fā)展水平低，除從事農(nóng)業(yè)以外，許多勞動力無法實現(xiàn)收入增加。因此，農(nóng)村居民收入的緩慢增長和低速增長進一步削弱了他們的消費需求。城市化水平的提高不僅增加了農(nóng)村居民的可支配收入，而且還通過增加就業(yè)機會和提高收入水平為農(nóng)村地區(qū)向城市的轉(zhuǎn)型奠定了一定的經(jīng)濟基礎(chǔ)。有專家統(tǒng)計，城鎮(zhèn)化進程與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相關(guān)系數(shù)為0.933，與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重相關(guān)系數(shù)為0.968，都呈現(xiàn)高度正相關(guān)[17]。這表明城市化水平與該地區(qū)居民的消費能力成正相關(guān)。因此，本文選擇湖南省城鎮(zhèn)人口比例來代表湖南省的城市化水平。（5）0-14歲人口比重中國自古就有“萬般皆下品，惟有讀書高”之說，教育決定著國家和民族的未來，是一個國家和民族最重要的事業(yè)。如今中國，各種早教班層出不窮，基本上每個孩子都被家長、老師以“不能輸在起跑線“的教育理念培育著。國家對教育事業(yè)也是持大力支持的準(zhǔn)則，2019年，全國財政一般公共預(yù)算教育支出達到3.5萬億元，是2015年的1.34倍，年均增長7.6%。[18]因此，本文采用0-14歲人口比重來代表湖南省居民對子女教育的預(yù)期消費。考慮其對居民消費能力的影響。（6）65歲及人口比重人口老齡化是指是指因出生率降低和/或預(yù)期壽命延長導(dǎo)致年齡中位數(shù)增加的現(xiàn)象。聯(lián)合國標(biāo)準(zhǔn)：當(dāng)一個國家或地區(qū)的65歲以上人口占總?cè)丝诘?％以上時，表示該國家或地區(qū)正在老齡化。根據(jù)各省市65歲以上及人口比重及居民消費率變化數(shù)據(jù)可知，人口老齡化對居民消費水平具有負面作用，。一般而言，隨著人口老齡化的加劇，居民的消費率將呈現(xiàn)下降趨勢。此外，老年人受生理和心理的影響，其消費結(jié)構(gòu)會發(fā)生一定的變化，老年人將會更加傾向于偏保守的消費習(xí)慣以增加自己的抗風(fēng)險能力。因此，本文采用湖南省65歲及以上人口比重來表示湖南省的老齡化程度。（7）15-64歲人口比重青壯年人口占比是指15至未滿65歲的人口占全部人口百分比。青壯年比重偏高有利于社會的發(fā)展，可以給社會提供更多的勞動力資源，從而利于國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加。此外，青壯年人口比重的偏多還可以增加家庭的收入，收入水平的提高會增加人們的購物需求。因此，我們考慮15-64歲的人口比重即青壯年人口比對居民消費差異的影響。表3-11990-2019年湖南省城鄉(xiāng)居民消費差異影響因素的時間序列表年份Y湖南省城鄉(xiāng)居民消費比X1湖南省城鄉(xiāng)居民收入比X2社會保險基金收入X3通貨膨脹率X4湖南省城鎮(zhèn)人口比重X50-14歲人口比重X665歲及以上人口比重X715-64歲人口比重19902.132.40186.803.100.1827.705.6066.7019912.212.59225.003.400.1927.706.0066.3019922.452.93377.406.400.2027.606.2066.2019932.693.31526.1014.700.1927.206.2066.6019942.883.37742.0024.100.2227.006.4066.6019952.843.301006.0017.100.2426.606.2067.2019962.362.821252.408.300.2526.406.4067.2019972.372.561458.202.800.2526.006.5067.5019982.312.631623.10-0.800.2625.706.7067.6019992.502.712211.80-1.400.2625.406.9067.7020002.692.832644.900.400.3022.907.0070.1020012.792.953101.900.700.3122.507.1070.4020022.692.904048.70-0.800.3222.407.3070.3020032.843.034882.901.200.3422.107.5070.4020042.783.045780.303.900.3521.507.6070.9020052.723.056975.201.800.3720.307.7072.0020062.713.108643.201.500.3919.807.9072.3020072.663.1510812.304.800.4019.408.1072.5020082.613.0613696.105.900.4219.008.3072.7020092.693.0716115.60-0.700.4318.508.5073.0020102.742.9519276.103.300.4316.608.9074.5020112.592.8725153.305.400.4516.509.1074.4020122.492.8730738.802.600.4716.509.4074.1020132.152.7035252.902.600.4816.409.7073.9020142.032.6439827.702.000.4916.5010.1073.4020152.012.6246012.101.400.2816.5010.5073.0020162.022.6253562.702.000.3016.7010.8072.5020172.012.6267154.501.600.3416.8011.4071.8020181.972.6079254.802.100.3416.9011.9071.2020191.932.5983550.402.900.3516.8012.6070.60本表數(shù)據(jù)根據(jù)湖南省統(tǒng)計局相關(guān)數(shù)據(jù)整理而得（二）模型構(gòu)建為了更好的探求影響我國湖南省城鄉(xiāng)居民消費差異的變量，本文將通過構(gòu)建多元回歸模型對上文選取的變量進行分析。多元線性回歸的數(shù)學(xué)模型[19]是：y=β0其中X1,…,Xk是非隨機的變量；y是隨機的因變量；β0,…,β本文的假設(shè)設(shè)定為：y其中，X1,X2（三）模型分析通過SPSS計量軟件進行回歸分析，為避免量綱不同造成估計誤差偏大，本研究對社會保障基金收入X2進行了對數(shù)化處理。由于需要涉及多元變量，我們采取向后篩選策略進行回歸分析中解釋變量的篩選，得到表3-2表3-2模型匯總模型RR方調(diào)整后R方標(biāo)準(zhǔn)估算的錯誤F變化量顯著性F變化量德賓-沃森1.953a0.9070.8830.1064137.5350.0002.952b0.9070.8880.104270.0470.8303.952c0.9070.8920.102470.1410.7101.234a.預(yù)測變量：C,X7,X1,X3,X6,X4,X2b.預(yù)測變量：C,X7,X1,X3,X6,X2c.預(yù)測變量：C,X1,X3,X6,X2d.因變量：Y從圖4-7可以看出，通過解釋變量的向后篩選策略，該模型最終分三步完成。第三個模型是最終方程。在創(chuàng)建方程式的過程中，隨著解釋變量的減少，模型的擬合優(yōu)度將降低。依此剔除方程的變量是湖南省城鎮(zhèn)人口比重、全國0-14歲人口比重、全國15-64歲人口比重。如果顯著性水平α為0.05，則原假設(shè)是解釋變量的部分回歸系數(shù)與零沒有顯著差異。從圖中可以看出，排除變量的F檢驗的概率P值均大于0.05，因此可以接受零假設(shè)。由于它們對所解釋變量的線性解釋沒有顯著貢獻，因此將其丟棄。歸根結(jié)底，對湖南省城鄉(xiāng)居民消費差異產(chǎn)生重大影響的四個變量是湖南省城鄉(xiāng)居民收入比，社會保險基金收入，通貨膨脹率和全國65歲及以上人口比重。方程的DW檢驗值為1.234，表明殘差存在一定程度的正自相關(guān)。但是，Durbin-Watson檢驗不是萬能藥。它僅適用于測試相鄰觀測值的相關(guān)性。它僅僅適用于對鄰近觀測值相關(guān)性的檢驗（1st-orderautocorrelation）。例如，人們通常根據(jù)調(diào)查的順序輸入相關(guān)的數(shù)據(jù)和信息，首先輸入第一調(diào)查對象信息，然后對該順序進行排序。Durbin-Watson檢驗可以獲得此類數(shù)據(jù)在第一調(diào)查對象和第二調(diào)查對象之間的相關(guān)性。但是，如果人們沒有按照調(diào)查的順序排列數(shù)據(jù)，則第一個調(diào)查對象可能會遠離第二個調(diào)查對象。此時，DW測試的結(jié)果不準(zhǔn)確。因此，我們必須謹慎對待DW測試的結(jié)果。實際上，觀察結(jié)果是否互不影響與作者自己的設(shè)計有關(guān)。只要作者本人堅信，即使沒有DW測試結(jié)果，這些觀察結(jié)果也是彼此獨立的，他們直接假設(shè)這些觀察結(jié)果不會相互影響。也就是說，殘差序列沒有自相關(guān)。圖3-1回歸、標(biāo)準(zhǔn)化殘差的正態(tài)P-P圖圖3-1顯示了標(biāo)準(zhǔn)化殘差關(guān)于標(biāo)準(zhǔn)正太分布的P-P圖，數(shù)據(jù)點圍繞基準(zhǔn)線仍具有一定的規(guī)律性。但是由表3-3可知，標(biāo)準(zhǔn)化殘差與標(biāo)準(zhǔn)化正太分布沒有顯著差異，因此默認殘差滿足了模型的前提條件。表3-3單樣本柯爾莫戈洛夫-斯米諾夫檢驗個案數(shù)30正態(tài)參數(shù)a,b平均值0標(biāo)準(zhǔn)偏差0.928最極端差值絕對0.145正0.145負-0.107檢驗統(tǒng)計0.145漸近顯著性（雙尾）.107ca檢驗分布為正態(tài)分布。b根據(jù)數(shù)據(jù)計算。c里利氏顯著性修正。圖3-2散點圖圖3-2表明了殘差點隨著標(biāo)準(zhǔn)化預(yù)測值的變化，在零線附近隨機波動。但是，波動的頻率存在差異，即不滿足殘差的等差性，出現(xiàn)了異方差現(xiàn)象。但由表3-4可以看出，殘差與預(yù)測值的Spearman等級相關(guān)系數(shù)為-0.033，顯著性水平不高。因此認為異方差現(xiàn)象并不明顯，我們則仍然假定該模型滿足等方差性。表3-4非參數(shù)相關(guān)性檢驗UnstandardizedPredictedValueUnstandardizedResidualUnstandardizedPredictedValue相關(guān)系數(shù)1-0.033Sig.（雙尾）.0.864UnstandardizedResidual相關(guān)系數(shù)-0.0331Sig.（雙尾）0.864.此外，離群值和高杠桿都可能影響回歸分析。與離群值本身相比，其分析結(jié)果需要更多關(guān)注。強影響點是指對回歸影響很大的數(shù)據(jù)點。Cook距離的計算是確定強影響點的主要方法，該方法考慮了殘差和杠桿值。在本次分析中用SPSS軟件直接計算了Cook距離，詳見附一。檢查Cook距離，一般來說，如果Cook距離大于1，則相應(yīng)的數(shù)據(jù)就可能是強影響點。在本研究中，所有數(shù)據(jù)的Cook距離都小于1，即沒有強影響點。總結(jié)：本文中不存在需要處理的異常情況。表3-5ANOVA分析表模型平方和自由度均方F顯著性1回歸2.55060.42537.535.000b殘差0.260230.011總計2.810292回歸2.54950.51046.895.000c殘差0.261240.011總計2.810293回歸2.54840.63760.667.000d殘差0.262250.010總計2.81029a.因變量：Yb.預(yù)測變量：C,X7,X1,X3,X6,X4,X2c.預(yù)測變量：C,X7,X1,X3,X6,X2d.預(yù)測變量：C,X1,X3,X6,X2表3-5中的第三個模型是最終的方程。如果顯著性水平α為0.05，由于顯著性檢驗的概率p值小于0.05，因此湖南省城鄉(xiāng)消費比與湖南省城鄉(xiāng)居民收入比、通貨膨脹率、全國65歲及以上人口比重、社會保險基金收入之間關(guān)系顯著，該表再一次證明該模型的創(chuàng)建是恰當(dāng)?shù)摹４送猓蓤D3-3、3-4、3-5、3-6可知，本研究滿足被解釋變量與每一個解釋變量之間存在線性關(guān)系的假設(shè)。從而我們可以更進一步的求解每個變量對消費差異的影響程度。圖3-3圖3-4圖3-5圖3-6表3-6湖南省城鄉(xiāng)居民消費差異多元線性回歸分析模型a模型未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)顯著性共線性統(tǒng)計B標(biāo)準(zhǔn)錯誤容差VIF3C0.1820.3650.622X10.9490.1360.0000.3103.229X20.0900.0440.0520.05617.776X3-0.0120.0060.0470.3622.763X6-0.1440.0420.0020.05717.652a.因變量：Y湖南省城鄉(xiāng)居民消費表3-6顯示了每個模型中解釋變量的部分回歸系數(shù)及其意義。假設(shè)顯著性水平α為0.05，則在前兩個模型中具有不顯著的部分回歸系數(shù)的變量。在第三個模型中，考慮到0.052與0.05之間的差異不大，我們默認自變量社會保險基金收入的偏回歸系數(shù)通過顯著性檢驗。因此，第三個模型是最終的方程。即湖南省城鄉(xiāng)居民收入比、社會保險基金收入、全國65歲及以上人口比重、通貨膨脹率與湖南省城鄉(xiāng)居民消費比間的線性關(guān)系顯著，它們是合理的影響因素。最終的回歸方程為：Y=0.182+0.949*X1+0.09*X2-0.012*X3-0.144*X6這表明，在剩余變量固定的情況下，湖南省城鄉(xiāng)居民收入比每提高1個單位，湖南省城鄉(xiāng)居民消費比將提高0.949個單位；在其他條件不變的情況下，社會保險基金收入每增加一個單位，會使湖南省城鄉(xiāng)居民消費比增加0.09個單位；在其他條件不變的情況下，通貨膨脹率每增加一個單位，會使湖南省城鄉(xiāng)居民消費比減少0.012個單位；在其他條件不變的情況下，全國65歲及以上人口比重每增加一個單位，會湖南省城鄉(xiāng)居民消費比減少0.144個單位。表3-7為被排除變量的顯著性水平，皆接受原假設(shè)。表3-7排除的變量a模型輸入Beta顯著性共線性統(tǒng)計容差VIF最小容差3X5-.102d0.7100.05318.9440.025X4.005d0.9700.2124.7280.029X7.065d0.7100.1287.8210.025a.因變量：Yd.模型中的預(yù)測變量：C,X1,X3,X6,X2（四）撰寫結(jié)論本部分首先考慮會對城鄉(xiāng)居民消費差異造成影響的各個因素，然后采用多元回歸分析確定對消費差異有顯著影響的因素及影響程度。并且，分析了重要因素對居民消費變動的影響程度從而更有針對性地提出與減少城鄉(xiāng)消費差異、促進經(jīng)濟增長有關(guān)的政策建議。從有關(guān)變量的影響程度看，城鄉(xiāng)居民收入比X1>社會保險基金收入X2>全國65歲及以上人口比重X6>通貨膨脹率X3。收入是影響城鄉(xiāng)消費差異的最根本因素。這一結(jié)論與廖文芳、冷志明，丁建軍[4]的研究結(jié)論一致。從而，增加居民的消費水平是促進消費的直接動力。社會保險基金的收入決定政府社會保險計劃的開支。它可以給予人民生活的基本保障，有利于社會穩(wěn)定，從而促進消費水平。李夢園[20]也研究發(fā)現(xiàn)社會保障水平將通過直接和間接效應(yīng)作用于城鄉(xiāng)居民消費水平。從壯年步入老年，人們的身體素質(zhì)下降、收入水平降低，抵抗風(fēng)險的能力減弱，相應(yīng)的消費支出意愿相應(yīng)減弱。以上兩點皆說明建立健全社會保障體系的必要性。通貨膨脹率與貨幣購買力、物價穩(wěn)定相關(guān)通貨膨脹水平越厲害，貨幣購買力下降程度越大，