摘 要：本文選取1992—2014年海南省城鄉(xiāng)居民收入以及信息消費(fèi)的相關(guān)數(shù)據(jù)作為量化指標(biāo)，以農(nóng)村居民上一期信息消費(fèi)額度為內(nèi)部習(xí)慣影響因素，以城鎮(zhèn)居民上一期信息消費(fèi)額度為外部習(xí)慣形成因素。通過(guò)建立時(shí)間序列模型發(fā)現(xiàn)了以下幾點(diǎn)結(jié)論：首先，農(nóng)村居民消費(fèi)者的信息消費(fèi)行為有一定的“記憶性”，內(nèi)部習(xí)慣的影響對(duì)當(dāng)前的信息消費(fèi)起到很重要的作用；其次，城鎮(zhèn)居民的信息消費(fèi)水平不但不能促進(jìn)農(nóng)村居民的信息消費(fèi)水平，反而起了抑制作用，可見城鎮(zhèn)居民對(duì)農(nóng)村居民的信息消費(fèi)示范作用在傳達(dá)過(guò)程中出現(xiàn)了一定得偏差。

關(guān)鍵詞：信息消費(fèi) 習(xí)慣形成 農(nóng)村居民

隨著我國(guó)信息化程度的不斷推進(jìn)、互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展，信息服務(wù)產(chǎn)業(yè)得到了快速的發(fā)展，信息消費(fèi)也逐步成為了我國(guó)網(wǎng)民的主流消費(fèi)趨勢(shì)之一。信息消費(fèi)是我國(guó)拉動(dòng)內(nèi)需、促進(jìn)信息化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要部分，它對(duì)促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有重大意義。目前農(nóng)村地區(qū)的信息基礎(chǔ)設(shè)施和信息消費(fèi)理念正在逐漸成型，加之海南農(nóng)村人口占據(jù)了很大的比例，如何通過(guò)信息消費(fèi)來(lái)打開農(nóng)村地區(qū)的消費(fèi)市場(chǎng)、拉動(dòng)內(nèi)需是非常重要的。盡管海南省一直在推行農(nóng)村地區(qū)的信息化建設(shè)工作，但海南農(nóng)村居民信息消費(fèi)水平和發(fā)達(dá)省份有著很大的差距。海南農(nóng)村居民的低水平信息消費(fèi)除了基本的設(shè)施和產(chǎn)品不夠完善以外，還和農(nóng)村居民自身的消費(fèi)習(xí)慣形成密切相關(guān)，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于信息消費(fèi)的研究成果盡管涉及到較多方面，但研究?jī)?nèi)容卻不夠深入，多為定性，關(guān)于定量分析較少。習(xí)慣形成是否會(huì)對(duì)海南省農(nóng)村居民信息消費(fèi)行為產(chǎn)生顯著的影響，在國(guó)內(nèi)還未出現(xiàn)相似的研究。因此，本文在借鑒前人研究成果的基礎(chǔ)上，選取1992—2014年海南省城鄉(xiāng)居民收入以及信息消費(fèi)的相關(guān)數(shù)據(jù)作為量化指標(biāo)，以農(nóng)村居民上一期信息消費(fèi)額度為內(nèi)部習(xí)慣影響因素，以城鎮(zhèn)居民上一期信息消費(fèi)額度為外部習(xí)慣形成因素。通過(guò)建立時(shí)間序列模型對(duì)海南省農(nóng)村居民信息消費(fèi)行為進(jìn)行實(shí)證分析，進(jìn)而回答“習(xí)慣形成能否對(duì)海南省農(nóng)村居民信息消費(fèi)行為產(chǎn)生顯著的影響”以及“海南省農(nóng)村居民的信息消費(fèi)行為是不是存在顯著的示范效應(yīng)”等問(wèn)題。

一、習(xí)慣形成對(duì)消費(fèi)行為影響的理論模型

1.模型基礎(chǔ)。Duesenberry把習(xí)慣形成分為了受過(guò)去消費(fèi)水平所影響的內(nèi)部習(xí)慣形成和受周邊人群消費(fèi)狀況所影響的外部習(xí)慣形成。假設(shè)個(gè)體對(duì)過(guò)往的的消費(fèi)水平形成的習(xí)慣存量為ht，ht具有以下時(shí)間演變形式：

在（1）公式中，ht、θ、ct-1 分別代表習(xí)慣存量、存貨折舊率、前期消費(fèi)水平。由于習(xí)慣都具有一定的慣性，這種慣性會(huì)衍生出一種維持原本狀況不變的趨勢(shì)。過(guò)去的習(xí)慣對(duì)現(xiàn)在的習(xí)慣會(huì)形成一定的效用，這種效用函數(shù)形式如下：

其中μt、ct分別代表t時(shí)期的效用和消費(fèi)水平；α為代表習(xí)慣形成參數(shù)（ 0 <α <1）。

2.消費(fèi)習(xí)慣模型。國(guó)外已有多種消費(fèi)習(xí)慣模型，結(jié)合本文的數(shù)據(jù)選取以及實(shí)際情況，本文選取的模型基礎(chǔ)是源于Naik and Moore（1996）所提出習(xí)慣偏好具有一定的生命周期研究結(jié)論。根據(jù)他們的理論內(nèi)涵，消費(fèi)者存在一個(gè)受過(guò)往消費(fèi)和未來(lái)消費(fèi)所影響的函數(shù)關(guān)系，在現(xiàn)有及未來(lái)資產(chǎn)狀況約束下，消費(fèi)者的消費(fèi)決策要使得一生效用最大化，具體的公式如下：

其中，ai0是消費(fèi)者固定消費(fèi)水平，是常數(shù)項(xiàng)；ai1 顯示了財(cái)富對(duì)當(dāng)期的消費(fèi)影響程度；ai2反映前期消費(fèi)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)的影響程度；wit表示個(gè)體i 在i 時(shí)刻對(duì)財(cái)富的預(yù)期；εi是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3.消費(fèi)習(xí)慣模型的改進(jìn)。在實(shí)證分析中，一般用持久收入來(lái)代替財(cái)富預(yù)期值（Wit），借鑒杭（2009）的觀點(diǎn)，持久收入是計(jì)劃期內(nèi)預(yù)期總收入的平均，即：

二、實(shí)證變量與模型的選取

本文的實(shí)證研究部分以現(xiàn)代消費(fèi)理論的消費(fèi)效用最大化為基礎(chǔ)，以海南省的農(nóng)村居民信息消費(fèi)支出為研究對(duì)象，數(shù)據(jù)選用了1992年到2014年共21年海南省的農(nóng)村居民的人均信息消費(fèi)支出和收入以及城鎮(zhèn)居民的信息消費(fèi)支出，建立時(shí)間序列的回歸模型，數(shù)據(jù)來(lái)源于《海南統(tǒng)計(jì)年鑒》，旨在得到海南省農(nóng)村居民的信息消費(fèi)支出與總收入、內(nèi)部和外部習(xí)慣等變量之間的長(zhǎng)期較為穩(wěn)定的結(jié)論。

以海南省的農(nóng)村居民消費(fèi)支出為被解釋變量，得到模型為：

上式中，t代表年份，取值為1992年到2014年，η代表常數(shù)項(xiàng)，ct表示海南省的農(nóng)村居民消費(fèi)支出，yt表示海南省的農(nóng)村居民收入，β1為邊際消費(fèi)傾向，反映農(nóng)村居民當(dāng)前收入對(duì)當(dāng)前消費(fèi)的影響程度；ct-1為農(nóng)村居民信息消費(fèi)支出的滯后一期，β2表示農(nóng)村居民前一期信息消費(fèi)對(duì)農(nóng)村居民當(dāng)前信息消費(fèi)的影響大小，表示內(nèi)部習(xí)慣對(duì)當(dāng)前消費(fèi)的影響程度；為城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出的滯后一期，β3是城鎮(zhèn)居民前一期的信息消費(fèi)對(duì)當(dāng)期農(nóng)村信息消費(fèi)的影響大小，表示外部習(xí)慣對(duì)當(dāng)前消費(fèi)的影響程度。此外建立時(shí)間序列回歸模型，還需要考慮數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性以及回歸方程殘差的一些性質(zhì)，只有殘差也滿足了假設(shè)檢驗(yàn)，才能認(rèn)為回歸模型是顯著的。首先要確定回歸方程的穩(wěn)定性，需要對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，通常使用ADF單位根檢驗(yàn)法，如果殘差序列中不含有單位根，就證明方程整體是穩(wěn)定的。其次還需要對(duì)回歸方程進(jìn)行F檢驗(yàn)，以確定回歸方程整體的顯著性?；貧w方程的擬合度是用來(lái)反映數(shù)據(jù)與模型之間的匹配程度，擬合度R2越接近1，表明回歸方程的擬合效果越好。此外回歸方程的殘差項(xiàng)μt應(yīng)不存在異方差性和自相關(guān)性，因此，通過(guò)最小二乘法OLS對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸之后，還需要對(duì)上述問(wèn)題進(jìn)行檢驗(yàn)，以最終的模型結(jié)果。

三、模型建立與檢驗(yàn)

首先對(duì)上式（11）的回歸模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，得到的回歸分析結(jié)果如下。先假設(shè)顯著性水平是0.1，再觀察回歸方程的擬合情況和顯著性，可以看出三個(gè)變量的系數(shù)都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，所以認(rèn)為在對(duì)海南省的農(nóng)村消費(fèi)支出模型中，其所考慮的因素都是有意義的。此外回歸方程的R2為0.953，為0.945，就是回歸方程的整體擬合優(yōu)度，由此可見回歸方程的擬合效果是很好的。接著對(duì)回歸方程的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是120.836，對(duì)應(yīng)的p值為0，可見回歸方程的整體來(lái)說(shuō)是顯著的。

在對(duì)方程進(jìn)行參數(shù)估計(jì)以后，還需要對(duì)模型的進(jìn)行合理性檢驗(yàn)。第一步先檢驗(yàn)回歸方程殘差的穩(wěn)定性，如果殘差序列是平穩(wěn)的，那么表明回歸方程中解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系是穩(wěn)定的。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)回歸方程的殘差的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，其原假設(shè)為序列中是含有單位根的非平穩(wěn)序列。由下表中可知的ADF統(tǒng)計(jì)量為-3.692，小于1%的顯著性水平下所對(duì)應(yīng)的臨界值是-2.686，因此拒絕原假設(shè)，視為殘差項(xiàng)是不含有單位根的平穩(wěn)的序列，由此認(rèn)為回歸方程中的影響因素與海南省的農(nóng)村消費(fèi)支出之間的關(guān)系是穩(wěn)定的。

下面是對(duì)回歸方程結(jié)果的自相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，下圖為殘差平方的自相關(guān)和偏自相關(guān)的統(tǒng)計(jì)量，Q檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的假設(shè)為殘差不存在自相關(guān)現(xiàn)象，表中顯示了Q檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p值均大于0.05，由此接受原假設(shè)，認(rèn)為回歸方程也是不存在自相關(guān)現(xiàn)象。

下圖是對(duì)方程的異方差性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為Obs*R-squared，其原假設(shè)為變量是不存在異方差。下表中的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為0.325，對(duì)應(yīng)的卡方檢驗(yàn)的p值為0.569，大于0.05的顯著性水平，由此不能夠拒絕原假設(shè)，同時(shí)對(duì)殘差項(xiàng)的平方與滯后一期進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)系數(shù)顯著性的T統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p值為0.591，綜合判斷回歸方程的殘差不存在異方差現(xiàn)象。

四、實(shí)證結(jié)果分析

通過(guò)對(duì)方程結(jié)果的檢驗(yàn)，表明上表中的回歸結(jié)果是可信的。具體表現(xiàn)為：β1的系數(shù)為0.136，大于0，檢驗(yàn)系數(shù)顯著的T檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為3.057，對(duì)應(yīng)的p值為0.007，小于0.1的顯著性水平，由此判斷海南省的農(nóng)村居民收入對(duì)農(nóng)村消費(fèi)支出有顯著的正向作用，表現(xiàn)為農(nóng)村收入每增加一個(gè)單位，將使農(nóng)村消費(fèi)增加0.136個(gè)單位；β2的系數(shù)為0.878，T檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為2.420，對(duì)應(yīng)的p值小于0.1，這就說(shuō)明了其滯后一期的消費(fèi)水平對(duì)當(dāng)期的消費(fèi)水平產(chǎn)生了促進(jìn)作用，對(duì)于促進(jìn)作用的表述就是，滯后一期提高1個(gè)單位，將會(huì)促進(jìn)當(dāng)期消費(fèi)支出增加0.878個(gè)單位；β3的系數(shù)為-0.137，T檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-1.828，p值為0.084，小于0.1的顯著性水平，所以認(rèn)為表明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的滯后一期數(shù)據(jù)對(duì)當(dāng)期的農(nóng)村消費(fèi)支出有顯著的負(fù)向作用，具體表現(xiàn)為城鎮(zhèn)居民滯后一期的消費(fèi)支出每增加一個(gè)單位，將使海南省的農(nóng)村消費(fèi)支出降低0.137個(gè)單位。

五、結(jié)語(yǔ)

結(jié)果表明：海南農(nóng)村居民的前期的信息消費(fèi)水平和收入水平屬于內(nèi)部習(xí)慣，它們對(duì)當(dāng)期的信息消費(fèi)都起到促進(jìn)作用，但前期的信息消費(fèi)水平的影響要大于農(nóng)村居民收入水平對(duì)當(dāng)期信息消費(fèi)水平的影響，可見消費(fèi)者的信息消費(fèi)行為有一定的“記憶性”，內(nèi)部習(xí)慣的影響對(duì)當(dāng)期的信息消費(fèi)起到很重要的作用；其次關(guān)于內(nèi)部習(xí)慣行為與外部的習(xí)慣行為比較，城鎮(zhèn)居民對(duì)農(nóng)村居民的信息消費(fèi)產(chǎn)生了反向影響作用，城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)并沒有能夠帶動(dòng)農(nóng)村的消費(fèi)，反而起到了一定得抑制作用，可見城鎮(zhèn)居民對(duì)農(nóng)村居民的信息消費(fèi)示范作用在傳到過(guò)程中出現(xiàn)了一定得偏差。

六、對(duì)策建議

基于此，可以得知滯后一期消費(fèi)水平和滯后一期的收入對(duì)信息消費(fèi)行為起到了明顯的促進(jìn)作用，而滯后一期的消費(fèi)水平也受自身收入狀況而所決定的，要想提高海南農(nóng)村居民信息消費(fèi)水平，必須先設(shè)法提高農(nóng)村居民收入；其次，城鎮(zhèn)居民的外部示范要想作用在一定程度上會(huì)抑制農(nóng)民的信息消費(fèi)行為，這主要是農(nóng)村居民生活圈子較為狹窄，加之城鄉(xiāng)地區(qū)文化的差異，大多數(shù)人在短期內(nèi)無(wú)法接受城鎮(zhèn)居民的一些比較新型的信息消費(fèi)模式和信息產(chǎn)品，所以就保持著一種徘徊和懷疑的態(tài)度，根據(jù)筆者的走訪和咨詢和訪談，農(nóng)村地區(qū)居民的信息消費(fèi)行為受周邊人群，特別是農(nóng)村地區(qū)有影響力人群影響較大，所以發(fā)揮農(nóng)村居民周邊人群的示范帶頭作用是比較有效果的；最后，從長(zhǎng)期來(lái)看，提高農(nóng)民的信息素養(yǎng)水平，完善信息消費(fèi)系統(tǒng)的基礎(chǔ)設(shè)備是提高農(nóng)村居民信息消費(fèi)水平的重要因素，所以，如何加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)信息教育的普及化、為農(nóng)村居民提供切合他們興趣愛好及生活方式的信息產(chǎn)品、完善通信網(wǎng)絡(luò)等應(yīng)交設(shè)施也是比較未來(lái)保障信息消費(fèi)持續(xù)增長(zhǎng)的有效措施。

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作者簡(jiǎn)介：葉贊（1990.10—），女，出生地：浙江金華，學(xué)歷：碩士，研究方向：農(nóng)村與區(qū)域發(fā)展。