杜浩波

內(nèi)容摘要：基于網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀，本文通過構(gòu)建回歸模型分析了我國網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟對農(nóng)村居民消費的影響。結(jié)果表明：網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟的發(fā)展對我國農(nóng)村居民消費增長具有正面影響;網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟對農(nóng)村居民的生存型消費影響較為顯著，對休閑型、發(fā)展型消費影響效果并不明顯。

關(guān)鍵詞：網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟? ?農(nóng)村居民? ?消費水平

隨著我國經(jīng)濟發(fā)展逐漸步入新常態(tài)，社會經(jīng)濟的增長速度和市場結(jié)構(gòu)均發(fā)生了重大變革。其中，農(nóng)村居民消費對于我國市場經(jīng)濟增長的促進作用日益加強，已然成為我國經(jīng)濟增長的主要推動力之一。同時，伴隨著互聯(lián)網(wǎng)科技的高速發(fā)展，農(nóng)村居民的消費方式也逐漸由線下消費向線上消費轉(zhuǎn)變。此時，在多元化的消費環(huán)境中，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟發(fā)展對農(nóng)村居民消費的影響便顯得尤為重要。截至2017年底，行政村通光纖寬帶的比例超過了96%，農(nóng)村網(wǎng)民突破2億人，這顯示了農(nóng)村居民在信息消費方面的強烈需求，也為網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟深入影響農(nóng)村居民消費支出奠定了基礎(chǔ)。鑒于此，本文通過構(gòu)建分析模型，實證分析了我國網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟對農(nóng)村居民消費的影響，為進一步提高農(nóng)村居民的消費水平提供指導(dǎo)依據(jù)。

數(shù)據(jù)選取與指標選取

本文所選取的農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)覆蓋率、農(nóng)村居民網(wǎng)絡(luò)使用程度等相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于中國互聯(lián)網(wǎng)信息中心。同時，本文使用的互聯(lián)網(wǎng)行政村占比、存在郵局的行政村占比以及農(nóng)村居民人均收入和支出等數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局。由于我國農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展遲緩，從2005開始，農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)覆蓋率和網(wǎng)民數(shù)量才有相關(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)，故本文選取的數(shù)據(jù)樣本時間區(qū)間為2005-2017年。

本文對網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟對農(nóng)村居民消費的影響研究過程中，將農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)覆蓋率、網(wǎng)民規(guī)模、互聯(lián)網(wǎng)行政村占比以及具有郵政行政村的占比定為四種研究指標，并且用農(nóng)村居民的人均支出來反映農(nóng)村居民的消費水平。在分析網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟影響農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)方面，本文選取了八種主要消費項目，包括食物消費、生活用品消費、住房消費、穿著消費、醫(yī)療消費、通訊消費、娛樂消費和服務(wù)消費。同時，由于居民的消費水平直接受到收入水平的影響，所以文中也將農(nóng)村居民的人均收入水平作為研究變量。

變量說明與描述性統(tǒng)計分析

被解釋變量：Y，農(nóng)村居民人均消費（CON）;解釋變量：X1，農(nóng)村居民人均收入（INC）;X2，農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)覆蓋率（BRO）;X3，農(nóng)村網(wǎng)民規(guī)模（SCA）;X4，互聯(lián)網(wǎng)行政村占比（VIL）。變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

在農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)上，本文將農(nóng)村居民的八大消費項定為因變量：食物消費（fo）、穿戴消費（dr）、住房消費（re）、生活用品消費（dn）、醫(yī)療消費（me）、通訊消費（co）、娛樂消費（en）和服務(wù)消費（se）、平均消費（jxf）。自變量為：農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)覆蓋率（Nbro）、移動設(shè)備使用率（Pmob），控制變量為農(nóng)村居民人均凈利潤（inc），各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2所示。

模型建立與實證分析

（一）模型構(gòu)建

本文所涉及到的分析指標和變量數(shù)量較多，構(gòu)建傳統(tǒng)的計量模型難以將所有變量均納入分析范圍，故本文選取VAR矢量自回歸模型進行分析，以提高實證結(jié)果的精準性。VAR模型主要是將各個變量轉(zhuǎn)變?yōu)槠渌兞康臏箜?，從而分析各變量之間的關(guān)系，其特點是能夠?qū)⒛硞€因變量和自變量自回歸模型轉(zhuǎn)化為多個自變量和因變量的回歸模型。

在使用模型實證分析階段，因為VAR模型系統(tǒng)的相關(guān)系數(shù)較多，僅通過分析系數(shù)的估計值來得出結(jié)果并不準確，因此，需要構(gòu)建模型來進行單位根檢驗和格蘭杰因果檢驗，進而明確某個變量的滯后值是否對其它變量造成影響。

VAR（p）模型表達式為：

（t=1，2，…，T）

假設(shè)∑為εt的協(xié)方差矩陣，是k階正定矩陣，此時，上式可以寫為：

該式為非限制性向量回歸模型，式中yt為k維列內(nèi)生變量，xt為d維列外生變量，p為滯后階數(shù)，T是對象個數(shù)。εt為k維擾動列向量，列與列之間存在相關(guān)性，但與滯后階數(shù)之間不存在關(guān)聯(lián)性。k階矩陣Φ1…Φp和矩陣H為待估計系數(shù)矩陣。如果所闡述的對象為不含有常數(shù)的非限制性自回歸模型，則表達式為：

在網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟影響農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)上，本文所選取的數(shù)據(jù)均為面板數(shù)據(jù)，所以需要構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型來加以分析。

Yit為因變量，i與t分別表示數(shù)據(jù)橫向和時間序列上的誤差項;bij為自變量，其表示第j個變量在i截面上的數(shù)值;ai表示常數(shù)項，1

本文面板數(shù)據(jù)模型分為三種：不受變量自身影響的面板模型，ai=aj=a，bi=bj=b：

該模型的截距項與系數(shù)項相同，也稱為混合面板模型。

受變量影響的面板模型，ai ≠ aj，bi=bj=b：

該模型的每個變量的截距項不同，也稱為變截距模型。

系數(shù)差異模型，ai ≠ aj，bi ≠bj：

該模型在截距上和結(jié)構(gòu)上同時變化，也稱為無約束模型。

本文為進一步分析互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟對農(nóng)村居民消費影響，又構(gòu)建如下分析模型：

式中，C為農(nóng)村居民人均支出，j為消費的項目，i、t分別為地區(qū)和時間。γi為個體效應(yīng)，εit為誤差項。NBRO為農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)覆蓋率，PMOB為移動設(shè)備使用率，INC為農(nóng)村居民人均凈利潤。

（二）模型檢驗分析

1.單位根檢驗。由于VAR模型要求各指標變量的時間序列保持平穩(wěn)，若時間序列處于波動狀態(tài)會造成偽回歸現(xiàn)象。本文采取ADF檢驗方法進行單位根檢驗，根據(jù)變量概率值與顯著水平的對比結(jié)果來明確樣本數(shù)據(jù)是否存在單位根。ADF檢驗的原假設(shè)為：時間序列中有一個或者多個單位根存在。本文通過分析檢驗結(jié)果與假設(shè)的匹配度來判斷數(shù)據(jù)對象的時間序列是否處于穩(wěn)態(tài)。如果檢驗結(jié)果接受原假設(shè)，說明數(shù)據(jù)的時間序列存在單位根;否則，序列不存在單位根，時間序列保持平穩(wěn)，此時可進一步構(gòu)建檢驗?zāi)Ｐ汀?/p>

2.格蘭杰檢驗。格蘭杰因果檢驗主要驗證一個變量的滯后值是否對其他平行變量造成影響。本文根據(jù)變量的概率值與置信水平的比較結(jié)果來明確變量滯后值的影響效應(yīng)，具體Granger檢驗結(jié)果見表3所示。通過表3得知，農(nóng)村居民的收入能夠引起支出，說明居民的收入與支出間存在Granger因果關(guān)系;但農(nóng)村的網(wǎng)絡(luò)覆蓋率和網(wǎng)絡(luò)行政村的占比沒有引起消費，說明農(nóng)村居民的消費與互聯(lián)網(wǎng)覆蓋率、網(wǎng)絡(luò)行政村數(shù)量間不存在格蘭杰因果關(guān)系。

同時，本文選取固定效應(yīng)模型來研究網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟對農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的影響，具體檢驗結(jié)果如表4所示。通過表4檢驗結(jié)果可以得出，所有模型的R2均大于0.9，說明模型的檢驗精度較高。農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)覆蓋率、移動設(shè)備持有率以及農(nóng)村居民人均凈利潤均會促進農(nóng)村居民的消費。其中，農(nóng)村居民人均收入與其他二者相比對居民消費的影響最顯著，這符合我國農(nóng)村發(fā)展現(xiàn)狀。從宏觀視角來分析，互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟發(fā)展對農(nóng)村居民的消費起到正面影響。其中，網(wǎng)絡(luò)覆蓋率每提高1%，農(nóng)村居民的消費便提高0.334%。具體來看，農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)的覆蓋率刺激居民食物消費、生活用品消費和穿戴消費最為顯著，網(wǎng)絡(luò)覆蓋率每提高1%，農(nóng)村居民在食物、生活用品和穿戴項目上的消費便提高0.378%、0.367%和0.351%;在農(nóng)村居民的通訊、休閑和醫(yī)療項目上，網(wǎng)絡(luò)覆蓋率每提升1%，農(nóng)村居民的通訊消費便提升0.344%，休閑消費提升0.340%，住房消費提升0.331%，醫(yī)療消費提升0.295%。

農(nóng)村居民移動設(shè)備持有率也對居民的消費具有正向影響。移動設(shè)備持有率每提高1%，農(nóng)村居民的人均消費提升0.2870%。具體來看，移動設(shè)備持有率對農(nóng)村居民的食物消費影響最為顯著，移動設(shè)備持有率每提升1%，居民在食物項目上的消費就提高0.391%;其次，移動設(shè)備持有率每提升1%，農(nóng)村居民在穿戴項目上的消費便提升0.372%，在休閑、生活用品方面的消費提升0.379%、0.366%;最后，在農(nóng)村居民的通訊和醫(yī)療等項目上，移動設(shè)備持有率每提升1%，居民在通訊方面的消費提升0.336%，在住宅上的消費提升0.311%，在醫(yī)療項目上的消費提升0.235%。

綜上所述，互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的發(fā)展對我國農(nóng)村居民的消費具有顯著影響。其中，互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的發(fā)展對農(nóng)村居民消費的影響主要體現(xiàn)在生活必需品消費上，而對農(nóng)村居民的休閑消費影響較小。但隨著互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的不斷發(fā)展，農(nóng)村居民對網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟重視程度將會越來越強，居民將不再只停留在上網(wǎng)購物、在線理財這一層面，而是向多元化的網(wǎng)絡(luò)消費發(fā)展。同時，農(nóng)村居民的消費結(jié)構(gòu)逐漸由生活型轉(zhuǎn)變?yōu)樾蓍e型、發(fā)展型也是我國農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟發(fā)展的必然趨勢。

結(jié)論與建議

網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟的發(fā)展對我國農(nóng)村居民消費具有正面影響;農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)覆蓋率的提升和移動設(shè)備持有率的增長均推動了農(nóng)村居民消費增長，其中，網(wǎng)絡(luò)覆蓋率的提升推動農(nóng)村居民消費增長主要表現(xiàn)在居民的食物、生活用品和穿戴消費方面;我國農(nóng)村居民網(wǎng)絡(luò)消費結(jié)構(gòu)由生活型轉(zhuǎn)變?yōu)樾蓍e型、發(fā)展型是網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的必然趨勢。因此，我國應(yīng)當加強農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提升建設(shè)隊伍的專業(yè)水平與綜合素養(yǎng)，健全農(nóng)村移動電話服務(wù)體系;加強對農(nóng)村居民互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用能力的教育，安排專業(yè)人員指導(dǎo)農(nóng)村居民進行實操演練，提升農(nóng)村居民的互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用能力;加快健全農(nóng)村物流服務(wù)體系，實現(xiàn)與城市流通體系的融合，全面落實萬村千鄉(xiāng)物流服務(wù)項目;健全網(wǎng)絡(luò)支付、網(wǎng)絡(luò)消費監(jiān)管方面的法律體系，構(gòu)建網(wǎng)絡(luò)消費用戶信息安全體系，降低農(nóng)村居民網(wǎng)絡(luò)消費風(fēng)險，確保農(nóng)村居民能安心進行網(wǎng)絡(luò)消費。

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