陳玲

中圖分類號：F713? ?文獻標識碼：A

內容摘要：近年來，隨著電子商務的不斷成熟與發(fā)展，越來越多的電商企業(yè)將視角瞄準農村居民消費市場中，從而使農村的消費環(huán)境發(fā)生日新月異的變化，新的網絡消費方式備受農村居民的喜愛。與此同時，政府加大投入完善農村網絡基礎設施建設，逐步實現(xiàn)了農村的信息化，為農民網絡消費提供了技術基礎。在這網絡經濟發(fā)展的背景下，隨著農民生活水平日益提高，消費水平得到了極大提升，信息化的全面覆蓋促使消費結構日趨優(yōu)化。探討如何有效利用網絡經濟推動農民消費能力的提升，是本文研究的主要內容。

關鍵詞：網絡經濟? ?農村居民消費? ?實證分析

隨著我國經濟日漸轉型，消費在經濟增長方面的貢獻日漸提高。增強消費能力，優(yōu)化消費結構逐步成為政府宏觀調控的重要內容之一。農村居民消費在我國整個消費體系中占據(jù)十分重要的地位，但是受地理因素、經濟因素以及社會因素的限制，無論在數(shù)量上還是質量上，農村居民消費與城市居民消費之間仍然存在顯著差距。進入新世紀以后，受計算機技術進步的影響，網絡經濟逐步普及。在網絡經濟中，交易雙方借助網絡平臺進行交易，極大突破了交易的時間限制和空間限制。對廣大農民來說，網絡經濟大大提高了消費的便利度，極大優(yōu)化了其消費環(huán)境。再者，隨著電子商務的發(fā)展，農民的收入水平得到了較大提高，消費意愿也得到了相應改善。因此，本文分析網絡經濟發(fā)展與農村居民消費升級具有顯著的理論意義和現(xiàn)實價值。

網絡經濟影響農村居民消費的機理

由于網絡經濟具有直接性、便利性以及滲透性三大特性，其對農村居民的消費行為、企業(yè)的經營模式以及其他領域產生著較大影響，本文對網絡經濟影響農村居民消費機理的分析主要從以下三個方面進行：

（一）網絡經濟下消費實現(xiàn)條件的優(yōu)化

網絡經濟在傳統(tǒng)經濟的基礎上實現(xiàn)了進一步的調整和改革，大大提高了消費者在供應鏈中的地位，為消費者消費行為的改變提供了重要條件。首先，消費者地位的轉變。在網絡經濟下，消費者借助互聯(lián)網，能夠更加深入地了解產品、企業(yè)以及市場等信息，消費者的自主選擇能力和選擇范圍得到提升，消費者的消費角色從被動消費轉變?yōu)橹鲃酉M，進而對企業(yè)實現(xiàn)產品質量的提高、促進企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)揮著有效的推動作用。其次，消費力和消費效率的提高。網絡經濟借助互聯(lián)網等信息技術，打破了時間、空間距離的局限性，消費者能夠隨時隨地了解和購買商品，實現(xiàn)了消費的即時性、無邊界性，大大提高了消費效率。再次，流通體系的改革。網絡經濟通過引入互聯(lián)網技術，大大簡化了供應鏈的中間環(huán)節(jié)，商品流通體系實現(xiàn)了產、供、銷整個供應鏈的貫穿，極大縮減了商品流通時間和距離。最后，支付方式的升級。傳統(tǒng)經濟下商品購買的支付方式以現(xiàn)金支付為主，而在網絡經濟克服了現(xiàn)金支付的弊端，提高支付效率成為現(xiàn)實，形成了以第三方賬戶支付和網上銀行支付為主的網絡支付方式，支付方式的升級不僅提高了支付的便捷性，還實現(xiàn)了對多個領域的全覆蓋。

（二）網絡經濟下消費實現(xiàn)成本的降低

網絡經濟實現(xiàn)消費成本的降低主要表現(xiàn)在生產鏈、消費鏈兩個方面交易成本的降低上。首先，基于生產鏈間交易成本的降低。網絡經濟借助網絡打造企業(yè)自身的互聯(lián)網、物聯(lián)網平臺，能夠在產品銷售、流通以及支付等方面有效降低企業(yè)成本的投入，時間成本也會因此大大縮減。其次，基于消費鏈間交易成本的降低。網絡經濟下的信息是開放的，消費者可通過互聯(lián)網對企業(yè)、產品等信息進行多方位地了解，生產企業(yè)也可借助互聯(lián)網及時掌握市場動態(tài)，從而有效緩解信息不對稱現(xiàn)象，以此大大提高消費者的消費體驗，滿足消費者的消費需求。

（三）網絡經濟促進消費效用和消費需求增大

網絡經濟的興起，不僅調整和變革了傳統(tǒng)經濟，同時豐富了經濟模式，在二者的共同作用下，有效促進了消費效用、消費需求的增大。首先，隨著網絡經濟的興起，網絡產品的品類、數(shù)量能進一步滿足消費者的需求，消費者的自主選擇能力和選擇的范圍不斷擴大，消費者可依據(jù)時間、空間、經濟實力等自身狀況，合理地選擇商品的消費渠道，從而提高消費者的消費滿意度，也進一步刺激了居民消費。其次，消費需求的增大。由于部分網絡商品的價格低于傳統(tǒng)的商品價格，以此對消費者的消費決策、消費渠道的選擇產生重大的影響，在居民購買力不變的情況下，消費商品的價格降低，導致居民消費需求將不斷上升。

網絡經濟影響農村居民消費水平的實證分析

（一）指標的選取

本文結合網絡經濟的含義，借鑒理論界的研究成果，并立足于本文的研究內容，選取了農村互聯(lián)網普及率、農村互聯(lián)網用戶規(guī)模、開通互聯(lián)網寬帶業(yè)務的行政村比重、通郵的行政村比重等指標來分析農村網絡經濟發(fā)展水平。此外，就農村居民消費指標而言，考慮到收入對消費的影響，結合數(shù)據(jù)的有效性和可獲得性，選取農村居民人均純收入進行衡量。本文的分析對象是農村居民消費水平，所以，農村居民消費水平作為被解釋變量。

（二）數(shù)據(jù)來源

農村互聯(lián)網普及率、農村居民網民規(guī)模數(shù)據(jù)取自中國互聯(lián)網發(fā)展研究報告。開通互聯(lián)網業(yè)務的行政村比重、開通郵寄的行政村比重、農村居民人均純收入、農村居民人均消費支出的數(shù)據(jù)取自國家統(tǒng)計年鑒。鑒于農村互聯(lián)網相關數(shù)據(jù)的統(tǒng)計工作始于2005年，因此，本文的分析區(qū)間為2005-2017年。

（三）變量的確定

本文設定被解釋變量如下：Y：農村居民人均消費支出（XF）;解釋變量如下：X1：農村居民人均純收入（SR）;X2：農村互聯(lián)網普及率（PJL）;X3：農村網民規(guī)模（WMS）;X4：開通互聯(lián)網寬帶業(yè)務的行政村占比（TWBZ）。

（四）模型的設定及說明

本文所用的模型為VAR模型，其數(shù)學表達式為：

式中：yt為k維內生變量列向量，xt為d維外生變量列向量，p為滯后階數(shù)，T為樣本數(shù)。 Φ1，…Φp與H為系數(shù)矩陣。εt為k維擾動列向量，在同一期間彼此相關，與滯后項無相關關系。設∑為 εt的協(xié)方差矩陣，屬于（k*k）的正定矩陣。由此可得：

這就是非限制性向量自回歸模型，εt為白噪聲向量。相應的不含常數(shù)項的非限制向量自回歸模型為：

（五）模型檢驗與分析

為了消除異方差和異常數(shù)值的影響，對變量進行對數(shù)化處理。對變量進行ADF檢驗，結果得出各個變量均有單位根，采用二階差分法對變量進行處理，除網民規(guī)模仍然不平穩(wěn)外，其余變量均變?yōu)槠椒€(wěn)序列（由于篇幅所限，變量序列的平穩(wěn)性檢驗結果、var模型的參數(shù)估計結果未列出）。根據(jù)結果可以得出變量回歸方程。鑒于本文僅分析網絡經濟和農村居民消費水平存在何種關系，其相應的回歸方程為：

模型具有較高的擬合度，說明模型是有效的。采用單位圓法對模型的穩(wěn)定性進行檢驗，所有特征根均在單位圓內，這表明模型具有穩(wěn)定性。Granger因果關系檢驗主要分析變量間的影響關系，結果見表1所示。

由表1可知，收入與消費存在格蘭杰因果關系，互聯(lián)網普及率、通網比重和消費均不存在格蘭杰因果關系。但需要說明的是，變量無格蘭杰因果關系，不能說明二者無因果關系。

對于變量的影響過程及影響原理，本文采用脈沖響應函數(shù)進行分析。由分析結果可知，對消費支出自身來說，其正向沖擊在前3期呈現(xiàn)下降趨勢，此后趨于穩(wěn)定?；ヂ?lián)網普及率對消費支出的負向沖擊一直持續(xù)到第八期，此后逐步變?yōu)檎驔_擊，并且沖擊趨勢逐漸上升。通網比重對消費支出存在一個正向沖擊，在此后的1至6期變?yōu)樨撓驔_擊，然后又轉為正向沖擊。收入對消費支出的沖擊在1至3期均為正向，3-9期呈現(xiàn)波動的趨勢，9期之后呈現(xiàn)出下降的趨勢。由此可知，互聯(lián)網普及率和通網比重都對農村居民消費的影響具有長期性，在短期內并不顯著，這表明，經過網絡經濟的長期發(fā)展，其對農村居民消費的正向作用日益顯著。

為了研究各個擾動項對變量的影響程度，使用方差分解方法對其進行分析，結果得出，對于消費支出來說，其自身對變動方差的解釋率逐漸減少，互聯(lián)網普及率和通網比重對居民收入變動的解釋率逐步增加，在第10期達到了最高值，也就是互聯(lián)網普及率、農村居民收入變動對消費支出的方差解釋率占到了20%。此外，收入對消費支出的解釋率最初上升，此后逐步穩(wěn)定，和脈沖響應結果相符。由此可知，互聯(lián)網普及率和農村通網比重的增加，對農村居民的消費影響也會隨之增加（由于篇幅所限，方差分解結果、脈沖響應函數(shù)圖未列出）。

基于向量自回歸模型可以得出，網絡經濟能夠對農村居民消費產生重要的推動作用，而且隨著網絡經濟的發(fā)展，互聯(lián)網普及率和農村通網對農村居民消費的正向作用也會日益顯著。

網絡經濟影響農村居民消費結構的實證分析

（一）指標選取及變量說明

為了更好分析網絡經濟對我國農村居民消費的影響，本文選取的指標包括網絡經濟發(fā)展指標、農村居民消費結構指標。其中，網絡經濟發(fā)展指標作為自變量，包括互聯(lián)網普及率（Npjl）、移動電話普及率（Ppjl）。農村居民消費結構指標作為因變量，包括食品消費（sp）、服裝消費（yz）、居住消費（jz）、家庭設備用品及服務消費（jy）、醫(yī)療保健消費（y1）、交通和通訊消費（jt）、文教娛樂用品及服務消費（wy）以及平均消費支出（jxf）。農村居民人均純收入（sr）是控制變量。

（二）數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)的一致性和可獲取性，本文選取2002-2012年作為分析區(qū)間，對我國各省的統(tǒng)計指標進行分析，數(shù)據(jù)來源于歷年來的中國統(tǒng)計年鑒。

（三）模型設定及說明

本文使用的是面板數(shù)據(jù)，因此需要使用面板數(shù)據(jù)模型進行研究。

Yit是因變量，i表示截面軸的隨機誤差項，t表示時間軸上的隨機誤差項;bji是自變量，表示第j個解釋變量在第i個截面上的參數(shù);ai是常數(shù)項，數(shù)值介于1-N之間;T表示時間跨度。N表示分析對象的數(shù)目，k表示自變量數(shù)。相應的面板數(shù)據(jù)分析模型為：

面板數(shù)據(jù)模型共有3類：不受個體影響的不變系數(shù)模型：ai=aj=a，bi=bj=b，yit=a+xitb+uit，在該模型中，橫截面相同，截距項和系數(shù)相同。變截距模型即：ai≠aj ，bi=bj=b ;yit=ai+xitb+uit，i=1，…，N，t=1，…，T ，在該模型中，模型的結構參數(shù)相同，但截距項不同。變系數(shù)模型即：ai≠aj ，bi≠bj? ;yit=ai+xitbi+uit，i=1，…，N ，在該模型中，模型的結構參數(shù)各不相同，截距項也各不相同。

模型的選取會對估計結果產生較大影響，因此必須要慎重選取。對此，本文對模型進行檢驗，找到最優(yōu)的模型，以此防止出現(xiàn)模型偏差問題，確保模型估計準確可靠。常用的檢驗方法為協(xié)方差檢驗法。該方法包含兩個假設：

H1：b1=b2=…=bN

H2：a1=a2=…=aN;b1=b2=…=bN

若H2成立，可以得出樣本不適合采用不變系數(shù)模型，無需繼續(xù)進行檢驗。若H2不成立，則需要對H1進行檢驗。若H1成立，最優(yōu)的模型為變截距模型，若H1不成立，則適合采用變系數(shù)模型。

F統(tǒng)計量計算：第一步，對變系數(shù)模型做回歸分析，殘差平方用S1表示。第二步，對變截距模型做回歸分析，殘差平方和用S2表示。第三步，對不變參數(shù)模型做回歸分析，殘差平方和用S3表示。第四步，識別。

根據(jù)假設H2，對統(tǒng)計量F2進行F檢驗：

若F2超出臨界值，則H2不成立，對F1進行檢驗。若F2在臨界值內，則取不變系數(shù)模型作為分析模型。

根據(jù)假設H1，對統(tǒng)計量F1進行F檢驗：

若F1超出臨界值，則H1不成立，變系數(shù)模型為最優(yōu)模型，若F1在臨界值內，則H1成立，變截距模型為最優(yōu)模型。

本文的面板數(shù)據(jù)模型為：

式中，C為農村居民消費支出，j表示消費支出的種類，i表示省份，t表示時間。γi為個體效應，且服從正態(tài)分布。εit表示隨機誤差項。NPJL為互聯(lián)網普及率，PPJL為移動電話普及率，SR為農村居民人均純收入。

（四）模型檢驗及分析

第一步是進行F檢驗，在混合估計模型和固定效應模型進行選取;第二步進行豪斯曼檢驗，在個體固定效應模型和隨機效應模型之間進行選取。經過分析，本文實證分析選取的模型為固定效應模型，其回歸分析結果見表2所示。

由表2可知，模型的擬合優(yōu)度均在0.9之上，這說明模型具有較好的擬合度。互聯(lián)網普及率、移動電話普及率以及農村居民人均純收入和農村居民消費存在正相關關系。就整體而言，網絡經濟發(fā)展推動了農村居民消費支出的增長，互聯(lián)網普及率增長1%，農村居民人均消費支出增長0.221%。就各個類別而言，農村居民食品消費支出增長0.265%，家庭用品消費支出增長0.254%，衣著消費支出增長0.249%;對于交通及通信支出、文化娛樂消費支出而言，互聯(lián)網普及率增長1%，交通及通信支出增長0.243%，文化娛樂消費支出增長0.239%;對于居住消費支出與醫(yī)療消費支出，互聯(lián)網普及率增加1%，居住消費支出增加0.220%，醫(yī)療消費支出增加0.187%。

移動電話普及率和農村居民消費存在顯著的正相關性，當移動電話普及率增加1%，農村居民人均消費增加0.177%。就各個類別而言，移動電話普及率和農村居民食品消費支出的相關性最為顯著，當移動電話普及率增加1%，農村居民食品消費支出增加0.280%;對于衣著消費支出、文娛消費支出以及家庭用品消費支出，當移動電話普及率增長1%，衣著消費支出增長0.269%，文娛消費支出增長0.268%，家庭用品消費支出增長0.257%;對于農村居民交通消費支出、農村居民居住消費支出和醫(yī)療保健消費支出，當移動電話普及率增長1%，各個指標分別增加0.225%、0.200%、0.214%。

結論與建議

基于上文的實證分析，本文的結論如下：農村居民消費水平逐步增長，消費結構日益優(yōu)化;收入對農村居民的消費沖擊保持在穩(wěn)定水平，互聯(lián)網普及率對農村居民消費保持正向沖擊，這說明網絡經濟對農村居民的消費具有顯著的推動作用;網絡經濟發(fā)展對農村居民的消費升級的影響以生存型消費為主，對發(fā)展型和享受型消費的影響較弱。

基于本文的實證分析和結論，本文認為推動網絡經濟發(fā)展，提升其對農村居民消費升級的影響程度，需要從以下五個方面入手：加大農村互聯(lián)網基礎設施的建設和推廣力度，并不斷進行完善、升級和改造。具體來說，應當合理安排財政資金，加大投資力度，完善農村互聯(lián)網基礎設施。另外，還應當著眼于人才隊伍建設，加強技術培訓，不斷強化提升農村互聯(lián)網基礎設施人員的業(yè)務素質，以此保障互聯(lián)網基礎設施的穩(wěn)定性和可靠性。加大培訓力度，提升農民使用互聯(lián)網的技能。政府部門應當安排專門機構開展農民互聯(lián)網知識的培訓，提高其對互聯(lián)網的認知能力，增強其利用互聯(lián)網的操作能力，這樣才能夠促使其在互聯(lián)網條件下不斷提高自身的消費水平和購買能力。加大物流投入，建設完善的物流體系。政府部門應當通過財政資金和稅收優(yōu)惠等措施來帶動、推動和拉動物流行業(yè)投資的發(fā)展，對物流資源進行有機整合，增強物流企業(yè)的整體競爭力，提升其服務水平，最終構建起覆蓋中國各個地區(qū)的物流體系，為網絡經濟的發(fā)展提供健全完善的物流支撐體系。著力建設互聯(lián)網支付體系，完善相關法律法規(guī)。對于日益興起的互聯(lián)網支付，政府部門應當加強監(jiān)管，借鑒歐美等國家在這方面的好的經驗做法，不斷提升監(jiān)管水平，對第三方支付機構形成有效約束，盡可能降低金融風險，提高消費者利益的保障水平，確保第三方支付在法律規(guī)定的范圍內有效運轉。加強網絡消費相關法規(guī)建設，提高監(jiān)管能力。應當在互聯(lián)網條件下構建消費監(jiān)管系統(tǒng)，對網絡交易的全過程進行有效監(jiān)管，確保消費有序安全進行，營造良好的網絡消費環(huán)境。此外，應當定期或不定期地對監(jiān)管人員開展業(yè)務培訓和組織技能交流，通過組織學習和相互交流，提升監(jiān)管人員的整體素質和監(jiān)管能力，從而不斷提高監(jiān)管的有效性。

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