我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出的收斂性研究
——基于空間面板模型的實(shí)證分析

張　肅

1(同濟(jì)大學(xué)，上海　200092)　2(中原工學(xué)院，鄭州　450007)

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我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出的收斂性研究
——基于空間面板模型的實(shí)證分析

張肅1，2

1(同濟(jì)大學(xué)，上海200092)2(中原工學(xué)院，鄭州450007)

〔摘要〕本文運(yùn)用面板數(shù)據(jù)對(duì)2002～2013年我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出的收斂性進(jìn)行了研究。首先，通過東、中、西部地區(qū)的對(duì)比，分析了城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)的差異性。然后，通過分析城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出的σ收斂、絕對(duì)β收斂、條件β收斂性，得出以下結(jié)論：城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出具有階段σ收斂性；不存在絕對(duì)β收斂的情況；通過包含空間和時(shí)間固定效應(yīng)的空間面板杜賓模型，得出存在條件β收斂的結(jié)論；信息消費(fèi)增長(zhǎng)自身的空間溢出效應(yīng)雖為正值但并不顯著，控制變量中僅有收入存在顯著的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。

〔關(guān)鍵詞〕城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出收斂空間面板杜賓模型

引言

信息消費(fèi)已成為日益增長(zhǎng)的消費(fèi)熱點(diǎn)[1]，但是我國(guó)省區(qū)之間城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出的熱度是否相同？地區(qū)之間如果存在顯著的差異，那么是否存在收斂趨勢(shì)？對(duì)于這些問題的回答需從“收斂”一詞說起，最初用于研究地區(qū)或國(guó)家之間的收入差距是否會(huì)隨時(shí)間的推移而逐步減少，理論上存在3種收斂概念，分別是σ收斂、絕對(duì)β收斂、條件β收斂。σ收斂是指各地區(qū)間的差異隨著時(shí)間的推移而趨于減少，一般用樣本標(biāo)準(zhǔn)差來衡量；絕對(duì)β收斂是指所有地區(qū)最終將收斂于同一個(gè)穩(wěn)態(tài)；條件β收斂放棄了各個(gè)地區(qū)具有完全相同的經(jīng)濟(jì)特征的假定，考慮了各個(gè)地區(qū)不同的特征和條件，也就是地區(qū)差異，認(rèn)為不同的地區(qū)具有不同的穩(wěn)態(tài)。本文基于2002～2013的省際面板數(shù)據(jù)，引入空間相關(guān)性，測(cè)度了城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出的收斂性。

1文獻(xiàn)回顧

學(xué)術(shù)界的研究成果集中于基本概念、理論的

研究，對(duì)信息消費(fèi)內(nèi)涵的界定尚不統(tǒng)一。朱紅(2005)分析了信息消費(fèi)的內(nèi)涵，對(duì)信息產(chǎn)品、服務(wù)及信息市場(chǎng)、信息消費(fèi)者行為和信息消費(fèi)者權(quán)利及其保護(hù)等內(nèi)容進(jìn)行了闡述[2]。楊京英(2006)對(duì)信息消費(fèi)系數(shù)測(cè)算方法進(jìn)行了研究[3]。馬哲明(2007)探討信息消費(fèi)的起源、概念、消費(fèi)監(jiān)督評(píng)價(jià)及權(quán)益保護(hù)、影響因素及環(huán)境等內(nèi)容的研究現(xiàn)狀[4]。鄭英隆(2013)綜述了2006～2011年居民信息消費(fèi)差異問題研究現(xiàn)狀，指出已有研究成果存在相似性較高、不夠深入的問題[5]。沈小玲(2013)系統(tǒng)研究了信息消費(fèi)的相關(guān)理論[6]。任興洲(2014)對(duì)新型信息消費(fèi)內(nèi)涵進(jìn)行了分析[7]。

實(shí)證研究方面，文獻(xiàn)多集中于探討城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差異性，對(duì)信息消費(fèi)差異性的研究相對(duì)較少，并且缺乏量化研究結(jié)論。杭斌(2004)利用1978～2002年的有關(guān)數(shù)據(jù)和狀態(tài)空間模型進(jìn)行了實(shí)證分析，得出1990年之后城鎮(zhèn)居民長(zhǎng)期邊際消費(fèi)傾向和長(zhǎng)期平均消費(fèi)傾向?yàn)槌掷m(xù)下降趨勢(shì)的結(jié)論[8]。謝子遠(yuǎn)(2007)基于狀態(tài)空間模型對(duì)城鄉(xiāng)居民消

費(fèi)傾向進(jìn)行了變參數(shù)估計(jì)，得出了城鄉(xiāng)居民邊際消費(fèi)傾向的高低處于動(dòng)態(tài)演變過程的結(jié)論[9]。郭永建(2010)通過系統(tǒng)GMM方法，通過對(duì)樣本數(shù)據(jù)的滾動(dòng)估計(jì)，也得出農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向高于城鎮(zhèn)居民的結(jié)論[10]。肖婷婷(2010)研究了2000～2007年，中國(guó)城鄉(xiāng)居民信息消費(fèi)的變動(dòng)特點(diǎn)，得出城鄉(xiāng)居民信息消費(fèi)增長(zhǎng)迅速、農(nóng)村居民邊際信息消費(fèi)傾向高于城鎮(zhèn)居民、在信息消費(fèi)水平上農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民差距較大等結(jié)論[11]。朱琛(2010)基于1992～2008年的數(shù)據(jù)，對(duì)城鄉(xiāng)居民信息消費(fèi)水平進(jìn)行了比較，得出中國(guó)城鄉(xiāng)居民在信息消費(fèi)水平、信息消費(fèi)系數(shù)、平均信息消費(fèi)傾向方面存在著較大的差距[12]。

大量文獻(xiàn)集中于研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性。而關(guān)于消費(fèi)行為收斂的研究相對(duì)較少。吳玉鳴(2009)運(yùn)用空間截面數(shù)據(jù)研究了居民消費(fèi)水平的空間相關(guān)性與地區(qū)收斂性[13]。萬廣華(2005)對(duì)中國(guó)農(nóng)村居民信息消費(fèi)的收斂性進(jìn)行了研究[14]。

通過以上的文獻(xiàn)分析，可以發(fā)現(xiàn)目前的研究存在以下問題：多從城鄉(xiāng)差異的視角展開研究，而缺乏空間差異性的研究，一般主要采用傳統(tǒng)東部、中部、西部地區(qū)的劃分方法分開研究，在各區(qū)域內(nèi)部對(duì)空間相關(guān)性未做考慮；多采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)或截面數(shù)據(jù)，而缺乏面板數(shù)據(jù)的應(yīng)用。

2數(shù)據(jù)與研究思路說明

2.1信息消費(fèi)及其影響因素

考慮到2002年以來居民信息水平的迅猛發(fā)展，選取我國(guó)大陸31個(gè)省，2002～2013年的樣本數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象。所有數(shù)據(jù)均來源于歷年的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)信息年鑒和各省(區(qū)、市)的統(tǒng)計(jì)年鑒。為了剔除物價(jià)因素的影響，利用以2002年為基期的分省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了平減。對(duì)本文用到的數(shù)據(jù)說明如下。

2.1.1信息消費(fèi)支出(CZXF)

關(guān)于信息消費(fèi)的內(nèi)涵，一種觀點(diǎn)認(rèn)為包括居民所有用于信息類商品和服務(wù)的支出；另一種觀點(diǎn)認(rèn)為信息消費(fèi)是對(duì)基于互聯(lián)網(wǎng)的新型信息產(chǎn)品和新型信息服務(wù)的消費(fèi)，新型信息產(chǎn)品包括功能手機(jī)、智能手機(jī)、平板電腦、微型計(jì)算機(jī)、智能電視、IPTV終端等網(wǎng)絡(luò)化終端產(chǎn)品；信息服務(wù)主要包括語音服務(wù)、互聯(lián)網(wǎng)接入服務(wù)、信息內(nèi)容服務(wù)以及軟件應(yīng)用服務(wù)。可以看出，后一種觀點(diǎn)認(rèn)為的新型信息消費(fèi)包括在第一種觀點(diǎn)中。鑒于目前信息消費(fèi)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)獲取的難度，參照大多數(shù)學(xué)者的做法，本文將中國(guó)城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)性支出的交通通訊、娛樂文化教育、醫(yī)療保健3項(xiàng)消費(fèi)支出總額加總作為居民信息消費(fèi)支出。

2.1.2物價(jià)指數(shù)(CZJG)

由于目前統(tǒng)計(jì)年鑒中沒有提供信息消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，本文選用城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(2002為基期)反映整體物價(jià)水平對(duì)居民信息消費(fèi)支出的影響。

2.1.3受教育水平(SJYSR)

本文選用6歲及6歲以上高中以上學(xué)歷人口數(shù)之和反映居民受教育水平提高對(duì)居民信息消費(fèi)支出的影響。

2.1.4信息消費(fèi)基礎(chǔ)設(shè)施(CTGL)

本文選用長(zhǎng)途光纜長(zhǎng)度反映信息消費(fèi)基礎(chǔ)設(shè)施水平的改善對(duì)居民信息消費(fèi)支出的影響。

2.1.5網(wǎng)民人數(shù)(WMRS)

表示居民中使用新技術(shù)消費(fèi)信息的廣度，用來反映其對(duì)居民信息消費(fèi)支出的影響。

2.1.6城鎮(zhèn)居民收入水平(CZSR)

用來反映居民消費(fèi)能力提高對(duì)信息消費(fèi)支出的影響。

2.2空間權(quán)重矩陣的構(gòu)建

2.3研究思路

本文將首先對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)差異性進(jìn)行分析，在此基礎(chǔ)上，進(jìn)行絕對(duì)收斂檢驗(yàn)和條件β收斂檢驗(yàn)，主要采用數(shù)據(jù)描述性分析、普通面板回歸模型、空間面板回歸模型進(jìn)行研究。具體研究思路如圖1所示。

圖1　論文研究思路

3信息消費(fèi)差異性分析

為了全面評(píng)估我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)的差異性，按照常規(guī)的區(qū)域劃分方法，將中國(guó)31個(gè)省區(qū)劃分為東部、中部和西部3個(gè)區(qū)域①，并從信息消費(fèi)支出、信息消費(fèi)系數(shù)、信息消費(fèi)傾向3個(gè)方面進(jìn)行分析如下。

3.1我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出的差異性分析

2002～2013年我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出趨勢(shì)如圖2所示?？梢钥闯觯瑬|部地區(qū)的信息消費(fèi)支出不但領(lǐng)先于中、西部地區(qū)，也高于全國(guó)平均水平，而中、西部地區(qū)的平均水平差別不大。

圖2　2002～2013年我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出趨勢(shì)圖

3.2我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)系數(shù)的差異性分析

信息消費(fèi)系數(shù)是信息消費(fèi)統(tǒng)計(jì)的重要指標(biāo)，它反映了居民信息消費(fèi)支出占其總消費(fèi)支出的比重，它是表征信息社會(huì)和信息化發(fā)展階段的一個(gè)新維度。信息消費(fèi)系數(shù)值越大，說明居民信息消費(fèi)支出占其總消費(fèi)支出的比重越高，即居民的消費(fèi)水平和質(zhì)量也相應(yīng)達(dá)到了更高層級(jí)。2002～2013年我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)系數(shù)如圖3所示，可以看出，東部地區(qū)的信息消費(fèi)系數(shù)不但領(lǐng)先于中、西部地區(qū)，也高于全國(guó)平均水平。

圖3　2002～2013年我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)系數(shù)趨勢(shì)圖

3.3我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)傾向的差異性分析

信息消費(fèi)傾向衡量的是居民收入中用于信息消費(fèi)支出的份額，信息消費(fèi)傾向的高低直接反映了居民信息消費(fèi)需求的意愿及程度。2002～2013年我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)傾向如圖4所示，可以看出，東、中、西部和全國(guó)平均信息消費(fèi)傾向呈先減弱到2008年回升的趨勢(shì)，而且東部地區(qū)的信息消費(fèi)傾向最高。

圖4　2002～2013年我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)傾向趨勢(shì)圖

4絕對(duì)收斂檢驗(yàn)

4.1絕對(duì)σ收斂檢驗(yàn)

假設(shè)σt表示年份t時(shí)的對(duì)數(shù)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出的標(biāo)準(zhǔn)差，即：

參數(shù)σt表示變量的離散程度，如果在年份t+T時(shí)滿足σt+T<σt，則稱具有T階段σ收斂性，如果對(duì)任意年份s>t都有σs<σt，則稱具有一致σ收斂性。

結(jié)果如圖5所示，2002～2013年我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)差發(fā)展趨勢(shì)分為兩個(gè)階段：第一階段為2002～2008年，標(biāo)準(zhǔn)差先上升，在2006年到達(dá)到峰值，然后下降；第二階段：2009年后逐漸呈下降趨勢(shì)，具有階段σ收斂性。

圖5　2002～2013年我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)差趨勢(shì)圖

4.2絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)

如果收斂方程采用如下形式：

lnCZXFit-lnCZXFi，t-1=α+βlnCZXFi，t-1+ξit

(1)

當(dāng)系數(shù)β<0時(shí)，表明存在絕對(duì)β收斂。

表1給出了2002～2013年我國(guó)31個(gè)省、市、自治區(qū)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出面板數(shù)據(jù)絕對(duì)收斂的估計(jì)結(jié)果，從中可以看出：估計(jì)出的β值不顯著，R2也極小。因此，城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出不存在絕對(duì)β收斂的情況。

表1　我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出絕對(duì)β收斂估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)據(jù)為相應(yīng)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值。(下文相同)

5條件β收斂檢驗(yàn)

5.1引入空間效應(yīng)、時(shí)間效應(yīng)的非空間面板數(shù)據(jù)模型

本文檢驗(yàn)條件β收斂的做法是在方程(1)的基礎(chǔ)上，首先依次引入空間效應(yīng)、時(shí)間效應(yīng)、空間和時(shí)間固定效應(yīng)，即考慮模型(2)，如果系數(shù)β<0時(shí)，表明我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出存在條件β收斂。結(jié)果如表2所示，空間和時(shí)間固定效應(yīng)的LR檢驗(yàn)在1%顯著性水平上均顯著，表明模型中應(yīng)同時(shí)包含空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)，而且其R2和LogL均為最大。從估計(jì)結(jié)果來看，β值為-0.288447，表明存在條件收斂。

lnCZXFit-lnCZXFi，t-1=βlnCZXFi，t-1+ui+λt+ξit

(2)

表2　引入空間效應(yīng)、時(shí)間效應(yīng)的條件β收斂系數(shù)估計(jì)結(jié)果

5.2引入空間效應(yīng)、時(shí)間效應(yīng)及控制變量的非空間面板數(shù)據(jù)模型

在模型(2)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步將外生變量添加到模型(2)中，得到模型(3)，用以比較估算出的收斂結(jié)果，并進(jìn)行了LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)。結(jié)果如表3所示，空間和時(shí)間固定效應(yīng)的LR檢驗(yàn)在1%顯著性水平上均顯著，表明模型中應(yīng)同時(shí)包含空間和時(shí)間雙固定效應(yīng)，而且其R2和LogL均為最大。從估計(jì)結(jié)果來看，加入控制變量后，收斂速度明顯提高，β值為-0.585238，表明存在條件β收斂。

lnCZXFit-lnCZXFi，t-1=βlnCZXFi，t-1+χlnXit+ui+λt+ξit

(3)

各控制變量對(duì)信息消費(fèi)增長(zhǎng)率的影響也不一樣。物價(jià)水平的上升，沒有使增長(zhǎng)率減弱，反到增強(qiáng)，產(chǎn)生了顯著的正影響(0.765164)。而受教育人數(shù)對(duì)信息消費(fèi)增長(zhǎng)率的影響并不顯著。信息消費(fèi)的基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)生了顯著的負(fù)影響(-0.063054)，說明基礎(chǔ)設(shè)施的改善，會(huì)使人們的信息費(fèi)用降低。網(wǎng)民人數(shù)的增加，產(chǎn)生了顯著的正影響(0.036065)，說明使用新技術(shù)消費(fèi)信息的廣度增加，會(huì)使人們的信息費(fèi)用的投入增加。城鎮(zhèn)居民的收入提升，產(chǎn)生了顯著的正影響(1.130465)，說明當(dāng)收入提升時(shí)，會(huì)增加用于獲取信息的支出。

表3　引入空間效應(yīng)、時(shí)間效應(yīng)及控制變量的條件β收斂系數(shù)估計(jì)及LM檢驗(yàn)結(jié)果

5.3引入空間和時(shí)間效應(yīng)的空間杜賓模型

另外，表3中空間和時(shí)間固定效應(yīng)模型的LM檢驗(yàn)結(jié)果顯示，雖然lmlag和lmerror檢驗(yàn)不能拒絕沒有空間滯后被解釋變量或空間自相關(guān)誤差項(xiàng)的原假設(shè)，但當(dāng)使用穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)時(shí)，不能拒絕沒有空間滯后被解釋變量或空間自相關(guān)誤差項(xiàng)的原假設(shè)，說明SAR和SEM模型應(yīng)同時(shí)成立。而且空間、時(shí)間固定效應(yīng)模型的LM檢驗(yàn)結(jié)果雖不相同，但都說明應(yīng)考慮空間因素的影響。基于此，在模型(3)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步將空間因素添加到模型(3)中，得到空間面板杜賓模型SDM(4)，用以比較估算出的收斂結(jié)果[16]。

(4)

運(yùn)用Baltagi(2005)提出的中心化方法，結(jié)果如表4第2列所示，Lee和Yu(2010)認(rèn)為運(yùn)用這種直接估計(jì)方法將會(huì)使得其參數(shù)估計(jì)值產(chǎn)生偏誤，并對(duì)其進(jìn)行了偏差修正，結(jié)果如表4第3列所示[17]。結(jié)果表明，空間滯后被解釋變量和解釋變量的系數(shù)估計(jì)值對(duì)偏差修正相當(dāng)敏感，由于偏差修正的R2略小于直接估計(jì)結(jié)果，所以下文分析采用直接估計(jì)結(jié)果。從表4第2列和第3列的Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)結(jié)果可知，均通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，必須拒絕模型(4)可以簡(jiǎn)化為空間滯后或空間誤差模型，因此選取比SAR和SEM模型更廣義形式的SDM模型進(jìn)行實(shí)證分析是合適的。如果ui被視為一隨機(jī)變量，而不是固定效應(yīng)，相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果如表4第4列所示，但是通過Hausman檢驗(yàn)可知，其估計(jì)值為46.3428，自由度為13，對(duì)應(yīng)的p=0.0000，表明必須拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型。

表4　具有空間和時(shí)間效應(yīng)空間杜賓模型的條件β收斂系數(shù)估計(jì)結(jié)果

從表4中可以看出，考慮空間因素后，我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出仍然存在條件β收斂情況?？臻g滯后被解釋變量的系數(shù)估計(jì)值雖然為正但沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明地區(qū)之間的信息消費(fèi)增長(zhǎng)并沒有產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。而各控制變量中，只有收入產(chǎn)生明顯的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。

LeSage和Pace(2009)指出利用空間回歸模型的點(diǎn)估計(jì)方法來檢驗(yàn)空間變量是否存在溢出效應(yīng)而得到的結(jié)論是有偏誤的，即解釋變量的系數(shù)估計(jì)值并不代表真實(shí)的偏回歸系數(shù)，并提出需要將其系數(shù)估計(jì)值分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)[18]。在表4參數(shù)估計(jì)結(jié)果的基礎(chǔ)上，得到各變量對(duì)信息消費(fèi)增長(zhǎng)率的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)估計(jì)結(jié)果如表5所示。

表5　各變量對(duì)信息消費(fèi)增長(zhǎng)率的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

從表5可以看出，初始水平對(duì)本地區(qū)信息消費(fèi)增長(zhǎng)率的直接效應(yīng)為-0.594039，且通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，這說明在空間面板杜賓模型SDM下，仍然存在條件β收斂，且收斂速度較模型(3)略有提升。而初始水平對(duì)相鄰地區(qū)信息消費(fèi)增長(zhǎng)率的間接效應(yīng)為0.244542，且通過1%顯著性水平檢驗(yàn)。各控制變量對(duì)本地區(qū)信息消費(fèi)增長(zhǎng)率的影響也不一樣，但總體表現(xiàn)與前面一致。而控制變量中，除收入的間接效應(yīng)為負(fù)且顯著外，其余間接效應(yīng)并不顯著，說明這些控制變量的影響還局限于本地區(qū)。

6結(jié)論

本文基于空間面板數(shù)據(jù)對(duì)2002～2013年我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出的空間特征和收斂性進(jìn)行了分析，結(jié)果表明：

(1)我國(guó)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)存在較顯著的地區(qū)差異性。

(2)2009年后標(biāo)準(zhǔn)差呈逐漸下降趨勢(shì)，具有階段σ收斂性。

(3)城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出不存在絕對(duì)β收斂的情況。

(4)通過逐步引入空間固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)、空間和時(shí)間固定效應(yīng)，對(duì)參數(shù)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生了重大影響，存在條件β收斂性。在此基礎(chǔ)上，引入控制變量后，也存在條件β收斂性，并且收斂速度較之前明顯增強(qiáng)。

(5)通過LM檢驗(yàn)、Wald檢驗(yàn)、LR檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)，表明具有空間和時(shí)間效應(yīng)的空間面板杜賓模型用于分析條件β收斂性最為恰當(dāng)，結(jié)果表明，存在條件β收斂性，并且引入空間相關(guān)性后，收斂速度略有提升，但是信息消費(fèi)增長(zhǎng)自身的空間溢出效應(yīng)雖為正值并不顯著。

(6)控制變量中，收入仍是影響居民信息消費(fèi)支出增長(zhǎng)的重要因素，同時(shí)表現(xiàn)出了較強(qiáng)的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。物價(jià)水平、信息消費(fèi)的基礎(chǔ)設(shè)施、網(wǎng)民人數(shù)的影響還局限于本地區(qū)，而教育水平對(duì)信息消費(fèi)支出增長(zhǎng)的影響不顯著。

注釋：

①東部：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部：內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。

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(責(zé)任編輯：史琳)

收稿日期：2016—03—15

基金項(xiàng)目：國(guó)家社科基金青年項(xiàng)目(項(xiàng)目編號(hào)：14CTJ002)的階段性成果。

作者簡(jiǎn)介：張肅，同濟(jì)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士后，中原工學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授。研究方向：決策分析、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。

DOI：10．3969/j．issn．1004-910X．2016．07．014

〔中圖分類號(hào)〕F063.5

〔文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼〕A

Study on the Information Consumption Convergence of Urban Residents in China——Based on Spatial Panel Model

Zhang Su1，2

(1．Tongji University，Shanghai 200092，China；2．Zhongyuan University of Technology，Zhengzhou 450007，China)

〔Abstract〕Based on the Chinese provincial data of information consumption from 2002 to 2013,the information consumption convergence of urban residents in China are studied.Firstly,the information consumption differences of urban residents are analyzed among east,middle and west region.Then the σ convergence,absolute β convergence and conditional β convergence are studied.The results show that information consumption has stage σ convergence and no absolute β convergence.By the spatial panel durbin model with fixed and time effects,the results of having conditional β convergence are obtained.The spatial of information consumption increasing is positive but not notable.Only the control variable of income exists notable negative spillover effect.

〔Key words〕urban residents;information consumption;convergence;spatial panel Durbin model