網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)村居民消費升級關(guān)系的實證分析

陳玲

中圖分類號：F713? ?文獻標識碼：A

內(nèi)容摘要：近年來，隨著電子商務(wù)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(nóng)村居民消費市場中，從而使農(nóng)村的消費環(huán)境發(fā)生日新月異的變化，新的網(wǎng)絡(luò)消費方式備受農(nóng)村居民的喜愛。與此同時，政府加大投入完善農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，逐步實現(xiàn)了農(nóng)村的信息化，為農(nóng)民網(wǎng)絡(luò)消費提供了技術(shù)基礎(chǔ)。在這網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟發(fā)展的背景下，隨著農(nóng)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(jié)構(gòu)日趨優(yōu)化。探討如何有效利用網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟推動農(nóng)民消費能力的提升，是本文研究的主要內(nèi)容。

關(guān)鍵詞：網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟? ?農(nóng)村居民消費? ?實證分析

隨著我國經(jīng)濟日漸轉(zhuǎn)型，消費在經(jīng)濟增長方面的貢獻日漸提高。增強消費能力，優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)逐步成為政府宏觀調(diào)控的重要內(nèi)容之一。農(nóng)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(jīng)濟因素以及社會因素的限制，無論在數(shù)量上還是質(zhì)量上，農(nóng)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(shù)進步的影響，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟逐步普及。在網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟中，交易雙方借助網(wǎng)絡(luò)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(nóng)民來說，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)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(wù)的發(fā)展，農(nóng)民的收入水平得到了較大提高，消費意愿也得到了相應(yīng)改善。因此，本文分析網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)村居民消費升級具有顯著的理論意義和現(xiàn)實價值。

網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟影響農(nóng)村居民消費的機理

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

（一）網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟下消費實現(xiàn)條件的優(yōu)化

網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟在傳統(tǒng)經(jīng)濟的基礎(chǔ)上實現(xiàn)了進一步的調(diào)整和改革，大大提高了消費者在供應(yīng)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(zhuǎn)變。在網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟下，消費者借助互聯(lián)網(wǎng)，能夠更加深入地了解產(chǎn)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(zhuǎn)變?yōu)橹鲃酉M，進而對企業(yè)實現(xiàn)產(chǎn)品質(zhì)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(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟借助互聯(lián)網(wǎng)等信息技術(shù)，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(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟通過引入互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)，大大簡化了供應(yīng)鏈的中間環(huán)節(jié)，商品流通體系實現(xiàn)了產(chǎn)、供、銷整個供應(yīng)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(jīng)濟下商品購買的支付方式以現(xiàn)金支付為主，而在網(wǎng)絡(luò)經(jīng)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(wǎng)上銀行支付為主的網(wǎng)絡(luò)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(lǐng)域的全覆蓋。

（二）網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟下消費實現(xiàn)成本的降低

網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟實現(xiàn)消費成本的降低主要表現(xiàn)在生產(chǎn)鏈、消費鏈兩個方面交易成本的降低上。首先，基于生產(chǎn)鏈間交易成本的降低。網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟借助網(wǎng)絡(luò)打造企業(yè)自身的互聯(lián)網(wǎng)、物聯(lián)網(wǎng)平臺，能夠在產(chǎn)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(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟下的信息是開放的，消費者可通過互聯(lián)網(wǎng)對企業(yè)、產(chǎn)品等信息進行多方位地了解，生產(chǎn)企業(yè)也可借助互聯(lián)網(wǎng)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(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟促進消費效用和消費需求增大

網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟的興起，不僅調(diào)整和變革了傳統(tǒng)經(jīng)濟，同時豐富了經(jīng)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(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟的興起，網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)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(jīng)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(wǎng)絡(luò)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(chǎn)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(dǎo)致居民消費需求將不斷上升。

網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟影響農(nóng)村居民消費水平的實證分析

（一）指標的選取

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

（二）數(shù)據(jù)來源

農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率、農(nóng)村居民網(wǎng)民規(guī)模數(shù)據(jù)取自中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展研究報告。開通互聯(lián)網(wǎng)業(yè)務(wù)的行政村比重、開通郵寄的行政村比重、農(nóng)村居民人均純收入、農(nóng)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(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)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(shè)定被解釋變量如下：Y：農(nóng)村居民人均消費支出（XF）;解釋變量如下：X1：農(nóng)村居民人均純收入（SR）;X2：農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率（PJL）;X3：農(nóng)村網(wǎng)民規(guī)模（WMS）;X4：開通互聯(lián)網(wǎng)寬帶業(yè)務(wù)的行政村占比（TWBZ）。

（四）模型的設(shè)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(nèi)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(guān)，與滯后項無相關(guān)關(guān)系。設(shè)∑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(yīng)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(jié)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(wǎng)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(jié)果、var模型的參數(shù)估計結(jié)果未列出）。根據(jù)結(jié)果可以得出變量回歸方程。鑒于本文僅分析網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟和農(nóng)村居民消費水平存在何種關(guān)系，其相應(yīng)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(nèi)，這表明模型具有穩(wěn)定性。Granger因果關(guān)系檢驗主要分析變量間的影響關(guān)系，結(jié)果見表1所示。

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

對于變量的影響過程及影響原理，本文采用脈沖響應(yīng)函數(shù)進行分析。由分析結(jié)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(wǎng)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(wǎng)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(zhuǎn)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(wǎng)普及率和通網(wǎng)比重都對農(nóng)村居民消費的影響具有長期性，在短期內(nèi)并不顯著，這表明，經(jīng)過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟的長期發(fā)展，其對農(nóng)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(jié)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(wǎng)普及率和通網(wǎng)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(wǎng)普及率、農(nóng)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(yīng)結(jié)果相符。由此可知，互聯(lián)網(wǎng)普及率和農(nóng)村通網(wǎng)比重的增加，對農(nóng)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(jié)果、脈沖響應(yīng)函數(shù)圖未列出）。

基于向量自回歸模型可以得出，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟能夠?qū)r(nóng)村居民消費產(chǎn)生重要的推動作用，而且隨著網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟的發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)普及率和農(nóng)村通網(wǎng)對農(nóng)村居民消費的正向作用也會日益顯著。

網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟影響農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的實證分析

（一）指標選取及變量說明

為了更好分析網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟對我國農(nóng)村居民消費的影響，本文選取的指標包括網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟發(fā)展指標、農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)指標。其中，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟發(fā)展指標作為自變量，包括互聯(lián)網(wǎng)普及率（Npjl）、移動電話普及率（Ppjl）。農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)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(shè)備用品及服務(wù)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(wù)消費（wy）以及平均消費支出（jxf）。農(nóng)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(shè)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(yīng)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(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)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(jié)果產(chǎn)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(shè)：

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(shè)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(nèi)，則取不變系數(shù)模型作為分析模型。

根據(jù)假設(shè)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(nèi)，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(nóng)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(yīng)，且服從正態(tài)分布。εit表示隨機誤差項。NPJL為互聯(lián)網(wǎng)普及率，PPJL為移動電話普及率，SR為農(nóng)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(yīng)模型進行選取;第二步進行豪斯曼檢驗，在個體固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型之間進行選取。經(jīng)過分析，本文實證分析選取的模型為固定效應(yīng)模型，其回歸分析結(jié)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(wǎng)普及率、移動電話普及率以及農(nóng)村居民人均純收入和農(nóng)村居民消費存在正相關(guān)關(guān)系。就整體而言，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟發(fā)展推動了農(nóng)村居民消費支出的增長，互聯(lián)網(wǎng)普及率增長1%，農(nóng)村居民人均消費支出增長0.221%。就各個類別而言，農(nóng)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(wǎng)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(wǎng)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(nóng)村居民消費存在顯著的正相關(guān)性，當移動電話普及率增加1%，農(nóng)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(nóng)村居民食品消費支出的相關(guān)性最為顯著，當移動電話普及率增加1%，農(nóng)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(nóng)村居民交通消費支出、農(nóng)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(jié)論與建議

基于上文的實證分析，本文的結(jié)論如下：農(nóng)村居民消費水平逐步增長，消費結(jié)構(gòu)日益優(yōu)化;收入對農(nóng)村居民的消費沖擊保持在穩(wěn)定水平，互聯(lián)網(wǎng)普及率對農(nóng)村居民消費保持正向沖擊，這說明網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟對農(nóng)村居民的消費具有顯著的推動作用;網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟發(fā)展對農(nóng)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(jié)論，本文認為推動網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟發(fā)展，提升其對農(nóng)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(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和推廣力度，并不斷進行完善、升級和改造。具體來說，應(yīng)當合理安排財政資金，加大投資力度，完善農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施。另外，還應(yīng)當著眼于人才隊伍建設(shè)，加強技術(shù)培訓，不斷強化提升農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施人員的業(yè)務(wù)素質(zhì)，以此保障互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施的穩(wěn)定性和可靠性。加大培訓力度，提升農(nóng)民使用互聯(lián)網(wǎng)的技能。政府部門應(yīng)當安排專門機構(gòu)開展農(nóng)民互聯(lián)網(wǎng)知識的培訓，提高其對互聯(lián)網(wǎng)的認知能力，增強其利用互聯(lián)網(wǎng)的操作能力，這樣才能夠促使其在互聯(lián)網(wǎng)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(shè)完善的物流體系。政府部門應(yīng)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(wù)水平，最終構(gòu)建起覆蓋中國各個地區(qū)的物流體系，為網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟的發(fā)展提供健全完善的物流支撐體系。著力建設(shè)互聯(lián)網(wǎng)支付體系，完善相關(guān)法律法規(guī)。對于日益興起的互聯(lián)網(wǎng)支付，政府部門應(yīng)當加強監(jiān)管，借鑒歐美等國家在這方面的好的經(jīng)驗做法，不斷提升監(jiān)管水平，對第三方支付機構(gòu)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(nèi)有效運轉(zhuǎn)。加強網(wǎng)絡(luò)消費相關(guān)法規(guī)建設(shè)，提高監(jiān)管能力。應(yīng)當在互聯(lián)網(wǎng)條件下構(gòu)建消費監(jiān)管系統(tǒng)，對網(wǎng)絡(luò)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(wǎng)絡(luò)消費環(huán)境。此外，應(yīng)當定期或不定期地對監(jiān)管人員開展業(yè)務(wù)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(zhì)和監(jiān)管能力，從而不斷提高監(jiān)管的有效性。

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