《我國居民消費習慣效應的城鄉二元性及互聯網調節作用》論文發表期刊：《商業經濟研究》；發表周期：2021年01期

《我國居民消費習慣效應的城鄉二元性及互聯網調節作用》論文作者信息：趙風萍（1978-），女，漢族，寧夏石嘴山人，碩士，寧夏理工學院經濟管理學院講師。研究方向：市場營銷、統計學。

　　內容摘要：本文基于消費習慣形成的理論基礎，考慮時變特征，采用狀態空間模型方法研究了我國居民消費習慣效應的城鄉二元性以及互聯網的調節作用。結果表明，城鄉居民消費習慣效應存在較明顯的二元特征，盡管消費習慣效應總體上都呈現上升趨勢，但農村地區是“漸進式”，城鎮地區是“激進式”的;互聯網環境的改善，對城鄉居民消費習慣效應產生了收斂作用，且從程度上看，城鎮地區表現更為強烈，但從趨勢上看，城鎮地區卻有所趨緩，而農村地區仍是“激進式”變化。

　　關鍵詞：居民消費習慣;城鄉二元性;互聯網;消費市場;狀態空間模型

　　引言

　　當前，我國經濟增長的基本面正發生根本性轉變，潛在的增長率出現下降，而消費對經濟增長的作用空前凸顯出來。因此，如何有效拉動消費增長，成為我國積極有效發展的關鍵所在。而居民消費在一定程度上受消費習慣的影響，消費習慣一般體現了居民對當前以及未來消費的偏好或傾向，是引起消費變化的一個內因。尤其是在我國，居民普遍存在較強的儲蓄心理，因而其消費行為也更容易受到以往消費習慣的影響。消費習慣效應也成為國內學者研究的一個重要視角。陳浩、宋明月(2019)研究了習慣形成對我國城鎮居民消費結構的影響，認為消費習慣容易導致消費行為更加謹慎，阻礙了居民消費結構優化。韋森、張紅偉(2020)研究了消費習慣形成視角下城鎮化質量對農村消費的影響，認為城鎮居民消費的示范效應會帶動農民消費習慣改變，有利于刺激農村消費。臧旭恒、陳浩、宋明月(2020)就習慣形成對我國城鎮居民消費的動態影響機制進行解釋，認為消費習慣形成強度的提高，促使居民降低消費傾向，而最終會緩慢回升至一個較低水平。那么，居民消費習慣效應在城鄉之間表現出怎樣的異同，究竟是相似性還是如城鄉二元結構般地表現出二元性?現有研究并未進行有效的論證。另一方面，即使消費習慣對城鄉居民消費傾向帶來約束，而隨著互聯網在全國范圍的不斷鋪開，“觸網”使得更多人群享受新型的消費方式，看到更加豐富的消費途徑，也可能對消費習慣效應帶來影響。換言之，互聯網對我國居民消費習慣效應可能存在著調節作用。但是，目前理論界對此問題也并未開展研究。以上兩點問題，也正是本文研究的重要目的。

　　基于消費習慣形成的理論模型構建

　　基于消費習慣形成，Dynan提出了一種生命周期消費模型，即將消費習慣形成的跨期消費的最大化模型表示為：

　　(1)

　　式(1)中，E表示消費者在1時期對于消費的總體預期，s為時期跨度，B表示時間折現因子，U表示效用函數，Cu.C.a分別表示在t+s時期和t+s-1時期的實際消費支出水平，a代表消費習慣的強度，a越高則說明在現期消費支出中獲得的效用越低，即越受消費習慣的影響，若a=0則表示完全不受消費習慣的影響。

　　設MU，表示1期的消費邊際效用，根據Hayashi的理論，消費習慣越強，則消費支出變化帶來的跨期效用損失值和邊際效用越會降低。設利率為常數，可以得到下述模型：E[+)M]=1+6

　　MU

　　(2)

　　式(2)中，E表示期望誤差值，如果消費者完全理性，那么有E.，-0，結合風險規避系數模型，我們可以將式(2)

　　改寫并做對數化和差分處理，得到：AIn(G-aC.)-n(1t)+np/B-In(1+e/p(3)

　　結合Hayashi等學者的分析，式(3)也可近似改寫為：Aln(C-C.)=AInC.-AInGel

　　(4)

　　于是可以得到反映消費習慣的跨期消費模型如下：

　　AInCuota AInCuite

　　(5)

　　根據該模型，消費者在跨期消費時對于先前的消費存在路徑依賴，即可以說消費習慣的形成對現期消費具有一定影響。

　　居民消費習慣效應的城鄉二元差異實證分析

　　(一)計量模型處理

　　為了分析城鄉二元差異，有必要了解兩者的時變特征，而普通的回歸模型一般是設定變量的系數保持不變的，這難以客觀反映城鄉之間在消費習慣影響效應方面的差異。為此，本文基于狀態空間模型可以提供可變參數結果的優勢，采用狀態空間模型方法進行回歸分析。

　　于是，對于上述模型進行調整，得到可變參數模型，具體如下：觀測方程：AlnC.aa，A ICcue

　　(6)

　　量測方程：Ag=no.t5

　　(7)

　　aat專

　　(8)

　　(二)指標及數據選擇

　　本文研究樣本為1999-2018年的數據，范圍為全國層面。根據上述模型，主要的研究變量為城鄉居民消費水平，在指標選取上，根據國家統計局官網以及歷年《中國統計年鑒》的相關數據，選取城鎮居民人均消費性支出和農村居民人均消費性支出指標，并以1998年為基期的居民消費價格指數進行平減后，得到城鄉居民實際消費性支出的數據。

　　在式(6)中引入一系列控制變量對模型進行控制。包括收入水平s，指標采用城鎮居民人均可支配收入或農村居民人均純收入;經濟發展水平G，指標采用國內生產總值;城市化水平U，指標采用城鎮常住人口占總人口比重表示。對于收入和國內生產總值，同樣采用以1998年為基期的居民消費價格指數進行平減，得到消除價格后的數據。

　　(三)估計結果與分析

　　首先，對于城鎮地區，通過狀態空間模型進行估計，結果如下：AInC.=ot a，A InCu+0.2273 A InS，+0.3062 A InG，+

　　0.0244U，+[var=0.0041]

　　(9)

　　(0.186)(0.035)(0.007)(0.012)(0.083)

　　校ER-0.8726 F-209.2753 D.W=1.4920從上述結果可以看到，模型總體擬合效果良好，但是

　　杜賓檢驗值無法判斷是否存在序列相關，于是將模型殘差項進行自回歸檢驗，結果可得序列不存在相關性。由于狀態變量Aa的p值返回結果是不顯著的，因此將量測方程中的式(7)刪除，對于式(6)和(7)重新進行狀態空間模型檢驗，結果如下：AInC-0.4024+ a InC+0.2408 A Ins，+0.3192 AlnG，

　　+0.0215U，+var-0.00411

　　(10)

　　(0.016)(0.024)(0.005)(0.017)(0.078)

　　校正R2-0.9103 F-316.3735 D.W=1.7208與式(9)相比，式(10)的Aa即常數項，顯著性明顯提高，且無論是擬合度還是相關性，結果都得到改善，可見模型的解釋力增強。于是，式(10)中的動態系數只有a，，它的動態變化趨勢體現了跨期消費對先前消費路徑依賴的程度，即可以表示為消費習慣效應的強度變化趨勢，結果如表1所示。

　　其次，通過狀態空間模型對農村地區的數據進行估計，結果如下：A InCu= at a，A InCu+0.1477 A InS，+0.2043 A InG，

　　+0.0092，Hvar-000033]

　　(11)

　　(0.144)(0.012)(0.044)(0.031)(0.138)

　　校正R20.8582 F-187.3567 D.W-1.7714由上述結果也可以看到，模型總體擬合效果良好，殘

　　差項檢驗也表明了序列不存在相關性。但狀態變量入。也不顯著，因此不將入。作為狀態變量，并剔除不顯著的變量U，，重新估計，結果如下：A InC..=0.2996+a，A InC，.+0.1729 AIns.

　　+0.2412 A InGtvar = 0.0028

　　(12)

　　(0.008)(0.012)(0.034)(0.025)

　　校正R'-0.8826 F-254.1928 D.W-1.8512由結果可以看到，式(12)的回歸效果較式(11)有明顯提高。

　　表1中給出了城鎮地區和農村地區居民消費習慣效應

　　的變化趨勢。可以發現，總體上城鎮和農村居民消費習慣效應都是呈現動態變化特征的。而通過比較城鎮和農村居民消費習慣效應強度，可以得到以下結論：

　　從相同點來說，城鄉居民的消費習慣效應強度總體上都呈現出逐年不斷提升的趨勢。無論是在城鎮地區還是農村地區，居民所處的消費環境都在不斷改善，因此當地居民的消費行為容易因消費場所的區位條件而產生路徑依賴性。與此同時，高房價不僅是城鎮居民不可回避的問題，也是農民進城需考慮的一個重要方面，不斷上升的房價導致城鄉居民不得不持有謹慎的消費意識，對消費習慣形成具有重要的引導作用。總體來看，1999年以來我國城鄉地區居民消費習慣效應的強度總體上呈現了不斷提升的趨勢，說明居民消費習慣效應的強度總體上是不斷增強的，居民消費客觀上顯示出越來越高的路徑依賴。而消費習慣效應的強度不斷提高，也說明了城鄉居民對消費存在一定的剛性，消費行為有趨于謹慎的態勢。總體來看，城鄉居民消費習慣效應的強度在逐年提升。

　　從差異點來說，城鎮和農村居民消費習慣效應主要表現出兩點不同：第一，城鎮居民消費習慣效應強度的變化較農村居民更為明顯。如果說城鎮居民消費習慣效應強度的變化曲線是明顯上揚的，那么農村居民消費習慣效應強度的曲線就是平緩上升的。從強度系數來看，城鎮居民消費習慣效應強度系數從1999年的0.1719提高至2018年

　　0.4826，強度提高了近2倍，而農村居民消費習慣效應強度系數從1999年的0.1927提高至2018年0.3122，強度提高62%。第二，城鄉居民消費習慣效應出現了分化。其中，從2004年以來，農村居民消費習慣效應強度要高于城鎮地區，但是從2004年開始城鎮居民消費習慣效應強度開始高于農村，而且兩者的差距總體上逐年增加，類似于出現了“剪刀差”的特征。總體來看，農村居民的消費習慣效應變化是較為漸進的，但是城鎮消費習慣效應的變化是較為“激進”的。

　　由此可見，我國城鄉居民的消費習慣效應存在著明顯的二元特征。筆者認為出現這一現象的原因也可以從上述提及的兩個方面進行解釋：一是從正面促進效應的角度。隨著城鎮化的不斷推進，消費環境不斷改善，在一個地區內基本上形成了一批比較大型的商業綜合體，引導附近居民“定點”消費，因而在一定程度上會形成區位帶來的消費依賴，而這種情況在城鎮地區比農村具有相對優勢。二是從反面倒逼效應的角度。從我國房價的演進趨勢來看，自2005年起房價顯著增長。盡管城鄉居民對高房價都存在一定的焦慮感，隨著房價歷年居高不下，居民不得不通過增加儲蓄來獲取物質保障，但是生活在城鎮地區的居民與高房價的距離更近，受到高房價的擔優意識也更強，而農村有一部分居民則因為擁有宅基地而并沒有表現出像城里人那樣的焦慮感。盡管農村地區居民的收入水平整體上不及城鎮地區，但是高房價的壓力使得城鎮居民對處理消費和儲蓄關系的意識更強，在消費上也更趨謹慎。2005年也是城鎮居民消費習慣效應強度正好顯著增長的一個重要起步點。

　　互聯網調節作用的實證分析

　　(一)計量模型處理

　　與上面的研究方法類似，這里仍基于消費習慣形成的理論基礎，采用狀態空間模型研究互聯網在其中的調節作用。在前面計量模型的基礎上，引入互聯網的有關變量，并納入與消費習慣效應相關變量的交互項，研究互聯網的調節作用。模型如下：

　　觀測方程：

　　A InC..=入+a，AlnG，+β.HxAlnC-+p，H，+Y:A lns+

　　Y2AlnG+Y3l+，(13)

　　其中，H表示互聯網水平，H，xAlnG，為互聯網水平與消費習慣變量的交互項，設定入為常數項，a，和β，均為動態變量，其中β，可以用于描繪互聯網調節作用的動態變化趨勢。在指標選擇上，互聯網水平是一個綜合性指標，考慮到數據可得性，特別是農村地區沒有單獨的互聯網相關數據指標，因此本文在城鎮和農村的計量模型中統一選取互聯網普及率作為指標，數據來源于國家統計局官網和中經網統計數據庫。

　　(二)估計與分析

　　分別對城鎮和農村地區樣本進行狀態空間模型回歸，動態變化系數如表2所示。

　　觀察結果易知，引入互聯網變量及交互項后，消費習慣效應強度的系數盡管有所改變，但是變動幅度較小，且動態趨勢上與表1數據基本保持一致，由此可以驗證消費習慣效應變量的選取以及互聯網變量的納入是合理的。下面重點分析互聯網變量與消費習慣效應變量的交互項β

　　的結果。為了更加清晰地觀察動態變化趨勢，可以根據表2的結果繪制變化趨勢圖，如圖1所示。

　　互聯網對居民消費習慣效應的調節作用是顯著的，互聯網環境有助于減弱居民消費習效應。從圖1可以看到，無論是城鎮還是農村，交互項系數β在大部分年份都是小于零的，說明在互聯網作用下，居民消費習慣效應得到一定的收斂。該結果表明，在互聯網環境下，城鄉居民對消費的剛性約束作用有所減弱，即互聯網環境有利于優化城鄉消費市場，提高居民消費期望，降低對消費的謹慎心理。究其原因，一方面，互聯網可以直接優化消費環境，拓展消費渠道，增強更多的消費可能性;另一方面，互聯網派生了較多的金融服務，可以引導居民更加合理地處理理財等投資儲蓄行為和消費信貸等行為的關系，從而提高消費信心。

　　互聯網環境對居民消費習慣效應的調節作用是城鎮強于農村。總體上，互聯網對城鄉居民消費習慣效應的調節作用都在增強，但是城鎮地區的敏感性更強。城鎮地區互聯網發揮收斂調節作用的開始時間為2002年，農村地區為2005年，這主要是由于互聯網在城鎮的普及要先于農村地區。2005年以后，城鎮地區互聯網的調節作用都要明顯強于農村地區。與此同時，城鎮地區在2008年以后互聯網的調節作用趨勢是總體趨緩，而農村地區互聯網的調節作用趨勢卻是比較“激進”的。主要原因可能是城鎮地區互聯網基本趨于飽和，但農村地區互聯網基礎先天薄弱，后期在強勢鋪開。

　　結論及啟示

　　本文從時變特征的角度，分析了我國居民消費習慣效應的城鄉二元差異，并分析了互聯網的調節作用。根據實證結果，最終總結出三個主要結論：第一，我國城鄉居民的消費習慣效應總體上都呈現出逐年不斷提升的趨勢，但城鄉之間居民消費習慣效應存在著較明顯的二元特征。農村居民消費習慣效應的變化是較為漸進的，但是城鎮居民消費習慣效應的變化是較為“激進”的。第二，互聯網對居民消費習慣效應的調節作用總體顯著，且基本表現出負向調節作用，即促使城鄉居民消費習慣效應得到收斂。第三，較農村地區而言，互聯網環境對城鎮居民消費習慣效應的調節作用更為強烈，但是城鎮地區在2008年以后互聯網的調節作用趨勢放緩，而農村地區卻仍表現出比較

　　“激進”的態勢。

　　由上述研究，得到以下啟示：第一，當前我國城鄉居民消費受到消費習慣的影響是比較明顯的，而消費習慣容易帶來謹慎消費行為而制約消費經濟發展，因此應以刺激內需為導向，積極創新消費方式，研究出臺新一輪促消費政策，同時也要持續做優產品供給側，為刺激內需奠定更多基礎。第二，互聯網環境的改善，有助于形成對消費習慣效應的收斂作用，因而對刺激城鄉消費具有一定的促進作用，由此應持續抓好互聯網覆蓋面提升工作，尤其是對于農村地區，要在城鄉一體化戰略下加快完善信息基礎設施，為互聯網普及創造有利條件。第三，盡管互聯網能帶來對消費習慣效應的收斂作用，但是城鎮地區這一收斂作用有所趨緩，說明互聯網水平提升對消費習慣效應的邊際影響在減弱，而在當前城鎮互聯網發展趨于飽和的背景下，有必要在城鎮地區借助互聯網廣泛開發新型消費方式，以獲得新的消費增長點。

　　參考文獻：

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