陳曉華

摘要：根據(jù)消費理論及信息消費的特點，城鄉(xiāng)居民信息消費分化是多因素綜合作用的結(jié)果。5變量SVAR（2）模型的實證結(jié)果進一步表明收入分化和文化素質(zhì)分化是信息消費分化最重要的兩個內(nèi)在影響因素，其貢獻率分別為29%和28%；緊隨其后的消費氛圍分化與消費條件分化是不容忽視的外在因素，貢獻率分別為20%和18%。顯然，降低這些影響因素的分化程度是有效緩解城鄉(xiāng)信息消費分化的關(guān)鍵。

關(guān)鍵詞：信息消費；分化；SVAR模型；廣西

中圖分類號：F062.5文獻標(biāo)識碼：A

隨著信息技術(shù)的普及和居民收入水平的提高，滿足人們擴展智力及享受娛樂的信息消費持續(xù)增長，正成為引領(lǐng)我國消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的主要力量。信息消費水平及系數(shù)也是日本信息化指數(shù)法、我國國家信息化指標(biāo)體系等諸多社會信息化水平測度方法中一個不可或缺的重要參數(shù)。在我國信息化建設(shè)取得重大進展的同時，城鄉(xiāng)之間的數(shù)字鴻溝問題也日益凸顯，作為消費熱點的城鄉(xiāng)信息消費差距持續(xù)擴大。如廣西城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民人均信息消費支出絕對差距從1990年的143.53元增加到2010年的3 120.36元，相對差距則從3.8：1拉大到5.3：1。信息資源的開發(fā)和利用是信息化的核心，信息消費支出的差距則意味著獲得信息的差距。在信息日益成為最重要經(jīng)濟資源的今天，信息擁有量不斷擴大的差距會加劇城鄉(xiāng)在物質(zhì)財富、政治權(quán)利、社會保障等各方面的分化，隨著“馬太效應(yīng)”，富有者越富有，貧窮者越貧窮，進而會形成一個新的城鄉(xiāng)二元悖論。那么，究竟是什么原因?qū)е鲁青l(xiāng)居民信息消費出現(xiàn)如此大的差距，這些因素的作用機理、作用程度如何？在全面建設(shè)小康社會的關(guān)鍵時期，在促進經(jīng)濟長期平穩(wěn)較快發(fā)展和社會和諧穩(wěn)定過程中，這些問題的深入研究顯然應(yīng)該是先行一步的工作。

一、文獻回顧

消費理論是經(jīng)濟理論的重要組成部分，也是二戰(zhàn)后經(jīng)濟學(xué)的研究熱點。標(biāo)準(zhǔn)的微觀消費理論認為影響消費需求的三個重要因素是價格、收入和偏好，主要分析理性消費者在市場價格和收入預(yù)算約束下如何選擇以實現(xiàn)自身效用最大化。凱恩斯以后的學(xué)者把注意力集中于如何將相關(guān)的影響因素納入以收入為基礎(chǔ)的消費函數(shù)中，以便使其更貼近實際。針對凱恩斯的絕對收入假說（Absolute Income Hypothesis，1936），杜森貝里（ J.S.Duesenberry，1949 ）將消費中的“示范效應(yīng)”和“棘輪效應(yīng)”納入其相對收入假說（ Relative Income Hypothesis）中；弗里德曼（M.Friendman，1957）認為持久消費與持久收入之間存在固定的比率關(guān)系，他用持久收入假說（ Permanent Income Hypothesis ）重新解釋了杜森貝里的“棘輪效應(yīng)”。霍爾 （Hall，1978 ）的隨機游走假說（ Random Walking Hypothesis ）進一步考慮到代際效用對消費行為的影響，但其消費與滯后收入無關(guān)的結(jié)論受到很大的挑戰(zhàn)，并引發(fā)了大量新假說。如扎德斯等人（Zeldes et al，1989）的流動性約束假說（ Liquidity Constraints Hypothesis），指出信貸市場的不完善會使最近幾期的滯后收入對消費決策作用更大[1]?？ㄘ惱锪_等（Caballero et al，1990）的預(yù)防性儲蓄假說（ Precautionary Savings Hypothesis ），認為消費者在進行消費決策時不僅要考慮持久收入的多少，還要考慮收入的風(fēng)險性[2]。在不斷的爭論和超越中，消費理論逐步完善、趨向成熟。

信息消費是衍生于傳統(tǒng)物質(zhì)消費之上的無形的精神娛樂消費，遵循一般的消費規(guī)律，又有其特殊之處。在發(fā)達國家，信息消費是一種普遍的現(xiàn)象，對其研究已深入細致到網(wǎng)絡(luò)消費、電視消費、媒體消費等各個領(lǐng)域，主要分析信息與消費者、消費行為的關(guān)系，信息消費對社會各個方面的影響等。如在網(wǎng)絡(luò)消費方面，N. Mandel and Eric J. Johnson （2002）通過在線實驗，發(fā)現(xiàn)在電子化的環(huán)境中網(wǎng)頁背景圖和顏色等在線氛圍對消費者選擇具有顯著影響[3]；C. A. Simmers and M. Anandarajan （2002）檢驗了互聯(lián)網(wǎng)滿意度、工作滿意度和使用者的互聯(lián)網(wǎng)背景之間的關(guān)系[4]；R. Decker and M. Trusov （2010）提出一個經(jīng)濟計量模型，將互聯(lián)網(wǎng)上個體消費者對產(chǎn)品的評論轉(zhuǎn)換為全體消費者的總體偏好，推論出產(chǎn)品和品牌名稱對產(chǎn)品總體估計的相對影響[5]。目前，我國正處于消費結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型期，作為更高一級消費時代的代表性消費，信息消費及差異與相應(yīng)的影響因素等恰恰是研究的重點，我國許多學(xué)者紛紛撰文從理論與實證兩方面進行研究。

在信息消費者（主體）、信息消費品（客體）和信息消費環(huán)境3個結(jié)構(gòu)性實體要素中，沈小玲（2008）認為消費主體因素對信息消費的影響是決定性的[6]。馬哲明（2009）發(fā)現(xiàn)居民信息消費與收入之間是一種相互促進的關(guān)系[7]。劉巍?。?010）運用可變參數(shù)模型，分析發(fā)現(xiàn)擴大財政支出的財政政策能有效拉動國內(nèi)的信息消費需求，但政府的消費性支出、投資性支出和轉(zhuǎn)移性支出的作用是不同的。朱?。?011）運用TVP模型，研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民的收入對其信息消費的影響在1993—2000年間呈下降趨勢，2001—2008年間則不斷增強；從結(jié)構(gòu)上看，城鎮(zhèn)居民的信息消費對其工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入響應(yīng)程度較高，而對其經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入的響應(yīng)程度不足。

在信息消費差異研究方面，鄭英?。?009）發(fā)現(xiàn)居民信息消費結(jié)構(gòu)性差異成長表現(xiàn)在居民消費內(nèi)容構(gòu)成、支出構(gòu)成、城鄉(xiāng)差異、地區(qū)差異等的變化關(guān)系上，并將其背后的影響因素分為外在因素和內(nèi)在因素兩大板塊，外在因素包括國外環(huán)境和國內(nèi)的國民經(jīng)濟基礎(chǔ)結(jié)構(gòu)、政府信息體制與政策、市場信息產(chǎn)品與服務(wù)、信息技術(shù)創(chuàng)新、文化教育狀況等，內(nèi)在因素主要指消費者對環(huán)境的反應(yīng)能力和收入。實證分析信息消費差異常用的是panel data模型，鄭兵云（2007）、郭妍（2007）和王林林（2010）等先后用該模型，通過不同的核算方法分析了我國居民信息消費的地區(qū)差異、時間差異問題[8—9]。

許多學(xué)者如戎素云（2006）、肖婷婷（2010）、朱?。?010），認為我國城鄉(xiāng)居民在信息消費水平、信息消費結(jié)構(gòu)、信息消費系數(shù)、信息消費傾向等方面存在著較大的差距。王平（2009）利用1990—2007年我國城鄉(xiāng)居民信息消費的時間序列數(shù)據(jù)構(gòu)建了信息消費差距的ARMA模型，結(jié)果發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民信息消費傾向和消費系數(shù)及未來的消費差距都在不斷擴大[10]。朱?。?010）進一步指出這些差距主要根源于我國當(dāng)前城鄉(xiāng)居民收入、城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和公共服務(wù)水平之間的巨大差異。另外，陳燕武（2006）、曾立慶（2006）、杜棪（2011）還具體分析了福建、江西、江蘇城鄉(xiāng)居民信息消費差異的狀況。

通過梳理已有的研究成果，筆者認為二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)使得城鄉(xiāng)居民在收入、文化素質(zhì)、信息消費條件以及消費氛圍等方面的差距，直接導(dǎo)致了城鄉(xiāng)居民信息消費的差距，這也是目前我國諸多信息消費差異中最為明顯的。作為欠發(fā)達民族地區(qū)，廣西具有城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟的典型特點，本文擬以廣西為范例對城鄉(xiāng)居民信息消費差異的影響因素進行理論和實證分析，以深化欠發(fā)達地區(qū)城鄉(xiāng)信息消費問題的研究。與其他文獻不同的是，筆者首先注意到城鄉(xiāng)居民信息消費的差距處于一種動態(tài)的發(fā)展擴大之中，并稱之為“信息消費分化”；其次，運用經(jīng)濟理論對信息消費分化影響因素的作用機制進行深入分析；第三，進一步運用SVAR模型對城鄉(xiāng)居民信息消費分化的影響因素進行動態(tài)分解。

二、理論分析

廣西城鄉(xiāng)居民信息消費分化集中體現(xiàn)在消費水平、消費結(jié)構(gòu)兩方面。從消費水平上看，城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民信息消費總支出差距日益明顯擴大。1990—2010年廣西城鄉(xiāng)居民信息消費支出都有較大的增長，但城鎮(zhèn)居民的信息消費支出始終大大高于農(nóng)村，兩者的差距也越來越大（見圖1）。21年間城鎮(zhèn)居民人均信息消費支出從194.4元增加到3 842.2元，年平均增長速度為16.09%；同期農(nóng)村居民人均信息消費支出從50.87元增加到721.84元，年均增速為14.18%，低于城鎮(zhèn)增長速度將近2個百分點。1990年，廣西城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民人均信息消費支出絕對差距143.53元，相對差距為3.8：1；到2010年，兩者的絕對差距進一步拉大到3 120.36元，相對差距5.3：1。2010年農(nóng)村居民的信息消費支出甚至低于城鎮(zhèn)1995年的水平，城鄉(xiāng)居民信息消費水平總體相差15年。

在信息消費結(jié)構(gòu)上，城鎮(zhèn)居民信息消費已朝高層次發(fā)展，而農(nóng)村居民還停留在信息消費的初始階段。在構(gòu)成信息消費的三項分類中，分化程度從大到小依次為：交通通訊、娛樂文化、醫(yī)療保健。交通通訊的絕對差距從17.59元增加到1 662.74元，相對差距從3.47增加到6.36；娛樂文化的絕對差距從112.69元增加到1061.16元，相對差距從4.54增加到6.81；醫(yī)療保健的絕對差距從13.25元增加到396.46元，相對差距從2.11增加到2.73。2010年，城鎮(zhèn)居民交通通訊和文化娛樂的支出占總支出比重分別為17.17%、10.82%，大大高于農(nóng)村居民的8.98%、5.28%，農(nóng)村居民在醫(yī)療保健方面的支出比重6.63%則高于城鎮(zhèn)居民的5.44%。越來越多的城鎮(zhèn)居民注重自身享受和發(fā)展的消費，尤其青睞于互聯(lián)網(wǎng)這種現(xiàn)代的信息消費方式，而農(nóng)村居民卻還在為看病難、看病貴等基本的醫(yī)療保健問題所困擾。

根據(jù)消費理論、信息消費的特點以及廣西城鄉(xiāng)發(fā)展的具體情況，廣西城鄉(xiāng)居民信息消費分化是在內(nèi)在和外在影響因素分化的共同作用下不斷強化的。內(nèi)在因素是指消費者主體資源方面的因素，主要有收入和文化素質(zhì)；外在因素泛指影響居民消費的環(huán)境因素，包括基礎(chǔ)設(shè)施等硬環(huán)境和消費氛圍等軟環(huán)境。

（一）收入分化

無論微觀還是宏觀的消費理論，都強調(diào)收入對消費的支配性作用。信息消費首先是一種市場行為，用于消費的信息必須通過市場交易的付費方式才能獲得。信息消費量的大小、信息消費內(nèi)容結(jié)構(gòu)的選擇，直接受制于建立在居民貨幣收入基礎(chǔ)上的支付能力。根據(jù)消費者行為理論，在商品價格不變的情況下，收入的增加將導(dǎo)致預(yù)算線向坐標(biāo)系的右上方平移，消費者均衡點也隨之變動，消費者的需求量增加；反之，如果收入減少，預(yù)算線向左下方平移，需求量減少。農(nóng)村居民的收入主要來源于農(nóng)業(yè)（種植業(yè)）和非農(nóng)業(yè)兩種生產(chǎn)性收入。由于廣西人多地少，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率低下，加上農(nóng)產(chǎn)品本身附加值不高，受市場價格因素影響較大，農(nóng)民收入增長缺乏經(jīng)濟支撐；同時鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)因日益激烈的競爭，一些企業(yè)逐漸失去競爭力，致使農(nóng)民收入萎縮；大量農(nóng)村勞動力向城市轉(zhuǎn)移又造成城市勞動力市場供過于求，也制約著農(nóng)民工工資的提高，諸多原因使得農(nóng)民收入與城鎮(zhèn)居民相差越來越懸殊。1990年廣西城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為1 448元，2010年增長為17 064元，而同期廣西農(nóng)民純收入僅從639元增加到4 543元，兩者的差距從2.26：1拉大到3.76：1。廣西農(nóng)民收入水平低，收入增長緩慢，嚴重制約著他們對書刊報紙、手機電腦等信息商品以及信息服務(wù)購買支出。可見，由于收入水平的高低決定了消費支出能力的大小，廣西城鄉(xiāng)居民收入的分化必然呈現(xiàn)為信息消費的分化。

（二）文化素質(zhì)分化

作為一種精神文化消費活動，信息消費需要消費者通過主觀的知識結(jié)構(gòu)和思維方式理解信息內(nèi)容，并將信息內(nèi)容作用于自身的思維和行動，才能獲得相應(yīng)的效用。消費者的信息能力在很大程度上決定著其對信息商品和服務(wù)的利用，而消費者的信息能力又與他們的文化素質(zhì)呈嚴格的正相關(guān)。同樣的信息商品或服務(wù)，消費者文化素質(zhì)越高，信息能力越強，其所獲得的滿足程度就越大；同時，知識層次越高，自我發(fā)展與自我價值實現(xiàn)的欲望越高，就更加追求精神上的需要，其信息意識更強，也更偏好信息消費。廣西教育資源主要集中在城市，由于農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平低，個人生活、發(fā)展環(huán)境惡劣，經(jīng)城市培養(yǎng)的高素質(zhì)人才很少會回到落后的農(nóng)村。盡管農(nóng)民的素質(zhì)也在逐年提高，但與城鎮(zhèn)居民相比，差距卻越來越大。2010年，廣西農(nóng)村6歲及以上人口中高中以上文化程度所占比重僅為7.3%，比城鎮(zhèn)低19.8個百分點；小學(xué)和初中文化程度占85.7%，比城鎮(zhèn)高15.4個百分點；不識字或識字很少占7.0%，比城鎮(zhèn)高4.3個百分點。文化素質(zhì)低下導(dǎo)致農(nóng)村居民的信息能力低，信息意識不足，信息消費需求增長的速度大大滯后于城鎮(zhèn)居民。

（三）消費條件分化

信息消費活動需要一定的物質(zhì)基礎(chǔ)設(shè)施的支持，包括完善的信息基礎(chǔ)設(shè)施和信息市場條件?？床∫嗅t(yī)院，信息咨詢要有咨詢機構(gòu)，打電話需要電話網(wǎng)，沒有互聯(lián)網(wǎng)的接入，即便擁有電腦，也無法在因特網(wǎng)這個浩瀚的知識海洋里暢游。對于信息產(chǎn)品，消費條件則是互補品，消費者需要同時使用才能發(fā)揮其使用價值，滿足獲得效用的愿望。大多數(shù)情況下消費條件還屬于具有非競爭性的準(zhǔn)公共品，其供給充足與否，影響的不是一家一戶而是整個區(qū)域。如果某個地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施供給不足，在收入不斷增加的情況下也會抑制信息消費需求的增長。在收入等其他因素變化很平緩或不變的情況下，良好的設(shè)施條件則會推動人們的消費需求。廣西基礎(chǔ)設(shè)施投入長期以來偏向城市，農(nóng)村投資增長速度明顯慢于城鎮(zhèn)，致使農(nóng)村的水電、交通、通訊、文化、市場等基礎(chǔ)設(shè)施的供給嚴重不足。目前，廣西城鎮(zhèn)每萬人擁有衛(wèi)生醫(yī)療機構(gòu)和衛(wèi)生技術(shù)人員分別為4.93個和68人，農(nóng)村居民分別為0.43個和13人，占全區(qū)60%的農(nóng)村人口僅占有11.8%和22.9%的醫(yī)療衛(wèi)生資源。基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的滯后，使農(nóng)民信息消費成本居高不下，已成為制約農(nóng)村信息消費的瓶頸因素。

（四）消費氛圍分化

杜森貝里早已發(fā)現(xiàn)低收入的消費水平向高收入的高消費水平看齊的現(xiàn)象，并稱之為“示范效應(yīng)”；位置消費理論（ Positional Consumption Theory ）也強調(diào)了人類消費中的攀比行為。信息消費具有很強的網(wǎng)絡(luò)外部性，通過因特網(wǎng)、電話網(wǎng)等人們結(jié)成一個個消費的網(wǎng)絡(luò)，眾多某種雜志或報紙的愛好者也可以結(jié)成一個個類似于宗族的共同體。在這樣的網(wǎng)絡(luò)中，隨著消費者數(shù)量的增加，消費者個體消費某種信息產(chǎn)品的價值因可以與更多的人相互交流和分享而迅速增加。新消費者加入規(guī)模大的網(wǎng)絡(luò)比加入規(guī)模小的網(wǎng)絡(luò)獲得的效用要大得多。一個地區(qū)如果相當(dāng)一部分人都消費某些信息產(chǎn)品，這些消費網(wǎng)絡(luò)實際上就形成了一種信息消費的氛圍，理性的消費者會很容易加入到信息消費的隊伍中。到2011年為止，廣西城鎮(zhèn)居民家庭每百戶擁有計算機71.85臺，每百戶農(nóng)民家庭僅1.59臺，兩者相差70.26臺，城鎮(zhèn)居民家庭計算機普及率是農(nóng)村的45倍。當(dāng)城鎮(zhèn)居民想方設(shè)法通過各種途徑“充電”時，農(nóng)民仍然在固守落后的鄉(xiāng)風(fēng)民俗、陳規(guī)陋習(xí)和生活方式，在婚喪嫁娶、迷信等消費方面毫不手軟，即便四處借錢也要辦得體體面面，在文化消費方面卻一直很摳門，農(nóng)村信息消費的氛圍始終難以形成。

三、數(shù)據(jù)及相關(guān)檢驗

（一）數(shù)據(jù)說明

為了突出信息消費及其影響因素的城鄉(xiāng)差距，同時又使得序列間具有可比性，本文采用絕對差距與相對差距相結(jié)合的方法衡量各指標(biāo)的城鄉(xiāng)分化程度，即：

測算年度各指標(biāo)分化值=測算年度該指標(biāo)的城鎮(zhèn)實際值—測算年度該指標(biāo)的農(nóng)村實際值1990年該指標(biāo)的農(nóng)村實際值

度量信息消費分化值時，上式中的城鄉(xiāng)實際值分別為城市與農(nóng)村居民人均年信息消費支出。城鄉(xiāng)居民收入分化中的實際值分別為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)民人均純收入。素質(zhì)分化中的實際值分別為城市與農(nóng)村居民（6歲及以上）擁有高中（含中專）及以上教育程度的比例。消費條件分化中的實際值分別用城市與農(nóng)村年固定資產(chǎn)投資來代替，消費氛圍分化中的實際值分別用城市與農(nóng)村電話戶數(shù)來代替。

信息消費分化是伴隨信息化而凸顯的一種社會現(xiàn)象，我國的信息化建設(shè)正式啟動于“八五”期間的“三金”工程，本文采用1990—2010年共21年的數(shù)據(jù)，文中所用基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于歷年的《廣西統(tǒng)計年鑒》、《廣西年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》以及《中國人口統(tǒng)計年鑒》。為消除物價波動的影響，城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的信息消費支出和人均收入分別按各自的CPI（1990年=100）進行平減，城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資則按1990年的GDP平減指數(shù)進行平減；同時，取自然對數(shù)以避免異方差問題，5個變量序列分別為信息消費分化（LNIC）、收入分化（LNIN）、文化素質(zhì)分化（LNCUL）、消費條件分化（LNCOD）以及消費氛圍分化（LNAT）。另外，教育程度的數(shù)據(jù)有些年份不全，只能用鄰近年份的數(shù)據(jù)推算；用固定資產(chǎn)投資數(shù)來反映消費條件，以及用電話戶數(shù)來反映消費氛圍，覆蓋的信息都不夠全面，這些可能會影響到模型的準(zhǔn)確程度。

（二）平穩(wěn)性檢驗

變量序列如果是平穩(wěn)的，可以直接建立VAR模型；如果是非平穩(wěn)的，則各變量之間要存在協(xié)整關(guān)系才可以建模，否則會引起謬誤回歸。檢驗序列平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗，其中ADF檢驗和PP檢驗是最常用的兩種方法；KPSS檢驗的原理是用從待檢驗序列中剔除截距項和趨勢項的序列構(gòu)造LM統(tǒng)計量，與ADF檢驗具有互補性；NP檢驗基于GLS退勢數(shù)據(jù)構(gòu)造4個統(tǒng)計量（MZa、MZt、MSB、MPT）來檢驗序列的平穩(wěn)性，對PP檢驗是一種改進。當(dāng)樣本容量有限時，KPSS檢驗和NP檢驗的功效相對較高。通過畫圖可以觀察到本文的5個序列均在波動中持續(xù)上升，為取得最佳檢驗效果，本文采用以上4種方法進行平穩(wěn)性檢驗。根據(jù)序列曲線的形狀確定檢驗?zāi)Ｐ托问?，或帶有截距項，或同時帶有截距項和趨勢項；在ADF檢驗中依據(jù)AIC準(zhǔn)則來選取滯后長度，另外三種檢驗的核函數(shù)形式選擇Bartlett kernel，帶寬選擇Newey—West Bandwidth，檢驗結(jié)果如表1所示。

由表1可知5個變量序列在ADF、PP和NP檢驗中都接受原假設(shè)，相應(yīng)的一階差分序列ΔLNIC、ΔLNIN、ΔLNCUL、ΔLNCOD、ΔLNAT在ADF、PP檢驗中以5%或1%的顯著水平拒絕原假設(shè)，因NP檢驗是PP檢驗的改善，其結(jié)果則在10%或5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。KPSS檢驗的原假設(shè)是“序列是（趨勢）平穩(wěn)的”，原序列均在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，相應(yīng)的一階差分則接受原假設(shè)。綜合以上結(jié)果，可以判斷LNIC、LNIN、LNCUL、LNCOD、LNAT均為一階單整序列I（1）。

（三）協(xié)整檢驗

協(xié)整關(guān)系的檢驗方法主要有兩種：一種是基于回歸殘差的Engle—Granger檢驗；一種是基于回歸系數(shù)的Johansen檢驗。EG檢驗比較容易實現(xiàn)，但要求較大的樣本容量，且其在第一階段需要設(shè)計線性模型進行OLS估計，應(yīng)用不方便，一般只適用于兩變量之間的檢驗；對于多變量之間可能存在多個協(xié)整關(guān)系的情況，模擬分析表明Johansen提出的極大似然估計法（MLE）則更為有效。由于本文的變量超過兩個，而且樣本有限，顯然Johansen檢驗優(yōu)于EG檢驗。以下將采用Johansen檢驗對本文的變量序列進行協(xié)整分析。經(jīng)觀察散點圖并進行假設(shè)檢驗，確定協(xié)整方程的形式為第四類，即序列和協(xié)整方程都有線性趨勢。根據(jù)LR、FPE、AIC、SC和HQ值大小，確定簡約VAR模型的最佳滯后階數(shù)為2，因此協(xié)整檢驗方程中的滯后階數(shù)為1。

檢驗結(jié)果（表2）表明：在5%的顯著水平下，跡檢驗認為有4個協(xié)整向量，而最大特征根檢驗則認為只有3個協(xié)整向量，這可能是由于協(xié)整方程的定義而導(dǎo)致的。本文也選擇其他形式的協(xié)整方程進行檢驗，兩種檢驗幾乎都存在沖突，但都表明存在協(xié)整關(guān)系。由于檢驗的目的是證明序列之間存在協(xié)整關(guān)系與否，并不涉及協(xié)整向量的選擇，可以肯定5個序列之間至少存在1個協(xié)整關(guān)系，它們之間具有長期的均衡關(guān)系。

四、實證分析

SVAR模型將基于經(jīng)濟理論的變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系引入簡約VAR模型中，在一定程度上解決了簡約VAR模型不能反映各個變量之間當(dāng)期相關(guān)關(guān)系的難題，是對多個相關(guān)經(jīng)濟指標(biāo)進行動態(tài)分析和模擬的重要方法。根據(jù)系統(tǒng)中對當(dāng)期變量之間的結(jié)構(gòu)性關(guān)系假設(shè)不同，Amisano G and GianniniC（1997）提出了三種不同類型的SVAR模型：AB模型、C模型和K模型；C模型或K模型實際上都可以看作是AB模型的一種特殊情況[11]。以下本文將建立AB型SVAR模型，通過施加短期約束條件進行識別，進而分析城鄉(xiāng)信息消費分化受到其它影響因素沖擊后隨時間動態(tài)變化的軌跡與特點，并且進一步分析每一個因素沖擊對信息消費分化變化的貢獻度，來評價不同影響因素的重要性。

（一）SVAR模型的建立

承接協(xié)整檢驗結(jié)果，設(shè)yt =[LNIC，LNIN，LNCUL，LNCOD，LNAT]′，建立5變量的2階滯后SVAR模型為： C0yt=Γ1yt—1+Γ2yt—2+ut，t=1，2，…，T（1）

其滯后算子形式為：C（L）yt=ut，其中C（L）=C0—Γ1L—Γ2L2；無窮階的VMA（∞）形式為：yt=D（L）ut，其中D（L）=D0+D1L+D2L2=C（L）—1 。

由于需要分析的SVAR中的結(jié)構(gòu)沖擊ut不可直接觀測得到，但可以通過轉(zhuǎn)變相應(yīng)簡約式VAR的誤差項εt獲得。為此，設(shè)A和B都是5×5維的可逆矩陣，A矩陣左乘簡約式VAR的滯后算子形式Φ（L）yt=εt，可將簡約式VAR模型中的誤差項εt轉(zhuǎn)化生成結(jié)構(gòu)式擾動項ut的線性組合（通過矩陣B）。

AB型SVAR模型的基本形式為：Aεt=But（2）

由于結(jié)構(gòu)沖擊ut，的期望為0，并且相互獨立，其方差—協(xié)方差矩陣為對角陣 E（ut，u′t）=I5。為獲得SVAR模型唯一的估計參數(shù)，需要對其施加限制條件進行約束，使得模型恰好可以識別。本文的AB型SVAR模型中有5個內(nèi)生變量，至少需要施加2n2— n（n+1）/2=35個限制條件才能估計出模型的參數(shù)。按照通常的方法，本文約束A矩陣的對角線元素都為1，B矩陣為對角矩陣，這樣可以獲得n2個限制條件。根據(jù)經(jīng)濟理論，本文再施加10個限制條件：

（1）作為各因素共同作用的結(jié)果，城鄉(xiāng)居民信息消費分化對當(dāng)期的收入分化、文化素質(zhì)分化、消費條件分化以及消費氛圍分化無影響，即a21=a31=a41=a51=0；

（2）消費氛圍不會影響收入、文化素質(zhì)和消費條件，a25=a35=a45= 0；

（3）消費條件不會影響收入和文化素質(zhì)，a24=a34=0；

（4）大量事實表明，居民的收入與文化素質(zhì)呈正相關(guān)，但短期內(nèi)收入難以提升文化素質(zhì)，a32=0。

利用EViews6.0，在估計簡約VAR模型的基礎(chǔ)上，進一步施加約束條件，得到SVAR模型的估計結(jié)果如下：

（二）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

根據(jù)模型的VMA（∞）形式，可導(dǎo)出其正交的脈沖響應(yīng)函數(shù)：

d（q）ij=祔i，t+q祏jt，q=0，1，2，…（3）

它表示在時期t，其他變量擾動項不變，且其他時期的擾動項均為常數(shù)的情況下，yi，t+q對ujt的一個結(jié)構(gòu)沖擊的反應(yīng)。AB型SVAR模型脈沖響應(yīng)函數(shù)矩陣Dq與相應(yīng)簡約VAR的脈沖響應(yīng)函數(shù)Θq關(guān)系為：

Dq=ΘqA—1B（4）

圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)，滯后期為15年，縱軸表示LNIC波動的變化，實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。給收入分化一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，信息消費分化的反應(yīng)非常顯著，并在第2期達到最大值0.036，之后沖擊效應(yīng)在波動中逐漸減弱，到第8期以后趨于消失。總體看來，信息消費分化隨著收入分化的增強而增強，其對收入分化變化的反應(yīng)在所有沖擊中是最強烈的，這與理論分析也是吻合的。信息消費屬于高層次消費，其需求富于彈性，消費者收入的提高增強其購買力，同時使?jié)撛诘男畔⑿枨筠D(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)實的需求，信息消費需求會有較大的增加。如果貨幣支付能力不足，信息消費將會受到很大的抑制。因此，居民貨幣收入仍然是推動信息消費的主要因素。

信息消費分化對文化素質(zhì)分化沖擊的反應(yīng)一開始就達到最高值0.027，隨后緩慢下降；在第4—8期甚至出現(xiàn)一定的負效應(yīng)，這或許是因為隨著農(nóng)村居民文化素質(zhì)進而信息素質(zhì)的提高（當(dāng)然城鎮(zhèn)居民的素質(zhì)提高得更快），其對信息商品的需求與市場供給相匹配，因而信息消費有較大的增加，與城鎮(zhèn)居民的差距有所減少。但總體是正效應(yīng)，這說明文化素質(zhì)的分化是導(dǎo)致信息消費分化的又一重要因素，即使具有相當(dāng)?shù)馁徺I能力，如果消費者缺乏必要的信息素質(zhì)，也不能有效地利用信息資源增進自身福利。

信息消費條件對信息消費的影響從第1期的最高值0.028迅速下降，第3期回升至0.017，再繼續(xù)下降，到第4期以后為不顯著，總體持續(xù)時間最短。信息消費依賴于一定的技術(shù)、市場條件，當(dāng)農(nóng)村信息消費條件落后致使農(nóng)村居民被排斥在信息消費之外時，信息消費條件是制約農(nóng)村信息消費發(fā)展的重要原因。隨著因特網(wǎng)連接范圍和市場范圍的擴大，當(dāng)農(nóng)村居民也能很方便地接觸信息商品時，城鄉(xiāng)信息消費差距的擴大就不能再簡單地歸結(jié)于信息消費條件的分化了。

信息消費氛圍的影響存在一定的滯后性，第3到第5期影響較大，最大值為0.024，但持續(xù)較長時間，第11期以后才為不顯著。與其他三種因素不同，消費氛圍對信息消費的影響具有間接性，或者說是第二位的。消費者必須在具備相應(yīng)的收入、素質(zhì)和消費條件的前提下，才可能由于周圍人的示范作用進行信息消費。其次，消費者對周圍情況的認識、接受到采取合作行為可能需要2—3年的時間；同時，這種影響還具有一定的持續(xù)性，類似于杜森貝里的“棘輪效應(yīng)”，人們一旦進行了消費就會延續(xù)保持一段時間才會發(fā)生緩慢的改變。

（三）結(jié)構(gòu)方差分解

近似的相對方差貢獻率（RVC）： RVCj鰅（s）=∑s—1q=0（d（q）ij）2σjj∑kj=1∑s—1q=0（d（q）ij）2σjj，i，j=1，2，…，k（5）

它表示第j個變量基于沖擊的方差對第i個變量（即yi）的方差的百分比。

結(jié)構(gòu)方差分解結(jié)果如表3所示。城鄉(xiāng)收入分化對信息消費分化的影響從一開始的32.09%迅速上升至第2期的46.32%，之后逐漸減弱到29%。文化素質(zhì)分化的影響從第1期的25.67%上升至第7期的最高值30.64%后緩慢下降，最后穩(wěn)定在28%。信息消費條件分化的影響從27.65%下降后回升到18%左右，消費氛圍分化的影響總的來看呈上升趨勢，最終達到20%左右。另外，信息消費分化自身沖擊的影響則僅為4%。這與脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果相互印證。信息消費分化約60%歸結(jié)于收入和素質(zhì)分化這兩個內(nèi)在因素，其中收入分化沖擊影響是最直接的，其即時影響最大，而素質(zhì)分化沖擊的影響是深層次的，且正效應(yīng)持續(xù)時間稍長，所以素質(zhì)分化對信息消費分化影響的貢獻率與收入分化非常接近。在外在的影響因素中，消費氛圍分化影響程度高于消費條件分化2個百分點，這主要是前者的影響具有持久性的緣故。

五、結(jié)論與啟示

根據(jù)消費理論及信息消費的特點，城鄉(xiāng)居民信息消費分化是包括收入分化在內(nèi)的多因素綜合作用的結(jié)果。5變量SVAR（2）模型的實證結(jié)果進一步表明收入分化和文化素質(zhì)分化是信息消費分化最重要的兩個影響因素，其貢獻率分別為29%和28%。這說明內(nèi)在因素解釋了信息消費分化的大部分原因，信息消費屬于高層次的文化消費，作為深層因素文化素質(zhì)分化的影響程度其實不亞于經(jīng)濟方面的收入因素，這應(yīng)當(dāng)引起人們的足夠重視。消費氛圍分化與消費條件分化的貢獻率分別為20%和18%。由于信息消費依賴于一定的物質(zhì)基礎(chǔ)設(shè)施，并具有很強的網(wǎng)絡(luò)外部性，消費氛圍分化與消費條件分化是不容忽視的外在因素。因此，要緩解廣西的城鄉(xiāng)信息消費分化問題，必須同時著力把握以下幾個關(guān)鍵點。

第一，通過加大農(nóng)業(yè)投入，推廣農(nóng)業(yè)科技，完善農(nóng)業(yè)相關(guān)政策，并且大力發(fā)展第二、三產(chǎn)業(yè)，促進農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移，切實增加農(nóng)民收入。

第二，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)教育資源，積極發(fā)展農(nóng)村基礎(chǔ)教育、職業(yè)教育、成人教育等，培養(yǎng)農(nóng)民的信息意識，提高農(nóng)民利用信息的水平。

第三，依托新農(nóng)村建設(shè)，進一步完善信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，擴大適應(yīng)農(nóng)民需要的信息供給，宣傳社會主義精神文明，讓農(nóng)村形成良好的信息消費氛圍。

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On the Determinants of the Urban—rural Information Consumption Differentiation in Guangxi CHEN Xiao—hua

（College of Information Science and Engineering，Guangxi University for Nationalities，Nanning 530006，China）

Abstract：According to the consumption theory and the characteristics of information consumption， the urban—rural information consumption differentiation results from the interactions of many factors. The empirical study of this essay based on the five variances SVAR（2）model indicates that while income differentiation and that of culture are the most important endogenous factors affecting information consumption differentiation， whose contribution is 29% and 28% respectively， consumption atmosphere differentiation and that of consumption condition are exogenous and cann′t be neglected， whose contribution is 20% and 18% respectively. Obviously， for the sake of remitting the urban—rural information consumption differentiation effectively， it is a key step to decrease the divide degree of these factors.

Key words：information consumption； differentiation； SVAR model； Guangxi

（責(zé)任編輯：關(guān)立新）