摘要：引入常數(shù)相對風(fēng)險規(guī)避效用函數(shù)，構(gòu)建信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)模型，采用1993—2011年中國農(nóng)村居民信息消費(fèi)數(shù)據(jù)，從總體和收入分層視角對農(nóng)村居民信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)進(jìn)行數(shù)值模擬，分析表明信息消費(fèi)增速變動具有相當(dāng)大的福利效應(yīng)：信息消費(fèi)增速提升1%，相當(dāng)于在農(nóng)戶無限生命期界內(nèi)每年增加0.39%~17.73%的信息消費(fèi)產(chǎn)品或服務(wù)；而信息消費(fèi)增速下降1%，相當(dāng)于在其無限生命期界內(nèi)每年減少0.52%~22.28%的信息消費(fèi)產(chǎn)品或服務(wù)。同時，信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)具有明顯的群體差異性，對高收入農(nóng)戶的影響比對低收入戶的影響更為顯著。因此，在促進(jìn)農(nóng)村居民信息消費(fèi)總量增長的同時，應(yīng)穩(wěn)步推進(jìn)制度改革，從而縮小不同收入水平農(nóng)戶間的信息消費(fèi)鴻溝。

關(guān)鍵詞：信息消費(fèi)；農(nóng)村居民；收入分層；福利效應(yīng)；異質(zhì)偏好；消費(fèi)偏好；風(fēng)險偏好；信息消費(fèi)素養(yǎng)；信息消費(fèi)鴻溝

中圖分類號：F014.5；F302.5文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號：16748131（2014）04000108

一、引言

信息消費(fèi)是指直接或間接地以信息產(chǎn)品和信息服務(wù)為消費(fèi)對象，通過對信息的獲取、占有、加工、分享和使用，來滿足人們?nèi)找尕S富的物質(zhì)和精神需求的活動。20世紀(jì)90年代以來，計算機(jī)、通訊和網(wǎng)絡(luò)傳輸技術(shù)快速發(fā)展，中國逐漸步入了信息社會，信息消費(fèi)也成為新的消費(fèi)熱點(diǎn)。1993—2011年，我國居民人均信息消費(fèi)支出從166.08元上升到3 150.21元，增長了18.97倍；居民信息消費(fèi)系數(shù)也從14.50%上升到63.62%，提高了49.12個百分點(diǎn)。作為“擴(kuò)內(nèi)需”與“調(diào)結(jié)構(gòu)”的良藥，信息消費(fèi)必將隨著經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展和居民收入水平的提高不斷增加。

但是，由于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下非均衡信息化發(fā)展戰(zhàn)略的實施，中國城鄉(xiāng)居民間信息消費(fèi)鴻溝日趨嚴(yán)重。1993年，城鎮(zhèn)居民人均信息消費(fèi)支出為331.53元，農(nóng)村居民人均信息消費(fèi)支出為101.7元，二者相差229.83元，后者是前者的30.67%；到2011年，雖然農(nóng)村居民人均信息消費(fèi)支出增長為1 127.6元，但城鄉(xiāng)居民間信息消費(fèi)的絕對差額擴(kuò)大到3 944.97元，農(nóng)村居民人均信息消費(fèi)支出降為城鎮(zhèn)居民人均信息消費(fèi)支出的22.23%?，F(xiàn)階段，農(nóng)村仍然是我國占地最廣、人口最多的地區(qū)，隨著互聯(lián)網(wǎng)、智能手機(jī)的普及以及移動增值業(yè)務(wù)、電子商務(wù)的發(fā)展，農(nóng)村地區(qū)信息消費(fèi)市場潛力巨大。研究農(nóng)村居民信息消費(fèi)問題，對于促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整、加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程及社會主義新農(nóng)村建設(shè)具有極強(qiáng)的現(xiàn)實意義。

鄭英?。?994）在《信息消費(fèi)論綱》中首次提出了“信息消費(fèi)”命題，并在信息消費(fèi)概念界定與內(nèi)涵分析的基礎(chǔ)上，深入剖析了我國信息消費(fèi)的歷史與現(xiàn)狀。鶴修銘（1996）從情報科學(xué)視角提出了信息消費(fèi)概念，論證了消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)、信息經(jīng)濟(jì)學(xué)和認(rèn)知科學(xué)作為其理論基礎(chǔ)的可行性。蔣懷仁（2000）探討了我國居民信息消費(fèi)的現(xiàn)狀與存在的問題。進(jìn)入21世紀(jì)后，相關(guān)研究方法和分析工具日趨成熟，信息消費(fèi)研究從定性分析為主轉(zhuǎn)向定量分析為主，研究主題也更為細(xì)化。根據(jù)研究主題，可將與農(nóng)村居民信息消費(fèi)相關(guān)的研究分為兩類。

第一類研究主要探討居民信息消費(fèi)的城鄉(xiāng)差異性及其形成機(jī)制。利用根據(jù)持久收入假說構(gòu)建的信息消費(fèi)函數(shù)，張鵬（2001）研究發(fā)現(xiàn)，收入增加對城鎮(zhèn)居民信息消費(fèi)支出的影響更為顯著。利用根據(jù)絕對收入假說構(gòu)建的信息消費(fèi)函數(shù)，陳燕武等（2006）研究發(fā)現(xiàn)，福建省收入提高給農(nóng)村居民家庭帶來的信息消費(fèi)增加在少數(shù)年份可能超過城市居民家庭。郭妍等（2007）拓展了張鵬（2001）和陳彥武等（2006）的研究，構(gòu)建了基于絕對收入假說、相對收入假說和生命周期假說的信息消費(fèi)函數(shù)，印證了張鵬（2001）的研究結(jié)論。基于ARMA模型和1990—2007年居民信息消費(fèi)數(shù)據(jù)，王平等（2009）預(yù)測未來中國城鄉(xiāng)居民間信息消費(fèi)差距有拉大趨勢，控制物價、增加農(nóng)村居民收入和改善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施有助于縮小城鄉(xiāng)居民間的信息消費(fèi)鴻溝。

第二類研究側(cè)重于探討農(nóng)村居民信息消費(fèi)的影響因素?；谡`差修正模型和Granger因果關(guān)系檢驗，劉嘉等（2009）研究發(fā)現(xiàn)，1993—2008年農(nóng)村居民純收入與信息消費(fèi)間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，純收入與農(nóng)村居民信息消費(fèi)存在雙向影響，這一觀點(diǎn)與馬哲明等（2011）的研究結(jié)論一致?；贓LES模型和2002—2008年農(nóng)村居民信息消費(fèi)數(shù)據(jù)，劉曉紅（2012）研究發(fā)現(xiàn)，純收入增加1個百分點(diǎn)，農(nóng)村居民信息邊際消費(fèi)增加約0.3個百分點(diǎn)。陳立梅等（2013）根據(jù)收入和地域?qū)⑷珖鴦澐譃?個收入組，運(yùn)用ELES模型的研究結(jié)果表明，不同收入組的農(nóng)村居民信息消費(fèi)均具有較高的收入敏感性，但不同收入組農(nóng)村居民信息消費(fèi)的邊際消費(fèi)傾向和需求收入彈性存在差異。

丁志帆:中國農(nóng)村居民信息消費(fèi)的福利效應(yīng)研究現(xiàn)有文獻(xiàn)對農(nóng)村居民信息消費(fèi)研究的深入展開具有很好的參考價值，但仍存在一些不足：第一，多數(shù)研究只是對農(nóng)村居民總體信息消費(fèi)狀況的統(tǒng)計核算與比較，少有研究基于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)視角對不同收入水平農(nóng)村居民的信息消費(fèi)進(jìn)行分類測度；第二，國家只公布了1994年及以后的分類消費(fèi)品價格指數(shù)，現(xiàn)有研究要么直接對絕對數(shù)展開討論，要么采用的是農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)，而不是分類消費(fèi)品價格指數(shù)對農(nóng)村居民信息消費(fèi)進(jìn)行平減，這一處理方法會影響到研究結(jié)論的穩(wěn)健性；第三，決策層認(rèn)為推動居民信息消費(fèi)持續(xù)增長有助于改善民生，但未有研究就農(nóng)村居民信息消費(fèi)變動對社會福利的影響展開過定量研究。鑒于此，本文借鑒Lucas（1987）的研究，嘗試構(gòu)建信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)模型，在此基礎(chǔ)上運(yùn)用1993—2011年中國農(nóng)村居民總體和2002—2011年不同收入戶農(nóng)村居民的信息消費(fèi)數(shù)據(jù)，就信息消費(fèi)增速變動對不同收入水平農(nóng)村居民福利的差異化影響展開數(shù)值模擬分析，期冀為國家出臺更具針對性的信息消費(fèi)政策提供理論參考和經(jīng)驗依據(jù)。

二、理論模型

1987年，Lucas在《經(jīng)濟(jì)周期模型》中構(gòu)建了測算消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)模型。為簡化分析，Lucas在描述消費(fèi)者主觀偏好時采用了對數(shù)效用函數(shù)，即假定消費(fèi)者的風(fēng)險態(tài)度不對研究結(jié)論構(gòu)成影響。事實上，消費(fèi)增速變化給風(fēng)險偏好不同的消費(fèi)者帶來的福利效應(yīng)理應(yīng)有所不同。鑒于對數(shù)效用函數(shù)是常數(shù)相對風(fēng)險規(guī)避（Constant Relative Aversion，簡稱CRRA）效用函數(shù)的特例，本文參考丁志帆等（2013）和陳太明（2013）的研究，采用CRRA效用函數(shù)對Lucas（1987）所構(gòu)造的理論模型進(jìn)行拓展，然后運(yùn)用所構(gòu)造的理論模型對我國農(nóng)村居民信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)進(jìn)行測算。

1．偏好結(jié)構(gòu)

假設(shè)時間離散，經(jīng)濟(jì)中包含了眾多無限壽命的行為人，行為人的跨期最優(yōu)決策表示為：

U(ct)=E0∞t=0βtu(ct)（1）

其中，E0是期望算子，β∈(0,1)是主觀貼現(xiàn)率，U(ct)是總效用函數(shù)，ct代表消費(fèi)者在t期的消費(fèi)，u(ct)為即期效用函數(shù)。消費(fèi)者的偏好結(jié)構(gòu)采用如下CRRA效用函數(shù)：

u(ct)=c1－γt1－γ（2）

其中，參數(shù)γ（γ>0，γ≠1）是相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)。如果γ=1，CRRA效用函數(shù)退化為對數(shù)效用函數(shù)。于是，消費(fèi)者的跨期最優(yōu)決策表示為：

max E0βt1－γc1－γt（3）

本文關(guān)于隨機(jī)信息消費(fèi)流的假定與Lucas（1987）一致，即假設(shè)隨機(jī)信息消費(fèi)流的生成過程服從如下隨機(jī)過程：

ct=A(1+μ)te－0.5σ2εt（4）

其中，εt為信息消費(fèi)序列面臨的隨機(jī)沖擊，其滿足如下分布：ln(εt)~N(0,σ2)。由此可得：

E(e－0.5σ2εt)=1（5）

聯(lián)立（3）式和（4）式可得：E(ct)=A(1+μ)t。對數(shù)信息消費(fèi)增長率的無條件均值Elnctct－1≈μ，標(biāo)準(zhǔn)差varlnctct－1=2σ2。因此，μ和σ分別決定了對數(shù)信息消費(fèi)增長率的均值和標(biāo)準(zhǔn)差。

2．理論模型的構(gòu)建

依據(jù)Lucas（1987）采用的“補(bǔ)償性等價變換”思想，將信息消費(fèi)增速提升的福利效應(yīng)η定義為實際人均信息消費(fèi)額外增加固定比例（消費(fèi)增長率由μ0上升至μ）時信息消費(fèi)變化的百分比。換句話說，就是如果信息消費(fèi)增長率額外增加μ－μ0，但信息消費(fèi)波動性σ維持不變，要想使兩種狀態(tài)下消費(fèi)者福利水平無差異，其需要放棄的信息消費(fèi)數(shù)量，即η需要滿足：

U(η,μ,σ)=U(0,μ0,σ)（6）

將信息消費(fèi)函數(shù)代入（6）式，則可以得到信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)的顯性解(為節(jié)約篇幅，具體推導(dǎo)過程略去，如有興趣可向作者索取)：

E0∞t=0βt(1－β)［(1+η)A(1+μ)te－0.5σ2εt］1－γ1－γ

=E0∞t=0βt(1－β)［A(1+μ0)te－0.5σ2εt］1－γ1－γ（7）

解（7）式可得信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)顯示解為：

η=1－β(1+μ)1－γ1－β(1+μ0)1－γ11－γ－1（8）

可以發(fā)現(xiàn)，信息消費(fèi)增速變動福利效應(yīng)的大小取決于信息消費(fèi)的初始增長率μ0和最終增長率μ，以及描述消費(fèi)者主觀偏好結(jié)構(gòu)的主觀貼現(xiàn)因子β和相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)γ。當(dāng)相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)趨于1時，（8）式退化為Lucas（1987）的估算結(jié)果：

limγ→1 η=1+μ01+μβ(1－β)－1（9）

為簡化運(yùn)算，我們暫且考慮信息消費(fèi)增速變動1%對居民經(jīng)濟(jì)福利的影響，即假定μ=μ0±1%。于是，信息消費(fèi)增速變動1%時福利效應(yīng)顯示解如下：

η=1－β(1.01+μ0)1－γ1－β(1+μ0)1－γ11－γ－1

或η=1－β(0.99+μ0)1－γ1－β(1+μ0)1－γ11－γ－1（10）

需要注意的是，（10）式成立的關(guān)于收斂的充分條件是：

β<1；(1+μ0)1－γ<1（11）

上述收斂條件是否成立依賴于相應(yīng)經(jīng)濟(jì)參數(shù)和行為參數(shù)的選取。其中，信息消費(fèi)初始增長率的取值通常小于0.1，主觀貼現(xiàn)因子β<1是通常的假設(shè)，合理的相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)γ取值小于10。容易驗證，上述收斂條件在所選參數(shù)范圍內(nèi)均成立，并且遠(yuǎn)小于1，也就是說其在一個較大的參數(shù)取值范圍內(nèi)成立。至此，我們得到基于CRRA效用函數(shù)的信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)模型。

三、數(shù)據(jù)處理、增長率估計與參數(shù)校準(zhǔn)

理論模型表明，信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)大小取決于主觀貼現(xiàn)率、相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)和信息消費(fèi)的初始增長率。下面首先說明本文分析的數(shù)據(jù)來源和處理過程，然后根據(jù)濾波法估算農(nóng)村居民總體和不同收入戶農(nóng)村居民信息消費(fèi)初始增長率μ0，最后對模型參數(shù)β和γ進(jìn)行校準(zhǔn)。

1．?dāng)?shù)據(jù)來源與處理

目前國家尚未有針對信息消費(fèi)的專項統(tǒng)計，學(xué)者們在信息消費(fèi)的概念內(nèi)涵和測度標(biāo)準(zhǔn)上也沒有達(dá)成共識。國外研究通常將“信息消費(fèi)”限定為個人消費(fèi)中除去衣、食、住以外的其他雜費(fèi)消費(fèi)，但是該統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)過于寬泛，會將與信息消費(fèi)無關(guān)的消費(fèi)項目統(tǒng)計在內(nèi)，直接影響研究結(jié)論的準(zhǔn)確性?，F(xiàn)有研究大都采用尹世杰（2007）的定義，即信息消費(fèi)由醫(yī)療保健、交通通訊、文教娛樂用品與服務(wù)等信息消費(fèi)含量高的消費(fèi)項目構(gòu)成。本文參照現(xiàn)有研究的統(tǒng)計核算方法，用以上三項分項消費(fèi)支出的加總數(shù)據(jù)來衡量農(nóng)村居民是信息消費(fèi)支出。

《中國統(tǒng)計年鑒》（1994—2012）提供了1993—2011年中國農(nóng)村居民總體和2002—2011年農(nóng)村五等分收入戶居民醫(yī)療保健、交通通訊、娛樂文化三項消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)，以及相應(yīng)年份的居民分類消費(fèi)價格指數(shù)。我們以1993年為基期對相應(yīng)的分類消費(fèi)支出數(shù)據(jù)進(jìn)行平減，進(jìn)而得到中國農(nóng)村居民總體和不同收入戶農(nóng)村居民實際人均信息消費(fèi)支出數(shù)據(jù)（見圖1）。

由圖1可知：第一，我國農(nóng)村居民總體信息消費(fèi)呈現(xiàn)較快增長態(tài)勢，但也呈現(xiàn)出明顯的階段差異性。2000年之前農(nóng)村居民信息消費(fèi)增長相對平緩，2000年以后信息消費(fèi)增速明顯加快。第二，不同收入戶農(nóng)村居民信息消費(fèi)增長呈現(xiàn)出差異化增長態(tài)勢。2002年，高收入戶和低收入戶農(nóng)村居民人均信息消費(fèi)支出分別為806.4元和157.25元，二者相差649.15元，后者是前者的19.5%；到2011年，最低收入戶和最高收入戶農(nóng)村居民人均信息消費(fèi)支出分別增長至449.18元和2 202.14元，雖然二者間絕對差額擴(kuò)大為1 754.96元，但前者占后者的比重提高為20.40%。圖11993—2011年中國農(nóng)村居民總體和不同收入戶人均信息消費(fèi)

2．去勢與濾波

ADF單位根檢驗結(jié)果表明，1993—2011中國農(nóng)村居民總體實際人均信息消費(fèi)支出的對數(shù)時間序列為一階差分平穩(wěn)過程，2002—2011年五等分收入戶農(nóng)村居民實際人均信息消費(fèi)支出的對數(shù)時間序列為二階差分平穩(wěn)過程；利用HP濾波法和CF濾波法將周期成分從原始信息消費(fèi)序列中分離出來，計算出趨勢成分的年均增長率（見表1）。

根據(jù)表1的計算結(jié)果，采用HP濾波法和CF濾波法得到的農(nóng)村居民總體與不同收入戶農(nóng)村居民信息消費(fèi)的初始增長率幾近相同；隨著農(nóng)村居民收入等級提高，信息消費(fèi)增速逐級增加。另外，2002—2011年，農(nóng)村居民總體人均信息消費(fèi)支出變動曲線位于中等收入戶與中等偏上收入戶人均信息消費(fèi)支出曲線之間，這一結(jié)果表明收入不平等在信息消費(fèi)領(lǐng)域演化為信息消費(fèi)鴻溝，而且這種偏態(tài)分布不僅體現(xiàn)于信息消費(fèi)的絕對水平，也體現(xiàn)于信息消費(fèi)增速。上述量化測算結(jié)果與圖1的定性分析一致，可以相互印證。鑒于統(tǒng)計結(jié)果的一致性以及CF濾波法的優(yōu)良統(tǒng)計特性，在數(shù)值模擬環(huán)節(jié)本文采用CF濾波法的估算結(jié)果。

3．參數(shù)校準(zhǔn)

根據(jù)國內(nèi)外有關(guān)經(jīng)驗研究，遞歸效用函數(shù)中相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)和跨期替代彈性參數(shù)通常取γ∈{1.5,2,2.5,5,10}和ρ∈{1.5,2,2.5,5,10}?？紤]到模擬結(jié)果的可比較性，本文遵循γ∈{1.5,2,2.5,5,10}和ρ∈{1.5,2,2.5,5}的經(jīng)驗設(shè)定。關(guān)于年度數(shù)據(jù)主觀貼現(xiàn)因子的合理取值，多數(shù)研究者認(rèn)為應(yīng)當(dāng)在0.95~0.97的范圍內(nèi)選取，本文取β=0.96為基準(zhǔn)值。

表1中國農(nóng)村居民實際人均信息消費(fèi)的ADF檢驗和初始增長率的估計

變 量ADF單位根檢驗對數(shù)

序列一階差分

對數(shù)序列二階差分

對數(shù)序列HP濾波

（λ*=100）CF濾波增長率

（%）增長率

（%）低收入戶-1.92-1.31-3.73*5.595.60中等偏下收入戶-1.71-3.41-3.22*6.066.06中等收入戶-1.91-1.84-3.45*6.346.34中等偏上收入戶-2.21-2.04-3.57*6.646.64高收入戶-2.48-2.51-3.81*7.247.24總體人均（2002—2011）-1.91-2.15 -4.226.496.49總體人均（1993—2011）-2.58-4.19***—5.915.91注：（1）計算數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1994—2012）和《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》；（2）***、**和*分別表示在1%、5% 和10%水平下顯著；（3）由于假定的隨機(jī)信息消費(fèi)流的形式同時具有趨勢項和截距項，所以進(jìn)行ADF檢驗時選擇包含常數(shù)與時間趨勢的檢驗方程；（4）在ADF檢驗結(jié)果中報告的是t值。

四、數(shù)值模擬分析

在初始信息消費(fèi)增速估計與參數(shù)校準(zhǔn)的基礎(chǔ)上，本文依據(jù)理論模型測算和比較初始消費(fèi)增速變動給不同收入水平的農(nóng)村居民帶來的差異化福利效應(yīng)。1．不同收入戶農(nóng)村居民信息消費(fèi)增速變動福利效應(yīng)的數(shù)值模擬表2報告了在給定主觀偏好參數(shù)和信息消費(fèi)初始增長率的情況下，依據(jù)理論模型的數(shù)值模擬結(jié)果。從表2可以得出如下研究結(jié)論：

第一，信息消費(fèi)增速提高和放緩對農(nóng)村居民的福利影響不盡相同，信息消費(fèi)增速放緩對消費(fèi)者經(jīng)濟(jì)福利的影響更為顯著。根據(jù)1993—2011年農(nóng)村居民總體的信息消費(fèi)數(shù)據(jù)，當(dāng)μ0為5.91%、γ為1.1時，信息消費(fèi)增速下降1%（降為4.91%）的福利效應(yīng)為22.28%，這意味著信息消費(fèi)增速下降1%，要想保持經(jīng)濟(jì)福利不變，必須給予消費(fèi)者相當(dāng)于其現(xiàn)有信息消費(fèi)水平22.28%的消費(fèi)補(bǔ)償；同樣的，信息消費(fèi)提升1%（升至6.91%），相當(dāng)于在消費(fèi)者未來無限生命期界內(nèi)每年增加17.73%的信息消費(fèi)產(chǎn)品或服務(wù)。按照國家統(tǒng)計局報告的2011年農(nóng)村居民總體人均信息消費(fèi)支出1 127.64元（1993年可比價）計算，信息消費(fèi)增速下降或提高1%給經(jīng)濟(jì)社會帶來的福利影響，相當(dāng)于給予消費(fèi)者貨幣減損或補(bǔ)貼251.24元和199.93元。如果將數(shù)億農(nóng)村居民的消費(fèi)補(bǔ)貼加總，信息消費(fèi)提升的福利效應(yīng)相當(dāng)可觀。近年來，隨著社會主義新農(nóng)村建設(shè)的不斷深入，我國農(nóng)村地區(qū)的信息基礎(chǔ)設(shè)施得到極大改善，全國有99.5%的行政村接通了電話，87.9%的行政村開通了寬帶，為農(nóng)村信息消費(fèi)市場的發(fā)展奠定了堅實的基礎(chǔ)。隨著互聯(lián)網(wǎng)、智能手機(jī)的普及以及移動增值業(yè)務(wù)、電子商務(wù)的發(fā)展，我國農(nóng)村居民信息消費(fèi)保持14.45%的年均增速。但是，信息基礎(chǔ)設(shè)施投資建設(shè)周期長、資金投入大，僅靠市場機(jī)制難以有效發(fā)展。另外，農(nóng)村居民收入提高遲緩、適合“三農(nóng)”的信息消費(fèi)產(chǎn)品與服務(wù)缺乏等因素，也制約了農(nóng)村居民信息消費(fèi)水平的提升，而《國務(wù)院關(guān)于促進(jìn)信息消費(fèi)擴(kuò)大內(nèi)需的若干意見》的出臺，勢必會為中國未來經(jīng)濟(jì)的發(fā)展釋放更多的制度紅利。

第二，在初始消費(fèi)增長率相同的情況下，信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)與相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)反向變動，而與主觀貼現(xiàn)因子正向變動。以農(nóng)村居民總體為例，當(dāng)γ取1.1時，信息消費(fèi)增速提高1%的福利收益相當(dāng)于每年補(bǔ)貼消費(fèi)者17.73%的信息消費(fèi)產(chǎn)品或服務(wù)；如果γ提高到20，信息消費(fèi)增速提升1%的福利收益僅相當(dāng)于每年補(bǔ)貼消費(fèi)者0.39%的信息消費(fèi)產(chǎn)品或服務(wù)。

第三，在相同的主觀偏好下，信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)與居民信息消費(fèi)的初始增長率負(fù)相關(guān)。因為在主觀偏好和信息消費(fèi)增速變動幅度相同的情況下，初始消費(fèi)增長率的大小是影響信息消費(fèi)增速變動福利效應(yīng)的關(guān)鍵因素，所以信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)隨著收入水平的提高而下降。

第四，在相同的主觀偏好下，信息消費(fèi)增速變動對收入水平不同的農(nóng)村居民的福利影響迥然不同。具體而言，取β為0.96、γ為5，從低收入戶到高收入戶，信息消費(fèi)增速減緩（或提升）1%帶來的福利效應(yīng)依次為3.58%（-2.91%）、3.29%（-2.70%）、3.13%（-2.59%）、2.97%（-2.48%）和2.70%（-2.28%）。因此，忽視農(nóng)村居民內(nèi)部的結(jié)構(gòu)差異性，將無法準(zhǔn)確評估信息消費(fèi)增速變動的真實社會福利影響，容易誤導(dǎo)決策層的政策制定。

表21993—2011年中國農(nóng)村居民總體和五等分收入戶信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)／%

低收入戶

信息消費(fèi)增速相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)γ1.151020中等偏下收入戶

信息消費(fèi)增速相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)γ1.151020μ=4.60%22.513.581.530.57μ=5.06%22.173.291.380.50μ0=5.60%0.000.000.000.00μ0=6.06%0.000.000.000.00μ=6.60%-17.88-2.91-1.21-0.43μ=7.06%-17.66-2.70-1.11-0.38中等收入戶

信息消費(fèi)增速相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)γ1.151020中等偏上收入組

信息消費(fèi)增速相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)γ1.151020μ=5.34%21.963.131.300.46μ=5.64%21.742.971.220.42μ0=6.34%0.000.000.000.00μ0=6.64%0.000.000.000.00μ=7.34%-17.52-2.59-1.05-0.35μ=7.64%-17.38-2.48-0.99-0.33高收入戶

信息消費(fèi)增速相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)γ1.151020農(nóng)村總體人均

信息消費(fèi)增速相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)γ1.151020μ=6.24%21.322.701.080.36μ=4.91%22.283.381.420.52μ0=7.24%0.000.000.000.00μ0=5.91%0.000.000.000.00μ=8.24%-17.11-2.28-0.89-0.28μ=6.91%-17.73-2.77-1.14-0.39

2．異質(zhì)性偏好下居民信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)分析值得注意的是，以上是在假定不同收入水平的農(nóng)村居民具有相同偏好的前提下進(jìn)行的定量測算與比較。事實上，不同的消費(fèi)主體有著不同的風(fēng)險偏好。通常情況下，消費(fèi)主體的風(fēng)險規(guī)避程度與收入狀況反向相關(guān)，即富人相對偏好風(fēng)險而窮人相對厭惡風(fēng)險，或者說，富人有能力承擔(dān)風(fēng)險但窮人承擔(dān)不起。為此，下文采用參數(shù)(μ,γ)的變化來刻畫不同收入水平農(nóng)村居民信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)。

由表2可知，高收入戶（低收入戶）農(nóng)村居民的信息消費(fèi)增速μ較大（小），而相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)γ較小（大）。固定參數(shù)β=0.96，以步長0.25%將農(nóng)村居民信息消費(fèi)的初始增長率μ從1%取到10.25%，同時將相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)γ以步長0.5從1.5取到20，令高收入戶與低收入戶農(nóng)村居民分別從方陣的副對角線上取值，對η進(jìn)行數(shù)值模擬，結(jié)果見圖2和圖3。

由圖2和圖3可知，信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)與相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)和信息消費(fèi)初始增長率均反向相關(guān)。盡管信息消費(fèi)增速變動對農(nóng)村居民福利水平均存在影響，但相對而言，促進(jìn)信息消費(fèi)增長的經(jīng)濟(jì)政策對高收入戶的影響更加顯著。根據(jù)本文的測算，信息消費(fèi)增速變動1%給高收入戶帶來的福利增益或減損效應(yīng)相當(dāng)于低收入戶的數(shù)十倍。對于不同收入水平農(nóng)村居民信息消費(fèi)增速變動福利效應(yīng)的差異性，可以從如下幾個方面進(jìn)行解釋：

一是不同收入水平農(nóng)戶的收入差距。1993年，低收入戶和高收入戶農(nóng)村居民人均年純收入分別圖2信息消費(fèi)增速提升1%的社會福利效應(yīng)

圖3信息消費(fèi)增速下滑1%的社會福利效應(yīng)

為857.13元和5 895.63元，二者相差5 038.5元，前者是后者的14.54%。到2011年，雖然低收入戶農(nóng)村居民人均年純收入提高了近3倍，達(dá)到2 000.51元，但與高收入戶農(nóng)村居民人均年純收的絕對差額不降反增，擴(kuò)大到14 782.52元，所占比重也降為1192%。收入差距與信息消費(fèi)差距的交互作用，造成農(nóng)村居民內(nèi)部的“信息鴻溝”有加強(qiáng)趨勢。

二是不同收入水平農(nóng)戶的信息消費(fèi)素養(yǎng)差異。不同于傳統(tǒng)的物質(zhì)消費(fèi)，信息消費(fèi)是一種較高層次的精神消費(fèi)和文化消費(fèi)，它要求消費(fèi)主體擁有良好的消費(fèi)意識以及獲取、甄別和處理消費(fèi)信息的能力。而作為決定消費(fèi)主體信息消費(fèi)素質(zhì)的人力資本，往往取決于消費(fèi)主體對教育、醫(yī)療和保健等的人力資本投資，因此受教育程度和醫(yī)療服務(wù)投入上的差別，加劇了農(nóng)村居民內(nèi)部的信息消費(fèi)差距。

三是不同收入水平農(nóng)戶的流動性約束差異。高收入農(nóng)戶具有良好的收入預(yù)期和低廉的信貸成本，可以確保信息消費(fèi)支出的穩(wěn)步增長。而中、低收入農(nóng)戶收入偏低，在當(dāng)前信貸市場尚不發(fā)達(dá)的情況下，不能或較少能從信貸市場融資，進(jìn)而造成他們的支出謹(jǐn)慎性更強(qiáng)，信息消費(fèi)增速也相對緩慢。

五、主要結(jié)論與政策建議

本文在Lucas（1987）提出的模型中引入CRRA效用函數(shù)，構(gòu)建了測度信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)的理論模型，并采用1993—2011年我國農(nóng)村居民總體和2002—2011年農(nóng)村居民五等分收入戶的信息消費(fèi)數(shù)據(jù)測算了消費(fèi)增速變動對農(nóng)村居民經(jīng)濟(jì)福利的影響。研究表明：對于農(nóng)村居民總體而言，在合理的參數(shù)取值范圍內(nèi)，信息消費(fèi)增速提升1%，相當(dāng)于在其無限生命期界內(nèi)每年增加0.39%~17.73%的信息消費(fèi)；信息消費(fèi)增速下降1%，相當(dāng)于在其無限生命期界內(nèi)每年減少0.52%~22.28%的信息消費(fèi)；信息消費(fèi)增速變動1%對收入水平不同的農(nóng)村居民具有差異化的福利影響；在同質(zhì)性偏好假設(shè)下，信息消費(fèi)增速變動對高收入農(nóng)戶的福利改善作用略大于低收入農(nóng)戶；而在異質(zhì)性偏好假設(shè)下，信息消費(fèi)增速變動1%對高收入戶農(nóng)村居民的福利影響是低收入戶農(nóng)村居民的數(shù)十倍。根據(jù)本文研究結(jié)論，可得到如下政策啟示：

第一，政府應(yīng)當(dāng)深化收入分配制度改革，積極拓寬農(nóng)民增收渠道，通過鼓勵創(chuàng)業(yè)、進(jìn)城務(wù)工和土地的規(guī)模經(jīng)營等措施，穩(wěn)步推動農(nóng)村居民收入增長，從根本上增強(qiáng)農(nóng)村居民的信息消費(fèi)能力。第二，加大農(nóng)村地區(qū)的教育投入，為農(nóng)村居民提供優(yōu)質(zhì)的教育服務(wù)，引導(dǎo)農(nóng)村居民轉(zhuǎn)變消費(fèi)觀念，提高農(nóng)村居民信息消費(fèi)能力與素養(yǎng)。第三，建立健全農(nóng)村公共服務(wù)體制，特別是推動社會保障體系改革，加快建立包括合作醫(yī)療、醫(yī)療保險和大病統(tǒng)籌在內(nèi)的多層次農(nóng)村醫(yī)療保障制度，加大財政支持力度和補(bǔ)貼水平，從而穩(wěn)定農(nóng)村居民的收支預(yù)期，解除農(nóng)村居民擴(kuò)大信息消費(fèi)的后顧之憂。第四，加快農(nóng)村金融體制改革，充分發(fā)揮商業(yè)性金融、政策性金融和合作金融在保障農(nóng)村居民信息消費(fèi)中的積極作用，弱化農(nóng)村居民的流動性約束。第五，綜合運(yùn)用投資、稅收減免與轉(zhuǎn)移支付等財政政策工具，加大對農(nóng)村地區(qū)特別是經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的支持力度。第六，針對不同收入群體設(shè)計與推廣不同的信息消費(fèi)產(chǎn)品與服務(wù)，既可以是互聯(lián)網(wǎng)、語音通訊、可視電話、數(shù)字傳媒等新型信息消費(fèi)品，也可以是報刊、書籍、電視、電話、錄音機(jī)等傳統(tǒng)信息消費(fèi)品。

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Consumption of Chinese Rural ResidentsDING Zhifan

(School of Economics, Henan University, Henan Kaifeng 475004, China)

Abstract: This paper introduces constant relative risk aversion utility function to construct a welfare utility model with information consumption growth rate changes, by using the information consumption data of Chinese rural residents during 1993~2011, makes numerical simulation on the welfare effect of rural residents information consumption growth rate changes from overall and incomestratified angle, indicates that information consumption growth rate change has relatively big welfare effect by analysis, i.e., when information consumption growth rate increases 1 percent, per rural household in its unlimited lifetime increases 0.39~17.73 percent information consumption products or service annually, however, when information consumption growth rate decreases 1 percent, per rural household in its unlimited lifetime decreases 0.52~22.28 percent information consumption products or service annually, and meanwhile, the welfare effect of information consumption growth rate changes have obvious group difference and have more significant effect on the rural households with higher income than the rural households with lower income. Thus, China should stably push forward institutional reform to narrow the information consumption gap of the rural households with different income levels while boosting total quantity growth of information consumption of the rural residents.

Key words:information consumption; rural residents; income stratification; welfare effect; heterogeneous preference; consumption preference; risk preference; information consumption attainment; information consumption gap

CLC number：F014.5；F302.5Document code：AArticle ID：16748131（2014）04000108

（編輯：夏冬）

三是不同收入水平農(nóng)戶的流動性約束差異。高收入農(nóng)戶具有良好的收入預(yù)期和低廉的信貸成本，可以確保信息消費(fèi)支出的穩(wěn)步增長。而中、低收入農(nóng)戶收入偏低，在當(dāng)前信貸市場尚不發(fā)達(dá)的情況下，不能或較少能從信貸市場融資，進(jìn)而造成他們的支出謹(jǐn)慎性更強(qiáng)，信息消費(fèi)增速也相對緩慢。

五、主要結(jié)論與政策建議

本文在Lucas（1987）提出的模型中引入CRRA效用函數(shù)，構(gòu)建了測度信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)的理論模型，并采用1993—2011年我國農(nóng)村居民總體和2002—2011年農(nóng)村居民五等分收入戶的信息消費(fèi)數(shù)據(jù)測算了消費(fèi)增速變動對農(nóng)村居民經(jīng)濟(jì)福利的影響。研究表明：對于農(nóng)村居民總體而言，在合理的參數(shù)取值范圍內(nèi)，信息消費(fèi)增速提升1%，相當(dāng)于在其無限生命期界內(nèi)每年增加0.39%~17.73%的信息消費(fèi)；信息消費(fèi)增速下降1%，相當(dāng)于在其無限生命期界內(nèi)每年減少0.52%~22.28%的信息消費(fèi)；信息消費(fèi)增速變動1%對收入水平不同的農(nóng)村居民具有差異化的福利影響；在同質(zhì)性偏好假設(shè)下，信息消費(fèi)增速變動對高收入農(nóng)戶的福利改善作用略大于低收入農(nóng)戶；而在異質(zhì)性偏好假設(shè)下，信息消費(fèi)增速變動1%對高收入戶農(nóng)村居民的福利影響是低收入戶農(nóng)村居民的數(shù)十倍。根據(jù)本文研究結(jié)論，可得到如下政策啟示：

第一，政府應(yīng)當(dāng)深化收入分配制度改革，積極拓寬農(nóng)民增收渠道，通過鼓勵創(chuàng)業(yè)、進(jìn)城務(wù)工和土地的規(guī)模經(jīng)營等措施，穩(wěn)步推動農(nóng)村居民收入增長，從根本上增強(qiáng)農(nóng)村居民的信息消費(fèi)能力。第二，加大農(nóng)村地區(qū)的教育投入，為農(nóng)村居民提供優(yōu)質(zhì)的教育服務(wù)，引導(dǎo)農(nóng)村居民轉(zhuǎn)變消費(fèi)觀念，提高農(nóng)村居民信息消費(fèi)能力與素養(yǎng)。第三，建立健全農(nóng)村公共服務(wù)體制，特別是推動社會保障體系改革，加快建立包括合作醫(yī)療、醫(yī)療保險和大病統(tǒng)籌在內(nèi)的多層次農(nóng)村醫(yī)療保障制度，加大財政支持力度和補(bǔ)貼水平，從而穩(wěn)定農(nóng)村居民的收支預(yù)期，解除農(nóng)村居民擴(kuò)大信息消費(fèi)的后顧之憂。第四，加快農(nóng)村金融體制改革，充分發(fā)揮商業(yè)性金融、政策性金融和合作金融在保障農(nóng)村居民信息消費(fèi)中的積極作用，弱化農(nóng)村居民的流動性約束。第五，綜合運(yùn)用投資、稅收減免與轉(zhuǎn)移支付等財政政策工具，加大對農(nóng)村地區(qū)特別是經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的支持力度。第六，針對不同收入群體設(shè)計與推廣不同的信息消費(fèi)產(chǎn)品與服務(wù)，既可以是互聯(lián)網(wǎng)、語音通訊、可視電話、數(shù)字傳媒等新型信息消費(fèi)品，也可以是報刊、書籍、電視、電話、錄音機(jī)等傳統(tǒng)信息消費(fèi)品。

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Consumption of Chinese Rural ResidentsDING Zhifan

(School of Economics, Henan University, Henan Kaifeng 475004, China)

Abstract: This paper introduces constant relative risk aversion utility function to construct a welfare utility model with information consumption growth rate changes, by using the information consumption data of Chinese rural residents during 1993~2011, makes numerical simulation on the welfare effect of rural residents information consumption growth rate changes from overall and incomestratified angle, indicates that information consumption growth rate change has relatively big welfare effect by analysis, i.e., when information consumption growth rate increases 1 percent, per rural household in its unlimited lifetime increases 0.39~17.73 percent information consumption products or service annually, however, when information consumption growth rate decreases 1 percent, per rural household in its unlimited lifetime decreases 0.52~22.28 percent information consumption products or service annually, and meanwhile, the welfare effect of information consumption growth rate changes have obvious group difference and have more significant effect on the rural households with higher income than the rural households with lower income. Thus, China should stably push forward institutional reform to narrow the information consumption gap of the rural households with different income levels while boosting total quantity growth of information consumption of the rural residents.

Key words:information consumption; rural residents; income stratification; welfare effect; heterogeneous preference; consumption preference; risk preference; information consumption attainment; information consumption gap

CLC number：F014.5；F302.5Document code：AArticle ID：16748131（2014）04000108

（編輯：夏冬）

三是不同收入水平農(nóng)戶的流動性約束差異。高收入農(nóng)戶具有良好的收入預(yù)期和低廉的信貸成本，可以確保信息消費(fèi)支出的穩(wěn)步增長。而中、低收入農(nóng)戶收入偏低，在當(dāng)前信貸市場尚不發(fā)達(dá)的情況下，不能或較少能從信貸市場融資，進(jìn)而造成他們的支出謹(jǐn)慎性更強(qiáng)，信息消費(fèi)增速也相對緩慢。

五、主要結(jié)論與政策建議

本文在Lucas（1987）提出的模型中引入CRRA效用函數(shù)，構(gòu)建了測度信息消費(fèi)增速變動的福利效應(yīng)的理論模型，并采用1993—2011年我國農(nóng)村居民總體和2002—2011年農(nóng)村居民五等分收入戶的信息消費(fèi)數(shù)據(jù)測算了消費(fèi)增速變動對農(nóng)村居民經(jīng)濟(jì)福利的影響。研究表明：對于農(nóng)村居民總體而言，在合理的參數(shù)取值范圍內(nèi)，信息消費(fèi)增速提升1%，相當(dāng)于在其無限生命期界內(nèi)每年增加0.39%~17.73%的信息消費(fèi)；信息消費(fèi)增速下降1%，相當(dāng)于在其無限生命期界內(nèi)每年減少0.52%~22.28%的信息消費(fèi)；信息消費(fèi)增速變動1%對收入水平不同的農(nóng)村居民具有差異化的福利影響；在同質(zhì)性偏好假設(shè)下，信息消費(fèi)增速變動對高收入農(nóng)戶的福利改善作用略大于低收入農(nóng)戶；而在異質(zhì)性偏好假設(shè)下，信息消費(fèi)增速變動1%對高收入戶農(nóng)村居民的福利影響是低收入戶農(nóng)村居民的數(shù)十倍。根據(jù)本文研究結(jié)論，可得到如下政策啟示：

第一，政府應(yīng)當(dāng)深化收入分配制度改革，積極拓寬農(nóng)民增收渠道，通過鼓勵創(chuàng)業(yè)、進(jìn)城務(wù)工和土地的規(guī)模經(jīng)營等措施，穩(wěn)步推動農(nóng)村居民收入增長，從根本上增強(qiáng)農(nóng)村居民的信息消費(fèi)能力。第二，加大農(nóng)村地區(qū)的教育投入，為農(nóng)村居民提供優(yōu)質(zhì)的教育服務(wù)，引導(dǎo)農(nóng)村居民轉(zhuǎn)變消費(fèi)觀念，提高農(nóng)村居民信息消費(fèi)能力與素養(yǎng)。第三，建立健全農(nóng)村公共服務(wù)體制，特別是推動社會保障體系改革，加快建立包括合作醫(yī)療、醫(yī)療保險和大病統(tǒng)籌在內(nèi)的多層次農(nóng)村醫(yī)療保障制度，加大財政支持力度和補(bǔ)貼水平，從而穩(wěn)定農(nóng)村居民的收支預(yù)期，解除農(nóng)村居民擴(kuò)大信息消費(fèi)的后顧之憂。第四，加快農(nóng)村金融體制改革，充分發(fā)揮商業(yè)性金融、政策性金融和合作金融在保障農(nóng)村居民信息消費(fèi)中的積極作用，弱化農(nóng)村居民的流動性約束。第五，綜合運(yùn)用投資、稅收減免與轉(zhuǎn)移支付等財政政策工具，加大對農(nóng)村地區(qū)特別是經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的支持力度。第六，針對不同收入群體設(shè)計與推廣不同的信息消費(fèi)產(chǎn)品與服務(wù)，既可以是互聯(lián)網(wǎng)、語音通訊、可視電話、數(shù)字傳媒等新型信息消費(fèi)品，也可以是報刊、書籍、電視、電話、錄音機(jī)等傳統(tǒng)信息消費(fèi)品。

參考文獻(xiàn)：

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（編輯：夏冬）