情绪波动、信息消费发散与福利分化效应

孙根紧　丁志帆

[内容摘要]本文基于1993-2012年中国农村居民信息消费数据，在进行信息消费收敛性分析之后，对不同区域农村居民信息消费增速提升的福利效应进行了测算与比较。研究发现：第一，中国不同地区农村居民的信息消费数据之间存在“数字鸿沟”，且“数字鸿沟”呈现扩大趋势。第二，信息消费增速提升对中国农村居民的福利改善作用相当大，即使提高1%，就相当于在消费者无限生命期界内每年增加7.09%～78.75%的信息消费产品或服务。第三，在相同主观偏好参数下，不同地区农村居民信息消费增速提升的福利效应由低到高排序依次为东北地区、中部地区、西部地区和东部地区。考虑消费者的主观风险偏好特征后，信息消费增速提升1%对东部地区居民的福利影响高于其他地区农村居民。因此，在稳步推进收入分配和社会保障体制改革的同时，应加大对中西部地区信息基础设施建设的政策支持力度。

[关键词]信息消费；收敛性；情绪波动；福利分化

[中图分类号]F208 [文献标识码]A [文章编号]1000-8306（2015）01-0100-10

一、引言

20世纪90年代以来，随着信息技术革新的不断加快和信息产业的持续发展，信息网络普及日益广泛，信息化逐渐成为我国经济社会发展的显著特征。进入21世纪以来，信息化对我国经济社会发展的影响更为深刻，在信息领域新产品、新服务、新业态不断涌现，信息消费逐渐成长为国内消费市场的重要驱动力。研究数据表明，1993-2012年间，我国居民人均信息消费支出从166.08元增加到3614.39元，年均增长为17.71%，远高于人均收入9.54%和人均消费8.32%的增速。

在信息消费平稳较快发展的同时，信息消费的结构也在发生着变化，报刊、书籍、收音机、录像机等传统信息消费正逐渐被语音通信、数字媒体、商务医疗、互联网金融等新兴信息消费所取代。然而，我们在尽情享受信息化便利的同时，也不得不面对这样一个尴尬的现实：由于长期以来“城市偏向型与区域不平衡”发展战略的实施，经济主体间在接触和应用信息通信技术的水平、机会和条件等方面存在显著差异，形成了“信息落差”、“知识分割”和“贫富分化”，这种差异犹如一条巨大的鸿沟阻隔在人们面前，学者将其形象地称为“数字鸿沟”。随着经济社会信息化程度的日益加深，这种信息消费的非均衡性势必会产生反馈效应，加剧经济主体之间在信息技术拥有、利用以及信息创造能力的分化，造成“富者愈富、贫者愈贫”的马太效应，进而影响经济社会稳定。

关于“数字鸿沟”的研究由来已久，早在1989年，英国《时代教育周刊》就刊出了关于“数字鸿沟”（Distal Divide）的学术论文。此后，具有政治学、经济学、社会学、信息科学等不同学科背景的研究人员，对“数字鸿沟”的内涵进行了更为全面的诠释。较为一致的观点是，“数字鸿沟”是由于地域、文化、种族、性别、经济状况的不同，造成人们在接触与利用互联网或其他信息技术获取信息的机会、意识和能力等方面的差异。近年来，“数字鸿沟”领域的研究更为深入。Kiiski and Pohjola（2002）运用60个国家1995-2000年间的数据研究发现，信息通信技术的全球扩散具有非均衡性。随着信息通信技术的非均衡扩散，新的全球贫富格局日趋形成，突出表现为不同收入国家间的“数字鸿沟”，低收入国家应当分阶段实现从传统信息技术向新兴信息技术的赶超，进而缩小与高收入国家的“数字鸿沟”。事实上，信息通信技术的非均衡扩散不仅存在于国家之间，在国家内部同样存在。我国内部的“数字鸿沟”突出表现为信息消费的地区差异性和城乡差异性。

现有研究对数字鸿沟问题的深入展开具有重要启示作用，但仍有拓展空间：一方面，前期研究对区域间和城乡间信息鸿沟现状有很好的描述，但鲜有考察“数字鸿沟”变动趋势的经验研究；另一方面，决策层认为提升信息消费有助于改善民生，并发布了《关于促进信息消费扩大内需的意见》。然而，未考虑“数字鸿沟”的统一政策，可能会加剧不同经济发展水平居民在信息消费提升过程中的福利分化问题。鉴于此，本文首先尝试引入经济增长应用研究中广泛应用的收敛分析法，考察1993-2012年间中国四大区域农村居民信息消费的动态收敛性，并尝试引入Ramey and Ramey（1995）的“增长与波动具有动态相依性”的思想对Kim（2013）构建的理论模型进行拓展，构建了可用于测算消费增速提升的福利效应模型，最后通过数值模拟分析考察促进信息消费增长对四大区域农村居民经济福利的差异化影响，为国家更具针对性的信息消费政策的制定与实施提供理论参考。

二、数字鸿沟与信息消费发散：特征事实

在考察“数字鸿沟”对经济主体福利差异化福利影响之前，必须客观认识到我国当前信息消费中的“数字鸿沟”及其变动趋势。

（一）“数字鸿沟”测度

由图1可知，1993-2012年间，各个地区农村居民的人均信息消费支出均有很大提升，但不同地区之间存在着明显的“数字鸿沟”。1993年，东部地区农村居民人均信息消费为172.93元，而同年东北地区、中部和西部地区农村居民人均信息消费分别为105.09元、87.31元和72.79元，仅相当于前者的60.77%、50.49%和42.09%。随着时间的推移，这四大地区之间的“数字鸿沟”并未明显收窄，而是持续扩大。至2012年，东北地区、中部和西部地区农村居民人均信息消费占东部农村居民人均信息消费的比重虽然从60.77%、50.49%和42.09%提高到74.08%、48.30%和57.18%，但绝对差距从1993年的67.84元、86.52元和100.14元扩大到472.33元、780.38元和942.14元。

（二）“数字鸿沟”收敛性

为更直观地反映“数字鸿沟”在时间推移过程中的动态变化趋势，我们将运用收敛理论中的收敛考察各个地区农村居民信息消费的动态收敛性。

由图2可知，在1993-2012年间，全国农村居民总体人均信息消费的离差随着时间的推移不断增加，说明这四大地区农村居民的“数字鸿沟”始终呈扩大态势。但在细分区域后发现，不同地区农村居民人均信息消费的动态变化特征不尽相同，东部、中部和西部地区农村居民间的“数字鸿沟”始终具有显著的发散性。而东北地区农村居民人均信息消费的离差在1994-1995年、1997-1999年间有所下降，表现出短暂的收敛性，其他时段则具有显著的发散性。

三、理论模型

1987年，在赫尔辛基的一篇演讲稿中，Lucas首次构建了可用于测算经济增速变动对行为人福利影响的福利效应模型。为深入考察行为人主观偏好对国民经济福利的影响，Obstfeld（1994）、Kim（2013）通过引入递归效用函数，对Lucas（1987）所构造的基准模型进行拓展。但是，Lucas（1987）及其后续研究关于“增长与波动完全独立”的前提假定与现实经济不相吻合。本文在遵循Kim（2013）研究思路的基础上，将Ramey and Ramey（1995）的“波动与增长存在交互影响”纳入理论模型，对Lucas（1987）的研究做进一步的拓展。

（一）主观偏好结构

假定时间离散，经济中存在众多具有无限生命期界的代表性行为人。Lucas（1987）假定行为人的偏好结构采用CRRA效用函数形式。这意味着，行为人的相对风险规避系数为γ，跨期替代弹性为1/γ（Hall，1988）。但是，上述函数形式不仅在消费包含随机趋势时问题重重，而且在消费趋势是趋势平稳或序列相关时同样如此。为了更精准评估行为人主观属性变动对社会福利的影响，此处采用Epstein and Zin（1989）和Weil（1990）提出的非期望效用函数来刻画消费者的主观偏好：

四、居民信息消费增长率、波动率的估计与参数校准

（一）数据来源与处理

由于我国信息消费尚处于起步阶段，相关理论研究亦不成熟，定量研究数据较为缺乏。统计年鉴中没有专门对信息消费做出统计，理论界对信息消费量化范围的界定虽有总体共识，但也存在分歧。国内学者关于信息消费统计数据的利用大都参照尹世杰（2007）的研究成果。基于数据的可得性，本文将信息消费的统计核算范围界定为城乡居民消费支出中的医疗保健、交通通信、娱乐文化三个方面。根据《中国统计年鉴》（1994-2013）提供的数据，以1993年为基期对1993-2012年间农村居民医疗保健、交通通信、娱乐文化消费支出数据进行平减，得到东、中、西部和东北地区的农村居民实际人均信息消费支出。关于信息消费波动对信息消费增长的影响系数，参照陈太明（2012）的研究，使用1993-2012年省级农村居民人均信息消费数据构造了面板数据模型，估计结果表明影响系数平均值为-0.17。

（二）信息消费初始增长率、波动率测算与参数校准

根据ADF单位根检验，我们证实了1993-2012年期间中国四大区域板块农村居民对数实际人均信息消费支出序列为AR（1）过程，然后利用CF滤波法将周期成分从原始消费序列中分离出来，计算出农村居民人均信息消费的年均增速与波动率（见表1）。

由表1可知，就信息消费增速而言，东部农村居民最高，东北地区和中部农村居民居中，西部农村居民最低；就信息消费波动而言，东北板块农村居民信息消费波动幅度较大，其波动率接近其他板块的2倍。

（三）参数校准

为了测算信息消费增速变动的福利效应，在估算出居民信息消费的波动率与增长率后，仍需校准刻画消费者情绪波动的三个主观偏好参数。年度数据主观贴现因子的合理取值，多数研究者认为，应当在0.95～0.97范围内选取，本文取β=0.96为基准值。根据国内外的经验研究，有关递归效用函数的相对风险规避系数和跨期替代弹性参数在校准时通常取γ∈{1.5，2，2.5，5，10}、p∈{1.5，2，2.5，5，10}。考虑到模拟结果的可比较性，本文同样选取γ∈{1.5，2，2.5，5，10}、ρ∈{1.5，2，2.5，5}。

五、区域层面农村居民信息消费增长的福利分化效应分析

（一）信息消费增速提升的福利分化效应测算与比较

国家层面的总体数据可能掩盖诸多重要的潜在经济信息，无法真实体现地区经济差异性，系统评估与比较中国地区层面城乡居民信息消费增速提升的福利效应显得尤为重要。表2报告了中国四大区域板块农村居民信息消费增速提升1%的福利效应。

由表2可知：第一，加快居民信息消费的经济福利效应相当大。以西部农村为例，信息消费增速提升1%，就相当于每年给当地农村居民7.89%～23.31%的信息消费产品或消费服务的补贴。根据《中国统计年鉴》报告，2012年中国西部农村居民实际人均信息消费支出880.12，这相当于货币补贴消费者69.44～205.16元。如果乘以当年西部地区人口数1.70亿，相当于当年给西部农村地区货币补贴117.81亿～348.07亿美元。第二，在相同主观偏好参数下，四大区域板块农村居民信息消费增速提升的福利效应排序依次为东北地区、中部、西部和东部地区。换句话说，在不考虑消费者风险偏好的情况下，东北地区农村居民将会在决策层促进信息消费政策出台后受益最大，而东部地区居民收益相对较小。

（二）进一步讨论

上述研究结论是建立在不同地区农村居民具有相同的跨期替代弹性和相对风险规避的假设之上。但理论模型表明，消费者的风险态度对信息消费增速提升的福利效应具有显著影响。在信息消费增长率与波动率保持不变的前提下，信息消费增速提升的福利效应随着相对风险规避系数的增大而提高，随着跨期替代弹性ρ的增大而降低。与其他地区相比，东部地区经济更为发达，信贷市场较为发达，农村居民平均收入较高，受信贷配给影响较小，在应对同期或跨期风险时可供选择的避险工具更多，因此也更为偏好风险。换句话说，东北地区农村居民γ更大，而ρ更小。为进一步考察消费者主观偏好特征对信息消费增速提升的福利影响，固定参数（μ₀，σ）=（6%，3%），以0.05为间隔单位将相对风险规避系数从1取到10，以0.5为间隔单位将跨期替代弹性从1.5取到20，依据理论模型展开数值模拟（见图3）。

模拟结果表明，虽然促进信息消费增长对不同地区农村居民的福利改善都很大，但在考虑消费者主观偏好特征后，促进信息消费增长的经济政策能为东部农村居民带来更多的经济福利。也就是说，由于信息基础设施建设、收入水平、信息主体素质等区域差异引致的“数字鸿沟”最终将会转化为“福利鸿沟”。因此，决策层在制定促进信息消费增长的经济政策时，务必要考虑到不同地区农村居民间的“数字鸿沟”。

六、主要结论与政策建议

通过引入递归效用函数，本文构建了测算信息消费增速提升的福利效应模型，然后根据1993-2012年间中国四大板块农村居民信息消费数据测算了信息消费增速提升的差异性福利效应。研究表明：（1）1993-2012年间，中国四大区域板块农村居民信息消费存在“数字鸿沟”，而且随着时间的推移，“数字鸿沟”不仅没有缩小，反而进一步扩大。（2）信息消费增速提升对中国农村居民的福利改善作用相当大。即使提高1%，就相当于在消费者无限生命期界内每年增加7.09%～78.75%的信息消费产品或服务。（3）在相同主观偏好参数下，四大板块农村居民信息消费增速提升的福利效应排序依次为东北地区、中部地区、西部地区和东部地区。考虑消费者的主观风险偏好特征后，信息消费增速提升1%对东部居民的福利影响高于其他地区农村居民。

从上述研究结论出发，可得到如下政策启示：首先，国家应当深化收入分配体制改革，在合理提高农村居民收入的同时，通过财政政策调节地区之间农村居民的收入差距，从根本上提高经济欠发达地区的信息消费能力；其次，加大对中西部和东北地区优质教育和医疗服务的投入，提高农村居民的信息消费能力与素养；最后，建立健全社会保障制度，扩大中西部地区社保的覆盖面，多渠道筹集社会保障资金，以消除中西部地区居民信息消费的后顾之忧。

责任编辑：陈健生