流動人口對城鄉移動通信擴散的影響機制研究

胡鳳雅

(上海財經大學國際工商管理學院,上海 200433)

流動人口對城鄉移動通信擴散的影響機制研究

胡鳳雅

(上海財經大學國際工商管理學院,上海 200433)

本文從微觀個體的角度,證實網絡效應在我國城鄉移動通信擴散過程中的作用,揭示流動人口在城鄉之間發揮傳導作用并影響城鄉移動通信擴散差距的內在機制。研究結果發現,網絡效應對城鄉移動通信擴散均發揮顯著的正向作用,且城市地區的網絡效應大于農村地區;城市強網絡效應促使移動電話在流動人口群體內加速擴散,使流動人口的網絡效應增強;移動電話在流動人口群體內的擴散對農村移動通信擴散具有促進作用,表現為與親人之間聯絡產生的直接效應和通過增加農村安裝基礎產生的間接效應。流動人口在城鄉群體之間發揮傳導作用,最終使城鄉移動通信擴散的差距得以縮小。

移動通信擴散;網絡效應;流動人口

在移動互聯網帶來的新一波信息化浪潮的沖擊下,移動通信的擴散與普及已成為衡量一個國家或區域信息化及經濟效率水平的重要標志。在過去20多年的時間里,移動通信在我國的城市和農村地區得到迅速擴散,截至2014年底我國每百人擁有移動電話的數量已超過世界公認的飽和水平(80部)并達到94.5部。同時,城鄉移動通信擴散的差距逐步縮少,2000年時農村家庭移動電話擁有量僅為城市家庭的22%,2014年時該比例已達到99%。而我國移動通信擴散的過程伴隨著城鎮化的大力推進,且在城鎮化進程中產生了規模龐大的流動人口(指進城工作但戶籍仍在農村的人員)。據統計,流動人口從1982年的0.06億人上升到2016年的2.92億人,占總人口的比例從1982年的0.59%上升到了2016年的21.2%。如此大規模的流動人口在城鄉之間常年往返且頻繁通訊必定對移動通信的擴散產生巨大的影響。

移動通信是一種網絡產品,其擴散與網絡效應息息相關。網絡產品的早期研究主要采用特征價格模型,通過研究體現網絡效應的特征變量對某一產品市場價格的影響,從而間接考察網絡效應對產品擴散的影響[1][2]。這些研究中網絡效應對產品擴散的影響是間接的且存在內生性問題(如誤將不可觀測因素對價格的影響當作網絡效應對價格的影響),為克服特征價格模型的缺陷,之后的研究更為直接地表現網絡效應對產品擴散的作用[3][4]。20世紀90年代末期以來,隨著通訊行業的飛速發展,更多的研究聚焦于網絡效應對通訊產品的擴散作用[5][6][7][8]。以上這些研究是基于微觀數據的探討,大多針對于特定的、單一的消費者群體(如一個市場內、一個區域內或一個國家內的人群),較少考慮兩個或兩個以上的群體,對產品擴散過程中不同群體之間相互作用機制的研究則更加鮮見。國內雖有學者研究網絡產品的擴散[9],但他們多從宏觀的角度研究移動通信擴散的機制[10],缺乏微觀方面的研究。

另外,考慮到這二十年既是我國信息化快速發展的階段,也是城市化快速推進的時期,大量農村勞動力涌入城市,這些流動人口對城鄉移動通信擴散是否產生重要影響？已有研究表明,城市化率對移動通信擴散存在正向影響[11][12]。因為城市化程度和城鄉之間的人口流動會產生較高的移動通信需求,從而加快移動通信的擴散[10]。但這些研究僅從宏觀層面得出結論,缺乏微觀數據的支撐,對流動人口如何影響城鄉移動通信擴散的微觀機制并未進行更深入的研究。國內雖有學者從社會學的微觀角度研究了手機使用能滿足流動人口在陌生城市環境下對抗孤獨、維護關系、寄托情感、維權和實現城市身份認同等的需要,但從經濟學角度研究流動人口對城鄉移動通信擴散的微觀機制目前尚處空白。

為此,本文結合我國城市化背景下移動通信擴散的現實,以“農村人口—城市人口—流動人口”三個群體的微觀個體特征出發,從微觀層面來證實網絡效應在我國移動通信擴散過程中的作用及流動人口在縮小城鄉移動通信擴散差距方面的傳導作用。研究結論為以往宏觀層面的研究做出一個微觀的理論和數據支撐,也為未來關于城市化促進信息化方面的研究提供微觀基礎。

一、理論分析與假設的提出

已有研究表明,城市化率對移動通信擴散具有正向影響,但較少涉及城市化過程中流動人口作用于移動通信擴散的具體機制。流動人口進入城市后,在居住環境、生活方式和就業產業等方面都發生顯著變化,對通訊設備的選擇和需求與城市人口更加接近,因而更容易購買和使用移動電話。由于我國戶籍制度等制約因素,流動人口的戶籍及社會關系還保留在農村,常年需保持城鄉間的通訊,這必將對農村移動通信擴散產生影響。以下介紹流動人口對城鄉移動通信擴散的具體影響機制:

首先,網絡效應對移動通信擴散發揮積極的正向作用。作為網絡產品,移動電話在擴散過程中每增加一個用戶,便使現有用戶和未來用戶的網絡效應有所增加。而網絡效應是移動通信用戶效用的重要組成部分[13],網絡效應越大,用戶效用就越大,用戶就越愿意購買和使用移動電話,進而有助于移動通信的擴散。因此,無論城市地區還是農村地區,網絡效應對移動通信擴散都會發揮正向作用。基于此,本文提出假設1:不論城市地區或農村地區,網絡效應對移動通信擴散均發揮正向的促進作用。

其次,人口密度高的城市地區比人口密度低的農村地區擁有更強的移動通信網絡效應。在移動通信擴散過程中,網絡效應表現為或強或弱。Goolsbee and Klenow(2002)的研究表明人口密度高的大城市地區有更強的網絡效應[4]。在我國,城市地區的人口密度高于農村地區,因而城市地區比農村地區存在更強的網絡效應。由此,本文提出假設2:相比于農村地區,城市地區擁有更強的移動通信網絡效應。

進一步地,由于城市的強網絡效應作用,流動人口進入城市后更迫切需要使用移動電話,這將促使移動電話在流動人口群體中加速擴散。在進入城市以后,由于居住環境和生產生活方式的改變,流動人口將更需借助通訊設備來傳播和獲取信息。周葆華和呂舒寧(2011)的調查數據顯示上海市新生代農民工手機擁有率高達96%,顯著高于上海市民和全國公眾的平均水平,說明農民工進入城市后對移動通訊的需求是非常迫切的。

為何流動人口進入城市后會產生更強烈的移動通訊需求呢？已有的研究文獻主要從社會學方向給予解釋(如移動電話的使用能滿足農民工在陌生城市環境下對抗孤獨、維護關系、寄托情感、維權和實現城市身份認同等需要),而從經濟學角度分析流動人口進入城市后迫切選擇移動電話作為通訊工具的最主要原因是加入城市移動電話網絡帶來的收益遠高于購買移動電話的成本。Katz and Shapiro(1985)指出網絡效應是網絡產品消費者效用的一個重要組成部分[13]。移動通信的強網絡效應意味著消費者購買或使用移動電話能產生更大的效用,如果這種收益足夠覆蓋或大大超過購買和使用移動電話的成本,就會促使消費者增加對移動電話的需求。城市的移動電話網絡效應較強,流動人口購買或使用移動電話能產生更大的效用,主要在于流動人口加入城市移動電話網絡后,使其密切保持與流入城市的親友之間的聯系和溝通,隨時獲得他們需要的就業信息、增加預期收入,使采用移動電話的收益和效用遠遠超過購買移動電話本身的成本,從而促使流動人口急切地選擇和使用移動電話。由此,本文提出假設3:城市強網絡效應促使移動電話在流動人口群體內加速擴散,增強流動人口的網絡效應。

最后,移動電話在流動人口群體內的擴散對農村移動通信擴散具有促進作用,具體表現為與留鄉親人之間聯絡產生的直接效應和通過增加農村安裝基礎產生的間接效應。一方面,由于通訊是雙向的,流向城市的農民工為維護農村的血緣與親緣關系,必須為留守農村的老人、小孩與婦女配備相應的通訊工具,這是流動人口對農村移動通信擴散的直接效應。另一方面,當手持移動電話的流動人口長期往返或最終返回農村時,不僅為農村地區的移動通信網絡積累了一部分安裝基礎,有利于農村移動通信網絡效應的增強,而且農村地區的網絡效應逐漸增強并發揮作用后將促使更多的農村人口加入移動通訊網絡,從而間接促進農村移動通信的擴散。據此,本文提出假設4:移動電話在流動人口群體內的擴散對農村移動通信擴散具有促進作用,這種促進作用表現為直接效應和間接效應。

圖1 流動人口對城鄉移動通信擴散的傳導機制

綜上,農村群體特征決定著農村移動通信網絡效應的大小,農村移動通信網絡效應作用于農村移動通信擴散;同樣地,城市群體特征決定著城市移動通信網絡效應的大小,城市移動通信網絡效應作用于城市移動通信擴散。在城市化的背景下,大規模流動人口來源于農村,從農村流向城市尋求就業崗位,受城市強網絡效應作用而快速加入移動通信網絡,成為移動電話持有者。但受各種制度的約束,流動人口無法長久定居城市,而是常年往返于城鄉之間。與此同時,他們通過與親人之間聯絡直接提升農村電話擁有率,通過擴大農村移動電話安裝基礎間接提升農村網絡效應,從而加速移動電話在農村群體中的擴散。也就是說,流動人口在城鄉移動通信擴散之間發揮傳導作用。

由此,本文提出4個理論假設以闡明流動人口對城鄉移動通信擴散的影響機制。接下來,本文采用大型微觀家庭數據,構建面板Probit模型對上述的理論假設進行實證檢驗。

二、數據來源與變量選擇

本文所用數據來自美國北卡羅萊納大學與中國疾病預防控制中心合作的中國健康與營養調查數據庫(China Health and Nutrition Survey,CHNS),選用2004、2006、2009和2011年的數據,主要涉及家庭調查和成人調查兩類數據。其中,來源于家庭調查數據的變量包括移動通信擴散、網絡效應和流動人口,來源于成人調查數據的變量則是一些控制變量。為統一口徑,我們將所有來源于成人調查數據的變量在家庭內取平均,各變量分述如下。

(一)移動通信擴散

移動通信的擴散反映在微觀層面上,即微觀個體是否使用和購買移動電話,因此我們用CHNS數據庫家庭調查數據中的家庭“是否擁有手機”這一指標來衡量移動通信的擴散情況,采用adoption表示為二值變量,1為擁有手機,0為沒有手機。

(二)網絡效應

本文借鑒Goolsbee和Klenow(2002)的做法[4],使用特定區域內除自身之外的其他微觀個體的區域手機擁有率來衡量網絡效應(以area%表示)。區域內除自身之外的其他微觀個體的區域手機擁有率的計算涉及兩個步驟。一是劃分區域。區域變量來自CHNS數據庫中家庭調查數據,主要包括省(自治區)(以T1表示)、城市點(農村點)(以T2表示)、市(縣)(以T3表示)和居委會(村)(以T4表示)等4個指標。需要說明的是,為切合現實,在城市點,我們的特定區域范圍界定在“市”這一層級;在農村點,特定區域范圍界定在“村”這一層級。在處理數據時,首先根據T2將區域分為城市點和農村點兩大類,依照T1和T3這2個指標將城市點的區域細分到“市”這一層級,再依據T1、T3和T4這3個指標將農村點的區域細分到“村”這一層級。二是計算每個微觀個體的網絡效應。對城市點而言,在每個市,針對每個微觀個體逐一計算除自身之外的其他微觀個體的區域手機擁有率,以衡量該微觀個體的網絡效應大小;對農村點而言,在每個村,針對每個微觀個體逐一計算除自身之外的其他微觀個體的區域手機擁有率,以衡量該微觀個體的網絡效應大小。

(三)流動人口

流動人口變量考察的是家庭中是否有外出人員,主要指從農村地區流往城市地區的外出人員。本文使用CHNS數據庫中家庭調查數據的家庭成員“是否仍住在家中”這一指標來表示流動人口變量的情況。家庭成員“是否仍住在家中”這一指標包括六種情況:1是在家中;2是在外上學;3是服兵役;4是外出打工;5是出國;6是其他。我們將這六種情況整理為兩類:一類是家庭成員均在家中,即家庭中所有成員均屬于第一種情況,則將該家庭歸為此類;另一類是至少有一名家庭成員外出,即家庭所有成員中只要有一個成員屬于第2、3、4、5、6這五種情況中的任一種,則將該家庭歸為此類。同時,我們采用家庭“有無外出人口”(floatpop)這一指標來表示這兩類情況,1為有外出人口,0為無外出人口。

(四)其他控制變量

其他控制變量主要是一些人口學特征變量,來自CHNS數據庫中成人調查數據,主要包括性別、是否單身、戶籍、年齡、最高教育水平和收入等六個變量。為統一口徑,在數據處理時我們將這些變量在家庭內取平均。性別用female表示,1為女性,0為男性,在家庭內取平均后為家庭內性別的概率。是否單身用single表示,1為單身并指未婚、離婚、喪偶和分居這四種情況中的任一種,0為非單身并指在婚,在家庭內取平均后為家庭內單身的概率。戶籍用urban表示,1為城市戶口,0為農村戶口,在家庭內取平均后為家庭戶籍屬性的概率。年齡用age表示,由于選取的是成人數據,所以年齡的數值均在18歲以上,在家庭內取平均后為家庭內平均年齡。最高教育水平用edu表示,具體包括1是小學畢業、2是初中畢業、3是高中畢業、4是中等技術學校和職業學校畢業、5是大專或大學畢業、6是碩士及以上等六種情況,在家庭內取平均后為家庭內平均教育水平。收入用income表示年收入水平,以十萬元為計量單位,在家庭內取平均后為家庭內平均收入水平。

三、實證研究模型及結果分析

(一)實證模型與研究方法

為證實理論分析,本文借鑒Goolsbee和Klenow(2002)設計的模型[4],使用面板Probit估計方法,以考察城鄉移動通信網絡效應的差異、流動人口受城市網絡效應的影響及流動人口在城鄉之間發揮的傳導作用,模型一和模型二的具體形式如下:

模型一:P(adoptionit=1)=F(λarea%it+βXi)

模型二:P(adoptionit=1)=F(λarea%it+γfloatpopit+δarea%it×floatpopit+βXi)

其中,i表示第i個家庭,t表示第t年;P(adoptionit=1)表示家庭購買和使用移動電話的概率;F(·)表示標準正態分布的累積分布函數;area%it是網絡效應變量,系數λ反映網絡效應大小;floatpopit是流動人口變量,系數γ反映流動人口對移動通信擴散的直接影響;area%it×floatpopit是網絡效應與流動人口變量的交叉項,系數δ反映流動人口對因變量(移動通信擴散)的影響受到的網絡效應的影響;Xi是包含多個控制變量的一個向量,具體包括教育水平(eduit)、年齡(ageit)、收入(incomeit)、性別(femaleit)、是否單身(singleit)和戶籍(urbanit)。

(二)實證結果及分析

1.城鄉移動通信網絡效應的測度

(1)估計結果與分析。為考察城鄉移動通信網絡效應的異同,我們使用CHNS數據庫中2004、2006、2009和2011年9個省份的不連續面板數據對模型一進行Probit估計,分別測度城市地區和農村地區移動通信擴散過程中的網絡效應大小并進行異方差處理,估計結果為表1、2中的(1)。城市和農村地區的移動通信網絡效應分別為3.8798和2.5295,這一結果存在高估網絡效應的可能性,因為網絡效應變量(area%)有可能存在內生性。例如,網絡效應變量與被解釋變量之間可能存在非線性關系,而把這種關系歸為線性關系則會高估網絡效應系數;用戶對手機的使用和購買隨著時間的推進會有一個自然的增長,而把這種自然增長也歸為網絡效應的作用同樣會高估網絡效應系數。因此,為進一步識別關鍵變量,我們在模型一的基礎上引入網絡效應變量的二次項(area%2)和時間虛擬變量(d2006,d2009,d2011)*當year=2006時,d2006=1;其他,d2006=0。當year=2009時,d2009=1;其他,d2009=0。當year=2011時,d2011=1;其他,d2011=0。,估計結果分別列于表1、2中的(2)和(3)。

表1 城市網絡效應測度(面板probit模型一)

注：括號內為穩健標準誤;* 、** 和*** 分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。下表同此。

表1中的(2)表明,對城市用戶而言,二次項的加入使網絡效應變量不再顯著,這有悖于事實,因此我們認為網絡效應變量與被解釋變量之間更多地呈現線性關系。表1、2中的(3)表明,三個時間虛擬變量均在1%的顯著性水平上顯著,此時無論城市還是農村的網絡效應系數仍是高度顯著的,但網絡效應系數大小得到一定的回落,說明控制時間因素確實進一步識別了關鍵變量。另外,無論城市地區還是農村地區的移動通信網絡效應均為正且都在1%的顯著性水平上高度顯著,說明網絡效應對城市地區和農村地區的移動通信擴散均起到顯著的正向促進作用,從而假設1得到驗證。城市地區的網絡效應為2.5524,農村地區的網絡效應為1.2900,前者大于后者,說明城市地區的網絡效應強于農村地區,從而假設2得到驗證。

表2 農村網絡效應測度(面板probit模型一)

(2)穩健性檢驗。解釋變量——家庭是否擁有固定電話(fixphone)是進行穩健性檢驗的一個合適變量。城市用戶和農村用戶的穩健性檢驗結果分別為表1、2中的(4),比較表1、2中的(3)和(4)后發現各解釋變量的估計系數非常接近,因而無論城市用戶還是農村用戶,我們的估計結果都是非常穩健的。

2.流動人口與城鄉網絡效應

關于流動人口受城市網絡效應的影響,即流動人口是否受到城市強網絡效應的作用而更易使用和購買移動電話,我們需對流動人口的城鄉網絡效應大小進行比較測度。為測度流動人口的城市網絡效應,我們抽取城市地區農村戶籍群體作為樣本來代表城市地區的流動人口,因為具體的城市流動人口群體不可查,而來源于農村的流動人口在進入城市后仍保持農村戶籍*城市地區本身也有少量農村戶籍人口,但數量非常有限,我們暫且忽略不計。。為測度流動人口的農村網絡效應,我們以農村地區戶籍為農村戶口的家庭作為樣本,因為流動人口在未流入城市時便是農村地區的農民。對城市地區的流動人口和農村地區的農民這兩個群體分別使用模型一進行回歸估計并比較二者的網絡效應大小,即比較流動人口的城市網絡效應與農村網絡效應并進行異方差處理和穩健性檢驗。估計結果表明*為節省篇幅,估計結果不在此羅列,作者備索。,流動人口在城市地區受到的網絡效應大小為1.8001,在農村地區受到的網絡效應大小為1.2135,前者大于后者,說明流動人口進入城市后受到更強的網絡效應作用,更可能購買和使用手機,因而假設3得到驗證。

3.流動人口促進農村移動通信擴散

根據理論分析,流動人口通過直接效應和間接效應對農村移動通信擴散發揮促進作用。在這里,我們通過模型二進行多次不同的回歸估計,以量化這兩種效應。直接效應是流動人口對農村移動通信擴散的直接作用,因此先不考慮模型二中網絡效應與流動人口的交叉項(area%*floatpop),而考察流動人口對移動通信擴散的直接作用,并將估計結果列于表3中的(1)。我們可以看到流動人口對農村移動通信擴散的直接效應為正,直接效應系數為0.2626且在1%的顯著性水平上顯著,進而證實了假設4的前半部分。表3中的(2)是對(1)的穩健性檢驗。間接效應是指由流動人口產生的農村手機增量擴大了農村地區的手機安裝基礎,增強農村移動通信網絡效應,促使更多農民加入農村移動通信網絡,間接促進農村移動通信擴散,因而間接效應可通過流動人口與網絡效應的交叉項來衡量。為此,我們采用模型二考察間接效應對農村移動通信擴散的作用,并將估計結果列于表3中的(4)。因交叉項并不顯著,我們懷疑存在多重共線性。為消除估計結果的多重共線性,我們去掉模型二中的流動人口變量,并將估計結果列于表3中的(5)。此時,我們可以看到交叉項即流動人口對農村移動通信擴散的間接效應,其系數為正且在1%的顯著性水平上高度顯著,說明流動人口通過間接效應對農村移動通信擴散具有正向的促進作用,從而證實了假設4的后半部分。表3中的(5)是對(4)的穩健性檢驗。

表3 流動人口促進農村移動通信擴散(面板probit模型二)

四、結 語

在城市化的背景下,本文考察流動人口對城鄉移動通信擴散的影響機制。研究結果表明,網絡效應對城鄉移動通信擴散均發揮顯著的正向作用,且城市地區的網絡效應大于農村地區;城市強網絡效應促使移動電話在流動人口群體內加速擴散,使流動人口的網絡效應增強;移動電話在流動人口群體內的擴散對農村移動通信擴散具有促進作用,表現為與親人之間聯絡產生的直接效應和通過增加農村安裝基礎產生的間接效應。流動人口在城鄉群體之間發揮傳導作用,最終使城鄉移動通信擴散的差距得以縮小。可見,為推進國家或地區信息化步伐和城鄉信息化平衡發展,有必要從網絡效應層面加快推進速度,從流動人口的視角協調城鄉。

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(責任編輯:化 木)

A Study on the Influencing Mechanism of Migrant Population on Urban and Rural Mobile Diffusion

HU Fengya

(School of International Business Administration, Shanghai University of Finance and Economics, Shanghai 200433, China)

This paper,from the perspective of micro individual, confirms the impact of network effect in the process of urban and rural mobile diffusion, and reveals the internal mechanism that the migrant population play a conduction role between urban and rural areas, and in turn, affect the gap between urban and rural mobile communication diffusion. The results indicate that the network effect plays a significant positive effect both on urban and rural mobile communication diffusion, and this effect is stronger in urban areas than in rural areas; that strong network effect in urban areas hastens the mobile diffusion within the groups of the migrant population, and enhances the network effect of the migrant population. The spread of the mobile phone within the groups of the migrant population has a promoting role in the diffusion of rural mobile communication, which is demonstrated as the direct effect coming from contacting relatives and the indirect effect coming from increasing rural Installed Base. The migrant population play a conduction role between urban and rural groups,bridgingthe mobile diffusion gap between urban and rural areas.

Mobile Communication Diffusion; Network Effect; Migrant Population

2017-02-10

上海財經大學研究生創新基金資助項目(2013110541)

胡鳳雅(1985-),女,浙江溫州人,上海財經大學國際工商管理學院博士生。

F713.55

A

1004-4892(2017)06-0003-08