城鄉居民公共服務消費升級的非線性演化路徑研究

王鵬飛 博士

（中國社會科學院數量經濟與技術經濟研究所 北京 101118）

相關文獻評述

在“互聯網+”戰略的深入推進下，互聯網對居民公共服務消費的影響成為廣大學者關注的熱點課題，而研究重點主要集中在兩個層面：一是關于公共服務支出與消費升級的關系研究。肖建華等（2015）構建面板模型實證分析公共服務財政支出對居民消費升級的影響，研究發現教育類公共服務支出促進了城鎮居民消費升級，但擠出了農村居民消費升級，而社會保障類公共服務支出對居民消費升級影響不顯著。李峰等（2015）研究統籌公共服務與居民消費升級的機理，研究發現消費者心理賬戶、消費環境和消費風險等與公共服務支出關系最為顯著，研究提出了合理分配城鄉公共資源來推進經濟高質量發展的對策建議。宋月萍（2019）基于人口結構視角分析公共服務支出與消費升級的關聯性，研究發現嬰幼兒醫療健康消費升級在人口流動家庭中受公共服務影響十分明顯，學齡前兒童的教育升級明顯，而老年人的醫療消費升級明顯。

二是關于互聯網普及影響居民公共服務消費升級的機制研究。江小涓（2018）基于文化和體育產業中的公共服務消費視角實證檢驗網絡空間服務的效率和約束條件，研究發現文化和體育公共服務消費在互聯網驅動下能夠顯著提高服務效率，但同時也面臨著服務的“時間約束”，即居民消費中的時間成本正成為公共服務消費增長中的硬約束條件。高亞林等（2019）實證檢驗互聯網促進公共服務消費升級的機理和路徑，通過省級面板回歸模型分析發現互聯網普及對公共服務消費增長存在正向改善效果，但城市公共服務消費的增長受互聯網因素影響更為明顯。曾世宏等（2019）構建雙固定效應面板模式實證檢驗互聯網對公共服務消費升級的傳導路徑，并探討傳導中存在的異質效應，研究發現互聯網普及通過提升城鎮化率和人力資本兩個途徑來促進居民公共服務消費升級，城鎮地區公共服務消費升級具有更高的互聯網驅動邊際效應。

可以看出，目前關于互聯網普及對居民公共服務消費升級影響的研究大多采用傳統的面板模型進行分析，而忽略了互聯網普及過程中對公共服務消費升級存在的“量變引起質變”約束條件。另外，互聯網普及在促進居民公共服務消費升級的非線性過程中是否也存在量能不足的擁堵效應，抑或程度過高的邊際效應遞減問題？有鑒于此，本文基于2007-2018年我國省級面板數據，構建PSTR分析框架實證檢驗互聯網視域下城鄉居民公共服務消費升級的非線性演化路徑。

模型構建與變量說明

（一）PSTR模型構建

理論模型。假設傳統的柯布-道格拉斯生產函數為：

其中，經濟系統中的產出、資本和勞動力分別用Y(t)、K(t)和L(t)表示，A(t)表示生產投入要素不變條件下技術進步帶來的經濟系統產出增加，一般設定為A(t)=A(0)egt，g為常數。（1）式滿足以下條件：

dY/dK＞0；dY/dL＞0；d2Y/d2K＜0；d2Y/d2L＜0

假設居民公共服務消費均具有規模報酬不變的希克斯中性，則（1）式進一步深化的增長模型表示為：

其中Z(t)代表居民公共服務消費，包括農村公共服務消費（RU）和城鎮公共服務消費（CI），具體表示為：

將式（2）兩邊同時除以L(t)可以得到人均方程（4）：

兩邊取對數得到：

基于居民公共服務消費存在顯著地區差異，在加入控制變量control后參照Destais（2009）等研究思路，將（5）式轉換為面板平滑轉移回歸模型（6）來刻畫參數隨時間變化產生的非穩定效應：

其中，g(Qit,γ,Qc) 為轉換函數，本文選擇的logistic轉換函數（7）如下：

其中，平滑參數（γ）用來描述logistic轉換函數的平滑程度。

非線性檢驗。本文在PSTR模型中通過構造輔助回歸方程來進行線性檢驗，即對logistic轉換函數在γ=0處進行一階泰勒展開，檢驗體制轉換效應顯著性的輔助方程表示為：εi,t+Rm，其中，RmZi,t=(lnrnai,t，expi,t，impi,t，controli,t) ，logistic轉換函數進行一階泰勒展開后的剩余項為Rm。根據Gonzulez（2005）的研究思路，輔助方程中的線性假設=0 與檢驗關系式（4）的線性假設H0：γ=0 等價。因此，進一步構造以下統計量來考察模型提出的原假設H*0：

其中，原假設成立條件下的面板殘差平方和為SSR0；備選假設成立下的面板殘差平方和為SSR1；線性化無約束回歸模型中輔助回歸方程的殘差平方和為SSRur。剩余非線性檢驗滿足以下假設：H0：r=1或者H0：r=2，其中r為β系數的階數，滿足：。在r=2的備選假設成立條件下，模型表達為：

其中，F統計量、LM統計量和pseudo-LRT統計量仍遵循漸近F(mk,TN-N-mk)和分布。同時，為檢驗轉換函數個數是否存在三個或以上，對假設H0：r=r*(r*≥3)以及備擇假設H1：r=r*+1 進行檢驗，即拒絕原假設則繼續檢驗備擇假設，直至無法拒絕原假設H0為止。

表1 門檻效應檢驗結果

（二）變量說明

核心解釋變量：互聯網普及（IN）。該指標用互聯網普及率衡量，反映某一地區互聯網使用人數占地區總人數的比重。

被解釋變量：公共服務消費（PC）。本文沿用廣大學者的普遍研究思路（曾世宏等，2019），并考慮現階段政府在公共服務財政預算支出的比例，以醫療養老、交通通信和文教娛樂三部分加總來測度公共服務消費。

控制變量：基于居民公共服務消費受城鎮化率（UB）、人力資本（HC）、人口出生率（BT）及政府公共財政支出（PI）等因素的影響較大，本文以上述變量作為控制變量。其中，UB和BT有官方統計數據，HC以地區專科以上學歷人口的比重表示，PI以公共服務消費中的三部分政府支出總和表示。

數據來源：本文實證數據的時間樣本選擇為2007-2018年；地區樣本選擇為除西藏以外的中國大陸其他30個省份（地區）；各變量數據來自《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國人口與就業統計年鑒》以及各省份統計局網站；公共服務消費數據以2007年為基期進行平減，以消除價格因素的影響。

互聯網視域下城鄉居民公共服務消費升級的非線性路徑檢驗

（一）門檻檢驗

互聯網普及對居民公共服務消費升級的單門檻檢驗中，原假設非線性關系中不存在門檻效應，備選假設為存在單一門檻效應，根據構建的統計量F進行顯著性檢驗，F=(S0-S1(τ^))σ^2，其中Si表示兩變量不存在或存在單一門檻效應的殘差平方和，σ^2為殘差方差。在單一門檻基礎上進一步根據F統計值搜尋第二類門檻值，固定第一門檻值并確定對應的殘差平方和最小值條件下進行雙重門檻值的修正，其中冗余參數的處理依據Hansen（1999）提出的bootstrap方法進行F統計量臨界值計算，擬合后的結果如表1所示。

表1結果顯示：農村地區互聯網普及對居民公共服務消費升級單一門檻顯著性F值為81.75，通過了1%置信水平下的顯著性檢驗，且P值小于0.05，而雙門檻和三重門檻檢驗的F值未通過顯著性檢驗；城鎮地區互聯網普及對居民公共服務消費升級的單一門檻和雙重門檻效應都顯著，其中單一門檻和雙重門檻的顯著性F值為47.08和21.39，均通過了1%置信水平下的顯著性檢驗，且P值小于0.05?？梢钥闯?，農村地區互聯網普及對居民公共服務消費升級存在顯著的單一門檻效應，城鎮地區則存在單一和雙重門檻效應。

基于實證需要，本文重點對農村地區的單一門檻效應和城鎮地區的雙重門檻效應進行實證檢驗。首先，構建變量之間的似然比函數：LR(τ)=(S1(τ)-S1(τ^))/σ^2，根據Hansen（1999）提供的非標準LR統計量分布公式，可以推斷出雙重門檻中的LR(τ)≤c(α)（），故不能拒絕原假設。在95%置信區間進行農村地區單一門檻和城鎮地區雙重門檻檢驗，結果如表2所示。

表2結果顯示：農村地區的單一門檻估計值為0.405，城鎮地區的雙重門檻值分別為0.417和0.605。為更清晰地理解門檻值的估計和置信區間的構造過程，根據門檻模型中的似然對比函數（α=0.05）分別繪制圖1和圖2。

根據圖1，農村地區互聯網普及對居民公共服務消費升級的影響存在兩個階段，即低影響階段（IN≤40.5）和高影響階段（IN＞40.5）；根據圖2，城鎮地區互聯網普及對居民公共服務消費升級的影響存在三個階段，即低影響階段（IN≤41.7）、高影響階段（41.7＜IN≤60.5）和穩定階段（IN＞60.5）。

（二）門檻回歸估計

基于門檻效應檢驗結果和門檻值篩選結果，通過軟件STATA13.0分別對農村地區和城鎮地區的互聯網普及影響居民公共服務消費升級進行回歸估計，具體結果見表3。

表3結果顯示，農村地區和城鎮地區的門檻回歸系數均通過了顯著性檢驗，總體估計有效驗證了互聯網普及對居民公共服務消費升級具有顯著的非線性和多重均衡影響特征。根據農村地區（RU）的回歸結果：互聯網普及對居民公共服務消費升級存在單一門檻效應，當農村地區互聯網普及率低于40.5%時，影響系數為0.084，即互聯網普及率每提升1%將促進農村公共服務消費增長0.084%；當農村地區互聯網普及率高于40.5%時，影響系數為0.266，即互聯網普及率每提升1%將促進農村公共服務消費增長0.266%?？梢钥闯?，互聯網在農村地區的普及率達到一定門限值后能夠顯著促進居民公共服務消費增長。本文認為，現代化城鎮化建設離不開互聯網的普及，而現有研究已經發現互聯網是城鎮化內生的必要條件（江小涓，2018），因此農村地區互聯網普及率的提升通過城鎮化的“集聚效應”、“示范效應”和“優化效應”提高了農村居民公共服務消費水平。

表2 門檻值篩選結果

表3 互聯網普及對居民公共服務消費升級的門檻回歸估計結果

圖1 農村地區單一門檻值估計似然比函數圖

圖2 城鎮地區雙門檻值估計似然比函數圖

根據城鎮地區（CI）的回歸結果：互聯網普及對居民公共服務消費升級存在雙重門檻效應，當城鎮地區互聯網普及率低于41.7%時，影響系數為0.122，即互聯網普及率每提升1%將促進城鎮公共服務消費增長0.122%；當城鎮地區互聯網普及率在41.7%-60.5%區間內時，影響系數為0.318，即互聯網普及率每提升1%將促進城鎮公共服務消費增長0.318%；當城鎮地區互聯網普及率高于60.5%時，影響系數為0.297，即互聯網普及率每提升1%將促進城鎮公共服務消費增長0.297%。可以看出，互聯網在城鎮地區的普及率在一定門限區間能夠顯著促進居民公共服務消費增長，在超過一定門限值后有所回落但仍保持正向穩定促進效應。本文認為，城鎮地區公共服務業的發展也離不開城鎮化帶來的人口集聚，因此互聯網的普及顯著促進了居民公共服務消費水平的提升，但是由于城鎮化對公共服務消費存在“累積效應”和“邊際效應”，因此當互聯網普及率達到一定程度后受邊際效應遞減有所回落，但在“累積效應”下仍能夠保持高位的穩定促進效應。

結論與建議

居民公共服務消費升級是中國經濟發展方式轉變的重要切入點。本文基于2007-2018年我國省級面板數據，構建PSTR分析框架實證檢驗了互聯網視域下城鄉居民公共服務消費升級的非線性演化路徑。主要研究結論如下：互聯網視域下農村居民公共服務消費升級路徑演化存在單一門檻，城鎮地區存在雙重門檻。互聯網視域下農村地區居民公共服務消費升級的非線性路徑存在低水平階段（IN≤40.5）和高水平階段（IN＞40.5）；城鎮地區居民公共服務消費升級的非線性路徑存在低水平階段（IN≤41.7）、高水平階段（41.7＜IN≤60.5）和穩態階段（IN＞60.5）。農村地區互聯網普及率低于40.5%時，對居民公共服務消費升級的影響為0.084，互聯網普及率高于40.5%后的影響為0.266；城鎮地區互聯網普及率低于41.7%時，對居民公共服務消費升級的影響為0.122，互聯網普及率在41.7%-60.5%區間內的影響為0.318，超過60.5%后的影響為0.297。

基于實證結論，本文得出的政策含義如下：一方面，強化互聯網基礎設施建設，提升互聯網普及率?；ヂ摼W應用極大促進了社會生產率的提升，對居民公共服務消費升級具有顯著促進效果，因此應進一步健全城鄉地區的互聯網基礎設施建設，通過互聯網在居民生活中的高滲透率提升公共服務消費水平。但是，政府部門也應重視互聯網的“雙刃劍”作用，在互聯網普及率提高的同時加大監管力度，制定并完善針對公共服務消費的互聯網應用法律法規，保障互聯網用戶的公共服務消費權益與安全。另一方面，縮小城鄉地區的互聯網發展差距。互聯網普及對農村地區公共服務消費增長的貢獻度在達到一定門限后效果顯著，而城鎮地區在達到一定門限后邊際效應遞減現象明顯。現階段，我國城鄉發展差距體現在互聯網建設方面仍十分突出，因此在加快現代化城市建設的同時，需兼顧落后地區互聯網技術基礎設施建設，從而提高落后地區公共服務消費水平。