《S省城鄉(xiāng)居民信息消費差異性實證研究》11000字（論文）

S省城鄉(xiāng)居民信息消費差異性實證研究目錄TOC\o"1-3"\h\u167861.緒論 6240271.1研究背景 6145381.1.1國內(nèi)研究現(xiàn)狀 658391.1.2國外研究現(xiàn)狀 6301341.2研究理論與方法 7240081.3研究意義 720922.城鄉(xiāng)居民信息消費情況 9200682.1整體居民消費情況 992192.2城鄉(xiāng)居民信息消費差異動態(tài)比較 102602.2.1城鎮(zhèn)居民信息消費函數(shù) 1031582.2.2農(nóng)村居民信息消費函數(shù) 1239842.2.3結(jié)論 13127373.影響因素分析 14136313.1主要影響因素 14254743.1.1收入因素分類 1424823.1.2定性分析 14129673.2多元線性回歸模型 1566343.2.1變量及數(shù)據(jù) 16244973.2.2模型的建立及檢驗 16301693.2.3結(jié)論 18118643.3其他可能影響因素 19162943.3.1文化素質(zhì)差異 1962213.3.2消費環(huán)境差異 19291433.3.3消費心理差異 19243654.結(jié)論 20317404.1主要結(jié)論 20161404.2展望與建議 2045035.參考文獻 21

1.緒論1.1研究背景1.1.1國內(nèi)研究現(xiàn)狀隨著城鄉(xiāng)一體化進程的推進和消費結(jié)構(gòu)的逐步升級，城鄉(xiāng)消費差異是影響消費總體水平和經(jīng)濟發(fā)展的重要因素，信息消費是重要的內(nèi)容。實現(xiàn)農(nóng)業(yè)信息化和現(xiàn)代化以及消除城鄉(xiāng)差異的途徑，它的快速發(fā)展引起了人們的廣泛關(guān)注。信息消費作為現(xiàn)階段增長最快的消費領(lǐng)域，對實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展有重要作用，并得到國內(nèi)外學者的廣泛關(guān)注。就國內(nèi)來看，在理論研究上，馬哲明[1]提出了信息消費影響因素層次模型。胡琪君[2]構(gòu)建了信息消費力的指標體系。馬哲明和靖繼鵬[3]提出我國信息理論分為：信息消費結(jié)構(gòu)，過程，測度方法討論；信息消費心理、行為、主題研究；信息消費與國家創(chuàng)新體系、企業(yè)制度、技術(shù)創(chuàng)新及市場研究。有的學者采用定量的方法，選取宏觀和微觀角度分析信息消費現(xiàn)狀，并且探討影響信息消費的因素。郭妍和張立光[4]構(gòu)建國內(nèi)住戶信息消費函數(shù)，周楊[5]等分析概念水平的不同，婁策群和王穎[6、7]對文娛類、知識類信息消費的邊際效用展開分析。黃志文[8]通過SPSS軟件利用因子分析研究對湖北省信息消費的影響因素。黃瑩[9]則通過樣本調(diào)查進行社會性分析。有些學者構(gòu)建相關(guān)函數(shù)以研究信息消費與收入、經(jīng)濟之間的關(guān)系。劉嘉和朱琛[10]運用誤差修正模型，研究農(nóng)村地區(qū)人們收入的影響。劉冬輝和孟令杰等[11]基于1998—2016年各市的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)信息消費引起新的空間分異的不均衡格局。陳立梅等[12]利用數(shù)據(jù)分別構(gòu)建農(nóng)村生活消費、信息消費函數(shù)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村信息消費邊際傾向隨收入增加呈明顯倒U型結(jié)構(gòu)。黃志文[13]則進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值和信息消費的回歸信息方程，。還有些學者根據(jù)數(shù)據(jù)可得性及研究內(nèi)容，定量分析信息消費的差異性。鄭兵云[14]分析中國城鎮(zhèn)居民信息消費在地區(qū)和時間上存在的差異。許丹和章學周[15]通過線性回歸方法分別構(gòu)建了城鄉(xiāng)居民網(wǎng)絡(luò)信息消費函數(shù)。汪衛(wèi)霞和汪雷[16、17]研究了我國城鎮(zhèn)居民信息消費結(jié)構(gòu)的區(qū)域差異性，運用ELES模型展開實證分析。山東省共16個市，各自的發(fā)展和經(jīng)濟水平也各不相同，故先整體研究其信息消費能力，而信息消費，目前學界對信息消費的統(tǒng)計口徑尚無統(tǒng)一口徑，就其基本的含義而言，即為獲取信息產(chǎn)品或服務(wù)所進行的消費均屬于信息消費范疇，是影響目前消費的重要方面，故此在眾多學者研究基礎(chǔ)之上，進行山東省城鄉(xiāng)居民信息消費研究。1.1.2國外研究現(xiàn)狀在國外學者的研究中:KangBaclc等[18]通過構(gòu)建模型，闡述了電子商務(wù)企業(yè)有關(guān)信息產(chǎn)品的定價策略，從微觀角度出發(fā)，實證分析信息產(chǎn)品所帶來的利潤與經(jīng)濟之間的相互關(guān)系。Joscph和Andrew[19]主要介紹發(fā)展中國家農(nóng)民獲取信息的各種參與方式，討論如何通過促進數(shù)字信息和通信技術(shù)的發(fā)展，使農(nóng)民更方便地獲取各類信息。Pagc等[20]通過對阿拉斯加州不同農(nóng)村地區(qū)進行采訪發(fā)現(xiàn)，利用信息技術(shù)來促進當?shù)剞r(nóng)村教育的消費面臨很多問題。Rajanish[21]對印度展開了研究，探討了當?shù)叵M者的信息需求，同時探索了不同的實施方案。Motaher和Hosain[22]通過直接觀察孟加拉國農(nóng)村數(shù)據(jù)，針對食品、衣服、房屋、教育和醫(yī)療設(shè)施方面的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)其消費模式正隨著時間和經(jīng)濟、社會發(fā)展的變化而不斷變化。AziSafwanZulkifi等[23]人討論了以文化為導向的網(wǎng)絡(luò)信息體系結(jié)構(gòu)下的消費者評價測量模型。文中提到如今消費者面臨著很多不完整的內(nèi)容、不合格的信息，以及低質(zhì)量的網(wǎng)絡(luò)架構(gòu)，在面對大量的信息時缺少文化敏感性。Robert和LaRose等[24、25]基于一項由聯(lián)邦政府提供的農(nóng)村寬帶補貼計劃，對四個地區(qū)展開實驗，研究聯(lián)邦政府補貼和公共教育活動如何組合，能最大限度的推動當?shù)匦畔⒔ㄔO(shè)。Morrisscy[26]介紹了由于遠程醫(yī)療的易于獲得性以及費用低等特點，在美國的城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村，有越來越多的人都使用遠程醫(yī)療。LorinHitt和PrasannaTambe[27]運用面板數(shù)據(jù)對在線消費內(nèi)容和數(shù)量變化進行了研究，提出了寬帶用戶和窄帶用戶之間存在的網(wǎng)絡(luò)消費差距，并對可能的原因進行了分析。AndrewPage和MelissaHill[28]通過對阿拉斯加州不同農(nóng)村地區(qū)訪談發(fā)現(xiàn)，若要利用信息技術(shù)來促進當?shù)剞r(nóng)村教育的消費，需要解決內(nèi)容、連接機制、功能以及農(nóng)村人口的文化背景等問題。自凱恩斯[29]在《就業(yè)、利息與貨幣通論》一書中提出消費函數(shù)以來，消費作為西方經(jīng)濟的核心內(nèi)容產(chǎn)生了一系列的研究，如弗里德曼的持久收入假說、杜森貝利的相對收入假說、莫迪利亞尼的生命周期理論以及霍爾的隨機游走消費理論等。Christopher[30]的研究表明，很多經(jīng)濟學家都直覺地認為低收入者的邊際消費傾向要高于高收入者。1.2研究理論與方法本文在分析信息消費的影響因素時，研究了杜森貝里提出的“示范效應(yīng)”：人與人間對于消費的喜惡存在一定的關(guān)系，這造成人們?nèi)粘Ｉ钪械南M會發(fā)生相互作用，又稱“攀附行為”。利用普通最小二乘法、和兩階段最小二乘法構(gòu)造城鄉(xiāng)居民信息消費函數(shù)，并利用序列檢驗，建立多元線性回歸函數(shù)并分析影響因素。1.3研究意義本研究基于宏觀的可獲得性，將信息消費統(tǒng)計為：交通通信支出、教育文化娛樂支出、醫(yī)療保健支出以及其他用品及服務(wù)。整體研究山東省信息消費能力，為后期學者進一步研究山東省各市的信息消費能力作參考。根據(jù)2008-2018年間十年的《山東省統(tǒng)計年鑒》的消費數(shù)據(jù)，如表1.1和1.2，看出城鎮(zhèn)居民和鄉(xiāng)村居民的消費支出以及具體的支出分類的不同情況,城鄉(xiāng)居民的生活消費支出皆呈上升趨勢，且城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民的消費支出水平存在著一定的差異。年份消費支出食品煙酒衣著居住生活用品及服務(wù)交通通信教育文化娛樂醫(yī)療保健其他用品及服務(wù)20081075233501107213575312391117786267200911711356212062310824149711568722842010127613743132426708441834119786928020111416442711494302693318761302924338201215349458316063325103520051391993411201316646485816123929114720491565108340320141832352981801401614312377177011884422015198545527194340581477274821411416543201621495592919784473157630022399161052720172307261802034489517363284262217815402018247986529652953021901360529031966584表1.SEQ表\*ARABIC\s112008-2018年城鎮(zhèn)居民消費支出具體情況表1.22008-2018年農(nóng)村居民消費支出具體情況年份消費支出食品煙酒衣著居住生活用品及服務(wù)交通通信教育文化娛樂醫(yī)療保健其他用品及服務(wù)2008383513832227592374364642706520094132142823488826951244928963201044721574266779319621479367672011548918283451054407723558487872012630420043901310403903589610932013687721904211319437100468471111220147962246548915475241226801776134201587482662540162755313939129191422016951928335761767604154510131027153201710342296058519746907101141112915220181127031626222214762187312661205166

2.城鄉(xiāng)居民信息消費情況2.1整體居民消費情況根據(jù)山東省城鄉(xiāng)居民消費支出的情況，分別整理城鎮(zhèn)居民以及鄉(xiāng)村居民的消費支出數(shù)據(jù)和信息消費數(shù)據(jù)，根據(jù)《山東省統(tǒng)計年鑒》的統(tǒng)計分類，得出2008-2018年城鎮(zhèn)及信息消費支出額的統(tǒng)計為：信息消費支出=生活費支出-食品煙酒-衣著-居住-生活用品及服務(wù)，對數(shù)據(jù)進行分類后發(fā)現(xiàn)居民信息消費支出占總支出的趨勢逐漸升高。圖2.12008-2018年居民信息消費支出和消費支出走勢圖2.22018年各類信息消費比重基于山東省居民整體信息消費狀況，從圖2.1可以看出動態(tài)變化，2008-2018年山東省居民人均消費支出和信息消費支出均呈上升趨勢，具有一定的同步性，從靜態(tài)的角度來看，從圖2.2中可以觀察2018年，山東省居民大多花費在交通通信和教育文化娛樂上，分別占40.37%和30.72%，可以看出，在經(jīng)濟發(fā)展迅猛的前提基礎(chǔ)之上，拉動了城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村的信息消費支出，而信息消費水平的提升又可以反過來進一步拉動經(jīng)濟的增長。2.2城鄉(xiāng)居民信息消費差異動態(tài)比較從2.1章節(jié)中我們從整體觀察了山東省居民消費的走勢，城鄉(xiāng)居民的差異還是有的，需要進行進一步的比較分別構(gòu)建山東省城鎮(zhèn)居民信息消費函數(shù)以及農(nóng)村居民信息消費函數(shù)，利用《山東省統(tǒng)計年鑒》中“10-2主要年份城鎮(zhèn)居民收入”、“10-3主要年份城鎮(zhèn)居民消費支出”和“10-5主要年份農(nóng)村居民人均可支配收入”、“10-6主要年份農(nóng)村居民消費支出”四卷的數(shù)據(jù)，對相關(guān)指標進行擬合優(yōu)度檢驗、顯著性檢驗、異方差檢驗，從而得出具體影響的因素。2.2.1城鎮(zhèn)居民信息消費函數(shù)在構(gòu)造函數(shù)過程中，為減輕模型擬合殘差的異方差問題，需要分別對居民信息消費支出序列以及人均收入序列進行對數(shù)化處理。因此，分別設(shè)山東省城鎮(zhèn)居民年人均信息消費支出和農(nóng)村居民年人均信息消費支出(元)的對數(shù)形式為被解釋變量(lnYi);選取山東省城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入、農(nóng)村居民年人均純收入(元)的對數(shù)形式為解釋變量(lnY其中，α、β為待估計參數(shù)，εi為誤差項。α表示與收入無關(guān)的其它基本信息需求量，βlnXi表示將剩余收入按照某種邊際信息消費傾向安排的非基本消費支出利用山東省城鎮(zhèn)居民人均信息消費支出、人均可支配收入數(shù)據(jù)，分別生成對數(shù)序列，如圖2.3所示圖2.3城鎮(zhèn)居民人均信息消費支出和可支配收入的時序圖由圖可知，兩個序列均呈增長態(tài)勢，具有線性趨勢，因此能夠?qū)ζ溥M行線性回歸。而后運行2008-2018年的城鎮(zhèn)居民信息消費支出和可支配收入的數(shù)據(jù)得到城鎮(zhèn)居民信息消費方程估計結(jié)果如圖2.4所示，圖2.4城鎮(zhèn)居民信息消費支出與人均可支配收入方程估計結(jié)果圖最終的線性回歸方程必須要通過一系列的檢驗才能得出，如果相關(guān)檢驗不能通過，還需要對模型進行修正。

(1)擬合優(yōu)度檢驗。

由圖4.7所示，樣本可決系數(shù)(R2)為0.963，修正的樣本可決系數(shù)(R2)為0.959，兩者均大于0.7，說明模型對因變量擬合較好，模型中的解釋變量能夠解釋因變量變動的很大一部分。

(2)顯著性檢驗。

顯著性檢驗需要從變量和方程兩方面探討，通常由T檢驗和F檢驗完成。此處，自變量lnXi(城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入)的參數(shù)估計值的P值為0.00，常數(shù)項的參數(shù)估計值的P值為0.00，均小于0.05，在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，兩個變量均通過T檢驗。通過F檢驗P值為0.00，因而在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，方程通過了F檢驗，則該方程的線性關(guān)系成立。

(3)異方差檢驗。

最小二乘法是建立在殘差同方差假設(shè)基礎(chǔ)上的，出現(xiàn)異方差就說明OLS方法不可靠了，所以需要利用加權(quán)最小二乘法進行修正。異方差檢驗統(tǒng)計量服從卡方分布。

本文選用懷特(White)檢驗法，它是將殘差的平方作為被解釋變量，原方程的解釋變量和解釋變量的平方以及交叉乘積項作為新的解釋變量，以此構(gòu)建新的回歸模型，通過觀察該模型的擬合程度來判斷是否存在異方差問題。此處構(gòu)造一元一ei2=α0+α1X1+懷特檢驗的統(tǒng)計量是Obs?R?squared，運行結(jié)果如圖2.5所示。圖2.5White檢驗結(jié)果圖由圖可知，Obs?R?squared的概率值為0.578，大于0.05，在5%的顯著性水平下，接受原假設(shè)，即隨機誤差項不存在異方差。原方程估計結(jié)果通過了上述的檢驗，因此認為它的估計結(jié)果是有效的，得到山東省城鎮(zhèn)居民信息消費函數(shù)為:lnY2.2.2農(nóng)村居民信息消費函數(shù)收集相關(guān)數(shù)據(jù)，進行對數(shù)化處理，通過SPSS軟件得出農(nóng)村居民信息消費支出序列和人均純收入序列的時序圖2.6。圖2.6農(nóng)村居民信息消費支出和人均可支配收入的時序圖圖2.6表明兩者均呈線性增長趨勢，據(jù)此，可對其進行線性回歸。同樣采用最小二乘法(OLS)估計方程，Eviews運行結(jié)果如圖2.7所示，圖2.7農(nóng)村居民信息消費支出與人均可支配收入方程估計結(jié)果圖跟構(gòu)造城鎮(zhèn)居民信息消費函數(shù)類似，在得出最終方程前同樣需要經(jīng)過一系列的檢驗分析。(1)擬合優(yōu)度檢驗由圖2.7可知，樣本可決系數(shù)(R2)為0.993，修正的樣本可決系數(shù)(R2)為0.992,均大于0.7,說明該模型對被解釋變量擬合的較好，模型中的解釋變量能夠解釋因變量變動的很大一部分。

(2)顯著性檢驗。

自變量lnX2,(農(nóng)村居民年人均純收入)2的參數(shù)估計值的P值為0.00，常數(shù)項參數(shù)估計值的P值為0.00，都小于0.05，在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，兩個變量均通過了T檢驗。方程的F檢驗的概率值為0.00，在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，方程通過了F檢驗，該方程的線性關(guān)系成立。

(3)異方差檢驗。

選擇懷特檢驗法同樣進行檢驗，結(jié)果如圖2.8所示?？芍狾bs?R?squared統(tǒng)計量的概率值為0.91，在圖2.8White檢驗結(jié)果圖通過了上述的檢驗，因此認為它的估計結(jié)果是有效的，得到山東省農(nóng)村居民信息消費函數(shù)為:lnY2.2.3結(jié)論通過對城鎮(zhèn)和農(nóng)村的信息消費函數(shù)構(gòu)建發(fā)現(xiàn)，從擬合過程來看，R2(城鎮(zhèn))為0.963，R2(農(nóng)村)為0.993，兩模型都擬合的很好，信息消費和收入之間有著比較好的線性關(guān)系，收入水平依舊是影響農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民信息消費支出的重要因素。而且基本信息需求量在城鎮(zhèn)和農(nóng)村的差異較大。從式2.3和2.4可知，城鎮(zhèn)居民在收入為0時的基本信息需求量為-459.81，農(nóng)村居民在收入為0時的基本信息需求量為-695.28，說明城鎮(zhèn)居民在生活中對信息的依賴程度更高，需求更大，反映出城鎮(zhèn)居民的生活與信息的關(guān)聯(lián)度更高。在收入為零時，基礎(chǔ)信息消費均為負值，表明無論是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，首先得保證基本的生活，才會形成信息消費，這表明信息消費的實現(xiàn)是需要條件

3.影響因素分析3.1主要影響因素從上述差異影響因素分析，可以看出，收入因素是影響城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民信息消費最主要的因素。而且已經(jīng)有學者實證研究得出收入差異的縮小及收入水平的提高均有助于縮小城鄉(xiāng)消費差異[31]。當收入分配呈正態(tài)分布且邊際消費傾向與收入水平呈倒U型關(guān)系時，縮小收入差異能提高總消費需求[32]。信息消費作為高層次消費，很有可能也符合這一規(guī)律。因此，將收入因素細分，深入探討各細分收入對信息消費差異的影響情況，這有利于制定更具針對性的政策。3.1.1收入因素分類根據(jù)年鑒統(tǒng)計按結(jié)構(gòu)細分，由工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入四部分組成。工資性收入是指居民受雇于單位或者個人，通過付出勞動力取得的收入。經(jīng)營性收入是指納稅人通過生產(chǎn)經(jīng)營活動取得的收入，如農(nóng)村家庭以家庭為生產(chǎn)經(jīng)營單位進行生產(chǎn)計劃和經(jīng)營所取得的收入。財產(chǎn)性收入是指擁有金融資產(chǎn)或有形非生產(chǎn)性資產(chǎn)的居民向其他事業(yè)單位提供資金或?qū)⒂行畏巧a(chǎn)性資產(chǎn)交由自己支配作為回報的收入。轉(zhuǎn)移性收入是指國家、單位、社會團體對居民家庭的各種轉(zhuǎn)移支付和居民家庭間的收入轉(zhuǎn)移[33]。該部分依舊選取2008~2018年的山東省相關(guān)數(shù)據(jù)，深入討論城鄉(xiāng)居民各類型收入差異對信息消費差異的影響情況。3.1.2定性分析從靜態(tài)角度分析城鄉(xiāng)居民的收入構(gòu)成占比差異，2018年城鎮(zhèn)居民各收入類型占比如圖3.1所示，工資性收入占到63.31%占比最多，轉(zhuǎn)移性收入14.13%是第二大來源而后是經(jīng)營性收入占比14.12%，財產(chǎn)性收入占比8.44%，占比最低。圖3.12018年城鎮(zhèn)居民人均各類型收入占比情況在農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)圖中3.2，經(jīng)營性收入成為最重要的來源，占比44.14%，緊隨其后的是工資性收入，占比40.19%，與經(jīng)營性收入不相上下，這點與城鎮(zhèn)居民不同，而后是轉(zhuǎn)移性收入和財產(chǎn)性收入，分別是13.04%和2.63%，財產(chǎn)性收入無論是在城鎮(zhèn)還是農(nóng)村居民，都是占比最小的。圖3.22018年農(nóng)村居民人均各類型收入占比情況從動態(tài)分析的角度圖3.3來看：2008~2018年這11年的數(shù)據(jù)來看，城鎮(zhèn)居民的收入構(gòu)成中，工資性收入的比重持續(xù)上升，且占比在75%以上，其次是轉(zhuǎn)移性收入是城鎮(zhèn)居民收入的重要組成部分。而在農(nóng)村居民中，經(jīng)營性收入和工資性收入占比皆挺高，二者的影響結(jié)構(gòu)不同。無論是城鎮(zhèn)還是居民收入，四種類型皆成增長趨勢，表明隨著經(jīng)濟發(fā)展，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民在收入方面多樣化以及成熟化，是各方面的收入提高的重要原因。圖3.32008~2018年城鄉(xiāng)居民各類型收入差異情況從上述分析中發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)居民各類型收入構(gòu)成占比情況、收入增長的變化都有差異，故在討論收入對信息消費差異的影響時，應(yīng)從不同的角度進一步展開討論。3.2多元線性回歸模型根據(jù)國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計口徑及前文的分析，該小節(jié)主要是研究城鄉(xiāng)居民工資性收入差異、經(jīng)營性收入差異、轉(zhuǎn)移性收入差異、財產(chǎn)性收入差異對城鄉(xiāng)居民信息消費差異的影響情況。多元回歸模型是研究一個變量關(guān)于另一些變量的具體關(guān)系的計算方法。從一組樣本數(shù)據(jù)，確定變量之間的數(shù)量關(guān)系，并且對這些關(guān)系式的可信程度進行各種統(tǒng)計檢驗，從影響一個特定變量的諸多變量中研究發(fā)現(xiàn)變量的影響是否顯著。多元回歸模型的一般形式為:Y=β0+β1X1+β2

式3.1表示因變量Y可以近似地表示為自變量X1,X2,Xm的線性函數(shù)。其中β0為常數(shù)項，β1,β2,βm為偏回歸系數(shù),表示在其它自變量保持不變時，Xm增加或減少一個單位時，Y相應(yīng)的差異量。ε是去除m3.2.1變量及數(shù)據(jù)用差值表示城鄉(xiāng)居民序列間的差異，為了消除量綱的影響，對各變量都進行對數(shù)化處理。鑒于變量的可量化，結(jié)合山東省的實際狀況，依據(jù)絕對收入消費函數(shù)，假設(shè)城鄉(xiāng)居民信息消費差異函數(shù)滿足下面的線性方程:ln?Yt=F(ln?X1t,ln?

其中，?Yt表示城鄉(xiāng)人均信息消費差異，即第t年城鎮(zhèn)居民人均信息消費支出與農(nóng)村居民人均信息消費支出的差值。

?X1t表示城鄉(xiāng)居民人均工資性收入差異，即第t年城鎮(zhèn)居民人均工資性收入與農(nóng)村居民工資性收入的差值。

?X2t表示城鄉(xiāng)居民人均經(jīng)營性收入差異,即第t年城鎮(zhèn)居民人均經(jīng)營性收入與農(nóng)村居民經(jīng)營性收入的差值。

?X3t表示城鄉(xiāng)居民人均轉(zhuǎn)移性收入差異，即第t年城鎮(zhèn)居民人均轉(zhuǎn)移性收入與農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入的差值。

?X4t表示城鄉(xiāng)居民人均財產(chǎn)性收入差異,即第此節(jié)根據(jù)《山東省統(tǒng)計年鑒》的城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民的收入的差異值，分析不同類的收入差異，探討工資性收入、經(jīng)營性收入、轉(zhuǎn)移性收入以及財產(chǎn)性收入對信息消費的影響情況。3.2.2模型的建立及檢驗對于多元變量的情況，古典線性回歸模型要解釋變量之間不相關(guān)，即不存在多重共線性。假使其中的兩個解釋變量完全相關(guān)，就表明存在完全多重共線性，解釋變量前的系數(shù)不能正確地反映出各自與被解釋變量間的結(jié)構(gòu)關(guān)系。實際情況中，完全共線性不常見，但是近似完全共線性的情形還是存在的[34]。利用Eviews8.0計量軟件，代入數(shù)據(jù)進行計量分析。首先分析樣本的相關(guān)系數(shù)，運行結(jié)果如表3.1所示。表3.1各變量相關(guān)系數(shù)表YX1X2X3X4Y1.0000000.9345280.9009910.9444520.905113X10.9345281.0000000.9933850.9855790.986878X20.9009910.9933851.0000000.9898420.995904X30.9444520.9855790.9898421.0000000.998390X40.9051130.9868780.9959040.9983901.000000

由圖3.1發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)居民各類型收入差異與信息消費差異存在較高的相關(guān)性。工資性收入差異和轉(zhuǎn)移性收入差異與城鄉(xiāng)居民信息消費差異的相關(guān)系數(shù)都大于0.93，表明兩者存在強的正相關(guān)關(guān)系。經(jīng)營性收入差異與城鄉(xiāng)居民信息消費差異相關(guān)系數(shù)為0.90，財產(chǎn)性收入差異與信息消費差異的相關(guān)系數(shù)為0.91,表明存在較強的正相關(guān)關(guān)系。適合做因變量?Yt與4個自變量的多元線性回歸。但是,從表中發(fā)現(xiàn)，ln?X1t和ln?X2t,ln?X2t和ln?X3t,表3.SEQ表\*ARABIC2剔除變量后的各相關(guān)變量的相關(guān)系數(shù)YX1X3Y1.0000000.9345280.944452X10.9345281.0000000.985579X30.9444520.9855791.000000由圖可知，ln?X1t和ln?X3t的相關(guān)系數(shù)為相關(guān)性較弱，有利于進行多元回歸模型的構(gòu)建。采用OLS最小二乘法，借助圖3.4模型結(jié)果圖

在得出最終多元回歸模型前，需要對一系列的指標進行相關(guān)檢驗，否則模型結(jié)果將失去現(xiàn)實意義。

（1）擬合優(yōu)度檢驗。

該模型擬合的R2為0.913，調(diào)整后的R2為0.892，均大于0.7，說明模型的擬合度較高，城鄉(xiāng)居民信息消費差異的變動95%可由城鄉(xiāng)居民間工資性收入差異、（2）顯著性檢驗據(jù)表F統(tǒng)計量的值為1042.47457，相應(yīng)的概率值為0.00005，在α=0.05的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，模型通過顯著性檢驗。常數(shù)項C的t值為3.1029，相應(yīng)的P值為0.0146，城鄉(xiāng)居民工資性收入差異(ln?X1t)3變量的t值為-1.428107，城鄉(xiāng)居民轉(zhuǎn)移性收入差異(ln?X3t)變量的t值為1.942350，相應(yīng)t值的概率值分別為0.1911，0.0880，在α=0.05的顯著性水平下，均拒絕原假設(shè)，認為常數(shù)項、城鄉(xiāng)居民工資性收入差異、轉(zhuǎn)移性收入差異均能夠顯著影響城鄉(xiāng)居民信息消費差異。

（3）異方差檢驗。

圖3.5White檢驗結(jié)果圖由圖可知，W?ite檢驗統(tǒng)計量Obs?R?squared的概率值為0.43，在設(shè)定顯著性水平為5%時，接受原假設(shè)，即不存在異方差。

因此，最終得到的多元回歸模型為:

ln?Y3.2.3結(jié)論由得出的多元回歸模型分析，城鄉(xiāng)居民信息消費差異能夠由城鄉(xiāng)居民工資性收入差異、轉(zhuǎn)移性收入差異解釋，并且城鄉(xiāng)居民工資性收入差異對城鄉(xiāng)居民信息消費差異的影響大于轉(zhuǎn)移性收入差異所產(chǎn)生的影響。城鄉(xiāng)居民工資性收入差異的系數(shù)為負，表明工資性收入差異增加1%，城鄉(xiāng)居民信息消費差異會縮小0.43%，城鄉(xiāng)居民轉(zhuǎn)移性收入差異的系數(shù)為2.48，表明轉(zhuǎn)移性收入差異增加1%，城鄉(xiāng)居民信息消費差異會增加2.48%。目前農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入落后于城鎮(zhèn)居民，且差異在進一步擴大，因此政府需要采取有效措施，培育符合農(nóng)村特點，有利于農(nóng)村居民增加財產(chǎn)性收入的多元化融資渠道。雖然經(jīng)營性收入差異和財產(chǎn)性收入差異因素由于多重共線性原因被剔除了，但是這兩個因素均與工資性收入差異呈高度負相關(guān)，且與轉(zhuǎn)移性收入差異呈正相關(guān)，因此可以認為，縮小城鄉(xiāng)居民經(jīng)營性收入差異、財產(chǎn)性收入差異同樣有利于縮小城鄉(xiāng)居民信息消費差異。3.3其他可能影響因素3.3.1文化素質(zhì)差異山東省相對于其他的省份，是一個古老的文化之鄉(xiāng)，居民的文化傳統(tǒng)以及消費觀念相對比較保守，故在接受信息的能力上比較薄弱，但是比起西部的貧困地區(qū)，它又是一個海港發(fā)達，知識層次較高的省份，所以隨著經(jīng)濟的發(fā)展，越來越多的居民開始嘗試接受更新鮮的服務(wù)，追求更高的生活質(zhì)量，因此信息意識愈發(fā)的變強。而且城鄉(xiāng)發(fā)展略有不均，致使城鄉(xiāng)的差距變大，高學歷的居民也大多選擇生活在城市，故此城鄉(xiāng)信息消費差距逐漸形成，且有擴大的趨勢。3.3.2消費環(huán)境差異信息消費環(huán)境主要指，隨著信息產(chǎn)業(yè)的形成，政府在具體的完善過程中，基礎(chǔ)設(shè)施的普及影響極大，尤其是互聯(lián)網(wǎng)的接入和運輸?shù)谋憬?，都影響著信息的獲取，以及居民的消費能力，城鎮(zhèn)居民的信息獲取能力以及所接收到的容量皆高于農(nóng)村居民。交通運輸?shù)谋憬荻纫藏酱訌?，故此城鄉(xiāng)信息消費的差異已就此形成。對于智能手機和互聯(lián)網(wǎng)的使用能力和敏感度，農(nóng)村居民還需要更多的普及。3.3.3消費心理差異凱恩斯曾研究過消費者的收入、年齡、產(chǎn)品定價、銀行利率、人們的喜好等都會左右消費者的消費支出，杜森貝里提出的“示范效應(yīng)”，其實也是一種對居民消費心理影響的解釋研究，又稱為“攀附行為”，城市信息傳播快，人們大多有“隨大流”的心理，對于山東居民，這種傳統(tǒng)的消費動機亦是比較凸出，從眾心理導致居民不是根據(jù)自己的需要去消費，二是別人消費什么就跟著消費什么，更有一種炫耀性的消費心理，例如，看到別人買了手機電腦，自己收入拮據(jù)也會跟著購買。而農(nóng)村居民雖有此心理，暗示更多還是保守的，少數(shù)子女學歷高的才有接受的能力。

4.結(jié)論4.1主要結(jié)論本論文首先基于經(jīng)濟增長的視角，分析山東省居民整體信息消費現(xiàn)狀，然后從城鎮(zhèn)居民的信息消費和農(nóng)村居民信息消費的差異以及各自的信息消費函數(shù)，通過序列檢驗，進行具體的比較，最后基于相關(guān)理論及現(xiàn)有的研究成果提出可能影響信息消費差異的因素，通過構(gòu)建多元回歸模型定量分析各細分收入差異對信息消費差異的影響，并定性分析其他可能的影響因素。本文通過深入研究，從宏觀的角度探討了山東省城鄉(xiāng)居民信息消費的差異性，農(nóng)村居民的支出漲幅比城鎮(zhèn)大，信息消費潛力巨大，一定程度上彌補了一定的差距，而城鄉(xiāng)居民信息消費差異最大的原因是收入差異，可以由工資性收入和轉(zhuǎn)移性收入差異解釋。但是本文并沒有具體的解釋不同因素的影響，未從微觀角度細致的研究差異來源，后期可以從城鎮(zhèn)居民內(nèi)部信息消費和農(nóng)村居民內(nèi)部信息消費進行具體研究，通過發(fā)放問卷連續(xù)跟蹤訪問獲取相關(guān)數(shù)據(jù)，得出更細致的結(jié)論，并且可以考慮和政府相關(guān)部門聯(lián)系，獲取諸如網(wǎng)民數(shù)、市場化程度等數(shù)據(jù)，使結(jié)論更加全面。4.2展望與建議基于本文得出收入結(jié)構(gòu)的影響情況，提出以下幾點建議：提高農(nóng)村居民的消費意識政府要引導農(nóng)村居民樹立信息消費觀念，改變其自給自足的生活習慣，改變其長期以來的自然經(jīng)濟環(huán)境，創(chuàng)造農(nóng)村市場經(jīng)濟，使其產(chǎn)生更高層次的消費需求，并且加大傳播信息消費的知識，促使農(nóng)村居民進一步了解信息消費的便捷。完善收入分配制度首先，政府要推行利民政策，如“家電以舊換新”等刺激居民消費的優(yōu)惠服務(wù)，給居民推薦更適合的產(chǎn)品。其次，要推進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化進程，增加居民的收入，加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、規(guī)?；l(fā)展，促進居民收入穩(wěn)定增長，并及時給予補貼、扶貧扶持款項和社會福利救濟等。改善農(nóng)村信息消費環(huán)境信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是居民信息消費的前提，政府需為居民提供良好的流動平臺，降低信息消費門檻。例如，山東省城鄉(xiāng)在手機、固話使用量已經(jīng)基本處于飽和，但是家用電腦仍存在差異，仍舊需要重點鋪設(shè)光纜，擴大互聯(lián)網(wǎng)接入范圍。除此之外，還要建立透明、規(guī)范的經(jīng)濟管理體制，使信息消費處于健康的發(fā)展模式中。由此幫助政府調(diào)節(jié)信息消費差異，從而提高農(nóng)村居民的信息消費能力，縮小城鄉(xiāng)差異，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)一體化建設(shè)，響應(yīng)國家全面建成小康社會，完成兩個一百年偉大目標的第一個百年目標。

5.參考文獻[1]周楊,史鑫旋,呂清華,肖希文.基于多元線性回歸的北京市居民信息消費水平影響因素分析[J].商場現(xiàn)代化,2020(21):48-50.[2]劉冬輝,孟令杰,陳立梅.江蘇省農(nóng)村信息消費的空間格局及其動態(tài)演變[J].中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃,2019,40(12):147-153.[3]陳立梅,劉冬輝,胡星穎,歐陽亞菲.中國農(nóng)村居民信息消費的差異分析[J].鄭州航空工業(yè)管理學院學報,2013,31(02):32-35.[4]汪衛(wèi)霞,汪雷.我國城鎮(zhèn)居民信息消費結(jié)構(gòu)區(qū)域差異性分析[J].情報理論與實踐,2012,35(11):104-108.[5]許丹,章學周.江蘇省城鄉(xiāng)居民網(wǎng)絡(luò)信息消費水平研究[J].現(xiàn)代情報,2012,32(06):58-63.[6]黃志文.論農(nóng)村信息消費對農(nóng)村經(jīng)濟的影響[J].商場現(xiàn)代化,2010(24):112-113.[7]劉嘉,朱琛.20世紀90年代以來中國農(nóng)村居民信息消費的實證研究[J].銅陵學院學報,2009,8(06):12-14.[8]馬哲明,靖繼鵬.我國城鎮(zhèn)居民信息消費與收入關(guān)系研究[J].圖書情報工作,2009,53(20):98-101.[9]婁策群,王穎.文娛類信息消費的邊際效用分析[J].情報科學,2009,27(05):754-757+782.[10]婁策群,王穎.知識類信息消費的邊際效用分析[J].圖書情報工作,2009,53(06):126-129.[11]黃瑩.小城鎮(zhèn)居民信息消費的社會學研究[D].華中農(nóng)業(yè)大學,2008.[12]郭妍,張立光.我國居民信息消費函數(shù)的實證研究[J].當代財經(jīng),2007(08):16-19.[13]胡琪君.我國信息消費力指標體系構(gòu)建[J].商業(yè)時代,2007(17):22+27.[14]鄭兵云.中國城鎮(zhèn)居民信息消費的差異性研究[J].統(tǒng)計與信息論壇,2007(01):103-107.[15]馬哲明.信息社會企業(yè)創(chuàng)新核心機制及對策研究[D].吉林大學,2004.[16]黃志文.淺析我國政府決策創(chuàng)新信息消費結(jié)構(gòu)[J].科技進步與對策,2001(03):34-35.[17]汪衛(wèi)霞,汪雷.社區(qū)信息化評價:模型構(gòu)建及分析——以安徽省合肥市為例[J].情報理論與實踐,2011,34(12):95-99.[18]KangBaeLee.SungyeolYu,SeongJun

Kim.Aaalysis

of

pricing

stategies

for

e-business

companiesproviding

information

goods

and

services[J]

Computer&Indusrial

Engineering,2006.(51):72-78.[19]Joseph.M.K.,Andrew,T.N..Participatory

Approachesforthedevelopmentanduseofinformationandcommunicationtechnologies(ICTs)forruralfarmers[J].TechnologyandSociety.2008.(4):1-13.[20]Page,G.Andrew,Hill,Melissa.Infonmation,Communicationandeducationaltechnologiesinrural

alaska[J].NewDirectionsforAdultandContinuingEducation,2008,(117):59-70.

[21]Dass,Rajanish.Studyoninformationneedsofruralconsumers&Exploringalternatives:Astudyintheindiancontext[C].Poceedingsofthe42nd

AnnualHawaiiInternationalConferenceonSystemSciences[C].Hawaii,2009:1-8.

[22]Md.MotaherHossain.ChangingconsumptionpatternsinruralBangladesh[J].InternationalJournalofConsumerStudies,2010,