互联网促进公共服务消费需求升级的机理与路径——基于我国省级面板数据的经验研究

高亚林，曾世宏，王宏龄

（1.中国政法大学 商学院，北京100089；2.湖南科技大学 商学院，湖南 湘潭411201）

在经济新常态下，为了应对错综复杂的国际国内经济形势以实现产业转型发展，国家领导人和智库学者力推供给侧结构性改革，寄希望于“需求”和“供给”两架马车共同发力来带动经济增长。其中增加公共服务有效供给，补齐公共服务供给短板，推进公共服务消费升级是供给侧结构性改革的重要内容。因此，如何有效地增加公共服务供给成为促进公共服务消费升级的重要研究内容。已有研究表明，伴随着互联网的发展，信息传播打破了以往的传递层级，避免了人工处理数据的主观弊端和遗漏风险，使得即时性和互动性大大增强。全球的信息资源得到了合理的组织运用，有力推动了服务业的转型升级[1]35-38。截至2018 年6 月30日，我国网民规模达8.02 亿，普及率为57.7%。其中，手机网民规模已达7.88 亿，网民通过手机接入互联网的比例高达98.3%, 后者增速连续四年超过8%。国务院总理李克强在2018 年政府工作报告中多处提到了数字经济、“互联网+”、信息化、智能制造。随着“互联网+”的异军突起和政府号角的吹响，国内许多学者纷纷致力于互联网相关领域的理论研究。但对互联网这个新的经济引擎如何促进公共服务消费需求升级的内在机理和路径研究仍然相对薄弱。研究互联网促进公共服务消费需求升级的内在机理和路径，对于满足多样化公共服务需求，完善公共服务供给方式，进一步提高公共服务供给水平和质量有着极其重要的理论和现实意义。

一、互联网促进公共服务消费需求升级的机理分析

（一）互联网降低了公共服务的交易成本

公共服务的特殊性，一方面表现在服务的内容上，另一方面还突出表现在服务供给模式上。在公共服务供给和需求的上述错综复杂网络关系中，造成公共服务高交易费用的原因主要有两种。其一是信息不对称导致的在交易过程中的复杂性，其二是交易双方的投机主义片面追逐利益而产生的彼此不信任。互联网的引入可以有效地降低公共服务交易中间费用，进而促进我国公共服务消费需求。从“互联网+ 城市轨道交通”视角出发，互联网打破了城市轨道交通仅提供出行工具功能的局面，为城市轨道交通建设指明了两大发展方向：从企业角度，主要运用ATC 控制模式智能化管理；从乘客视角，主要是提供网络一体化服务和无线局域网人性化服务[2]32-35。打车软件的横空出世从特定角度来讲提高了出行效率，减少了中途环节的交易成本，有效打破了打车难、打车贵的局面[3]8-11。

互联网在促进公共服务发展方面，虽在不同领域有不同的表现，但相同的是其有效降低了交易成本，提高了公共服务的供给效率，极大地促进了我国公共服务消费需求的增长。以互联网电子政务的案例而言，政府借助互联网技术向社会提供公共服务，能够提高政府的工作效率和社会认可度，这有利于推动政府体制改革和服务型政府的构建[4]308-318。在互联网即时通信领域，互联网的广泛应用拓宽了公民与政府以及公民与相关组织之间沟通交流的渠道，政府和组织能够及时掌握公众的需求并提供相应的服务，这使得公共服务更加高效便捷[5]16-46。在“互联网+ 公共管理”服务领域，互联网的基本特征，如相互交换、端到端的服务等给出了互联网公共管理过程中多维利益相关者的明确界限[6]。

（二）互联网完善信息传导机制提高了公共服务消费意愿度

市场经济中，普遍存在的一个经济现象就是信息不对称。公共服务的供给方总是不能够及时准确地了解到公众的需求情况，因此也就不能及时地向公众提供真正所需要的公共服务或者说是不能够及时根据消费者的偏好变化而改进服务质量[7]。由于部分公共服务具有较强的专业特性致使政府不能亲自提供服务只能向社会购买，但是因为经济人为了逐利而刻意隐瞒信息所导致的信息不对称，公众知情权又不能得到切实的保护，从而使得政府购买的公共服务不能够满足公众的消费需求也就不能够给社会带来最大福利[8]66-70。

由此可知发挥网络传媒的作用，及时披露信息无疑显得很重要。以信息传递为核心功能的互联网的介入，能够在一定程度上解决因信息不对称而对公共服务消费需求增长所造成的制约。从“互联网+ 新闻信息服务”的视角出发，由于新闻信息呈现出媒体化、零散化、智能化、差异化和精准化的特点，当面对当前信息网络安全的问题，他强调网络监管可以分为事前、事中和事后三个时段，从而实现全社会携手参与治理[9]225-227。借助互联网平台，公共服务的交易双方能够收集到大量的市场信号从而平衡彼此的信息不对称。

由以上分析可得第一个假设H1：从总体来看，公共服务消费需求与互联网普及率之间应该存在着一定的正相关关系。

二、互联网促进公共服务消费需求提升的路径分析

（一）互联网通过提高收入水平来带动居民消费需求

互联网为了促进公共服务消费需求的增长，首先作用于收入然后再作用于居民公共服务消费。提高居民的绝对收入是促进消费需求带动经济增长的关键手段[10]220-222。当前收入是影响我国居民消费行为的主要因素，两者之间表现出明显的正相关关系[11]30-41。其中，城乡居民消费水平和他们的持久收入之间存在着明显的相关关系，而暂时性收入的MPC 则大于零[12]27-30。互联网的推广使得我国居民能够获得更多工作和收入机会，提高当前收入，增加预期收入。当前收入和未来收入的增加，使得我国消费者在购买公共服务的过程中更有自信，进而带来公共服务消费需求的持续增长。

在消费模型研究中学者们发现我国居民消费过程中棘轮效应的现象比较明显[13]60-63。互联网作为交际互动平台，大大延伸了人们的活动和视野半径。互联网实时发布的一些公共服务产品信息也会相对减少因信息不对称所造成的后果，此外消费者可以通过互联网了解到周围人群的公共服务消费情况。根据杜森贝利的观点，消费者会在周围人群消费水准的影响下扩大公共服务领域的开支。结合上文所讲述的，互联网增加居民当前收入和未来收入会促进公共服务消费的增长，而公共服务消费易于随居民收入增长而增长，却不易随收入减少而降低。

（二）互联网的外部性促进公共服务实现范围或规模经济

互联网的普及所带来的外部性正在潜移默化地影响着我国城乡居民。网络外部性是外部性的一个特殊现象，用户人数越多网络外部性表现得越明显[14]107-116。例如海事卫星电话给新用户所带来的价值随着该类电话使用人数的增加而增加，使用人数越多，则新用户就能在外海和更多船舶、海岸联系，同时新用户的加入也增加了老用户使用海事卫星电话的价值[17]12-15。随着使用价值的不断增加，反过来又会吸引更多消费者来购买和使用这一公共信息服务。

公共服务中的规模经济主要表现为在某个特定的产量内，供方的成本随着公共服务生产规模的不断扩大而降低[16]78-90。互联网的核心功能是信息的传递，而公共信息和公共远程教育的可复制性，让它们在市场上具有成本和价格优势，而价格优势则能够对消费者产生极大的吸引力，增加该类公共服务的消费需求。互联网带来的这种改变不仅增加了公共服务提供者的利润，而且满足了消费者多样化的需求。

由以上可得到第二个假设H2：网络外部性促进我国公共服务消费，并且随着互联网的普及，这种外部性影响的作用日益增强。

综上所述，互联网促进我国公共服务消费需求的机理可以用图1 来反映：

图1 互联网促进公共服务消费需求的内在机理

三、互联网普及与公共服务消费支出的描述性统计

（一）城乡互联网普及状况

统计互联网普及情况的两个最重要指标就是网民人数和互联网普及率，考虑到数据的可获得性和准确性，以及对比分析的直观性，在对相关数据进行整理分析后，做出了如下图2。

图2 2008—2017 年中国城乡互联网网民人数及互联网普及率概况

在图2 中，直观来看，城镇互联网普及率大体上可以分为两个阶段：第一阶段是2008—2011 年，比较陡峭，说明城镇互联网在这一时间段内加速普及；第二阶段是2012—2017 年，折线相对平缓，说明互联网普及降速。农村互联网普及率总体上呈一条向右上方倾斜的直线，增长趋势相对平稳，整体而言，可以发现两条折线的形状构成了一个向右上方敞开的喇叭状，说明城镇和农村的互联网普及率差距在不断扩大。

（二）公共服务消费支出的变动情况

公共服务包括公共行政服务和一般公共服务，其中公共服务消费主要是后者的消费，即除了政府行政审批等费用。借鉴夏怡然等人[16]78-90的研究经验以及考虑中国统计年鉴中统计数据的可获取性，本文选取了与个人生活消费直接相关的交通通讯支出、文教娱乐支出和医疗养老支出三个指标来测度公共服务消费量。

图2 2008—2017 年中国城乡居民人均公共服务消费情况

图2 表明，2008—2017 年中国城乡居民人均公共服务消费呈显著增长趋势，这说明我国居民更加追求生活质量的提高，这可能与我国城乡居民收入提高和国家“拉动内需，刺激消费”政策有关。虽然城镇和农村居民公共服务消费都呈增长趋势，但是各自的增速却存在着明显的差异。其中，城镇居民人均交通通信消费、城镇居民人均文教娱乐消费折线明显比农村居民人均交通通信消费、农村居民人均文教娱乐消费折线陡峭，说明城镇居民人均交通通信消费、城镇居民文教娱乐消费的增速明显大于同期农村居民人均交通通信消费、农村居民文教娱乐消费的增速。此外，城镇和农村居民医疗保健的折线斜率差距不明显。

（三）互联网普及与公共服务消费变量的数据基本特征

通过分析城乡互联网普及情况和居民公共服务消费情况，可知互联网普及率与公共服务消费量曲线表现出了基本一致的变化趋势。但是对问题的研究不能仅仅停留在感性层面，下面利用SPSS17.0 对相关统计量进行描述，见表1。

表1 数据的基本统计特征

从表1 可以看出，城镇互联网普及率的方差明显大于农村互联网普及率的方差，这说明农村互联网普及率的变化幅度比较小，相对比较平稳，数据波动不大。根据两变量之间数据最值和均值的比较，可以清晰地看出城镇和农村互联网普及率的差距比较大，农村互联网普及明显落后于城镇。此外农村和城镇人均公共服务消费的巨大差距也从上面变量描述性统计结果清晰地展现出来了，这也要求政府在制定城乡政策方针时要考虑到这一现实情况，有必要向农村政策性倾斜。

四、互联网促进公共服务消费需求提升的实证分析

（一）基准模型的构建

基于前文理论基础和其他学者的研究情况，本文拟以公共服务消费为被解释变量建立基本线性回归模型来分析互联网普及对公共服务消费需求的影响。这里将采用近十年各省市的相关数据建立面板数据模型如下：

其中，yit表示居民人均公共服务消费，xi,t在这里表示影响居民公共服务消费的k 个主要因素，α 和β 估计参数，μit指影响居民公共服务消费的其他因素。i 为第n 个个体，t 代表选取的样本时间。

（二）变量设定及数据来源

为了研究互联网对于我国公共服务消费需求的提升的影响，因此需要将互联网的相关指标纳入到我国居民公共服务消费模型的解释变量中去，本文选取互联网普及率为自变量。

居民收入水平是影响公共服务消费的最直接因素。因此，在建立我国居民公共服务消费函数模型时，为了使结果更具说服力，可以尝试把居民实际收入纳入到控制变量中来。

此外人口结构、国家生育政策等变量也有可能对我国居民公共服务消费需求产生影响，原因在于：一是人口结构将影响我国公共服务消费结构，进而影响公共服务消费需求；二是国家生育政策将直接影响到出生率情况，进而影响到与新生儿有关的公共服务消费需求。为了研究过程的缜密性，这里将尝试将其引入到控制变量中。

诚然，影响公共服务消费需求的因素有许多，但考虑到数据的可得性，在借鉴以往学者研究此类问题变量选取的基础上，结合本篇文章研究主题，选取变量及数据来源说明，见表2：

表2 模型变量及数据来源说明

（三）变量相关性检验和平稳性检验

鉴于解释变量和控制变量的个数比较多，为了防止各变量间存在严重的多重共线性，本文将对各变量做相关性检验，依此来判断变量是否适合同时出现在模型中。就城镇交通通信消费Y 1 而言，下面是具体的相关性分析结果见表3：

表3 变量相关性检验

由表3 可以看出，方差膨胀因子VIF的值都明显小于10，一般情况下VIF＜10 则说明变量间不存在严重的多重共线性。所以在考虑模型是否受变量多重共线影响时，我们可以打消这种顾虑。

与此同时，为了避免伪回归，这里对变量做了两个典型的单位根检验：LLC 和ADF。结果发现所有变量的P 值均小于0.05，即拒绝存在单位根的原假设，说明所有变量都通过了5%显著性水平下的检验，因此认定所选变量是平稳的，见表4。

表4 单位根检验

用同样的方法对另外五个模型做了变量相关性检验和平稳性检验，分析过程与上面类似，在这里不再逐一分析。

（四）豪斯曼检验和F 统计量检验

此外，要确定面板数据模型的具体形式，首先需要做豪斯曼检验和F 统计量检验。以城镇交通通信消费这个模型为例，通过豪斯曼检验得出下表，由表3、表4 可以看出其P 值为0.0232，小于0.05，故拒绝为随机效应的原假设，认为该模型是固定效应的，见表5。

表5 豪斯曼检验

用Eviews 7.2 做F 统计量检验，S1=16391234，S2=20606515，S3=60197406，根据F 统计量计算公式：

可以计算出F1=0.930087，F2=6.443783，F2大于5%显著性水平下的临界值1.326，F1小于5%显著性水平下的临界值1.38，因此可以确定该模型是变截距模型。

综上所述，可知该模型为固定效应变截距模型，设定其模型形式如下：

其中，yi表示人均公共服务消费额，α 表示截距项，X 表示主要影响因素，β 估计参数，μ 代指误差项，i 表示截面样本的序号，t 表示样本数据选取的年份。

（五）回归结果分析

为了确定各控制变量是否能够引入到模型中并计算估计参数的具体数值，这里需要对各变量进行逐步回归。下面是利用Eviews7.2 计算得出的回归结果，见表6：

表6 逐步回归结果

从表6 能够看出，引入控制变量X2 和X6 之后，模型得到了很好的拟合。其余变量的引入将不能顺利通过显著性检验，因此城镇交通通信支出的具体模型如下：

现假定以Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6 分别为被解释变量的六个模型分别命名为模型Ⅰ、模型Ⅱ、模型Ⅲ、模型Ⅳ、模型Ⅴ和模型Ⅵ，通过同样的逐步回归方法可以得出其他五个模型的具体形式。利用Eviews7.2 软件，并经过处理得出表7。

表7 回归估计结果

由表7 可以看出，六个模型的调整的可决系数数值都比较大，说明模型对样本数据拟合度比较好，模型设定合理。此外，还可以得出：

1.互联网普及率对居民的公共服务消费情况确实存在正相关关系。互联网普及率X1 在各个模型中的系数都为正，说明公共服务消费与互联网普及率二者之间存在着正相关关系，即公共服务消费需求随互联网普及率提高而增长；反之，则降低。虽然互联网普及对城乡公共服务消费都有影响，但具体的影响情况却不同，由农村和城镇各个模型的X1 系数的大小可以看出，除了医疗保健消费这一项外，模型Ⅳ和模型Ⅴ中的X1 系数要大于模型Ⅰ和模型Ⅱ中的X1 的系数，说明了互联网对农村公共服务消费需求的影响要大于城镇。

2.从人均收入水平X2 这个控制变量来看，只有模型Ⅰ和模型Ⅱ，引进了城镇居民人均可支配收入，但两个模型中的人均可支配收入系数都为正，符合一般消费理论的基本思想。

3.从X4、X5 这两个控制变量来看，模型Ⅲ、模型Ⅳ、模型Ⅴ和模型Ⅵ都成功地引入了该控制变量，且系数均为大于零，说明儿童、老人对医疗保健消费的影响比较明显，这也符合我们的基本逻辑。

从以上三点的结果的显示，就基本证明了我们H1 假设：整体上公共服务消费需求与互联网普及率之间存在着明显的正相关关系。

（六）格兰杰因果检验

为了确定互联网普及率与公共服务消费之间是否存在因果关系，本文通过Eviews7.2 分析软件做了格兰杰检验，如下表8：

表8 格兰杰检验结果

由表8 可知，本次格兰杰的观测值为308，其P值均小于0.05，则拒绝原假设，认为互联网普及率是造成Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6 变化的原因。与此同时，由P 值大小也可以看出Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6 亦是造成互联网普及率变化的原因。前者从计量角度再次支撑了理论部分的观点，后者则从计量角度给了我们新的看法。由互联网普及率与公共服务消费之间的因果检验可以部分证明本文的第二个假设H2，随着互联网的普及，互联网促进我国公共消费的这种影响的作用持续下去。由于目前的技术与学术水平有限，对于互联网的外部性还无法准确地量化。互联网与公共服务消费之间存在相互影响关系，这对政府制定相关决策提供了一个很好的启发。

五、政策建议

在网络信息时代，互联网对公共服务消费需求的影响作用越来越突出。互联网的普及对公共服务消费具有提升作用，促进了我国城乡公共服务消费需求的增长。同时政府在进行决策的时候，要充分考虑互联网技术促进公共服务消费的作用路径。结合实证结果为互联网促进公共服务消费升级提出如下建议：

第一，完善基础设施建设，扩大农村互联网技术的推广。通过文章的实证结果我们可知互联网对公共服务消费需求的增长具有明显的正相关性，但目前我国城镇和农村的互联网普及率相差较远。因此政府和相关机构要加大对网络基站等基础设施的投入力度，提供技术和优惠政策普及互联网，特别是对互联网普及相对落后的农村地区。以期通过互联网的普及来进一步推动我国公共服务消费需求的增长，进而实现“拉动内需，促进消费”的目标。

第二，扩大互联网与公共服务的融合度。根据实证结果我们可知，互联网普及对公共服务消费有积极的促进作用，但我国的互联网技术与公共服务的深入程度有待提高。因此应该积极推进“互联网+ 公共服务”计划，促进互联网技术不断革新，推动互联网与公共服务相关行业的融合，提供更多新体验、新服务。扩大互联网与公共服务二者之间的交集，进而促进公共服务消费需求的稳健增长。

第三，加强政府监管力度，科学引导。互联网具有两面性，在促进公共服务消费需求的同时，如果不能正确使用也有可能对公共服务和社会带来潜在威胁和负面效应。互联网对公共服务消费需求的影响越大，越是需要政府的引导和监管，以此确保互联网普及和应用沿着正确的方向发展。