夜間經濟對居民消費及其結構升級的影響研究

　　摘要：夜間經濟作為現代城市業態之一，已成為促進居民消費及其結構升級、刺激當前經濟全面復蘇的重要手段，利用校準后的夜間燈光數據和 CHFS 2011—2017 年微觀家庭四期非平衡面板數據，實證檢驗了夜間經濟對居民消費及其結構升級的影響。研究發現：夜間經濟對居民總消費、發展與享受型消費和消費結構升級有顯著的正向影響，對生存型消費的影響不顯著。進一步的異質性檢驗表明，夜間經濟對居民總消費及其結構升級的促進作用在受教育程度較高群體、高收入群體和受雇工作群體中更為顯著。機制檢驗顯示，家庭收入顯著強化了夜間經濟對居民消費及其結構升級的促進作用，家庭負債顯著弱化了夜間經濟對居民消費結構升級的促進作用，金融資產顯著強化了夜間經濟對居民總消費的促進作用。據此提出完善夜間活動基礎設施、提高全民受教育水平、健全低收入群體福利制度、加大穩就業力度和減少居民負債壓力等具體建議。

　　關鍵詞：夜間經濟;居民消費;消費結構;家庭收入;家庭負債;金融資產

　　胡歆韻; 楊繼瑞; 郭鵬飛 當代經濟科學 2021-12-21

　　一、問題的提出

　　居民(家庭)消費是國民經濟的重要研究話題之一。習近平同志在 2020 年 7 月 30 日的中共中央政治局會議中指出，要加快形成以國內大循環為主、國內國際雙循環相互促進的新發展格局，其中一個重要的著力點是建立系統完善的內需體系，使消費成為拉動經濟增長的主動力。事實上，在我國最終消費中，居民消費扮演著重要角色，占比始終維持在 80%左右，但是居民消費率卻一直徘徊在 40%上下，與世界平均 60%以上的水平相差較大。此外， “高儲蓄，低消費”一直是中國經濟主要的結構問題之一。因此，如何進一步促進居民消費及其結構升級就顯得尤為重要。夜間經濟作為現代城市業態之一，已成為各地促進居民消費及其結構升級、刺激當前經濟全面復蘇的重要手段。2019 年 8 月，國務院辦公廳發文明確指出，要大力發展夜間經濟，到 2022 年建設 200 個以上國家級夜間文旅消費集聚區。此外，北京、廣州等多地紛紛出臺推進夜間經濟發展的實施意見，旨在構建包括基礎設施、政策引導、空間規劃、產業布局等多方面內容的夜間經濟生態體系。鑒于此，如何進一步增強夜間經濟的城市消費功能并助力消費結構升級，對于充分發揮我國超大規模的內需潛力并推動形成經濟雙循環的新發展格局具有重要的現實意義。

　　目前，有關居民消費的影響因素研究主要集中在宏觀和微觀兩個方面。從宏觀角度看，影響居民消費的因素有消費環境、城鎮化、經濟轉軌升級中的不確定性等。從微觀角度看，影響居民消費的因素有收入、資產、負債、家庭生命周期階段等。至于從夜間經濟視角解釋居民消費的研究，目前在國際上較多，然而由于我國夜間經濟發展的起點和背景與西方國家不同，相關研究起步較晚，更多地僅強調夜間經濟對消費和經濟發展的重要性，缺乏經驗研究的支持。尤其是，較少有學者從實證角度研究夜間經濟對居民消費及其消費結構升級的具體影響。至于其異質性和機制檢驗分析的研究更是鮮有。鑒于此，檢驗并剖析夜間經濟對居民消費及其結構升級的影響，對于進一步豐富夜間經濟研究和拓展消費理論具有較為重要的理論意義。

　　綜上，本文試圖從以下四個方面探索：一是將居民總消費劃分為生存型消費、發展與享受型消費，并重點分析夜間經濟對居民總消費以及兩種不同類型消費的影響。二是在將居民消費進行拆分的基礎上，將居民消費結構升級定義為發展與享受型消費之和占居民總消費的比例，以便探索夜間經濟是否能促進消費結構升級，從而更加全面地分析夜間經濟對居民消費的影響。三是基于教育程度、收入水平和工作性質異質性視角，考量夜間經濟對居民消費及其結構升級影響在不同群體間的差異。四是探究家庭收入、家庭負債和金融資產對夜間經濟影響居民消費及其結構升級關系的調節作用。

　　二、理論推演與研究假設

　　夜間經濟不是強調生產屬性，而是強調消費屬性[1]。夜間經濟被認為是后工業城市的重要特征，它不僅是居民消費的主要場所，也是提升城市消費功能的重要途徑[2]。夜間經濟對居民消費具有以下作用：

　　第一，夜間經濟可通過延長經濟運行時間促進居民消費。根據時間配置理論中較為經典的工作休閑模型[3]，在時間供應量既定不變的情況下，工作時間和閑暇時間會產生替代效應和互補效應。一方面，替代效應表示在時間供給量不變的情況下，工作時間的增加必然引起閑暇時間的減少，進而降低耗時性消費[4]。另一方面，互補效應表示工作時間延長可增加居民收入，而絕對收入假說、相對收入假說、生命周期假說和持久收入假說等理論均表明收入是消費的重要決定因素，因此工作時間延長可促進消費。居民消費是個體在必需花費閑暇時間的前提下，用勞動所得收入購買商品或服務的過程[5]。可見，進行消費必須有一定可自由支配的閑暇時間。在工作休閑模型的基礎上，Ljungqvist 等[6]進一步發展了購物時間模型，該模型用閑暇時間將個體消費效應最大化，效用函數如下：? ? ? ? ? ? 0 0 , max , ln ln t t t t t t t t c l u c l c l ? ?? ?? ?? ? ? ? ? ? ? ? (1)其中，β為時間偏好率，ct 為個體的消費量，lt 為單位化之后的閑暇時間。從式(1)中可以看出，消費越多，效用越大;同時，閑暇時間越多，效用越大。夜間經濟通常發生在下午 6 點到次日早上 6 點之間，延長了經濟運行時間，使消費者在工作時間和既定收入不變的情況下，擁有更多的閑暇時間去消費，從而擴大了居民消費量。

　　第二，夜間經濟可通過創造良好消費環境促進居民消費。由于環境要素供給和個體“行為設定”(behavior-setting)之間的互動能夠影響該環境中個體行為的呈現，因此環境能通過置身其中的特定對象影響個體行為[7]。在具體消費場景中，消費者行為不僅受個體過去經驗的影響，而且對當前環境變化更敏感[8]，安全、方便和愉悅的消費環境能提升消費者深層次的參與感[9]。相比日間經濟活動，夜間消費的人群更注重氣氛。夜間經濟作為政策設計下城市夜晚公共空間重構的結果，在能夠確保實踐、組織和行動空間等要素實現有序化的前提下，維持一種良好的夜晚消費場景，從而通過營造出愉悅體驗或氛圍增加對消費者個體的吸引力，并促進其消費[10]。

　　第三，夜間經濟可通過提供包容性社會空間，促進居民消費。Soja[11]在空間生產理論基礎上進一步提出“第三空間”①的概念，認為空間具有精神屬性。夜間經濟的精神屬性是其能提供包容性社會空間的重要原因。包容性體現在夜間經濟可給不論高低貴賤的人都提供消費活動場所，消費者受到這種精神屬性的吸引會更加積極參與夜間經濟[12]。除此之外，這種包容性還體現在社交優勢上，有研究表明夜晚更具有社交吸引力，人們不僅更易與陌生人發生互動，也更易與相識的人形成穩定的社會關系，進而增強人們的歸屬感、認同感和參與感 [13]。總之，消費者受到這種包容性的吸引以及社交需求的驅動，會積極參與夜間經濟，這無疑形成激勵個體進行消費的內生動力。

　　第四，夜間經濟可通過集聚效應和協同效應促進居民消費。根據產業集聚理論，集聚效應指通過集聚夜間經濟核心產業，形成規模經濟，進而促進消費。產業集聚區不僅有利于增加對消費者的吸引力，而且可降低消費者的時間成本，提高消費效率，從而刺激更多的消費 [14]。例如，我國臺灣夜市就是典型的夜間經濟集聚區，即在一定范圍內形成以某些服務業為主的集聚區，從而在消費者之間形成正外部性。協同效應指夜間經濟通過帶動相關產業的發展，刺激消費和經濟。夜間經濟不僅會帶動休閑娛樂等核心產業發展，而且會帶動與核心產業相關的互補產業發展，從而通過產業繁榮來拉動內需，形成經濟的良性循環[2]。基于以上分析，本文提出以下研究假設。

　　假設 1：夜間經濟發展有助于促進居民消費。

　　就消費結構而言，Edward 首次對消費結構的概念進行界定，并嘗試對消費支出進行分類。在此基礎上，我國大多數關于消費結構的研究對消費支出進行了分類，并認為我國居民的消費結構直觀地反映在基本型消費比重下降，享受型消費比重上升的規律上[15]。顯然，夜間經濟發展與該規律密切相關。

　　根據 Duesenberry[16]的相對收入假說，消費具有兩大效應，示范效應與棘輪效應。一方面，示范效應表示消費行為受到消費者身邊其他人的影響，而不完全受制于自身的收入水平。夜間消費作為一種社會行為，消費者之間存在相互模仿的情況，必定存在示范效應。示范效應源于消費者對社會地位的心理渴望，而享受型消費側重于物質生活享受，這類消費者一般具有一定的社會地位和經濟實力，以彰顯其地位或富有的形象，因此消費者更易模仿享受型消費，從而增加享受型消費占比。就夜間經濟而言，其主要是享受型消費，以服務業和娛樂業為主[17]。并且夜間經濟會增強城市的宜居性，使城市具備與日間經濟不同的情感特征，促使人們進行享受型消費[18]。《2019 年中國夜間經濟報告》指出，大多數中國消費者非常樂意通過夜間消費塑造屬于自己的夜生活，如與家人或朋友在餐廳、酒吧等公共場所聚會以體驗愉悅感。由此可見，夜間消費行為受到其所在群體示范效應的影響。另一方面，棘輪效應表示消費行為受到消費者過去的消費習慣和高收入水平的影響，而不完全受制于當期的收入水平，從而會使人們長期養成某一種消費習慣。夜間經濟帶來的享受型消費習慣不僅能夠顯著地改變居民消費結構，并且還會在棘輪效應下長期強化這種消費升級的效果。總的來說，在社會地位與經濟實力提高的前提下，消費的示范效應與棘輪效應無疑會形成激勵家庭進行享受型消費的內生動力，進而會促使居民消費結構轉型升級。據此，提出以下研究假設。

　　假設 2：夜間經濟發展有助于促進居民消費結構升級。

　　夜間經濟對居民消費的作用也受到消費者特質的影響。首先，就個體受教育程度而言，受教育程度高的個體通常能夠提高消費傾向，這種影響在傾向高層次消費和享受發展型消費的家庭中更為顯著[19]。同時，夜間經濟也隨著高等教育的快速擴張而產生了大量有消費意愿、消費能力和具有更高消費層次的群體[20]。其次，就個體收入而言，收入水平不同導致消費類型和消費結構可能存在差異[21]。收入不僅決定人們的消費能力，也決定人們的消費選擇。與此相同的是，居民可支配收入也影響夜間消費，可支配收入高的群體通常是夜間消費的主力軍[22]。例如，英國經濟在 20 世紀 90 年代衰退后，政府通過增加公共支出，提高居民可支配收入，使得英國夜間經濟迅速發展，經濟得以復蘇[23]。最后，就個體工作性質而言，就業類型對消費產生的影響是不確定的。例如，職業層次高低、就業是否穩定、就業類型等對個體消費支出的影響均是不同的。據此，提出以下研究假設。

　　假設 3：教育程度、收入高低和工作性質差異均可能導致夜間經濟對居民消費及其結構升級的影響產生異質性。

　　三、模型構建、變量選取和數據來源(一)模型構建

　　結合前文的文獻分析可知，夜間經濟會對居民消費和消費結構升級產生一定的影響。借鑒潘敏等[24]的研究，居民總消費(C)可被拆分為生存型消費(Sc)和發展與享受型消費(DEc)兩類，同時居民消費結構升級(Cs)可用發展與享受型消費占居民總消費的比例表示。據此，本文構建如下計量模型： 0 1 12 , 1 ln + + + tt it j i j t i t it j Y NLI ? ? ? Z u ? ??? ? ?? , (2)其中，i 表示家庭，t 表示年份，Y 為本文的被解釋變量，分別可用居民總消費對數 lnC (進一步可拆分為生存型消費對數 ln Sc 、發展與享受型消費對數 ln DEc )、居民消費結構升級 Cs 代入。NLI 表示夜間經濟，采用校準后的夜間燈光指數表示，Z 為影響居民消費的其他因素所組成的向量， ui t it + + ? ?為復合誤差項，同時考慮個體 ui 和時間 γt 兩種效應。考慮到有關變量的部分數據為 0，故在對其取自然對數時先加 1。

　　(二)變量選取 1. 被解釋變量

　　本文的被解釋變量涵蓋居民總消費(C)、生存型消費(Sc)、發展與享受型消費(DEc)和居民消費結構升級(Cs)。其中，總消費包括水電物業支出、日用品支出、本地交通花費等共計 19 項，生存型消費包括衣食住行各類共計 11 項，發展與享受型消費包括教育培訓支出、醫療支出、保健健身支出、奢侈品支出、美容支出、家政服務花費、娛樂支出、旅游支出 8 項，居民消費結構升級使用發展與享受型消費占居民總消費支出的比例來表示。

　　2. 核心解釋變量

　　本文的核心解釋變量為夜間經濟，采用校準后的衛星遙感燈光數據衡量。Levin 等[25]指出夜間燈光作為夜間活動的基礎，用夜間燈光來評估夜間經濟活動強度在一定程度上是合理的。此外，夜間經濟又被稱為燈光經濟，是以燈光為前提的，故夜間燈光亮度與地區夜間經濟呈正相關，可反映當地夜間經濟的活躍度。在具體采集衛星遙感燈光數據時，本文主要使用兩種數據集：2011 與 2013 年燈光數據，來自國防氣象衛星計劃(defense meteorological satellite program，DMSP)/可操作線性掃描系統(operational line scan system，OLS)夜間燈光數據集;2015 與 2017 年燈光數據，來自國家極軌環境衛星系統籌備項目(NPOESS Preparatory Project，NPP)/可見光紅外成像輻射儀(visible infrared imaging radiometer，VIIRS)數據集)①。由于不同年份夜間影像數據之間存在傳感器衰減帶來的誤差，故原始數據無法直接用于科學研究。鑒于此，本文參照梁麗等[26]的做法，采取以下步驟校準燈光數據。

　　(1)根據長時間序列燈光數據的斜率劃分不變目標區域與變化區域。首先，對 1999— 2013 年 DMSP/OLS 數據集進行逐像元線性擬合，得到線性趨勢斜率值。其次，由于不變目標區域是指長期內燈光數據不發生較大變化的區域，一般屬于燈光低值區域，因此其不變像元斜率值應集中在低值區域并形成峰值，大致選定 0.025 及以下斜率值區域。(2)DMSP/OLS 數據集校準。本文首先以不變目標區域 1999 年燈光數據為參考影像具體公式如下： 1999 2 n n n DN ? ? ? ? a DNF bDN c F (3) 2 ˆ ˆ ˆ DNTn n n ? ? ? ? a DNF bDNF c (4)其中，DN1999 為參照影像 DN 值，DNF 為校準前影像 DN 值，DNT 為校準后影像 DN 值， a ˆ 、 ˆ b 和 c ˆ 均為校準系數。采用式(3)對樣本年份燈光數據進行回歸，得到校準系數，然后利用此系數按式(4)校準 2011 和 2013 年的燈光數據。(3)NPP/VIIRS 數據集校準。首先以不變目標區域 2013 年燈光數據為參考影像具體公式如下： 2013 b DNF d DNF n DN a c e e ? ? ? ? ? ? (5) ˆ ˆ b DNF d DNF n DNT a e c e ? ? ? ? ? ? (6)其中， 2013 DN n 為參照影像 DN 值。通過比對不同估計形式下數據擬合情況，選定式(5)作為計算校準系數的方程。采用式(5)對 2015 和 2017 年兩年燈光數據回歸，得到校準系數。然后利用此系數按式(6)校準樣本年份數據。

　　根據以上校準過程，本文得到校準后的夜間燈光數據，并進一步借鑒梁麗等[26]的研究，將不變目標區域設定為夜間經濟發展程度相對較低的區域，其他區域設定為夜間經濟發展程度相對較高的區域。

　　3. 控制變量

　　基于現有研究，本文主要選取以下兩類控制變量。

　　(1)根據傳統及現代的消費理論，消費與收入、負債與資產緊密相關，故本文的第一類控制變量包括家庭收入(TI)、家庭總負債(TD)、家庭金融資產(FA)、家庭非金融資產(NFA)。其中，TI 是過去 12 個月家庭各項收入的合計，包括工資薪金類收入、財產性收入、經營性收入、轉移性收入。TD 是過去 12 個月家庭各項負債的合計，包括住房負債、汽車負債、商業負債、教育負債、信用卡負債、應付賬款類。金融資產包括活期存款余額、定期存款余額、股票賬戶現金余額、互聯網理財產品余額、金融理財產品總價值、現有現金。非金融資產包括生產經營主要項目總資產、與項目有關的總資產、房產現市價、汽車總價值、擁有耐用品價值以及其他資產價值。

　　(2)考慮到眾多學者認為消費者個體特征會影響消費者參與夜間經濟的意愿，本文的第二類控制變量為家庭特征和戶主特征變量，包括性別、政治面貌、文化程度、婚姻狀況、是否城市居住、是否從事工商生產性經營、是否擁有自住房以及房屋的產權形式。

　　(三)數據來源

　　本文的數據主要來源于中國家庭金融調查(China household finance survey，CHFS)數據。在對此基礎數據進行處理時，首先刪除無效數據并將部分缺失值用 0 替代，從而得到 2011 年家庭數 2320 個、2013 年家庭數 9860 個、2015 年家庭數 6038 個、2017 年家庭數 3494 個。然后，將 4 個年份的數據進行匹配合并，得到 21712 戶非平衡面板數據。需要說明的是，本文的非平衡面板數據涵蓋全國 330 個地區(地級市、自治州、盟以及省直轄縣級行政單位)，并且以 2011 年為基期進行了物價平減。各變量的描述性統計結果見表 1。

　　四、回歸結果分析(一)基準估計結果

　　Hausman 檢驗結果表明固定效應優于隨機效應，故采用雙固定效應方法估計式(1)，即同時控制地區和時間，基準估計結果見表 2 第(1)~(4)列。從第(1)列結果可知，夜間經濟對居民總消費的回歸系數在 1% 的水平下顯著為正，夜間燈光上升 1 個百分點，可使居民總消費每年平均上升 0.021 個百分點，這意味著夜間經濟的發展可促進居民的總消費，假設 1 得到驗證。可能的解釋與國家鼓勵性政策的制定和夜間經濟的自身特性有關。2019 年 8 月，國務院辦公廳印發《關于加快發展流通促進商業消費的意見》，提出要活躍夜間商業和市場。與此同時，夜間經濟發展不僅可維持一種良好的夜晚消費場景，由此通過營造愉悅氛圍增加對個體的吸引力，而且可提供具有包容性和多樣性的社會空間，增強居民的參與感和歸屬感。

　　進一步分析表 2 第(2)(3)列的結果可知，夜間經濟雖然對居民生存型消費的影響不顯著，但是對發展與享受型消費的影響在 1%的水平上顯著為正，且回歸系數達到 0.080，比夜間經濟對居民總消費的回歸系數更大。這表明相比居民生存型消費，夜間經濟對居民發展與享受型消費的影響更為強勁。分析第(4)列的結果發現，夜間經濟對居民消費結構升級的影響在 1%的水平顯著為正。由此，假設 2 得到驗證。葉丁源[27]在《夜間經濟學》中指出，夜間經濟可通過提高服務業發展水平促進經濟結構調整和經濟發展方式轉變。此外，夜間經濟可營造居民消費示范效應，從而形成激勵個體進行改善性消費的內生動力。夜間經濟帶來的經濟結構調整和居民消費示范效應成為促進居民消費結構升級的重要成因。

　　(二)內生性討論

　　考慮到夜間經濟與居民消費之間可能因為存在雙向因果關系而使模型估計產生內生性問題，本文擬借鑒張勛等[28]的研究，采用工具變量法進行檢驗。其中，工具變量(IV)選擇330個地區與其省會城市的距離(distance)進行替代。選取此工具變量的原因主要有以下兩點：一是省會城市的輻射效應通常能帶動周邊地區的經濟發展，毗鄰省會城市的地區相對來說更為發達，因此家庭所在地區與省會城市的距離和夜間經濟發展高度相關，該工具滿足相關性假設;二是家庭所在地區與省會城市的地理距離并不會因為居民消費及其結構升級而改變，故該工具變量滿足外生性假設。

　　表3第(1)~(4)列匯報了采用兩階段最小二乘法(two stage least square，2SLS)進行工具變量回歸的計量結果。首先，弱工具變量識別檢驗的F值為1835.35，顯著大于10，這表明不存在弱工具變量問題。其次，本文直接將IV對被解釋變量進行回歸，結果顯示估計系數不顯著，這表明IV對居民消費及其結構升級并無直接影響，為該工具變量滿足外生性條件提供了支持性證據。限于篇幅，外生性檢驗的估計結果未列出。最后，在控制模型內生性后，夜間經濟對居民生存型消費的影響仍然不顯著，而對居民總消費、居民發展與享受型消費、居民消費結構升級的影響仍然顯著。這說明基準模型的估計結果是穩健的，再次驗證了假設1和假設2。值得注意的是，進一步的杜賓-吳-豪斯曼(Durbin-Wu-Hausman，DWH)檢驗顯示，F統計量與 2 ?統計量的p值都大于0.1，說明可接受“所有解釋變量均為外生”的原假設，據此推斷基準模型不存在嚴重的內生性問題。

　　(三)穩健性檢驗 1. 變換估計方法

　　考慮到夜間經濟發展程度較高與較低地區的家庭在資產收入稟賦和消費行為方面可能存在差異，本文進一步采用傾向得分匹配法(propensity score matching，PSM)進行穩健性檢驗，以解決此樣本選擇性偏差問題。在具體變量選擇時，將夜間經濟發展程度是否較高視為處理變量，將本文的控制變量作為所選協變量。其中，處理組包括不變目標區域以外的地區，其夜間經濟發展程度相對較高;控制組包括不變目標區域，其夜間經濟發展程度相對較低。樣本參與者平均處理效應(average treated effect，ATT)的表達式如下：? 0 ? : 1 1 1 i i i i NL ATT Y Y N ?? ? ? (7)其中， NL 表示虛擬變量，在夜間經濟發展程度較高的區域設定為 1，否則為 0; 1 i i N L ? ?N 為處理組的樣本數; i Y 表示家庭 i 的居民消費， 0i Y 表示控制組的消費估計量， Y 可依次代入 lnC、lnSc、lnDEc 和 Cs。

　　在對處理組和控制組進行匹配時，本文主要選擇一對一匹配和核匹配兩種方法，PSM 檢驗結果見表 4。可以發現，在運用兩種匹配方法后，除了第(2)列(即被解釋變量為生存型消費)的 ATT 差值不顯著，其他的 ATT 差值均顯著為正。考慮到兩種匹配方法的 ATT 差值在大小上差異明顯，故采取兩者的平均值作為核心解釋變量的 ATT 差值。由此，可計算出第(1)(3)(4)列 ATT 差值的平均值分別為 0.035、0.029、0.006。這表明當其他條件相同時，處理組的居民總消費、發展與享受型消費分別是控制組家庭的 1.036 和 1.029 倍(e 0.035， e 0.029)，揭示了夜間經濟發展程度較高地區的家庭總消費和發展與享受型消費相關度更高。就居民消費結構而言，處理組 ATT 差值的平均值比控制組高 0.6%左右，體現了居民消費結構升級的特征。此外，平衡性檢驗表明①，除個別協變量以外，匹配后大多數協變量標準化偏差小于 10%，并且大多數 t 檢驗的結果不拒絕處理組與控制組無系統差異的原假設，說明匹配結果較好地平衡了數據。總體而言，上述 PSM 的檢驗結果與本文的基準結果保持穩健。

　　2. 改變樣本處理方式

　　為了消除核心解釋變量異常值對回歸結果的影響，對夜間經濟這一核心解釋變量分別進行 1%和 0.5%的縮尾處理，構造新的計量樣本進行穩健性檢驗。表 5 匯報了兩種縮尾處理的估計結果，可以發現，在進行 1%和 0.5%的縮尾處理后，回歸結果的顯著性并未變化，并且作用大小與基準估計結果相近，這說明基準回歸結果是穩健的。

　　(四)異質性分析 1.不同受教育程度

　　為檢驗居民受教育程度的高低對其夜間經濟的消費所產生異質性，本文按照 CHFS 的受教育程度劃分標準，將居民群體劃分為三類，即沒上過學、小學、初中、高中、中專、職高歸為高中及以下學歷，大專高職、大學本科歸為大學生學歷，碩士研究生、博士研究生歸為研究生學歷。需要說明的是，在總樣本中，有 17596 個樣本填寫了關于教育程度的信息。基于此，按照受教育程度分組的回歸結果見表 6。

　　表 6 第(1)(3)(5)(7)列的結果可知，夜間經濟發展除了對大學學歷群體的居民總消費產生正向影響外，對高中生及以下學歷群體和研究生學歷群體的影響不顯著。可能的解釋是，受教育程度較高群體比較低群體具有更加穩定的工作和收入，社會地位也相對較高，因此具有更強的消費能力。與此相印證的是，對 CHFS 的被調查者進一步分析發現，受教育程度較高群體有相當屬于在校大學生或者研究生，這些受教育程度較高的年輕人是夜間經濟經營場所的主要目標消費群體。進一步分析表 6 第(2)(4)(6)(8)列的結果發現，夜間經濟發展對三類受教育程度群體的消費結構升級均產生顯著正向影響。這可能是由于隨著中國夜間經濟的發展、人民生活水平的提高以及傳統消費觀的改變，不論受教育程度如何，人們都十分注重除基本生存型消費以外的更高層次消費。

　　2.不同收入水平

　　為檢驗居民收入水平的多寡，對其夜間經濟的消費所產生異質性，本文按照 2019 中國收入等級劃分標準，將居民群體劃分為三類，即家庭年收入 3~8 萬元為中低收入群組，家庭年收入 8~30 萬元為中等收入群組，家庭年收入 30~100 萬元為中高收入群組，家庭年收入 100 萬元以上為高收入群組。基于此，按照居民收入分組的回歸結果見表 7。。

　　從表 7 第(1)(3)(5)(7)列的結果可知，夜間經濟發展對中低收入群體的居民總消費產生顯著負向影響，而對中等收入群體和高等收入群體的影響顯著為正，對中高收入群體的影響不顯著。可能的解釋是，即使夜間經濟繁榮，低收入群體也沒有足夠的消費能力去實現改善性消費。然而，對有足夠經濟資源的高收入群組而言，夜間經濟的繁榮為其提供了更多和更高層次的消費選擇，提升消費傾向。至于中高收入群體，由于其主要從事的是職業經理人、IT 技術員等角色，雖然有較強的經濟實力，但是可供其夜間消費的時間有限。進一步分析表 7 第(2)(4)(6)(8)列的結果時可知，夜間經濟發展對中高收入和高收入群體的居民消費結構升級產生顯著正向影響，而對中低收入和中等收入群體的影響不顯著。

　　3.不同工作性質

　　為檢驗居民工作性質的差異，對其夜間經濟的消費所產生異質性，本文按照 CHFS 的工作性質劃分標準，將居民群體劃分 4 類，即受雇/返聘為受雇工作類型，經營個體或私營企業/自主創業為個體工作類型，在家務農歸為務農工作類型，自由職業① /季節性工作/其他歸為臨時工作類型。在總樣本中，僅有 6633 個樣本填寫了關于工作性質的信息。基于此，按照工作性質分組的回歸結果見表 8 第。

　　從表 8 第(1)(3)(5)(7)列的結果可知，夜間經濟發展對受雇工作者和個體工作者的居民總消費具有顯著正向影響，而對務農工作者居民總消費的影響顯著為負，對臨時工作者居民總消費的影響不顯著。進一步分析表 8 第(2)(4)(6)(8)列的結果發現，夜間經濟發展除了對受雇工作者的消費結構升級產生正向影響外，對其他工作者的影響均不顯著。可能的解釋是，由于夜間消費屬于耗時性消費，需要消費者有足夠的收入和消費時間，由此才能使平常受時間限制而難以產生的消費具有實現條件。在這 4 類群體中，能較好滿足收入和消費時間這兩項條件的僅有受雇工作者，其不僅收入穩定，而且閑暇時間較多。然而，個體工作者的收入雖較多，但閑暇時間較少;務農工作者和臨時工作者雖然閑暇時間多，但是收入較低，均不具備消費結構升級的條件。

　　綜合比較三種不同視角下的異質性分析結果可知，居民受教育程度、收入水平和工作性質的差異確實導致了夜間經濟發展對居民消費及其結構升級產生不同影響，假設 3 得到驗證。夜間經濟對居民消費及其結構升級的促進作用，在受教育程度較高群體、高收入群體和受雇工作群體中更為顯著。

　　五、進一步討論：機制識別

　　眾所周知，居民消費水平的高低在很大程度上受制于居民個體的當前收入水平、負債水平和金融資產。首先，關于居民收入對其消費的影響研究，有絕對收入假說、相對收入假說、生命周期假說和持久收入假說等。其次，負債隱含地被生命周期模型納入消費決策的預算方程中，有研究認為負債主要通過收入消費效應和財富消費效應來影響消費支出[29]。最后，金融資產價格的變動會導致金融資產持有人的財富變動，進而促進或抑制消費增長，影響短期邊際消費傾向[30]。基于此，本文以居民收入水平、負債水平和金融資產作為調節變量，分析夜間經濟影響居民消費及其結構升級的潛在影響機制。在處理計量模型時，在基準模型式(1)的基礎上，加入家庭總收入對數(lnTI)、家庭總負債對數(lnTD)、家庭金融資產對數(lnFA)與夜間經濟對數(lnNLI)的交互項。為防止在模型中加入交互項導致核心解釋變量的符號變化，將核心解釋變量和調節變量去中心化。這三項調節機制的估計結果見表9。

　　首先，根據表9第(1)(2)列的結果可知，夜間經濟和家庭總收入的交互項(lnNLI×lnTI)對居民消費及其結構升級的影響均顯著為正，這表明居民家庭收入顯著強化了夜間經濟對居民消費及其結構升級的促進作用。究其原因，居民收入是其消費的前提，隨著收入的增加，消費者有了更大的消費能力。同時，根據恩格爾定律可知，隨著家庭收入的增加，可用以購買食物以外的支出份額會增加，從而促進居民消費結構升級。其次，從表9第(3)(4)列的結果可知，夜間經濟和家庭總負債的交互項(lnNLI×lnTD)對居民總消費的影響不顯著，而對居民消費結構升級的影響顯著為負。可能的解釋有兩方面：一方面，生存型消費是家庭剛性支出需求，而發展與享受型消費是彈性支出需求，家庭負債面臨的還款壓力會限制需求彈性較大的發展與享受型消費;另一方面，已有的負債水平可能會限制未來獲得信貸的可能性，從而抑制進一步的消費。最后，從表9第(5)(6)列的結果可知，夜間經濟和家庭金融資產的交互項(lnNLI×lnFA)對居民總消費的影響顯著為正，而對居民消費結構升級的影響則不顯著。前者可能是因為金融資產越高的家庭擁有越高的財富邊際消費傾向，而后者可能與我國保守的消費觀念和消費行為有關，較強的儲蓄動機讓人們不愿意將金錢應用于需求彈性較大的發展與享受型消費上。

　　六、結論與啟示

　　在“雙循環”新格局發展背景下，本文利用校準后的夜間燈光數據和 CHFS 2011—2017 年微觀家庭四期非平衡面板數據，探討了夜間經濟發展對居民消費及其結構升級的影響，得出以下結論：(1)夜間經濟雖然對居民生存型消費的影響不顯著，但是對居民總消費、居民發展與享受型消費以及居民消費結構升級均產生顯著正向影響。在進行模型內生性分析和穩健性檢驗后，該結論仍然穩健。(2)基于教育程度、收入水平和工作性質的異質性檢驗表明，夜間經濟對居民總消費及其結構升級的促進作用在受教育程度較高群體、高收入群體和受雇工作群體更為顯著。(3)機制檢驗的結果表明，在夜間經濟促進居民總消費的影響中，家庭收入和金融資產具有正向調節作用，而家庭負債的調節作用不顯著;在夜間經濟促進居民消費結構升級的影響中，家庭收入具有正向調節作用，家庭負債具有負向調節作用，金融資產的調節作用不顯著。

　　基于以上結論，相關的政策建議如下：第一，當前我國夜間經濟的發展勢頭較好，且對居民消費及其結構升級有顯著的推動作用，因此政府應該進一步完善夜間活動基礎設施和公共文化建設，鼓勵開展各類夜間活動，挖掘夜生活文化特色，形成酒文化、燈文化、歌舞文化、養生文化結合的夜間經濟新形態。第二，受教育程度較高的群體是夜間消費的主要力量，應該進一步提高全民的受教育水平。另外，可對部分在校大學生和研究生提供夜間消費優惠活動。第三，提高低收入群體的收入水平，可適當減少個人所得稅，完善醫療、失業、養老社會保障制度，提高人民福利水平。第四，具有穩定的就業有利于促進人們的夜間消費，故政府應該加大穩就業力度，鼓勵服務類行業個體創業，對務農者和非穩定工作者提供消費補貼。同時，讓工作者享受國家規定的休息時間，使其有充足的閑暇時間在夜間進行消費。第五，家庭負債會抑制居民夜間消費，因此政府應出臺相關的政策減少居民負債壓力。第六，改善居民的理財意識，降低預防性儲蓄動機，充分利用媒體平臺，培育消費者夜間消費習慣，引導消費者追求高質量的生活。