夜间经济对居民消费及其结构升级的影响研究

　　摘要：夜间经济作为现代城市业态之一，已成为促进居民消费及其结构升级、刺激当前经济全面复苏的重要手段，利用校准后的夜间灯光数据和 CHFS 2011—2017 年微观家庭四期非平衡面板数据，实证检验了夜间经济对居民消费及其结构升级的影响。研究发现：夜间经济对居民总消费、发展与享受型消费和消费结构升级有显著的正向影响，对生存型消费的影响不显著。进一步的异质性检验表明，夜间经济对居民总消费及其结构升级的促进作用在受教育程度较高群体、高收入群体和受雇工作群体中更为显著。机制检验显示，家庭收入显著强化了夜间经济对居民消费及其结构升级的促进作用，家庭负债显著弱化了夜间经济对居民消费结构升级的促进作用，金融资产显著强化了夜间经济对居民总消费的促进作用。据此提出完善夜间活动基础设施、提高全民受教育水平、健全低收入群体福利制度、加大稳就业力度和减少居民负债压力等具体建议。

　　关键词：夜间经济;居民消费;消费结构;家庭收入;家庭负债;金融资产

　　胡歆韵; 杨继瑞; 郭鹏飞 当代经济科学 2021-12-21

　　一、问题的提出

　　居民(家庭)消费是国民经济的重要研究话题之一。习近平同志在 2020 年 7 月 30 日的中共中央政治局会议中指出，要加快形成以国内大循环为主、国内国际双循环相互促进的新发展格局，其中一个重要的着力点是建立系统完善的内需体系，使消费成为拉动经济增长的主动力。事实上，在我国最终消费中，居民消费扮演着重要角色，占比始终维持在 80%左右，但是居民消费率却一直徘徊在 40%上下，与世界平均 60%以上的水平相差较大。此外， “高储蓄，低消费”一直是中国经济主要的结构问题之一。因此，如何进一步促进居民消费及其结构升级就显得尤为重要。夜间经济作为现代城市业态之一，已成为各地促进居民消费及其结构升级、刺激当前经济全面复苏的重要手段。2019 年 8 月，国务院办公厅发文明确指出，要大力发展夜间经济，到 2022 年建设 200 个以上国家级夜间文旅消费集聚区。此外，北京、广州等多地纷纷出台推进夜间经济发展的实施意见，旨在构建包括基础设施、政策引导、空间规划、产业布局等多方面内容的夜间经济生态体系。鉴于此，如何进一步增强夜间经济的城市消费功能并助力消费结构升级，对于充分发挥我国超大规模的内需潜力并推动形成经济双循环的新发展格局具有重要的现实意义。

　　目前，有关居民消费的影响因素研究主要集中在宏观和微观两个方面。从宏观角度看，影响居民消费的因素有消费环境、城镇化、经济转轨升级中的不确定性等。从微观角度看，影响居民消费的因素有收入、资产、负债、家庭生命周期阶段等。至于从夜间经济视角解释居民消费的研究，目前在国际上较多，然而由于我国夜间经济发展的起点和背景与西方国家不同，相关研究起步较晚，更多地仅强调夜间经济对消费和经济发展的重要性，缺乏经验研究的支持。尤其是，较少有学者从实证角度研究夜间经济对居民消费及其消费结构升级的具体影响。至于其异质性和机制检验分析的研究更是鲜有。鉴于此，检验并剖析夜间经济对居民消费及其结构升级的影响，对于进一步丰富夜间经济研究和拓展消费理论具有较为重要的理论意义。

　　综上，本文试图从以下四个方面探索：一是将居民总消费划分为生存型消费、发展与享受型消费，并重点分析夜间经济对居民总消费以及两种不同类型消费的影响。二是在将居民消费进行拆分的基础上，将居民消费结构升级定义为发展与享受型消费之和占居民总消费的比例，以便探索夜间经济是否能促进消费结构升级，从而更加全面地分析夜间经济对居民消费的影响。三是基于教育程度、收入水平和工作性质异质性视角，考量夜间经济对居民消费及其结构升级影响在不同群体间的差异。四是探究家庭收入、家庭负债和金融资产对夜间经济影响居民消费及其结构升级关系的调节作用。

　　二、理论推演与研究假设

　　夜间经济不是强调生产属性，而是强调消费属性[1]。夜间经济被认为是后工业城市的重要特征，它不仅是居民消费的主要场所，也是提升城市消费功能的重要途径[2]。夜间经济对居民消费具有以下作用：

　　第一，夜间经济可通过延长经济运行时间促进居民消费。根据时间配置理论中较为经典的工作休闲模型[3]，在时间供应量既定不变的情况下，工作时间和闲暇时间会产生替代效应和互补效应。一方面，替代效应表示在时间供给量不变的情况下，工作时间的增加必然引起闲暇时间的减少，进而降低耗时性消费[4]。另一方面，互补效应表示工作时间延长可增加居民收入，而绝对收入假说、相对收入假说、生命周期假说和持久收入假说等理论均表明收入是消费的重要决定因素，因此工作时间延长可促进消费。居民消费是个体在必需花费闲暇时间的前提下，用劳动所得收入购买商品或服务的过程[5]。可见，进行消费必须有一定可自由支配的闲暇时间。在工作休闲模型的基础上，Ljungqvist 等[6]进一步发展了购物时间模型，该模型用闲暇时间将个体消费效应最大化，效用函数如下：      0 0 , max , ln ln t t t t t t t t c l u c l c l            (1)其中，β为时间偏好率，ct 为个体的消费量，lt 为单位化之后的闲暇时间。从式(1)中可以看出，消费越多，效用越大;同时，闲暇时间越多，效用越大。夜间经济通常发生在下午 6 点到次日早上 6 点之间，延长了经济运行时间，使消费者在工作时间和既定收入不变的情况下，拥有更多的闲暇时间去消费，从而扩大了居民消费量。

　　第二，夜间经济可通过创造良好消费环境促进居民消费。由于环境要素供给和个体“行为设定”(behavior-setting)之间的互动能够影响该环境中个体行为的呈现，因此环境能通过置身其中的特定对象影响个体行为[7]。在具体消费场景中，消费者行为不仅受个体过去经验的影响，而且对当前环境变化更敏感[8]，安全、方便和愉悦的消费环境能提升消费者深层次的参与感[9]。相比日间经济活动，夜间消费的人群更注重气氛。夜间经济作为政策设计下城市夜晚公共空间重构的结果，在能够确保实践、组织和行动空间等要素实现有序化的前提下，维持一种良好的夜晚消费场景，从而通过营造出愉悦体验或氛围增加对消费者个体的吸引力，并促进其消费[10]。

　　第三，夜间经济可通过提供包容性社会空间，促进居民消费。Soja[11]在空间生产理论基础上进一步提出“第三空间”①的概念，认为空间具有精神属性。夜间经济的精神属性是其能提供包容性社会空间的重要原因。包容性体现在夜间经济可给不论高低贵贱的人都提供消费活动场所，消费者受到这种精神属性的吸引会更加积极参与夜间经济[12]。除此之外，这种包容性还体现在社交优势上，有研究表明夜晚更具有社交吸引力，人们不仅更易与陌生人发生互动，也更易与相识的人形成稳定的社会关系，进而增强人们的归属感、认同感和参与感 [13]。总之，消费者受到这种包容性的吸引以及社交需求的驱动，会积极参与夜间经济，这无疑形成激励个体进行消费的内生动力。

　　第四，夜间经济可通过集聚效应和协同效应促进居民消费。根据产业集聚理论，集聚效应指通过集聚夜间经济核心产业，形成规模经济，进而促进消费。产业集聚区不仅有利于增加对消费者的吸引力，而且可降低消费者的时间成本，提高消费效率，从而刺激更多的消费 [14]。例如，我国台湾夜市就是典型的夜间经济集聚区，即在一定范围内形成以某些服务业为主的集聚区，从而在消费者之间形成正外部性。协同效应指夜间经济通过带动相关产业的发展，刺激消费和经济。夜间经济不仅会带动休闲娱乐等核心产业发展，而且会带动与核心产业相关的互补产业发展，从而通过产业繁荣来拉动内需，形成经济的良性循环[2]。基于以上分析，本文提出以下研究假设。

　　假设 1：夜间经济发展有助于促进居民消费。

　　就消费结构而言，Edward 首次对消费结构的概念进行界定，并尝试对消费支出进行分类。在此基础上，我国大多数关于消费结构的研究对消费支出进行了分类，并认为我国居民的消费结构直观地反映在基本型消费比重下降，享受型消费比重上升的规律上[15]。显然，夜间经济发展与该规律密切相关。

　　根据 Duesenberry[16]的相对收入假说，消费具有两大效应，示范效应与棘轮效应。一方面，示范效应表示消费行为受到消费者身边其他人的影响，而不完全受制于自身的收入水平。夜间消费作为一种社会行为，消费者之间存在相互模仿的情况，必定存在示范效应。示范效应源于消费者对社会地位的心理渴望，而享受型消费侧重于物质生活享受，这类消费者一般具有一定的社会地位和经济实力，以彰显其地位或富有的形象，因此消费者更易模仿享受型消费，从而增加享受型消费占比。就夜间经济而言，其主要是享受型消费，以服务业和娱乐业为主[17]。并且夜间经济会增强城市的宜居性，使城市具备与日间经济不同的情感特征，促使人们进行享受型消费[18]。《2019 年中国夜间经济报告》指出，大多数中国消费者非常乐意通过夜间消费塑造属于自己的夜生活，如与家人或朋友在餐厅、酒吧等公共场所聚会以体验愉悦感。由此可见，夜间消费行为受到其所在群体示范效应的影响。另一方面，棘轮效应表示消费行为受到消费者过去的消费习惯和高收入水平的影响，而不完全受制于当期的收入水平，从而会使人们长期养成某一种消费习惯。夜间经济带来的享受型消费习惯不仅能够显著地改变居民消费结构，并且还会在棘轮效应下长期强化这种消费升级的效果。总的来说，在社会地位与经济实力提高的前提下，消费的示范效应与棘轮效应无疑会形成激励家庭进行享受型消费的内生动力，进而会促使居民消费结构转型升级。据此，提出以下研究假设。

　　假设 2：夜间经济发展有助于促进居民消费结构升级。

　　夜间经济对居民消费的作用也受到消费者特质的影响。首先，就个体受教育程度而言，受教育程度高的个体通常能够提高消费倾向，这种影响在倾向高层次消费和享受发展型消费的家庭中更为显著[19]。同时，夜间经济也随着高等教育的快速扩张而产生了大量有消费意愿、消费能力和具有更高消费层次的群体[20]。其次，就个体收入而言，收入水平不同导致消费类型和消费结构可能存在差异[21]。收入不仅决定人们的消费能力，也决定人们的消费选择。与此相同的是，居民可支配收入也影响夜间消费，可支配收入高的群体通常是夜间消费的主力军[22]。例如，英国经济在 20 世纪 90 年代衰退后，政府通过增加公共支出，提高居民可支配收入，使得英国夜间经济迅速发展，经济得以复苏[23]。最后，就个体工作性质而言，就业类型对消费产生的影响是不确定的。例如，职业层次高低、就业是否稳定、就业类型等对个体消费支出的影响均是不同的。据此，提出以下研究假设。

　　假设 3：教育程度、收入高低和工作性质差异均可能导致夜间经济对居民消费及其结构升级的影响产生异质性。

　　三、模型构建、变量选取和数据来源(一)模型构建

　　结合前文的文献分析可知，夜间经济会对居民消费和消费结构升级产生一定的影响。借鉴潘敏等[24]的研究，居民总消费(C)可被拆分为生存型消费(Sc)和发展与享受型消费(DEc)两类，同时居民消费结构升级(Cs)可用发展与享受型消费占居民总消费的比例表示。据此，本文构建如下计量模型： 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 为本文的被解释变量，分别可用居民总消费对数 lnC (进一步可拆分为生存型消费对数 ln Sc 、发展与享受型消费对数 ln DEc )、居民消费结构升级 Cs 代入。NLI 表示夜间经济，采用校准后的夜间灯光指数表示，Z 为影响居民消费的其他因素所组成的向量， ui t it + +  为复合误差项，同时考虑个体 ui 和时间 γt 两种效应。考虑到有关变量的部分数据为 0，故在对其取自然对数时先加 1。

　　(二)变量选取 1. 被解释变量

　　本文的被解释变量涵盖居民总消费(C)、生存型消费(Sc)、发展与享受型消费(DEc)和居民消费结构升级(Cs)。其中，总消费包括水电物业支出、日用品支出、本地交通花费等共计 19 项，生存型消费包括衣食住行各类共计 11 项，发展与享受型消费包括教育培训支出、医疗支出、保健健身支出、奢侈品支出、美容支出、家政服务花费、娱乐支出、旅游支出 8 项，居民消费结构升级使用发展与享受型消费占居民总消费支出的比例来表示。

　　2. 核心解释变量

　　本文的核心解释变量为夜间经济，采用校准后的卫星遥感灯光数据衡量。Levin 等[25]指出夜间灯光作为夜间活动的基础，用夜间灯光来评估夜间经济活动强度在一定程度上是合理的。此外，夜间经济又被称为灯光经济，是以灯光为前提的，故夜间灯光亮度与地区夜间经济呈正相关，可反映当地夜间经济的活跃度。在具体采集卫星遥感灯光数据时，本文主要使用两种数据集：2011 与 2013 年灯光数据，来自国防气象卫星计划(defense meteorological satellite program，DMSP)/可操作线性扫描系统(operational line scan system，OLS)夜间灯光数据集;2015 与 2017 年灯光数据，来自国家极轨环境卫星系统筹备项目(NPOESS Preparatory Project，NPP)/可见光红外成像辐射仪(visible infrared imaging radiometer，VIIRS)数据集)①。由于不同年份夜间影像数据之间存在传感器衰减带来的误差，故原始数据无法直接用于科学研究。鉴于此，本文参照梁丽等[26]的做法，采取以下步骤校准灯光数据。

　　(1)根据长时间序列灯光数据的斜率划分不变目标区域与变化区域。首先，对 1999— 2013 年 DMSP/OLS 数据集进行逐像元线性拟合，得到线性趋势斜率值。其次，由于不变目标区域是指长期内灯光数据不发生较大变化的区域，一般属于灯光低值区域，因此其不变像元斜率值应集中在低值区域并形成峰值，大致选定 0.025 及以下斜率值区域。(2)DMSP/OLS 数据集校准。本文首先以不变目标区域 1999 年灯光数据为参考影像具体公式如下： 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 为参照影像 DN 值，DNF 为校准前影像 DN 值，DNT 为校准后影像 DN 值， a ˆ 、 ˆ b 和 c ˆ 均为校准系数。采用式(3)对样本年份灯光数据进行回归，得到校准系数，然后利用此系数按式(4)校准 2011 和 2013 年的灯光数据。(3)NPP/VIIRS 数据集校准。首先以不变目标区域 2013 年灯光数据为参考影像具体公式如下： 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 为参照影像 DN 值。通过比对不同估计形式下数据拟合情况，选定式(5)作为计算校准系数的方程。采用式(5)对 2015 和 2017 年两年灯光数据回归，得到校准系数。然后利用此系数按式(6)校准样本年份数据。

　　根据以上校准过程，本文得到校准后的夜间灯光数据，并进一步借鉴梁丽等[26]的研究，将不变目标区域设定为夜间经济发展程度相对较低的区域，其他区域设定为夜间经济发展程度相对较高的区域。

　　3. 控制变量

　　基于现有研究，本文主要选取以下两类控制变量。

　　(1)根据传统及现代的消费理论，消费与收入、负债与资产紧密相关，故本文的第一类控制变量包括家庭收入(TI)、家庭总负债(TD)、家庭金融资产(FA)、家庭非金融资产(NFA)。其中，TI 是过去 12 个月家庭各项收入的合计，包括工资薪金类收入、财产性收入、经营性收入、转移性收入。TD 是过去 12 个月家庭各项负债的合计，包括住房负债、汽车负债、商业负债、教育负债、信用卡负债、应付账款类。金融资产包括活期存款余额、定期存款余额、股票账户现金余额、互联网理财产品余额、金融理财产品总价值、现有现金。非金融资产包括生产经营主要项目总资产、与项目有关的总资产、房产现市价、汽车总价值、拥有耐用品价值以及其他资产价值。

　　(2)考虑到众多学者认为消费者个体特征会影响消费者参与夜间经济的意愿，本文的第二类控制变量为家庭特征和户主特征变量，包括性别、政治面貌、文化程度、婚姻状况、是否城市居住、是否从事工商生产性经营、是否拥有自住房以及房屋的产权形式。

　　(三)数据来源

　　本文的数据主要来源于中国家庭金融调查(China household finance survey，CHFS)数据。在对此基础数据进行处理时，首先删除无效数据并将部分缺失值用 0 替代，从而得到 2011 年家庭数 2320 个、2013 年家庭数 9860 个、2015 年家庭数 6038 个、2017 年家庭数 3494 个。然后，将 4 个年份的数据进行匹配合并，得到 21712 户非平衡面板数据。需要说明的是，本文的非平衡面板数据涵盖全国 330 个地区(地级市、自治州、盟以及省直辖县级行政单位)，并且以 2011 年为基期进行了物价平减。各变量的描述性统计结果见表 1。

　　四、回归结果分析(一)基准估计结果

　　Hausman 检验结果表明固定效应优于随机效应，故采用双固定效应方法估计式(1)，即同时控制地区和时间，基准估计结果见表 2 第(1)~(4)列。从第(1)列结果可知，夜间经济对居民总消费的回归系数在 1% 的水平下显著为正，夜间灯光上升 1 个百分点，可使居民总消费每年平均上升 0.021 个百分点，这意味着夜间经济的发展可促进居民的总消费，假设 1 得到验证。可能的解释与国家鼓励性政策的制定和夜间经济的自身特性有关。2019 年 8 月，国务院办公厅印发《关于加快发展流通促进商业消费的意见》，提出要活跃夜间商业和市场。与此同时，夜间经济发展不仅可维持一种良好的夜晚消费场景，由此通过营造愉悦氛围增加对个体的吸引力，而且可提供具有包容性和多样性的社会空间，增强居民的参与感和归属感。

　　进一步分析表 2 第(2)(3)列的结果可知，夜间经济虽然对居民生存型消费的影响不显著，但是对发展与享受型消费的影响在 1%的水平上显著为正，且回归系数达到 0.080，比夜间经济对居民总消费的回归系数更大。这表明相比居民生存型消费，夜间经济对居民发展与享受型消费的影响更为强劲。分析第(4)列的结果发现，夜间经济对居民消费结构升级的影响在 1%的水平显著为正。由此，假设 2 得到验证。叶丁源[27]在《夜间经济学》中指出，夜间经济可通过提高服务业发展水平促进经济结构调整和经济发展方式转变。此外，夜间经济可营造居民消费示范效应，从而形成激励个体进行改善性消费的内生动力。夜间经济带来的经济结构调整和居民消费示范效应成为促进居民消费结构升级的重要成因。

　　(二)内生性讨论

　　考虑到夜间经济与居民消费之间可能因为存在双向因果关系而使模型估计产生内生性问题，本文拟借鉴张勋等[28]的研究，采用工具变量法进行检验。其中，工具变量(IV)选择330个地区与其省会城市的距离(distance)进行替代。选取此工具变量的原因主要有以下两点：一是省会城市的辐射效应通常能带动周边地区的经济发展，毗邻省会城市的地区相对来说更为发达，因此家庭所在地区与省会城市的距离和夜间经济发展高度相关，该工具满足相关性假设;二是家庭所在地区与省会城市的地理距离并不会因为居民消费及其结构升级而改变，故该工具变量满足外生性假设。

　　表3第(1)~(4)列汇报了采用两阶段最小二乘法(two stage least square，2SLS)进行工具变量回归的计量结果。首先，弱工具变量识别检验的F值为1835.35，显著大于10，这表明不存在弱工具变量问题。其次，本文直接将IV对被解释变量进行回归，结果显示估计系数不显著，这表明IV对居民消费及其结构升级并无直接影响，为该工具变量满足外生性条件提供了支持性证据。限于篇幅，外生性检验的估计结果未列出。最后，在控制模型内生性后，夜间经济对居民生存型消费的影响仍然不显著，而对居民总消费、居民发展与享受型消费、居民消费结构升级的影响仍然显著。这说明基准模型的估计结果是稳健的，再次验证了假设1和假设2。值得注意的是，进一步的杜宾-吴-豪斯曼(Durbin-Wu-Hausman，DWH)检验显示，F统计量与 2 统计量的p值都大于0.1，说明可接受“所有解释变量均为外生”的原假设，据此推断基准模型不存在严重的内生性问题。

　　(三)稳健性检验 1. 变换估计方法

　　考虑到夜间经济发展程度较高与较低地区的家庭在资产收入禀赋和消费行为方面可能存在差异，本文进一步采用倾向得分匹配法(propensity score matching，PSM)进行稳健性检验，以解决此样本选择性偏差问题。在具体变量选择时，将夜间经济发展程度是否较高视为处理变量，将本文的控制变量作为所选协变量。其中，处理组包括不变目标区域以外的地区，其夜间经济发展程度相对较高;控制组包括不变目标区域，其夜间经济发展程度相对较低。样本参与者平均处理效应(average treated effect，ATT)的表达式如下： 0  : 1 1 1 i i i i NL ATT Y Y N    (7)其中， NL 表示虚拟变量，在夜间经济发展程度较高的区域设定为 1，否则为 0; 1 i i N L  N 为处理组的样本数; i Y 表示家庭 i 的居民消费， 0i Y 表示控制组的消费估计量， Y 可依次代入 lnC、lnSc、lnDEc 和 Cs。

　　在对处理组和控制组进行匹配时，本文主要选择一对一匹配和核匹配两种方法，PSM 检验结果见表 4。可以发现，在运用两种匹配方法后，除了第(2)列(即被解释变量为生存型消费)的 ATT 差值不显著，其他的 ATT 差值均显著为正。考虑到两种匹配方法的 ATT 差值在大小上差异明显，故采取两者的平均值作为核心解释变量的 ATT 差值。由此，可计算出第(1)(3)(4)列 ATT 差值的平均值分别为 0.035、0.029、0.006。这表明当其他条件相同时，处理组的居民总消费、发展与享受型消费分别是控制组家庭的 1.036 和 1.029 倍(e 0.035， e 0.029)，揭示了夜间经济发展程度较高地区的家庭总消费和发展与享受型消费相关度更高。就居民消费结构而言，处理组 ATT 差值的平均值比控制组高 0.6%左右，体现了居民消费结构升级的特征。此外，平衡性检验表明①，除个别协变量以外，匹配后大多数协变量标准化偏差小于 10%，并且大多数 t 检验的结果不拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设，说明匹配结果较好地平衡了数据。总体而言，上述 PSM 的检验结果与本文的基准结果保持稳健。

　　2. 改变样本处理方式

　　为了消除核心解释变量异常值对回归结果的影响，对夜间经济这一核心解释变量分别进行 1%和 0.5%的缩尾处理，构造新的计量样本进行稳健性检验。表 5 汇报了两种缩尾处理的估计结果，可以发现，在进行 1%和 0.5%的缩尾处理后，回归结果的显著性并未变化，并且作用大小与基准估计结果相近，这说明基准回归结果是稳健的。

　　(四)异质性分析 1.不同受教育程度

　　为检验居民受教育程度的高低对其夜间经济的消费所产生异质性，本文按照 CHFS 的受教育程度划分标准，将居民群体划分为三类，即没上过学、小学、初中、高中、中专、职高归为高中及以下学历，大专高职、大学本科归为大学生学历，硕士研究生、博士研究生归为研究生学历。需要说明的是，在总样本中，有 17596 个样本填写了关于教育程度的信息。基于此，按照受教育程度分组的回归结果见表 6。

　　表 6 第(1)(3)(5)(7)列的结果可知，夜间经济发展除了对大学学历群体的居民总消费产生正向影响外，对高中生及以下学历群体和研究生学历群体的影响不显著。可能的解释是，受教育程度较高群体比较低群体具有更加稳定的工作和收入，社会地位也相对较高，因此具有更强的消费能力。与此相印证的是，对 CHFS 的被调查者进一步分析发现，受教育程度较高群体有相当属于在校大学生或者研究生，这些受教育程度较高的年轻人是夜间经济经营场所的主要目标消费群体。进一步分析表 6 第(2)(4)(6)(8)列的结果发现，夜间经济发展对三类受教育程度群体的消费结构升级均产生显著正向影响。这可能是由于随着中国夜间经济的发展、人民生活水平的提高以及传统消费观的改变，不论受教育程度如何，人们都十分注重除基本生存型消费以外的更高层次消费。

　　2.不同收入水平

　　为检验居民收入水平的多寡，对其夜间经济的消费所产生异质性，本文按照 2019 中国收入等级划分标准，将居民群体划分为三类，即家庭年收入 3~8 万元为中低收入群组，家庭年收入 8~30 万元为中等收入群组，家庭年收入 30~100 万元为中高收入群组，家庭年收入 100 万元以上为高收入群组。基于此，按照居民收入分组的回归结果见表 7。。

　　从表 7 第(1)(3)(5)(7)列的结果可知，夜间经济发展对中低收入群体的居民总消费产生显著负向影响，而对中等收入群体和高等收入群体的影响显著为正，对中高收入群体的影响不显著。可能的解释是，即使夜间经济繁荣，低收入群体也没有足够的消费能力去实现改善性消费。然而，对有足够经济资源的高收入群组而言，夜间经济的繁荣为其提供了更多和更高层次的消费选择，提升消费倾向。至于中高收入群体，由于其主要从事的是职业经理人、IT 技术员等角色，虽然有较强的经济实力，但是可供其夜间消费的时间有限。进一步分析表 7 第(2)(4)(6)(8)列的结果时可知，夜间经济发展对中高收入和高收入群体的居民消费结构升级产生显著正向影响，而对中低收入和中等收入群体的影响不显著。

　　3.不同工作性质

　　为检验居民工作性质的差异，对其夜间经济的消费所产生异质性，本文按照 CHFS 的工作性质划分标准，将居民群体划分 4 类，即受雇/返聘为受雇工作类型，经营个体或私营企业/自主创业为个体工作类型，在家务农归为务农工作类型，自由职业① /季节性工作/其他归为临时工作类型。在总样本中，仅有 6633 个样本填写了关于工作性质的信息。基于此，按照工作性质分组的回归结果见表 8 第。

　　从表 8 第(1)(3)(5)(7)列的结果可知，夜间经济发展对受雇工作者和个体工作者的居民总消费具有显著正向影响，而对务农工作者居民总消费的影响显著为负，对临时工作者居民总消费的影响不显著。进一步分析表 8 第(2)(4)(6)(8)列的结果发现，夜间经济发展除了对受雇工作者的消费结构升级产生正向影响外，对其他工作者的影响均不显著。可能的解释是，由于夜间消费属于耗时性消费，需要消费者有足够的收入和消费时间，由此才能使平常受时间限制而难以产生的消费具有实现条件。在这 4 类群体中，能较好满足收入和消费时间这两项条件的仅有受雇工作者，其不仅收入稳定，而且闲暇时间较多。然而，个体工作者的收入虽较多，但闲暇时间较少;务农工作者和临时工作者虽然闲暇时间多，但是收入较低，均不具备消费结构升级的条件。

　　综合比较三种不同视角下的异质性分析结果可知，居民受教育程度、收入水平和工作性质的差异确实导致了夜间经济发展对居民消费及其结构升级产生不同影响，假设 3 得到验证。夜间经济对居民消费及其结构升级的促进作用，在受教育程度较高群体、高收入群体和受雇工作群体中更为显著。

　　五、进一步讨论：机制识别

　　众所周知，居民消费水平的高低在很大程度上受制于居民个体的当前收入水平、负债水平和金融资产。首先，关于居民收入对其消费的影响研究，有绝对收入假说、相对收入假说、生命周期假说和持久收入假说等。其次，负债隐含地被生命周期模型纳入消费决策的预算方程中，有研究认为负债主要通过收入消费效应和财富消费效应来影响消费支出[29]。最后，金融资产价格的变动会导致金融资产持有人的财富变动，进而促进或抑制消费增长，影响短期边际消费倾向[30]。基于此，本文以居民收入水平、负债水平和金融资产作为调节变量，分析夜间经济影响居民消费及其结构升级的潜在影响机制。在处理计量模型时，在基准模型式(1)的基础上，加入家庭总收入对数(lnTI)、家庭总负债对数(lnTD)、家庭金融资产对数(lnFA)与夜间经济对数(lnNLI)的交互项。为防止在模型中加入交互项导致核心解释变量的符号变化，将核心解释变量和调节变量去中心化。这三项调节机制的估计结果见表9。

　　首先，根据表9第(1)(2)列的结果可知，夜间经济和家庭总收入的交互项(lnNLI×lnTI)对居民消费及其结构升级的影响均显著为正，这表明居民家庭收入显著强化了夜间经济对居民消费及其结构升级的促进作用。究其原因，居民收入是其消费的前提，随着收入的增加，消费者有了更大的消费能力。同时，根据恩格尔定律可知，随着家庭收入的增加，可用以购买食物以外的支出份额会增加，从而促进居民消费结构升级。其次，从表9第(3)(4)列的结果可知，夜间经济和家庭总负债的交互项(lnNLI×lnTD)对居民总消费的影响不显著，而对居民消费结构升级的影响显著为负。可能的解释有两方面：一方面，生存型消费是家庭刚性支出需求，而发展与享受型消费是弹性支出需求，家庭负债面临的还款压力会限制需求弹性较大的发展与享受型消费;另一方面，已有的负债水平可能会限制未来获得信贷的可能性，从而抑制进一步的消费。最后，从表9第(5)(6)列的结果可知，夜间经济和家庭金融资产的交互项(lnNLI×lnFA)对居民总消费的影响显著为正，而对居民消费结构升级的影响则不显著。前者可能是因为金融资产越高的家庭拥有越高的财富边际消费倾向，而后者可能与我国保守的消费观念和消费行为有关，较强的储蓄动机让人们不愿意将金钱应用于需求弹性较大的发展与享受型消费上。

　　六、结论与启示

　　在“双循环”新格局发展背景下，本文利用校准后的夜间灯光数据和 CHFS 2011—2017 年微观家庭四期非平衡面板数据，探讨了夜间经济发展对居民消费及其结构升级的影响，得出以下结论：(1)夜间经济虽然对居民生存型消费的影响不显著，但是对居民总消费、居民发展与享受型消费以及居民消费结构升级均产生显著正向影响。在进行模型内生性分析和稳健性检验后，该结论仍然稳健。(2)基于教育程度、收入水平和工作性质的异质性检验表明，夜间经济对居民总消费及其结构升级的促进作用在受教育程度较高群体、高收入群体和受雇工作群体更为显著。(3)机制检验的结果表明，在夜间经济促进居民总消费的影响中，家庭收入和金融资产具有正向调节作用，而家庭负债的调节作用不显著;在夜间经济促进居民消费结构升级的影响中，家庭收入具有正向调节作用，家庭负债具有负向调节作用，金融资产的调节作用不显著。

　　基于以上结论，相关的政策建议如下：第一，当前我国夜间经济的发展势头较好，且对居民消费及其结构升级有显著的推动作用，因此政府应该进一步完善夜间活动基础设施和公共文化建设，鼓励开展各类夜间活动，挖掘夜生活文化特色，形成酒文化、灯文化、歌舞文化、养生文化结合的夜间经济新形态。第二，受教育程度较高的群体是夜间消费的主要力量，应该进一步提高全民的受教育水平。另外，可对部分在校大学生和研究生提供夜间消费优惠活动。第三，提高低收入群体的收入水平，可适当减少个人所得税，完善医疗、失业、养老社会保障制度，提高人民福利水平。第四，具有稳定的就业有利于促进人们的夜间消费，故政府应该加大稳就业力度，鼓励服务类行业个体创业，对务农者和非稳定工作者提供消费补贴。同时，让工作者享受国家规定的休息时间，使其有充足的闲暇时间在夜间进行消费。第五，家庭负债会抑制居民夜间消费，因此政府应出台相关的政策减少居民负债压力。第六，改善居民的理财意识，降低预防性储蓄动机，充分利用媒体平台，培育消费者夜间消费习惯，引导消费者追求高质量的生活。