互聯網賦能農村居民家庭消費結構升級研究
——基于CSS 2019 數據的實證分析

趙世龍，楊建輝，康程琳

（山東農業大學經濟管理學院，山東 泰安 271018）

近年來，中國消費不足、儲蓄過高的現象引起了外界對中國需求結構失衡現象的諸多質疑［1］。加之新冠肺炎疫情引致的投資、消費能力下降，對經濟發展影響巨大［2］。基于擴大內需和刺激消費在暢通內循環與培育壯大國內市場作用的基礎性，以及在拉動經濟增長中的首位性［3］，消費結構升級問題，尤其是農村居民消費結構升級問題，再次成為關注重點。“十四五”規劃也明確提出“要完善城鄉融合消費網絡，擴大電子商務進農村覆蓋面，改善縣域消費環境，推動農村消費梯次升級”。盡管中國農村人口占總人口比重達36.11%，由于特有的城鄉二元經濟社會結構，造成農村消費需求和消費水平不足，對實現經濟社會高質量發展、城鄉融合發展的美好愿景沒有形成有力支撐。

2020 年，全國農村居民人均消費支出13 713元，同比增長2.9%，而城鎮居民人均消費支出則降低了3.8%。近年來，農村消費對GDP 的貢獻水平一直維持在8%左右，而城鎮消費貢獻卻高達30%，可見未來消費的最大潛力在農村。現代信息技術的日新月異與移動設備的廣泛普及，促使中國數字交易規模迅速擴大，支付模式向多角化、智能化方向發展，對消費結構升級來了全局性和革命性的影響［4］。截至2021 年6 月，農村地區互聯網普及率達59.2%，較2020 年12 月提高了3.3%，農村網民規模數量同樣高達2.97 億人。在新發展格局背景下，基于微觀視角研究互聯網使用助推農村居民消費擴容升級的動力機制對縮小城鄉差距、實現共同富裕具有重要借鑒。

1 文獻綜述

隨著互聯網的普及，人們的消費行為對互聯網的依賴性變大，越來越多的消費者從集市、商店等傳統消費場所走向網絡［5］。互聯網消費方式對線下消費方式具有明顯的替代效應，激發了消費潛力［6］。方福前等［7］運用省級面板數據論證得出電商與居民消費之間呈“U”型關系，電商的發展促進了消費，但電商發展早期是對傳統市場的替代，中后期才能夠創造出新市場。根據麥肯錫研究報告，互聯網消費每增加1 元，約有0.4 元為新增消費，余下的0.6 元則取代了線下消費。但也有學者提出了不同觀點，張繼海等［8］基于CHFS 2017 年度數據的實證分析，得出網購對線下消費具有明顯促進作用的結論，并且認為不會產生擠出效應。盡管研究結論相對分散，但互聯網對消費具有明顯促進作用方面，各研究成果的結論一致。當前有關互聯網與農村居民消費的關系是學者研究的熱點，主要概括為以下3 個方面。

第一，互聯網與農村消費方式關系的研究。互聯網能夠催生新的消費方式，拓寬新的消費市場［9，10］。隨著互聯網的普及，線上消費逐漸成為互聯網經濟時期居民重要的消費途徑之一［11］。張磊等［12］采用結構方程模型探究了互聯網使用下的農村居民的消費方式。結果表明，農戶實體購買的態度顯著負向作用其網上消費，網購的態度顯著正向影響其網上消費，且遠大于實體購買態度的負向影響。汪亞楠等［13］通過對2001—2019 年省級面板數據實證檢驗數字鄉村與農村居民網購關系發現，實施數字鄉村發展戰略能夠顯著促進農村居民消費方式多元化，提升農村居民網購水平。互聯網機遇和數字鄉村建設引致的信息紅利對于豐富農村居民消費方式具有巨大的影響。不過，目前農村居民使用線上支付的頻率與次數與城市居民相比有很大差距，消費方式單一、現金支付比重高、結算手段陳舊等問題在農村地區仍舊突出［14］。

第二，互聯網與農村居民消費水平關系的研究。互聯網的使用能夠打破農村居民傳統落后的消費習慣，推動消費方式變革和消費觀念轉變，對充分挖掘消費潛力和消費水平的提高具有積極作用［15］。互聯網能夠給農村居民帶來“就業效應”［16］和“收入效應”［17］，從而促使消費能力的提高。彭明生［18］則指出，互聯網金融的創新發展有助于提高現階段農村居民的消費傾向，從而激發消費需求、擴大內需。周應恒等［19］基于農村居民互聯網使用情況與群體內部差異角度，論證得出互聯網使用可以顯著提高60歲以下農村居民的消費水平，老年群體對生存型消費傾向高，而農村中青年群體對于發展型與享受型消費表現出更強的消費傾向。同時，消費技術的變動也會對不同區域農村居民的消費水平產生不同的驅動作用。掌握互聯網技能的農村居民，消費水平正向效應更強，其中，能夠有效改善東部的消費結構，釋放中部、東北部和西部地區農村居民的消費潛力，提高消費水平［20］。

第三，互聯網與農村居民消費結構關系的研究。隨著“互聯網+”戰略的深入推進，互聯網已成為助力農村居民消費結構擴容升級的重要推動力［21］。互聯網的普及能夠驅動農村居民家庭消費結構由傳統型向發展型與享受型轉變，即助力農村居民家庭消費結構升級［22］。互聯網使用能夠從需求端和供給端影響農村居民的消費結構。從需求端來看，互聯網能夠更新消費觀念，拓寬農村居民的消費渠道、消費空間和消費時間，促進消費結構優化升級［23，24］。從供給端來看，數字技術能夠引起農村產業結構變革和公共服務供給創新，使得農村居民能夠享受到高質量商品和服務，從而促進消費結構升級［25］。賀達等［26］利用CFPS 2016 年度數據實證得出，使用互聯網能夠顯著促進農村青年群體消費水平提高和消費結構升級，與女性相比，對男性的生存類消費具有更明顯的提高。向玉冰［27］利用AIDS 模型和省級面板數據進行實證分析，指出整體上使用互聯網可以助力居民消費結構升級，但對農村居民的促進效應相對較弱。消費結構升級上的城鄉差異，說明當前互聯網在農村消費端的推動上存在不足，驅動機制有待挖掘。

綜上所述，目前學者的研究盡管已經對互聯網與消費方式、消費水平和消費結構等方面的關系進行了研探，也得出了一些建設性較強的建議，但主要集中在互聯網與居民消費水平上，對農村居民家庭消費結構升級的研究相對較少，基于個體農戶視角的研究仍有待深入；同時，對農村消費結構升級的驅動機制研究相對缺乏，在方法上也缺少對選擇性偏差問題的糾正。

2 數據與變量

2.1 數據來源

本研究所用樣本數據源于中國社會狀況綜合調查2019 年度數據（CSS 2019）。此項調查由中國社會科學院社會學研究所發起，是一項涉及國內公眾就業、工作、生活狀況以及社會態度等方面的大規模連續性抽樣調查項目，旨在為政府決策和社會科學研究提供中國轉型期間社會變遷的數據信息。CSS 2019 年度數據調查區域覆蓋30 個省、151 個市（縣）、604 個村（居）委會。本研究主要探析互聯網使用與農村居民家庭消費結構升級的關系，因此選取農村戶籍樣本數據。為保證回歸結果的可靠和穩健，對含有極端值與關鍵變量缺失值的樣本進行剔除，最終獲得4 252 份受訪者的樣本數據。

2.2 樣本選擇

基于相關研究經驗［28］，對CSS 2019 問卷中14 項消費支出進行分類，將人們生存所必需的支出定義為生存型消費，有衣著、食品以及居住支出，將其他支出定義為發展型和享受型消費。本研究被解釋變量為農村居民家庭消費結構，以農村居民家庭發展型與享受型消費支出占總支出的比重來表示。

針對現有文獻對互聯網使用的衡量方式僅考慮戶主是否使用互聯網，衡量方式單一。本研究核心解釋變量為農村居民家庭互聯網實際通達率（是否使用互聯網），數據顯示，使用互聯網的受訪者家庭有2 861 戶，占比67.29%；不使用互聯網的農村家庭有1 391 戶，占樣本總量的32.71%。

控制變量從家庭、個人和地域3 個層面考察。其中，家庭方面包括家庭人口數、家庭人均收入、家庭人均收入的平方、孩子理想數量、自住房以及收支情況；個人方面包括年齡、年齡平方、性別、超前消費觀念、受教育程度、工作狀況和婚姻情況；地域方面以虛擬變量的形式進行控制。表1 為模型主要變量及描述性統計。

表1 樣本的描述性統計

3 模型分析

3.1 基準回歸

使用普通的OLS 回歸模型估計互聯網使用對農村居民家庭消費結構的影響，模型具體如下：

式中，constri表示第i位農村居民家庭的消費結構情況，interi表示第i位農村居民家庭是否使用互聯網，若家庭至少有1 人使用互聯網則為1，反之則為0。α、β、γ、δ分別為相應變量的回歸系數，Xi表示一系列的控制變量，areai表示地區虛擬變量，εi表示隨機誤差項。本研究運用逐步回歸的方式，模型（1）僅納入核心變量；模型（2）將人均收入和消費觀念納入；模型（3）將其他控制變量納入；模型（4）進一步控制地區虛擬變量。

模型（4）結果顯示，使用互聯網的農村居民家庭比不使用互聯網的農村居民家庭的發展型與享受型支出占總支出比高2.4 個百分點。以上4 種模型回歸結果（表2）均表明，使用互聯網能夠有效釋放農村居民消費潛力，顯著促進農村居民家庭消費結構擴容升級。

表2 互聯網使用對消費結構回歸結果

在控制變量方面，農村居民的超前消費觀念對消費結構擴容升級具有正向效應，這說明轉變傳統消費觀念對刺激消費、擴大內需具有重要支撐。農村居民家庭人均收入與消費結構呈“U”型關系，即發展型與享受型支出占比隨著農村居民收入的提高先下降后上升。受教育程度在5%水平上顯著，說明受教育水平越高的農村居民越重視發展型與享受型消費。家庭人口數、工作情況和住房狀況都對農村居民家庭消費結構升級呈正向關系，這表明在工作和住房的保障作用下，家庭人口數越多，消費需求越多樣化，文教娛樂支出就越多。此外，家庭孩子理想數量的回歸系數為負，表明家庭孩子理想數量對農村居民家庭消費結構升級具有擠出效應，即隨著孩子數量的增加，農村居民家庭消費結構會出現消費降級。2019 年農村居民家庭孩子理想數為2.13，相比2017 年農村家庭孩子理想數的2.02［29］，農村居民生育意向有所上升，但撫養孩童會使家庭承受更大的經濟壓力［30］，因此會對消費結構升級產生擠出效應。年齡及性別對農村居民家庭消費結構升級沒有顯著影響，可能是潛在內生性或選擇性偏誤造成的。

3.2 工具變量回歸

基準回歸結果表明，使用互聯網能夠有效地激發農村居民的消費欲望，推動農村居民家庭消費結構擴容升級，但可能存在內生性問題，會導致估計系數與實際有誤。第一，可能遺漏了某些重要解釋變量。可能“互聯網使用”與農村居民某些無法觀察的特性有關，例如當消費者作出消費決策時容易受到個人性格的影響，而個人性格這一變量卻難以衡量。第二，可能存在反向因果關系。即高消費層次的農村居民收入渠道廣、水平高，上網的可能性要高于低消費層次的農村居民。針對以上問題，本研究借鑒李旭洋等［31］的研究方法，將“農村家庭成員對互聯網的重視程度（imp）”作為“互聯網使用”的工具變量。在相關性方面，農村居民對互聯網的重視程度與其互聯網使用情況有密切關系。人們對互聯網使用的重視程度越高，在日常生活中購買上網設備的可能性就會越大。在外生性方面，農村居民家庭成員對互聯網的重視程度并不會直接影響居民的消費結構，而往往通過互聯網使用這一途徑影響消費結構。基于此，“農村居民家庭成員對互聯網的重視程度”符合工具變量相關性和內生性的要求。

以下利用二階段最小二乘法進行回歸。由表3可知，Cragg-Donald Wald F statistic也遠大于10%偏誤下的臨界值16.38，即“互聯網使用”非弱工具變量。DWH檢驗的P為0.012，在5%的水平上拒絕外生性假設，即“互聯網使用”是內生變量。

工具變量回歸結果（表3）同樣表明，農村居民家庭成員使用互聯網能夠有效地推動消費結構擴容升級。以模型（8）回歸結果為例，使用互聯網的農村居民家庭比不使用互聯網的農村居民家庭的發展型與享受型支出占總支出比重明顯提高6.6 個百分點。使用互聯網對農村居民家庭消費結構的逐步回歸系數均高于對應的基準回歸系數。其中模型（8）的系數是模型（4）的2.74 倍，說明內生性對回歸結果具有一定的影響，不過兩次回歸控制變量的回歸系數并沒有太大差距。總體來看，無論采用何種模型回歸，互聯網使用在1%水平上都能夠顯著釋放農村居民的消費潛力，助力消費結構擴容升級。

表3 工具變量回歸結果

3.3 穩健性檢驗

在實際分析過程中，農村居民家庭成員是否使用互聯網不一定滿足隨機抽樣的條件，可能存在選擇性偏誤問題。為此，利用傾向得分匹配法構建反事實框架對其加以修正。同時，為保證回歸結果的可靠性與穩定性，利用最近鄰匹配、核匹配和半徑匹配等多種匹配方法進行穩健性檢驗。

由PSM 方法的ATT結果（表4）可知，無論采取何種匹配方法進行檢驗，互聯網使用都對農村居民家庭消費結構擴容升級具有顯著正向效應。雖然不同的匹配方法獲得的數值和顯著性水平存在差異，不過仍與上述回歸結果無異。

表4 不同傾向得分匹配結果

4 異質性分析

上述回歸分析僅從平均意義視角論證得出農村居民家庭使用互聯網對消費結構擴容升級具有顯著正向效應，但尚未考慮農村消費群體的內部差異性。為探討互聯網使用對不同消費層次的農村居民家庭消費結構具有何種影響，本研究利用分位數回歸法進行研究。

與傳統的條件均值回歸相比，分位數回歸不僅描述被解釋變量的均值，還能夠全方位地分析被解釋變量條件分布的整體情況。此外，其估計結果對離群值則表現的更加穩健，能夠捕捉到分布的尾部特征［32］。具體方程如下：

式中，Qq(constri|interi,Xi,areai)為constri的q條件分位數，αq、βq、γq、δq分別為不同分位點上的回歸系數，εi表示模型的隨機誤差項。具體回歸結果如表5所示。

由表5 可知，整體而言，在10%的水平下，使用互聯網能夠助推農村居民家庭消費結構擴容升級，與上述回歸結果無異。然而，互聯網使用對農村居民家庭消費結構的影響具有明顯的異質性。具體來看，10%分位數時，農村居民家庭使用互聯網對消費結構的回歸系數是0.038；從30%分位數至90%分位數，其回歸系數不斷下降；在90%的分位點上，回歸系數則下降為0.016。結果表明，隨著農村居民家庭發展型與享受型支出占總支出比重的上升，互聯網使用對其消費結構優化的作用不斷減弱。為直觀地反映出互聯網使用對不同消費結構下農村居民家庭消費的影響，本研究進行全分位點回歸。

表5 分位數回歸結果

橫軸為消費結構的分位點；縱軸代表互聯網使用對消費結構的邊際貢獻率；實線為分位數回歸系數；上下兩條虛線之間代表置信區間（為5%）；中間虛線代表均值回歸結果（圖1）。由圖1 可知，互聯網使用對消費結構的邊際貢獻率總體呈波動式下降態勢，即隨著分位點的增加，其解釋力度總體波動下降。具體而言，回歸系數在35%分位點前呈“U”形趨勢，即互聯網使用對消費結構擴容升級的邊際貢獻率先下降再上升。此后，回歸系數總體呈波動式下降趨勢，并在75%分位點時有小幅度上升，但在80%分位點之后，互聯網使用的邊際貢獻率不斷減弱。以上結果與表5 基本保持一致，充分說明互聯網使用對農村居民家庭消費結構升級具有顯著正向效應，但整體上呈弱化趨勢，此正向效應在農村居民中低消費家庭尤其明顯。可能的原因是：首先，處在消費結構低分位點的農村家庭一般為低收入家庭，由于網絡商品的多樣、價格的低廉及快遞業的發達，可以有效降低“搜尋成本”，這種成本往往對低收入家庭更加重要，也造成低收入家庭對網絡購物這種消費方式的青睞。其次，高消費農村家庭對高檔品與新產品的消費意愿和消費能力更強烈，對產品質量和售后服務有更高的要求和偏好，因而對“搜尋成本”的接受程度更高。

圖1 互聯網使用的全分位數回歸結果

5 小結與建議

本研究基于CSS2019 年度數據，運用基準回歸模型，系統探析了互聯網使用對農村居民家庭消費結構擴容升級的作用機制。并利用工具變量法、傾向得分匹配法和分位數回歸分別檢驗了模型的內生性、穩健性以及異質性。結果表明，使用互聯網的農村家庭的發展型與享受型支出占總支出比重相較于不使用互聯網的農村家庭顯著高2.4 個百分點，說明使用互聯網能夠顯著助力消費結構擴容升級。基準模型中的確存在遺漏重要變量和互為因果等內生性問題，利用工具變量法進行矯正，依舊得出相同的結論。分位數回歸表明，隨著農村居民消費層次的升高，互聯網使用對農村居民家庭消費結構升級的積極作用總體呈波動式下降趨勢。除此之外，家庭人均收入、現代消費觀念、住房以及工作情況對農村居民家庭消費結構升級具有顯著正向效應。不過農村家庭孩子理想數量對農村居民家庭消費結構升級會產生擠出效應。基于此，提出以下政策建議。

1）加強農村地區互聯網基礎設施建設，提高互聯網普及率。不僅要促使互聯網觀念、互聯網知識深入農村居民心中，還要拓寬農村居民消費渠道，縮小城鄉數字鴻溝，提高農村居民對互聯網信息接收與獲取能力。

2）更新農村居民傳統落后的消費觀念。引導樹立現代消費觀念，尤其是網絡消費觀念，從而逐步破解低消費高儲蓄的傳統觀念、夸張的人情消費和非科學的消費現象。

3）破解農村居民消費不足，需要提高收入水平。要幫助農民拓寬收入渠道，尋找新的收入增長點，增加財產性收入。此外，還要加大農業要素投入，穩固農業生產，實現農產品高質化和品牌化，推動農村一、二、三產業融合發展。

4）完善農村地區社會保障體系，穩定和改善農民消費預期。不僅要繼續加強鄉村教育扶持力度，促使教育資源下沉，還要推進醫保補貼力度升級和保險范圍擴大，以便減輕農村居民教育及看病負擔。

5）著重改善和優化農村互聯網環境，加強網絡消費環境的監管力度。由于互聯網信息傳播的隱匿性，使之成為黃賭毒和網絡詐騙的重災區，這也嚴重打擊了農村居民特別是農村中老年居民使用互聯網的積極性使得消費需求得不到充分發揮。需要加強網絡立法，嚴格執法，有效保障民眾合法權益，為農村居民網絡消費保駕護航。