數字經濟時代的互聯網發展與消費不平等

洪 錚，章 成

(1.新疆大學 旅游學院，新疆 烏魯木齊 830046；2.南開大學 經濟學院，天津 300071)

一、引言及文獻綜述

改革開放以來，中國居民在普遍分享經濟增長收益的同時，伴隨著收入不平等的不斷擴大，中國收入基尼系數連續多年高于國際警戒線0.4，城鄉居民收入差距的擴大最終表現在居民消費差距上。消費是居民福利的直接度量，能更好地反映居民真實福利差異，消費不平等反映出的貧富差距對于以促進社會公平和效率為目標的共同富裕政策制定有重要的參考價值。數字經濟為中國經濟轉型升級和新消費崛起提供了新動能，并依托互聯網等基礎設施建設，對公平和效率產生深遠影響，深刻改變著城鄉居民消費差距。在此背景下，探討互聯網發展與消費不平等的關系及作用路徑具有重要現實意義。

2020年《政府工作報告》指出加強新型基礎設施建設，發展新一代信息網絡，拓展5G應用，激發新消費需求。2022年《“十四五”數字經濟發展規劃》強調做大做強數字經濟，大力推動數字產業化，加強信息基礎設施建設。截至2021年12月，中國網民規模為10.32億人，網絡支付用戶規模9.04億人，建成5G基站142.5萬個。數字經濟賦能農村電商，對鄉村振興和數字產業化產生積極作用，2020年全國2 083個縣域網絡零售額達35 303.2億元，縣域農產品網絡零售額為3 507.6億元，數字鄉村優化了非農產業結構，提高了農產品生產效率。互聯網是數字經濟的核心產業，城鎮是互聯網發展的載體，城鎮的價值在于提供更高的生產效率，有一定的收入提升效應、消費環境改善效應和消費升級效應，對抑制消費不平等產生重要影響。深入分析互聯網發展和城鎮化對消費不平等的作用機理，對于準確把握消費不平等的關鍵因素，縮小居民消費的“數字鴻溝”，推動全體人民共享發展成果，實現共同富裕有積極作用。

消費不平等是經濟不平等的重要表現，能更好地衡量人們的福利狀況和資源稟賦，是發展過程中不平衡和不充分的體現。許多國家用消費指標測度不平等和貧困。國內外學者對消費不平等的研究主要集中在消費不平等的度量和比較分析，多基于收入不平等，主要運用基尼系數、泰爾指數、阿特金森指數和分位數之比等。大量文獻從收入差距、人口結構、公共服務和福利差距、非均衡的金融發展等角度研究了消費不平等的成因。其中收入沖擊對消費不平等的影響在文獻中占據主要位置，指出收入不平等和消費不平等可能呈相同的變化趨勢。曲兆鵬、趙忠認為人口老齡化是收入差距不斷增大的重要原因，但老齡化對消費不平等的作用較小，教育和家庭規模是影響消費不平等的重要因素。周廣肅、張玄逸等的研究表明新農保能顯著降低農村消費不平等程度，為農村居民解決養老問題提供了有效途徑，對全面建成小康社會有顯著的推進作用。魯釗陽、黃津指出城鄉金融發展非均衡化與城鄉居民消費差距顯著正相關，應破解城鄉金融發展非均衡化，加快城鄉經濟發展，并強化社會保障。徐敏、姜勇的研究表明產業結構在縮小城鄉消費差距方面有顯著的空間溢出效應，但在不同時期，不同區域效果存在差異。劉靖、陳斌開研究發現房價上漲抑制了低消費家庭的消費，是中國消費不平等擴大的重要推力。

既有學者的相關研究為本文提供了一定的借鑒，但對互聯網與消費不平等關系的研究相對較少，大多分析互聯網對居民消費水平和消費結構的影響，如李旭洋等、王玥等、曾潔華等等。程名望和張家平從消費結構的視角研究互聯網對消費不平等的影響，發現互聯網從“消費得起”與“消費的到”角度促進農村居民消費。陳鑫和王文姬等研究了互聯網對城鄉居民文化消費差距的影響，發現互聯網提高了農村居民文化消費水平，且對農村居民影響力度大于城鎮。但缺乏對城鎮和農村居民消費不平等的研究，未考慮城鎮化門檻效應。本研究基于省際面板數據探討了互聯網對城鄉、城鎮和農村消費不平等的影響，并考慮了在城鎮化門檻效應下，互聯網對消費不平等的非線性作用。但宏觀層面的研究無法觀測到互聯網對家庭消費的微觀作用，故進一步基于CGSS數據分析了互聯網通過收入、收入分配、家庭創業作用于消費不平等的微觀路徑，擴展了互聯網經濟效益的微觀機制探討。

二、理論分析及研究假設

中國政府制定的“互聯網+”和“數字中國”戰略，推動了互聯網的應用和普及。對城鄉居民消費的影響主要體現在以下幾個方面：第一，收入是消費的基礎和前提，從微觀家庭層面來看，掌握互聯網技能會提高居民收入水平，改善城鄉分割的局面，促使城鄉要素流動，為農村居民帶來更多的創業就業機會。“互聯網+農業”帶動農村傳統產業的優化升級，為農村居民消費水平提高和消費結構優化升級提供了收入基礎。第二，基于互聯網技術的搜尋平臺能夠提高單位時間內搜尋雙方的次數，提高溝通、協調等交易效率，降低單位交易成本拓寬市場范圍，降低差異化產品的市場均衡價格，提升城鄉居民消費能力。第三，從需求端來看，互聯網的應用能夠激發消費需求。大數據、云計算等信息技術的發展能夠培育和發現新的消費熱點，開拓新的消費領域。而農村消費市場欠發達，互聯網在鄉村地區的普及，能拓寬農民消費渠道，將農村居民的潛在消費需求轉化為實際消費，在一定程度上能減少消費不平等。第四，互聯網金融的普及能緩解居民消費的流動性約束。鑒于中國城鄉二元結構的出現，農村居民不能像城市居民一樣獲取金融服務，互聯網的使用促進了欠發達地區普惠金融的發展，為滿足居民消費需求提供了資金支持。據此，可提出假設1。

H1：互聯網發展對抑制消費不平等有積極作用。

城鎮化的發展伴隨著農村人口的非農轉移和人力資本的不斷提升，這提高了接入互聯網技術的機會。城鎮人口是影響網民規模的重要因素，人口向城鎮聚集有利于發揮信息技術投資的規模效應，提高全民整體信息化水平。互聯網是信息傳播的載體，互聯網社交媒體減少了因距離阻斷的情感，通過互聯網，居民能夠獲得更加快捷的信息，降低了人口遷移的適應成本。城鎮是互聯網發展的載體，城鎮化有一定的收入提升效應、消費環境改善效應和消費升級效應，具體來說，城鎮化有助于放大聚集效應對消費需求和經濟增長的促進作用，帶來整體社會消費水平的提升。城鎮化的高質量發展會改變農村居民消費習慣，城市居民的消費習慣對農村居民消費產生積極的示范效應，為縮小城鄉消費差距提供了有利的條件。城鎮化為農村剩余勞動力提供更多就業崗位，提高了農民工非農收入，進而提高農村居民消費能力。然而，城鎮化與居民消費并非簡單的線性關系，在城鎮化發展的不同階段，其對居民消費的作用形式不同。二者呈現先下降后上升的“U”型關系。中國正處于城市規模化向市民化轉變的關鍵階段，考慮到互聯網發展依托城鎮化的規模效應，而城鎮化與消費不平等之間的非線性關系，本研究提出假設2。

H2：城鎮化發展只有達到一定水平，互聯網發展才能抑制消費不平等，即互聯網發展抑制消費不平等具有城鎮化門檻效應。

從互聯網發展對收入和就業的作用來看，互聯網等信息技術的迅速發展對各行業的生產、管理、營銷帶來了深刻變革，并通過數字紅利影響城市和城鎮化發展的各個方面，促進了智慧城市和共享經濟的發展，進而對居民收入產生重要影響。互聯網發展對就業率有正向作用，這種正向作用在農村地區表現的尤為明顯。互聯網等信息技術發展帶來新的生產范式，促使平臺經濟、流量經濟在GDP中的占比不斷提高，為農業轉移人口提供了大量就業崗位，如外賣騎手、網約車司機、直播人員等。從互聯網對創業的作用來看，互聯網和信息技術發展為發展中國家推廣農業信息提供了新機會和新技術，降低了農民獲取信息的成本。互聯網的眾籌、眾包、眾創空間發展迅速，為創業活動提供信息、技術、人才資金、專業服務等要素支持，能激發多元主體的創業熱情，形成大眾創新、萬眾創業的氛圍。依托互聯網、大數據的移動支付，有效降低了金融服務成本，拓寬了金融服務范圍。憑借移動支付產生的信用積分，創業者可以獲得螞蟻借唄、微粒貸等小額貸款。這類小額貸款不需要抵押物品，審核手續簡單，降低了創業者為獲取銀行貸款而付出的成本，降低了中小企業和個體創新創業的門檻。據此，可提出假設3。

H3：互聯網通過對收入水平和家庭創業的影響抑制消費不平等。

三、研究設計

(一)變量及數據說明

1.互聯網發展對消費不平等影響的變量設定

被解釋變量：泰爾指數是泰爾用信息理論中的熵概念計算收入差距，能夠衡量組內差距和組間差距對總差距的貢獻，并考慮了人口變動因素。后續學者將其應用到消費差距中，參考既有研究用泰爾指數衡量城鄉、城鎮和農村消費不平等，計算方式如式(1)～(2)：

(1)

(2)

公式(1)代表城鄉消費不平等()，公式(2)代表城鎮消費不平等()或農村消費不平等()。1代表時期城鎮人口數量，2代表時期農村人口數量，表示時期人口總數。1表示時期城鎮總消費(城鎮人均消費支出×城鎮人口數)，2代表時期農村總消費(農村人均消費支出×農村人口數)，表示時期消費總數。表示各省(市/區)，=1,2代表城鎮和農村，,表示時期省城鎮或農村總消費，,代表時期城鎮或農村總消費，,表示時期省城鎮或農村人口，,代表時期城鎮或農村總人口。

解釋變量：互聯網發展水平()，采用綜合指數法選取互聯網普及率(互聯網用戶數/常住人口數)、移動互聯網用戶數(每百人擁有移動電話數)、互聯網資源情況(每萬人域名數)、互聯網相關基礎設施(單位面積長途光纜線路長度)、互聯網站點數(每萬人網站數)、互聯網相關產出(人均電信業務總量)6個指標衡量互聯網發展水平。在計算過程中，將各個數值標準化后采用客觀性較強的熵值賦權法計算互聯網發展指數的綜合值。

控制變量：參考既有研究選取以下幾個因素作為控制變量。收入不平等()，收入是消費的基礎和前提，收入不平等是消費不平等的重要因素，用泰爾指數衡量城鄉收入不平等，計算方式同式(1)；產業結構()，第三產業占比可能會推動產業結構的優化升級，促使農村居民向城市轉移，用第三產業增加值占GDP的比重衡量產業結構；政府財政支出()，政府擴張性財政支出可能會擠壓私人投資，抑制總需求，而民生性財政政策對消費不平等有積極作用，用一般預算支出占GDP的比重衡量政府財政支出水平。

2.消費不平等對互聯網發展影響的變量設定

被解釋變量：互聯網發展水平()，衡量方式同上。

解釋變量：城鄉消費不平等()，城鎮消費不平等()，農村消費不平等()。

控制變量：參考已有研究選取以下變量作為控制變量。政府財政支出()，政府財政支出對包括互聯網在內的基礎設施的完善有積極作用，用一般預算支出/GDP衡量；城鎮化()，城鎮是互聯網發展的載體，有一定的收入效應、消費升級和消費環境改善效應，對互聯網普及率和網民規模產生影響，以城鎮常住人口/總人口衡量城鎮化水平；人口老齡化水平()，中國正處于信息化社會和數字經濟迅速發展階段，但人口老齡化不斷加劇，可能不利于互聯網發展，老年人相較于年輕人接受信息較慢，用65歲以上老年人口與15～64歲人口數比值來衡量。

工具變量：信息傳輸等從業人員()，用從事信息傳輸、軟件和信息技術服務業從業人員數量來表示。

3.數據說明和描述性統計

2003年是中國互聯網發展的轉折之年，“非典”疫情使互聯網應用順勢而發，當下流行的網站如淘寶、QQ、騰訊網等網絡平臺誕生。故選取2003—2020年作為研究時間跨度，以中國31個省市區為研究對象(考慮到數據的可得性，研究區域不包含港澳臺地區)。數據來源于《中國統計年鑒》《中國互聯網絡發展狀況統計報告》、EPS數據庫等公開統計信息，缺失數據用插值法估計。各變量描述性統計如表1所示。

表1 變量及描述性統計

(二)計量模型設定

1.聯立方程模型構建

互聯網發展和消費不平等之間存在較為復雜的關系，二者之間的某些相關因素也是相互關聯的。

單一方程無法更好地解決內生性問題并將二者之間的關系刻畫出來，聯立方程模型使用多個方程聯立，能更好反映二者之間的相互依賴關系。借鑒鄧慧慧等(2019)的研究將互聯網發展和消費不平等視為內生性變量，構建聯立方程模型如式(3)～(4)：

(3)

(4)

公式中表示城鄉消費不平等、城鎮消費不平等、農村消費不平等，表示互聯網發展水平，表示城鎮化，和表示一系列控制變量，和分別表示個體效應和時間效應，和表示誤差項。

2.面板門檻模型設定

門檻效應指的是當經濟參數達到一定數值后，引起另一個經濟參數發生結構性突變的現象，作為原因現象的參數叫做門檻值。考慮到互聯網發展與消費不平等之間的非線性關系，借鑒HANSEN的研究以城鎮化為門檻變量，設定面板門檻模型如式(5)：

,=,×(,≤)+,×(≤,≤)+…+,×(,≤)

++1,×(,≥)+,++,

(5)

其中表示城鎮化發展水平，(·)為示性函數，若滿足條件，取值為1，反之取值為0，表示待估計的門檻值。其它解釋變量同公式(3)。

四、實證分析和檢驗

(一)全樣本和城鄉異質性分析

聯立方程階條件和秩條件的識別結果表明本文所構建的聯立方程模型均為過度識別，可采用兩階段最小二乘法(2SLS)和三階段最小二乘法(3SLS)估計。其中三階段最小二乘法(3SLS)將兩階段最小二乘法(2SLS)與似不相關回歸(SUR)模型相結合，充分考慮了變量之間的相關性，能夠更好地解決內生性問題，并且回歸結果的擬合度更高，故主要匯報三階段最小二乘法(3SLS)的估計結果。

由表2可知，互聯網發展對城鄉消費不平等有顯著的負向作用，表明互聯網發展會縮小城鄉二元結構差異，促進城鄉資源優化配置和信息共享。互聯網發展水平對城市和農村消費不平等的影響均在1%的水平上顯著。具體為互聯網發展水平提高1%，城鎮消費不平等降低0.574%，農村消費不平等降低0.192 %，表明互聯網在縮小城鎮和農村消費不平等上取得了一定成效，驗證了H1。數字經濟時代依托互聯網提供商貿服務，打破了時間和空間限制，提高了服務效率，減少中間環節，降低服務成本，為解決“三農”問題提供了新思路。但互聯網對城鎮消費不平等的影響系數大于農村，這可能是由于城鎮地區互聯網發展水平較高，物流等基礎設施配套較為完善，而農村互聯網發展水平和物流配套設施仍處于繼續推進的過程中。且城鎮居民運用互聯網獲益的能力更強，故互聯網能夠更好地發揮對城鎮消費不平等的作用。為繼續保持互聯網縮小城鄉消費不平等的積極作用，應在現有偏向城鎮的互聯網發展轉為城鄉協調發展，從而相對提高農村居民消費水平。

表2 全樣本估計結果

控制變量：①收入不平等對城鄉、城鎮、農村消費不平等的影響在1%的顯著性水平上為正，這與凱恩斯絕對收入假說和杜森貝利相對收入假說一致，表明收入不平等是消費不平等的重要影響因素。②第三產業占比每提高1%，城鄉消費不平等擴大0.438 %，城鎮消費不平等擴大0.138%，農村消費不平等降低0.075%。這可能因為第三產業占比過高會導致產業“脫實向虛”，擠占勞動密集型的第一產業和第二產業，總體不利于城鄉和城鎮消費不平等的縮小。而產業結構服務化為農村居民提供更多就業崗位，對抑制農村消費不平等有積極作用。③政府財政支出提高1%，城鄉消費不平等降低0.042%，但對城鎮消費不平等的影響存在不確定性。近年來政府采取一系列刺激消費的政策如“家電下鄉”、新農保等社會保障措施，解決了農村居民消費的后顧之憂，顯著縮小了城鄉居民消費差距，喚醒了國內消費。

互聯網發展水平影響因素分析表明，互聯網和消費不平等之間存在雙向因果關系。城鎮和農村消費不平等與互聯網發展之間為反向關系，表明城鎮和農村內部發展的不平衡不充分導致 “數字鴻溝”，不利于數字中國建設。但全樣本估計結果中二者為同向變動，這可能是由于互聯網發展初期，大量互聯網企業聚居于城鎮，而農村地區缺乏網絡基礎設施，此時城鄉居民消費差距對互聯網發展的影響為正。城鎮化和政府公共投資能顯著促進互聯網發展，即城鎮化的發展伴隨著互聯網基礎設施的完善。人口老齡化對互聯網發展有顯著的正向作用，但影響系數較小。這可能是由于人口老齡化水平較高的地區往往經濟發展水平較高，而互聯網發展水平較高。

(二)面板門檻模型的回歸結果

為進一步檢驗互聯網對消費不平等的非線性影響，以城鎮化為門檻變量，以互聯網發展為主要解釋變量進行估計。運用自舉法(bootstrap)重疊400次來計算統計量和城鎮化的門檻值，具體結果如表3所示。當被解釋變量是城鎮消費不平等時，統計量在1%的顯著性水平下拒絕“0個門檻”和“1個門檻”的假設，表明互聯網發展對城鎮消費不平等的影響存在三重城鎮化門檻效應，但進一步檢驗結果表明存在雙重門檻效應，門檻值是0.621、0.843。當被解釋變量是農村消費不平等時，互聯網發展與農村消費不平等之間存在三重門檻效應，進一步檢驗結果表明存在雙重門檻效應，門檻值為0.378與0.835。

表3 互聯網對消費不平等的城鎮化門檻效應檢驗

基于上述檢驗結果，根據公式(5)可得門檻效應的估計結果如表4所示。互聯網發展對城鎮消費不平等的影響存在三個區間變化，當城鎮化低于0.621時，互聯網發展對城鎮消費不平等的影響顯著為負，系數為-0.280，即互聯網發展能夠顯著抑制城鎮消費不平等。當城鎮化在0.621和0.843之間時，系數變小為-0.599，表明互聯網發展對城鎮消費不平等的影響存在邊際效應遞增的特點。當城鎮化大于0.843時，系數為0.431，此時互聯網發展水平的提高會擴大城鎮消費不平等。這可能是城鎮化發展帶來人口聚集，人口紅利為提高城鎮居民消費起到積極作用，但這一正向促進作用隨城鎮化水平的提高變為負向作用。互聯網發展對農村消費不平等的影響也存在兩個區間的變化，當城鎮化小于0.378時，經濟發展水平整體較低，城鄉之間存在“數字鴻溝”互聯網發展會擴大農村消費不平等。隨著農村基礎設施的完善，互聯網對農村消費不平等的影響變為正向作用，此時互聯網發展水平提高1%，農村消費不平等降低0.284%，但影響系數小于城鎮。當超過門檻值0.835時，互聯網發展會擴大消費不平等，表明互聯網發展對農村消費不平等的抑制作用有限，支持了H2。在考慮城鎮化非線性作用的情況下，收入不平等與消費不平等呈同向變動趨勢，產業結構服務化與政府財政政策均有利于抑制城鎮和農村消費不平等。

表4 互聯網發展對消費不平等的面板門檻效應回歸結果

(三)穩健性和內生性檢驗

為驗證估計結果的穩健性，在考慮模型內生性的基礎上，選取工具變量法(IV-2SLS)進行回歸。工具變量對消費不平等的影響具有完全外生性，僅通過對內生變量的影響作用于消費不平等。本文引入信息傳輸、軟件和信息技術服務業從業人員數量的對數()和互聯網發展的二階滯后()作為工具變量處理內生性問題。信息傳輸、軟件和信息技術服務業從業人員對互聯網發展產生直接影響，但對消費不平等沒有直接作用。用城鎮居民人均可支配收入/農村居民人均純收入替換收入不平等進行估計，結果如表5所示。

表5 穩健性和內生性檢驗

兩階段最小二乘法的估計結果表明，兩個工具變量均對互聯網發展有顯著正向作用。克萊伯根-帕普秩(Kleibergen-Paap rk)檢驗值為64.272，并在1%的顯著性水平下拒絕了原假設，其原假設是所選工具變量識別不足。克萊格-唐納德·伍爾德(Cragg-Donald Wald)檢驗值為355.74，大于Stock-Yogo檢驗10%的臨界值19.93，故拒絕原假設，其原假設為所選工具變量是弱工具變量。證實了本文選取工具變量的合理性和有效性。同時，互聯網發展對城鄉消費不平等、城鎮消費不平等、農村消費不平等均有抑制作用，且對城鎮消費不平等的影響系數顯著大于農村消費不平等，收入不平等和消費不平等呈同向變動，與前文的估計結果一致，驗證了回歸結果的穩健性。

五、進一步地微觀機理分析

(一)數據來源與描述性統計

前文從宏觀視角分析互聯網對城鄉、城鎮和農村消費不平等的影響，發現互聯網發展對抑制消費不平等有積極作用，但無法從微觀家庭視角揭示互聯網對消費不平等的作用機理。故使用中國綜合社會調查(CGSS)2010年、2015年和2017年數據從微觀角度分析互聯網對消費不平等、家庭消費支出、收入、創業的影響。將2010年、2015年、2017年各地消費率、收入不平等與消費不平等宏觀數據與CGSS微觀數據匹配，剔除樣本中的缺失值。以是否使用互聯網作為主要解釋變量()，參考王玥等的研究選取各省互聯網普及率為工具變量，地區互聯網普及率越高，居民使用互聯網的可能性越大。從外生性來看，地區的互聯網普及率不會直接影響居民消費，往往會通過互聯網這一間接渠道影響居民消費。故互聯網普及率滿足工具變量外生性和相關性的條件。控制戶主年齡、性別、婚姻、教育、民族、政治面貌、家庭收入等運用工具變量法進行(IV-2SLS)回歸。主要變量的描述性統計如表6所示。

表6 主要變量的描述性統計

(二)實證結果分析

表7～表8的估計結果表明，互聯網使用顯著提升了城鎮居民消費率，但對農村居民消費率為顯著抑制作用，這驗證了“數字鴻溝”的存在。使用互聯網能夠在23.6%的水平上抑制城鎮消費不平等，在12.1%的水平上抑制農村消費不平等。互聯網使用頻率每提高1%，城鎮收入不平等下降0.221%，農村收入不平等下降0.120%。表明使用互聯網對城鎮居民收入和消費不平等的抑制力度大于農村居民。

表7 互聯網與消費率、消費不平等和收入不平等估計結果

表8 互聯網與家庭收入和消費估計結果

微觀數據的估計表明，與不使用互聯網的非農戶相比，使用互聯網的非農戶能夠帶來42%的消費溢價和94.4%的收入溢價。與不使用互聯網的農戶相比，使用互聯網的農戶能夠帶來43.5%的消費溢價和93.2%的收入溢價。使用互聯網顯著提升了東西部地區家庭消費，且對西部地區的影響系數大于東部地區。互聯網對東部地區家庭收入的促進力度大于中西部地區。互聯網顯著提升了農戶和中西部地區家庭的創業效應，但對非農戶和東部地區家庭創業的作用不顯著，表明互聯網為收入水平較低群體的創業提供更多有效信息，能激發創業活躍度，提高居民收入水平，并為抑制消費不平等提供了收入基礎。

綜上可知，互聯網對消費不平等的作用路徑有兩個。其一是收入效應，使用互聯網顯著提升了農戶收入，為農戶提供多樣化的消費產品，對農戶消費提升力度大于非農戶，而縮小了城鄉居民消費差距。其二是創業效應，互聯網對農戶創業的影響力度大于非農戶，對中西部地區家庭創業的正向作用大于東部地區，從而為抑制消費不平等提供了收入基礎，這驗證了H3。

六、結論與討論

本文基于省際面板數據和微觀數據研究發現，第一，互聯網發展和消費不平等之間存在著雙向因果關系，互聯網發展對城鄉、城鎮、農村消費不平等有顯著抑制作用，但對農村消費不平等的抑制力度較小。第二，互聯網發展與城鎮和農村消費不平等之間并非簡單的線性關系。其對城鎮消費不平等的影響有邊際效應遞增的趨勢，當跨越第二個門檻值0.843和0.835時，互聯網發展會擴大城鎮和農村消費不平等。第三，微觀分析表明，互聯網顯著提高了城鎮居民消費率但抑制了農村居民消費率，其對城鎮居民消費和收入不平等的抑制力度大于農村。互聯網顯著提升了家庭收入水平和消費支出，并顯著提升了農戶和中西部地區家庭的創業積極性。

基于此，數字經濟時代抑制消費不平等可從以下幾個方面出發：第一，互聯網通過數字紅利影響城市和城鎮化發展的各個方面，極大地促進了智慧城市和共享經濟的發展，對縮小城鄉消費不平等有積極作用。但在我國城鎮化的進程中，大量農村人口尚未完全脫離農村，也不能夠完全融入城鎮，成為游離于城鎮和農村之間的“半城鎮人口”，要發揮互聯網和城鎮化對消費不平等的正向促進作用，應當推動新型城鎮化和城鄉融合發展。第二，互聯網發展對農村消費不平等的抑制作用較小，城鄉居民“數字鴻溝”廣泛存在。在具體政策制定的過程中，應隨著互聯網和城鎮化的發展，動態調整政策偏向性，注重農村地區互聯網基礎設施建設，打造良好的消費環境，以縮小城鄉居民消費差距。第三，加強和完善收入分配制度，提高農村居民消費對經濟增長的貢獻度。進一步加快信息化程度，擴大農村和欠發達地區的互聯網普及率，縮小城鄉之間“數字鴻溝”，使信息化發展成為縮小“數字鴻溝”的機遇，而不是加劇“數字鴻溝”的威脅。

① 數據來源于CNNIC：第49次《中國互聯網絡發展狀況統計報告》。

②數據來源于《2021全國縣域數字農業農村電子商務發展報告》。