數字鄉村建設對農村消費結構升級的影響關系研究
——基于城鄉收入差距的中介效應

趙鎧鈺，王新江，李樹超

（青島農業大學 經濟管理學院（合作社學院），山東 青島 266109）

0 引言

當前，百年未有之大變局加速演進，中國經濟發展正處于空前的困境與挑戰之中。國內消費作為經濟“穩定器”和“壓艙石”的重要性也日益上升。中共中央強調，“要牢牢把握擴大內需這一戰略基點，以滿足消費需求為立足點，促進國內國際雙循環的新發展格局”。構建新發展格局的關鍵是擴大內需，而我國內需短板在于農村消費。眾所周知，中國農村地區人口數量龐大(居住人口約有5.1億，占全國總人口的36.1%)，且近年來農村居民收入的增幅高于城市居民，但農村居民的消費支出卻長時期低于城市居民(2022年農村居民的人均消費支出為13713.4元，城鎮居民的人均消費支出為27007.4元)。由此可見，受消費市場、消費模式的制約，城鄉居民消費水平整體差距較大，農村消費市場仍有較大的潛力可挖。挖掘消費潛力作為擴大內需的重要抓手，不僅可以合理調整居民的消費需求，滿足新需求消費業態，推進新型消費模式，而且也為推動內需型經濟結構建設，構建新發展格局提供更有力的支撐。

在城鄉二元經濟結構背景下，農村消費面臨著居民可支配收入水平較低、農村消費環境及配套基礎設施落后等問題的制約［1］。為破除制約因素的影響，我國于2019年提出了《數字鄉村發展戰略綱要》，對我國的發展提出了新的要求和新的發展方向［2］；2022年中央一號文件將“大力推進數字鄉村建設”作為鄉村振興的一項重點工程，將數字鄉村緊扣于鄉村振興與數字中國的時代發展命題中。隨著新一代技術革命的快速發展，催生了各種新技術、新產品、新模式，同時推動著全球經濟格局和產業形態的深度變革。一方面，數字信息技術的創新性、廣泛性突破了時空的局限性，加快了城市的尖端科技和先進技術向鄉村擴散，促進了農業全面升級、農村全面進步、農民全面發展，成為激發農村消費潛力的新動能；另一方面，數字化信息技術的發展對個人的消費行為、消費方式產生了較大的影響［3］。將新型消費模式、全新消費理念嵌入到農村居民的日常生活中。伴隨著數字經濟的發展，“數字鄉村”成為推動農村消費結構調整的一次重要契機［4］。數字信息技術挖掘農村消費潛力的作用將成為學術界研究的熱點之一。

關于農村消費影響因素的動因分析，國內外學者進行了廣泛探討并且形成了幾類不同的觀點。首先，以收入水平為核心的觀點。謝玲紅等［5］指出：收入水平高的農村居民，具有更高的邊際消費傾向。李江一等［6］認為農村居民會根據自己將來的收入而作出消費的決策。其次，以改善農村基礎設施為核心的觀點。農村物流起步晚、發展滯后是制約農村消費的主要因素之一，通過改善農村流通體系有力推動農村消費增長［7］。最后，以農村消費金融為核心的觀點。邵騰偉等［8］認為農村消費金融的可獲得性不足是導致我國農村消費升級緩慢的重要因素，陸琪［10］實證研究發現，農村消費金融是影響農村消費水平的主要因素之一，并且通過影響農村居民收入而間接影響農村消費。

近年來，以數字技術為核心的新型經濟迅速發展，在數字經濟的沖擊下，挖掘農村消費潛力逐漸成為人們關注的焦點。首先，祝仲坤等［11］指出，全新的互聯網知識打破了傳統消費觀念，提供了新型消費模式進而釋放了農村消費潛力。江小涓［12］指出，互聯網技術改變了農村居民的消費內容、消費模式，促進了消費升級。其次，韋鑫等［14］指出，互聯網技術通過增加居民的收入和財富的積累，提高了家庭消費的意愿和家庭超前消費、沖動消費的可能性。劉湖等［16］認為互聯網的數字紅利影響到居民消費的各個方面，使居民的消費結構由原來的生存型消費向享受型和發展型消費轉變。最后，張永麗等［17］指出互聯網為農村消費市場提供了更加多元化的消費產品，拓寬了消費渠道，優化升級了消費市場。

綜上所述，首先，目前鮮有文獻研究數字鄉村這一重要議題，并且對于農村消費的探討并不夠深入。因此，本文從農村居民的視角出發，以農村消費作為主體，對數字鄉村建設給農村居民帶來的影響效應進行了系統評估。其次，本文將從異質性和中介作用等多方面深入剖析了數字技術為農村消費所帶來的改變，對農村消費結構升級具有重要的現實意義。

1 理論分析與研究假設

《數字鄉村發展戰略綱要》明確提出：“數字鄉村是伴隨網絡化、信息化和數字化在農業農村經濟社會發展中的應用，以及農民現代信息技能的提高而內生的農業農村現代化發展和轉型進程，既是鄉村振興戰略的方向，也是建設數字中國的重要內容”。在現代信息技術飛速發展的今天，信息技術正逐漸滲入到農村生產生活的各個領域，以實現農業強、農村美、農民富為數字鄉村建設的首要目標［18］，而最終的數字鄉村建設成果將體現在農民的消費活動中。

首先，數字化時代的到來，不僅為解決“三農”問題提供了機會和條件，又實現了農民與消費者線上線下的聯動，盤活了創造型消費、共享經濟等多種創收形式。數字鄉村建設通過引導農戶著手“定制化農業”等新興產業，實現農產品由原來的自產自銷向產品定制、定向銷售的道路轉變，以滿足個性化消費需求［19］，為農戶的增產增收拓寬了渠道，增加了農民的財產性收入，縮小了城鄉收入差距，相應的消費開支也將增長。

其次，農產品數字化發展是全面建設數字鄉村以及鄉村振興戰略的重要內容，農產品種養的數字化、農產品的數字化、交易物流的數字化以及消費的數字化是農產品發展的必然趨勢。愈來愈多的互聯網企業將目光轉向農業農村領域，創新以互聯網技術為基礎的新型農業產業模式。“互聯網+農業”的新型模式為農民提供了更多的產、供、銷渠道，在農產品的供應鏈環節中，解決了更多農民的就業問題，農民收入的增加也是鄉村建設必然的結果，城鄉居民的收入差距得以縮小。

最后，數字鄉村建設為農村居民提供了更多的金融投資機會，使農民獲得了平等參與金融市場的機遇［20］。數字金融、移動支付大大降低了金融投資的門檻，讓農民也收獲了金融投資收益，提高了農民的財產性收益。數字鄉村建設不僅能夠拉動經濟增長，又能使居民的收入得到提高；城鄉居民收入提高有利于發展型和享受型消費支出的比重增加，因此促進了消費結構的升級。

由此，本文可以作出以下2種假設：

H1：數字鄉村建設能夠推動農村消費結構升級，并且不同地區之間存在較為顯著的差異。

H2：縮小城鄉收入差距是數字鄉村建設中影響農村消費結構升級的重要中介路徑之一，數字鄉村建設可以通過不斷縮小城鄉收入差距，促進農村消費結構升級。

2 研究設計

2.1 數據來源與描述性統計

本文選取了2011—2020年全國27個省（自治區）（不包括我國的北京、天津、上海、重慶、香港、澳門、臺灣地區）的面板數據進行了實證分析，數據來源于歷年的《中國統計年鑒》和《中國農村統計年鑒》，文中的數據缺失值通過線性插值法進行補充。同時，為剔除通貨膨脹的影響，采用以2011年為基期的居民價格指數對農村消費進行平減處理。為了減少模型的異方差性，對部分數據進行取對數處理；考慮到直轄市所管轄的農村區域面積較小，國家給予的政策傾斜力度較大，因此將剔除4個直轄市的樣本數據后進行實證檢驗。本文變量的描述性統計結果如表1所示。

表1 變量描述性統計結果

2.2 變量數據說明

2.2.1 被解釋變量 農村消費結構升級(Upgrading of Rural Consumption Structure, URCS)。通過農村居民消費的變化程度來描述農村的消費結構升級。參照國家統計局公布的八大類消費支出類型，將其劃分為三大類：基本生存型、促進發展型、娛樂享受型。參考杜家廷等［21］的方法，將食品、衣著、居住歸納為基本生存型消費，將交通通信、生活用品及服務、其他用品及服務歸納為娛樂享受型消費，最后將醫療保健和教育文化娛樂歸納為促進發展型消費。其中，在三大類消費支出中，基本生存型是屬于居民的必需支出，而娛樂享受型、促進發展型消費屬于非必要支出。農村居民消費結構升級的一個重要特征是：休閑和發展2個方面的消費支出在總體支出中所占比重在不斷增長。因此，本文采用享受型與發展型消費支出之和占總消費支出的百分比作為農村消費結構升級的衡量指標。

2.2.2 解釋變量 數字鄉村建設(Digital Rural Construction, DRC)。根據《數字鄉村發展戰略綱要》，互聯網作為數字金融發展重要載體和支撐的通訊技術，本文采用農村互聯網寬帶接入量作為代理指標。采用2011—2020年各省農村居民互聯網接入量指標對數字鄉村建設指標進行量化處理。

2.2.3 中介變量 城鄉收入差距(Urban-rural Income Gap, UIG)。國內學者衡量城鄉收入差距的指標通常用城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比、基尼系數和泰爾系數等3種來表示。泰爾系數是借助物理學中熵值的概念來衡量收入不平等的現狀，它能更好地找出組內差距和組間差距對總差距的作用，以及更好地運用人口比重來度量居民收入差距。鑒于數據的可能性與客觀性，本文采用泰爾系數進行衡量城鄉收入差距，其值越大表示城鄉居民收入差距越大，反之越小。

2.2.4 控制變量 為了減輕遺漏變量而導致的估計偏誤，本文加入了5個研究變量。最終形成的變量指標體系如表2所示。

表2 變量指標體系

（1）農業機械化(Agricultural Mechanization, AM)。其是指農作物耕種的綜合機械化率，用機械總動力進行表示，是農業現代化的主要標志。

（2）彩色電視機(Colour TV, CT)。其是指每百戶農村家庭彩色電視機擁有量。

（3）化肥施用(Fertilizer Application, FA)。其是指耕作時的化肥施用量。

（4）恩格爾系數(Engel Coefficient, EC)。其是指食品支出總額占消費支出總額的比重。

（5）農村物流基礎設施(Rural Logistics Infrastructure, RLI)。一般研究中對物流基礎設施的表征是采用運輸、倉儲或信息化相關的基礎設施指標，本文主要采用農村投遞路線總長度來表示。

2.3 模型設定

為了驗證H1，將數字鄉村建設與農村居民消費結構升級的影響效應計量模型設定如下:

式(1)中，i為 省 份(i＝1,2,3,…,27)，t為 年 份(t＝2011,2012,2013,…,2020)。Consumeit代表農村居民消費結構升級。digitit代表數字鄉村建設，采用的是農村寬帶用戶接入量來進行衡量。Controlit代表影響農村居民消費結構升級的相關控制變量。ηi為個體固定效應，γt為時間固定效應，μ為隨機擾動項。β0為模型的常數項，β1為數字鄉村建設的系數，C1為控制變量的系數。

3 實證分析

3.1 數字鄉村建設與農村消費結構升級關系實證檢驗

本文選取2011—2020年省域層面的樣板數據，對數字鄉村建設與農村消費結構升級的影響效應進行實證檢驗，結果如表3模型M(1)所示。通過表3可以得出：數字鄉村建設對農村消費結構升級的系數為正，且通過了1%的統計顯著性檢驗。加控制變量之后，該系數依然在1%水平上顯著為正，表明數字鄉村建設在促進農村居民消費結構的提升方面起到了積極的作用。

表3 數字鄉村建設對農村消費結構升級基準影響效應

本文認為，隨著國家對數字鄉村建設的大力支持，我國農村居民的基本生存型消費支出已呈現出一定程度上的飽和，并逐步增加了享受型消費與發展型消費支出。究其原因，由于二元經濟結構的長期存在，使得農村消費市場發展滯后，農村居民消費需求難以得到滿足。數字鄉村建設能夠有效地解決電商在農村發展過程中面臨的農產品品質、互聯網用戶教育等問題，為農村電商發展掃除障礙，進而能夠充分挖掘農村消費潛力，使農村內需得到有效的釋放，從而激發農村居民的購物欲望。

3.2 穩健性檢驗

本文采取2種方式對實證結果的可靠性進行進一步的檢驗。一是替換解釋變量。本文將通過替換解釋變量，將農村手機擁有量作為解釋變量進行穩健性檢驗。由表4模型M(1)所知，替換解釋變量之后，數字鄉村建設的擬合系數為0.0578，并且在1%的統計水平上仍然顯著。二是替換被解釋變量。根據上文提到的消費三大類：生存型消費、享受型消費、發展型消費，生存型消費是居民日常生活中不可或缺的一部分。本文將通過使用生存型消費支出占居民總支出中的比例作為被解釋變量進行穩健性檢驗。由表4模型M(2)可知，替換被解釋變量之后，數字鄉村建設的擬合系數為-0.0108，并且在1%的統計水平上依然顯著。數字鄉村建設與生存型消費支出呈負向關系，即數字鄉村建設程度越高，生存型消費支出在居民總支出中所占的比例越小，享受型消費及發展型消費在總支出中比例越大，與預期結論一致。說明這2種方式都證實了本研究結論是可靠的。

表4 數字鄉村建設對農村消費結構升級的穩健性檢驗

3.3 區域異質性實證檢驗

整體來看，我國數字鄉村建設具有區域的差異性，西部地區地廣人稀，數字化基礎設施薄弱，網絡化、信息化產生的邊際消費傾向高于東部和中部。根據地域分布特征，將我國劃分為東部、中部和西部三大區域來研究數字鄉村建設。利用固定效應模型分析各區域農村消費結構變遷的異質性，最終區域異質性影響效應結果如表5所示。由表5可知：東、中、西部地區數字鄉村建設對農村消費結構升級具有推動作用，但其效果因地區而異，呈現出東、中、西部逐步下降的趨勢。究其現象可能存在的原因是：東中部地區處于數字經濟改革的前沿，居民可支配收入較高、消費觀念較潮流、時尚產品較超前，對東中部地區居民產生更大的消費吸引力。使基本生存型需求得以滿足，并逐漸向享受型和發展型消費模式轉變。西部地區農村居民的收入較低、信息基礎設施建設較為落后、居民接受教育的程度差距較大，導致其對外接受能力和消費思想上與我國東中部地區居民存在較大差異，這同樣也是導致西部地區農村居民依然以生存型消費為主要消費需求的重要原因。

4 進一步研究：數字鄉村建設對農村消費結構升級的中介效應分析

為了驗證H2，進一步考察城鄉收入差距在數字鄉村建設影響農村消費結構升級中的中介作用。本文以城鄉收入差距作為中介變量，借鑒溫忠麟等［22］提出的中介效應檢驗方法，構建中介效應模型，實證分析數字鄉村建設影響農村居民消費結構升級的作用路徑。具體中介效應模型的計算公式如下：

通過中介效應模型來探究城鄉收入差距是否在數字鄉村建設和農村消費結構升級之間存在中介效應，檢驗結果如表6所示。結果表明：數字鄉村建設對影響城鄉收入差距的估計系數為-0.0055，且能夠通過1%的顯著性檢驗，說明數字鄉村建設對縮小城鄉收入差距具有顯著的促進效應。引入中介變量后，數字鄉村建設對農村消費結構升級的促進作用仍保持穩定，估計系數為0.0086，且通過1%的顯著性檢驗，同時城鄉收入差距的縮小能夠促進農村消費結構升級。由此可以說明城鄉收入差距具有顯著的中介效應，即數字鄉村建設有助于增加農民收入，縮小城鄉收入差距，進而促進農村消費結構升級。由表6可知，在添加中介變量之后，以農村消費結構升級為被解釋變量，數字鄉村建設的估計參數由0.0107下降為0.0086，說明其存在部分中介效應，即數字鄉村建設有助于縮小城鄉收入差距，從而促進農村消費結構升級。中介效應結果檢驗與假設H2相吻合。

表6 中介效應分析結果

5 結論與對策建議

在當今時代的發展格局下，數字鄉村建設不僅僅讓農村居民享受到數字信息技術所帶來的發展紅利，同時對農村居民的消費結構升級產生了十分重要的影響。我國有5.1億的農民，擁有龐大的消費市場；但現實中，我國農村實際消費需求卻十分乏力。如何增加農民收入，縮小城鄉收入差距，增加農村的消費需求，釋放農村消費潛力，促進農村消費結構升級顯得十分重要。

筆者基于2011—2020年省級面板數據，探究了數字鄉村建設對農村消費結構升級的影響，并根據數字鄉村建設水平的差異，從東、中、西3個區域展開異質性分析，并檢驗了城鄉收入差距在數字鄉村建設對農村消費結構升級的中介效應，結論如下：

（1）數字鄉村建設能夠顯著正向促進我國農村消費結構升級。使農村消費結構逐步由生存型消費支出向享受型和服務型消費支出轉變。數字鄉村的建設，既使農民的消費水平得到了提升，也使農民的消費觀念和消費行為發生了變化。農業機械化、農村居民彩色電視機數量、恩格爾系數、農村物流基礎設施等因素都會對農村消費結構升級產生一定的影響。

（2）分區域看，數字鄉村建設對農村消費結構升級的作用在東部地區影響效應較強，對中部地區次之，西部地區影響程度較低。因西部欠發達地區數字化、信息化程度較低，物流基礎設施較為落后，導致西部地區數字鄉村建設的挑戰大于機遇。

（3）城鄉收入差距對農村消費結構升級具有顯著的中介效應。隨著數字鄉村建設程度的提高，農村電商等農產品銷售平臺的引入，有助于提高農民收入，縮小城鄉收入差距，通過增加農民的購買力，推動農村消費結構的優化。

基于上述分析，筆者認為要持續實施數字鄉村戰略，大力發展農村數字經濟，推動傳統農業向數字農業轉型，提高農民可支配收入，從而使農民享受到數字化建設紅利。通過本文的結論引申出以下建議：

（1）數字鄉村作為數字中國的重要組成部分，我們應該著力圍繞以加快數字鄉村建設為首要任務，持續推進數字鄉村建設，促進高質量地落實好鄉村振興戰略。圍繞鄉村振興戰略，建設支持“五個振興”的數字鄉村，運用數字化、信息化來驅動產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕，把握好數字化、信息化在數字鄉村建設中的核心作用［23］。

（2）針對數字鄉村建設成果的異質性，重視東、中、西部地區發展不平衡的問題，西部欠發達地區應充分利用自身的后發優勢，積極借鑒東中部發達地區的各種智力工程，充分借鑒機制創新、空間布局等方式，為西部地區的發展積累寶貴經驗。同時，要彌補農村基礎設施不足，加大農村寬帶網絡建設力度，實現農村光纖網絡實現全面覆蓋，進一步改善鎮村級道路交通條件，完善農村物流基礎設施。

（3）數字鄉村建設要以提高農民的收入為主要目標，縮小城鄉收入差距，促進農村市場消費雙重提升。數字鄉村建設解決了農民增收最大的難點——產品銷售。近年來，我國電子商務的發展十分迅猛，農村地區的電子商務也步入了快速發展的軌道［24］，電商平臺成了農產品線上銷售的一個重要途徑，促進了互聯網和農業的深度融合，推動了數字經濟在農業生產、農村生活中的應用。農民可以利用網絡平臺進行農產品銷售，通過農村物流體系進行農產品運輸，帶動農村的第一、二、三產業的發展，從而增加農民收入，刺激農村居民的消費潛力，實現農村消費結構升級。同時，政府大力扶持“互聯網+農業”“互聯網+鄉村”發展，鼓勵互聯網龍頭企業在農村進行基建、教育等方面進行投資，全方位改善農村地區數字化經濟發展環境。