流通業智能化對城鄉消費不平等影響的空間計量分析

李 錚，孟昊蕓

（西安交通大學經濟與金融學院，陜西西安 710049）

黨的十九屆五中全會提出要“扎實推動共同富裕”，而消費是共同富裕的重要組成部分[1]。《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035 年遠景目標綱要》明確了生產與消費的發展方向，即人均國內生產總值達到中等發達國家水平，中等收入群體顯著擴大，基本公共服務實現均等化，城鄉區域發展差距和居民生活水平差距顯著縮小。平安中國建設達到更高水平，基本實現國防和軍隊現代化。人民生活更加美好，人的全面發展、全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展。我國城鄉發展具有二元性特征[2]，城鄉消費不平等直接影響共同富裕目標的實現與新發展格局的構建[3]。流通業以運輸生產要素及商品為核心，是促進消費的關鍵產業[4]。隨著產業數字化的推進，流通業智能化為促進城鄉居民消費、暢通國內國際雙循環提供運輸保障。因此，深入探討流通業智能化對城鄉消費不平等的影響及作用機制，對緩解經濟發展不平衡具有重要的現實意義。

本文依據2007—2020 年我國31 個省份（未包括香港、澳門、臺灣地區）的面板數據，構建伴有時間固定效應的空間杜賓模型，從理論與實證兩個角度探討流通業智能化發展對城鄉消費不平等的空間影響。

本文的主要貢獻有三：第一，在傳統流通業對消費影響的基礎上，構建流通業智能化指數，探索流通業數字化轉型對城鄉消費差距的作用；第二，不同于普通的面板模型，本文從理論及實證兩個方面探討流通業智能化對城鄉消費不平等的空間效應，并分區域進行異質性討論，是對既有文獻的有益補充；第三，深入挖掘流通業智能化對城鄉消費不平等的影響機制，為有效平衡城鄉消費提供經驗證據與針對性建議。

一、文獻綜述

卡特勒（Cutler）等[5]最早提出了消費不平等的概念，他們發現，經濟總量保持上升時，社會貧富差距問題仍舊顯著。既有研究從宏觀、中觀及微觀層面討論影響消費不平等的因素。在宏觀社會進步層面，公共轉移支付、城市人口密度、大宗商品價格、房價、貿易自由化等因素都對城鄉消費造成差異化影響[6-10]。隨著數字經濟的不斷發展，部分學者從移動互聯網角度探討數字鴻溝對城鄉消費不平等的作用[11-12]。在中觀企業發展層面，企業數字化轉型改善商品質量，提升生產效率，是居民消費結構升級的重要抓手[13]。在微觀家庭特征層面，家庭收入、家庭成員的保險費用、家庭財務杠桿等因素影響家庭的消費約束，對家庭消費總量及消費結構起基礎性作用[14-16]。

流通是連接生產與消費的橋梁與紐帶，是促進農民減貧的重要策略[17]，能為農民消費提升提供物質基礎[18]。傳統的流通業是實物貿易和服務貿易活動的媒介，隨著互聯網及信息技術的發展，出現了產業數字化的浪潮，持續推動行業創新[19]。受數字經濟影響，流通業逐步實現數字化轉型，流通業智能化的概念形成[20]。相比于傳統流通業，流通業智能化在電子信息時代不斷演變及革新[21]，在資金流、信息流、商品流中都創造了新的價值[22]。已有研究從多角度對流通業智能化構建了指標體系并進行了測算[23]。作為暢通經濟循環的重要基礎，流通業的發展為刺激消費市場、構建國內統一大市場、推動新發展格局形成提供有力支撐[24]。在對消費的影響層面，當前學界大多從傳統流通業出發，討論高鐵的開通或者軌道交通的更新對居民消費結構的影響[25-26]，或從基礎設施構建角度探討流通業對城鄉消費差距的影響[4，27]，鮮有從流通業智能化角度對城鄉消費差距的探討。

流通產業延續了生產的價值生成過程，實現了媒介的交換價值，對滿足居民消費需求具有重要現實意義[28]。隨著數字化的發展，流通業智能化對消費的影響進一步深化。然而，城鎮和農村地區的流通業及信息產業發展具有顯著差異，流通業智能化會加劇還是緩解城鄉消費不平等，該影響是否具有空間效應，這種空間效應是否具有區域異質性，流通業智能化通過何種渠道影響城鄉消費不平等？本文旨在探索流通業智能化對城鄉消費不平等影響的方向、空間效果、異質性與機制，為緩解城鄉消費差異、提升居民福利水平、促進共同富裕提供理論依據及實證支撐。

二、理論分析與研究假設

（一）直接影響機制

傳統的流通業及流通業智能化都對緩解城鄉居民消費不平等有積極作用。作為生產要素運輸的基礎，流通業基礎設施的完善對緩解城鄉消費差距有積極影響。既有研究認為，流通業集聚有助于縮小城鄉居民物質消費差距，且對不同類型的消費有差異化影響。相比于物質消費，流通業集聚對精神差距的影響效應不明顯，且城鄉居民收入差距的增加會擴大兩類消費差距[29]。此外，在新型城鎮化背景下，商貿流通效率的提升能有效縮小城鄉消費差距，優化居民消費結構，促進通信等方面的消費升級[30]。進一步，受智能化影響，這種抑制作用更為顯著。商貿流通業智能化轉型促使電子商務行業蓬勃發展，可以降低傳統流通業的地域限制門檻，有效提升居民消費質量。據此，本文提出如下假設：

H1：流通業智能化可以緩解城鄉消費不平等。

（二）間接影響機制

流通業發展影響地區間要素及商品的流動，對城鄉消費不平等產生空間溢出效應，該影響可能具有區域異質性[31]。流通業的發展不僅有助于改善當地的產業結構，對周邊地區的產業體系也有顯著的優化作用[32]。流通業基礎設施的完善有助于降低運輸成本，增進相鄰地區經濟聯系，提高企業生產效率，從而促進區域貿易[33]。數字經濟背景下，流通業數字化有助于城鄉居民消費協調發展，且該影響具有非線性溢出效應，對城鄉協調發展具有長遠影響[34]。從空間角度，當地流通業數字化轉型有助于提升生產要素流轉速率，加快周邊地區勞動力流動，同時提升本地及鄰近地區生產效率，為周邊地區帶來福利，具有空間溢出效應。由此，本文提出如下假設：

H2：流通業智能化對城鄉消費不平等的影響具有空間溢出效應。

此外，現有文獻主要探索傳統流通業發展對城鄉消費差距的影響，如高鐵的建設與開通、城市軌道交通對居民消費的影響等[25-27]。影響機制相關研究大多聚焦于城鄉收入差距[4，35]。在數字經濟背景下，需要考慮流通業數字化轉型對城鄉消費的影響。隨著信息技術的不斷進步，流通領域逐步實現了線上與線下的融合發展。直播購物、云購物等新型網上交易模式不斷涌現，新型的網上交易方式成為國內國際雙循環體系構建中不可或缺的促進因素。網上交易已經成為推動經濟社會發展、促進就業增長、滿足人民消費需求的重要抓手。近年來，基于電子商務的網上交易迅猛發展，改變了農村地區的消費模式[36]，為農村地區提供了更多消費選擇，擴大了農村居民的消費需求，促進了農村地區消費增長[37]，從而縮小了城鄉消費差距。綜上所述，本文提出如下假設：

H3：流通業智能化可以通過促進網上交易的發展緩解城鄉消費不平等問題。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文相關數據來源于國家統計局、中國電子信息產業統計年鑒、中國信息產業年鑒和CSMAR數據庫。

在擬合變量數據時，需要綜合考慮所有變量的年限范圍。受流通業參與人員數量等因素年限的影響，以2007—2020 作為樣本觀測期，以保證變量年限的統一性。

（二）變量選取與說明

1.被解釋變量

城鄉消費不平等（tlc）。已有研究常使用城鎮居民消費水平與農村居民消費水平的比值作為城鄉消費不平等的指標[38]，但這種方法忽略了城鄉人口差距的影響。本文參考張海洋等[39]的方法，同時考慮城鄉人口與消費水平的影響，構建泰爾指數衡量我國不同省份間城鄉消費不平等程度，以更全面地測度城鄉消費不平等水平。泰爾指數公式如下所示：

其中，N1t和N2t分別代表t時期省份內城鎮人口數量及農村人口數量，Nt表示t時期省份內的人口總數，C1t和C2t分別表示t時期省份內城鎮地區的消費量和農村地區的消費量，Ct表示該省份在t時期的消費總量。

2.解釋變量

流通業智能化（tran）。當前關于流通業智能化的研究大多集中在理論層面。孫磊等[23]從基礎設施、服務水平、經濟效益及環境效益四個層面出發，采用全局熵值法量化計算了我國流通業智能化程度。本文借鑒其指標體系測算主要解釋變量，指標體系如表1所示。

表1 流通業智能化水平評價指標體系

3.機制變量

網上交易水平（ecom）。根據前文理論假設，本研究將地區網上交易狀況作為流通業智能化影響城鄉消費不平等過程中的機制變量。地區快遞總量越大，說明地區網上交易水平越高，故采用地區快遞總量的對數作為網上交易水平的衡量指標。

4.控制變量

為提升模型的可信度，選取六個影響城鄉消費不平等的變量作為控制變量。地區經濟發展水平（pgdp）：經濟發展對居民消費具有重要影響，為緩解人口造成的估計誤差，使用各省份人均國內生產總值的對數代表。物價水平（cpi）：物價水平的波動會影響居民的購買力，從而影響居民消費，使用各省份居民消費價格指數的對數作為物價水平的代表。產業結構（estur）：地區產業發展對城鄉消費不平等有重要影響，使用各省份第一產業生產總值占生產總值的比重衡量產業結構。城鎮化率（urate）：城鎮化率不僅影響城鄉人口比例，對城鄉消費也有深遠影響，使用各省份城鎮常住人口占總人口的比重表示。對外開放程度（fdi）：除國內大循環外，國際循環也影響城鄉居民消費，因此將外商直接投資的對數納入控制變量。財政支出（expend）：流通業基礎設施建設及數字化轉型離不開當地政府的支持，所以將政府收入的對數作為控制變量加入模型。

（三）研究思路

流通業的發展和城鄉消費的演化都具有較強的空間效應：一方面，流通業發展有助于降低各省份之間的空間壁壘，對城鄉消費產生影響；另一方面，城鄉消費的演化影響流通業發展，對流通業數字化進程產生動態影響。空間計量模型以空間效應為核心，是研究產業區域網絡外部性的重要工具。圍繞該模型，本文分兩步檢驗流通業智能化對城鄉消費不平等的影響。

1.空間自相關檢驗

相鄰區域城市的經濟活動相互影響，各地區城鄉消費不平等程度和流通業智能化水平都會受地理區位影響。空間自相關系數的大小反映各省份的城鄉消費不平等程度及流通業智能化水平是否具有相關性，本研究使用全局莫蘭指數對被解釋變量及解釋變量進行測算分析。其中，測算各省份城鄉消費不平等程度相關性的全局莫蘭指數如式（2）所示：

其中，Wij表示空間權重矩陣，使用地理鄰接矩陣作為空間權重矩陣，若省份i與省份j相鄰，則將Wij賦值為1，若不相鄰則賦值為0。tlci和tlcj指省份i和省份j的城鄉消費不平等程度，n為樣本省份總數。表示各省份城鄉消費不平等程度均值，為城鄉消費不平等程度的方差。

類似的，測算各省份流通業智能化水平相關性的全局莫蘭指數如式（3）所示：

其中，trani和tranj指省份i和省份j的流通業智能化水平。表示各省份流通業智能化水平均值，為流通業智能化水平的方差。

全局莫蘭指數介于-1與1之間，絕對值越大表示空間相關性越強。當全局莫蘭指數大于0時，表示省份間具有正向空間相關性，當全局莫蘭指數小于0時，表示省份間具有負向空間相關性。兩個全局莫蘭指數的測算結果反映我國各省份城鄉消費不平等及流通業智能化發展是否具有網絡外部性。

2.空間計量模型

流通業對城鄉消費不平等的影響通常具有空間溢出效應。在探索空間溢出效應時，通常有空間自回歸（Spatial Auto-Regressive，SAR）模型、空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM）、空間杜賓模型（Spatial Durbin Model，SDM）三種主流方法。其中，SAR 模型以被解釋變量在空間層面具有交互效應為前提，空間誤差模型以誤差項存在空間溢出效應為前提。流通業智能化對城鄉消費不平等的影響可能同時具有被解釋變量的交互效應和誤差項的空間溢出效應。因此，本文使用同時包含兩種效應的空間杜賓模型。空間杜賓模型構建如下：

其中，tlcit代表省份i在年份t的城鄉消費不平等程度，tranit代表省份i在年份t的流通業智能化水平，controlit代表省份i在年份t的各項控制變量，ρ為空間滯后系數，θi為各變量與空間權重矩陣的交互項系數，γi為時間固定效應，ui為個體固定效應，εit為殘差項。該模型說明，在研究流通業智能化對城鄉消費不平等的影響時，不僅考慮個體效應與時間效應的影響，也要考慮地理空間因素的影響。

四、實證分析

（一）描述性統計

在分析影響前，對所選變量進行描述性統計。

從表2可以發現，觀測期內城鄉消費不平等的均值為0.249，最小值為0.066，最大值為0.508，說明2007—2020 年間，我國城鎮居民消費與農村居民消費有一定差距，且不同年份、不同省份之間的差距較大。此外，流通業智能化的均值為0.085，最小值為0.007，最大值高達0.679，說明在觀測期內，我國不同省份不同年份的流通業數字化轉型速度有很大差異。

表2 描述性統計

（二）空間相關性分析

為檢驗被解釋變量城鄉消費不平等與解釋變量流通業智能化是否具有空間效應，測算被解釋變量和解釋變量的全局莫蘭指數，結果如表3所示。

表3 全局莫蘭指數測算結果

表3 顯示了觀測期內不同年份的城鄉消費不平等和流通業智能化全局莫蘭指數的測算結果。可以發現，被解釋變量和解釋變量的全局莫蘭指數均大于0，且被解釋變量在觀測期內的全局莫蘭指數都在1%的置信水平上顯著。解釋變量2007年的全局莫蘭指數在10%的置信水平上顯著。以上結果說明，在2007—2020年間，我國城鄉消費不平等在空間上呈現出顯著的正向相關特征。另外，流通業智能化也呈現出正向空間相關性。此時使用普通面板模型進行回歸估計誤差較大，需要使用空間面板模型。

（三）空間計量模型選取

SAR 模型、SEM、SDM 是三種常見的空間計量模型，本文通過比較事前檢驗LM統計量及事后檢驗LR 統計量，選取最適合本研究的模型。檢驗結果如表4所示。

表4 模型選取檢驗結果

從模型選擇層面看，無論是LM誤差檢驗還是LM 滯后檢驗，其結果均在1%的置信水平上顯著，說明被解釋變量城鄉消費不平等與隨機誤差項具有顯著的空間相關性，選擇SDM 比選擇SAR 模型或SEM更合適。

豪斯曼（Hausman）檢驗結果在1%的置信水平上顯著，拒絕隨機效應，說明固定效應是更合適的。此外，LR個體檢驗結果的P值為0.104＞0.1，說明SDM 的個體固定效應不顯著。LR 時間檢驗結果的P值為0.000＜0.01，說明SDM 的時間效應在1%的置信水平上顯著。基于以上檢驗結果，需要在SDM中加入時間固定效應。

對比SAR 模型與SDM 適用性的LR SAR 檢驗結果在5%置信水平上顯著，說明SDM不能簡化為SAR模型。類似的，對比SEM與SDM適用性的LR SEM檢驗結果在1%置信水平上顯著，說明SDM也不能簡化為SEM。綜上所述，使用伴有時間固定效應的SDM是本文最優選擇。

（四）基準回歸分析

根據模型選擇的結果，構建伴有時間固定效應的SDM，以探索流通業智能化對城鄉消費不平等的影響方向及空間溢出效應，回歸結果如表5列（1）所示。為進一步說明該模型的穩健性，分別使用SAR 模型和SEM 進行回歸，結果如表5 列（2）和列（3）所示。

表5 基準回歸結果

表5顯示，在三種模型下流通業智能化的系數均小于0，說明流通業智能化發展有助于降低當地的城鄉消費不平等程度。流通業智能化發展能帶動農村地區的投資和生產，提高農村居民購買力。同時，流通業智能化發展能降低農村居民的購買壁壘，拓寬農村地區的購買渠道，增加農村地區的消費空間。且該結果在三種模型下均顯著，說明其具有穩健性，H1 得到驗證。此外，流通業智能化發展具有負向的空間溢出效應，且在1%的置信水平上顯著，說明某省份的流通業智能化發展有助于緩解鄰近省份的城鄉消費不平等問題，H2得到驗證。

進一步，地區經濟發展水平的系數為負，說明區域經濟發展可以顯著降低城鄉消費不平等程度。物價水平的系數為正，說明物價水平的上升會擴大城鄉居民消費差異。產業結構的系數顯著為正，說明第一產業占比越大，該省份城鄉消費不平等現象越明顯，發展服務業對平衡城鄉發展至關重要，這可從側面驗證鄉村振興政策的重要性。城鎮化可以顯著緩解城鄉消費不平等現象。對外開放程度越高，城鄉消費不平等程度越低，引入外資可以有效緩解城鄉發展差異問題。財政支出越大，城鄉消費不平等程度越低，說明基礎設施建設在平衡城鄉發展方面具有重要助力作用，對政府宏觀調控具有政策啟示。

（五）效應分解

在空間計量模型中，總效應可以分解為變量對被解釋變量的直接影響及區位地理因素造成的變量對被解釋變量的間接影響。在伴有時間固定效應的SDM 下，各變量對被解釋變量的效應分解結果如表6所示。

表6 效應分解結果

根據表6可知，流通業智能化對城鄉收入不平等的直接效應顯著為負，即流通業智能化發展可以顯著緩解當地的城鄉消費不平等問題；流通業智能化的間接效應顯著為負，說明當地的流通業智能化發展可以降低周邊地區城鄉消費不平等程度。從整體來看，流通業智能化對城鄉消費不平等的直接效應為-0.081，總效應為-0.093，直接效應占比超過87%。進一步驗證了流通業智能化發展的正外部性。

此外，推進經濟發展、提高城鎮化率、擴大外商投資和增加政府支出都有助于緩解本地及周邊地區城鄉消費不平等問題。反之，物價水平的提升及第一產業比例的增加會加劇本地及鄰近地區城鄉消費不平等狀況。

（六）穩健性檢驗

為進一步檢驗流通業智能化對城鄉消費不平等的作用效果，用替換被解釋變量、剔除直轄市樣本、改變樣本觀測期三種方法，進行穩健性檢驗。

1.替換被解釋變量

借鑒任文龍等[38]的做法，用城鎮居民人均消費支出與農村居民人均消費支出之比表示新城鄉居民消費不平等（tlc2）。該比值越大，表明城鄉居民的消費差距越大，消費不平等程度越高。結果如表7列（1）所示。結果表明，替換被解釋變量后，流通業智能化對城鄉居民消費差距仍具有顯著的負向影響以及負向空間溢出效應。H1 及H2 得到進一步驗證。

2.剔除直轄市樣本

由于我國直轄市由中央政府直接參與管理，在經濟方面占據先發優勢，資源稟賦與其他省區市相比存在較大差異。為避免由直轄市特殊性造成的結果誤差，剔除直轄市樣本后重新進行回歸，結果如表7 列（2）所示。結果表明，在剔除直轄市樣本后，流通業智能化仍然對城鄉消費不平等具有顯著的負向影響以及負向溢出效應，H1 及H2得到進一步驗證。

3.改變樣本觀測期

受貿易摩擦及新冠疫情等宏觀因素影響，2020年我國流通業智能化水平出現了異于往年的下跌趨勢。為排除宏觀外生沖擊造成的影響，剔除2020 年的樣本，再次進行回歸分析，結果如表7列（3）所示。結果顯示，縮減樣本觀測期后，得到了與基準回歸一致的結果，再次驗證了H1 和H2的穩健性。綜上所述，流通業智能化發展可以顯著緩解本地及周邊地區城鄉消費不平等問題。

（七）異質性分析

我國幅員遼闊，各地區受地理位置影響，基礎設施建設及城鄉消費水平不盡相同。城鄉消費資源、消費機會分布呈現不均衡態勢，相比于經濟較為落后的地區，經濟發達地區消費品種類更多，消費更便捷。基于此，分別考察不同地區流通業智能化對城鄉消費不平等的影響。

通過表8 可以看出，在我國東部地區、中部地區、西部地區流通業智能化對城鄉消費不平等的直接及間接影響均顯著，但影響大小有所差異。東部地區流通業智能化對城鄉消費不平等的抑制效應最小，西部地區最大。這可能是因為：一方面，東部地區經濟發展較快，城鄉消費差距并不顯著，流通業智能化的抑制效應不如中西部地區強；另一方面，國家對中西部地區發展和城鄉消費不平等問題重視程度提高，進一步增強了影響的區域異質性。綜合分析，流通業智能化能有效緩解城鄉之間的消費不平等，要繼續加大中西部地區、貧困地區流通業智能化轉型，更大限度發揮流通業智能化提升居民消費、暢通國內大循環、促進城鄉協調發展的作用。

表8 區域異質性分析結果

（八）機制分析

除流通業智能化的空間溢出作用外，網上交易也可為農村居民提供更多消費選擇，緩解傳統流通業造成的地理壁壘，平衡城鎮與農村地區的消費。同時，數字化的購買及支付方式可提升農村消費者購買意愿，數字購物平臺不僅可提升農產品的銷售量，緩解農村居民收入約束，也可為農村居民購物提供更詳細的信息，提高居民購物滿意度，促進農村地區消費增長。機制分析結果如表9所示。

表9 機制分析結果

根據表9 列（1），流通業智能化對網上交易水平的系數顯著為正，說明流通業智能化有效促進了當地網上交易水平的提升。此外，流通業智能化空間矩陣交乘項對網上交易水平的系數也顯著為正，說明當地流通業智能化發展對周邊地區的網上交易水平具有顯著促進作用。根據表9 列（2），網上交易水平對城鄉消費不平等的系數顯著為負，說明網上交易可以有效緩解當地城鄉消費不平等問題。究其原因，一方面，流通業智能化有助于網上交易的發展，城鎮和農村的居民可以通過視頻直播、與客服直接交流等形式加深對產品的了解，提升購買意愿與消費完成度；另一方面，網上交易的發展有助于平衡城鄉消費市場，緩解城鄉消費不平等問題。實證結果驗證了H3 的準確性。

五、結論及政策建議

（一）結論

本文探索了流通業智能化對城鄉消費不平等的作用方向及空間效果，得出以下結論：

第一，我國城鄉消費不平等在空間上具有顯著相關性，空間效應明顯。進一步，流通業智能化對城鄉消費不平等的影響具有顯著的空間溢出效應。流通業智能化發展不僅可以促進當地城鄉協調發展，對周邊省份城鄉平衡發展也有著顯著的促進作用。

第二，異質性分析結果表明，我國流通業智能化對城鄉消費差距的影響具有區域差異。其中，西部地區的城鄉消費不平等程度受流通業智能化發展的影響最大，東部地區的城鄉消費不平等程度受流通業智能化發展的影響最小。經濟基礎和政策導向共同影響流通業智能化對城鄉消費差距的作用效果。

第三，機制分析結果表明，流通業智能化可以通過促進網上交易的發展緩解城鄉消費不平等問題。一方面，流通業智能化發展有助于依賴流通業及互聯網行業網上交易量提升。另一方面，網上交易的普及有助于降低城鎮與農村間的消費區域壁壘，擴大農村地區消費選擇，平衡城鄉消費。所以網上交易是流通業智能化緩解城鄉消費不平等問題的關鍵機制。

（二）政策建議

第一，積極推動流通業智能化、城鄉流通一體化。流通業智能化有助于緩解城鄉消費不平等問題，城鄉流通一體化是城鄉福利均等化的重要內容，也是推進城鄉融合發展的重要策略。具體而言，一方面，政府要平衡城鄉信息及流通基礎設施建設，增加農村地區基礎設施建設投入，提高城鄉流通體系運營效率，優化運營體系建設，為城鄉消費升級奠定堅實的運輸基礎。另一方面，政府可通過建立政企合作機制，加強城鄉流通業數字化轉型的頂層設計，引導流通業相關企業入駐農村，加快數字貨運助力鄉村振興步伐，暢通農產品進城與工業品下鄉的雙向循環，在推進鄉村振興的同時有效促進農村流通業數字化轉型，提升農村居民購買力，擴大農村居民消費需求，推動城鄉平衡發展。

第二，實施智慧流通區域協調發展戰略。當前我國不同區域流通業智能化水平有較大差異，構建激發流通業數字化轉型的內生動力機制是緩解區域發展不平衡的根本，解決各區域發展不平衡不協調的體制機制是平衡城鄉消費差異的重要抓手。一方面，對于中西部和經濟欠發達地區，應提升數字技術普及程度，加大數字技術應用深度，大力宣傳數字化轉型對企業可持續發展的重要價值，為流通企業數字化轉型提供財政支持。另一方面，促進不同區域有效市場與有為政府融合共生機制，縮小城鄉消費及流通業智能化的區域差異。東部地區應繼續強化市場引導，中西部地區應加大基礎設施建設力度，為城鄉協調發展、區域平衡發展夯實戰略基礎。

第三，推動農村網上交易水平提升。機制分析結果表明，網上交易是流通業智能化影響城鄉消費不平等過程中顯著的作用機制，促進農村網上交易的發展對平衡城鄉消費具有重要現實意義。首先要為農村消費者提供網上交易平臺使用方法培訓，同時搭建便捷、安全的支付方式，暢通城鄉交易通道。同時，通過媒體、廣告等渠道宣傳網上交易平臺的好處和優勢，提升農村居民網上消費意愿。此外，《中共中央國務院關于做好2023年全面推進鄉村振興重點工作的意見》倡導建設縣域集采集配中心，大力發展共同配送。針對農村市場的特殊需求，提供定制化的平臺服務，如農產品信息發布、物流配送等服務，以滿足城鄉地區消費需求。通過促進農產品銷售緩解農村居民消費約束，實現農村地區消費升級，最終達到平衡城鄉消費的目的。