國內大循環(huán)背景下數(shù)字經(jīng)濟對農村居民消費的影響研究

【摘" 要】論文基于2013-2022年我國30個省份的面板數(shù)據(jù)，實證分析了數(shù)字經(jīng)濟、金融供給、城鄉(xiāng)物流一體化與農村居民消費之間的關系。研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展能夠顯著提高我國農村居民的消費水平；數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展能夠通過提高金融供給水平而間接地對農村居民消費產生正向影響，金融供給存在明顯的中介效應；異質性分析顯示，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展對西部地區(qū)農村居民消費的促進效果要大于東部地區(qū)，但是對中部地區(qū)的促進作用不顯著；城鄉(xiāng)物流一體化在數(shù)字經(jīng)濟促進農村居民消費的過程中發(fā)揮了正向調節(jié)作用。

【關鍵詞】數(shù)字經(jīng)濟；農村居民消費；中介效應；調節(jié)效應

【中圖分類號】F323.8；F49" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "【文獻標志碼】A" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "【文章編號】1673-1069（2024）03-0150-04

1 引言

我國正在構建以國內大循環(huán)為主體、國內國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局。國內大循環(huán)的核心是以國內市場為主體，激發(fā)國內市場的消費潛力，通過擴大居民消費刺激內需，實現(xiàn)經(jīng)濟良性循環(huán)。順暢的國內經(jīng)濟循環(huán)，可以吸收全球的要素資源，而數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展可以推動各類要素資源的循環(huán)流動，優(yōu)化資源配置，為國內大循環(huán)釋放新的動力。根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)，2022年末我國數(shù)字經(jīng)濟規(guī)模達到50.2萬億元，占GDP的比重達到41.5%，數(shù)字經(jīng)濟正成為我國經(jīng)濟增長的新引擎。黨的二十大報告指出，要增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎性作用。然而多年來，我國的消費主要依靠城鎮(zhèn)居民，農村的消費占比一直不高，農村消費潛力還沒有得到充分釋放，所以要通過消費拉動內需進而推進國內大循環(huán)，還需要提高農村居民的消費水平。

2 文獻綜述

關于數(shù)字經(jīng)濟與農村居民消費的研究，目前主要集中在數(shù)字普惠金融領域。李曉鐘等[1]從城鄉(xiāng)收入差距的角度實證分析了數(shù)字化背景下普惠金融對城鄉(xiāng)消費差距的影響。結果表明，數(shù)字普惠金融可以通過縮小城鄉(xiāng)收入差距間接縮小城鄉(xiāng)消費差距。王剛貞等[2]認為，數(shù)字普惠金融可以通過數(shù)字化支付、增加農村家庭收入、緩解信貸約束3個渠道影響農村居民消費。儲政等[3]經(jīng)過理論和實證分析發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融能顯著促進農村居民消費，但數(shù)字普惠金融的覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度對農村居民消費的影響存在差異。顧曉安等[4]的研究表明，數(shù)字普惠金融可以通過提高農村家庭收入促進消費升級。甄靜[5]通過實證分析發(fā)現(xiàn)，以移動支付為核心的數(shù)字化支付可以顯著地促進農村居民消費擴容升級。

本文在現(xiàn)有文獻的基礎之上，運用固定效應模型進一步探析了金融供給與城鄉(xiāng)物流一體化在數(shù)字經(jīng)濟與農村居民消費之間所發(fā)揮的作用。

3 變量說明與模型構建

3.1 變量說明

①被解釋變量：農村居民消費水平（cos），以農村居民人均消費支出來衡量。

②解釋變量：數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平（dig），以數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展綜合指數(shù)來衡量。本文主要借鑒王軍等[6]、潘為華等[7]的測度方法，從數(shù)字基礎設施、數(shù)字產業(yè)化、產業(yè)數(shù)字化和數(shù)字創(chuàng)新4個維度構建我國各省域的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平指標體系（見表1），通過熵值法測度各省的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平。

③控制變量。考慮到還有其他因素會對農村居民消費產生影響，本文選取以下控制變量：社會保障水平（gua），以地方財政社會保障和就業(yè)支出占地方財政一般預算支出的比重來衡量；農業(yè)機械化水平（am），以農業(yè)機械化總動力來衡量；城鎮(zhèn)化水平（ur），以城鎮(zhèn)人口占年末總人口的比重來衡量；社會供給水平（sup），以社會消費品零售總額來衡量。

④中介變量：金融供給（fs），以人均涉農貸款（金融機構本外幣涉農貸款與第一產業(yè)就業(yè)人數(shù)的比值）來衡量。

⑤調節(jié)變量：城鄉(xiāng)物流一體化水平（wl），以城鄉(xiāng)物流一體化綜合指數(shù)來衡量。本文借鑒戴小廷等[8]、陳岫等[9]的測度方法，在選取城鄉(xiāng)公路網(wǎng)密度、城鄉(xiāng)投遞路線密度、城鄉(xiāng)人均擁有載貨汽車量、城鄉(xiāng)移動互聯(lián)網(wǎng)用戶普及率、每百人使用計算機數(shù)、城鄉(xiāng)人均公路貨運量、城鄉(xiāng)人均社會消費品零售額、城鄉(xiāng)人均收入比等8個指標的基礎上，通過熵值法得出城鄉(xiāng)物流一體化綜合指數(shù)。

3.2 模型構建

①為考察數(shù)字經(jīng)濟對農村居民消費的直接影響，本文構建如下模型：

lncosit=α0+α1lndigit+α2lnXit+μi+εit" " " " "（1）

式中，cos表示農村居民消費水平；i表示省份；t表示時間；dig表示數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平；X表示其他控制變量；ε表示誤差項；α0表示常數(shù)項；α1表示數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對農村居民消費水平的影響系數(shù)；α2表示控制變量的系數(shù)；μi表示省份固定效應。

②為分析金融供給在數(shù)字經(jīng)濟促進農村居民消費中是否起到中介作用，本文構建如下模型：

lnfsit=ρ0+ρ1lndigit+ρ2lnXit+μi+εit" " " " "（2）

lncosit=τ0+τ1lndigit+τ2lnfsit+τ3lnXit+μi+εit" " " "（3）

式中，ρ0、τ0表示常數(shù)項；ρ1表示數(shù)字經(jīng)濟對金融供給的影響系數(shù)；τ1表示數(shù)字經(jīng)濟對農村居民消費水平的影響系數(shù)；τ2表示金融供給對農村居民消費水平的影響系數(shù)；ρ2、τ3表示相關控制變量的系數(shù)。

③為進一步考察城鄉(xiāng)物流一體化在數(shù)字經(jīng)濟與農村居民消費間可能存在的調節(jié)機制，在式（1）的基礎上引入數(shù)字經(jīng)濟與調節(jié)變量的交互項（lndig×lnwl），本文構建如下模型：

lncosit=ω0+ω1lndigit+ω2lnwlit+ω3lndigit×lnwlit+ω4lnXit+μi+εit（4）

式中，ω0表示常數(shù)項；ω1表示數(shù)字經(jīng)濟對農村居民消費水平的影響系數(shù)；ω2表示城鄉(xiāng)物流一體化對農村居民消費水平的影響系數(shù)；ω3表示交互項對農村居民消費水平的影響系數(shù)；ω4表示相關控制變量的系數(shù)。

3.3 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

為保證數(shù)據(jù)的完整性和易得性，本文選取2013-2022年我國30個省份（港澳臺、西藏地區(qū)除外）的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局、《中國農村統(tǒng)計年鑒》和《中國農村金融服務報告》。變量的描述性統(tǒng)計結果如表2所示。從表2可以看出，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的最小值為0.030，均值為0.177，最大值為0.809，最值間存在較大差距，說明各地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展并不平衡。

4 實證分析

4.1 基準回歸分析

首先，進行豪斯曼檢驗以選擇合適的模型。回歸結果顯示，應選擇固定效應模型。其次，利用Stata軟件對模型（1）進行基準回歸分析，回歸結果如表3所示。當不加入控制變量時，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對農村居民消費水平存在顯著的正向影響，其系數(shù)為0.927，且在1%的水平下顯著。而隨著控制變量的逐個加入，其影響系數(shù)雖然不斷降低，最終為0.400，但是依舊在1%的水平下顯著。這表明數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展能夠顯著提高我國農村居民的消費水平。數(shù)字經(jīng)濟對農村居民消費的提振作用主要體現(xiàn)在：第一，數(shù)字經(jīng)濟推動了電子商務的發(fā)展，農村居民有了更為廣闊的銷售市場，他們可以通過在線平臺直接將產品推向市場，減少了中間環(huán)節(jié)，增加了收入；第二，商家可通過大數(shù)據(jù)技術分析農村消費者的交易數(shù)據(jù)，深入了解他們的財力、行為與偏好，從而及時精準地向他們推送個性化的產品和服務，提高購買轉化率和參與度；第三，以支付寶、微信為代表的數(shù)字化支付手段可以突破時間和空間的限制，為農村居民提供支付便利的同時，減輕他們使用傳統(tǒng)支付方式所產生的心理負擔，提高他們的消費意愿。

從控制變量來看，社會保障水平、城鎮(zhèn)化水平及社會供給水平均對農村居民消費起到了顯著的促進作用。充裕的社會保障是提升全社會消費水平的根本性保障，隨著醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險等社會保障項目的完善，農村居民在醫(yī)療、養(yǎng)老上的負擔逐漸減輕，這使得人們減少了預防性儲蓄，增強了消費意愿。城鎮(zhèn)化能夠將大量的農村居民聚集到一起，人口的集中能夠促進市場的集中，從而激活服務性消費，同時，財政的覆蓋面也會更加廣闊，農村居民能夠享受更多的財政福利，提高消費水平。社會供給水平和人們的消費水平息息相關，過去由于供給不足，農村居民的消費選擇較少，而隨著社會供給水平的提升，市場上的商品層次不斷豐富，農村居民有了更多的消費選擇，從而提高了他們的消費支出。農業(yè)機械化水平對農村居民消費的影響并不顯著，這可能是因為我國農村地區(qū)的機械化程度仍然有待提升，農業(yè)生產效率較低，農產品的低產量和低質量會影響農民的收入水平，降低他們的消費欲望。

4.2 穩(wěn)健性檢驗

為驗證基準回歸結果的可靠性，本文進行了如下穩(wěn)健性檢驗：

①縮尾處理。為避免極端值導致回歸結果產生誤差，對各變量分別進行1%的縮尾處理后再重新進行回歸檢驗，回歸結果如表4中的（1）所示。從回歸結果可以看出，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對農村居民消費水平的影響系數(shù)還是顯善為正，回歸結果具有穩(wěn)健性。

②滯后一期。考慮到數(shù)字經(jīng)濟對農村居民消費的影響可能存在滯后性，本文對核心解釋變量dig進行滯后一期處理，回歸結果如表4中的列（2）所示。對核心解釋變量滯后一期進行回歸，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對農村居民消費水平依然存在顯著的正向影響，回歸結果具有穩(wěn)健性。

4.3 異質性分析

我國雖然是一個經(jīng)濟大國，但是各個地區(qū)之間的發(fā)展存在不平衡、不協(xié)調的情況。因此，本文將全國劃分為東、中、西部，以深入研究不同地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對農村居民消費的異質性影響，結果如表5所示。從檢驗結果來看，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展對東部地區(qū)和西部地區(qū)的農村居民消費存在顯著的促進作用，對中部地區(qū)雖然也存在促進作用但是結果不顯著。這不難理解，東部地區(qū)一直是我國經(jīng)濟發(fā)展的優(yōu)勢地帶，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展起步早、水平高，交通、信息、網(wǎng)絡等數(shù)字化基礎設施和政策環(huán)境相對完善，使得數(shù)字經(jīng)濟紅利的釋放更為充分。中部地區(qū)缺乏高端數(shù)字化人才和有競爭力的數(shù)字經(jīng)濟平臺企業(yè)，這制約了中部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟的快速發(fā)展，因此，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展對中部地區(qū)農村居民消費的促進作用并不顯著。雖然西部地區(qū)各方面的狀況弱于中部和東部地區(qū)，但在國家政策的大力支持下，西部地區(qū)基礎設施逐步完善，數(shù)字經(jīng)濟建設加快，“數(shù)字紅利”有效地促進了當?shù)亟?jīng)濟的增長，從而提高了農村居民的消費水平[10]。

4.4 中介效應分析

為探究數(shù)字經(jīng)濟是否可以通過金融供給作用于農村居民消費，本文采用逐步回歸分析法對模型進行回歸分析，結果如表6所示。從回歸結果來看，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對金融供給的影響系數(shù)ρ1為0.763，金融供給對農村居民消費水平的影響系數(shù)τ2為0.138，且均在1%的水平下顯著。ρ1和τ2的乘積與表6列（2）中的τ1（0.294）同號，而且τ1是顯著的，這表明金融供給發(fā)揮了中介效應。這是因為數(shù)字經(jīng)濟與金融的融合發(fā)展減少了信息不對稱，提高了金融機構的供給水平[11]。在傳統(tǒng)的借貸模式下，由于農村征信體系的不完善，金融機構很難準確獲得農村居民的信用信息，使得他們難以獲得信貸資金。而數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展為金融業(yè)務提供了豐富的數(shù)字材料，依托于信息共享機制和平臺，各大金融機構能夠迅速獲取農村居民的信用信息和經(jīng)營信息，通過數(shù)字金融和其他創(chuàng)新金融工具，及時、有效地滿足不同農村經(jīng)營主體、規(guī)模、期限的資金需求，提高他們的消費能力。

4.5 調節(jié)效應分析

為檢驗城鄉(xiāng)物流一體化在數(shù)字經(jīng)濟對農村居民消費的影響路徑中存在的調節(jié)效應，對模型（4）進行回歸，在回歸之前，先對解釋變量和調節(jié)變量進行去中心化處理，以減少多重共線性的影響，具體的回歸結果如表6所示。從表6的列（3）可知，數(shù)字經(jīng)濟與城鄉(xiāng)物流一體化的交互項（lndig×lnwl）系數(shù)ω3在1%的水平下顯著，這說明城鄉(xiāng)物流一體化在數(shù)字經(jīng)濟與農村居民消費間存在正向的調節(jié)效應，即城鄉(xiāng)物流一體化水平的提升，會進一步強化數(shù)字經(jīng)濟對農村居民消費的驅動作用。城鄉(xiāng)物流一體化的調節(jié)作用主要體現(xiàn)在以下3個方面：第一，城鄉(xiāng)物流一體化能加快數(shù)字化技術在流通領域的普及和應用，確保產品在供應鏈中迅速流動，減少市場分割和信息阻礙的影響，提高農村居民獲得商品的便利度；第二，農村與城市流通體系的融合能讓互聯(lián)網(wǎng)、云計算、大數(shù)據(jù)等技術更好地將流通產業(yè)的各個環(huán)節(jié)連接起來，提高流通效率，這有助于控制物流費用，從而降低商品價格；第三，通過整合城鄉(xiāng)物流網(wǎng)絡，農產品更容易運送到城市，農村居民能觸及更多的消費群體，增加產品曝光度，從而打開更多的數(shù)字銷售渠道。

5 結論與建議

本文運用2013-2022年我國各省域的面板數(shù)據(jù)，實證分析了數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對我國農村居民消費的影響，得到如下結論：第一，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展能顯著提高我國農村居民的消費水平，而且在經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗之后結論依然成立；第二，金融供給能夠在數(shù)字經(jīng)濟促進農村居民消費的過程中有效發(fā)揮中介效應；第三，由于地域間的發(fā)展差異，數(shù)字經(jīng)濟對東、中和西部地區(qū)農村居民消費的影響作用存在異質性；第四，城鄉(xiāng)物流一體化能強化數(shù)字經(jīng)濟對農村居民消費的促進作用。

農村居民是恢復和擴大內需的重要力量，要構建以國內大循環(huán)為主體的新發(fā)展格局，就要增強農村消費增長的動力。因此，本文提出以下建議：

第一，大力推進農村數(shù)字基礎設施建設。相關部門要加快建設農村數(shù)字基站，提高網(wǎng)絡信號覆蓋率，擴大互聯(lián)網(wǎng)覆蓋面。同時，進一步完善農村電商服務體系，暢通農產品銷售渠道，既要讓農村居民消費，也要增加其收入，從而實現(xiàn)消費的可持續(xù)性。

第二，完善社會保障體系。一方面，相關部門應該借助數(shù)字化、智能化手段，打造數(shù)字民生服務平臺，讓更多的農村居民能便利地獲得保障服務；另一方面，要通過數(shù)字技術打破地域、戶籍等因素的限制，讓農村居民能夠獲得充分的社會保障。

第三，創(chuàng)新農村金融服務。各金融機構要充分利用大數(shù)據(jù)技術，創(chuàng)新金融產品和服務，吸收農村地區(qū)的存款，同時，探索針對農業(yè)農村農民的信貸新模式，將其吸收的資金投放到農村，幫助農民發(fā)展農業(yè)生產和農村產業(yè)。

第四，加強政府的引導與政策的支持。政府應提供財政、稅收、金融支持，以鼓勵相關企業(yè)參與城鄉(xiāng)物流協(xié)同合作機制的建設，使城市與農村在物流方面的協(xié)作更加密切，共同推動城鄉(xiāng)物流一體化的發(fā)展和城鄉(xiāng)雙向流通渠道的暢通。

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