潤物細無聲：短視頻會刺激城鄉居民消費嗎？

中圖分類號：F126.1；G206；F49 文獻標識碼：A 文章編號：1007-5097（2025）08-0027-11

Silent Influence： Can Short Videos Stimulate Urban and Rural Household Consumption？

DU Yu，LIAO Yuxi

Abstract：ThisarticleutilizesdatafromtheFamilyPanelStudiesandemploysboththeoreticalanalysisand various econometric methods to discuss the impact and mechanism short video usage on household consumption. According totheresearch results，watchingshortvideossignificantlypromotes householdconsumption，andthisresult holds true in multiple robustnesstests.Mechanism analysis shows that the stimulating efect watching short videos on household consumption is achieved by increasing consumption reference points and promoting online shopping.Analysis consumption categories and structures reveals that watching short videos has amore significant promoting fcton cultural，educationaland entertainmentconsumption，which helps toupgrade theconsumption structure.Theurban-rural heterogeneityanalysis revealsthat watching short videoshas a greater impact onthe promotion therural household consumption.Basedonthisresearch，policyrecommendationsareproposed，suchasimproving internalland exteally， using thestick andthecarrot andaddressing both symptoms and root causes，aiming tostandardize and guide the development short videos and provide more support for bosting consumption，expanding domestic demand，and planning asa whole and promoting urban-rural integration.

KeyWords：digital technology;digital economy;expanddomesticdemand;consumptionupgrade;urban-rural integration; e-commerce

一、引言及文獻綜述

2025年國務院《政府工作報告》將“大力提振消費”作為第一項需要著重抓好的政府工作任務，強調要“加快補上內需特別是消費短板，使內需成為拉動經濟增長的主動力和穩定錨”，提出“創新和豐富消費場景，加快數字、綠色、智能等新型消費發展\"等系列舉措。改革開放以來的一段時期，投資和出口是推動中國經濟增長最重要的動力，而居民消費的拉動作用相對有限，導致中國經濟長期存在“高增長、低消費\"的不均衡發展特征。根據世界銀行數據統計，2010一2023年，盡管中國的最終消費占GDP比值從 48.9% 增長至 55.6% ，但依然遠低于全球所有國家同期 79.8% 的平均水平1）。近年來，全球政治經濟形勢正處于百年未有之大變局中，在此背景下，擴大國內需求、挖掘國內市場潛力日益成為經濟增長的關鍵，而激發居民消費潛力、增強消費支撐作用是確保中國經濟行穩致遠的重點[1]。

中國已經進人短視頻全民使用時代。截至2024年12月，網絡視頻用戶規模為10.70億人，其中，短視頻用戶規模為10.40億人，占網民整體的93.8%^（2） 。在媒體平臺上，用戶的點贊、轉發等互動行為往往能夠實現信息的指數級擴散[2-3]，短視頻幾乎成為全民參與娛樂和獲取信息的渠道。面對這一趨勢，2023年，國家發展和改革委員會在發布的《關于恢復和擴大消費的措施》中提出，要“加快傳統消費數字化轉型，促進電子商務、直播經濟、在線文娛等數字消費規范發展，支持線上線下商品消費融合發展，提升網上購物節質量水平”。由此可見，數字化消費已被視為推動內需增長的重要手段，而短視頻營銷作為其中發展最為迅速的業態之一，為提升居民消費率、推動內需增長帶來新的機遇和動力[4-5]。

除了用戶體量大的外在特點，短視頻還具有精準推送的內在特征。短視頻平臺運用各種推送算法，吸引用戶長時間停留在感興趣的內容上，在無意識中改變用戶心理和行為模式，進而影響用戶的購物決策。當短視頻用戶看到更優越的生活內容時，用戶潛意識中會將其作為參考，激發攀比心理或產生一定的心理壓力。這種對比帶來的“微妙怨念\"可能促使其通過消費來縮小差距[7]。同時，許多廣告商也與短視頻生產者合作，在視頻中隱秘地插入產品信息，間接展示產品價值的同時悄然附上消費鏈接，這種“無意識\"宣傳的刺激效果可能比傳統廣告更加有效[8]。

此外，短視瀕在地域上打破了城鄉之間的壁壘，在城市和農村都實現了蓬勃生長，尤其是對農村消費觀念和消費行為產生了深遠影響[9-I]。一方面，由于城市居民信息獲取渠道多樣，各種體驗經驗較多，短視頻內容對其心理認知產生的影響相對較弱；而農村消費者由于信息渠道的局限性，對其他人的生活方式了解相對較少，因此短視頻內容對其心理認知沖擊更加顯著[5.12]。另一方面，農村居民的消費水平和需求較城市居民也存在不同，相對更看重性價比和實用性，而城市居民則更容易受到高端化、品牌化的商品內容吸引。因此，深入研究短視頻在城鄉之間造成的消費差異，對于理解并引導城鄉消費融合發展具有重要價值。

從已有文獻看，消費是經濟學中最重要的概念之一。在宏觀上，消費影響著國家或地區經濟運行；在微觀上，其決定著家庭或個人效用的高低，因此與之相關的研究成果相當豐富[13-17]。然而，針對短視頻的研究大都從新聞傳播學視角關注短視頻的媒介構建模式[18]、意識認同[19]、視頻內容價值[20]等。短視頻對消費者影響的研究多集中在網紅直播[21-22]、技術特征[23]、主播類型[24-25]，且多采用扎根理論或小規模問卷調查進行分析[26-28]。對于數字時代，短視頻如何潛移默化影響城鄉居民消費的研究相對稀缺，尤其是基于短視頻的獨特特征并通過數據開展實證分析的研究更為少見。

本文的貢獻主要體現在以下三個方面：第一，豐富了數字經濟時代精神娛樂如何潛移默化影響消費的研究。以往文獻中對短視頻如何影響消費行為的分析較少，本文基于經濟學視角，使用具有全國代表性的大規模追蹤調查數據開展實證分析。第二，構建參考點依賴模型，與實證結果相互驗證。該模型借鑒K6szegi和Rabin[29]的研究成果，簡明扼要地刻畫了短視頻通過展示理想生活方式、增強物質欲望和激發消費攀比等內容拔高消費者的心理參考點，進而影響居民家庭消費支出。第三，從消費類別入手，深入分析了短視頻對居民家庭消費支出結構的影響，并進一步探究了城鄉居民受短視頻影響在消費支出上的差異化行為。研究結論旨在規范引導短視頻健康發展，為提振消費擴內需、統籌城鄉促融合提供更多助力。

二、理論分析與研究假設

本文借鑒Kószegi和Rabin[29]的研究，根據交易成本和參考點依賴理論構建簡易的數理模型。在現實生活中，短視頻會根據消費者偏好推送優越的生活場景，這類畫面在無形中會成為其心中的參考點[7，10.24]。這種對比使得消費者傾向于通過購買類似的商品和服務來縮小與“理想生活”之間的差距[8.30]，從而提高消費水平。

假設行為人的效用由兩部分決定，一部分取決于消費性支出 C 和儲蓄等留存收益 s 的絕對量，另一部分取決于消費性支出與消費參考點 R（X） 的相對量 （C-R（X） ）。 X 為影響參考點的因素，此處僅考慮觀看短視頻的程度， R（X） 關于 X 一階導為正且二階導連續，表明觀看短視頻會使其參考點提升。在行為人發生消費時，會伴隨信息搜尋成本等交易費用 T 的產生。短視頻基于算法精準推送的產品內容通常會附帶網購鏈接，這無疑降低了交易費用，故在模型中將 T 表述為關于 C 和 X 的形式為τ（X）C 的函數，其中， τ（X） 一階導為負且二階導連續，表明觀看短視頻會通過網絡購物渠道降低交易成本。為了簡化說明過程，本文的效用函數滿足可加性（separability）和可分性（additivity）假定， C 和 s 具有相同的CES效用函數， （C-R（X）） ）具有 s 型損益函數。最優化問題列示如下：

T=τ（X）C

其中， θ∈（0，1） 為替代彈性的倒數， λ∈（1，∞） 為損失厭惡系數。由于在參考點兩側，損益函數的凹凸性不同，故需要分情況討論。

當 C?R（X） 時，損益函數為凹函數，總的效用函數滿足求極大值的充分條件，求得一階條件為：

C^-θ-a（Y-aC）^-θ+（C-R（X））^-θ=0

其中， .a=1+τ（X） 。

進一步運用隱函數定理可發現：

式（6）的計算結果大于零，這意味著觀看短視頻會引起消費性支出的提高，同時式（6）也呈現了本文旨在討論的兩條機制（提高消費參考點和促進網絡購物）以及城鄉異質性。

式（6）等號右側第一項大于零，表明觀看短視頻能拔高消費參考點進而刺激消費。短視頻平臺上的內容往往呈現一種消費競爭的氛圍，消費者在觀看過程中會不自覺地與視頻中的人物進行比較。當看到他人擁有更優質的產品或更豐富的消費體驗時，會產生主觀經濟剝奪和一種不甘落后的心理3，從而提高自己的消費參考點，以追趕這種消費標準。這種示范效應和比較心理的共同作用，使得消費者的參考點不斷被提高，從而刺激了消費增長。

式（6）等號右側第二項大于零，表明觀看短視頻能通過網絡購物這類降低交易費用的渠道來促進消費支出的增加。博主等推廣者通過短視頻添加商品鏈接，實現了內容、信息和營銷的“無縫銜接”，大大縮短了消費者從了解產品到決策購買的網購時間4，顯著降低了消費活動發生的交易費用。許多短視頻平臺本身就與電商有著密不可分的關系，例如抖音、小紅書、淘寶等，它們不僅作為視頻內容的載體，還直接或間接成為電商的一個模塊，這種關聯進一步提高了消費者的網購概率。此外，短視頻火爆的流量也吸引著更多公司與平臺合作，通過在vlog、短劇等各種視頻內容中植入廣告，直接或間接地向觀眾傳遞產品信息，促使消費者在娛樂消遣中不知不覺接受了廣告的影響，從而提高家庭網購的可能性。

此外，相對于城市居民，短視頻的農村用戶數量增速更快。從本文所使用的數據來看，2020—2022年，農村家庭短視頻使用人數占比的增幅約為 20.1% ，而城市家庭短視頻使用人數占比的增幅則為 13.2% ，前者大于后者。由于相同條件下 X 的變動量更大，則 C 的變動量也會隨之更大，故結合式（6還能得出，短視頻對農村居民的消費增長作用比城市居民更大，即觀看短視頻對城鄉居民的影響存在異質性。如前文所述，短視頻對農村居民信息渠道的邊際拓展力更強，對降低交易成本的作用更明顯，故而對其消費支出增加的影響也更加顯著[12.32]。另外，近年來中國農民收入水平持續提高，農村消費者在日常生活中的可支配收入有所增加，但相較于城市居民，他們還沒有完全釋放與自身經濟實力相匹配的消費潛力，因此，短視頻激發農村居民消費潛力的作用更大。

因為 λ 大于1，行為人在理智的情況下 （R（X）? Y-T） 。式（7）所表示的消費邊際總效用 將在 C 接近于 R（X） 時趨近于正無窮，又因為 在定義域內連續，因此必然有 成立。其經濟學含義為，隨著消費的增加，縮小相對消費差距所提升的效用將超過留存收益減少所損失的效用，最優消費性支出是盡可能接近參考點的消費水平。另外，當以Ψ_a 衡量的交易成本因網絡購物渠道降低后，消費性支出也會隨之增長，并且農村居民的消費性支出增長與城市居民相比會更大。因此

綜上所述，本文提出假設1、假設 1a 、假設1b和假設2。

H1：觀看短視頻會增加消費。

H1a：觀看短視頻會改變心理狀態，即提高消費參考點，從而刺激消費增加；

H1b：觀看短視頻能降低交易費用，即促進網絡購物，從而刺激消費增加。

H2：觀看短視頻對消費增長的影響存在城鄉異質性，對農村居民的影響更大。

三、研究設計

（一）數據來源

本文數據來源于2020—2022年的中國家庭追蹤調查（CFPS）。CFPS是一項全國性、綜合性的追蹤調查項目，樣本能夠代表大約 95% 的中國人口。該調查收集了個體、家庭、社區三個層次的數據，包括家庭關系、健康與福祉、經濟活動、互聯網使用以及社區（村）的經濟、人口、社會服務等信息。隨著數字信息技術的快速發展與普及，CFPS也越來越關注人們互聯網使用行為的變化。從2020年開始，該數據庫統計了受訪者短視頻的使用情況，這為研究短視頻影響微觀居民消費與福祉提供了有力的數據支撐。本文對數據進行如下處理： ① 剔除不屬于本研究數據期內追蹤家庭的樣本。 ② 剔除核心變量和控制變量缺失的觀測值。 ③ 將同一年份的家庭經濟數據庫、家庭關系數據庫和個人數據庫進行跨庫匹配。 ④ 將各年份合并后的數據集進行跨年匹配。 ⑤ 剔除包含消費性支出和家庭收入數據極端值的觀測值。最終，本文的實證部分根據8852個觀測值的平衡面板數據進行分析。

（二）變量選取

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為家庭人均消費支出。根據CFPS家庭數據庫信息，本文梳理了家庭總消費的情況，并遵循國家統計局對居民家庭消費支出的分類辦法，按消費用途分為食品、衣著鞋帽、居住、家庭設備及日用品、醫療保健、交通通信、文教娛樂和其他共八大類。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為家庭的短視頻觀看行為。CFPS問卷詢問了受訪者家庭過去一周是否有成員使用過小火山、抖音、快手、微視、斗魚等短視頻平臺。因此，本文使用虛擬變量來衡量家庭短視頻觀看行為，賦值為1，表示超過半數家庭成員使用了短視頻應用，否則賦值為0。同時，還將家庭中觀看短視頻的人數占比作為核心解釋變量，家庭內部觀看人數占比的高低，可以體現家庭的短視頻觀看強度。

3.控制變量

參考已有文獻[13-17]，本文實證模型控制了戶主和家庭層面可能會影響家庭消費的變量。戶主層面包括性別、年齡、健康和受教育情況等變量；家庭層面包括家庭收入、家庭規模、城鄉類別、農業經營、個體經營、外出務工、其他房產和政府補助等變量。

4.機制變量

本文的機制變量旨在揭示理論分析部分提出的兩條短視頻影響消費的主要渠道。一方面，根據H1a，短視頻通過展示不同層次的生活狀態，提高了消費者參考點，從而刺激消費，本文將以家庭的主觀收入地位感知（從1～5進行等級自評，自評收入地位等級越高分數越高）和主觀社會地位感知（從1～5進行等級自評，自評社會地位等級越高分數越高）作為消費參考點的代理變量；另一方面，根據H1b，短視頻增加了家庭網購的概率，故使用家庭網購成員人數占比進行衡量。

主要變量定義以及描述性統計結果見表1所列。

表1主要變量定義及描述性統計結果

續表1

注：回歸中使用的變量為消費支出和家庭收入的對數值。

（三）計量模型設定

結合所要研究的問題，本文采用平衡面板雙向固定效應模型來進行實證檢驗。計量模型設定如下：

Y_it=β₀+β₁×SV_it+X_it^′×β+δ_i+λ_t+ε_it

其中：下標i表示家庭，下標 t 表示年份； Y_it 表示被解釋變量家庭人均消費支出； SV_it 表示核心解釋變量觀看短視頻的情況（短視頻觀看家庭和短視頻觀看比例）； X_it 為控制變量組成的列向量，包括戶主特征和家庭特征； δ_i 表示家庭的個體固定效應；λ_t 表示年份的時間固定效應； ε_it 為隨機干擾項。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

觀看短視頻對家庭消費的基準回歸結果見表2所列。其中，列（1）一列（3）的自變量是短視頻家庭虛擬變量（是否超過半數家庭成員每周觀看短視頻），列（4）一列（6的自變量是短視頻觀看比例連續變量（每周觀看短視頻家庭成員人數占家庭總人數的比例）。列（1）和列（4）是不引入控制變量和雙向固定效應的結果，列（2）和列（5）是引入控制變量，但不引入雙向固定效應的結果。列（3）和列（6）則是同時引入控制變量和雙向固定效應的結果。結果顯示，無論是否控制個體特征、家庭特征或雙向固定效應，觀看短視頻的回歸系數均顯著為正，說明觀看短視頻刺激家庭消費的結果具有統計意義上的顯著性;從數值來看，在其他條件相近的情況下，有觀看短視頻習慣的家庭比沒有的家庭人均消費高出 5.0% ，全員看短視頻的家庭比全員不看的家庭人均消費顯著高出 8.3% ，故驗證了 。

值得一提的是，表2中控制變量的估計結果也符合現實情況。例如，戶主為男性、收入較高、從事個體工商經營的家庭具有更高的人均支出，而家庭人口較多、沒有多套房產、從事農業生產勞動的家庭則人均支出偏少。以上結果表明，本文的實證模型設定是適宜的。

表2基準回歸結果

續表2

注：***、**和*分別表示 1%5% 和 10% 的顯著性水平；括號內為穩健標準誤；年齡平方變量為“年齡平方/100”。下同。

（二）穩健性檢驗（3）

1.更換被解釋變量。基準回歸時的被解釋變量是“家庭人均消費支出”。在穩健性檢驗中，本文將其替換為“家庭消費總支出”。回歸結果表明，核心解釋變量依然在 10% 的顯著性水平上為正，說明基準回歸結果所得結論較穩健。

2.改變樣本范圍。將樣本僅保留為上網的家庭。原因在于，沒有上網的家庭在經濟水平、教育程度、消費習慣等方面可能與上網的家庭存在顯著差異，如果不剔除這部分樣本，可能會對結果產生偏誤。故本文剔除了不上網的家庭樣本，最終保留7952個觀測值。重新回歸后發現，估計系數依然在 5% 的顯著性水平上為正，數值變動較基準回歸也不大，說明基準回歸結果所得結論較穩健。

3.修改模型設定。本文對固定效應的層級進行調整，以檢驗不同模型設定中基準結果的穩健性。具體而言，將固定效應層級控制到省份層面后重新回歸，結果顯示，回歸系數依然在 1% 水平上顯著為正，進一步支持了基準回歸結論的穩健性。

（三）內生性問題處理

盡管本文已使用雙向固定效應模型，克服了不隨時間變化的不可觀測的家庭特征和隨時間變化的不可觀測的系統性因素對核心自變量系數估計的影響，但仍然可能存在因遺漏變量或反向因果等原因所導致的內生性問題，因此，本文進行了進一步分析。

首先，進行遺漏變量偏誤檢驗（4。參考Oster[33]的研究成果，一方面，將 R_max 設定為1.3倍的基準回歸擬合優度時，若核心自變量系數的估計區間依然不包括0，則說明遺漏變量對系數估計一致性的影響不大，即通過檢驗；另一方面，設置核心自變量系數估計為0，并求出相應的選擇比例8值，若8值大于1，說明遺漏變量對基準回歸估計的影響有限，即通過檢驗。為了確保研究的嚴謹性，本文除了按照1.3倍基準回歸擬合優度進行設定，還擴大至1.5倍進行檢驗。分析發現，所有估計區間均不包含0，所有選擇比例均大于1，表明在雙向固定效應模型設定下，遺漏變量對估計的影響是非常有限的，這說明了基準回歸結論的可靠性。

其次，為了排除反向因果導致的內生性影響，本文使用滯后的核心自變量重新進行回歸，結果見表3列（1）和列（2）。該結果表明，兩者的回歸系數均在 1% 的水平上顯著為正，與基準回歸結論一致。

最后，本文使用經典的工具變量法，工具變量法是將同村或同社區中觀看短視頻的人數占比進行五等分，并由低到高從1到5賦分。從相關性看，在同一個社區中，居民之間的信息傳遞和互動交流會影響個體的行為[34-35]，如果社區內有更多人觀看短視頻，家庭成員可能會受到社交圈的影響，從而提高家庭觀看短視頻的概率；從排他性看，社區的短視頻觀看情況不會直接決定具體家庭的消費水平，因此，符合工具變量假設。表3的列（3）和列（4）匯報了工具變量法的結果，發現系數均在 5% 水平上顯著為正。與基準回歸結果相比，使用工具變量后的回歸系數存在膨脹，這是局部平均處理效應（LATE）的正常現象。另外，一階段的回歸系數和弱工具變量檢驗結果均表明不存在弱工具變量威脅，說明該工具變量的使用是適宜的。概而言之，短視頻的觀看行為對家庭消費存在正向影響的結論是可靠的。

表3內生性處理結果

五、進一步分析

（一）影響機制分析

一方面，短視頻通過展示不同收入階層的生活狀態，深刻影響了觀看者的主觀認知和心理預期，改變了其消費決策的參考點，這種影響可以通過對主觀地位的感知進行檢驗。本文的機制變量為居民主觀收入地位感知（從1～5進行等級自評，自評收入地位等級越高分數越高）和主觀社會地位感知（從1～5進行等級自評，自評社會地位等級越高分數越高）。實證模型如下：

M_it=β₀+β₁×SV_it+X_it^′×β+δ_i+λ_t+ε_it

其中， M_it 為上述兩個主觀地位感知變量。

如果觀看短視頻行為顯著降低主觀地位感知（β₁lt;0） ，則說明短視頻拔高了消費參考點。表4列（1）和列（2）的結果顯示，觀看短視頻顯著降低了居民主觀收入地位感知。表4列（3）和列（4）的結果顯示，觀看短視頻顯著降低了居民主觀社會地位感知，表明短視頻的精準推送會導致消費者參考點提升。短視頻平臺中充斥著各種高消費場景，例如豪車、奢侈品等視頻，這些內容拉大了觀看者對自身和他人之間的收入對比感，而中國傳統文化中向來有謙遜和自我壓抑的傾向[36-37]，這使得在產生這種對比時，人們更容易對自己的收入水平做出偏低的評價，從而激發通過消費來提高自身身份認同的需求[15.38]。因參考點選擇不同而造成的主觀經濟地位變化會影響消費支出的結論得到了大量研究支持，Sharma和Alter[39]發現，主觀經濟地位降低會導致不理性情緒，從而刺激消費者增加對稀缺商品的購買；王財玉等4基于實驗表明，低社會地位感知會激發個體更強的\"地位消費”傾向；周廣肅等[41]利用CFPS數據發現，收入差距會降低居民的主觀社會地位感知，導致追求社會地位的動機增強、可見性消費支出增加。此外，本文的數理模型也表明，當參考點提高后，消費支出一定會增加。基于以上分析，H1a得到檢驗。但值得注意的是，參考點的提高需要適度，若過度提高則可能造成過度消費，反而不利于居民家庭福祉和長遠發展。因此，消費者需要理性看待短視頻內容，監管機構和平臺公司也需要對內容進行把關，規范引導短視頻發展。

另一方面，短視頻與線上購物平臺的“無縫銜接\"提高了消費者網購的可能性，進而助推其消費增長。實證模型依然如（9）式所示，其中， .M_it 為家庭網購比例變量。如果觀看短視頻行為顯著提高家庭網購比例 （β₁gt;0） ），則說明短視頻促進了網購。結果見表4列（5）和列（6），回歸結果均在 1% 的水平上顯著為正，且系數的數值水平也較大，這表明觀看短視頻能提高家庭網購比例的結果兼具統計顯著性和經濟顯著性。網絡購物促進消費增長的結論有豐富文獻支撐。馬香品42]發現，網絡購物平臺的發展降低了交易成本、拓寬了消費途徑，使得居民的消費內容更加豐富，催生了消費的提質增效；李潔和邢煒[43]從搜尋匹配的理論視角入手，表明網購電商降低搜尋成本的作用能夠促進居民尤其是農村居民的消費，有助于縮小城鄉消費差距；劉婷婷等[44]基于CFPS數據發現，網購電商的“消費釋放效應\"能夠讓居民家庭的消費潛力轉化為真實消費，從而促進消費增長。另外，本文的數理模型也證明，當消費者運用能降低交易成本的網購渠道進行交易時，消費支出也一定會增加。綜合以上討論，H1b得到驗證。在短視頻促進網購發展的同時，監管機構和平臺公司也應該做好消費者信息管理和產品質量檢查工作，這樣才能推動短視頻更好地助力中國新型消費場景的培育。

表4影響機制分析結果

（二）消費類別和消費結構分析

遵循國家統計局對居民家庭消費支出的分類方式，本文進一步將家庭總消費分為食品、衣著鞋帽、居住、家庭設備及日用品、醫療保健、交通通信、文教娛樂和其他共八大類，這一從左至右的順序也體現了基本生存消費向發展享受消費的變化。消費類別分析結果見表5所列。

表5的回歸結果顯示，雖然短視頻對各種類別人均消費支出均有正向影響，但只有在衣著鞋帽、文教娛樂和其他消費類別上的回歸系數在 10% 水平上顯著為正（食品消費回歸系數的 P 值為0.104，也可以認為存在微弱的促進作用），反映了短視頻對不同消費類別有著不同的影響，符合邏輯上的直觀預期。例如，居住類消費涉及取暖費、物業費、水電燃料費等生活剛性支出，家庭設備及日用品包含汽車、家具耐用品等“大件\"的支出，醫療保健消費主要是生病求醫等必要支出，交通通信費包括本地的交通費和電話費、網絡費等（基本是固定的包月套餐），因此，這四類支出受短視頻影響較小。

表5消費類別分析結果

不過，短視頻對衣著鞋帽的消費有顯著的促進作用。短視頻平臺廣告的重要內容之一就是時尚穿搭，網紅們的穿搭風格往往能極大促進特定衣著單品的銷售。因為沒有線下門店負擔，衣著類消費的價格通常較為實惠，網購價格更具吸引力。相比于人們對于食物有固定的消費量，衣著鞋帽具有更大的需求彈性，不受限于固定額度。文教娛樂消費也是受短視頻廣告影響最大的消費類別之一。短視頻內容本身的娛樂性和廣告推廣效應能夠激發消費者對娛樂類產品的興趣，增進他們對文娛產品的了解，從而增加消費支出。另外，文教娛樂屬于消費者在日常生活中富有彈性的商品，且金額不會過高，因此，短視頻的促銷效果尤其顯著。其他消費支出包括飾品、美容美發、箱包等不計入前面七大類的小物件，因其價格往往不太昂貴，消費者很容易因為推銷而增加這方面的支出，加之這類消費的基數較小，故而存在顯著的大幅提升。短視頻會微弱促進食品消費支出，但相對而言，食品支出的基數較大，且增量有限（正常人對食物的攝入量是有限的），故而增長幅度微弱。

綜上所述，短視頻在不同類別消費中的顯著作用與其內容特性和推廣模式密切相關。短視頻的算法策略能夠在潛移默化中影響消費者的購買決策，對于那些價格適中、消費頻率高、文娛方向的商品類別，短視頻刺激消費的效果尤為明顯。

除了對不同消費類別的支出水平進行分析，本文還將消費支出劃分為生存型消費（包括食品、衣著鞋帽和居住）發展型消費（家庭設備及日用品、醫療保健和交通通信）以及享受型消費（文教娛樂和其他），并計算各類型消費占總消費的比例，從而探討短視頻對消費結構的影響，分析結果見表6所列。

表6消費結構分析結果

表6表明，生存型消費比例在數值上有所下降，但不具有統計顯著性；發展型消費比例在 10% 顯著性水平上有所下降，下降幅度為 3.6% （由0.011/0.308計算得出）；短視頻在 1% 水平上顯著提高了享受型消費的比例，提高幅度為 16.5% （由0.016/0.097計算得出）。以上結果和表5消費類別分析的結果相呼應，表明短視頻不僅能夠促進消費水平增長，還能促進消費升級。與此同時，享受型消費比例的增長也呼應了機制分析的結果，進一步證明了參考點機制的存在，即短視頻通過改變消費參考點而引起更多的“地位消費\"發生。故在實際工作中，監管機構和平臺公司需要規范短視頻的內容，防止出現過度誘導消費的情況，引導短視頻在促進消費升級中發揮正向積極作用。

（三）城鄉異質性分析

短視頻在城鄉傳播中存在差異，這使得探討城鄉居民家庭在消費方面受到的差異化影響極具價值。與城市相比，農村娛樂資源相對匱乏，而短視頻的碎片化和隨意性恰好滿足了農村居民的日常需求。從現實情況來看，農村地區的短視頻用戶數量并不遜色于城市，甚至農村用戶的觀看頻次可能更高[9-]。本文通過引人家庭短視頻虛擬變量和城鄉類別虛擬變量的交互項，揭示短視頻對城鄉居民家庭消費增長影響的異質性，并探討在不同消費類別上的影響差異，具體的實證模型如下：

Y_it=β₀+β₁×SV_it×Rural_it+β₂×SV_it+

β₃×Rural_it+X_it^′×β+δ_i+λ_t+ε_it

式（10）是在基準回歸模型（8）式的基礎上，引入一個短視頻觀看家庭變量和城鄉類別變量的交互項。其中， Y_?it 包括家庭人均消費總支出和八類支出， β₁ 是本部分需要重點關注的系數，若 β₁gt;0 且在 10% 的統計顯著性水平上成立，則說明短視頻對農村居民家庭消費支出的促進作用比城市居民更大。

表7匯總了短視頻觀看家庭與城鄉類別變量的交互項對家庭人均消費支出以及不同類別人均支出影響的結果。表7列（1）顯示，交互項系數在5% 的顯著性水平為0.093，說明觀看短視頻對農村家庭消費支出的影響比城市家庭高出 9.3% ，這一結果佐證了短視頻在農村地區有更強影響力的推斷，與《中國短視頻發展研究報告（2024）》的觀點相呼應，H2得到檢驗。

表7列（2）一列（9）匯報了細分消費類別的交互項回歸系數結果，從數值上來看均為正數，說明觀看短視頻對農村居民家庭消費在各類別上的影響都比城市居民大，但從統計顯著性上來看，只有居住、家庭設備及日用品和其他等三類消費是在5% 水平上顯著為正的。以上結果也是十分符合現實情況的。就居住支出而言，農村居民的居住條件更適合進行房屋翻新或裝修，比如改造自家的農家小院，這種內容在短視頻平臺上也頗受歡迎；相比之下，城市居民由于生活空間有限，不太可能進行類似的家居改造。就家庭設備及日用品而言，農村居民在家庭日用品上的消費起點較低，相關家用設施設備的基礎較薄弱，短視頻能讓農村居民了解到更多可負擔的家庭耐用品，因此，在數據上就出現了明顯的增幅。就其他消費而言，農村居民在過去接觸裝飾品等“小件”的機會遠小于城市居民，但短視頻能夠讓前者知曉更多小商品的信息，并可以通過相關鏈接快速“下單”，加之農村居民在其他消費上的基數較小，故而在數據上體現出較大的增幅。

表7城鄉異質性分析結果

六、主要結論與政策建議

本文基于中國家庭追蹤調查數據，通過理論分析和多種計量經濟學手段，深人探討短視頻觀看如何潛移默化地刺激居民消費，并對城鄉居民間的異質性影響進行討論。研究發現： ① 觀看短視頻顯著提高了居民消費水平，這一結果在調整被解釋變量形式、改變樣本范圍、修改模型設定、進行遺漏變量偏誤檢驗、開展滯后自變量回歸和使用工具變量法等多種穩健性檢驗下得到驗證。② 影響機制分析發現，一方面短視頻通過展示不同的工作和生活狀態，改變了觀看者的心理預期，對主觀收入和社會地位感知產生影響，提高了其消費參考點；另一方面，觀看短視頻會促進家庭成員網購行為，從而引起消費增加。 ③ 消費類別分析發現，觀看短視頻對各類消費都存在促進作用，在衣著鞋帽、文教娛樂和其他消費上存在統計意義上的顯著促進作用；消費結構分析發現，短視頻有助于居民消費升級，顯著促進了享受型消費比例的提高。 ④ 城鄉異質性分析發現，觀看短視頻對農村居民家庭消費具有更大的顯著促進作用，在各類消費上對農村居民的影響都更大，對居住、家庭設備及日用品和其他消費存在統計意義上的顯著促進作用。

結合研究結論，本文提出如下政策建議：

第一，“內外\"兼修，提振消費擴內需。“內\"的方面，要優化短視頻內容生態，鼓勵短視頻平臺加強優質內容創作，通過政策引導和激勵機制，推動平臺推薦更多具有教育意義、正能量的短視頻，激發居民積極消費，促進消費升級。“外”的方面，要根據不同地區的經濟發展水平和居民消費特點，制定精準的消費激勵措施，例如在城市地區，鼓勵短視頻平臺與本地商家合作，推廣文化體驗、康養健身等消費活動；在農村地區，重點推動短視頻平臺與農資、家居用品等行業的合作，滿足農村居民的實際消費需求。

第二，“軟硬\"兼施，統籌城鄉促融合。“軟\"的方面，面向城鄉居民特別是農村居民，開展數字技能和消費教育活動，既要提高其利用短視頻等新型數字工具進行線上消費的能力，更要培養其理性消費、適度消費的正確觀念。“硬”的方面，要進一步加強數字基礎設施建設，尤其是加大對農村地區網絡通信基礎設施的投入，降低農村居民使用短視頻等數字服務的成本，擴大其在農村的普及范圍，為農村居民提供更多消費機會。

第三，“標本\"兼治，規范引導維護公平。“標\"的方面，要制定嚴格的短視頻營銷行為規范，要求平臺對營銷內容進行嚴格審核，確保其真實性和合法性，保障消費者合法權益。“本”的方面，要強化短視頻算法監管，定期開展算法安全評估和監督檢查，確保算法推薦服務的透明度和公平性，防止平臺利用算法誘導用戶過度消費。

注釋：

（1）資料來源：World Bank Open Data，https：//data.worldbank.org.cn/indicator/NE.CON.TOTL.ZS。

（2）數據來源：CNNIC、中商產業研究院整理，https：//www.askci.com/news/chanye/20250319/090938274234657738182740.shtml。

（3）限于篇幅，穩健性檢驗結果備索。

（4）限于篇幅，遺漏偏誤檢驗結果備索。

（5）資料來源：《中國短視頻發展研究報告（2024）》，https： //mp 業weixin.qq.com/s/BzHbvGtmGnxWDg8XGW091A。

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[責任編輯：陶繼華]