移动互联网与农村居民消费：理论逻辑、现实基础与微观证据

殷志高，任太增

（1.河南大学经济学院，河南 开封 475001；2.河南师范大学商学院，河南 新乡 453007）

一、引言

构建双循环新发展格局是新发展阶段党中央综合审视国内外形势而提出的重大战略举措，其重点是提振国内需求，而扩大农村消费是重中之重。国家统计局数据显示，2021年我国农村居民消费水平已经达到18 601 元，比2000年增长了近10倍，但仍未达到同期城镇居民消费水平的一半，且远低于全国居民消费水平。释放农村居民消费潜力已经成为当前亟待解决的重要问题。随着数字信息技术的不断渗透，农村居民消费习惯、消费模式发生了深刻变化。移动互联网是移动终端与互联网有机结合的产物，具有灵活、便捷、适用场景广泛的特点。如今，移动互联网已经深度融入人们的日常生活，在突破市场时空限制、刺激农村居民消费需求、满足其物质和精神需求、推动农村经济发展方面发挥着非常重要的作用[1]。在国际政治、经济形势日趋复杂的背景下，扩大国内需求、刺激国民消费的重要性日益凸显。农村居民作为我国多元化消费主体的重要组成部分，在培育新的消费增长点、畅通国内大循环方面扮演着重要角色，探讨如何借助移动互联网提升农村居民消费意愿、满足农村居民多元化消费需求、释放农村居民消费潜力具有重要意义。

对于收入与消费的因果关系（收入决定消费），既有文献已经达成共识[2-3]。当前关于互联网对农村居民消费影响的研究主要有宏观和微观两种视角。基于宏观视角，刘湖等[4]、曾洁华等[5]发现，省级层面的互联网发展对农村地区消费水平和消费结构均具有正向作用，特别是在互联网发展水平高的地区，网络购物规模更加庞大，新型消费模式成为驱动消费扩张的直接因素[6]；黄雨婷等[7]指出，互联网能够通过增加商品供给、降低商品价格等促进消费扩张；汪洋等[8]发现，互联网能够促进农村居民消费率的提高，但对城镇居民消费率的影响不显著。基于微观视角，既有研究也证实了互联网对农村居民消费的扩大和升级作用[9-10]。比如，万（Wan）等[11]发现，宽带建设显著促进了中国农村居民消费的增长，不过这种积极作用主要以移动手机的普及为传导机制，电脑的使用对消费增长具有挤出效应；侯赛因（Hossain）等[12]针对孟加拉国农村地区的研究证实，移动电话的使用能显著促进居民收入的增加，并进一步通过平滑效应推动消费增长；陈战波等[13]发现，移动支付有利于增加农村居民消费总量和发展型消费占比，但同时也存在拉大农村数字鸿沟的可能。

在关于互联网对农村居民消费影响的研究中，认为互联网有利于消费扩大和升级的占大多数，就移动互联网对农村居民消费深层影响及其内在机理进行剖析的比较缺乏。相比于传统的PC互联网，移动互联网兼具移动接入、终端多样、场景丰富等多种新特征，能够满足消费者多元化的需求，促使传统消费向数字消费逐步迈进，推动消费扩大和升级，这对新时期提振国内需求乃至提升国民经济循环效率具有重要作用。基于此，本研究系统探讨移动互联网对农村居民消费的影响，以期为释放农村消费潜力、畅通国内大循环提供有益参考。相比于以往研究，本研究的边际贡献，一是从消费模式变迁视角，阐释移动互联网推动农村居民消费扩大和升级的理论逻辑，归纳中国情境下的制度、经济与技术基础；二是利用2019年中国家庭金融调查（CHFS）的农村数据①，考察移动互联网对农村居民消费水平、消费结构、消费不平等程度的影响。

二、理论逻辑与现实基础

（一）移动互联网影响农村居民消费的理论逻辑

移动互联网在居民家庭的广泛使用是现代科学技术向经济社会渗透的重要标志，这无疑会促使社会再生产各环节发生深刻变革。当前，在消费领域，移动互联网极大地推动了支付电子化、购物网络化、信贷数字化进程[14-16]，对农村居民生活习惯与行为方式产生了潜移默化的影响，而这最终将对农村居民消费水平与消费结构产生影响。

1.推动支付便利化，降低消费成本

移动互联网为电子支付提供了必要的技术支撑，以电子货币结算有利于降低农村居民消费成本，增强农村居民消费意愿。首先，相对于传统的现金支付方式，电子支付方式允许用户将一定数量的资金以虚拟货币的形式放入电子钱包，这有利于降低消费过程中产生的隐性交易成本（如消费者往返银行存取纸币所要投入的时间和精力、现金找零带来的时间损耗）。此外，电子支付平台还经常在店铺优惠的基础上为消费者提供代金券减免等折扣优惠，而这将直接增加消费者主观剩余，增强消费者购买意愿。其次，因交易性动机而持有的现金通常会伴随着利息的损失，而电子支付可以有效降低这种成本。当前，我国居民比较常用的电子支付平台主要是支付宝和微信支付，二者分别为用户提供了既能获取分红收益又能满足即时支付需要的余额宝和零钱通。将存款置于该类型理财产品，有助于减少消费者因持有现金而造成的利息损失，满足消费者对其他日常交易性货币的需求，缓解流动性约束、释放消费潜力。最后，除经典消费理论中的收入性约束外，节俭心理也是制约农村居民扩大消费的重要因素，这意味着消费行为在给消费者带来满足的同时，也会使之产生支付痛苦[17]，而电子支付可以降低消费者心理成本、减少消费者支付痛苦。在电子支付模式下，结算方便快捷，货币的减少在直观上仅显示为资金账户中数字的变化。这可在某种程度上降低消费者心理成本，缩短其支付痛苦持续时间，在无形中增强其消费意愿、诱发其高层次消费需求。

2.推动购物网络化，扩大市场范围

借助移动互联网进行线上购物，能够在时间和空间二重维度上扩大农村商品市场范围，促进供需匹配[18]。一方面，网络购物可以在时间上扩大农村商品市场范围。传统的商品市场大多依托于有形的卖场和商铺，且需要配备一定数量的营业辅助人员，以面对面的方式满足消费者购物需求。受工作时长、低谷营运成本等因素限制，只有较少的线下消费场所能够全时段开放并满足消费者需求，而大多数农村商品市场只能在特定的时间段开门营业，这种制度性的时间节奏会在一定程度上抑制消费潜力的释放。网络购物平台的经营不受时间约束，这种24 小时全天候的营业模式可大大削弱时间限制，有助于满足消费者在任意时段的购物需求。另一方面，网络购物可以在空间上扩大农村商品市场范围。传统农村商品市场所能提供的商品往往种类有限，且主要用以满足农村居民的生存型消费需求，难以满足其高层次消费需求。而在商家对消费者（B2C）电子商务模式下，线上交易平台主要是一种无形市场。也就是说，该市场具有无限的空间延展性，借助线上交易平台，供给端可以向全国乃至全世界发布商品信息，需求端可以浏览、搜索、购买来自世界各个国家或地区的商品，买卖双方在空间上的距离逐渐变得模糊。这意味着农村居民可以突破地理空间限制选择更多种类、更高层次的商品，这有利于农村居民消费的扩大和升级。

3.推动信贷数字化，缓解流动性约束

移动互联网可帮助信贷服务向长尾群体有效渗透，使农村居民能够便捷而容易地获得正规金融服务。这有助于农村居民改变消费观念、接受信用消费模式、缓解流动性约束，故而能刺激其消费需求的增长。在传统节俭文化的长期影响下，我国大部分居民都有量入为出、以备后用的习惯，特别是农村居民更倾向于通过储蓄来应对将来可能面临的大额支出。这样的预防性动机会减少农村居民当期消费，抑制其消费的扩大和升级。此外，金融服务门槛也是制约消费扩大的重要因素。这既与需求侧因不了解、不信任而产生的自我金融排斥有关，也与传统金融服务供给主体单一、机构网点覆盖不足、无法满足居民金融需求有关。随着数字信贷产品的出现，农村居民的传统消费理念受到强烈冲击，超前消费、信用消费模式得以推广。在移动互联网支持下，消费金融与电子支付、网络购物相互关联，能有效缓解居民当期流动性约束，满足居民日常消费需求。我国传统的消费金融授信主要面向城市，对农村消费市场关注较少[19]，我国农村居民消费观念普遍比较保守，且很多人有节俭习惯或面临流动性约束，这些导致农村居民整体消费水平和结构处于较低的状态。移动互联网与传统消费信贷业务有机结合，能促使农村居民转变思想观念，更多注重现时与高层次消费需求，实现消费的扩大和升级。

（二）移动互联网影响农村居民消费的现实基础

进入新时代，我国社会主要矛盾发生了深刻的变化。居民生活需求已经不再仅仅局限于基本的物质需求，而是开始涉及多样化、多层次、多方面的精神文化需求。随着中国特色社会主义市场经济的进一步发展和完善，国家顶层设计不断赋能体制机制创新，超大规模市场优势日益凸显，数字信息技术持续迭代升级，这些都为移动互联网促进农村居民消费扩大和升级奠定了坚实基础。

1.制度基础：体制机制长效激励

在发掘居民消费潜力、促进消费扩大和升级的过程中，商品供给、市场监管、消费者保护等方面的短板亟待补齐。通过有为政府的引导破除消费体制机制障碍，是促进消费增长、扩大国内需求的必要前提。2015年印发的《国务院关于积极发挥新消费引领作用加快培育形成新供给新动力的指导意见》强调指出，以移动互联网为代表的现代信息技术正在改变消费习惯、变革消费模式、重塑消费流程，广泛带动教育、医疗、旅游、文化等各领域的消费，要把信息消费作为消费升级的重点领域和方向，充分发挥新消费的引领作用，形成经济增长新动力[20]。2018年印发的《中共中央国务院关于完善促进消费体制机制进一步激发居民消费潜力的若干意见》指出，各地区各部门要制定完善适应平台模式、共享经济等创新发展的法律法规，通过积极培育网络消费引导消费新模式快速孕育成长，壮大消费新增长点[21]。2022年印发的《国务院办公厅关于进一步释放消费潜力促进消费持续恢复的意见》指出，要加快线上线下消费有机融合，培育壮大“互联网+”消费新业态，深入开展国家电子商务示范基地和示范企业创建工作，创新消费业态和模式，促进消费有序恢复发展[22]。此外，近些年我国还出台了一系列支持互联网与居民消费相结合的政策法规。比如，2018年8月31日第十三届全国人民代表大会常务委员会第五次会议通过的《中华人民共和国电子商务法》、2021年国家市场监督管理总局发布的《网络交易监督管理办法》、2015年人民银行等十部门发布的《关于促进互联网金融健康发展的指导意见》、2020年最高人民法院印发的《关于审理涉电子商务平台知识产权民事案件的指导意见》等。上述法律法规和指导意见为通过移动互联网促进居民消费扩大和升级奠定了坚实的制度基础。

2.经济基础：超大规模市场优势

我国是一个人口基数、经济体量均处于世界前列的超大型经济体，随着经济发展水平进一步提高，其生产部门的供给能力和消费部门的需求能力日益增强，在此基础上逐渐形成的超大规模市场为通过移动互联网促进居民消费扩大和升级带来规模上的优势。从经济总量看，我国于2010年超过日本成为世界第二大经济体，且持续保持较高的经济增长速度，即使受到新冠肺炎疫情冲击，我国经济也率先实现了复苏，充分展示了国内市场的规模与韧性优势。超大规模市场必将带动超大规模国内需求。根据国家统计局数据统计，1978—2019年我国最终消费支出、资本形成总额、货物和服务净出口对国内生产总值增长的年均贡献率分别为59.26%、37.36%、3.41%，分别拉动国内生产总值年均增长5.40、3.89、0.15 个百分点。可以看出，消费始终是拉动我国经济增长的“头号马车”，特别是2010年之后我国最终消费率持续提升，消费作为国民经济压舱石的作用愈发凸显。但也要注意到，1978—2019年我国居民平均消费倾向总体呈现下降趋势。这表明，随着可支配收入的增加，我国居民消费增长相对不足。鉴于此，应在居民收入之外寻找其他因素作为消费新的增长点，这是当前释放消费潜力、刺激内需增长的一种可行思路。随着新一轮科技革命的深入推进，产业数字化和数字产业化将从供给侧持续推动国民经济的结构性改革，促使商品市场供给逐步实现提质增效；移动互联网和移动智能终端的普及将从需求侧引发消费模式变革，提升居民消费意愿和消费能力。移动互联网是进一步发挥我国超大规模市场优势、推动消费需求扩张的重要媒介。

3.技术基础：网络设施持续升级

2015年，党的十八届五中全会提出，要实施网络强国战略。现代信息技术、网络技术作为国家科学技术进步的重要标志，能极大地推动我国网络基础设施建设、网络接入终端升级、应用程序（APP）开发的进程，为通过移动互联网促进居民消费扩大和升级提供强大的技术支撑。在网络基础设施建设方面，2021年我国的三家基础电信企业连同中国铁塔股份有限公司共计完成电信固定资产投资4 058亿元，其中移动通信投资占全部电信投资的比重为47.9%，直接带动移动通信基站增加了65万个，使全国移动基站累计达到996万个，极大地扩展了我国移动互联网的覆盖范围。2021年我国移动数据及互联网业务收入为6 409亿元，是同期固定数据及互联网业务收入的1.46 倍，占全年电信业务收入的比重接近半数，在网络效应的影响下移动互联网用户规模将进一步扩大。在网络接入终端方面，移动智能终端正在逐渐替代固定网络终端，成为数字时代人们对网络接入终端的主流选择。2021年，全国移动电话用户净增4 875 万户，累计达到16.43 亿户，其中4G 和5G 智能移动电话占全部移动电话的比重为86.7%，平均每百人拥有移动电话116.3部，远远高于电脑等固定网络终端的普及率。在应用程序开发方面，我国移动应用程序数量规模庞大，用途各异的应用程序已经融入居民日常生活。2021年我国市场上的各类移动应用程序达到252万款，其中电子商务类应用程序占9.84%，在所有类型的应用程序中排名第四，是普通居民家庭进行线上购物的重要渠道。除上述网络基础设施、网络接入终端和应用程序外，人工智能、区块链、云计算、大数据等数字技术也在不断迭代升级，为通过移动互联网促进居民消费扩大和升级提供有力支撑。[23]

三、实证研究设计

（一）模型构建

如上分析表明，移动互联网对居民消费的影响具有理论和现实基础。为进一步检验移动互联网能否促进消费扩大和升级，本研究借鉴杨晶等[24]、贾立等[25]的做法，以中国农村家庭为样本，实证分析移动互联网对农村居民消费水平和消费结构的影响。构建如下计量模型：

其中，con_leveli、con_structurei均为被解释变量，分别表示第i个家庭的农村居民消费水平和消费结构；m_interneti为核心解释变量，表示第i个家庭的农村居民移动互联网使用情况；Xi为控制变量（涉及户主、家庭、社区、省份四个层面）；α、β、γ为系数；εi为随机干扰项。

（二）变量选取

1.被解释变量

本研究的被解释变量为农村居民消费水平（con_level）和农村居民消费结构（con_structure）。

本研究先参考乔智[26]的做法，以家庭为单位，将中国家庭金融调查数据中关于消费的各项数据加总得到家庭总消费，再利用家庭总消费和人口数计算得到家庭人均消费，最后对家庭人均消费取对数，用该对数值来衡量农村居民消费水平（con_level）。

按照马斯洛需求层次理论，居民消费结构的演化升级是一个低层次消费需求占比下降、高层次消费需求占比上升的动态过程。本研究根据马斯洛需求层次理论，结合齐红倩等[27]的做法，用发展享受型消费占家庭总消费的比重衡量农村居民消费结构（con_structure），描绘农村居民消费结构升级的过程。本研究的发展享受型消费包括：家庭设备服务消费、交通通信消费、教育文娱消费和医疗保健消费。

2.核心解释变量

本研究的核心解释变量为移动互联网（m_internet）。对农村居民而言，智能手机是其接入移动互联网最主要的终端设备，其手机类型能较为准确地反映农村居民使用移动互联网的情况[28]。本研究以此来定义移动互联网使用情况：若使用智能手机，m_internet赋值为1；若使用非智能手机或没有手机，m_internet赋值为0。为验证结论的可靠性，将在稳健性检验中以居民月均通信网络费支出作为移动互联网的替代变量，并再次进行回归。

3.控制变量

基于既有研究，分别从户主、家庭、社区、省份四个层面选取相关控制变量[24-25]。其中，户主层面的控制变量包括：性别（sex）、年龄（age）、年龄的平方（age2）、健康状况（health）、受教育程度（education）、风险偏好（risk）；家庭层面的控制变量包括：家庭总收入（income）、家庭净财产（asset）；社区层面的控制变量包括：社区收入差距（inequal）；省份层面的控制变量包括：地区生产总值（lngdp）。

本研究主要变量与说明参见表1。

表1 本研究主要变量与说明

（三）数据来源与说明

考虑到各变量指标数据的可获得性，选择2019年中国家庭金融调查的农村数据作为本研究的微观数据。这套数据中关于农村居民消费的统计数据涉及食品消费、衣着消费、居住消费、家庭设备服务消费、交通通信消费、教育文娱消费、医疗保健消费、其他消费等多个方面。在对原始数据进行处理后得到11 169个农村家庭样本。样本覆盖我国29 个省份（不含香港、澳门、台湾、西藏、新疆地区），具有较强的代表性。本研究中的地区生产总值数据来自《中国统计年鉴2020》。

本研究主要变量的描述性统计结果参见表2。

表2 主要变量的描述性统计

四、实证结果与分析

（一）基准回归

移动互联网与农村居民消费的基准回归结果参见表3。可以看出，在未加入控制变量时，核心解释变量对农村居民消费水平和消费结构的回归系数均显著为正。这表明，移动互联网能够促进农村居民消费水平提升和消费结构升级。进一步，在加入一系列控制变量之后，核心解释变量的回归系数依然均显著为正，只是数值有所变小。这表明，在不考虑户主、家庭、社区、省份层面因素影响的情况下，计量模型可能会高估移动互联网对农村居民消费的扩大和升级作用。

（二）内生性检验

表3所示的基准回归结果显示，移动互联网可以促进农村居民消费扩大和升级。但考虑到核心解释变量移动互联网易受户主和家庭层面因素影响（户主年龄、受教育程度，家庭经济状况等均与移动互联网使用关系密切），存在自选择问题，而本研究使用的多元线性回归模型通常很难克服这类问题，因此，其基准回归结果的可靠性存疑，需要进一步检验。为控制自选择问题带来的内生性偏误，将使用移动互联网的家庭归入实验组，将未使用移动互联网的家庭归入控制组，并以性别、年龄、健康状况、受教育程度、家庭总收入、家庭净财产等为匹配变量，利用倾向得分匹配法计算移动互联网对农村居民消费水平和消费结构的平均处理效应（Average Treated Effect on Treated，ATT）。基于倾向得分匹配法的内生性检验结果参见表4。可以看出，在匹配前，移动互联网对农村居民消费水平和消费结构的平均处理效应分别为0.343 8 和0.052 2，与未加入控制变量时的基准回归结果保持一致。在分别进行近邻匹配（Neighbor Matching）、半径匹配（Radius Matching）、核匹配（Kernel Matching）、局部线性匹配（Local Linear Matching）后，移动互联网对农村居民消费水平和消费结构的平均处理效应均为正值，且各自对应的t统计量均大于5%显著性水平上的临界值（1.96）。可见，在控制自选择问题带来的内生性偏误后，移动互联网能促进农村居民消费扩大和升级的结论依然成立。

表3 移动互联网对农村居民消费水平和消费结构的基准回归结果

表4 基于倾向得分匹配法的内生性检验结果

如前所述，移动互联网能促进农村居民消费扩大和升级。与此同时，农村居民消费水平的提升意味着其对智能手机、平板电脑等耐用品需求的增加，消费结构的升级意味着其发展享受型消费需求占比的增加，而移动互联网作为农村居民进行外界信息获取、休闲娱乐等发展享受型消费的重要媒介，其使用率也会相应增加。可见，消费的扩大和升级也会带来对移动互联网使用的增加，而这种反向因果关系也会导致内生性偏误。本研究使用工具变量法来控制反向因果关系带来的内生性偏误。参考周广肃等[29]的做法，选择区县层面的移动互联网使用比例（iv_internet）②作为移动互联网（m_internet）的工具变量，利用两阶段最小二乘法进行回归。基于两阶段最小二乘法的内生性检验结果参见表5。由表5列（1）可以看出，在第一阶段的回归中，工具变量对移动互联网的回归系数显著为正。这表明，区县层面的移动互联网普及对农村居民具有示范效应，能促使其接入移动互联网。表5列（2）、列（3）显示了第二阶段即加入工具变量后的回归结果。可以发现，移动互联网对农村居民消费水平和消费结构的回归系数仍然显著为正。这表明，在考虑反向因果关系可能带来的内生性偏误后，移动互联网能够促进消费扩大和升级的结论依然成立。

表5 基于两阶段最小二乘法的内生性检验结果

（三）稳健性检验

本研究的稳健性检验主要通过替换解释变量衡量指标和剔除极端样本两种方法进行。

1.替换解释变量衡量指标

本研究在基准回归中以是否拥有智能手机来衡量核心解释变量，这种做法可以在很大程度上反映农村居民使用移动互联网的情况。不过，该指标也存在一定的局限性：一是仅以智能手机来代表移动互联网接入终端，不能体现移动互联网接入终端的多样性特点；二是仅以“是”和“否”来反映移动互联网接入情况，不能体现农村居民对移动互联网的使用深度。因此，为检验结论的稳健性，本研究换用能反映移动互联网使用深度的居民月均通信网络费支出（fee_internet）作为核心解释变量的衡量指标，并再次进行回归。替换核心解释变量衡量指标后的回归结果参见表6列（1）、列（3）。可以看出，在替换核心解释变量的衡量指标后，移动互联网对农村居民消费水平和消费结构的回归系数依然显著为正。这表明，基准回归结果是可靠的。

2.剔除极端样本

为避免极端值对回归结果的影响，对原始样本中的消费水平和消费结构指标分别进行1%缩尾处理，然后再次进行回归。剔除极端样本后的回归结果参见表6列（2）、列（4）。与基准回归结果相比，核心解释变量的回归系数变化不明显，这再次验证了基准回归结果的稳健性。

表6 稳健性检验结果

（四）异质性检验

不同类型的农村居民往往具有不同的消费习惯，其使用移动互联网的情况也不尽相同，这导致移动互联网对其消费水平和消费结构的影响存在异质性。为检验这种异质性，分别按所在地、户主年龄阶段、经济状况对样本（11 169个农村家庭）进行分类。若样本所在地归一线城市管辖，称之为“一线城市样本”；若样本所在地归非一线城市管辖，称之为“非一线城市样本”。若样本的户主为青年人或中年人（20～＜60 岁），称之为“中青年样本”；若样本的户主为老年人（≥60 岁），称之为“老年样本”。若样本是低保户，称之为“低保户样本”；若样本不是低保户，称之为“非低保户样本”。异质性检验结果参见表7。其中，表7列（1）、列（4）显示了基于一线城市样本和非一线城市样本的回归结果。可以发现，相比于非一线城市样本，在一线城市样本中移动互联网对农村居民消费的促进作用更强。这主要是因为，一线城市居民的消费观念比较开放，同时其较为完善的市场环境也能为移动互联网发挥消费扩大和升级效应提供良好的外部条件。表7列（2）、列（5）显示了基于中青年样本和老年样本的回归结果。可以发现，相比于老年样本，在中青年样本中移动互联网对农村居民消费的影响更大。这是因为，中青年群体使用移动互联网的频率更高，对移动支付、线上购物等网络技能的掌握更加全面，而这些均有助于移动互联网消费扩大和升级效应的发挥。表7列（3）、列（6）显示了基于低保户样本和非低保户样本的回归结果。可以发现，在低保户样本中，移动互联网未能有效促进农村居民消费水平的提升，但明显推动了其消费结构的升级。这可能是因为，农村低保户普遍存在多维贫困问题，在资源禀赋和消费习惯上面临约束，移动互联网很难促使其突破消费上限，但在消费上限不变的前提下，移动互联网有助于其发展享受型消费占比的增加。

表7 异质性检验结果

（五）进一步分析：移动互联网与农村居民消费不平等程度

消费不平等是经济福利不平等的直观表现。为更加深入地认识移动互联网对农村经济福利分布的影响，本研究进一步探讨移动互联网对农村居民消费不平等的影响。

根据已有研究，可以通过确定某一个体相对于组群中更高消费水平个体的劣势地位，判断该个体所面临的消费不平等状况。在相关研究用以衡量消费不平等程度的指标中，比较常见的是卡克瓦尼（Kakwani）[30]提出的衡量相对剥夺水平的卡克瓦尼指数。该指数计算公式如下：

其中，kakwanii表示第i个家庭的卡克瓦尼指数，yi表示第i个家庭的人均消费，μy表示全部样本家庭人均消费的平均值，表示人均消费超过yi的家庭人均消费的平均值，表示人均消费超过yi的家庭占全部样本家庭的百分比。

本研究以家庭为单位，利用各农村家庭人均消费计算出卡克瓦尼指数，并以此衡量农村居民消费不平等程度（con_kakwani）。移动互联网对农村居民消费不平等程度的回归结果参见表8。全样本结果显示，移动互联网对农村居民消费不平等程度的回归系数显著为负。这表明，移动互联网能够缓解农村居民消费不平等状况，有利于农村民生改善和福利增进。按所在地和户主年龄阶段划分的细分样本结果显示，在非一线城市样本和老年样本中，移动互联网对农村居民消费不平等状况的缓解作用更明显。这是因为，移动互联网能通过提供有效的消费途径，抑制非一线城市样本与一线城市样本之间、老年样本与中青年样本之间农村居民消费差距的扩大。也就是说，如果没有移动互联网，不同类型农村居民之间的消费差距可能会更明显。按经济状况划分的细分样本结果显示，相比于非低保户样本，移动互联网对农村居民消费差距的弥合作用在低保户样本中表现得不显著。这是因为，低保户普遍具有多维相对贫困、消费意愿不足等特征，而这会抑制移动互联网作用的有效发挥。

表8 移动互联网对农村居民消费不平等程度的回归结果

五、结论与建议

（一）研究结论

扩大农村消费、培育完整内需体系、畅通国内大循环是我国构建双循环新发展格局的基础，而移动互联网等现代信息技术正在深刻改变农村居民消费习惯和消费模式。本研究系统考察了移动互联网对农村居民消费的影响，主要结论如下：

第一，移动互联网能够促进农村居民消费水平提升和消费结构升级。移动互联网能够加快支付便利化、购物网络化、信贷数字化进程，对农村居民消费水平和消费结构具有显著正向作用，能有效刺激我国农村居民消费需求扩张，引导农村居民产生更高层次的消费需求。

第二，移动互联网对农村居民消费水平和消费结构的影响具有异质性。相比于非一线城市样本、老年样本和低保户样本，在一线城市样本、中青年样本和非低保户样本中，移动互联网对农村居民消费的影响更大，更有利于消费的扩大与升级。

第三，移动互联网能够降低农村居民消费不平等程度，且这种作用具有异质性。移动互联网有助于农村居民消费差距的缩小，且这种效果在非一线城市样本、老年样本中表现得更明显，在低保户样本中表现得不明显。

（二）对策建议

在我国，以移动互联网促进农村居民消费扩大和升级具有坚实的现实基础与行之有效的实现路径。当前，要更多关注新技术带来的消费模式变革，充分发挥移动互联网对农村居民消费的促进作用。

第一，加快移动互联网基础设施建设。要重点补齐偏远地区和农村地区信息化发展短板，推进网络提速降费工程，降低居民使用移动互联网的成本，拓展移动互联网覆盖广度和使用深度，充分发挥移动互联网对农村居民消费的扩大和升级作用。

第二，切实提升弱势群体移动互联网素养。移动互联网是当前最常用的网络形态，但仍有相当大一部分农村居民使用移动互联网的意识不强。要构建面向弱势群体的网络普及教育体系，增强农村居民使用移动互联网的意愿和能力，抑制移动互联网的非对称影响，防止数字鸿沟拉大。

第三，积极开发移动互联网应用场景。充分利用现代信息技术的包容性普惠性特点，实现移动互联网与商品选购、支付、物流、收货等各环节的紧密结合，增强农村居民消费的灵活性便捷性，缩小农村居民消费差距，提升农村居民幸福感和农村整体社会福利水平。

注释：

①2019年中国家庭金融调查的农村数据来自西南财经大学中国家庭金融调查数据与研究中心中国家庭数据库（http：//chfser.swufe.edu.cn/datas/Products/Datas/DataList）。

②区县层面的移动互联网使用比例=区县范围内使用移动互联网的农村家庭数/区县范围内农村家庭总数。