数字经济、消费结构与居民福利

李晓钟，韩本登

（杭州电子科技大学经济学院，杭州 310018）

0 引言

数字经济的快速发展为我国居民的消费带来了许多改变，如电子商务销售额呈现逐年递增的态势，研究数字经济对我国居民消费结构的影响，以及这种影响给人们带来的福利效应的变化，对我国制定促进数字经济发展、刺激消费、优化消费结构等相关政策能提供一定的参考。本文利用2015—2020 年中国省域层面的数据，从纵向和横向两个角度实证分析数字经济对居民消费产生的影响，并模拟在一些特定情况下数字经济发展水平对居民福利水平的影响效应。本文采用实证模型从多个层面分析数字经济对居民线上消费影响效应的特征；采用QUAIDS模型分析数字经济不同发展水平地区居民消费结构的差异；模拟比较当数字经济发展水平或物价水平发生变动时，数字经济不同发展水平地区居民福利水平的变动差异，为政府相关部门决策提供参考。

1 理论分析与研究假设

1.1 数字经济与线上线下消费

数字经济会影响居民线上消费倾向，这可以从两个角度来进行解释：一方面，数字经济的发展意味着搜索引擎的优化、线上信息的完善等，这使得在网络上获取信息及利用信息的成本将变得更低。Goldfarb 和Tucker（2019）[1]认为数字经济降低了经济活动的搜索成本、复制成本、运输成本、追踪成本及验证成本。更低的成本使得居民更有动机去选择线上消费，白硕等（2018）[2]研究了成都市居民的网络消费特征，也发现节约成本是居民线上消费的主要动机之一。另一方面，不断发展的网络能更智能地推荐用户感兴趣的内容。数字化发展使人的消费方式等受到影响，出现“精准被消费”现象[3]，而数字化的评级系统相比传统的评级机构，能给网上购物的消费者带来更多的消费者盈余[4]，这会驱使消费者进行更多的网上消费。据此，本文提出：

假设1：数字经济对消费的纵向结构存在影响，具体表现为数字经济提高了居民的线上消费额以及消费比例。

1.2 数字经济与不同类型消费品

居民对不同类型消费品的偏好差异在一定程度上可以从商品支出弹性与价格弹性两个方面得到体现，而数字经济对居民消费支出与商品价格这两个层面都产生影响。一方面，数字经济对经济高质量发展具有促进作用，更好地匹配了供需[5]，为居民消费带来了新的增长点；另一方面，数字经济影响了商品价格，例如，随着数字经济的发展，企业能获取更多信息以实行价格歧视，进而影响消费者的行为和福利[6]。通过这两条路径，数字经济的发展最终会对居民的横向消费结构产生影响。

现有文献提及的消费结构主要是指消费的横向结构，有研究显示，互联网的发展促进了农村居民消费结构的转变，并且呈现一定的区域差异[7]。在居民消费结构的变化方面，目前广受认可的观点是随着互联网等新兴技术的发展，居民将越发倾向于进行发展型与享受型消费[7,8]，由此可知，居民的横向消费结构受新兴技术的影响逐步转变。据此，本文提出：

假设2：数字经济对消费的横向结构存在影响，具体体现为数字经济影响了居民对不同类型消费品的消费倾向。

1.3 数字经济与居民福利

数字经济通过影响居民消费结构，进而引起福利水平的变动。在其他条件不变的情况下，物品价格的上升相当于居民实际购买能力的下降，意味着福利的损失，本文在假设2的基础上进行拓展，若数字经济对居民消费结构存在影响，则当不同消费品价格上涨时，其对不同数字经济发展水平地区居民的影响也存在差异。

学者们对新兴技术为人们带来的福利效应进行了研究，认为数字经济与居民的福利水平密切相关，新兴技术在一定程度上提高了居民的福利水平[4,9]。一方面，数字经济的发展为居民的日常生活提供了诸多便利，为消费者提供了更多选择，居民可以以更低的成本获取自己想要商品的信息或直接进行购买，因此从消费的角度来说，更高的数字经济发展水平可以使居民获得额外效用；另一方面，更完善的信息基础设施能帮助居民获取各种实况信息。因此，随着数字经济发展水平的提升，居民抵御外界风险的能力会有所增强，数字经济的发展对我国居民福利水平存在影响。据此，本文提出：

假设3：当各类消费品价格发生变动时，不同数字经济发展水平地区居民福利损失存在差异；当其他条件一定时，数字经济的发展在提高居民福利水平的同时，还能降低总体物价上涨导致的福利损失。

2 研究设计

2.1 模型选择

2.1.1 数字经济对消费纵向结构的影响

根据假设1，为检验数字经济发展水平对居民线上消费额与线上消费比例的影响，设定如下基准回归模型：

其中，salei，t表示网上消费额，rsalei，t表示网上消费比例，DEi，t表示数字经济发展水平，Controls表示所选的控制变量，β10、β20为常数项，β11、β21、β1、β2 为对应变量的系数，τ1i，t、τ2i，t表示误差项。

由于数字经济与居民线上消费额和线上消费比例可能不仅仅是简单的线性关系，因此，为了进一步分析其中的影响机制，将数字经济发展水平作为门槛变量，设定门槛模型的基本形式如下，按实际的检验结果确定门槛数。

其中，L(∙)若满足括号内条件，则取值为1，否则取值为0；q为测算出的门槛值；β30、β40为常数项；β31、β41、β3、β4 为对应变量的系数；τ3i，t、τ4i，t表示误差项。

2.1.2 数字经济对消费横向结构的影响

参考程名望和张家平（2019）[10]的消费分类方式，同时考虑到居住消费在整体消费支出中的比例明显上升，故将居住单分成一组，最终形成生存型消费（食物+衣着）、居住消费（居住）、享受型消费（交通通信+家庭设施）、发展型消费（文教娱乐+医疗保健）、其他消费这五类消费。根据假设2，为检验数字经济对居民不同消费品支出倾向的影响，选择合适的消费系统模型测算居民对不同消费品的支出弹性及价格弹性。常见的需求系统模型有AIDS 模型、ELES 模型、QUAIDS 模型以及EASI 模型，在常规的AIDS模型与ELES 模型中，各类消费支出与总消费呈现线性关系，而QUAIDS 模型考虑到了支出的二阶效应，EASI 模型则没有阶数的限制，EASI模型可取最高支出阶数为（消费类型数-2）。因此，在选择模型前，需要了解各类消费品支出比例与总消费支出之间的关系，本文选择以高斯核作为内核的加权局部多项式回归对各消费类型的恩格尔曲线进行平滑拟合，结果显示，部分消费类型的消费比例与支出之间明显呈现非线性变化的特点。本文先使用EASI模型进行检验，结果显示，支出的一次项、二次项、三次项在各消费比例方程中并不显著，因此，选择QUAIDS 模型进行后续的检验分析。

Banks等（1997）[11]提出了QUAIDS（二次几乎完美需求系统）模型，该模型在消费领域尤其是食物消费中获得了较为广泛的应用，该模型满足间接效用（lnV）函数：

Banks等（1997）[11]在此基础上对消费比例表达式进行了推导，公式如下：

消费比例表达式中涉及函数的具体形式如下：

其中，wi表示第i种消费品的支出比例；J表示消费品的类别数，本文为5；m表示总消费支出；pi表示第i种消费品的价格，本文以地区相应消费类型的价格指数代替；A(p)表示综合价格指数；r等于m/A(p)；α、β、γ、λ为待估参数。模型需要满足加总性、齐次性和对称性。

Poi（2012）[12]建立了加入特征变量后的QUAIDS模型，具体表达式如式（8）所示。

其中，K表示加入特征变量的个数，ρ、η为待估参数，其他字母含义同上。本文选取了各省份数字经济发展水平、城镇化水平、年份作为特征变量。

Poi（2012）[12]在增加了特征变量的QUAIDS 模型基础上进行推导，得到消费品的各类弹性，其中马歇尔未补偿弹性（εij）、支出弹性（μi）、希克斯补偿弹性（，当i=j时，表示第i类消费品的希克斯自弹性）的计算方法分别如式（9）至式（11）所示。

其中,δij为Kronecker 函数，当i=j时，输出值为1，否则为0。

2.1.3 居民福利的测算

为验证假设3，在QUAIDS 模型的基础上进行福利的测算，主要考虑下面两个方面。

（1）物价变动导致的福利变动

为了衡量各类消费品价格变动对数字经济不同发展水平地区居民福利产生的影响，本文采用补偿变动法进行分析。当价格上升时，为维持原来的效用水平，应给予消费者货币补偿的数值计算公式如式（12）所示。

对补偿变动方程进行二阶泰勒展开。可得：

其中，CV表示补偿值，ωi(∙)函数表示第i类消费品的希克斯需求。以消费支出代替其中的效用水平，可得消费品的马歇尔需求，即wi(∙)，经过换算最终得到：

假设第i类消费品的价格上升比例为t1，其他消费品价格不变，则福利变动方程可写为：

其中，表示第i类消费品的希克斯自弹性。式（15）可分为两个部分，分别体现价格变化对福利影响的一阶效应和二阶效应，一阶效应可以表示为价格上升带来的直接影响，一般表现为福利的损失；二阶效应可以表示为替代效应，当消费品的自弹性为负时，表示居民会减少在该消费品上的支出，并购买替代品，因此可以缓解一阶效应带来的福利损失，消费品自弹性为正时则相反。

（2）数字经济继续发展导致的福利变动

将加入特征变量的函数代入间接效用函数，如式（16）所示。

其中，z1表示数字经济发展水平，其他字母含义同上。假设数字经济发展水平提高幅度为t2，α0等于0，且其他条件保持一致，则效用函数可以表示为：

2.2 变量说明与数据来源

2.2.1 核心解释变量

本文的核心解释变量为数字经济发展水平。参考茶洪旺和左鹏飞（2016）[13]对互联网发展水平的测算方法，并在其基础上增加了数字化交易的子指标，构建了数字经济发展水平的指标体系，如表1所示。

表1 数字经济发展水平指标体系

指标体系数据主要来源于历年《中国统计年鉴》《中国互联网络发展状况统计报告》。为统一量纲，采用极差法对数据进行标准化处理：

其中，xi表示第i个指标的初始值，xi，max表示第i个指标的最大值，xi，min表示第i个指标的最小值，Xi表示标准化处理后的指标值。由于三级指标较多，因此本文采取主成分分析对数据进行降维。

本文先对数据进行相应的前置检验，其中KMO 值为0.872，Bartlett 检验拒绝了指标之间不存在相关性的假设，即本文数据适合采用主成分分析。主成分分析结果表明，前4 个主成分特征值大于1，并且累计方差达到0.8510，能够体现所选指标的主要信息，因此可选择这4个主成分。根据所选主成分中体现的各指标信息，结合主成分特征值与贡献权重，经过换算，可以得到三级指标权重。将各指标按各自权重加权求和可得到最终的数字经济发展水平。

2.2.2 其他变量

本文选取了8类消费品支出、8类消费品价格指数、城镇化率、居民人均可支配收入、居民人均消费支出、第三产业比重、人均网上实物零售额等变量。由于本文将8类消费支出分为5 组，其中部分组包含两类消费支出，因此其支出份额等于这两类消费支出份额之和，其价格则通过式（19）来计算。

其中，pi表示新分组中第i类消费品的价格，Wj、Wj+1表示新分组中第i类消费品中包含的两类消费品的支出比例，Pj、Pj+1表示新分组中第i类消费品中包含的两类消费品的价格。

2.2.3 数据来源

本文选取了2015—2020 年我国31 个省份（不含港澳台）的数据，数字经济发展水平（DE）利用上述指标体系进行测算，城镇化率（u）、居民人均可支配收入的对数（r）、居民人均消费支出的对数（ex）、第三产业比重（s）、生存型消费比例与价格（W1、P1）、居住消费比例与价格（W2、P2）、享受型消费比例与价格（W3、P3）、发展型消费比例与价格（W4、P4）、其他消费比例与价格（W5、P5）的数据主要来源于《中国统计年鉴》。变量的描述性统计如表2所示。

表2 变量描述性统计

3 数字经济对消费结构的影响

3.1 消费结构纵向比较

由于个人的网上消费额不易获取，因此本文使用人均网络实物零售额衡量线上消费额；网上购物消费比例使用人均网络实物零售额除以人均总消费额的值代替。基于式（1）、式（2），选择城镇化率、居民人均可支配收入、第三产业比重作为控制变量，进行基准的固定效应面板回归，结果如表3所示。由表3可知，数字经济对居民线上消费额具有显著的促进作用，同时对居民线上消费比例的促进作用也非常显著，这表明数字经济对我国居民的线上消费倾向产生了影响。

表3 数字经济对线上消费影响基准回归结果

利用式（3）、式（4）检验数字经济对线上消费额以及消费比例促进作用的非线性变化，结果表明，以线上消费额作为被解释变量时，三重门槛的P值明显大于0.1，因此选择以双重门槛形式进行回归；以线上消费比例作为被解释变量时，双重门槛的P值大于0.1，因此选择以单门槛形式进行回归，回归结果如表4所示。由表4可知，数字经济对线上消费的促进作用存在非线性特征，当数字经济发展水平跨越门槛值时，其对线上消费额与消费比例的促进效应呈现显著的边际效应递增特征，这是因为数字经济受到梅特卡夫效应的支配，其价值会随着节点数的增加而呈指数形式上升，不断发展的数字经济促使更多人接入互联网，并从网络购物中获得更大的效益。

表4 数字经济对线上消费影响门槛回归结果

将我国31 个省份划分为东、中、西部地区，按是否超过门槛值为标准计算各地区省份个数，结果存在较为明显的区域差异。在线上消费额和消费比例层面，东部地区数字经济发展水平超过第一重门槛或第二重门槛的省份个数随着时间的推移而逐渐增加，中西部地区省份则始终未超过第一重门槛。在数字经济发展水平超过门槛值的省份，居民更倾向于进行线上消费，故纵向消费结构的变动也更加明显。上述实证检验与分析表明假设1成立。

3.2 消费结构横向对比

基于式（8）检验数字经济对消费横向结构带来的影响。由于面板数据存在个体效应和时间效应，因此本文对数据进行去除个体效应的处理，在模型中分别加入数字经济发展水平、城镇化率、第三产业比重以及时间趋势变量作为特征变量①Wald检验的结果显示，在模型中加入数字经济发展水平变量后，模型的估计效果更好，模型的解释力也更强。。为了防止出现共线性，时间趋势变量t=ln（年份），采用Poi（2012）[12]提供的程序进行回归，结果如表5所示。

表5 QUAIDS模型回归结果

将2015—2020 年分成3 个时间段，基于式（10），测算各时间段的消费支出弹性，结果如表6 所示。各类消费的支出弹性为正，说明随着总支出的增加，各类消费的支出都会增加，其中生存型消费与居住消费缺乏弹性，并且其支出弹性呈现逐年递减的态势；享受型消费和发展型消费总体上富有弹性，并且其支出弹性处于逐年递增的态势。因此，随着总支出的增加，居民倾向于将更多的消费应用于享受和发展，这两类消费与新兴技术具有较紧密的联系。

表6 各时间段不同消费支出弹性

为了更清晰地反映数字经济发展水平差异对居民消费结构产生的影响，将总体样本分成数字经济欠发达组、数字经济中等发达组与数字经济发达组进行比较②数字经济发展水平分组：（1）欠发达组包括黑龙江、河南、湖南、广西、贵州、云南、西藏、甘肃、青海、新疆；（2）中等发达组包括河北、山西、内蒙古、吉林、安徽、江西、湖北、海南、四川、宁夏；（3）发达组包括北京、天津、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、重庆、陕西。，分组方式为：将各省份历年的数字经济发展水平进行加总后取均值，以该数值为基础将31个省份划分为三组。

结合表7可知，数字经济发展水平越高的小组对于生存型消费、居住消费的支出弹性越高，对于享受型消费和发展型消费的支出弹性则越低，这表明随着居民支出的增加，数字经济发达地区的居民相对会增加更多的生存型消费和居住消费，数字经济欠发达地区的居民相对会增加更多的享受型消费和发展型消费。形成以上差异的现实原因可能为：数字经济发达地区的各类设施相对比较完善，居民受到网络媒体、电视新闻等的影响，对食品安全、居住区域等较为重视，对相应的消费也会更多关注品质的提升，因而对享受型消费与发展型消费的投入相对较多，因此总支出变化时，在享受型与发展型消费上的投入变化与数字经济欠发达地区等相比会更小；对于数字经济欠发达地区和中等发达地区，新事物的出现会驱使人们进行尝试，因此人们更愿意增加对享受型消费与发展型消费的支出。

表7 不同样本组消费支出弹性

马歇尔未补偿弹性的测算结果如下页表8 所示，其中生存型消费、居住消费、享受型消费和发展型消费的自价格弹性都小于0，表示这几类消费需求都会随自身的价格上升而下降；生存型消费品与居住消费品互为替代品；享受型消费品、发展型消费品这两类消费品与其他类型的消费品都互为互补品。究其原因，随着人们生活水平的提高，生活质量得到日益重视，而享受型消费品包括交通、家庭设施等，发展型消费品包括保健、文教等，这两类支出可在某种程度上提高生存型消费与居住消费的质量。对于数字经济不同发展水平地区，总体上差距不大，数字经济欠发达地区与数字经济中等发达地区非常接近。

表8 数字经济不同发展水平地区各类消费马歇尔未补偿弹性

与上文支出弹性部分的分析类似，数字经济发达地区居民相对更为关注生存型消费与居住消费，因此在其他条件等同时，这两类消费品价格的上升，会驱使数字经济发达地区居民相对更大幅度地减少这两类消费的支出份额。数字经济发达地区在其他类型消费品价格发生变动时，对于享受型消费品与发展型消费品的需求变动相对会更小，原因可能为数字经济发达地区居民在享受型与发展型消费品上的支出已比较成熟，相对更稳定，因此在外界条件变动时，在这两类消费品上的支出变动相对较小。上述实证检验与分析表明假设2成立。

4 数字经济对居民福利影响分析

4.1 物价变动导致的福利变动

由于本文数字经济不同发展水平地区的分组以历年数字经济发展水平均值为主要依据，因此出于对照性，此处的福利模拟分析以历年各样本组不同消费支出比例的均值为基础，假设居民消费支出比例保持不变，使用式（15）测算在不同类型消费品价格上升时，该变动给不同类型居民福利水平带来的影响，结果如表9所示。

表9 不同消费品价格上升造成的福利损失差异（单位：%）

生存型消费品价格上升给居民造成的福利损失明显大于其他消费品。生存型消费品、享受型消费品与发展型消费品价格上升时，数字经济发达地区居民受到的福利损失相对会更小；而居住消费品价格上升时，数字经济发达地区居民受到的福利损失相对会更大，这一定程度上可归结于数字经济发达地区居民的居住消费品所占的支出比例较高，因而受到居住消费品价格波动的影响也会更大。

4.2 数字经济发展水平变化导致的福利变动

4.2.1 数字经济发展水平单独变化

以研究时段内各样本组价格水平、消费支出、各特征变量的均值为基础，利用式（17）测算数字经济发展水平在不同提升幅度下对我国居民福利水平的影响，结果如表10所示。在其他条件一定时，数字经济发达地区居民的福利水平明显大于数字经济欠发达地区和数字经济中等发达地区，并且随着数字经济的发展，数字经济发达地区居民福利水平的提升速度快于这两类地区，而数字经济欠发达地区与数字经济中等发达地区效用值与变化幅度非常接近。

表10 数字经济发展水平提高带来的福利提升差异

数字经济发达地区与其他地区之间的福利差距随着数字经济的继续发展呈现逐渐扩大的趋势，表明数字经济发展对不同地区居民福利的促进作用存在马太效应，这可以从两个方面来解释：（1）数字经济发达地区的现有基础设施、人才储备等相对更为完善，数字经济发展水平已经较高，因此当数字经济发展水平呈现与其他地区相同比例的增长时，可以为当地居民带来更多的红利；（2）数字经济发达地区居民对新兴技术的接受能力相对更强，因此也能更大程度地获得数字经济的跨越发展的红利。

4.2.2 数字经济发展水平与物价同时变动

出于计算的简洁性以及比较的直观性，依然选择式（17）对各样本组进行后续的福利模拟，以历年各样本组价格水平、消费支出、各特征变量的均值为基础进行测算，模拟分析所有物价同时上升一定幅度给各地区居民带来的福利差异，结果如表11 所示。当所有消费品价格上升一定幅度时，居民福利水平降低，与数字经济欠发达地区相比，数字经济发达地区居民福利水平降低幅度更小，表现出对这类不利冲击更强的抵御能力；此外，总体上，随着数字经济发展水平的提高，各地区居民因总体物价上涨导致的福利降低幅度处于不断缩小的状态。可见，当物价水平总体上升一定幅度时，数字经济的发展能有效减少居民福利的损失。上述实证检验与分析表明假设3成立。

5 结论

本文基于2015—2020 年中国省域层面的面板数据，构建了数字经济发展水平指标体系，研究发现：（1）数字经济提高了我国居民的线上消费额，并提升了线上消费支出占总消费支出的比例，这种影响效应会随着数字经济发展水平的提高而呈现阶段性提升的趋势。（2）数字经济对我国居民在不同类型消费上的支出比例存在影响，其中，数字经济发达地区对于生存型和居住消费品的支出弹性相对更高，对于享受型和发展型消费品的支出弹性相对更低。（3）当各类消费品的价格上升时，数字经济不同发展水平地区居民受到的福利损失存在差异，对于数字经济发达地区，居住消费品价格上升会给其居民造成更大的福利损失，生存型消费品、享受型消费品和发展型消费品价格的上升所导致的结果则相反。（4）在数字经济发展水平提高时，我国居民的福利水平会随之提高，其中数字经济发达地区居民的福利水平与其他两类地区相比更高，并且随着数字经济发展水平提高幅度的上升，数字经济发达地区居民福利水平的提升速度也比其他两类地区更快。（5）各类消费品价格同时上涨一定幅度时，数字经济发达地区居民福利水平的降低幅度相对更小，并且随着数字经济发展水平的进一步提高，居民福利因物价上涨出现的损失幅度也会出现降低，表明数字经济发展对这些不利冲击存在抵御作用。