国内大循环背景下数字经济对农村居民消费的影响研究

上创利，刘涛平

（哈尔滨商业大学，哈尔滨 150038）

1 引言

我国正在构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。国内大循环的核心是以国内市场为主体，激发国内市场的消费潜力，通过扩大居民消费刺激内需，实现经济良性循环。顺畅的国内经济循环，可以吸收全球的要素资源，而数字经济的发展可以推动各类要素资源的循环流动，优化资源配置，为国内大循环释放新的动力。根据国家统计局数据，2022 年末我国数字经济规模达到50.2 万亿元，占GDP 的比重达到41.5%，数字经济正成为我国经济增长的新引擎。党的二十大报告指出，要增强消费对经济发展的基础性作用。然而多年来，我国的消费主要依靠城镇居民，农村的消费占比一直不高，农村消费潜力还没有得到充分释放，所以要通过消费拉动内需进而推进国内大循环，还需要提高农村居民的消费水平。

2 文献综述

关于数字经济与农村居民消费的研究，目前主要集中在数字普惠金融领域。李晓钟等[1]从城乡收入差距的角度实证分析了数字化背景下普惠金融对城乡消费差距的影响。结果表明，数字普惠金融可以通过缩小城乡收入差距间接缩小城乡消费差距。王刚贞等[2]认为，数字普惠金融可以通过数字化支付、增加农村家庭收入、缓解信贷约束3 个渠道影响农村居民消费。储政等[3]经过理论和实证分析发现，数字普惠金融能显著促进农村居民消费，但数字普惠金融的覆盖广度、使用深度和数字化程度对农村居民消费的影响存在差异。顾晓安等[4]的研究表明，数字普惠金融可以通过提高农村家庭收入促进消费升级。甄静[5]通过实证分析发现，以移动支付为核心的数字化支付可以显著地促进农村居民消费扩容升级。

本文在现有文献的基础之上，运用固定效应模型进一步探析了金融供给与城乡物流一体化在数字经济与农村居民消费之间所发挥的作用。

3 变量说明与模型构建

3.1 变量说明

①被解释变量：农村居民消费水平（cos），以农村居民人均消费支出来衡量。

②解释变量：数字经济发展水平（dig），以数字经济发展综合指数来衡量。本文主要借鉴王军等[6]、潘为华等[7]的测度方法，从数字基础设施、数字产业化、产业数字化和数字创新4 个维度构建我国各省域的数字经济发展水平指标体系（见表1），通过熵值法测度各省的数字经济发展水平。

表1 数字经济发展水平指标体系

③控制变量。考虑到还有其他因素会对农村居民消费产生影响，本文选取以下控制变量：社会保障水平（gua），以地方财政社会保障和就业支出占地方财政一般预算支出的比重来衡量；农业机械化水平（am），以农业机械化总动力来衡量；城镇化水平（ur），以城镇人口占年末总人口的比重来衡量；社会供给水平（sup），以社会消费品零售总额来衡量。

④中介变量：金融供给（fs），以人均涉农贷款（金融机构本外币涉农贷款与第一产业就业人数的比值）来衡量。

⑤调节变量：城乡物流一体化水平（wl），以城乡物流一体化综合指数来衡量。本文借鉴戴小廷等[8]、陈岫等[9]的测度方法，在选取城乡公路网密度、城乡投递路线密度、城乡人均拥有载货汽车量、城乡移动互联网用户普及率、每百人使用计算机数、城乡人均公路货运量、城乡人均社会消费品零售额、城乡人均收入比等8 个指标的基础上，通过熵值法得出城乡物流一体化综合指数。

3.2 模型构建

①为考察数字经济对农村居民消费的直接影响，本文构建如下模型：

式中，cos 表示农村居民消费水平；i 表示省份；t 表示时间；dig 表示数字经济发展水平；X 表示其他控制变量；ε 表示误差项；α0表示常数项；α1表示数字经济发展水平对农村居民消费水平的影响系数；α2表示控制变量的系数；μi表示省份固定效应。

②为分析金融供给在数字经济促进农村居民消费中是否起到中介作用，本文构建如下模型：

式中，ρ0、τ0表示常数项；ρ1表示数字经济对金融供给的影响系数；τ1表示数字经济对农村居民消费水平的影响系数；τ2表示金融供给对农村居民消费水平的影响系数；ρ2、τ3表示相关控制变量的系数。

③为进一步考察城乡物流一体化在数字经济与农村居民消费间可能存在的调节机制，在式（1）的基础上引入数字经济与调节变量的交互项（lndig×lnwl），本文构建如下模型：

式中，ω0表示常数项；ω1表示数字经济对农村居民消费水平的影响系数；ω2表示城乡物流一体化对农村居民消费水平的影响系数；ω3表示交互项对农村居民消费水平的影响系数；ω4表示相关控制变量的系数。

3.3 数据来源与描述性统计

为保证数据的完整性和易得性，本文选取2013-2022 年我国30 个省份（港澳台、西藏地区除外）的面板数据作为研究样本。数据来源于国家统计局、《中国农村统计年鉴》和《中国农村金融服务报告》。变量的描述性统计结果如表2 所示。从表2 可以看出，数字经济发展水平的最小值为0.030，均值为0.177，最大值为0.809，最值间存在较大差距，说明各地区的数字经济发展并不平衡。

表2 描述性统计

4 实证分析

4.1 基准回归分析

首先，进行豪斯曼检验以选择合适的模型。回归结果显示，应选择固定效应模型。其次，利用Stata 软件对模型（1）进行基准回归分析，回归结果如表3 所示。当不加入控制变量时，数字经济发展水平对农村居民消费水平存在显著的正向影响，其系数为0.927，且在1%的水平下显著。而随着控制变量的逐个加入，其影响系数虽然不断降低，最终为0.400，但是依旧在1%的水平下显著。这表明数字经济的发展能够显著提高我国农村居民的消费水平。数字经济对农村居民消费的提振作用主要体现在：第一，数字经济推动了电子商务的发展，农村居民有了更为广阔的销售市场，他们可以通过在线平台直接将产品推向市场，减少了中间环节，增加了收入；第二，商家可通过大数据技术分析农村消费者的交易数据，深入了解他们的财力、行为与偏好，从而及时精准地向他们推送个性化的产品和服务，提高购买转化率和参与度；第三，以支付宝、微信为代表的数字化支付手段可以突破时间和空间的限制，为农村居民提供支付便利的同时，减轻他们使用传统支付方式所产生的心理负担，提高他们的消费意愿。

表3 基准回归分析

从控制变量来看，社会保障水平、城镇化水平及社会供给水平均对农村居民消费起到了显著的促进作用。充裕的社会保障是提升全社会消费水平的根本性保障，随着医疗保险、养老保险等社会保障项目的完善，农村居民在医疗、养老上的负担逐渐减轻，这使得人们减少了预防性储蓄，增强了消费意愿。城镇化能够将大量的农村居民聚集到一起，人口的集中能够促进市场的集中，从而激活服务性消费，同时，财政的覆盖面也会更加广阔，农村居民能够享受更多的财政福利，提高消费水平。社会供给水平和人们的消费水平息息相关，过去由于供给不足，农村居民的消费选择较少，而随着社会供给水平的提升，市场上的商品层次不断丰富，农村居民有了更多的消费选择，从而提高了他们的消费支出。农业机械化水平对农村居民消费的影响并不显著，这可能是因为我国农村地区的机械化程度仍然有待提升，农业生产效率较低，农产品的低产量和低质量会影响农民的收入水平，降低他们的消费欲望。

4.2 稳健性检验

为验证基准回归结果的可靠性，本文进行了如下稳健性检验：

①缩尾处理。为避免极端值导致回归结果产生误差，对各变量分别进行1%的缩尾处理后再重新进行回归检验，回归结果如表4 中的（1）所示。从回归结果可以看出，数字经济发展水平对农村居民消费水平的影响系数还是显善为正，回归结果具有稳健性。

表4 稳健性检验

②滞后一期。考虑到数字经济对农村居民消费的影响可能存在滞后性，本文对核心解释变量dig 进行滞后一期处理，回归结果如表4 中的列（2）所示。对核心解释变量滞后一期进行回归，数字经济发展水平对农村居民消费水平依然存在显著的正向影响，回归结果具有稳健性。

4.3 异质性分析

我国虽然是一个经济大国，但是各个地区之间的发展存在不平衡、不协调的情况。因此，本文将全国划分为东、中、西部，以深入研究不同地区数字经济发展水平对农村居民消费的异质性影响，结果如表5 所示。从检验结果来看，数字经济的发展对东部地区和西部地区的农村居民消费存在显著的促进作用，对中部地区虽然也存在促进作用但是结果不显著。这不难理解，东部地区一直是我国经济发展的优势地带，数字经济的发展起步早、水平高，交通、信息、网络等数字化基础设施和政策环境相对完善，使得数字经济红利的释放更为充分。中部地区缺乏高端数字化人才和有竞争力的数字经济平台企业，这制约了中部地区数字经济的快速发展，因此，数字经济的发展对中部地区农村居民消费的促进作用并不显著。虽然西部地区各方面的状况弱于中部和东部地区，但在国家政策的大力支持下，西部地区基础设施逐步完善，数字经济建设加快，“数字红利”有效地促进了当地经济的增长，从而提高了农村居民的消费水平[10]。

表5 异质性分析

4.4 中介效应分析

为探究数字经济是否可以通过金融供给作用于农村居民消费，本文采用逐步回归分析法对模型进行回归分析，结果如表6 所示。从回归结果来看，数字经济发展水平对金融供给的影响系数ρ1为0.763，金融供给对农村居民消费水平的影响系数τ2为0.138，且均在1%的水平下显著。ρ1和τ2的乘积与表6 列（2）中的τ1（0.294）同号，而且τ1是显著的，这表明金融供给发挥了中介效应。这是因为数字经济与金融的融合发展减少了信息不对称，提高了金融机构的供给水平[11]。在传统的借贷模式下，由于农村征信体系的不完善，金融机构很难准确获得农村居民的信用信息，使得他们难以获得信贷资金。而数字经济的发展为金融业务提供了丰富的数字材料，依托于信息共享机制和平台，各大金融机构能够迅速获取农村居民的信用信息和经营信息，通过数字金融和其他创新金融工具，及时、有效地满足不同农村经营主体、规模、期限的资金需求，提高他们的消费能力。

表6 中介效应和调节效应分析

4.5 调节效应分析

为检验城乡物流一体化在数字经济对农村居民消费的影响路径中存在的调节效应，对模型（4）进行回归，在回归之前，先对解释变量和调节变量进行去中心化处理，以减少多重共线性的影响，具体的回归结果如表6 所示。从表6 的列（3）可知，数字经济与城乡物流一体化的交互项（lndig×lnwl）系数ω3在1%的水平下显著，这说明城乡物流一体化在数字经济与农村居民消费间存在正向的调节效应，即城乡物流一体化水平的提升，会进一步强化数字经济对农村居民消费的驱动作用。城乡物流一体化的调节作用主要体现在以下3 个方面：第一，城乡物流一体化能加快数字化技术在流通领域的普及和应用，确保产品在供应链中迅速流动，减少市场分割和信息阻碍的影响，提高农村居民获得商品的便利度；第二，农村与城市流通体系的融合能让互联网、云计算、大数据等技术更好地将流通产业的各个环节连接起来，提高流通效率，这有助于控制物流费用，从而降低商品价格；第三，通过整合城乡物流网络，农产品更容易运送到城市，农村居民能触及更多的消费群体，增加产品曝光度，从而打开更多的数字销售渠道。

5 结论与建议

本文运用2013-2022 年我国各省域的面板数据，实证分析了数字经济发展对我国农村居民消费的影响，得到如下结论：第一，数字经济的发展能显著提高我国农村居民的消费水平，而且在经过稳健性检验之后结论依然成立；第二，金融供给能够在数字经济促进农村居民消费的过程中有效发挥中介效应；第三，由于地域间的发展差异，数字经济对东、中和西部地区农村居民消费的影响作用存在异质性；第四，城乡物流一体化能强化数字经济对农村居民消费的促进作用。

农村居民是恢复和扩大内需的重要力量，要构建以国内大循环为主体的新发展格局，就要增强农村消费增长的动力。因此，本文提出以下建议：

第一，大力推进农村数字基础设施建设。相关部门要加快建设农村数字基站，提高网络信号覆盖率，扩大互联网覆盖面。同时，进一步完善农村电商服务体系，畅通农产品销售渠道，既要让农村居民消费，也要增加其收入，从而实现消费的可持续性。

第二，完善社会保障体系。一方面，相关部门应该借助数字化、智能化手段，打造数字民生服务平台，让更多的农村居民能便利地获得保障服务；另一方面，要通过数字技术打破地域、户籍等因素的限制，让农村居民能够获得充分的社会保障。

第三，创新农村金融服务。各金融机构要充分利用大数据技术，创新金融产品和服务，吸收农村地区的存款，同时，探索针对农业农村农民的信贷新模式，将其吸收的资金投放到农村，帮助农民发展农业生产和农村产业。

第四，加强政府的引导与政策的支持。政府应提供财政、税收、金融支持，以鼓励相关企业参与城乡物流协同合作机制的建设，使城市与农村在物流方面的协作更加密切，共同推动城乡物流一体化的发展和城乡双向流通渠道的畅通。