趙佳佳 孫曉琳 蘇嵐嵐
深挖農(nóng)村消費潛力是應對經(jīng)濟下行壓力,加快構建新發(fā)展格局,助力鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施的迫切要求。逆全球化趨勢加劇和世紀疫情沖擊等多重背景下,中國經(jīng)濟面臨前所未有的困難和挑戰(zhàn),進一步推動國內(nèi)消費提檔升級成為保障經(jīng)濟平穩(wěn)運行的壓艙石。立足經(jīng)濟發(fā)展新階段、新形勢、新條件,中共中央審時度勢提出加快形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局。構建經(jīng)濟發(fā)展新格局的戰(zhàn)略基點在于擴大內(nèi)需,短板在于農(nóng)村消費市場。眾所周知,中國擁有規(guī)模龐大的農(nóng)民群體(居住在鄉(xiāng)村的人口為5.09億,占全國人口的36.11%)(1)第七次全國人口普查公報.中華人民共和國中央人民政府網(wǎng).(2021- 05- 11)[2022- 06- 29]. http:∥www.gov.cn/guoqing/2021-05/13/content_5606149.htm。,且近年來農(nóng)村地區(qū)人均可支配收入增長率明顯高于城市地區(qū),但農(nóng)村居民消費的增長率卻長期低于城市地區(qū)(2)由北京大學中國社會科學調(diào)查中心,中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS,2010—2018)數(shù)據(jù)計算所得。。由此可知,農(nóng)村消費市場潛力巨大,成為當前和今后一段時期擴大內(nèi)需的重要突破口。為著力激發(fā)農(nóng)村市場消費潛力,2022年中央一號文件明確提出促進農(nóng)村消費擴容提質(zhì)升級。與此同時,越來越多學者指出,必須準確把握經(jīng)濟發(fā)展新階段的消費特征變化,多措并舉深挖國內(nèi)市場尤其是農(nóng)村市場的需求潛力(陳昌盛等,2021)。因此,探究新時期農(nóng)村消費提檔升級的可行路徑對于積極應對經(jīng)濟發(fā)展的短期困難和長期挑戰(zhàn)、實現(xiàn)“促消費、穩(wěn)增長”的戰(zhàn)略目標具有重要意義。
以網(wǎng)絡化、信息化和數(shù)字化轉型為目標的數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展或?qū)⒊蔀榧ぐl(fā)農(nóng)村消費潛力的新動能。長期的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構背景下,我國農(nóng)村居民消費面臨著人均收入水平相對較低,農(nóng)村消費市場運行機制尚不健全,農(nóng)村社保體系有待完善等多重因素的制約(唐博文,郭軍,2022)。為破除這些制約因素,中央和地方政府先后出臺多項政策,不斷完善促進農(nóng)村消費的體制機制,雖取得一定成效,但消費持續(xù)增長依然乏力。隨著以5G、大數(shù)據(jù)、人工智能等為標志的第四次技術革命快速推進,人類社會生產(chǎn)生活方式正在跨入以數(shù)字經(jīng)濟為核心發(fā)展引擎的新時代。作為鄉(xiāng)村建設在“數(shù)智”維度的集中體現(xiàn),數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展通過重塑鄉(xiāng)村消費的時空關系、交互方式及要素組合方式,為優(yōu)化農(nóng)村消費結構、釋放農(nóng)村消費潛力提供新思路。首先,數(shù)字技術所具有的高創(chuàng)新性、強滲透性和廣覆蓋性,有助于打破時間與空間等物理上的限制,使城鎮(zhèn)地區(qū)的前沿技術和先進知識加速溢出到農(nóng)村地區(qū),并通過提高農(nóng)村地區(qū)人力資本、激活鄉(xiāng)村市場中的沉睡資源、催生數(shù)字新業(yè)態(tài)新模式等,拓寬農(nóng)民增收渠道和提高農(nóng)民可支配收入水平,進而持續(xù)提高農(nóng)民消費能力。其次,數(shù)字技術的廣泛和深度應用不僅有助于為鄉(xiāng)村治理和生活等場景賦能,減少鄉(xiāng)村生產(chǎn)生活中的不確定性,穩(wěn)定農(nóng)民消費預期,而且還能夠通過農(nóng)村金融服務的網(wǎng)絡化、便捷化,減少農(nóng)戶獲得金融資源的時間和物質(zhì)成本,降低農(nóng)村居民的流動性約束,從而提高家庭消費水平。再次,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展通過完善網(wǎng)絡基站、物流網(wǎng)點、購物平臺等基礎設施,可有效增加支付便利性,提升交易效率,并增加農(nóng)民消費尤其是線上消費的比例和金額。最后,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展加速培育鄉(xiāng)村網(wǎng)絡消費、體驗消費、智能消費等消費新模式,拓展鄉(xiāng)村消費的產(chǎn)品和服務內(nèi)容,并將全新的消費理念嵌入農(nóng)村日常生活,革新傳統(tǒng)消費習慣。
梳理相關文獻可知,學者們從收入、流動性約束、儲蓄、消費習慣等層面對居民消費的決定因素開展了較為系統(tǒng)的研究(Pistaferri,2015;朱信凱,駱晨,2011),但鮮有研究立足數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展視角探究農(nóng)民消費增長新的驅(qū)動因素。近些年,隨著數(shù)字經(jīng)濟的迅猛發(fā)展,學者們圍繞互聯(lián)網(wǎng)使用、數(shù)字基礎設施建設、數(shù)字金融、數(shù)字治理及其經(jīng)濟社會效應等問題展開了諸多有益探討(汪亞楠等,2021;唐紅濤,謝婷,2022;周應恒,楊宗之,2021;Zhao et al.,2022),且互聯(lián)網(wǎng)使用對居民消費水平和結構的影響已得到較多證實(譚恒鑫等,2022;齊紅倩,馬湲君,2021)。但聚焦于鄉(xiāng)村地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟與居民家庭消費的文獻還相對有限,少有的幾項研究僅從理論角度進行闡釋或基于省市級宏觀數(shù)據(jù)進行探索性分析(汪亞楠等,2021;汪亞楠,王海成,2021),鮮有文獻從數(shù)字鄉(xiāng)村建設主戰(zhàn)場——縣域?qū)用孢M行系統(tǒng)分析,尤其缺乏針對縣域數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展如何影響微觀農(nóng)村居民家庭消費的理論和實證探討。
鑒于此,本文立足縣域數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的整體性框架,采用北京大學新農(nóng)村發(fā)展研究院的縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)和中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)的匹配數(shù)據(jù),實證檢驗數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村居民家庭消費的影響及其作用機制。本文可能的邊際貢獻主要體現(xiàn)在三個方面:首先,通過將縣域數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展指數(shù)與中國家庭追蹤調(diào)查微觀數(shù)據(jù)進行匹配,探索性地剖析縣域?qū)用娴臄?shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對微觀農(nóng)戶消費行為的影響,在一定程度上彌補了現(xiàn)有文獻僅從宏觀層面討論所導致的結論局限性;其次,基于數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的分維度分析和家庭消費的類型比較,深入揭示數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展影響農(nóng)民消費的結構性差異及對農(nóng)民家庭不同類型消費影響的異質(zhì)性;最后,從家庭增收和信貸約束兩個層面實證探究數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展影響農(nóng)村家庭消費的潛在路徑。本研究有益于為加快縣域數(shù)字鄉(xiāng)村包容有序發(fā)展、促進農(nóng)村消費提質(zhì)升級探尋有效的實踐策略。
關于農(nóng)村居民消費的決定因素,國內(nèi)外學者已做廣泛討論并形成以下幾類觀點。一是以收入為核心的觀點,從凱恩斯的絕對收入假說開始,逐漸衍生發(fā)展出相對收入假說、生命周期假說以及持久收入假說,該類假說的主要觀點為居民根據(jù)現(xiàn)期或未來的收入水平進行消費決策(李江一,李涵,2016)。二是以流動性約束為核心的觀點,認為流動性約束的上升造成了中國的低消費增長和內(nèi)需不足(萬廣華等,2001;汪浩瀚,唐紹祥,2009)。流動性約束限制了居民通過借貸方式以平滑長期消費(唐博文,郭軍,2022)。尤其我國農(nóng)村地區(qū)的金融市場不發(fā)達,消費信貸的規(guī)模和種類較少,導致農(nóng)村居民受到較大的流動性約束,而普惠金融可以通過緩解家庭流動性約束來促進家庭消費支出(Li et al.,2020)。三是以預防性儲蓄為核心的觀點,認為不確定性會通過預防性儲蓄導致消費過度敏感進而影響消費。農(nóng)民較差的抗風險能力與不完善的農(nóng)村醫(yī)療、教育和養(yǎng)老保障體系加劇了他們對未來不確定性的預期,導致農(nóng)民存在顯著的預防性儲蓄行為(汪浩瀚,唐紹祥,2009;Liu et al.,2020)。四是以習慣形成、文化以及價值觀等為核心的觀點,此類研究認為我國農(nóng)村居民的各項消費支出與消費行為變動均表現(xiàn)出了顯著的內(nèi)部、外部習慣形成效應(王小華等,2020;崔海燕,范紀珍,2011)。面對不確定沖擊,習慣形成減慢了居民消費的變化速度,抑制了消費傾向的提高(臧旭恒等,2020)。此外,有研究表明農(nóng)村居民的消費行為受中華民族傳統(tǒng)的儒家文化、勤儉節(jié)儉、人情往來、面子工程等文化和價值觀層面因素的顯著影響(葉德珠等,2012; Giorgi et al.,2020)。五是以農(nóng)村基礎設施、農(nóng)村公共品為核心的觀點,認為農(nóng)村地區(qū)基礎設施條件落后是農(nóng)民消費需求不足的主要因素之一(林毅夫,2000),以電力、燃氣、水利(楊琦,2018)、交通為主的硬件設施與農(nóng)村流通業(yè)體系為象征的軟件設施共同構建的農(nóng)村消費環(huán)境對農(nóng)村居民消費產(chǎn)生了顯著的影響(梁任敏,巴曙松,2022)。
隨著數(shù)字技術加速嵌入鄉(xiāng)村生產(chǎn)生活諸多領域,數(shù)字鄉(xiāng)村建設得到越來越多學者的重視,但直接探討數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展與農(nóng)村居民消費的研究十分有限。鑒于數(shù)字鄉(xiāng)村的相對重要性與相對新穎性雙重屬性,且受限于研究數(shù)據(jù)的可得性,已有文獻多從理論層面對數(shù)字鄉(xiāng)村的影響效應進行探討。一些學者利用省級、地市級宏觀數(shù)據(jù)測算了數(shù)字經(jīng)濟水平,并證實了區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對居民消費模式的積極影響(Li et al.,2020;唐紅濤,謝婷,2022;鐘若愚,曾潔華,2022);與此同時,部分學者立足農(nóng)戶層面論證了互聯(lián)網(wǎng)采納對農(nóng)村居民消費水平和結構的影響(Liu et al.,2020;周應恒,楊宗之,2021)。此外,學者們關于互聯(lián)網(wǎng)使用影響家庭消費的理論邏輯研究為本文提供有益啟發(fā)。相關研究證實,數(shù)字技術的應用可通過影響消費模式、消費內(nèi)容和消費觀念等進而影響居民消費。一是,數(shù)字技術的開放性、便利性、共享性正將全新的消費理念嵌入農(nóng)村居民日常生活,傳統(tǒng)的消費理念與消費習慣被打破與重塑,消費潛力被加速釋放(祝仲坤,冷晨昕,2017)。二是,數(shù)字技術大幅降低了交易成本,提高了消費效率,拓展鄉(xiāng)村消費的產(chǎn)品和服務內(nèi)容(周應恒,楊宗之,2021)。三是,數(shù)字技術對傳統(tǒng)消費模式具有顯著的替代效應,加速線上消費、智能消費等模式興起。麥肯錫的研究報告顯示,網(wǎng)絡消費每新增1元,其中0.6元源于對線下消費的替代,另外0.4元則是新增消費(3)陳有鋼,張如琪,Richard Dobbs.中國網(wǎng)絡零售革命:線上購物助推經(jīng)濟增長.(2013- 09- 12)[2022- 06- 28].http:∥www.mcpinsey.com.cn。。綜上所述,已有研究圍繞數(shù)字經(jīng)濟與農(nóng)村居民家庭消費開展了諸多有益探討,在理論和實踐方面取得了初步的研究成果,但仍存在以下問題值得深入研究。一是,僅較為零散地探討互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)平臺等新一代信息技術對農(nóng)村消費的影響效應,缺乏針對數(shù)字鄉(xiāng)村情境下農(nóng)村居民消費行為邏輯的系統(tǒng)性考量,因此有必要基于數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的整體架構開展全面分析。二是,關于數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展和農(nóng)村家庭消費的衡量還不夠全面,亟需更加系統(tǒng)科學的指標體系來刻畫農(nóng)村居民家庭消費特征及數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的分布形態(tài)。三是,現(xiàn)有的少量研究主要基于省市層面數(shù)據(jù)分析探討數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的經(jīng)濟社會效應,存在難以剝離農(nóng)民群體參與實際的局限性,所得結論在一定程度上缺乏針對性與外推性。因此,有必要基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù),從鄉(xiāng)村建設的重要主體——農(nóng)戶視角系統(tǒng)評估數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的消費促進效應。四是,關于數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展影響農(nóng)村家庭消費的作用渠道尚不清晰,并且缺乏基于數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展及其分維度在不同群體等方面的異質(zhì)性分析,不利于根據(jù)有效性條件分類設計優(yōu)化對策。
本文構建的基準回歸模型如下所示:
Consumptionij=α+βDigitalj+γZij+εij
(1)
其中Consumptionij表示第j個縣家庭i的消費情況。Digitalj為核心解釋變量,表示區(qū)縣j的數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展水平。Zij是一系列控制變量,包括戶主特征、家庭特征及地區(qū)特征等變量。εij代表隨機擾動項。此外,由于本文分析的是地區(qū)層面的數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對家庭消費的影響,為避免地區(qū)內(nèi)部個體之間的相關性對模型估計結果的影響,本文采用聚類到村級層面的穩(wěn)健標準誤。
值得注意的是,上述模型可能存在遺漏變量等情況而導致內(nèi)生性問題,例如當?shù)貍鹘y(tǒng)文化、個體對數(shù)字經(jīng)濟的接受程度及數(shù)字技術應用水平等,這些因素不僅影響家庭消費行為,也可能影響數(shù)字鄉(xiāng)村的發(fā)展,但卻很難被研究者測量。此外,反向因果也可能存在。隨著區(qū)域消費活動的增加,數(shù)字技術的應用場景日趨多元化,對數(shù)字鄉(xiāng)村相關設施與技術的需求也逐漸增長,從而促進當?shù)氐臄?shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展。因此,本文擬采用工具變量法進行補充分析。選取的工具變量是地理信息系統(tǒng)計算的農(nóng)戶所在縣域與浙江省杭州市中心點的球面距離。主要依據(jù)是,一方面,本文核心解釋變量數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展指數(shù)主要基于阿里巴巴集團的底層數(shù)據(jù)編制而成,以阿里集團為代表的大型互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)的發(fā)展起源于杭州,而杭州向外具有輻射效應,因此縣域距離杭州的球面距離與數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展指數(shù)具有較高相關性;另一方面,杭州只是中國經(jīng)濟發(fā)展的重要城市之一,與杭州的距離遠近并不直接影響家庭消費行為,因此工具變量的外生性近似滿足。本文選取工具變量的思路已在相關實證研究中被廣泛采用(邱子迅,周亞虹,2021;張勛等,2021)
本文研究數(shù)據(jù)為三方面的匹配數(shù)據(jù)。第一方面為縣域?qū)用鏀?shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展宏觀數(shù)據(jù),該數(shù)據(jù)來自北京大學新農(nóng)村發(fā)展研究院發(fā)布的縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù),該指數(shù)由北京大學新農(nóng)村發(fā)展研究院和阿里研究院通過采用阿里集團的各類互聯(lián)網(wǎng)數(shù)據(jù)共同編制,用于刻畫中國縣域數(shù)字鄉(xiāng)村的發(fā)展情況,具體包括數(shù)字鄉(xiāng)村總指數(shù)、四個一級指標(鄉(xiāng)村數(shù)字基礎設施指數(shù)、鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化指數(shù)、鄉(xiāng)村治理數(shù)字化指數(shù)、鄉(xiāng)村生活數(shù)字化指數(shù))及多個二級指標,測算獲得全國1 880個縣或縣級市為基本單元(不包括市轄區(qū)或特區(qū))的數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展指數(shù)。第二方面數(shù)據(jù)來自中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies,下文簡稱CFPS)。CFPS由北京大學中國社會調(diào)查中心組織實施,采用多階段等概率抽樣,樣本覆蓋25個省份的162個縣,目標樣本規(guī)模為16 000戶,2010年為抽樣及調(diào)研基期,隨后每兩年追蹤調(diào)研一次,形成了2010、2012、2014、2016、2018年共5個子數(shù)據(jù)集。本文采用2018年的截面數(shù)據(jù),并對樣本做如下處理:(1)剔除基于國家統(tǒng)計局城鄉(xiāng)分類資料中的城鎮(zhèn)樣本,保留鄉(xiāng)村樣本;(2)僅保留家庭樣本及匹配的戶主特征。第三方面數(shù)據(jù)為工具變量數(shù)據(jù),為家庭所在縣域與杭州市中心的球面距離,該數(shù)據(jù)通過地理信息系統(tǒng)投影計算所得。將以上三方面數(shù)據(jù)按照樣本所在縣和年份進行數(shù)據(jù)匹配,最終獲得了4 560個農(nóng)村家庭樣本數(shù)據(jù),該匹配有助于從縣域?qū)用婢珳首R別數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村家庭消費的影響,彌補了已有研究多從省級宏觀層面進行探討的不足。
1.被解釋變量
本文的被解釋變量為家庭層面的人均消費支出(4)人均消費支出由家庭消費支出除以家庭成員數(shù)計算所得。CFPS對于家庭成員的判斷包含兩條原則:(1)同一個家庭的成員之間一定存在著直接或間接的婚姻、血緣或領養(yǎng)的親屬關系;(2)除了有以上的親屬關系之外,個體還需要和家庭有經(jīng)濟聯(lián)系才會被定義為家庭成員(經(jīng)濟聯(lián)系是指需要靠家里供養(yǎng)或需要養(yǎng)家的人員)。,并取對數(shù)處理納入模型。根據(jù)CFPS問卷,家庭消費性支出包括食品、衣著、居住、家庭設備及日用品、交通通信、文教娛樂、醫(yī)療保健和其他消費支出。在此基礎上,借鑒徐佳和韋欣(2021)的分類定義及具體類目,將家庭消費分為生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費(5)生存型消費指家庭在吃、穿、住、用、行等方面必不可少的消費,包括自家消費的食品、衣著消費、居住類消費、日用品消費、直接醫(yī)療支出等。發(fā)展型消費指家庭用于提高家庭成員德育、智育等方面的消費,主要為家庭教育類支出。享受型消費指用于滿足家庭物質(zhì)和精神性享受的物質(zhì)和勞務消費,包括外出就餐費、保健費用支出、旅游和美容支出等。各類型中詳細消費項目及與CFPS數(shù)據(jù)中變量的對應關系因篇幅限制不再一一羅列,備索。,具體的描述統(tǒng)計結果見表1。
表1 主要變量的描述性統(tǒng)計
2.解釋變量
本文解釋變量為縣域數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展。采用北京大學新農(nóng)村發(fā)展研究院發(fā)布的縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)作為數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的代理變量,該指數(shù)為目前可得且聚焦到縣域?qū)用娴妮^少數(shù)據(jù)集之一,由21個來自阿里巴巴集團及旗下業(yè)務和生態(tài)伙伴,8個源于國家統(tǒng)計數(shù)據(jù)及網(wǎng)絡爬取的指標,采用對數(shù)型功效函數(shù)法進行標準化處理后,自下往上逐層匯總所得。經(jīng)過主成分分析和聚集度分析等檢驗后認為該指數(shù)具有一定的科學性與代表性(6)北京大學新農(nóng)村發(fā)展研究院數(shù)字鄉(xiāng)村項目組,2022.縣城數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)(2020).http:∥www.ccap.ptu.edu.cn/nrdi/docs/2022- 05∥20220530144658673576.pdf。。數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展指數(shù)原始取值在0~100之間,為更方便地提供解釋,除描述性統(tǒng)計部分外,本文實證分析均采用Z-Score標準化后的數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展指數(shù)??h域?qū)用婕彝ト司M與數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展指數(shù)的散點圖如圖1所示。
圖1 數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展與縣域家庭人均消費散點圖
3.控制變量
借鑒郭峰等(2020)、張勛等(2020)等研究,本文選取個體層面、家庭層面和地區(qū)層面的控制變量,其中個體層面的變量包括戶主的性別、年齡、受教育年限、婚姻狀況、民族、健康狀況等;家庭層面的變量包括家庭人口規(guī)模、家庭撫養(yǎng)比等;地區(qū)層面的變量包括縣域人均GDP以及地區(qū)虛擬變量等。變量的具體定義、賦值及描述性統(tǒng)計如表1所示。
用Epanechnikov核函數(shù)模擬家庭人均消費分布情況如圖2所示(7)根據(jù)樣本均值將數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展分為高水平和低水平兩組,便于對比分析組間的差異。,從圖中可知家庭人均消費和家庭人均生存型消費在數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展水平更高的地區(qū)總體消費量更大,家庭人均發(fā)展型消費和家庭人均享受型消費在數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展水平更高的地區(qū)具有更集中于中間部分的趨勢。
圖2 家庭總消費和各類消費的人均消費量分布
表2第一列匯報了OLS模型的估計結果,其中被解釋變量為農(nóng)村居民家庭人均消費(對數(shù)值),核心解釋變量為數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展(標準化后的總指數(shù))。從表中可知,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的估計系數(shù)為正且顯著,表明控制戶主特征、家庭特征和區(qū)域特征后,
表2 數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村家庭消費的回歸結果
數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展與農(nóng)村居民家庭消費總體上存在顯著的正相關關系。數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村家庭消費的影響系數(shù)為0.048,即數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展指數(shù)每提高1個標準差,農(nóng)村居民家庭人均消費提高4.8%。
控制變量的估計結果與預期基本一致。首先,戶主特征方面,受教育水平越高的戶主,家庭消費水平越高;非農(nóng)戶口的戶主家庭消費顯著高于農(nóng)業(yè)戶口的戶主家庭。而其他戶主特征,如戶主性別、戶主年齡、戶主婚姻狀況、戶主民族、戶主健康水平未檢驗出與農(nóng)村家庭人均消費有顯著的相關關系。其次,家庭特征方面,互聯(lián)網(wǎng)接入、家庭規(guī)模、家庭撫養(yǎng)比和房屋產(chǎn)權均檢驗出與農(nóng)村家庭消費有顯著的相關關系,其中相比于無互聯(lián)網(wǎng)接入的家庭,有互聯(lián)網(wǎng)接入的家庭消費水平更高。而其他家庭特征均與家庭消費成負相關關系,如家庭規(guī)模、家庭撫養(yǎng)比越大的家庭消費水平越低,可能的解釋是,家庭撫養(yǎng)比較高的家庭,其少兒或老年人的比例也越大,在目前不管是農(nóng)村教育體系還是農(nóng)村養(yǎng)老與醫(yī)療保障體系均未完善的背景下,對于抗風險能力相對較弱的農(nóng)村家庭,一個理性的選擇即進行預防性儲蓄,適當減少當期消費(李春琦,張杰平,2009;陳曉毅,張波,2014)。最后,區(qū)域特征方面,縣域人均GDP與農(nóng)村家庭消費水平正相關,表明消費作為一種具有習慣效應、示范效應和同群效應的行為(杭斌,閆新華,2013),縣域內(nèi)經(jīng)濟環(huán)境對其影響十分顯著。
如前文所述,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展與農(nóng)村家庭消費的基準回歸模型可能存在著內(nèi)生性問題。本文采用IV-2SLS模型進行補充分析,選取的工具變量為家庭所在縣域距離杭州市的球面距離,前文已經(jīng)從理論上論述了該工具變量的相關性和外生性。統(tǒng)計上對工具變量有效性的檢驗結果如表2第二、三列所示。首先,聚類穩(wěn)健的Hausman檢驗p值為0.003,表明OLS估計可能存在內(nèi)生性偏誤,IV-2SLS的估計結果更可信。其次,第一階段檢驗工具變量的F統(tǒng)計量為21.755,大于經(jīng)驗參考值10;弱工具變量檢驗中的AR統(tǒng)計量和Wald統(tǒng)計量對應的p值均小于1%;因此,可以認為所選工具變量不是弱工具變量。最后,在第一階段估計中,工具變量與數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展之間的關系通過了1%水平上的顯著性檢驗,表明本文所選工具變量與數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展具有較強的相關性。從模型估計系數(shù)來看,工具變量與數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展之間為顯著負相關關系,與預期相符,表明與杭州球面距離越遠的縣城,其數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展水平越低。第二階段結果顯示,相對基準回歸模型,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的估計系數(shù)仍然為正且顯著性水平增加,估計系數(shù)也增加至0.256,即數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展水平每提升1個標準差,能顯著提高農(nóng)村居民家庭人均消費25.6%??梢姡瑪?shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村家庭消費的影響效應同時具有統(tǒng)計顯著性和經(jīng)濟顯著性。綜上所述,在選取有效的非弱工具變量前提下,采用兩階段最小二乘法估計結果表明,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村居民家庭人均消費具有顯著的正向影響(8)為了獲得更為嚴謹?shù)囊蚬烙嬒禂?shù),后文的模型分析若無特殊說明,均采用兩階段的工具變量回歸。。
1.調(diào)整分析數(shù)據(jù)集
考慮到本文核心解釋變量數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展所用代理變量為北京大學和阿里研究院聯(lián)合發(fā)布的縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù),其底層指標數(shù)據(jù)源自總部位于杭州的阿里巴巴集團及旗下業(yè)務和生態(tài)伙伴,上述數(shù)據(jù)分析也發(fā)現(xiàn),數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)大小與該縣到杭州的距離呈顯著負相關關系。借鑒尹振濤等(2021)的處理方法,刪除杭州市的樣本,并在此基礎上進一步剔除樣本中數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)最高5%和最低5%的樣本,形成新的數(shù)據(jù)集以驗證本文估計結果的穩(wěn)健性。具體結果如表3所示,估計系數(shù)顯著為正,與前述基準分析結果一致。
表3 穩(wěn)健性檢驗一:約束樣本數(shù)據(jù)集
2.評估不可觀測遺漏變量的影響
除已控制的變量外,可能還存在一些不可觀測遺漏變量對本文估計結果產(chǎn)生潛在影響。本文借鑒Altonji等(2005)、Nunn和Wantchekon(2011)等評估遺漏變量重要性的思路來檢驗本文結果的穩(wěn)健性。具體來說,設計兩組回歸模型,一組為受約束控制變量的模型,另一組為完全控制變量模型,依據(jù)兩組模型解釋變量的估計系數(shù)計算變動系數(shù),該變動系數(shù)越大表示待估系數(shù)受遺漏變量的影響越小。本文設計兩個受約束控制變量模型和兩個完全控制變量模型,受約束控制變量模型1只包括關鍵解釋變量(數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展),完全控制變量模型1加入關鍵解釋變量以及戶主和家庭特征變量;受約束控制變量模型2加入關鍵解釋變量和戶主特征變量,完全控制變量模型2包括關鍵解釋變量和戶主、家庭、區(qū)域特征等全部變量。變動系數(shù)Ratio的計算結果見表4所示。第一種情形下計算的Ratio為5.492,第二種情況計算的Ratio為3.818,均值為4.655。該結果表明潛在遺漏變量對模型的影響至少要比現(xiàn)有模型已知控制變量的影響大3.8倍、平均為4.655倍時,遺漏變量才應被認為是嚴重問題。該檢驗從側面論證了本文基準回歸結果的穩(wěn)健性。
表4 穩(wěn)健性檢驗二:遺漏變量評估結果
1.數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對分類別農(nóng)村家庭消費的影響
數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展可能對不同類型的家庭消費具有異質(zhì)性影響,本文將對三類消費(生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費)進行對比分析。表5第一、二、三列分別對應三個不同類型消費的估計結果。其中,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對三大類型家庭消費均具有顯著的正向影響。由第一到第三列的估計系數(shù)對比可知,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對家庭享受型消費的促進作用最強,其次是發(fā)展型消費,最后為生存型消費??赡艿慕忉屖牵紫?,生存型消費屬于農(nóng)村家庭最基本的消費需求,“脫貧攻堅”后農(nóng)村居民的衣食住行均已得到了基本滿足,所以數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對生存型消費的邊際提升效應較弱
表5 數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對家庭不同消費類別的影響
(汪亞楠等,2021);其次,隨著數(shù)字鄉(xiāng)村建設與發(fā)展,越來越多的線上培訓與課程涌現(xiàn),在一定程度上緩解農(nóng)村教育資源供給不足的矛盾,大幅促進了農(nóng)村家庭在教育方面的消費行為;最后,數(shù)字鄉(xiāng)村通過更加廣泛的信息互動與傳播,潛移默化地改變了農(nóng)村居民的消費習慣與消費觀念,顯著增加了農(nóng)村地區(qū)物質(zhì)與精神享受消費,推動了農(nóng)村家庭消費結構轉型升級。
2.數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的結構效應對農(nóng)村家庭消費的影響
為進一步探討數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的結構效應,本文將從數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的四個主要維度(鄉(xiāng)村基礎設施數(shù)字化、鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化、鄉(xiāng)村治理數(shù)字化和鄉(xiāng)村生活數(shù)字化)對比分析其對農(nóng)村家庭消費的影響,表6第一至四列分別對應四個分維度的估計結果。由表中系數(shù)可知,鄉(xiāng)村基礎設施數(shù)字化、鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化、鄉(xiāng)村治理數(shù)字化和鄉(xiāng)村生活數(shù)字化均對農(nóng)村居民家庭消費具有顯著正向影響。其中,鄉(xiāng)村基礎設施數(shù)字發(fā)展對農(nóng)村家庭消費的影響最大,其次為鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化,鄉(xiāng)村生活數(shù)字化和鄉(xiāng)村治理數(shù)字化??赡艿慕忉屖?,現(xiàn)階段傳統(tǒng)基礎設施落后的問題在農(nóng)村地區(qū)依然存在,既限制農(nóng)民增收又制約了農(nóng)民消費(方松海等,2011),而數(shù)字鄉(xiāng)村建設中的基礎設施數(shù)字化過程彌補了農(nóng)村基礎設施普遍滯后與鄉(xiāng)村公共品投入?yún)T乏的短板,能夠更加直接有效地促進農(nóng)村家庭消費水平升級。
表6 數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展分維度對家庭消費的影響
3.基于戶主個體特征的異質(zhì)性影響
數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的消費促進作用可能會由于戶主個體特征產(chǎn)生差異性影響,本文進一步選取戶主性別和年齡(9)本文借鑒世界衛(wèi)生組織關于年齡的分組方式,44歲以下為青年,45歲至59歲為中年,60歲及以上屬于老年。兩個維度進行典型分析,估計結果見表7所示。第一、二列分別為女性戶主和男性戶主的估計結果,第三、四、五列依次為青年、中年和老年戶主家庭的分析結果。從表中可以看出,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對男、女戶主家庭,青年、中年、老年戶主家庭均有顯著的正向影響,表明數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展影響具有普惠性,但同時也存在一定的差異性,具體來說,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對中年戶主家庭的消費影響最大,對青年戶主家庭、老年戶主家庭的影響次之??赡艿脑蚴牵嗄陸糁鲗τ谛迈r事物的接受度和接受能力較強,已經(jīng)能熟練掌握最新的數(shù)字化工具進行信息搜尋與消費,數(shù)字鄉(xiāng)村建設對其幫助相對較小,老年戶主由于認知和學習能力的限制,短期內(nèi)難以掌握數(shù)字化工具,因此數(shù)字鄉(xiāng)村建設與發(fā)展對其影響也相對較小。
表7 數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展消費促進效應的個體特征異質(zhì)性
數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展能通過改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)和催生農(nóng)村新業(yè)態(tài)顯著提升農(nóng)村家庭收入,進而提高家庭消費水平。具體來說,一方面,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展通過數(shù)字化改造促進當?shù)匾劳凶陨淼赜蚍A賦優(yōu)勢不斷升級農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈,進而提升農(nóng)村居民農(nóng)業(yè)收入;另一方面,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展催生的“農(nóng)產(chǎn)品直播帶貨”等新業(yè)態(tài)在一定程度上降低了農(nóng)業(yè)工作對體力與時間的要求,為農(nóng)村留守老人、婦女等弱勢群體提供就業(yè)機會,顯著提高家庭非農(nóng)就業(yè)收入(田鴿,張勛,2022)。表8展示了數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展增收效應的估計結果。第一列的被解釋變量家庭人均收入(對數(shù)值),解釋變量為數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展(標準化后的總指數(shù)),考慮了數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展內(nèi)生性的兩階段回歸結果顯示,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村家庭人均收入均有顯著正向影響。第二、三、四、五列被解釋變量依次為家庭人均總消費、家庭生存型消費、家庭發(fā)展型消費、家庭享受型消費,解釋變量均為數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展和家庭人均收入。與基準回歸模型相比,加入家庭人均收入后,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對家庭人均總消費的影響效應系數(shù)值有一定程度的降低,間接論證了促進家庭人均收入增加可能是數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展影響農(nóng)村居民家庭消費的渠道之一。
表8 數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的增收效應
數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展促進了數(shù)字普惠金融等產(chǎn)品和服務在農(nóng)村地區(qū)的推廣和應用,“互聯(lián)網(wǎng)+銀行”等網(wǎng)上銀行與掌上信貸服務越發(fā)完善,使得消費者實現(xiàn)跨期預算平滑,進而增加消費需求(張勛等,2021)。CFPS 2018調(diào)查包含家庭當前是否背負銀行信貸的題項,表9匯報了數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展預算平滑效應的估計結果。第一列為數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對家庭信貸的影響,由估計結果和外生性檢驗可知,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展顯著提高農(nóng)村家庭獲取貸款的概率。第二到第五列中被解釋變量依次為家庭人均消費、家庭生存型消費、家庭發(fā)展型消費和家庭享受型消費,解釋變量均為數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展和家庭信貸。從表中估計結果看,與基準回歸模型相比,加入渠道變量家庭信貸后,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對家庭人均消費的影響效應量存在一定程度的下降,間接論證了數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展能通過促進家庭信貸行為從而影響農(nóng)村居民家庭消費。此外,家庭信貸與家庭人均總消費、家庭生存型消費、家庭發(fā)展型消費均有顯著的正相關關系。而家庭信貸與享受型消費的正相關關系未通過顯著性檢驗,可能的原因是,維持日常生活的生存型消費和提高人力資本的發(fā)展型消費具有相對剛性的支出需求,而享受型消費則是彈性更大的高層次支出需求。面對未來還款的潛在壓力,需求彈性較大的享受型消費會受到一定限制(潘敏,劉知琪,2018)。
表9 數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的預算平滑效應
本文基于縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)和中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)在縣域?qū)用娴奈⒂^匹配數(shù)據(jù),深入分析了數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村居民家庭消費的影響效應及其異質(zhì)性,并進一步探討了其影響渠道。研究發(fā)現(xiàn):第一,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村居民家庭消費具有顯著正向影響,考慮了內(nèi)生性的結果顯示數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展能顯著提升農(nóng)村居民家庭人均消費,具有統(tǒng)計意義和經(jīng)濟意義上的雙重顯著性。第二,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村居民家庭子類別消費具有差異性影響,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對享受型消費的促進作用最大,其次是發(fā)展型消費和生存型消費。從數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的分維度影響來看,鄉(xiāng)村基礎設施數(shù)字化水平對農(nóng)村居民家庭消費影響最大,其次是鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化水平、鄉(xiāng)村治理數(shù)字化水平和鄉(xiāng)村生活數(shù)字化水平。第三,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村居民家庭消費的影響在戶主特征層面也存在差異性,其中,男性的中年戶主群體受影響更大。第四,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村家庭消費的影響渠道上,一方面,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展可以通過增收效應提高農(nóng)村居民家庭消費,但數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展只對高收入組具有顯著的消費促進效應;另一方面,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展能通過平滑效應影響農(nóng)村居民家庭消費,其中,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展緩解家庭信貸約束顯著從而促進了生存型和發(fā)展型消費,但對享受型消費影響不顯著。
基于以上研究結論,本文提出如下政策建議。第一,持續(xù)推進數(shù)字鄉(xiāng)村建設,且側重點應更多關注于鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化、鄉(xiāng)村治理數(shù)字化和鄉(xiāng)村生活數(shù)字化等具體應用場景,從而激發(fā)農(nóng)村地區(qū)消費潛力。第二,針對數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展影響效應的群體異質(zhì)性,應進一步完善并優(yōu)化數(shù)字鄉(xiāng)村建設指南,結合當?shù)靥卣鳁l件制定更加具體的實施方案。第三,通過優(yōu)化設計數(shù)字鄉(xiāng)村建設中的體制機制,促進數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的普惠性及包容性,讓農(nóng)村弱勢或邊緣群體也能享受數(shù)字鄉(xiāng)村建設的紅利。第四,針對數(shù)字鄉(xiāng)村通過緩解家庭信貸約束從而提高家庭發(fā)展型消費的分析結論,建議設計更多針對發(fā)展型消費的數(shù)字金融產(chǎn)品和服務,助力農(nóng)村人力資本提升,實現(xiàn)農(nóng)村消費的可持續(xù)增長。
中國農(nóng)業(yè)大學學報(社會科學版)2022年5期