互联网发展对城乡居民消费升级的影响.pdf

题探讨互联网发展对城乡居民消费升级的影响中国人民银行海南藏族自治州分行课题组摘要：在阐述互联网发展影响居民消费升级作用机制的基础上，估算居民八类消费支出的边际消费倾向，构建了居民消费结构升级指数，并借助2 0 0 7 2 0 2 2 年的时间序列数据进行实证分析。结果表明：一是互联网发展能显著促进城乡居民消费升级；二是对城镇居民消费升级的影响更为明显。应采取提高居民收入水平、完善农村互联网基础设施建设和提升居民的金融素养等措施。关键词：互联网；边际消费倾向；流动性约束；异质性【中图分类号】F832.21【文献标识码】A【文章编号】10 0 7-8 4 1X-2023（8）-0 0 5 0-0 6引言伴随着我国经济的高速增长，居民人均可支配收入得到大幅提高，带动了居民消费支出的快速增加。但是，消费与收入相比，增速相对缓慢，我国居民人均消费支出增速，在2 0 0 0-2 0 19年间，整体上维持在一个相对稳定的水平，2020年、2 0 2 2 年受新冠肺炎疫情的影响，出现了较大程度的下跌，居民人均消费支出增速明显低于人均可支配收入增速，而且差距在逐步拉大，尤其是2 0 2 0 年，居民人均消费支出出现了2 0 多年来首次下跌，消费乏力现象明显。与此同时，互联网的蓬勃发展，推动了以电子商务、移动支付和互联网金融为代表的互联网经济对消费市场的持续渗透，居民消费模式发生深刻变革，改变了传统的交易模式，使消费不再受时间和空间的限制，为居民消费提4000035000300002500020000150001000050000图1月居民人均可支配收入和人均消费支出趋势图供了极大的便捷性，切实提升了消费体验，促进了居民消费。2 0 2 0 年新冠肺炎疫情期间，全年社会消费品零售总额为39.2 0 万亿元，同比下降3.9%，而全国网上零售额为11.76万亿元，同比增长10.9%，成为消费市场的稳定器。截至2 0 2 2 年12 月底，我国网民数量达到10.6 7 亿，互联网普及率达7 5.6%，网络购物用户规模达8.4 5 亿，互联网正以它特有的方式与居民的消费行为逐步融合。互联网的发展不仅大大降低了商品的交易成本，拓宽了消费者的商品选择范围，也使得交易更加高效，间接提升了居民的购买力，为居民消费升级创造了有利条件。在这种情况下，研究互联网发展对城乡居民消费升级的影响对于激发城乡居民消费潜力和推动居民消费结构改善具有重要的意义。一、文献综述20.00%（一）互联网发展与居民消费水平方面15.00%10.00%5.00%0.00%-5.00%ETOSTOZ9T0Z2T0人均可支配收入（元）一人均消费支出（元）一人均消费支出增速（%）学者们普遍认为，互联网发展能够促进居民消费水平的提升。第一，互联网发展能够改善消费环境。消费环境的改善能够增加居民消费频率，从而扩大居民消费支出，（张若月，2 0 2 2)。第二，降低消费者的交易成本。互联网的发展提供了方便快捷的交易平台，降低了消费者搜寻商品与服务信息的交易成本，提升了消费效率（王茜，2 0 16）。第三，50齐海金融2023.8问题探过互联网发展会产生“收入效应”。随着互联网的发展，会产生新的就业、创业机会，带动居民收入增长，同时互联网的应用能够缓解家庭的信贷约束，进而促进家庭消费（刘远，2022)。第四，互联网的大数据信息挖掘技术及精准的信息推送能激发居民的消费潜力。第五，互联网发展在刺激居民消费的同时，也对传统消费形成替代效应。互联网的普及尤其是网络购物的兴起，对传统消费形成替代效应（祝仲坤、冷晨昕，2 0 17)。第六，互联网发展对不同地区居民消费水平的影响存在异质性。对东部沿海、城市家庭的消费促进效应更为明显（万光彩、夏鸣、张梦婷，2 0 2 0）。（二）互联网发展与城乡消费差距方面部分学者认为互联网发展能够显著地提高农村居民的整体消费水平，进而缩小城乡消费差距。祝仲坤、冷晨昕（2 0 17）和刘东英、王亚南（2 0 2 3）等认为，在电子商务的推动下，农村传统产业焕发出了新的活力，并逐步开始优化升级，与此同时，互联网发展强化了城镇消费对农村消费的示范作用，带动了农村居民消费水平的提升（刘东英、王亚南，2 0 2 3）。高梦桃（2 0 2 1）通过构建互联网发展与城乡居民消费差距关系的分析框架，从宏微观双重视角进行了实证研究，结果显示：互联网发展显著抑制了城乡居民消费差距的扩大。程名望、张家平（2 0 19）通过实证分析发现，互联网通过“收入效应”和“消费净效应”两方面缩小了城乡居民消费差距。（三）互联网发展与消费结构方面向玉冰（2 0 18）对AIDS模型进行了扩展，通过对20032015年的省际面板数据进行多维度实证分析，结果表明，互联网能够有效推动城乡居民消费结构升级，且对城镇居民的影响更为显著。齐红倩、马援君（2 0 2 1）利用中国家庭金融调查数据，探究家庭特征对家庭消费结构升级的影响，实证表明：互联网消费模式不断补充和部分替代了线下实体消费，互联网消费的便利性、操作的快捷性有助于释放家庭消费潜力，有利于推动家庭消费结构升级。刘敏（2 0 2 2）基于中国家庭追踪调查数据进行实证研究，结果显示：互联网的应用显著促进居民家庭消费水平的提升和消费结构的升级，且对城乡家庭消费的影响具有异质性。王琨媛、黄耀宇（2 0 2 3）借助2 0 13-2 0 2 0 年省域面板数据展开实证研究，发现互联网金融通过农村居民收入的中介效应进而影响农村居民消费升级，且对东部地区农村居民消费升级的影响强于中西部地区。综上所述，关于互联网发展对城乡居民消费水平影响的研究已经比较深入，尽管部分学者就互联网发展对居民消费结构的影响进行了探究，但大多基于面板数据、调查数据或居民家庭微观视角，对居民消费结构的划分标准不尽统一，且对互联网发展影响城乡居民消费结构的差异性研究相对较少。本文的贡献在于：（1）不同于前期研究，直接用非食品消费支出、某几类消费支出之和，或者前者占居民人均消费支出的比例来衡量居民消费升级水平，而是通过估算居民八类消费支出的边际消费倾向，并在此基础上构建居民消费结构升级指数开展实证研究；（2）借助2 0 0 7-2 0 2 2年的时间序列数据进行分样本回归，从宏观角度探究互联网发展对城乡居民消费升级的影响及其是否存在异质性，以期为我国实现居民消费扩容升级提供有益参考。二、作用机制及研究假设互联网发展通过增加居民收入、降低交易成本、缓解资金流动性约束、优化消费环境等刺激居民消费。依据马斯洛的需求层次理论，当居民的基本生活需求得到满足后，居民会随着收入的不断提高，追求更高层次的需求，从而推动居民消费结构升级。（一）增加居民收入首先，互联网的发展衍生了新的就业方式和就业岗位，尤其是带动了物流行业的发展，给居民提供了更多的就业和创业机会，有效地促进了居民收入水平的提升。其次，互联网的普及在很大程度上缓解了劳动力市场信息不对称的问题，使供给和需求得到有效、及时的匹配，减少了因摩擦性失业而带来的收入损失。再次，互联网的发展拓宽了居民投资理财的渠道，使投资理财更加方便快捷，有利于提高居民的财产性收入。居民收入的增加将推动居民消费水平的提升，为居民消费升级奠定了强有力的物质基础。2023.8青海金融51题探讨（二）降低交易成本互联网发展突破了传统消费模式空间的局限，使消费范围得到了前所未有的扩展，商品的多样化让消费者在购买商品时有了更多自主选择权的同时，也增加了同类商品的市场竞争程度和价格透明度，有利于降低消费者的价格成本。与此同时，电子商务解决了实体经营场地受限的问题，降低了卖方的选址成本，且有助于卖方整合大量的流通节点，减少中间环节，实现消费供需的实时、有效对接，改善资源的配置效率，进而降低交易成本，促进商品价格进一步降低，间接增加居民购买力，改善居民消费结构。（三）缓解资金流动性约束资金流动性约束是导致消费者不能在生命周期内实现消费平滑的重要原因。在互联网金融时代，支付宝、微信、京东金融等平台的互联网理财产品，以及各大银行手机app的理财产品具有准入门槛低、流动性强的特点，极大地缩短了居民与金融之间的距离，拓宽了居民理财融资的渠道。一方面，其便捷性省去了消费者往返物理网点存取现金的时间成本，而且无现金支付，更容易减少消费者的支付痛感，增加消费快感，刺激消费。另一方面，其能有效缓解消费者的资金流动性约束，可以在一定程度上减少消费者的预防性储蓄，帮助消费者平滑各个时期的消费并释放其潜在的消费能力，从而对居民消费结构产生影响。（四）优化消费环境首先，互联网的发展提供了迥异于传统消费模式的消费方式，使消费者可以利用碎片化的时间随时随地地购买商品，便捷的商品选购模式和消费体验重新确定了消费的内涵。其次，互联网的发展大幅降低了消费者搜寻信息成本，降低了供求双方信息不对称的程度，同时互联网借助网络大数据信息挖掘技术可以分析消费者的需求特征，并精准推送符合消费者需求的商品，使得消费者的个性化需求得以满足，消费环境得以优化。再次，互联网的发展为农村居民提供了和城镇居民日渐趋同的消费环境，使农村居民可以同等地接收产品和服务信息，为实现农村居民消费升级提供了条件。基于以上的理论分析，同时考虑我国二元经济结构的特征，本文提出2 个理论假设：H1：互联网发展能显著促进城乡居民消费升级；H2：互联网发展对城镇地区、农村地区消费升级的影响存在异质性。三、居民边际消费倾向凯恩斯在其绝对收入假说中提出了边际消费倾向的概念，指出消费增减量与可支配收入增减量的比值，表示每增加或减少一个单位的可支配收入时消费的变动情况。根据边际消费倾向的大小，我们可以判断在收入增加时居民更倾向于增加哪类消费支出。基于此理论，我们设立如下模型，分别估算居民八大类消费支出的边际消费倾向：Y,=+X+u式中，Yi为各类人均消费支出，为常数项，为系数，即边际消费倾向，X为居民的人均可支配收入，u为随机扰动项。数据以2 0 0 0 年为基期，利用各类消费价格指数对居民人均可支配收入和八类人均消费支出数据进行平减，以剔除价格变动对回归结果所产生的影响。居民人均可支配收入和八类人均消费支出数据均来自于国家统计局官网年度数据。用eviews软件对2 0 0 0 2 0 2 2 年的数据做0 LS回归，对存在序列相关的用科克伦奥克特迭代法做广义差分回归，得到八类消费支出的边际消费倾向数据。表1为利用最小二乘法得出的回归结果，其中，为常数项的估计值，为对应各类消费支出边际消费倾向的估计值，括弧内数值分别为对应的t检验统计量值，R为可决系数，F、D W分别为F、D W检验统计量值。表1各类居民边际消费倾向估计值消费支出类别1158.335食品烟酒类(18.234)435.944衣着类(0.892)-286.830居住类(8.379)(69.976)0.071(17.137)0.045(2.149)0.169R20.9870.984576.3790.9985600.5551.922F744.491DW2.1431.822依据国家统计局的分类标准，我国居民的消费支出分为食品烟酒类、衣着类、居住类、生活用品及服务类、交通和通信类、教育文化和娱乐类、医疗保健类以及其他用品和服务类八大类。52齐海金融2023.8问题探过续表1各类居民边际消费倾向估计值消费支出类别-61.2010.061生活用品及服务类(-1.727)-568.335交通和通信类(-4.014)（18.97 5)51.440.088教育文化和娱乐类（1.2 12）-74.979医疗保健类(-6.024)37.003其他用品和服务类(5.151)根据表1的参数估计结果，绘制出我国居民八类消费支出边际消费倾向的柱状图，可以更加直观地分析居民在收入增长时更倾向于增加哪类消费支出。0.20.180.160.140.120.10.080.060.040.020均消费支出。各类消费支出数据均来自于国家统计局官网R2F0.9972841.4872.005(25.877)0.187（2 7.8 12）0.068（7 3.7 0 3）0.016(30.701)衣着类居住类生活用品及服务类DW0.9961303.6220.974773.5010.9965432.1461.7770.978942.527交通和通信类年度数据，并利用居民各类消费价格指数对相应数据进行平减，以剔除价格变动对结果产生的影响。1.6372.解释变量为互联网发展水平。参考以往研究，采用互联网普及率来衡量，互联网普及率数据来自于中国互联1.746网络信息中心（CNNIC）发布的历年中国互联网络发展状况统计报告。2.009（二）模型设定由于我国二元经济结构特征比较明显，城乡差距仍然较大，因此本文假设，互联网发展对消费结构的影响也存在明显的区域差异，设定如下模型进行分样本回归：Ytown=a+Xtown+uYrural=a+Xrural+u其中，Ytowm、Y r u r a l 分别为城镇、农村居民消费结构升级指数。为常数项，为系数，Xtown、X r u r a l 分别为城镇地区、农村地区互联网普及率，u为随机扰动项。鉴于数据的可获得性，选取2 0 0 7 2 0 2 2 年城镇地区和农村地区互联网普及率和居民消费结构升级指数数据，构建回归模型。(1)(2)图2 八类消费支出边际消费倾向柱状图由图2 可知，居住类、交通和通信类、教育文化和娱乐类边际消费倾向相对较高，也就是说，在基本生活需求被满足的情况下，随着收入的增长，居民更倾向于或偏好于增加居住类、交通和通信类、教育文化和娱乐类的消费支出，用于改善居住条件或投资住房、旅游出行、教育投资和追求休闲娱乐等，这也是随着生活水平的提高，居民消费结构不断优化升级的具体体现。四、实证分析（一）变量选取及数据来源1.被解释变量为城乡居民消费结构升级指数。基于前文对边际消费倾向的估计结果，本文采用居民人均居住类支出、人均交通通信类支出、人均教育文化和娱乐类支出三项支出之和占人均消费支出的比值来衡量居民消费结构升级水平，即居民消费结构升级指数=（人均居住类支出+人均交通通信类支出+人均教育文化和娱乐类支出）人(三)基准回归1平稳性检验。为了避免出现伪回归，本文首先采用ADF检验对各变量数据是否存在单位根进行检验，判断序列是否为平稳序列，检验结果见表2。从检验结果看，在1%、5%、10%的显著性水平下Ytowm序列t检验统计量值为-1.32 3，均大于相应临界值，表明Ytown存在单位根，为非平稳序列。继续对其一阶差分序列dYtown进行单位根检验，在5%的显著性水平下t检验统计量值小于相应临界值，一阶差分平稳，即序列Ytown为一阶单整的，同理可以检验Xtown也为一阶单整的，符合协整检验前提条件。表2 ADF检验结果变量t统计量1%临界值5%临界值10%临界值P值-1.323-3.959dYioun-4.135Xioum-1.997dXiown-3.668注：*表示在5%的显著性水平下2.协整检验。为了分析Ytowm和Xtom是否存在协整关系，即变量Ytown和Xtown之间是否存在一种长期稳定的关系，本平稳性*-3.081-2.681-4.004-3.099-4.122-3.145-4.058-3.1200.590不平稳-2.6900.008平稳-2.7140.284不平稳-2.7010.020平稳2023.8青海金融53题探讨文采用EG两步法作协整检验。首先，作Ytown和Xtown两变量之间的回归，得到参差序列e，然后对新生成的参差序列作ADF检验，检验结果如下图：Null Hypothesis:Ehas a unit rootExogenous:NoneLag Length:0(Automatic-based on SIC,maxlag=3)AugmentedDickey-FullerteststatisticTestcriticalvalues:*MacKinnon(1996)one-sided p-values.从检验结果看，参差序列e为平稳序列，说明序列Ytom和Xtown之间存在协整，即两者之间存在长期的均衡关系。3.参数估计和检验结果。用eviews软件做OLS回归，回归结果如下：Ytowm=0.345+0.178Xtownt=(20.23345(7.161124)R2=0.9103055F=60.89356模型（1）中，可决系数R为0.910 35，表明模型整体上对样本数据拟合较好。互联网普及率的系数估计值为正，且t检验统计量值为2 0.2 334 5，远大于1%显著性水平的临界值，表明城镇地区互联网普及率的提升能显著地促进城镇居民消费结构的升级。长期来看，互联网普及率每提高1个百分点，城镇居民消费结构升级指数可以提高0.17 8个百分点。同理，可得农村地区回归结果：Yrural=0.407+0.089X ruralt=(50.70811)R=0.531534可决系数R为0.5 315 34，说明模型整体上对样本数据拟合一般，t检验统计量值为3.9 8 5 5 6 8，通过了1%水平下的显著性检验，表明农村地区互联网普及率的提高也能显著促进农村居民消费结构的升级，但其回归系数的估计值小于城镇地区的回归系数估计值，表明农村地区互联网普及率的提高对消费升级的提振作用要弱于城镇地区。4.稳健性检验。本文通过替换解释变量进行稳健性检验，选用城镇农村地区互联网宽带接入用户数占城镇农村地区年末总人口数的比值，分别替换城镇、农村地区互联网普及率作为互联网发展水平指标。数据选取2 0 10-2 0 2 1年数据（互联网宽带接入用户数的相关数据最早在2 0 10 年才进行统计，2 0 2 2 年数据暂未公布）。然后进行回归分析，t-StatisticProb.*-2.7539530.00941%level-2.7282525%level-1.96627010%level-1.605026图3参差序列的ADF检验估计结果n=16(3.985568)F=15.88475回归结果见表3。表3稳健性检验估计结果地区变量解释变量城镇地区替换解释变量0.203解释变量0.089农村地区替换解释变量0.147表3中的实证结果与基准回归结果相比并无太大差别，替换解释变量后，回归系数的符号与基准回归结果一致，均为正值，且回归系数的大小变化不大。因此可以推断，基准回归的结果是稳健的，本次的实证结果支撑了前文的理论假设。(1)（四）结论实证结论：互联网发展对城乡居民消费升级均有显著的促进作用，且存在异质性，对城镇居民消费升级的促进作用更加明显。存在异质性的原因可能在于：第一，与农村相比，城镇居民收入水平更高，受教育程度也更高，物流服务体系也更为发达，这些优势有助于互联网作用的发挥；第二，农村居民的消费习惯和消费意识更为固化，加之互联网普及率较低、使用范围受限，因此，对农村居民消费行为的影响也相对较小，促进作用低于城镇居民；第三，与城镇相比，农村地区的互联网基础设施还有待完善，网络信号(2)还未实现全覆盖，物流服务体系还不够发达，导致互联网在农村地区发展程度不够，渗透力不足，这在一定程度上n=16阻碍了农村居民购买欲望的实现。五、政策建议（一）提高居民收入水平无论是凯恩斯的绝对收入假说，还是弗里德曼的持久收入假说，抑或是莫迪利安尼的生命周期理论等，收入都是决定消费的核心要素，因此，要推动居民消费的扩容升级，R20.17820.23355.485850.70813.47F0.910360.89360.750630.09350.531515.88480.546312.042554膏海金融2023.8问题探过提升居民收入水平是最行之有效的办法。因此，一方面我们要发挥互联网发展带来的“收入效应”，大力提升居民收入水平，让居民有消费意愿和消费能力。另一方面，在全面推进乡村振兴的过程中，积极探索“互联网十农业”模式，推动农业产业的优化升级，提升农产品交易的活跃度，激发农村地区的市场活力，促进农民稳步增收，最终为消费升级提供坚强的物质保障。（二）完善农村地区互联网基础设施建设与城镇相比，农村地区互联网基础设施相对落后，应加大对农村地区通信、网络基站等的投入，有效补齐农村网络基础设施的短板，打通农村地区使用互联网的“最后一公里”，提高农村地区的网络覆盖率，积极推进互联网信息技术的推广和应用，让农村居民共享互联网发展带来的红利。与此同时，强化农村地区互联网配套产业的发展，尤其是农村电商物流服务体系，建立多样化的流通渠道，提升物流在农村地区的配送效率，降低流通成本和交易成本，促进区域间协调均衡发展，为互联网促进居民消费结构升级提供基本保障。（三）提高居民的金融素养一方面，在农村地区多渠道、多形式地开展互联网知识宣传普及和应用技能培训，提升农村居民对互联网的接受度、电子商务的使用意识和应用能力，提升农产品输出与消费品输入的力度，让农村居民拥有更多的获得感、幸福感和安全感。另一方面，广泛开展金融知识宣传和教育，通过开展常态化的金融知识宣教活动，引导居民培养正确的消费观，鼓励居民安全消费、理性消费，并强化居民风险意识。（四）加强互联网消费环境建设互联网在提升居民消费水平、促进居民消费升级的同时，为网络违法犯罪行为提供了一定程度上的便利性，有些不法分子利用伪基站、虚假投资平台等进行网络诈骗，骗取资金。因此，在推进互联网发展的过程中，要强化网络安全监管，加强对居民消费权益的保护，为消费者提供一个良好、安全的消费环境，切实保障消费者权益。与此同时，可以通过开展网络消费诈骗典型案例的宣传来提高居民尤其是农村居民的网络安全消费意识。参考文献：1安强身，刘俊杰，李文秀数字普惠金融与居民消费结构升级：作用机制与经验证据J，云南财经大学学报，2 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