趙佳佳 孫曉琳 蘇嵐嵐

深挖農(nóng)村消費(fèi)潛力是應(yīng)對經(jīng)濟(jì)下行壓力，加快構(gòu)建新發(fā)展格局，助力鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施的迫切要求。逆全球化趨勢加劇和世紀(jì)疫情沖擊等多重背景下，中國經(jīng)濟(jì)面臨前所未有的困難和挑戰(zhàn)，進(jìn)一步推動(dòng)國內(nèi)消費(fèi)提檔升級成為保障經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行的壓艙石。立足經(jīng)濟(jì)發(fā)展新階段、新形勢、新條件，中共中央審時(shí)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(jìn)的新發(fā)展格局。構(gòu)建經(jīng)濟(jì)發(fā)展新格局的戰(zhàn)略基點(diǎn)在于擴(kuò)大內(nèi)需，短板在于農(nóng)村消費(fèi)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(bào).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(fèi)的增長率卻長期低于城市地區(qū)(2)由北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心，中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS，2010—2018)數(shù)據(jù)計(jì)算所得。。由此可知，農(nóng)村消費(fèi)市場潛力巨大，成為當(dāng)前和今后一段時(shí)期擴(kuò)大內(nèi)需的重要突破口。為著力激發(fā)農(nóng)村市場消費(fèi)潛力，2022年中央一號文件明確提出促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)擴(kuò)容提質(zhì)升級。與此同時(shí)，越來越多學(xué)者指出，必須準(zhǔn)確把握經(jīng)濟(jì)發(fā)展新階段的消費(fèi)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(shí)期農(nóng)村消費(fèi)提檔升級的可行路徑對于積極應(yīng)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的短期困難和長期挑戰(zhàn)、實(shí)現(xiàn)“促消費(fèi)、穩(wěn)增長”的戰(zhàn)略目標(biāo)具有重要意義。

以網(wǎng)絡(luò)化、信息化和數(shù)字化轉(zhuǎn)型為目標(biāo)的數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展或?qū)⒊蔀榧ぐl(fā)農(nóng)村消費(fèi)潛力的新動(dòng)能。長期的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)背景下，我國農(nóng)村居民消費(fèi)面臨著人均收入水平相對較低，農(nóng)村消費(fèi)市場運(yùn)行機(jī)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(tái)多項(xiàng)政策，不斷完善促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)的體制機(jī)制，雖取得一定成效，但消費(fèi)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(biāo)志的第四次技術(shù)革命快速推進(jìn)，人類社會(huì)生產(chǎn)生活方式正在跨入以數(shù)字經(jīng)濟(jì)為核心發(fā)展引擎的新時(shí)代。作為鄉(xiāng)村建設(shè)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(fèi)的時(shí)空關(guān)系、交互方式及要素組合方式，為優(yōu)化農(nóng)村消費(fèi)結(jié)構(gòu)、釋放農(nóng)村消費(fèi)潛力提供新思路。首先，數(shù)字技術(shù)所具有的高創(chuàng)新性、強(qiáng)滲透性和廣覆蓋性，有助于打破時(shí)間與空間等物理上的限制，使城鎮(zhèn)地區(qū)的前沿技術(shù)和先進(jìn)知識(shí)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(jìn)而持續(xù)提高農(nóng)民消費(fèi)能力。其次，數(shù)字技術(shù)的廣泛和深度應(yīng)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(fèi)預(yù)期，而且還能夠通過農(nóng)村金融服務(wù)的網(wǎng)絡(luò)化、便捷化，減少農(nóng)戶獲得金融資源的時(shí)間和物質(zhì)成本，降低農(nóng)村居民的流動(dòng)性約束，從而提高家庭消費(fèi)水平。再次，數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展通過完善網(wǎng)絡(luò)基站、物流網(wǎng)點(diǎn)、購物平臺(tái)等基礎(chǔ)設(shè)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(fèi)尤其是線上消費(fèi)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(luò)消費(fèi)、體驗(yàn)消費(fèi)、智能消費(fèi)等消費(fèi)新模式，拓展鄉(xiāng)村消費(fèi)的產(chǎn)品和服務(wù)內(nèi)容，并將全新的消費(fèi)理念嵌入農(nóng)村日常生活，革新傳統(tǒng)消費(fèi)習(xí)慣。

梳理相關(guān)文獻(xiàn)可知，學(xué)者們從收入、流動(dòng)性約束、儲(chǔ)蓄、消費(fèi)習(xí)慣等層面對居民消費(fèi)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(fèi)增長新的驅(qū)動(dòng)因素。近些年，隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展，學(xué)者們圍繞互聯(lián)網(wǎng)使用、數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、數(shù)字金融、數(shù)字治理及其經(jīng)濟(jì)社會(huì)效應(yīng)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(yīng)恒，楊宗之，2021；Zhao et al.，2022)，且互聯(lián)網(wǎng)使用對居民消費(fèi)水平和結(jié)構(gòu)的影響已得到較多證實(shí)(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(jì)與居民家庭消費(fèi)的文獻(xiàn)還相對有限，少有的幾項(xiàng)研究僅從理論角度進(jìn)行闡釋或基于省市級宏觀數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性分析(汪亞楠等，2021；汪亞楠，王海成，2021)，鮮有文獻(xiàn)從數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)主戰(zhàn)場——縣域?qū)用孢M(jìn)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(fèi)的理論和實(shí)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(xué)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(shí)證檢驗(yàn)數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的影響及其作用機(jī)制。本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在三個(gè)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(jìn)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(fèi)行為的影響，在一定程度上彌補(bǔ)了現(xiàn)有文獻(xiàn)僅從宏觀層面討論所導(dǎo)致的結(jié)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(fèi)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(fèi)的結(jié)構(gòu)性差異及對農(nóng)民家庭不同類型消費(fèi)影響的異質(zhì)性；最后，從家庭增收和信貸約束兩個(gè)層面實(shí)證探究數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展影響農(nóng)村家庭消費(fèi)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(jìn)農(nóng)村消費(fèi)提質(zhì)升級探尋有效的實(shí)踐策略。

一、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于農(nóng)村居民消費(fèi)的決定因素，國內(nèi)外學(xué)者已做廣泛討論并形成以下幾類觀點(diǎn)。一是以收入為核心的觀點(diǎn)，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(diǎn)為居民根據(jù)現(xiàn)期或未來的收入水平進(jìn)行消費(fèi)決策(李江一，李涵，2016)。二是以流動(dòng)性約束為核心的觀點(diǎn)，認(rèn)為流動(dòng)性約束的上升造成了中國的低消費(fèi)增長和內(nèi)需不足(萬廣華等，2001；汪浩瀚，唐紹祥，2009)。流動(dòng)性約束限制了居民通過借貸方式以平滑長期消費(fèi)(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(dá)，消費(fèi)信貸的規(guī)模和種類較少，導(dǎo)致農(nóng)村居民受到較大的流動(dòng)性約束，而普惠金融可以通過緩解家庭流動(dòng)性約束來促進(jìn)家庭消費(fèi)支出(Li et al.，2020)。三是以預(yù)防性儲(chǔ)蓄為核心的觀點(diǎn)，認(rèn)為不確定性會(huì)通過預(yù)防性儲(chǔ)蓄導(dǎo)致消費(fèi)過度敏感進(jìn)而影響消費(fèi)。農(nóng)民較差的抗風(fēng)險(xiǎn)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(yù)期，導(dǎo)致農(nóng)民存在顯著的預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為(汪浩瀚，唐紹祥，2009；Liu et al.，2020)。四是以習(xí)慣形成、文化以及價(jià)值觀等為核心的觀點(diǎn)，此類研究認(rèn)為我國農(nóng)村居民的各項(xiàng)消費(fèi)支出與消費(fèi)行為變動(dòng)均表現(xiàn)出了顯著的內(nèi)部、外部習(xí)慣形成效應(yīng)(王小華等，2020；崔海燕，范紀(jì)珍，2011)。面對不確定沖擊，習(xí)慣形成減慢了居民消費(fèi)的變化速度，抑制了消費(fèi)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(fèi)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(jià)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(chǔ)設(shè)施、農(nóng)村公共品為核心的觀點(diǎn)，認(rèn)為農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施條件落后是農(nóng)民消費(fèi)需求不足的主要因素之一(林毅夫，2000)，以電力、燃?xì)?、水?楊琦，2018)、交通為主的硬件設(shè)施與農(nóng)村流通業(yè)體系為象征的軟件設(shè)施共同構(gòu)建的農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境對農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生了顯著的影響(梁任敏，巴曙松，2022)。

隨著數(shù)字技術(shù)加速嵌入鄉(xiāng)村生產(chǎn)生活諸多領(lǐng)域，數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)得到越來越多學(xué)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(fèi)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(xiàn)多從理論層面對數(shù)字鄉(xiāng)村的影響效應(yīng)進(jìn)行探討。一些學(xué)者利用省級、地市級宏觀數(shù)據(jù)測算了數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平，并證實(shí)了區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對居民消費(fèi)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(shí)，部分學(xué)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(fèi)水平和結(jié)構(gòu)的影響(Liu et al.，2020；周應(yīng)恒，楊宗之，2021)。此外，學(xué)者們關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用影響家庭消費(fèi)的理論邏輯研究為本文提供有益啟發(fā)。相關(guān)研究證實(shí)，數(shù)字技術(shù)的應(yīng)用可通過影響消費(fèi)模式、消費(fèi)內(nèi)容和消費(fèi)觀念等進(jìn)而影響居民消費(fèi)。一是，數(shù)字技術(shù)的開放性、便利性、共享性正將全新的消費(fèi)理念嵌入農(nóng)村居民日常生活，傳統(tǒng)的消費(fèi)理念與消費(fèi)習(xí)慣被打破與重塑，消費(fèi)潛力被加速釋放(祝仲坤，冷晨昕，2017)。二是，數(shù)字技術(shù)大幅降低了交易成本，提高了消費(fèi)效率，拓展鄉(xiāng)村消費(fèi)的產(chǎn)品和服務(wù)內(nèi)容(周應(yīng)恒，楊宗之，2021)。三是，數(shù)字技術(shù)對傳統(tǒng)消費(fèi)模式具有顯著的替代效應(yīng)，加速線上消費(fèi)、智能消費(fèi)等模式興起。麥肯錫的研究報(bào)告顯示，網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)每新增1元，其中0.6元源于對線下消費(fèi)的替代，另外0.4元?jiǎng)t是新增消費(fèi)(3)陳有鋼，張如琪，Richard Dobbs.中國網(wǎng)絡(luò)零售革命：線上購物助推經(jīng)濟(jì)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(jì)與農(nóng)村居民家庭消費(fèi)開展了諸多有益探討，在理論和實(shí)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(tái)等新一代信息技術(shù)對農(nóng)村消費(fèi)的影響效應(yīng)，缺乏針對數(shù)字鄉(xiāng)村情境下農(nóng)村居民消費(fèi)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(gòu)開展全面分析。二是，關(guān)于數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展和農(nóng)村家庭消費(fèi)的衡量還不夠全面，亟需更加系統(tǒng)科學(xué)的指標(biāo)體系來刻畫農(nóng)村居民家庭消費(fèi)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(jì)社會(huì)效應(yīng)，存在難以剝離農(nóng)民群體參與實(shí)際的局限性，所得結(jié)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(shè)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(fèi)促進(jìn)效應(yīng)。四是，關(guān)于數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展影響農(nóng)村家庭消費(fèi)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(shè)計(jì)優(yōu)化對策。

二、模型、數(shù)據(jù)及變量

(一)模型設(shè)定

本文構(gòu)建的基準(zhǔn)回歸模型如下所示：

Consumptionij=α+βDigitalj+γZij+εij

(1)

其中Consumptionij表示第j個(gè)縣家庭i的消費(fèi)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(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。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(fèi)的影響，為避免地區(qū)內(nèi)部個(gè)體之間的相關(guān)性對模型估計(jì)結(jié)果的影響，本文采用聚類到村級層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

值得注意的是，上述模型可能存在遺漏變量等情況而導(dǎo)致內(nèi)生性問題，例如當(dāng)?shù)貍鹘y(tǒng)文化、個(gè)體對數(shù)字經(jīng)濟(jì)的接受程度及數(shù)字技術(shù)應(yīng)用水平等，這些因素不僅影響家庭消費(fèi)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(fèi)活動(dòng)的增加，數(shù)字技術(shù)的應(yīng)用場景日趨多元化，對數(shù)字鄉(xiāng)村相關(guān)設(shè)施與技術(shù)的需求也逐漸增長，從而促進(jìn)當(dāng)?shù)氐臄?shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展。因此，本文擬采用工具變量法進(jìn)行補(bǔ)充分析。選取的工具變量是地理信息系統(tǒng)計(jì)算的農(nóng)戶所在縣域與浙江省杭州市中心點(diǎn)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(tuán)的底層數(shù)據(jù)編制而成，以阿里集團(tuán)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(yīng)，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(guān)性；另一方面，杭州只是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要城市之一，與杭州的距離遠(yuǎn)近并不直接影響家庭消費(fèi)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(guān)實(shí)證研究中被廣泛采用(邱子迅，周亞虹，2021；張勛等，2021)

(二)數(shù)據(jù)來源

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(xué)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(xué)新農(nóng)村發(fā)展研究院和阿里研究院通過采用阿里集團(tuán)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(gè)一級指標(biāo)(鄉(xiāng)村數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施指數(shù)、鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)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(gè)二級指標(biāo)，測算獲得全國1 880個(gè)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(xué)中國社會(huì)調(diào)查中心組織實(shí)施，采用多階段等概率抽樣，樣本覆蓋25個(gè)省份的162個(gè)縣，目標(biāo)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(gè)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(jì)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(jì)算所得。將以上三方面數(shù)據(jù)按照樣本所在縣和年份進(jìn)行數(shù)據(jù)匹配，最終獲得了4 560個(gè)農(nóng)村家庭樣本數(shù)據(jù)，該匹配有助于從縣域?qū)用婢珳?zhǔn)識(shí)別數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響，彌補(bǔ)了已有研究多從省級宏觀層面進(jìn)行探討的不足。

(三)變量說明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為家庭層面的人均消費(fèi)支出(4)人均消費(fèi)支出由家庭消費(fèi)支出除以家庭成員數(shù)計(jì)算所得。CFPS對于家庭成員的判斷包含兩條原則：(1)同一個(gè)家庭的成員之間一定存在著直接或間接的婚姻、血緣或領(lǐng)養(yǎng)的親屬關(guān)系；(2)除了有以上的親屬關(guān)系之外，個(gè)體還需要和家庭有經(jīng)濟(jì)聯(lián)系才會(huì)被定義為家庭成員(經(jīng)濟(jì)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(fèi)性支出包括食品、衣著、居住、家庭設(shè)備及日用品、交通通信、文教娛樂、醫(yī)療保健和其他消費(fèi)支出。在此基礎(chǔ)上，借鑒徐佳和韋欣(2021)的分類定義及具體類目，將家庭消費(fèi)分為生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)(5)生存型消費(fèi)指家庭在吃、穿、住、用、行等方面必不可少的消費(fèi)，包括自家消費(fèi)的食品、衣著消費(fèi)、居住類消費(fèi)、日用品消費(fèi)、直接醫(yī)療支出等。發(fā)展型消費(fèi)指家庭用于提高家庭成員德育、智育等方面的消費(fèi)，主要為家庭教育類支出。享受型消費(fèi)指用于滿足家庭物質(zhì)和精神性享受的物質(zhì)和勞務(wù)消費(fèi)，包括外出就餐費(fèi)、保健費(fèi)用支出、旅游和美容支出等。各類型中詳細(xì)消費(fèi)項(xiàng)目及與CFPS數(shù)據(jù)中變量的對應(yīng)關(guān)系因篇幅限制不再一一羅列，備索。，具體的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

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(xué)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(gè)來自阿里巴巴集團(tuán)及旗下業(yè)務(wù)和生態(tài)伙伴，8個(gè)源于國家統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)及網(wǎng)絡(luò)爬取的指標(biāo)，采用對數(shù)型功效函數(shù)法進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)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(yàn)后認(rèn)為該指數(shù)具有一定的科學(xué)性與代表性(6)北京大學(xué)新農(nóng)村發(fā)展研究院數(shù)字鄉(xiāng)村項(xiàng)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(jì)部分外，本文實(shí)證分析均采用Z-Score標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展指數(shù)?？h域?qū)用婕彝ト司M(fèi)與數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展指數(shù)的散點(diǎn)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(fèi)散點(diǎn)圖

3.控制變量

借鑒郭峰等(2020)、張勛等(2020)等研究，本文選取個(gè)體層面、家庭層面和地區(qū)層面的控制變量，其中個(gè)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(jì)如表1所示。

用Epanechnikov核函數(shù)模擬家庭人均消費(fèi)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(fèi)和家庭人均生存型消費(fèi)在數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展水平更高的地區(qū)總體消費(fèi)量更大，家庭人均發(fā)展型消費(fèi)和家庭人均享受型消費(fèi)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(fèi)和各類消費(fèi)的人均消費(fèi)量分布

三、數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展影響農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的實(shí)證結(jié)果

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2第一列匯報(bào)了OLS模型的估計(jì)結(jié)果，其中被解釋變量為農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)(對數(shù)值)，核心解釋變量為數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展(標(biāo)準(zhǔn)化后的總指數(shù))。從表中可知，數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的估計(jì)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(fèi)的回歸結(jié)果

數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展與農(nóng)村居民家庭消費(fèi)總體上存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村家庭消費(fèi)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(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)提高4.8%。

控制變量的估計(jì)結(jié)果與預(yù)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(fèi)水平越高；非農(nóng)戶口的戶主家庭消費(fèi)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(yàn)出與農(nóng)村家庭人均消費(fèi)有顯著的相關(guān)關(guān)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(quán)均檢驗(yàn)出與農(nóng)村家庭消費(fèi)有顯著的相關(guān)關(guān)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(fèi)水平更高。而其他家庭特征均與家庭消費(fèi)成負(fù)相關(guān)關(guān)系，如家庭規(guī)模、家庭撫養(yǎng)比越大的家庭消費(fèi)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(fēng)險(xiǎn)能力相對較弱的農(nóng)村家庭，一個(gè)理性的選擇即進(jìn)行預(yù)防性儲(chǔ)蓄，適當(dāng)減少當(dāng)期消費(fèi)(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(fèi)水平正相關(guān)，表明消費(fèi)作為一種具有習(xí)慣效應(yīng)、示范效應(yīng)和同群效應(yīng)的行為(杭斌，閆新華，2013)，縣域內(nèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境對其影響十分顯著。

(二)內(nèi)生性處理

如前文所述，數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展與農(nóng)村家庭消費(fèi)的基準(zhǔn)回歸模型可能存在著內(nèi)生性問題。本文采用IV-2SLS模型進(jìn)行補(bǔ)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(guān)性和外生性。統(tǒng)計(jì)上對工具變量有效性的檢驗(yàn)結(jié)果如表2第二、三列所示。首先，聚類穩(wěn)健的Hausman檢驗(yàn)p值為0.003，表明OLS估計(jì)可能存在內(nèi)生性偏誤，IV-2SLS的估計(jì)結(jié)果更可信。其次，第一階段檢驗(yàn)工具變量的F統(tǒng)計(jì)量為21.755，大于經(jīng)驗(yàn)參考值10；弱工具變量檢驗(yàn)中的AR統(tǒng)計(jì)量和Wald統(tǒng)計(jì)量對應(yīng)的p值均小于1%；因此，可以認(rèn)為所選工具變量不是弱工具變量。最后，在第一階段估計(jì)中，工具變量與數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展之間的關(guān)系通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，表明本文所選工具變量與數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展具有較強(qiáng)的相關(guān)性。從模型估計(jì)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(fù)相關(guān)關(guān)系，與預(yù)期相符，表明與杭州球面距離越遠(yuǎn)的縣城，其數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展水平越低。第二階段結(jié)果顯示，相對基準(zhǔn)回歸模型，數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的估計(jì)系數(shù)仍然為正且顯著性水平增加，估計(jì)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(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，能顯著提高農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)25.6%?？梢?，數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響效應(yīng)同時(shí)具有統(tǒng)計(jì)顯著性和經(jīng)濟(jì)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(jì)結(jié)果表明，數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)具有顯著的正向影響(8)為了獲得更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)囊蚬烙?jì)系數(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。。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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(xué)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(biāo)數(shù)據(jù)源自總部位于杭州的阿里巴巴集團(tuán)及旗下業(yè)務(wù)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(fù)相關(guān)關(guān)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(chǔ)上進(jìn)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(yàn)證本文估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。具體結(jié)果如表3所示，估計(jì)系數(shù)顯著為正，與前述基準(zhǔn)分析結(jié)果一致。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)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(jì)結(jié)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(yàn)本文結(jié)果的穩(wěn)健性。具體來說，設(shè)計(jì)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(jì)系數(shù)計(jì)算變動(dòng)系數(shù)，該變動(dòng)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(shè)計(jì)兩個(gè)受約束控制變量模型和兩個(gè)完全控制變量模型，受約束控制變量模型1只包括關(guān)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(guān)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(guān)鍵解釋變量和戶主特征變量，完全控制變量模型2包括關(guān)鍵解釋變量和戶主、家庭、區(qū)域特征等全部變量。變動(dòng)系數(shù)Ratio的計(jì)算結(jié)果見表4所示。第一種情形下計(jì)算的Ratio為5.492，第二種情況計(jì)算的Ratio為3.818，均值為4.655。該結(jié)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(shí)，遺漏變量才應(yīng)被認(rèn)為是嚴(yán)重問題。該檢驗(yàn)從側(cè)面論證了本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)二：遺漏變量評估結(jié)果

(四)異質(zhì)性分析

1.數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對分類別農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響

數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展可能對不同類型的家庭消費(fèi)具有異質(zhì)性影響，本文將對三類消費(fèi)(生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi))進(jìn)行對比分析。表5第一、二、三列分別對應(yīng)三個(gè)不同類型消費(fèi)的估計(jì)結(jié)果。其中，數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對三大類型家庭消費(fèi)均具有顯著的正向影響。由第一到第三列的估計(jì)系數(shù)對比可知，數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對家庭享受型消費(fèi)的促進(jìn)作用最強(qiáng)，其次是發(fā)展型消費(fèi)，最后為生存型消費(fèi)?？赡艿慕忉屖?，首先，生存型消費(fèi)屬于農(nóng)村家庭最基本的消費(fèi)需求，“脫貧攻堅(jiān)”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(fèi)的邊際提升效應(yīng)較弱

表5 數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對家庭不同消費(fèi)類別的影響

(汪亞楠等，2021)；其次，隨著數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)與發(fā)展，越來越多的線上培訓(xùn)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(jìn)了農(nóng)村家庭在教育方面的消費(fèi)行為；最后，數(shù)字鄉(xiāng)村通過更加廣泛的信息互動(dòng)與傳播，潛移默化地改變了農(nóng)村居民的消費(fèi)習(xí)慣與消費(fèi)觀念，顯著增加了農(nóng)村地區(qū)物質(zhì)與精神享受消費(fèi)，推動(dòng)了農(nóng)村家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。

2.數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的結(jié)構(gòu)效應(yīng)對農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響

為進(jìn)一步探討數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的結(jié)構(gòu)效應(yīng)，本文將從數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的四個(gè)主要維度(鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)字化、鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)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(fèi)的影響，表6第一至四列分別對應(yīng)四個(gè)分維度的估計(jì)結(jié)果。由表中系數(shù)可知，鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)字化、鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)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(fèi)具有顯著正向影響。其中，鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)字發(fā)展對農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響最大，其次為鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)數(shù)字化，鄉(xiāng)村生活數(shù)字化和鄉(xiāng)村治理數(shù)字化。可能的解釋是，現(xiàn)階段傳統(tǒng)基礎(chǔ)設(shè)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(fèi)(方松海等，2011)，而數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)中的基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)字化過程彌補(bǔ)了農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)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(jìn)農(nóng)村家庭消費(fèi)水平升級。

表6 數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展分維度對家庭消費(fèi)的影響

3.基于戶主個(gè)體特征的異質(zhì)性影響

數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的消費(fèi)促進(jìn)作用可能會(huì)由于戶主個(gè)體特征產(chǎn)生差異性影響，本文進(jìn)一步選取戶主性別和年齡(9)本文借鑒世界衛(wèi)生組織關(guān)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(gè)維度進(jìn)行典型分析，估計(jì)結(jié)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(jì)結(jié)果，第三、四、五列依次為青年、中年和老年戶主家庭的分析結(jié)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(shí)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(fèi)影響最大，對青年戶主家庭、老年戶主家庭的影響次之。可能的原因是，青年戶主對于新鮮事物的接受度和接受能力較強(qiáng)，已經(jīng)能熟練掌握最新的數(shù)字化工具進(jìn)行信息搜尋與消費(fèi)，數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對其幫助相對較小，老年戶主由于認(rèn)知和學(xué)習(xí)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(shè)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(fèi)促進(jìn)效應(yīng)的個(gè)體特征異質(zhì)性

四、進(jìn)一步的討論

(一)數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的增收效應(yīng)

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(jìn)而提高家庭消費(fèi)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(jìn)當(dāng)?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(jìn)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(shí)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(jī)會(huì)，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(yīng)的估計(jì)結(jié)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(biāo)準(zhǔn)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(jié)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(fèi)、家庭生存型消費(fèi)、家庭發(fā)展型消費(fèi)、家庭享受型消費(fèi)，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(zhǔn)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(fèi)的影響效應(yīng)系數(shù)值有一定程度的降低，間接論證了促進(jìn)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(fèi)的渠道之一。

表8 數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的增收效應(yīng)

(二)數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的預(yù)算平滑效應(yīng)

數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展促進(jìn)了數(shù)字普惠金融等產(chǎn)品和服務(wù)在農(nóng)村地區(qū)的推廣和應(yīng)用，“互聯(lián)網(wǎng)+銀行”等網(wǎng)上銀行與掌上信貸服務(wù)越發(fā)完善，使得消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)跨期預(yù)算平滑，進(jìn)而增加消費(fèi)需求(張勛等，2021)。CFPS 2018調(diào)查包含家庭當(dāng)前是否背負(fù)銀行信貸的題項(xiàng)，表9匯報(bào)了數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展預(yù)算平滑效應(yīng)的估計(jì)結(jié)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(jì)結(jié)果和外生性檢驗(yàn)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(fèi)、家庭生存型消費(fèi)、家庭發(fā)展型消費(fèi)和家庭享受型消費(fèi)，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(jì)結(jié)果看，與基準(zhǔn)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(fèi)的影響效應(yīng)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(jìn)家庭信貸行為從而影響農(nóng)村居民家庭消費(fèi)。此外，家庭信貸與家庭人均總消費(fèi)、家庭生存型消費(fèi)、家庭發(fā)展型消費(fèi)均有顯著的正相關(guān)關(guān)系。而家庭信貸與享受型消費(fèi)的正相關(guān)關(guān)系未通過顯著性檢驗(yàn)，可能的原因是，維持日常生活的生存型消費(fèi)和提高人力資本的發(fā)展型消費(fèi)具有相對剛性的支出需求，而享受型消費(fèi)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(fèi)會(huì)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(yù)算平滑效應(yīng)

五、結(jié)論與啟示

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(fèi)的影響效應(yīng)及其異質(zhì)性，并進(jìn)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(fèi)具有顯著正向影響，考慮了內(nèi)生性的結(jié)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(fèi)，具有統(tǒng)計(jì)意義和經(jīng)濟(jì)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(fèi)具有差異性影響，數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對享受型消費(fèi)的促進(jìn)作用最大，其次是發(fā)展型消費(fèi)和生存型消費(fèi)。從數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的分維度影響來看，鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)字化水平對農(nóng)村居民家庭消費(fèi)影響最大，其次是鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)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(fèi)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(fèi)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(yīng)提高農(nóng)村居民家庭消費(fèi)，但數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展只對高收入組具有顯著的消費(fèi)促進(jìn)效應(yīng)；另一方面，數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展能通過平滑效應(yīng)影響農(nóng)村居民家庭消費(fèi)，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(jìn)了生存型和發(fā)展型消費(fèi)，但對享受型消費(fèi)影響不顯著。

基于以上研究結(jié)論，本文提出如下政策建議。第一，持續(xù)推進(jìn)數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)，且側(cè)重點(diǎn)應(yīng)更多關(guān)注于鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)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(yīng)用場景，從而激發(fā)農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)潛力。第二，針對數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展影響效應(yīng)的群體異質(zhì)性，應(yīng)進(jìn)一步完善并優(yōu)化數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)指南，結(jié)合當(dāng)?shù)靥卣鳁l件制定更加具體的實(shí)施方案。第三，通過優(yōu)化設(shè)計(jì)數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)中的體制機(jī)制，促進(jìn)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(shè)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(fèi)的分析結(jié)論，建議設(shè)計(jì)更多針對發(fā)展型消費(fèi)的數(shù)字金融產(chǎn)品和服務(wù)，助力農(nóng)村人力資本提升，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村消費(fèi)的可持續(xù)增長。