數字經濟與農村居民消費增長

摘""要：基于2011—2020年全國省級面板數據，利用雙向固定效應模型和中介效應模型實證檢驗了數字經濟發展對農村居民消費增長的影響效果和作用機理。研究發現：數字經濟可顯著促進農村居民消費增長；數字經濟對農村居民生存型、發展型和享受型消費的促進作用依次遞增，對內陸地區農村居民消費增長的效果大于沿海地區；消費信貸便利性、城鎮化發展水平和市場一體化是數字經濟發展促進農村居民消費增長的中介渠道；在資源稟賦低于門檻值的地區，數字經濟能促進農村居民消費增長，但與跨越門檻值的地區相比，顯著性并不明顯。根據研究結果提出加快推進農村地區數字經濟基礎設施布局和數字鄉村建設、制定差異化的數字經濟發展策略、充分發揮數字經濟撬動農村居民消費的作用機制、提高農戶土地資源收入等政策建議。

關鍵詞：數字經濟；農村居民消費增長；中介效應模型；面板門檻模型

中圖分類號：F303""文獻標識碼：A""文章編號：1009-8135（2023）04-0039-18

引言

1978—2021年，我國國內居民消費率從48.78%上升到54.5%^[1]，但仍低于全球58%的平均水平（數據來源于世界銀行數據庫）。消費作為拉動經濟增長的“三駕馬車”之一，在我國卻未能發揮出其應有的潛力^[2]。受長期的二元經濟結構影響，我國農村居民與城鎮居民在消費數量和消費質量等方面也呈現出較大的二元差距，2019年我國鄉村人口占總人口的比例為39.4%，而農村居民消費僅占居民總消費的21.4%^[3]。農村地區的消費水平嚴重拉低了全國整體消費水平，成為中國經濟可持續發展和結構調整的重要制約因素^[4]。農村居民消費不足被認為是國內居民消費乏力的主要原因^[5]，而農村居民消費增長則成為推動人民生活高質量發展的關鍵途徑^[6]。2022年2月中央一號文件指出，構建新發展格局的潛力后勁在“三農”，要促進農村消費擴容提質升級。同年4月，國務院辦公廳再次發文強調進一步促進農村消費潛力釋放。

針對如何撬動農村居民消費，研究者從多維視角進行了較為深入的探討^[7-12]，自2015年“十三五”規劃提出“國家大數據戰略”、推動中國經濟的數字化發展以來，數字經濟對居民消費的作用逐漸引發關注。2021年，《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》明確指出，數字經濟發展要聚焦產業轉型升級和居民消費增長，依托強大國內市場，貫通生產、分配、流通、消費各環節^[13]，將數字經濟戰略視為驅動居民消費增長的契機。對此，研究者著重從供給側和需求側兩方面闡釋了數字經濟促進居民消費增長的作用。在供給側方面，數字經濟提升了要素配置效率、促使產業結構轉型升級^[14]，助力產業創新與產品質量升級^[15]，為用戶提供定制化產品與服務^[16]，改善消費者福利，滿足居民高質量消費需求^[17]；在需求側方面，數字經濟驅動居民消費層次升級^[18]，促使居民消費結構從物質需求向精神需求轉移^[19]，刺激新的消費需求產生^[20]。此外，數字經濟還緩解了抑制消費需求的融資約束，拓展出更多的消費方式和服務方式^[21]，推動普惠金融發展，降低消費型金融產品的可獲門檻，尤其利于減輕不發達地區居民融資約束，對居民消費結構升級產生顯著影響^[22]。值得注意的是，在眾多學者多角度尋求破解中國農村居民消費增長困局之策的研究中，尚無文獻專門探討數字經濟發展與農村居民消費之間的關系。鑒于此，本文旨在揭示數字經濟對農村居民消費增長的影響效果和作用機制，以充分認識實施數字經濟戰略對破解“三農”問題、助力中國消費升級和經濟高質量發展的現實意義及可行的政策選擇。

與既有研究相比，本文主要的貢獻在于：一是通過測算省際層面的數字經濟發展指標，構建面板數據實證檢驗數字經濟發展對農村居民消費增長的影響效應，使數字經濟的績效研究深入到“三農”領域，為驅動農村居民消費持續增長提供新思路；二是理論剖析和實證檢驗數字經濟發展對農村居民消費增長的影響機制，從消費類型和空間差異等維度探究數字經濟發展對農村居民消費增長的異質性影響，明晰數字經濟促進農村居民消費的著力點和主導方向；三是采用面板門檻模型發現農村土地資源稟賦是數字經濟影響農村居民消費的門檻變量，識別制約農村居民消費增長的瓶頸。

一、理論假說

農村地區線下網點布局有限，金融機構間缺乏有效競爭，加之農戶信用體系及擔保制度等信貸制度不完善^[23]，導致農村居民融資難、融資貴，形成的流動性約束限制了農村居民通過借貸方式平滑其長期消費，而只能以儲蓄作為未來收入下降時的保險^[24]，農村居民消費潛力釋放因此受阻。但數字經濟的興起，提高了家庭融資便利^[25]，有效緩解了農村居民的信貸約束^[26]，增強了農戶消費能力和農村消費潛力。一方面，數字經濟實現了信貸業務的“線上辦理”，突破了傳統線下交易的實體環境限制，各類金融機構通過互聯網與農戶直接聯通，極大擴充了農村居民的金融服務可獲得性；與此同時，數字經濟提高了金融機構之間的競爭性并推動了金融產品創新，其中，數字普惠金融技術降低了金融服務的風險和成本，進而削減了農戶融資成本，使農戶多樣化的消費融資需求更容易得到滿足。另一方面，數字經濟提供了多種成熟的數字化手段，農戶可以借助手機銀行、支付寶、京東、微信等手機APP快捷開立賬戶，選取合適的消費信貸產品并進行信貸交易。數字經濟賦予農戶消費信貸的便利性，緩解了信貸約束對消費者消費決策的限制，使農村居民的消費決策更為迅速、消費行為更加活躍^[27]；信貸便利性也有助于實現資金跨期流動，進而完成跨期消費，擴大了農村居民的即期消費支出，促成農村居民消費增長。

本文提出研究假設1：數字經濟通過提高農村居民消費信貸便利性實現農村居民消費增長。

數字經濟戰略的實施加快了城鎮化建設步伐。在數字經濟的帶動下，大數據、5G通信、人工智能等技術迅速發展，與之配套的新型基礎設施建設也逐步落戶城鎮，弱化了城鄉邊界，也帶動了教育、醫療等公共服務普惠化、均等化和便捷化，進而優化了城鎮創業和就業配套環境，使有鄉土情懷的人才回流，讓城鎮居民沒有后顧之憂，提升了城鎮化的經濟承載能力。數字經濟的帶動效應、放大效應和乘數效應有力地促進了城鄉產業結構升級，通過打破勞動力市場信息壁壘，為農村剩余勞動力提供了更多低獲取成本的工作機會，從而加快了城鎮化進程^[28]。城鎮化發展必然有利于農村居民的消費增長和升級：第一，城鎮化發展可以增加農村居民收入，增強農村居民消費能力。城鎮化發展通過提供大量非農就業機會^[29]，增加農村轉移就業勞動力的工資性收入^[30]；同時，城鎮化通過促進農村土地流轉，有利于農業規模化和專業化經營，提高農業勞動力的農業經營收入^[31]，從而提升農村居民的消費能力。第二，城鎮化發展可以改善農村基礎設施建設，刺激消費需求擴張。農村各種基礎設施不斷完善，農村信息網絡也變得更加通暢，農村居民獲取消費信息的渠道更加多元化、消費選擇范圍也更加廣泛^[32]，農村因搭乘城鎮化發展的快車而提高了農村居民消費的便捷性^[33]。

本文提出研究假設2：數字經濟通過加快城鎮化實現農村居民消費增長。

傳統農村消費品市場的流通主體大多是個體商戶、運銷農戶和經紀人，經營條件簡陋、經營方式落后、專業化水平低，導致零售商品下鄉難、流通渠道不暢^[34]；加上交通通信、醫療教育等基礎設施條件落后，農村地區的商品交易效率和市場規模與城市存在很大差距。城鄉商品和要素市場長期處于分割狀態，農村商品市場發展緩慢甚至停滯，農村居民常常因此而買不到價廉物美的實用商品，使農村本來有限的購買力難以實現^[35]，居民消費增長通道受阻。數字經濟發展加快了城鄉市場一體化進程，促進城鄉之間商品和資本要素自由流動，形成了公平、對等的市場環境，農村市場化水平不斷提升，極大地緩解了城鄉商品市場分割的困境^[36]。城鄉一體化打通了商品流通渠道，從而打破了傳統消費的時空限制，豐富了農村地區消費品的可選擇性，降低了消費門檻和消費成本，使農村居民足不出戶就能購買到心儀的商品，有助于提高農村居民的消費頻率。除此之外，移動支付、數字化貨幣的普及也潛移默化地緩解了農村居民消費的“疼痛感”，加速其消費決策^[37]，為農村消費增長帶來了積極影響。

本文提出研究假設3：數字經濟通過加快市場一體化實現農村居民消費增長。

二、模型設定與數據來源

（一）實證模型的構建

為了考察數字經濟對農村居民消費增長的影響效應，本文參照嚴建軍等^[38]的實證策略，構建回歸模型如下：

""""""""""""""""""""（1）

其中，consume表示被解釋變量—農村居民消費指數；digital表示核心解釋變量—數字經濟發展指數；Control為控制變量，參考鐘若愚等^[39]、張龍耀等^[40]、郭華等^[27]、鄒新月等^[41]的變量選取，主要包括社會保障水平、經濟發展水平、農村人均可支配收入、產業結構和人口老齡化；下標i和t分別表示省份和時間；η為省份固定效應，控制不隨時間變動的地區層面個體效應；μ表示時間固定效應，控制隨時間變化的影響因素；ε為誤差項。

（二）變量測算

1.農村居民消費指數

考慮到人均變量可以更好地排除人口總量的影響，本文采用儲德銀等^[42]的方法使用農村居民人均消費支出量化省級層面的農村居民消費增長，其計算過程為：首先將農村居民人均消費支出分為8個子類，即食品消費支出、衣著消費支出、居住消費支出、家庭設備及服務消費支出、醫療保健支出、交通和通信消費支出、教育文化娛樂和服務消費支出、其他用品和服務支出，再將上述支出分別匯總為3個消費大類，即生存型消費、發展型消費和享受型消費，對這3類消費支出加總形成農村居民人均消費總支出，并對其取自然對數值。

2.數字經濟發展指數

借鑒趙濤等^[43]的研究思路，結合省級層面相關數據的可獲得性，本文從互聯網發展和數字普惠金融兩個維度測度數字經濟的綜合發展水平，具體指標構成見表1。對于互聯網發展水平的測算，采用了互聯網普及率、相關從業人員情況、相關產出情況和移動電話普及率4個指標，并分別對應于每百人互聯網用戶數、計算機服務和軟件從業人員占比、人均電信業務總量和每百人移動電話用戶數。對于數字普惠金融的測算，采用了由北京大學數字金融研究中心編制的數字普惠金融指數。對上述5個二級指標運用主成分分析法在標準化后進行降維處理，得到數字經濟綜合發展水平指數。

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（三）數據來源和描述性統計

本文被解釋變量農村居民消費指數的原始數據來自歷年《中國農村統計年鑒》；測算數字經濟綜合發展指數的互聯網普及率、互聯網相關從業人員數、互聯網相關產出和移動互聯網用戶數均源于歷年《中國城市統計年鑒》；社會保障水平、經濟發展水平、農村人均可支配收入、產業結構以及人口老齡化等控制變量數據分別來自《中國統計年鑒》《新中國六十年統計資料匯編》和2011—2020年各省統計年鑒，其中，經濟發展水平用各省份人均GDP的自然對數值衡量，農村人均可支配收入用農村人均可支配收入的自然對數值衡量，產業結構水平采用第三產業占GDP的百分比衡量，人口老齡化采用65歲以上人口占總人口的比例測算。基于上述計算方法，采用插值法補充缺失數據后，最終形成2011—2020年中國31個省、自治區和直轄市的面板數據。主要變量的描述性統計見表2。

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三、實證結果分析

（一）基準回歸

采用FE（固定效應）和RE（隨機效應）進行Hausman檢驗的結果拒絕了原假設，表明應選擇固定效應模型進行系數值估計。表3報告了數字經濟發展對農村居民消費影響的基準估計結果。考慮到相同省市內的農村居民消費可能出現截面相關，本文采用了根據省份聚類調整后的標準誤。列（1）控制了年份和省份固定效應，核心解釋變量數字經濟的估計系數在1%的水平上顯著為正，表明數字經濟發展能夠促進農村居民消費增長。列（2）～（6）依次添加了社會保障水平、經濟發展水平、農村人均可支配收入、產業結構水平和人口老齡化水平為控制變量，數字經濟的估計系數僅發生小幅變動，符號和顯著性未發生根本改變，再次驗證了數字經濟發展對農村居民消費的擴容作用。

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（二）穩健性檢驗

1.內生性問題

在本文識別數字經濟發展對農村居民消費增長影響的過程中，還可能存在雙向因果關系，即數字經濟在促進農村居民消費增長的同時，農村居民消費增長也可能反向作用于數字經濟發展。在農村居民的消費環境從線下實體向線上電商平臺轉移的過程中，亦可能會提高農村居民對移動互聯網的接受程度，加速互聯網的普及和數字經濟戰略的實施。此外，關鍵指標的測量誤差和重要影響變量的遺漏也可能導致內生性問題。

為緩解內生性問題可能引起的估計誤差，本文參照陳維濤等^[44]、黃群慧等^[45]的做法，分別采用郵電業務量和郵局網點數作為數字經濟的工具變量，并通過兩階段最小二乘法（2SLS）重新估計數字經濟變量的系數。一方面，郵電業務量或郵局網點數代表了地區電信基礎設施的發展水平，也必將對地區數字經濟發展產生積極影響；另一方面，在納入對農村居民消費產生影響的其他因素后，郵電業務量或郵局網點數不會對農村居民消費直接產生影響。

表4第（1）和（3）列分別為2SLS法第一階段的估計結果，數字經濟對郵電業務量、郵局網點數的估計系數在1%水平上顯著為正，說明數字經濟與地區電信基礎設施存在較強相關性，滿足工具變量的相關性要求。表4第（2）和（4）列為2SLS法第二階段的估計結果，數字經濟回歸系數分別為0.804和1.042，且在1%水平上顯著為正。不可識別檢驗（Kleibergen-Paap"rk"LM檢驗統計量）對應P值均為0.000，拒絕工具變量識別不足的原假設，弱工具變量檢驗（Kleibergen-Paap"Wald rk F統計量）均大于10%顯著性水平下的臨界值16.38，拒絕工具變量為弱識別的原假設，說明本文工具變量的選擇具有合理性。根據2SLS法的估計結果，在考慮內生性問題后，數字經濟顯著提高農村居民消費水平的結論不變。

2.替換被解釋變量

為驗證被解釋變量的穩健性，本文借鑒劉純彬等^[46]對被解釋變量的選取方法，將農村人均消費支出替換為人均消費支出的增長率，回歸結果見表4的第（5）列。在替換被解釋變量后，數字經濟依然在1%的水平上顯著提高了農村居民消費水平，即數字經濟發展有利于農村居民消費增長，核心解釋變量的顯著性和符號與基準回歸結果較為一致，基準回歸結論穩健。

3.替換核心解釋變量

為檢驗文中核心解釋變量的穩健性，本文參照劉軍等^[47]的數字經濟評價指標體系，從信息化發展、互聯網發展和數字交易發展三個維度重新測算了數字經濟發展水平：首先根據線性無量綱法對各測度指標進行標準化，其次采用NBI指數權重確定法進行賦權，最后通過線性加權法計算出省級數字經濟發展指數。由表4第（6）列可知，被替換后的數字經濟發展指數的回歸系數依然顯著為正，關鍵變量的符號和顯著性未發生變化，驗證了基準結果的穩健性。

4.樣本穩健性

北京、天津、上海和重慶作為直轄市，獲得了較多優惠性政策支持，其農村居民消費水平可能受到除數字經濟發展戰略之外的政策因素干擾，與國內其他地區存在一定差異。因此，本文剔除了4個直轄市的數據以驗證樣本的穩健性。據表4第（7）列可知，數字經濟發展指數仍然通過了1%的顯著性檢驗，僅數值發生了微小變化，再次保證了本文研究結論的穩健性。

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（三）異質性分析

1.消費類型異質性

以上分析表明數字經濟發展能夠在總體上促進農村居民消費增長，但其中是否存在結構效應，即不同類型的消費支出是否增長不均？本文對生存型、發展型和享受型消費進行分組回歸，以檢驗數字經濟作用于不同消費類型的異質性，回歸結果如表5第（1）～（3）列所示。數字經濟發展對農村生存型、享受型和發展型消費均起到顯著的促進作用，但邊際效應卻隨消費類型的升級而遞增，這也意味著數字經濟對農村居民消費同時起到了“擴容”和“提質”的作用，有利于農村居民消費升級。其可能的原因在于，數字經濟發展提升了信貸獲得效率，緩解了農村居民的消費預算約束^[48]，所形成的非計劃購買往往更多集中于平時無法完全滿足的發展型、享受型消費需求，并促成農村居民消費升級。

2.空間異質性

改革開放以來，東部沿海地區得益于區域優勢和國家各項政策支持，經濟率先得到發展，農村居民消費增長快于內陸地區；與東部沿海地區相比，內陸農村地區提振消費的難度更大。為進一步研究數字經濟對農村居民消費增長的異質性影響，本文在基準模型基礎上按中國各省市的地理區劃進行區位比較，將總樣本劃分為沿海地區和內陸地區兩個子樣本進行分組回歸，估計結果見表5第（4）～（5）列，數字經濟發展對經濟水平相對欠發達的內陸地區的農村居民消費增長作用效果更為顯著。數字經濟的強滲透性和高外部性不僅深刻影響了傳統技術“力所不及”的農村地區，其普惠性更為非農就業渠道匱乏和金融抑制程度更高的內陸地區提供了大量低技術勞動力就業機會和低成本消費金融產品，使落后地區也能充分享有數字經濟發展帶來的“紅利”^[49]，從而更利于區域間的協調發展和消費差距縮小。

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四、影響機制檢驗

上文研究表明數字經濟發展有助于提升農村居民消費水平。那么數字經濟通過何種渠道促使農村居民消費增長？根據前文的機制分析，本文利用溫忠麟等^[50]的方法構建中介效應模型，從消費信貸便利性、城鎮化水平和市場一體化三個渠道進行機制驗證，具體模型構建如下：

（2）

（3）

其中，m_it為中介變量，分別代表消費信貸便利性、城鎮化水平和市場一體化水平。

為驗證消費信貸便利性渠道的有效性，本文借鑒魏君英等^[51]的研究方法，基于流動性約束視角，以農村貸款金額對數值（數據源自《中國農村金融服務報告》）作為衡量農村居民消費信貸便利性的中介指標進行中介效應檢驗，估計結果見表6第（2）列和第（5）列。表6第（2）列中數字經濟發展對農村居民消費信貸便利性的回歸系數顯著為正，表明數字經濟顯著提高了農村居民獲取貸款的便利性；第（5）列的回歸結果顯示，消費信貸便利性的系數顯著為正，且數字經濟的回歸系數和顯著性水平與表6第（1）列基準回歸結果相比均有下降，說明消費信貸便利性是數字經濟促進農村居民消費增長的中介渠道，研究假設1得到驗證。數字經濟的發展有效降低了農村地區的金融服務門檻，有利于農村居民獲取低成本的消費性融資，釋放了因流動性約束而被束縛的農村消費需求，從而提升農村居民整體消費水平。

為驗證城鎮化渠道的有效性，本文借鑒孫文婷等^[52]的方法以城鎮人口占總人口的比重作為衡量城鎮化水平的中介變量，相應回歸結果見表6第（3）列和第（6）列。由表6第（3）列可知，數字經濟發展顯著帶動了城鎮化水平提升；第（6）列中核心解釋變量的估計系數和顯著性相較基準回歸有所降低，說明數字經濟發展通過提升城鎮化水平的渠道助力農村居民消費增長，研究假設2得到驗證。數字經濟戰略的實施加快了城鎮化建設步伐，城鄉一體化拉動了農村產業結構升級，擴大了農戶非農就業渠道，促進了農民增收和城鄉收入差距縮小，進而提高農村居民消費水平。

為驗證市場一體化渠道的有效性，本文參照桂琦寒等^[53]的研究方法，使用市場一體化指數衡量市場一體化發展水平，即先利用十四類商品零售價格指數測算中國各省與其他省份之間的相對價格方差，得到各省的市場分割指數，并將其轉化為市場一體化指數。表6第（4）列和第（7）列為以市場一體化為中介變量的回歸結果，其中第（4）列表明數字經濟發展顯著加深了市場一體化程度，第（7）列顯示市場一體化在數字經濟與農村居民消費增長之間起到了部分中介作用，研究假設3得到驗證。數字經濟發展有效打破受經濟、地域和交通設施便利性等因素限制所導致的城鄉市場分割，電商平臺和信息化物流運輸為農村居民消費提供了便利，破除了城鄉貿易壁壘，使得農村居民可以用較低的成本獲取消費品多樣性，激發出農村消費潛力。

表6第（8）列是同時納入3個中介變量的估計結果。在加入消費信貸便利性、城鎮化水平和市場一體化水平3個中介變量后，核心解釋變量的估計系數和顯著性相較于第（5）、（6）和（7）列進一步降低，這一結果再次表明上述3種機制是數字經濟發展促進農村消費增長的可能渠道。

五、進一步討論：資源稟賦的門檻效應

前文已就數字經濟發展對農村居民消費增長的促進作用進行了實證檢驗，接下來進一步考慮，數字經濟對農村居民消費增長的影響效應是否依賴于農戶自身的資源稟賦。土地是農民安身立命之本，是中國社會存續發展之基^[54]，是農村家庭的重要經濟來源，是農業生產中最主要的生產要素之一^[55]。故此，本文選取農村人均土地面積為門檻變量，引入面板門檻模型考察數字經濟與農村居民消費之間是否存在著非線性的門檻效應。

（4）

（5）

式（4）為單門檻回歸模型，其中，fe_it是門檻變量，λ為待估計的門檻值。I括號內為指標函數，fe_it≤λ和fe_it＞λ分別表示農村人均土地面積低于或高于門檻值；₁、₂分別代表在農戶資源稟賦跨越門檻值的前后，數字經濟對農村居民消費的影響系數。式（5）為雙門檻回歸模型，此時，λ₁、λ₂均為待估計的門檻值，₁、₂和₃分別表示當fe_it≤λ₁、λ₁＜fe_it≤λ₂和fe_it＞λ₂時，數字經濟對農村居民消費的影響系數。對不同門檻模型的F檢驗以及Bootstrap自助法抽樣300次得到的P值如表7所示。可以看出，單一門檻值為4.603，且通過5%的顯著性檢驗；雙重門檻的門檻值未通過顯著性檢驗，表明應采用單一門檻模型進行估計。

表8為農村居民消費增長與門檻依賴變量農村人均土地面積的單門檻模型估計結果。在門檻值前后，數字經濟對農村居民消費的影響存在明顯差異性。當農村人均土地面積小于門檻值時，數字經濟雖對農村居民消費增長具有一定的促進作用，但與跨越門檻值后相比，促進作用并不顯著，可見，針對數字經濟對我國農村居民消費影響的估計結果存在土地資源稟賦的門檻效應。其中可能的原因在于：盡管數字經濟能通過緩解消費信貸融資約束破除農村消費品市場分割，豐富農村居民消費品市場的渠道，促進農村居民消費增長，但制約消費的根本瓶頸仍在于收入約束，唯有使農民充分獲取土地收益才能最終破解農村消費不振的困局，故土地資源調節了農村居民的消費水平。

六、結論與政策建議

（一）結論

本文基于2011—2020年中國省級面板數據，采用雙向固定效應模型和中介效應模型，實證檢驗了數字經濟對農村居民消費增長的影響效應及其傳導機制，得出主要研究結論：第一，數字經濟顯著促進了農村居民消費增長；第二，數字經濟對農村居民生存型、發展型和享受型消費的促進作用依次遞增，對內陸地區農村居民的消費促進作用大于沿海地區，數字經濟發展驅動了農村居民的消費升級，也利于區域間的協調發展和消費差距縮小；第三，消費信貸便利性、城鎮化發展水平和市場一體化是數字經濟發展促進農村居民消費增長的中介渠道；第四，門檻效應模型表明，在資源稟賦低于門檻值的地區，數字經濟能促進農村居民消費增長，但與跨越門檻值的地區相比，顯著性并不明顯。

（二）政策建議

在數字經濟發展背景下，本研究提出農村居民消費增長的政策建議：第一，加快推進農村地區數字經濟基礎設施布局和數字鄉村建設。通過擴大無線寬帶和5G網絡的覆蓋范圍，構建農村地區的電子商務網點和物流網絡體系，使數字經濟戰略能夠更好地服務于農村居民消費增長。第二，制定差異化的數字經濟發展策略。鼓勵數字產品生產企業加大在內陸地區的數字服務和數字基礎設施供給力度，緩解區域失衡、失序發展的現狀，有效解決地區間、城鄉間的“數字鴻溝”問題，充分釋放“數字紅利”；農村消費品市場的豐富，不僅需要品種齊全的生活必需品，更需要醫療、保健、教育、旅游等發展型、享受型商品與服務，在數字經濟背景下還可推廣以智能娛樂、智能居家乃至智能養老為內容的“智能消費”模式，提高農村居民高品質消費的體驗感和幸福感，打造農村消費新的增長點。第三，充分發揮數字經濟影響農村居民消費增長的中介渠道作用。積極推動數字經濟向農村市場下沉，利用數字經濟的普惠特征，為農村落后地區和弱勢消費群體提供高效率、低成本的消費信貸服務；利用城鄉一體化過程中的“示范效應”和“跟潮效應”，轉變農村居民傳統的消費偏好和消費心理，為農村居民消費增長創造條件；加快完善消費互聯網平臺建設，打破城鄉交易壁壘，打造平等的消費環境，降低交易成本，進一步釋放農村居民消費潛力。第四，從根本上破解農村居民消費增長困境，還需要提高農戶從土地資源中獲取的收益。對于土地資源豐裕的地區，加快農村土地經營的規模化進程，降低農業生產成本，提高農業生產效益；對于土地資源稀缺的地區，推動土地集約化經營，提高農業生產效率和資源利用效率，促進農地流轉和防止土地拋荒。

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（責任編輯：張新玲）

Digital Economy and Consumption Growth"of Rural Residents

YANG Xiaoyun "DING Ruiyu "YU Yonghong

（School of Finance and Economics， Chongqing Three Gorges University， Chongqing， 404120）

Abstract： Based on the national panel data from 2011-2020"at the provincial level， this paper empirically tests the effect and mechanism of digital economy development on rural residents’ consumption growth"by using two-way fixed-effects"model and mediation effect model. The research finds that digital economy can significantly promote the growth"of rural residents’ consumption; the digital economy promotes rural residents’ subsistence， developmental and enjoyment consumption in increasing order， and has a greater effect on rural residents’ consumption growth in inland areas than in coastal areas; the convenience of consumer credit， the level of urbanization development and market integration are mediating channels for the digital economy development to promote rural residents’ consumption growth; in areas with resource endowment below threshold， the digital economy can promote rural residents’"consumption growth， but the significance is not obvious"compared with those regions crossing the threshold. Based on the research results， policy recommendations are proposed to accelerate the layout of digital economy infrastructure and digital village construction in rural areas， develop differentiated digital economy development strategies， give full play to the mechanism of the digital economy leveraging rural residents’ consumption， and increase the income of rural households from land resources.

Keywords："digital economy; consumption growth"of rural residents; mediation"effect"model; panel threshold model

作者簡介：楊曉云（1980—），女，四川成都人，博士，教授，主要研究農村經濟；丁枘宇（1998—），女，重慶忠縣人，碩士研究生，主要研究農村發展；喻永紅（1979—），男，重慶忠縣人，博士，副教授，主要研究農業經濟。

基金項目：國家社會科學基金重點項目“促進農民財產性收入增長的重點領域突破與制度創新研究”（18AJY019）。