數(shù)字經(jīng)濟時代的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與消費不平等

洪 錚，章 成

(1.新疆大學 旅游學院，新疆 烏魯木齊 830046；2.南開大學 經(jīng)濟學院，天津 300071)

一、引言及文獻綜述

改革開放以來，中國居民在普遍分享經(jīng)濟增長收益的同時，伴隨著收入不平等的不斷擴大，中國收入基尼系數(shù)連續(xù)多年高于國際警戒線0.4，城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大最終表現(xiàn)在居民消費差距上。消費是居民福利的直接度量，能更好地反映居民真實福利差異，消費不平等反映出的貧富差距對于以促進社會公平和效率為目標的共同富裕政策制定有重要的參考價值。數(shù)字經(jīng)濟為中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級和新消費崛起提供了新動能，并依托互聯(lián)網(wǎng)等基礎設施建設，對公平和效率產(chǎn)生深遠影響，深刻改變著城鄉(xiāng)居民消費差距。在此背景下，探討互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與消費不平等的關系及作用路徑具有重要現(xiàn)實意義。

2020年《政府工作報告》指出加強新型基礎設施建設，發(fā)展新一代信息網(wǎng)絡，拓展5G應用，激發(fā)新消費需求。2022年《“十四五”數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展規(guī)劃》強調(diào)做大做強數(shù)字經(jīng)濟，大力推動數(shù)字產(chǎn)業(yè)化，加強信息基礎設施建設。截至2021年12月，中國網(wǎng)民規(guī)模為10.32億人，網(wǎng)絡支付用戶規(guī)模9.04億人，建成5G基站142.5萬個。數(shù)字經(jīng)濟賦能農(nóng)村電商，對鄉(xiāng)村振興和數(shù)字產(chǎn)業(yè)化產(chǎn)生積極作用，2020年全國2 083個縣域網(wǎng)絡零售額達35 303.2億元，縣域農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)絡零售額為3 507.6億元，數(shù)字鄉(xiāng)村優(yōu)化了非農(nóng)產(chǎn)業(yè)結構，提高了農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)效率?；ヂ?lián)網(wǎng)是數(shù)字經(jīng)濟的核心產(chǎn)業(yè)，城鎮(zhèn)是互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的載體，城鎮(zhèn)的價值在于提供更高的生產(chǎn)效率，有一定的收入提升效應、消費環(huán)境改善效應和消費升級效應，對抑制消費不平等產(chǎn)生重要影響。深入分析互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和城鎮(zhèn)化對消費不平等的作用機理，對于準確把握消費不平等的關鍵因素，縮小居民消費的“數(shù)字鴻溝”，推動全體人民共享發(fā)展成果，實現(xiàn)共同富裕有積極作用。

消費不平等是經(jīng)濟不平等的重要表現(xiàn)，能更好地衡量人們的福利狀況和資源稟賦，是發(fā)展過程中不平衡和不充分的體現(xiàn)。許多國家用消費指標測度不平等和貧困。國內(nèi)外學者對消費不平等的研究主要集中在消費不平等的度量和比較分析，多基于收入不平等，主要運用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、阿特金森指數(shù)和分位數(shù)之比等。大量文獻從收入差距、人口結構、公共服務和福利差距、非均衡的金融發(fā)展等角度研究了消費不平等的成因。其中收入沖擊對消費不平等的影響在文獻中占據(jù)主要位置，指出收入不平等和消費不平等可能呈相同的變化趨勢。曲兆鵬、趙忠認為人口老齡化是收入差距不斷增大的重要原因，但老齡化對消費不平等的作用較小，教育和家庭規(guī)模是影響消費不平等的重要因素。周廣肅、張玄逸等的研究表明新農(nóng)保能顯著降低農(nóng)村消費不平等程度，為農(nóng)村居民解決養(yǎng)老問題提供了有效途徑，對全面建成小康社會有顯著的推進作用。魯釗陽、黃津指出城鄉(xiāng)金融發(fā)展非均衡化與城鄉(xiāng)居民消費差距顯著正相關，應破解城鄉(xiāng)金融發(fā)展非均衡化，加快城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展，并強化社會保障。徐敏、姜勇的研究表明產(chǎn)業(yè)結構在縮小城鄉(xiāng)消費差距方面有顯著的空間溢出效應，但在不同時期，不同區(qū)域效果存在差異。劉靖、陳斌開研究發(fā)現(xiàn)房價上漲抑制了低消費家庭的消費，是中國消費不平等擴大的重要推力。

既有學者的相關研究為本文提供了一定的借鑒，但對互聯(lián)網(wǎng)與消費不平等關系的研究相對較少，大多分析互聯(lián)網(wǎng)對居民消費水平和消費結構的影響，如李旭洋等、王玥等、曾潔華等等。程名望和張家平從消費結構的視角研究互聯(lián)網(wǎng)對消費不平等的影響，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)從“消費得起”與“消費的到”角度促進農(nóng)村居民消費。陳鑫和王文姬等研究了互聯(lián)網(wǎng)對城鄉(xiāng)居民文化消費差距的影響，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)提高了農(nóng)村居民文化消費水平，且對農(nóng)村居民影響力度大于城鎮(zhèn)。但缺乏對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費不平等的研究，未考慮城鎮(zhèn)化門檻效應。本研究基于省際面板數(shù)據(jù)探討了互聯(lián)網(wǎng)對城鄉(xiāng)、城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費不平等的影響，并考慮了在城鎮(zhèn)化門檻效應下，互聯(lián)網(wǎng)對消費不平等的非線性作用。但宏觀層面的研究無法觀測到互聯(lián)網(wǎng)對家庭消費的微觀作用，故進一步基于CGSS數(shù)據(jù)分析了互聯(lián)網(wǎng)通過收入、收入分配、家庭創(chuàng)業(yè)作用于消費不平等的微觀路徑，擴展了互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟效益的微觀機制探討。

二、理論分析及研究假設

中國政府制定的“互聯(lián)網(wǎng)+”和“數(shù)字中國”戰(zhàn)略，推動了互聯(lián)網(wǎng)的應用和普及。對城鄉(xiāng)居民消費的影響主要體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，收入是消費的基礎和前提，從微觀家庭層面來看，掌握互聯(lián)網(wǎng)技能會提高居民收入水平，改善城鄉(xiāng)分割的局面，促使城鄉(xiāng)要素流動，為農(nóng)村居民帶來更多的創(chuàng)業(yè)就業(yè)機會?！盎ヂ?lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”帶動農(nóng)村傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級，為農(nóng)村居民消費水平提高和消費結構優(yōu)化升級提供了收入基礎。第二，基于互聯(lián)網(wǎng)技術的搜尋平臺能夠提高單位時間內(nèi)搜尋雙方的次數(shù)，提高溝通、協(xié)調(diào)等交易效率，降低單位交易成本拓寬市場范圍，降低差異化產(chǎn)品的市場均衡價格，提升城鄉(xiāng)居民消費能力。第三，從需求端來看，互聯(lián)網(wǎng)的應用能夠激發(fā)消費需求。大數(shù)據(jù)、云計算等信息技術的發(fā)展能夠培育和發(fā)現(xiàn)新的消費熱點，開拓新的消費領域。而農(nóng)村消費市場欠發(fā)達，互聯(lián)網(wǎng)在鄉(xiāng)村地區(qū)的普及，能拓寬農(nóng)民消費渠道，將農(nóng)村居民的潛在消費需求轉(zhuǎn)化為實際消費，在一定程度上能減少消費不平等。第四，互聯(lián)網(wǎng)金融的普及能緩解居民消費的流動性約束。鑒于中國城鄉(xiāng)二元結構的出現(xiàn)，農(nóng)村居民不能像城市居民一樣獲取金融服務，互聯(lián)網(wǎng)的使用促進了欠發(fā)達地區(qū)普惠金融的發(fā)展，為滿足居民消費需求提供了資金支持。據(jù)此，可提出假設1。

H1：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對抑制消費不平等有積極作用。

城鎮(zhèn)化的發(fā)展伴隨著農(nóng)村人口的非農(nóng)轉(zhuǎn)移和人力資本的不斷提升，這提高了接入互聯(lián)網(wǎng)技術的機會。城鎮(zhèn)人口是影響網(wǎng)民規(guī)模的重要因素，人口向城鎮(zhèn)聚集有利于發(fā)揮信息技術投資的規(guī)模效應，提高全民整體信息化水平?；ヂ?lián)網(wǎng)是信息傳播的載體，互聯(lián)網(wǎng)社交媒體減少了因距離阻斷的情感，通過互聯(lián)網(wǎng)，居民能夠獲得更加快捷的信息，降低了人口遷移的適應成本。城鎮(zhèn)是互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的載體，城鎮(zhèn)化有一定的收入提升效應、消費環(huán)境改善效應和消費升級效應，具體來說，城鎮(zhèn)化有助于放大聚集效應對消費需求和經(jīng)濟增長的促進作用，帶來整體社會消費水平的提升。城鎮(zhèn)化的高質(zhì)量發(fā)展會改變農(nóng)村居民消費習慣，城市居民的消費習慣對農(nóng)村居民消費產(chǎn)生積極的示范效應，為縮小城鄉(xiāng)消費差距提供了有利的條件。城鎮(zhèn)化為農(nóng)村剩余勞動力提供更多就業(yè)崗位，提高了農(nóng)民工非農(nóng)收入，進而提高農(nóng)村居民消費能力。然而，城鎮(zhèn)化與居民消費并非簡單的線性關系，在城鎮(zhèn)化發(fā)展的不同階段，其對居民消費的作用形式不同。二者呈現(xiàn)先下降后上升的“U”型關系。中國正處于城市規(guī)?；蚴忻窕D(zhuǎn)變的關鍵階段，考慮到互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展依托城鎮(zhèn)化的規(guī)模效應，而城鎮(zhèn)化與消費不平等之間的非線性關系，本研究提出假設2。

H2：城鎮(zhèn)化發(fā)展只有達到一定水平，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展才能抑制消費不平等，即互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展抑制消費不平等具有城鎮(zhèn)化門檻效應。

從互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對收入和就業(yè)的作用來看，互聯(lián)網(wǎng)等信息技術的迅速發(fā)展對各行業(yè)的生產(chǎn)、管理、營銷帶來了深刻變革，并通過數(shù)字紅利影響城市和城鎮(zhèn)化發(fā)展的各個方面，促進了智慧城市和共享經(jīng)濟的發(fā)展，進而對居民收入產(chǎn)生重要影響?；ヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展對就業(yè)率有正向作用，這種正向作用在農(nóng)村地區(qū)表現(xiàn)的尤為明顯?；ヂ?lián)網(wǎng)等信息技術發(fā)展帶來新的生產(chǎn)范式，促使平臺經(jīng)濟、流量經(jīng)濟在GDP中的占比不斷提高，為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口提供了大量就業(yè)崗位，如外賣騎手、網(wǎng)約車司機、直播人員等。從互聯(lián)網(wǎng)對創(chuàng)業(yè)的作用來看，互聯(lián)網(wǎng)和信息技術發(fā)展為發(fā)展中國家推廣農(nóng)業(yè)信息提供了新機會和新技術，降低了農(nóng)民獲取信息的成本?；ヂ?lián)網(wǎng)的眾籌、眾包、眾創(chuàng)空間發(fā)展迅速，為創(chuàng)業(yè)活動提供信息、技術、人才資金、專業(yè)服務等要素支持，能激發(fā)多元主體的創(chuàng)業(yè)熱情，形成大眾創(chuàng)新、萬眾創(chuàng)業(yè)的氛圍。依托互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)的移動支付，有效降低了金融服務成本，拓寬了金融服務范圍。憑借移動支付產(chǎn)生的信用積分，創(chuàng)業(yè)者可以獲得螞蟻借唄、微粒貸等小額貸款。這類小額貸款不需要抵押物品，審核手續(xù)簡單，降低了創(chuàng)業(yè)者為獲取銀行貸款而付出的成本，降低了中小企業(yè)和個體創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的門檻。據(jù)此，可提出假設3。

H3：互聯(lián)網(wǎng)通過對收入水平和家庭創(chuàng)業(yè)的影響抑制消費不平等。

三、研究設計

(一)變量及數(shù)據(jù)說明

1.互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對消費不平等影響的變量設定

被解釋變量：泰爾指數(shù)是泰爾用信息理論中的熵概念計算收入差距，能夠衡量組內(nèi)差距和組間差距對總差距的貢獻，并考慮了人口變動因素。后續(xù)學者將其應用到消費差距中，參考既有研究用泰爾指數(shù)衡量城鄉(xiāng)、城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費不平等，計算方式如式(1)～(2)：

(1)

(2)

公式(1)代表城鄉(xiāng)消費不平等()，公式(2)代表城鎮(zhèn)消費不平等()或農(nóng)村消費不平等()。1代表時期城鎮(zhèn)人口數(shù)量，2代表時期農(nóng)村人口數(shù)量，表示時期人口總數(shù)。1表示時期城鎮(zhèn)總消費(城鎮(zhèn)人均消費支出×城鎮(zhèn)人口數(shù))，2代表時期農(nóng)村總消費(農(nóng)村人均消費支出×農(nóng)村人口數(shù))，表示時期消費總數(shù)。表示各省(市/區(qū))，=1,2代表城鎮(zhèn)和農(nóng)村，,表示時期省城鎮(zhèn)或農(nóng)村總消費，,代表時期城鎮(zhèn)或農(nóng)村總消費，,表示時期省城鎮(zhèn)或農(nóng)村人口，,代表時期城鎮(zhèn)或農(nóng)村總?cè)丝凇?/p>

解釋變量：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平()，采用綜合指數(shù)法選取互聯(lián)網(wǎng)普及率(互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)/常住人口數(shù))、移動互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)(每百人擁有移動電話數(shù))、互聯(lián)網(wǎng)資源情況(每萬人域名數(shù))、互聯(lián)網(wǎng)相關基礎設施(單位面積長途光纜線路長度)、互聯(lián)網(wǎng)站點數(shù)(每萬人網(wǎng)站數(shù))、互聯(lián)網(wǎng)相關產(chǎn)出(人均電信業(yè)務總量)6個指標衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平。在計算過程中，將各個數(shù)值標準化后采用客觀性較強的熵值賦權法計算互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展指數(shù)的綜合值。

控制變量：參考既有研究選取以下幾個因素作為控制變量。收入不平等()，收入是消費的基礎和前提，收入不平等是消費不平等的重要因素，用泰爾指數(shù)衡量城鄉(xiāng)收入不平等，計算方式同式(1)；產(chǎn)業(yè)結構()，第三產(chǎn)業(yè)占比可能會推動產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級，促使農(nóng)村居民向城市轉(zhuǎn)移，用第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重衡量產(chǎn)業(yè)結構；政府財政支出()，政府擴張性財政支出可能會擠壓私人投資，抑制總需求，而民生性財政政策對消費不平等有積極作用，用一般預算支出占GDP的比重衡量政府財政支出水平。

2.消費不平等對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響的變量設定

被解釋變量：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平()，衡量方式同上。

解釋變量：城鄉(xiāng)消費不平等()，城鎮(zhèn)消費不平等()，農(nóng)村消費不平等()。

控制變量：參考已有研究選取以下變量作為控制變量。政府財政支出()，政府財政支出對包括互聯(lián)網(wǎng)在內(nèi)的基礎設施的完善有積極作用，用一般預算支出/GDP衡量；城鎮(zhèn)化()，城鎮(zhèn)是互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的載體，有一定的收入效應、消費升級和消費環(huán)境改善效應，對互聯(lián)網(wǎng)普及率和網(wǎng)民規(guī)模產(chǎn)生影響，以城鎮(zhèn)常住人口/總?cè)丝诤饬砍擎?zhèn)化水平；人口老齡化水平()，中國正處于信息化社會和數(shù)字經(jīng)濟迅速發(fā)展階段，但人口老齡化不斷加劇，可能不利于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展，老年人相較于年輕人接受信息較慢，用65歲以上老年人口與15～64歲人口數(shù)比值來衡量。

工具變量：信息傳輸?shù)葟臉I(yè)人員()，用從事信息傳輸、軟件和信息技術服務業(yè)從業(yè)人員數(shù)量來表示。

3.數(shù)據(jù)說明和描述性統(tǒng)計

2003年是中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的轉(zhuǎn)折之年，“非典”疫情使互聯(lián)網(wǎng)應用順勢而發(fā)，當下流行的網(wǎng)站如淘寶、QQ、騰訊網(wǎng)等網(wǎng)絡平臺誕生。故選取2003—2020年作為研究時間跨度，以中國31個省市區(qū)為研究對象(考慮到數(shù)據(jù)的可得性，研究區(qū)域不包含港澳臺地區(qū))。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》、EPS數(shù)據(jù)庫等公開統(tǒng)計信息，缺失數(shù)據(jù)用插值法估計。各變量描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量及描述性統(tǒng)計

(二)計量模型設定

1.聯(lián)立方程模型構建

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和消費不平等之間存在較為復雜的關系，二者之間的某些相關因素也是相互關聯(lián)的。

單一方程無法更好地解決內(nèi)生性問題并將二者之間的關系刻畫出來，聯(lián)立方程模型使用多個方程聯(lián)立，能更好反映二者之間的相互依賴關系。借鑒鄧慧慧等(2019)的研究將互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和消費不平等視為內(nèi)生性變量，構建聯(lián)立方程模型如式(3)～(4)：

(3)

(4)

公式中表示城鄉(xiāng)消費不平等、城鎮(zhèn)消費不平等、農(nóng)村消費不平等，表示互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，表示城鎮(zhèn)化，和表示一系列控制變量，和分別表示個體效應和時間效應，和表示誤差項。

2.面板門檻模型設定

門檻效應指的是當經(jīng)濟參數(shù)達到一定數(shù)值后，引起另一個經(jīng)濟參數(shù)發(fā)生結構性突變的現(xiàn)象，作為原因現(xiàn)象的參數(shù)叫做門檻值。考慮到互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與消費不平等之間的非線性關系，借鑒HANSEN的研究以城鎮(zhèn)化為門檻變量，設定面板門檻模型如式(5)：

,=,×(,≤)+,×(≤,≤)+…+,×(,≤)

++1,×(,≥)+,++,

(5)

其中表示城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，(·)為示性函數(shù)，若滿足條件，取值為1，反之取值為0，表示待估計的門檻值。其它解釋變量同公式(3)。

四、實證分析和檢驗

(一)全樣本和城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析

聯(lián)立方程階條件和秩條件的識別結果表明本文所構建的聯(lián)立方程模型均為過度識別，可采用兩階段最小二乘法(2SLS)和三階段最小二乘法(3SLS)估計。其中三階段最小二乘法(3SLS)將兩階段最小二乘法(2SLS)與似不相關回歸(SUR)模型相結合，充分考慮了變量之間的相關性，能夠更好地解決內(nèi)生性問題，并且回歸結果的擬合度更高，故主要匯報三階段最小二乘法(3SLS)的估計結果。

由表2可知，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城鄉(xiāng)消費不平等有顯著的負向作用，表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展會縮小城鄉(xiāng)二元結構差異，促進城鄉(xiāng)資源優(yōu)化配置和信息共享。互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對城市和農(nóng)村消費不平等的影響均在1%的水平上顯著。具體為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平提高1%，城鎮(zhèn)消費不平等降低0.574%，農(nóng)村消費不平等降低0.192 %，表明互聯(lián)網(wǎng)在縮小城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費不平等上取得了一定成效，驗證了H1。數(shù)字經(jīng)濟時代依托互聯(lián)網(wǎng)提供商貿(mào)服務，打破了時間和空間限制，提高了服務效率，減少中間環(huán)節(jié)，降低服務成本，為解決“三農(nóng)”問題提供了新思路。但互聯(lián)網(wǎng)對城鎮(zhèn)消費不平等的影響系數(shù)大于農(nóng)村，這可能是由于城鎮(zhèn)地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平較高，物流等基礎設施配套較為完善，而農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平和物流配套設施仍處于繼續(xù)推進的過程中。且城鎮(zhèn)居民運用互聯(lián)網(wǎng)獲益的能力更強，故互聯(lián)網(wǎng)能夠更好地發(fā)揮對城鎮(zhèn)消費不平等的作用。為繼續(xù)保持互聯(lián)網(wǎng)縮小城鄉(xiāng)消費不平等的積極作用，應在現(xiàn)有偏向城鎮(zhèn)的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展轉(zhuǎn)為城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展，從而相對提高農(nóng)村居民消費水平。

表2 全樣本估計結果

控制變量：①收入不平等對城鄉(xiāng)、城鎮(zhèn)、農(nóng)村消費不平等的影響在1%的顯著性水平上為正，這與凱恩斯絕對收入假說和杜森貝利相對收入假說一致，表明收入不平等是消費不平等的重要影響因素。②第三產(chǎn)業(yè)占比每提高1%，城鄉(xiāng)消費不平等擴大0.438 %，城鎮(zhèn)消費不平等擴大0.138%，農(nóng)村消費不平等降低0.075%。這可能因為第三產(chǎn)業(yè)占比過高會導致產(chǎn)業(yè)“脫實向虛”，擠占勞動密集型的第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)，總體不利于城鄉(xiāng)和城鎮(zhèn)消費不平等的縮小。而產(chǎn)業(yè)結構服務化為農(nóng)村居民提供更多就業(yè)崗位，對抑制農(nóng)村消費不平等有積極作用。③政府財政支出提高1%，城鄉(xiāng)消費不平等降低0.042%，但對城鎮(zhèn)消費不平等的影響存在不確定性。近年來政府采取一系列刺激消費的政策如“家電下鄉(xiāng)”、新農(nóng)保等社會保障措施，解決了農(nóng)村居民消費的后顧之憂，顯著縮小了城鄉(xiāng)居民消費差距，喚醒了國內(nèi)消費。

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平影響因素分析表明，互聯(lián)網(wǎng)和消費不平等之間存在雙向因果關系。城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費不平等與互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展之間為反向關系，表明城鎮(zhèn)和農(nóng)村內(nèi)部發(fā)展的不平衡不充分導致 “數(shù)字鴻溝”，不利于數(shù)字中國建設。但全樣本估計結果中二者為同向變動，這可能是由于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展初期，大量互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)聚居于城鎮(zhèn)，而農(nóng)村地區(qū)缺乏網(wǎng)絡基礎設施，此時城鄉(xiāng)居民消費差距對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的影響為正。城鎮(zhèn)化和政府公共投資能顯著促進互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展，即城鎮(zhèn)化的發(fā)展伴隨著互聯(lián)網(wǎng)基礎設施的完善。人口老齡化對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展有顯著的正向作用，但影響系數(shù)較小。這可能是由于人口老齡化水平較高的地區(qū)往往經(jīng)濟發(fā)展水平較高，而互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平較高。

(二)面板門檻模型的回歸結果

為進一步檢驗互聯(lián)網(wǎng)對消費不平等的非線性影響，以城鎮(zhèn)化為門檻變量，以互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展為主要解釋變量進行估計。運用自舉法(bootstrap)重疊400次來計算統(tǒng)計量和城鎮(zhèn)化的門檻值，具體結果如表3所示。當被解釋變量是城鎮(zhèn)消費不平等時，統(tǒng)計量在1%的顯著性水平下拒絕“0個門檻”和“1個門檻”的假設，表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城鎮(zhèn)消費不平等的影響存在三重城鎮(zhèn)化門檻效應，但進一步檢驗結果表明存在雙重門檻效應，門檻值是0.621、0.843。當被解釋變量是農(nóng)村消費不平等時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與農(nóng)村消費不平等之間存在三重門檻效應，進一步檢驗結果表明存在雙重門檻效應，門檻值為0.378與0.835。

表3 互聯(lián)網(wǎng)對消費不平等的城鎮(zhèn)化門檻效應檢驗

基于上述檢驗結果，根據(jù)公式(5)可得門檻效應的估計結果如表4所示。互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城鎮(zhèn)消費不平等的影響存在三個區(qū)間變化，當城鎮(zhèn)化低于0.621時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城鎮(zhèn)消費不平等的影響顯著為負，系數(shù)為-0.280，即互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能夠顯著抑制城鎮(zhèn)消費不平等。當城鎮(zhèn)化在0.621和0.843之間時，系數(shù)變小為-0.599，表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城鎮(zhèn)消費不平等的影響存在邊際效應遞增的特點。當城鎮(zhèn)化大于0.843時，系數(shù)為0.431，此時互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的提高會擴大城鎮(zhèn)消費不平等。這可能是城鎮(zhèn)化發(fā)展帶來人口聚集，人口紅利為提高城鎮(zhèn)居民消費起到積極作用，但這一正向促進作用隨城鎮(zhèn)化水平的提高變?yōu)樨撓蜃饔?。互?lián)網(wǎng)發(fā)展對農(nóng)村消費不平等的影響也存在兩個區(qū)間的變化，當城鎮(zhèn)化小于0.378時，經(jīng)濟發(fā)展水平整體較低，城鄉(xiāng)之間存在“數(shù)字鴻溝”互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展會擴大農(nóng)村消費不平等。隨著農(nóng)村基礎設施的完善，互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)村消費不平等的影響變?yōu)檎蜃饔?，此時互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平提高1%，農(nóng)村消費不平等降低0.284%，但影響系數(shù)小于城鎮(zhèn)。當超過門檻值0.835時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展會擴大消費不平等，表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對農(nóng)村消費不平等的抑制作用有限，支持了H2。在考慮城鎮(zhèn)化非線性作用的情況下，收入不平等與消費不平等呈同向變動趨勢，產(chǎn)業(yè)結構服務化與政府財政政策均有利于抑制城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費不平等。

表4 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對消費不平等的面板門檻效應回歸結果

(三)穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗

為驗證估計結果的穩(wěn)健性，在考慮模型內(nèi)生性的基礎上，選取工具變量法(IV-2SLS)進行回歸。工具變量對消費不平等的影響具有完全外生性，僅通過對內(nèi)生變量的影響作用于消費不平等。本文引入信息傳輸、軟件和信息技術服務業(yè)從業(yè)人員數(shù)量的對數(shù)()和互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的二階滯后()作為工具變量處理內(nèi)生性問題。信息傳輸、軟件和信息技術服務業(yè)從業(yè)人員對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展產(chǎn)生直接影響，但對消費不平等沒有直接作用。用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村居民人均純收入替換收入不平等進行估計，結果如表5所示。

表5 穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗

兩階段最小二乘法的估計結果表明，兩個工具變量均對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展有顯著正向作用?？巳R伯根-帕普秩(Kleibergen-Paap rk)檢驗值為64.272，并在1%的顯著性水平下拒絕了原假設，其原假設是所選工具變量識別不足?？巳R格-唐納德·伍爾德(Cragg-Donald Wald)檢驗值為355.74，大于Stock-Yogo檢驗10%的臨界值19.93，故拒絕原假設，其原假設為所選工具變量是弱工具變量。證實了本文選取工具變量的合理性和有效性。同時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城鄉(xiāng)消費不平等、城鎮(zhèn)消費不平等、農(nóng)村消費不平等均有抑制作用，且對城鎮(zhèn)消費不平等的影響系數(shù)顯著大于農(nóng)村消費不平等，收入不平等和消費不平等呈同向變動，與前文的估計結果一致，驗證了回歸結果的穩(wěn)健性。

五、進一步地微觀機理分析

(一)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

前文從宏觀視角分析互聯(lián)網(wǎng)對城鄉(xiāng)、城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費不平等的影響，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對抑制消費不平等有積極作用，但無法從微觀家庭視角揭示互聯(lián)網(wǎng)對消費不平等的作用機理。故使用中國綜合社會調(diào)查(CGSS)2010年、2015年和2017年數(shù)據(jù)從微觀角度分析互聯(lián)網(wǎng)對消費不平等、家庭消費支出、收入、創(chuàng)業(yè)的影響。將2010年、2015年、2017年各地消費率、收入不平等與消費不平等宏觀數(shù)據(jù)與CGSS微觀數(shù)據(jù)匹配，剔除樣本中的缺失值。以是否使用互聯(lián)網(wǎng)作為主要解釋變量()，參考王玥等的研究選取各省互聯(lián)網(wǎng)普及率為工具變量，地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率越高，居民使用互聯(lián)網(wǎng)的可能性越大。從外生性來看，地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)普及率不會直接影響居民消費，往往會通過互聯(lián)網(wǎng)這一間接渠道影響居民消費。故互聯(lián)網(wǎng)普及率滿足工具變量外生性和相關性的條件。控制戶主年齡、性別、婚姻、教育、民族、政治面貌、家庭收入等運用工具變量法進行(IV-2SLS)回歸。主要變量的描述性統(tǒng)計如表6所示。

表6 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)實證結果分析

表7～表8的估計結果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用顯著提升了城鎮(zhèn)居民消費率，但對農(nóng)村居民消費率為顯著抑制作用，這驗證了“數(shù)字鴻溝”的存在。使用互聯(lián)網(wǎng)能夠在23.6%的水平上抑制城鎮(zhèn)消費不平等，在12.1%的水平上抑制農(nóng)村消費不平等?；ヂ?lián)網(wǎng)使用頻率每提高1%，城鎮(zhèn)收入不平等下降0.221%，農(nóng)村收入不平等下降0.120%。表明使用互聯(lián)網(wǎng)對城鎮(zhèn)居民收入和消費不平等的抑制力度大于農(nóng)村居民。

表7 互聯(lián)網(wǎng)與消費率、消費不平等和收入不平等估計結果

表8 互聯(lián)網(wǎng)與家庭收入和消費估計結果

微觀數(shù)據(jù)的估計表明，與不使用互聯(lián)網(wǎng)的非農(nóng)戶相比，使用互聯(lián)網(wǎng)的非農(nóng)戶能夠帶來42%的消費溢價和94.4%的收入溢價。與不使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶相比，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶能夠帶來43.5%的消費溢價和93.2%的收入溢價。使用互聯(lián)網(wǎng)顯著提升了東西部地區(qū)家庭消費，且對西部地區(qū)的影響系數(shù)大于東部地區(qū)。互聯(lián)網(wǎng)對東部地區(qū)家庭收入的促進力度大于中西部地區(qū)。互聯(lián)網(wǎng)顯著提升了農(nóng)戶和中西部地區(qū)家庭的創(chuàng)業(yè)效應，但對非農(nóng)戶和東部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)的作用不顯著，表明互聯(lián)網(wǎng)為收入水平較低群體的創(chuàng)業(yè)提供更多有效信息，能激發(fā)創(chuàng)業(yè)活躍度，提高居民收入水平，并為抑制消費不平等提供了收入基礎。

綜上可知，互聯(lián)網(wǎng)對消費不平等的作用路徑有兩個。其一是收入效應，使用互聯(lián)網(wǎng)顯著提升了農(nóng)戶收入，為農(nóng)戶提供多樣化的消費產(chǎn)品，對農(nóng)戶消費提升力度大于非農(nóng)戶，而縮小了城鄉(xiāng)居民消費差距。其二是創(chuàng)業(yè)效應，互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響力度大于非農(nóng)戶，對中西部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)的正向作用大于東部地區(qū)，從而為抑制消費不平等提供了收入基礎，這驗證了H3。

六、結論與討論

本文基于省際面板數(shù)據(jù)和微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，第一，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和消費不平等之間存在著雙向因果關系，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城鄉(xiāng)、城鎮(zhèn)、農(nóng)村消費不平等有顯著抑制作用，但對農(nóng)村消費不平等的抑制力度較小。第二，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費不平等之間并非簡單的線性關系。其對城鎮(zhèn)消費不平等的影響有邊際效應遞增的趨勢，當跨越第二個門檻值0.843和0.835時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展會擴大城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費不平等。第三，微觀分析表明，互聯(lián)網(wǎng)顯著提高了城鎮(zhèn)居民消費率但抑制了農(nóng)村居民消費率，其對城鎮(zhèn)居民消費和收入不平等的抑制力度大于農(nóng)村?；ヂ?lián)網(wǎng)顯著提升了家庭收入水平和消費支出，并顯著提升了農(nóng)戶和中西部地區(qū)家庭的創(chuàng)業(yè)積極性。

基于此，數(shù)字經(jīng)濟時代抑制消費不平等可從以下幾個方面出發(fā)：第一，互聯(lián)網(wǎng)通過數(shù)字紅利影響城市和城鎮(zhèn)化發(fā)展的各個方面，極大地促進了智慧城市和共享經(jīng)濟的發(fā)展，對縮小城鄉(xiāng)消費不平等有積極作用。但在我國城鎮(zhèn)化的進程中，大量農(nóng)村人口尚未完全脫離農(nóng)村，也不能夠完全融入城鎮(zhèn)，成為游離于城鎮(zhèn)和農(nóng)村之間的“半城鎮(zhèn)人口”，要發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)和城鎮(zhèn)化對消費不平等的正向促進作用，應當推動新型城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)融合發(fā)展。第二，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對農(nóng)村消費不平等的抑制作用較小，城鄉(xiāng)居民“數(shù)字鴻溝”廣泛存在。在具體政策制定的過程中，應隨著互聯(lián)網(wǎng)和城鎮(zhèn)化的發(fā)展，動態(tài)調(diào)整政策偏向性，注重農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)基礎設施建設，打造良好的消費環(huán)境，以縮小城鄉(xiāng)居民消費差距。第三，加強和完善收入分配制度，提高農(nóng)村居民消費對經(jīng)濟增長的貢獻度。進一步加快信息化程度，擴大農(nóng)村和欠發(fā)達地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)普及率，縮小城鄉(xiāng)之間“數(shù)字鴻溝”，使信息化發(fā)展成為縮小“數(shù)字鴻溝”的機遇，而不是加劇“數(shù)字鴻溝”的威脅。

① 數(shù)據(jù)來源于CNNIC：第49次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》。

②數(shù)據(jù)來源于《2021全國縣域數(shù)字農(nóng)業(yè)農(nóng)村電子商務發(fā)展報告》。