互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城鄉(xiāng)居民消費升級的影響

■ 中國人民銀行海南藏族自治州分行課題組

引 言

伴隨著我國經(jīng)濟的高速增長，居民人均可支配收入得到大幅提高，帶動了居民消費支出的快速增加。但是，消費與收入相比，增速相對緩慢，我國居民人均消費支出增速，在2000-2019 年間，整體上維持在一個相對穩(wěn)定的水平，2020 年、2022 年受新冠肺炎疫情的影響，出現(xiàn)了較大程度的下跌，居民人均消費支出增速明顯低于人均可支配收入增速，而且差距在逐步拉大，尤其是2020 年，居民人均消費支出出現(xiàn)了20 多年來首次下跌，消費乏力現(xiàn)象明顯。

與此同時，互聯(lián)網(wǎng)的蓬勃發(fā)展，推動了以電子商務、移動支付和互聯(lián)網(wǎng)金融為代表的互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟對消費市場的持續(xù)滲透，居民消費模式發(fā)生深刻變革，改變了傳統(tǒng)的交易模式，使消費不再受時間和空間的限制，為居民消費提供了極大的便捷性，切實提升了消費體驗，促進了居民消費。2020 年新冠肺炎疫情期間，全年社會消費品零售總額為39.20 萬億元，同比下降3.9%，而全國網(wǎng)上零售額為11.76 萬億元，同比增長10.9%，成為消費市場的穩(wěn)定器。截至2022 年12 月底，我國網(wǎng)民數(shù)量達到10.67 億，互聯(lián)網(wǎng)普及率達75.6%，網(wǎng)絡購物用戶規(guī)模達8.45 億，互聯(lián)網(wǎng)正以它特有的方式與居民的消費行為逐步融合?；ヂ?lián)網(wǎng)的發(fā)展不僅大大降低了商品的交易成本，拓寬了消費者的商品選擇范圍，也使得交易更加高效，間接提升了居民的購買力，為居民消費升級創(chuàng)造了有利條件。在這種情況下，研究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城鄉(xiāng)居民消費升級的影響對于激發(fā)城鄉(xiāng)居民消費潛力和推動居民消費結構改善具有重要的意義。

圖1 居民人均可支配收入和人均消費支出趨勢圖

一、文獻綜述

（一）互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與居民消費水平方面

學者們普遍認為，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能夠促進居民消費水平的提升。第一，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能夠改善消費環(huán)境。消費環(huán)境的改善能夠增加居民消費頻率，從而擴大居民消費支出，（張若月，2022）。第二，降低消費者的交易成本?；ヂ?lián)網(wǎng)的發(fā)展提供了方便快捷的交易平臺，降低了消費者搜尋商品與服務信息的交易成本，提升了消費效率（王茜，2016）。第三，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展會產(chǎn)生“收入效應”。隨著互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，會產(chǎn)生新的就業(yè)、創(chuàng)業(yè)機會，帶動居民收入增長，同時互聯(lián)網(wǎng)的應用能夠緩解家庭的信貸約束，進而促進家庭消費（劉遠，2022）。第四，互聯(lián)網(wǎng)的大數(shù)據(jù)信息挖掘技術及精準的信息推送能激發(fā)居民的消費潛力。第五，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展在刺激居民消費的同時，也對傳統(tǒng)消費形成替代效應?；ヂ?lián)網(wǎng)的普及尤其是網(wǎng)絡購物的興起，對傳統(tǒng)消費形成替代效應（祝仲坤、冷晨昕，2017）。第六，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對不同地區(qū)居民消費水平的影響存在異質(zhì)性。對東部沿海、城市家庭的消費促進效應更為明顯（萬光彩、夏鳴、張夢婷，2020）。

（二）互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與城鄉(xiāng)消費差距方面

部分學者認為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能夠顯著地提高農(nóng)村居民的整體消費水平，進而縮小城鄉(xiāng)消費差距。祝仲坤、冷晨昕（2017）和劉東英、王亞南（2023）等認為，在電子商務的推動下，農(nóng)村傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)煥發(fā)出了新的活力，并逐步開始優(yōu)化升級，與此同時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展強化了城鎮(zhèn)消費對農(nóng)村消費的示范作用，帶動了農(nóng)村居民消費水平的提升（劉東英、王亞南，2023）。高夢桃（2021）通過構建互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與城鄉(xiāng)居民消費差距關系的分析框架，從宏微觀雙重視角進行了實證研究，結果顯示：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展顯著抑制了城鄉(xiāng)居民消費差距的擴大。程名望、張家平（2019）通過實證分析發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)通過“收入效應”和“消費凈效應”兩方面縮小了城鄉(xiāng)居民消費差距。

（三）互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與消費結構方面

向玉冰（2018）對AIDS 模型進行了擴展，通過對2003～2015 年的省際面板數(shù)據(jù)進行多維度實證分析，結果表明，互聯(lián)網(wǎng)能夠有效推動城鄉(xiāng)居民消費結構升級，且對城鎮(zhèn)居民的影響更為顯著。齊紅倩、馬湲君（2021）利用中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，探究家庭特征對家庭消費結構升級的影響，實證表明：互聯(lián)網(wǎng)消費模式不斷補充和部分替代了線下實體消費，互聯(lián)網(wǎng)消費的便利性、操作的快捷性有助于釋放家庭消費潛力，有利于推動家庭消費結構升級。劉敏（2022）基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進行實證研究，結果顯示：互聯(lián)網(wǎng)的應用顯著促進居民家庭消費水平的提升和消費結構的升級，且對城鄉(xiāng)家庭消費的影響具有異質(zhì)性。王琨媛、黃耀宇（2023）借助2013-2020 年省域面板數(shù)據(jù)展開實證研究，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)金融通過農(nóng)村居民收入的中介效應進而影響農(nóng)村居民消費升級，且對東部地區(qū)農(nóng)村居民消費升級的影響強于中西部地區(qū)。

綜上所述，關于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城鄉(xiāng)居民消費水平影響的研究已經(jīng)比較深入，盡管部分學者就互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對居民消費結構的影響進行了探究，但大多基于面板數(shù)據(jù)、調(diào)查數(shù)據(jù)或居民家庭微觀視角，對居民消費結構的劃分標準不盡統(tǒng)一，且對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響城鄉(xiāng)居民消費結構的差異性研究相對較少。

本文的貢獻在于：（1）不同于前期研究，直接用非食品消費支出、某幾類消費支出之和，或者前者占居民人均消費支出的比例來衡量居民消費升級水平，而是通過估算居民八類消費支出的邊際消費傾向，并在此基礎上構建居民消費結構升級指數(shù)開展實證研究；（2）借助2007-2022年的時間序列數(shù)據(jù)進行分樣本回歸，從宏觀角度探究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城鄉(xiāng)居民消費升級的影響及其是否存在異質(zhì)性，以期為我國實現(xiàn)居民消費擴容升級提供有益參考。

二、作用機制及研究假設

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展通過增加居民收入、降低交易成本、緩解資金流動性約束、優(yōu)化消費環(huán)境等刺激居民消費。依據(jù)馬斯洛的需求層次理論，當居民的基本生活需求得到滿足后，居民會隨著收入的不斷提高，追求更高層次的需求，從而推動居民消費結構升級。

（一）增加居民收入

首先，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展衍生了新的就業(yè)方式和就業(yè)崗位，尤其是帶動了物流行業(yè)的發(fā)展，給居民提供了更多的就業(yè)和創(chuàng)業(yè)機會，有效地促進了居民收入水平的提升。其次，互聯(lián)網(wǎng)的普及在很大程度上緩解了勞動力市場信息不對稱的問題，使供給和需求得到有效、及時的匹配，減少了因摩擦性失業(yè)而帶來的收入損失。再次，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展拓寬了居民投資理財?shù)那溃雇顿Y理財更加方便快捷，有利于提高居民的財產(chǎn)性收入。居民收入的增加將推動居民消費水平的提升，為居民消費升級奠定了強有力的物質(zhì)基礎。

（二）降低交易成本

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展突破了傳統(tǒng)消費模式空間的局限，使消費范圍得到了前所未有的擴展，商品的多樣化讓消費者在購買商品時有了更多自主選擇權的同時，也增加了同類商品的市場競爭程度和價格透明度，有利于降低消費者的價格成本。與此同時，電子商務解決了實體經(jīng)營場地受限的問題，降低了賣方的選址成本，且有助于賣方整合大量的流通節(jié)點，減少中間環(huán)節(jié)，實現(xiàn)消費供需的實時、有效對接，改善資源的配置效率，進而降低交易成本，促進商品價格進一步降低，間接增加居民購買力，改善居民消費結構。

（三）緩解資金流動性約束

資金流動性約束是導致消費者不能在生命周期內(nèi)實現(xiàn)消費平滑的重要原因。在互聯(lián)網(wǎng)金融時代，支付寶、微信、京東金融等平臺的互聯(lián)網(wǎng)理財產(chǎn)品，以及各大銀行手機app 的理財產(chǎn)品具有準入門檻低、流動性強的特點，極大地縮短了居民與金融之間的距離，拓寬了居民理財融資的渠道。一方面，其便捷性省去了消費者往返物理網(wǎng)點存取現(xiàn)金的時間成本，而且無現(xiàn)金支付，更容易減少消費者的支付痛感，增加消費快感，刺激消費。另一方面，其能有效緩解消費者的資金流動性約束，可以在一定程度上減少消費者的預防性儲蓄，幫助消費者平滑各個時期的消費并釋放其潛在的消費能力，從而對居民消費結構產(chǎn)生影響。

（四）優(yōu)化消費環(huán)境

首先，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展提供了迥異于傳統(tǒng)消費模式的消費方式，使消費者可以利用碎片化的時間隨時隨地地購買商品，便捷的商品選購模式和消費體驗重新確定了消費的內(nèi)涵。其次，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展大幅降低了消費者搜尋信息成本，降低了供求雙方信息不對稱的程度，同時互聯(lián)網(wǎng)借助網(wǎng)絡大數(shù)據(jù)信息挖掘技術可以分析消費者的需求特征，并精準推送符合消費者需求的商品，使得消費者的個性化需求得以滿足，消費環(huán)境得以優(yōu)化。再次，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展為農(nóng)村居民提供了和城鎮(zhèn)居民日漸趨同的消費環(huán)境，使農(nóng)村居民可以同等地接收產(chǎn)品和服務信息，為實現(xiàn)農(nóng)村居民消費升級提供了條件。

基于以上的理論分析，同時考慮我國二元經(jīng)濟結構的特征，本文提出2 個理論假設：H1：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能顯著促進城鄉(xiāng)居民消費升級；H2：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城鎮(zhèn)地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)消費升級的影響存在異質(zhì)性。

三、居民邊際消費傾向

凱恩斯在其絕對收入假說中提出了邊際消費傾向的概念，指出消費增減量與可支配收入增減量的比值，表示每增加或減少一個單位的可支配收入時消費的變動情況。根據(jù)邊際消費傾向的大小，我們可以判斷在收入增加時居民更傾向于增加哪類消費支出。基于此理論，我們設立如下模型，分別估算居民八大類消費a支出的邊際消費傾向：

式中，Yi為各類人均消費支出，α 為常數(shù)項，β 為系數(shù)，即邊際消費傾向，X 為居民的人均可支配收入，u 為隨機擾動項。數(shù)據(jù)以2000 年為基期，利用各類消費價格指數(shù)對居民人均可支配收入和八類人均消費支出數(shù)據(jù)進行平減，以剔除價格變動對回歸結果所產(chǎn)生的影響。居民人均可支配收入和八類人均消費支出數(shù)據(jù)均來自于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)年度數(shù)據(jù)。

用eviews 軟件對2000～2022 年的數(shù)據(jù)做OLS 回歸，對存在序列相關的用科克倫-奧克特迭代法做廣義差分回歸，得到八類消費支出的邊際消費傾向數(shù)據(jù)。表1 為利用最小二乘法得出的回歸結果，其中，α 為常數(shù)項的估計值，β為對應各類消費支出邊際消費傾向的估計值，括弧內(nèi)數(shù)值分別為對應的t 檢驗統(tǒng)計量值，R2為可決系數(shù)，F(xiàn)、DW 分別為F、DW 檢驗統(tǒng)計量值。

表1 各類居民邊際消費傾向估計值

根據(jù)表1 的參數(shù)估計結果，繪制出我國居民八類消費支出邊際消費傾向的柱狀圖，可以更加直觀地分析居民在收入增長時更傾向于增加哪類消費支出。

由圖2 可知，居住類、交通和通信類、教育文化和娛樂類邊際消費傾向相對較高，也就是說，在基本生活需求被滿足的情況下，隨著收入的增長，居民更傾向于或偏好于增加居住類、交通和通信類、教育文化和娛樂類的消費支出，用于改善居住條件或投資住房、旅游出行、教育投資和追求休閑娛樂等，這也是隨著生活水平的提高，居民消費結構不斷優(yōu)化升級的具體體現(xiàn)。

圖2 八類消費支出邊際消費傾向柱狀圖

圖3 參差序列的ADF 檢驗估計結果

四、實證分析

（一）變量選取及數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量為城鄉(xiāng)居民消費結構升級指數(shù)?；谇拔膶呺H消費傾向的估計結果，本文采用居民人均居住類支出、人均交通通信類支出、人均教育文化和娛樂類支出三項支出之和占人均消費支出的比值來衡量居民消費結構升級水平，即居民消費結構升級指數(shù)=（人均居住類支出+人均交通通信類支出+人均教育文化和娛樂類支出）/人均消費支出。各類消費支出數(shù)據(jù)均來自于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)年度數(shù)據(jù)，并利用居民各類消費價格指數(shù)對相應數(shù)據(jù)進行平減，以剔除價格變動對結果產(chǎn)生的影響。

2.解釋變量為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平。參考以往研究，采用互聯(lián)網(wǎng)普及率來衡量，互聯(lián)網(wǎng)普及率數(shù)據(jù)來自于中國互聯(lián)網(wǎng)絡信息中心（CNNIC）發(fā)布的歷年《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》。

（二）模型設定

由于我國二元經(jīng)濟結構特征比較明顯，城鄉(xiāng)差距仍然較大，因此本文假設，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對消費結構的影響也存在明顯的區(qū)域差異，設定如下模型進行分樣本回歸：

其中，Ytown、Yrural分別為城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費結構升級指數(shù)。α 為常數(shù)項，β 為系數(shù)，Xtown、Xrural分別為城鎮(zhèn)地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率，u 為隨機擾動項。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，選取2007～2022 年城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率和居民消費結構升級指數(shù)數(shù)據(jù)，構建回歸模型。

（三）基準回歸

1.平穩(wěn)性檢驗。為了避免出現(xiàn)偽回歸，本文首先采用ADF 檢驗對各變量數(shù)據(jù)是否存在單位根進行檢驗，判斷序列是否為平穩(wěn)序列，檢驗結果見表2。從檢驗結果看，在1%、5%、10%的顯著性水平下Ytown序列t 檢驗統(tǒng)計量值為-1.323，均大于相應臨界值，表明Ytown存在單位根，為非平穩(wěn)序列。繼續(xù)對其一階差分序列dYtown進行單位根檢驗，在5%的顯著性水平下t 檢驗統(tǒng)計量值小于相應臨界值，一階差分平穩(wěn)，即序列Ytown為一階單整的，同理可以檢驗Xtown也為一階單整的，符合協(xié)整檢驗前提條件。

表2 ADF 檢驗結果

2.協(xié)整檢驗。為了分析Ytown和Xtown是否存在協(xié)整關系，即變量Ytown和Xtown之間是否存在一種長期穩(wěn)定的關系，本文采用EG 兩步法作協(xié)整檢驗。首先，作Ytown和Xtown兩變量之間的回歸，得到參差序列e，然后對新生成的參差序列作ADF 檢驗，檢驗結果如下圖：

從檢驗結果看，參差序列e 為平穩(wěn)序列，說明序列Ytown和Xtown之間存在協(xié)整，即兩者之間存在長期的均衡關系。

3.參數(shù)估計和檢驗結果。用eviews 軟件做OLS 回歸，回歸結果如下：

模型（1）中，可決系數(shù)R2為0.91035，表明模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好。互聯(lián)網(wǎng)普及率的系數(shù)估計值為正，且t 檢驗統(tǒng)計量值為20.23345，遠大于1%顯著性水平的臨界值，表明城鎮(zhèn)地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率的提升能顯著地促進城鎮(zhèn)居民消費結構的升級。長期來看，互聯(lián)網(wǎng)普及率每提高1 個百分點，城鎮(zhèn)居民消費結構升級指數(shù)可以提高0.178個百分點。

同理，可得農(nóng)村地區(qū)回歸結果：

可決系數(shù)R2為0.531534，說明模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合一般，t 檢驗統(tǒng)計量值為3.985568, 通過了1%水平下的顯著性檢驗，表明農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率的提高也能顯著促進農(nóng)村居民消費結構的升級，但其回歸系數(shù)的估計值小于城鎮(zhèn)地區(qū)的回歸系數(shù)估計值，表明農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率的提高對消費升級的提振作用要弱于城鎮(zhèn)地區(qū)。

4.穩(wěn)健性檢驗。本文通過替換解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗，選用城鎮(zhèn)/農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)占城鎮(zhèn)/農(nóng)村地區(qū)年末總人口數(shù)的比值，分別替換城鎮(zhèn)、農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率作為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平指標。數(shù)據(jù)選取2010-2021 年數(shù)據(jù)（互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)的相關數(shù)據(jù)最早在2010 年才進行統(tǒng)計，2022 年數(shù)據(jù)暫未公布）。然后進行回歸分析，回歸結果見表3。

表3 穩(wěn)健性檢驗估計結果

（四）結論

實證結論：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城鄉(xiāng)居民消費升級均有顯著的促進作用，且存在異質(zhì)性，對城鎮(zhèn)居民消費升級的促進作用更加明顯。

存在異質(zhì)性的原因可能在于：第一，與農(nóng)村相比，城鎮(zhèn)居民收入水平更高，受教育程度也更高，物流服務體系也更為發(fā)達，這些優(yōu)勢有助于互聯(lián)網(wǎng)作用的發(fā)揮；第二，農(nóng)村居民的消費習慣和消費意識更為固化，加之互聯(lián)網(wǎng)普及率較低、使用范圍受限，因此，對農(nóng)村居民消費行為的影響也相對較小，促進作用低于城鎮(zhèn)居民；第三，與城鎮(zhèn)相比，農(nóng)村地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)基礎設施還有待完善，網(wǎng)絡信號還未實現(xiàn)全覆蓋，物流服務體系還不夠發(fā)達，導致互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)發(fā)展程度不夠，滲透力不足，這在一定程度上阻礙了農(nóng)村居民購買欲望的實現(xiàn)。

五、政策建議

（一）提高居民收入水平

無論是凱恩斯的絕對收入假說，還是弗里德曼的持久收入假說，抑或是莫迪利安尼的生命周期理論等，收入都是決定消費的核心要素，因此，要推動居民消費的擴容升級，提升居民收入水平是最行之有效的辦法。因此，一方面我們要發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展帶來的“收入效應”，大力提升居民收入水平，讓居民有消費意愿和消費能力。另一方面，在全面推進鄉(xiāng)村振興的過程中，積極探索“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”模式，推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級，提升農(nóng)產(chǎn)品交易的活躍度，激發(fā)農(nóng)村地區(qū)的市場活力，促進農(nóng)民穩(wěn)步增收，最終為消費升級提供堅強的物質(zhì)保障。

（二）完善農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)基礎設施建設

與城鎮(zhèn)相比，農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)基礎設施相對落后，應加大對農(nóng)村地區(qū)通信、網(wǎng)絡基站等的投入，有效補齊農(nóng)村網(wǎng)絡基礎設施的短板，打通農(nóng)村地區(qū)使用互聯(lián)網(wǎng)的“最后一公里”，提高農(nóng)村地區(qū)的網(wǎng)絡覆蓋率，積極推進互聯(lián)網(wǎng)信息技術的推廣和應用，讓農(nóng)村居民共享互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展帶來的紅利。與此同時，強化農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)配套產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，尤其是農(nóng)村電商物流服務體系，建立多樣化的流通渠道，提升物流在農(nóng)村地區(qū)的配送效率，降低流通成本和交易成本，促進區(qū)域間協(xié)調(diào)均衡發(fā)展，為互聯(lián)網(wǎng)促進居民消費結構升級提供基本保障。

（三）提高居民的金融素養(yǎng)

一方面，在農(nóng)村地區(qū)多渠道、多形式地開展互聯(lián)網(wǎng)知識宣傳普及和應用技能培訓，提升農(nóng)村居民對互聯(lián)網(wǎng)的接受度、電子商務的使用意識和應用能力，提升農(nóng)產(chǎn)品輸出與消費品輸入的力度，讓農(nóng)村居民擁有更多的獲得感、幸福感和安全感。另一方面，廣泛開展金融知識宣傳和教育，通過開展常態(tài)化的金融知識宣教活動，引導居民培養(yǎng)正確的消費觀，鼓勵居民安全消費、理性消費，并強化居民風險意識。

（四）加強互聯(lián)網(wǎng)消費環(huán)境建設

互聯(lián)網(wǎng)在提升居民消費水平、促進居民消費升級的同時，為網(wǎng)絡違法犯罪行為提供了一定程度上的便利性，有些不法分子利用偽基站、虛假投資平臺等進行網(wǎng)絡詐騙，騙取資金。因此，在推進互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的過程中，要強化網(wǎng)絡安全監(jiān)管，加強對居民消費權益的保護，為消費者提供一個良好、安全的消費環(huán)境，切實保障消費者權益。與此同時，可以通過開展網(wǎng)絡消費詐騙典型案例的宣傳來提高居民尤其是農(nóng)村居民的網(wǎng)絡安全消費意識。