互聯(lián)網(wǎng)使用與城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費
——基于CGSS 數(shù)據(jù)的實證研究

高嘉誠，劉 鑰

（俄羅斯人民友誼大學(xué)產(chǎn)業(yè)政策與創(chuàng)業(yè)學(xué)院，俄羅斯莫斯科 117198）

一、引言

投資、消費與凈出口作為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”，有效推動了我國經(jīng)濟在過去30 年的高速增長。但受到投資報酬邊際遞減規(guī)律的影響，特別是在我國經(jīng)濟正式邁入新常態(tài)后，投資對我國經(jīng)濟增長的貢獻率呈持續(xù)性下降趨勢（蔣元濤等，2022）。此外，一系列諸如中美貿(mào)易摩擦和美聯(lián)儲加息等外部事件也已使凈出口對我國經(jīng)濟增長的貢獻率降至多年以來的冰點。相反，消費對我國經(jīng)濟增長的拉動作用卻處于迅速增長的趨勢。據(jù)國家統(tǒng)計局最新公布的數(shù)據(jù)顯示，投資與凈出口對我國經(jīng)濟增長的貢獻率在2021 年僅分別為19.8%和21.9%，而消費對我國經(jīng)濟增長的貢獻率已由1978 年的38.3%增長至2023 年上半年的77.2%，消費已成為我國經(jīng)濟增長的支柱性力量。這意味著投資拉動、出口驅(qū)動型經(jīng)濟已難以為繼，我國正從生產(chǎn)大國向消費大國演進（陳靜等，2021），經(jīng)濟增長方式已由投資出口型轉(zhuǎn)向消費拉動型（向玉冰，2018），經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略也已由出口導(dǎo)向轉(zhuǎn)為內(nèi)需主導(dǎo)（任嶸嶸等，2022），消費不僅逐漸成為促進我國國民經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的最大動能，還對我國現(xiàn)階段穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)、促改革、惠民生和控風(fēng)險等政策發(fā)揮出重要作用（馬廣程和許堅，2020）。

然而，盡管消費對我國經(jīng)濟增長的貢獻率不斷攀升，但與發(fā)達國家70%～80%的消費貢獻率相比，我國消費貢獻率依然相對較低，消費拉動經(jīng)濟發(fā)展的空間依然很大。在此背景下，黨的十九大報告首次在中央文件中將“促進消費的體制機制”明確作為我國社會主義市場經(jīng)濟體制的重要內(nèi)容，并于二十大報告中再次強調(diào)“堅持實施擴大內(nèi)需戰(zhàn)略，加快建設(shè)強大國內(nèi)市場”。國務(wù)院也先后印發(fā)了《關(guān)于進一步擴大和升級信息消費持續(xù)釋放內(nèi)需潛力的指導(dǎo)意見》等政策措施。但需要注意的是，我國現(xiàn)階段居民消費結(jié)構(gòu)中的基本生存型消費份額相對較高，而發(fā)展享受型消費份額相對較低（厲亞和潘紅玉，2019），這意味著不僅要有效刺激居民消費需求以充分發(fā)揮我國超大市場規(guī)模的優(yōu)勢，從而建立起比較競爭優(yōu)勢，更要促進居民消費結(jié)構(gòu)升級，由基本生存型消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級為發(fā)展享受型消費結(jié)構(gòu)，進而為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和經(jīng)濟高質(zhì)量增長提供強大的可持續(xù)內(nèi)生動力（向玉冰，2018）。居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級也因此成為新常態(tài)背景下我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的迫切需要，如何進一步有效促進居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級已成為我國社會各界關(guān)注的重要課題，引起了廣泛關(guān)注。

二、文獻回顧

對此，我國大量學(xué)者已從城市發(fā)展（韋淼和張紅偉，2020）、住房（劉玉飛等，2018）、金融（韓雷和谷陽，2019；羅娟，2020；司傳寧等，2022；張海洋和韓曉，2022）、收入（張慧芳和朱雅玲，2017；喬榛和徐宏鑫，2023）、社會保險（章成和洪錚，2022）和老齡化（姬一帆等，2021）等方面深入探討了居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的各類影響因素及其作用機制，并且已取得較為豐碩的成果。但需要注意的是，當前我國社會已邁入數(shù)字時代。伴隨著信息技術(shù)的不斷進步與持續(xù)擴散，我國互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展，網(wǎng)民人數(shù)日益增長。據(jù)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心發(fā)布的第50 次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》顯示，截至2022 年9 月，我國互聯(lián)網(wǎng)普及率已達74.4%，網(wǎng)民規(guī)模超過10.5 億人。與此同時，據(jù)商務(wù)部發(fā)布的《中國電子商務(wù)報告（2021）》顯示，在2021 年，我國電子商務(wù)市場交易額達42.3 萬億元，同比增長19.6%，并且電子商務(wù)相關(guān)產(chǎn)業(yè)吸納并帶動就業(yè)超過6700 萬人。作為電子商務(wù)的底層數(shù)字技術(shù)，互聯(lián)網(wǎng)已深刻地改變了人們的生活和工作方式（董康等，2023）。在此背景下，中央政府迅速推出了《國家信息化發(fā)展戰(zhàn)略綱要》《促進大數(shù)據(jù)發(fā)展行動綱要》和《關(guān)于積極推進“互聯(lián)網(wǎng)+”行動指導(dǎo)意見》等一系列重大發(fā)展戰(zhàn)略和方案。在這過程中，中央經(jīng)濟工作會議也多次強調(diào)，當前經(jīng)濟發(fā)展過程中必須充分依托和應(yīng)用好互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)，重點打造中高端消費，推進居民消費結(jié)構(gòu)由基本生存型轉(zhuǎn)型升級為發(fā)展享受型，培育經(jīng)濟增長新動能（任嶸嶸等，2022）。因此，如何有效利用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)以提升居民消費水平、優(yōu)化居民消費結(jié)構(gòu)已然是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革中的重要議題（田杰棠和張春花，2023）。但當前我國學(xué)界有關(guān)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)與居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級之間關(guān)系的研究相對較少，并且大多研究僅基于宏觀面板數(shù)據(jù)考察了互聯(lián)網(wǎng)普及率對居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的影響（向玉冰，2018；程名望和張家平，2019；笪遠瑤等，2022），鮮少有研究基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)以考察互聯(lián)網(wǎng)使用率對居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的影響。

此外，現(xiàn)有研究大多僅考察了互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的整體影響，忽略了城鄉(xiāng)差異性。受制于我國長期存在的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的影響，我國城鄉(xiāng)之間存在明顯差距，而城鄉(xiāng)消費差距通常是城鄉(xiāng)差距的最終反映。據(jù)國家統(tǒng)計局最新公布的數(shù)據(jù)顯示，截至2021 年末，我國農(nóng)村人口占總?cè)丝诘谋戎貫?5.28%，而農(nóng)村居民人均消費支出僅為城鎮(zhèn)居民的52.52%，并且有研究指出，盡管城鄉(xiāng)居民消費水平都處于持續(xù)性上升的趨勢，但農(nóng)村居民的消費金額依舊明顯低于城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村居民的消費結(jié)構(gòu)整體上更加偏向于基本生存型消費結(jié)構(gòu)，而城鎮(zhèn)居民的消費結(jié)構(gòu)則整體上更加偏向于發(fā)展享受型消費結(jié)構(gòu)（吳海江等，2014；賀達和顧江，2018）。這不僅嚴重制約著我國農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，更是成為制約我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要障礙（祝仲坤和冷晨昕，2017；程名望和張家平，2019），并且要素流動壁壘與經(jīng)濟增長差異通常是造成這種差距的最主要原因。需要注意的是，伴隨著互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的高速發(fā)展與應(yīng)用，以電子商務(wù)為代表的互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟已在很大程度上促進了要素流動，有效解決了我國農(nóng)村商品流通渠道不暢、流通環(huán)節(jié)多、服務(wù)功能差及市場不健全等問題（涂圣偉，2020）。與此同時，通過快速適應(yīng)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)，我國農(nóng)村居民能夠獲得更多的資源與機會，從而獲得額外收入，這也在相當程度上放寬了我國農(nóng)村居民的消費預(yù)算約束，可供其選擇的消費種類由此變得更具多樣性，其消費結(jié)構(gòu)理論上也應(yīng)當逐漸由基本生存型轉(zhuǎn)型升級為發(fā)展享受型（任嶸嶸等，2022），這使我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級蘊含巨大發(fā)展?jié)摿?，但現(xiàn)有研究鮮少關(guān)注互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級影響的城鄉(xiāng)差異性。

有鑒于此，為彌補現(xiàn)有研究的不足，并試圖為我國互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)建設(shè)與居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級提供有效建議，本文嘗試性地基于2010 年和2021 年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建穩(wěn)健最小二乘回歸模型從微觀視角驗證互聯(lián)網(wǎng)使用對居民發(fā)展享受型消費的影響及其城鄉(xiāng)差異性，并在此基礎(chǔ)上構(gòu)建再中心均值回歸分解模型對城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距進行分解分析以檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用對該差距的影響方向及其貢獻度。此外，為了避免估計結(jié)果受到城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費分布差異所導(dǎo)致的內(nèi)生性影響，并對處于不同消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費進行異質(zhì)性分析，本文還構(gòu)建了分位數(shù)回歸模型以檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用是否對處于不同消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費產(chǎn)生了差異性影響，并在此基礎(chǔ)上構(gòu)建再中心分位數(shù)回歸分解模型對處于不同消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距進行分解分析以檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用對處于不同消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的影響方向及其貢獻度，以期為我國居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級做出貢獻。

三、理論分析與研究假設(shè)

在數(shù)字時代背景下，作為各類數(shù)字技術(shù)的底層技術(shù)，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)被認為是第五次康德拉季耶夫經(jīng)濟周期（Kondratieff Cycle）的標志，其引發(fā)了廣泛的資源重組與聚合，促進各要素達到帕累托最優(yōu)配置，并使經(jīng)濟、社會等諸多領(lǐng)域達到高度互聯(lián)互通狀態(tài)，從而引起消費模式創(chuàng)新和變革，這為釋放我國居民消費需求、促進我國居民消費結(jié)構(gòu)由基本生存型轉(zhuǎn)型升級為發(fā)展享受型提供了強大引力（江小涓，2017；李旭洋等，2019；陳靜等，2021）。

一方面，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對信息傳播產(chǎn)生了變革性影響?；ヂ?lián)網(wǎng)信息技術(shù)不僅拓寬了信息流通渠道，還進一步加速了信息傳播速度，這將在很大程度上減輕人們的信息搜尋成本與交易成本，進一步拓寬其消費交易空間與時間（羅珉和李亮宇，2015；楊光等，2018）。人們一旦連接進入互聯(lián)網(wǎng)空間，將輕松獲取海量消費信息，可供其選擇的商品和服務(wù)種類得到明顯提升，其消費選擇范圍得到有效擴充（孫浦陽等，2017；向玉冰，2018），這在很大程度上刺激釋放了我國居民的多元化消費需求，從而逐漸打破并改變了我國居民的消費預(yù)期、消費觀念與消費行為，將全新的消費理念植入其日常生活，最終重塑其需求側(cè)消費內(nèi)容與方式，對其消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生明顯的刺激效應(yīng)，直接促進其消費結(jié)構(gòu)由基本生存型轉(zhuǎn)型升級為發(fā)展享受型。與此同時，人們在使用互聯(lián)網(wǎng)的過程中，更多具有刺激性、多樣性與體驗性的消費信息也將借助各類互聯(lián)網(wǎng)平臺被分享，這也會在一定程度上沖擊其原有消費習(xí)慣，促使其改變傳統(tǒng)的消費模式，從而助力其消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級（尹慶民和王尋，2022）。與此同時，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)還能夠記錄并分析其使用者的消費信息檢索偏好及其消費行為特點，主動向其推送具有個性化與刺激性的消費信息，一旦人們使用互聯(lián)網(wǎng)搜尋過相關(guān)消費信息或做出過相關(guān)消費決策，大量具有個性化與刺激性的消費信息將被持續(xù)性推送（江小涓，2017），刺激人們做出反應(yīng)行為，有效促進其消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。

基于此，本文提出假設(shè)1：

互聯(lián)網(wǎng)使用能夠直接促進居民發(fā)展享受型消費（H1）。

另一方面，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)還將加速我國居民的人力資本與社會資本積累，催生工資收入紅利，提升其收入水平，放寬其消費預(yù)算約束，間接提升其消費能力，從而促進我國居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。人力資本方面，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)本身作為一種更便捷、更低成本和更高效率的信息傳遞手段，其使用者的信息處理成本會得到有效降低、工作處理效率會得到有效提升，這將最終導(dǎo)致其勞動生產(chǎn)率的進一步提高，從而使其獲得額外的工資溢價（李雅楠和謝倩蕓，2017；程名望和張家平，2019；韓谷源等，2023）?；ヂ?lián)網(wǎng)信息技術(shù)還打破了時空限制，各類教育資源借助諸如在線直播、錄播視頻等各類遠程形式在互聯(lián)網(wǎng)空間中得到廣泛傳播。人們只要連接互聯(lián)網(wǎng)即可輕松獲取海量學(xué)習(xí)資源，這將有效提升我國居民知識儲備與積累，并強化其職業(yè)技能與素養(yǎng)，從而對其工資收入產(chǎn)生明顯的溢價效應(yīng)（王少國和匡國靜，2022）。社會資本方面，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)不僅能夠有效提高人們與社會的溝通效率，還能在極大程度上激活人們現(xiàn)有的及潛在的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系資源，使不同個體及群體間的“信息鴻溝”逐漸趨于消弭，促使彼此達到有效的信息交互與合作共贏，這同樣將對我國居民的工資收入產(chǎn)生積極影響（毛宇飛等，2018；朱述斌等，2022）。同時，互聯(lián)網(wǎng)空間作為一個自由且多元的公共空間，為人們參與社會活動提供了更加靈活豐富的機會和渠道。借助互聯(lián)網(wǎng)平臺，人們只要基于自由表達、平等對話和互惠合作等原則，將能夠更好地實現(xiàn)自我表述并顯著提升自我價值（王俊和陳國飛，2020）。

基于此，本文提出假設(shè)2：

互聯(lián)網(wǎng)使用能夠提升居民收入，從而間接促進居民發(fā)展享受型消費（H2）。

但需要注意的是，受制于我國長期存在的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，城鄉(xiāng)之間的互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)發(fā)展存在明顯差距。一方面，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的建設(shè)由城鎮(zhèn)地區(qū)逐漸擴散至周邊農(nóng)村地區(qū)，城鎮(zhèn)地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)比較完善，而農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)發(fā)展相對緩慢（胡倫和陸遷，2019；趙巧芝等，2022）；另一方面，城鎮(zhèn)地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)普及率和使用率相對較高，而農(nóng)村地區(qū)則相對較低。這使得互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的促進效應(yīng)往往在發(fā)展初期難以得到充分顯現(xiàn)，而城鎮(zhèn)地區(qū)發(fā)展相對成熟的互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)很可能已對其居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生了規(guī)模累積效應(yīng)，導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距被進一步擴大。

基于此，本文提出假設(shè)3：

農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民互聯(lián)網(wǎng)使用的稟賦特征差距會顯著擴大城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距（H3）。

不過同樣不可忽略的是，伴隨著城鄉(xiāng)互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)發(fā)展差距的持續(xù)性縮小，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)已逐漸在農(nóng)村地區(qū)迸發(fā)出強大的消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級驅(qū)動力。理論上，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)能夠打破時空界限，疏通農(nóng)村地區(qū)消費信息閉塞問題，顯著降低農(nóng)村居民消費信息搜索成本的同時，極大程度地拓寬農(nóng)村居民的消費渠道，彌補其消費供需缺口，促進其消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，有效提高其發(fā)展享受型消費（張永麗和徐臘梅，2019；陳鑫鑫和段博，2022），并且對農(nóng)村居民而言，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)仍屬于相對新鮮事物，使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的促進效應(yīng)很可能正處于邊際遞增階段，其給農(nóng)村居民帶來的“新鮮感”很可能會進一步加強其對農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費的提升效果。而對城鎮(zhèn)居民而言，其消費水平很可能已接近飽和狀態(tài)，使用互聯(lián)網(wǎng)對其發(fā)展享受型消費的刺激效應(yīng)很可能已進入邊際遞減階段。這意味著使用互聯(lián)網(wǎng)很可能會更大程度地促進農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)由基本生存型轉(zhuǎn)型升級為發(fā)展享受型，從而縮小城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距。同時，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)還改善了城鄉(xiāng)知識信息分割局面，極大程度地促進了城鄉(xiāng)之間知識信息的流動，各類高價值知識信息在互聯(lián)網(wǎng)空間中得到有效傳播擴散（張永麗和徐臘梅，2019），這使得農(nóng)村居民的發(fā)展理念得到轉(zhuǎn)變，職業(yè)素質(zhì)得到提高，核心競爭力得到強化，收入渠道得到拓展，最終促進農(nóng)村居民收入水平的顯著提升（羅超平等，2021；馮大威等，2022），更大程度地放寬其消費預(yù)算約束，提升其消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級能力。此外，城鎮(zhèn)地區(qū)在互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)發(fā)展初期的先進技術(shù)消費應(yīng)用經(jīng)驗也會對農(nóng)村地區(qū)消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生積極的示范效應(yīng)，為促進農(nóng)村地區(qū)居民發(fā)展享受型消費帶來后發(fā)優(yōu)勢。

基于此，本文提出假設(shè)4：

互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費的刺激效應(yīng)強于城鎮(zhèn)居民（H4a）；

互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費相對更強的刺激效應(yīng)能夠顯著縮小城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距（H4b）。

四、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于2010 年和2021 年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）。資金來源方面，CGSS 長期受到中國人民大學(xué)科學(xué)研究基金資助，在很大程度上保障了該調(diào)查項目經(jīng)費的充足性。調(diào)查方法方面，CGSS 由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負責設(shè)計與執(zhí)行，通過采用多階分層規(guī)模大小成比例隨機抽樣方法，覆蓋了中國31 個省、直轄市和自治區(qū)（因數(shù)據(jù)缺失，未包含港澳臺地區(qū)）。此外，CGSS 還于2010 年首次針對受訪者的互聯(lián)網(wǎng)使用情況進行了調(diào)查，并且目前該調(diào)查項目最新公布的數(shù)據(jù)為2021 年。對此，本文將2010 年和2021 年CGSS 組建為混合截面數(shù)據(jù)，并根據(jù)研究目的和變量選擇對缺失數(shù)據(jù)和無效數(shù)據(jù)進行了剔除處理，得到11880 個有效樣本。

（二）變量選擇

1.因變量

本文的因變量為發(fā)展享受型消費。參照李旭洋等（2019）的做法，將問卷調(diào)查中相應(yīng)的問題“在您全家去年全年的總支出中，耐用消費品支出有多少？”“在您全家去年全年的總支出中，消費品支出有多少？”“在您全家去年全年的總支出中，交通通訊支出有多少？”“在您全家去年全年的總支出中，文化休閑娛樂支出有多少？”“在您全家去年全年的總支出中，教育、培訓(xùn)支出有多少？”及“在您全家去年全年的總支出中，醫(yī)療支出有多少”的測度數(shù)加總，得到發(fā)展享受型消費。

2.自變量

本文的因變量為互聯(lián)網(wǎng)使用。該變量通過問卷調(diào)查中相應(yīng)的問題“您日常生活與工作中對互聯(lián)網(wǎng)的使用程度”來測度。該問題選項包括“從不”“很少”“有時”“經(jīng)常”和“非常頻繁”。參照Gao 和Liu（2022）的做法，將“經(jīng)常”和“非常頻繁”賦值為1，將“從不”“很少”和“有時”賦值為0。

3.控制變量

參考現(xiàn)有研究（劉湖和張家平，2016；賀達和顧江，2018；楊光等，2018；劉玉飛等，2018；李旭洋等，2019；張超等，2020），并結(jié)合CGSS 的實際設(shè)計情況，將教育水平（受訪者的受教育年限，未接受過教育=0，小學(xué)=6，初中=9，高中/中專=12，大專=15，本科=16，碩士=19）、年齡（受訪者的實際年齡）、婚姻狀況（受訪者的婚姻狀況，已婚/同居=1，未婚/離婚/分居=0）、戶籍狀況（受訪者的戶籍狀況，農(nóng)村戶口=1，城鎮(zhèn)人口=0）、社會保險（受訪者是否參與了社會保險，是=1，否=0）、家庭人口（受訪者所在家庭的常住人口）、家庭人均收入（受訪者所在家庭的人均年收入）、家庭經(jīng)濟狀況（受訪者所在家庭的相對經(jīng)濟狀況，遠低于平均水平=1，低于評價水平=2，平均水平=3，高于平均水平=4，遠高于平均水平=5）、家庭房屋資產(chǎn)（受訪者所在家庭是否擁有房屋資產(chǎn)，是=1，否=0）和時間因素（受訪者接受調(diào)查訪問的年份，2021 年=1，2010 年=0）納入控制變量。

（三）描述性統(tǒng)計

為了更清楚地觀測農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民上述各變量的差異，本文將樣本按照戶籍狀況進行了分組統(tǒng)計，并對兩者之間的差異進行了均值等同性檢驗。統(tǒng)計和檢驗結(jié)果見表1。

表1 描述性統(tǒng)計

結(jié)果顯示：發(fā)展享受型消費方面，農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民發(fā)展享受型消費的均值分別為11915.509 元和25276.249 元，農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費支出明顯低于城鎮(zhèn)居民，兩者之間存在較大的發(fā)展享受型消費差距，并且均值等同性t檢驗（以下簡稱檢驗）結(jié)果顯示該差距在1%的顯著性水平上具有統(tǒng)計意義?；ヂ?lián)網(wǎng)使用方面，農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民互聯(lián)網(wǎng)使用的均值分別為0.138 和0.384，表明僅13.8%的農(nóng)村居民經(jīng)常使用互聯(lián)網(wǎng)，而城鎮(zhèn)居民則達到了38.4%，農(nóng)村居民的互聯(lián)網(wǎng)使用率明顯低于城鎮(zhèn)居民，兩者之間存在較大的互聯(lián)網(wǎng)使用差距，并且檢驗結(jié)果顯示該差距在1%的顯著性水平上具有統(tǒng)計意義。上述統(tǒng)計分析結(jié)果表明無論是發(fā)展享受型消費，還是互聯(lián)網(wǎng)使用率，農(nóng)村居民均明顯低于城鎮(zhèn)居民，并且兩者之間存在顯著差距。那么，互聯(lián)網(wǎng)使用是否會對農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的發(fā)展享受型消費產(chǎn)生差異性影響？互聯(lián)網(wǎng)使用進一步擴大了還是縮小了城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距？這需要進一步通過實證模型檢驗與分析。

（四）模型設(shè)定

1.消費方程設(shè)定

其中：DECi為發(fā)展享受型消費；IUi為互聯(lián)網(wǎng)使用；∑X為包括教育水平、年齡、婚姻狀況、戶籍狀況、社會保險、家庭人口、家庭人均收入、家庭經(jīng)濟狀況、家庭房屋資產(chǎn)和時間因素在內(nèi)的一系列控制變量；α0為常數(shù)項；α1為待估系數(shù)；β為待估系數(shù)向量；μi為隨機擾動項。此外，為了考察年齡是否會居民發(fā)展享受型消費存在倒“U”型影響，本文還在∑X中引入了年齡的平方項。

2.差距分解設(shè)定

基于式（1）消費方程的設(shè)定形式，本文計算城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型差距如式（2）所示。

其中：ΔDEC為城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距；Xt與Xc分別為城鄉(xiāng)居民包括自變量（互聯(lián)網(wǎng)使用）與一系列控制變量（教育水平、年齡、年齡的平方項、婚姻狀況、戶籍狀況、社會保險、家庭人口、家庭人均收入、家庭經(jīng)濟狀況、家庭房屋資產(chǎn)和時間因素）在內(nèi)的特征變量矩陣；εt與εc為待估系數(shù)向量矩陣。對式（2）進行公因式提取，得到如下：

其中：等式右邊第一項代表城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距中的系數(shù)差距，代表城鄉(xiāng)居民消費觀念所引起的發(fā)展享受型消費差距；第二項代表城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距中的特征差距，代表城鄉(xiāng)居民稟賦特征差距所引起的發(fā)展享受型消費差距。在此基礎(chǔ)上，本文引入再中心化影響函數(shù)方法（recentered influence function，RIF），利用這種方法可以具體研究在均值條件及不同分位數(shù)條件下，第K個回歸變量在特征差距和系數(shù)差距中的貢獻。

五、實證結(jié)果分析

（一）基準回歸分析

為避免可能存在的樣本自選擇偏差，降低控制變量對實證分析結(jié)果的干擾。參照Gao 和Liu（2023）的做法，本文先基于Logit 模型通過核匹配方法對該混合截面數(shù)據(jù)進行逐期匹配。估計結(jié)果見表2，匹配結(jié)果見表3。

表2 互聯(lián)網(wǎng)使用的影響因素分析

表3 匹配后各控制變量的標準誤

由表2 估計結(jié)果可知，PseudoR2在2010 年與2021 年分別達到了43.77%和45.67%，并且控制變量整體上對互聯(lián)網(wǎng)使用產(chǎn)生了顯著性影響，表明在進行實證分析前，有必要對樣本進行核匹配以盡可能地控制樣本自選擇偏差。

由表3 匹配結(jié)果可知，無論是2010 年還是2021 年，各控制變量在完成核匹配后，標準誤和t值整體上均已相對較低，并且大多不再具有統(tǒng)計意義，表明樣本自選擇偏差在很大程度上得到有效控制。此外，觀察圖1 傾向得分共同取值范圍也表明本文所用數(shù)據(jù)符合核匹配對共同支撐假設(shè)的現(xiàn)實要求。

圖1 傾向得分的共同取值范圍

但需要注意的是，盡管樣本自選擇偏差在核匹配后得到相對有效的控制，但匹配后控制組與處理組的樣本數(shù)量差異較大（圖1），這意味著不可直接將核匹配計算得出的平均處理效應(yīng)作為互聯(lián)網(wǎng)使用對居民發(fā)展享受型消費影響的估計值。對此，參照Gao 和Liu（2023）的做法，本文將成功匹配后的組內(nèi)樣本進行穩(wěn)健最小二乘回歸分析以得出相對更加準確的估計結(jié)果。此外，在進行回歸分析前，本文還對各連續(xù)型變量作了取對數(shù)處理，這樣做不僅能使各連續(xù)型變量更具正態(tài)性，還可更方便地對回歸結(jié)果進行彈性分析與機制分析?；貧w結(jié)果見表4。

表4 互聯(lián)網(wǎng)使用對發(fā)展享受型消費的影響機制分析

表4 第2 列報告了僅考慮互聯(lián)網(wǎng)使用對全樣本居民發(fā)展享受型消費影響的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)使用在1%顯著性水平上對居民發(fā)展享受型消費存在積極影響。在此基礎(chǔ)上，表4 第3 列納入一系列控制變量，回歸結(jié)果依舊為顯著正向影響，表明互聯(lián)網(wǎng)使用能夠直接促進居民發(fā)展享受型消費，這驗證了假設(shè)1。具體來看，經(jīng)常使用互聯(lián)網(wǎng)將使居民發(fā)展享受型消費上升38.7%。控制變量方面，教育水平、婚姻狀況、社會保險、家庭人均收入、家庭人口、家庭經(jīng)濟狀況、家庭房屋資產(chǎn)和時間因素均在不同程度上顯著促進了居民發(fā)展享受型消費。此外，年齡對居民發(fā)展享受型消費呈倒“U”型影響，表明隨著年齡的增長，居民的發(fā)展享受型消費呈先上升后下降的趨勢。但需要注意的是，戶籍狀況在1%的顯著性水平上對居民的發(fā)展享受型消費產(chǎn)生了負向影響。具體來看，持有農(nóng)村戶口將使居民發(fā)展享受型消費下降29.6%。那么，互聯(lián)網(wǎng)使用是否會對農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的發(fā)展享受型消費產(chǎn)生差異性影響？該問題仍需進一步分析（表5）。表4 第4 列報告了僅考慮互聯(lián)網(wǎng)使用對全樣本居民家庭人均收入影響的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)使用能夠在1%顯著性水平上提升居民家庭人均收入。在此基礎(chǔ)上，表4 第5 列納入一系列控制變量，回歸結(jié)果依舊為顯著正向影響，表明互聯(lián)網(wǎng)使用能夠有效提升居民收入，從而間接促進居民發(fā)展享受型消費，這驗證了假設(shè)2。

表5 互聯(lián)網(wǎng)使用對城鄉(xiāng)發(fā)展享受型消費的差異性影響

表5 第2 列和第3 列分別報告了農(nóng)村和城鎮(zhèn)樣本發(fā)展享受型消費的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示：互聯(lián)網(wǎng)使用在1%的顯著性水平上分別對農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民發(fā)展享受型消費產(chǎn)生了顯著的積極影響。具體來看，經(jīng)常使用互聯(lián)網(wǎng)將使農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的發(fā)展享受型消費分別上升44.8%和35.2%，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費的刺激效應(yīng)明顯相對更強，并且系數(shù)差異性檢驗結(jié)果顯示該城鄉(xiāng)差異在10%的顯著性水平上具有統(tǒng)計意義，這驗證了假設(shè)4a，表明互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費的影響很可能正處于邊際遞增階段，而對城鎮(zhèn)居民發(fā)展享受型消費的影響很可能已進入邊際遞減階段。但需要注意的是，城鄉(xiāng)之間的數(shù)字鴻溝依舊客觀存在。無論是互聯(lián)網(wǎng)普及率還是使用率，農(nóng)村居民均明顯低于城鎮(zhèn)居民。那么，互聯(lián)網(wǎng)使用能否有效縮小城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距？這一議題值得深思。對此，本文對核匹配后的農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民發(fā)展享受型消費進行再中心回歸分解分析以探究互聯(lián)網(wǎng)使用對城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的影響方向及其貢獻度。

（二）均值分解分析

表6 報告了均值條件下城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的分解結(jié)果。結(jié)果顯示：在均值條件下，取對數(shù)后，農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民發(fā)展享受型消費的總差距為0.599，并且該差距在1%的顯著性水平上具有統(tǒng)計意義，表明農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費整體上顯著低于城鎮(zhèn)居民。其中，特征差距為0.227，并且在1%的顯著性水平上為城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距貢獻了37.90%（0.227/0.599），表明城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的37.90%是由農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民之間的稟賦特征差距所導(dǎo)致。系數(shù)差距為0.372，并且在1%的顯著性水平上為城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距貢獻了62.10%（0.372/0.599），這意味著包括互聯(lián)網(wǎng)使用及一系列控制變量在內(nèi)的稟賦特征對農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的發(fā)展享受型消費產(chǎn)生了明顯的差異性影響，即使農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的稟賦特征完全一致，城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距也會因稟賦特征對兩者發(fā)展享受型消費的差異性影響而被擴大62.10%，并且這是造成城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的主要原因。

表6 互聯(lián)網(wǎng)使用對城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的均值分解結(jié)果

綜上，盡管農(nóng)村居民在稟賦特征方面確實與城鎮(zhèn)居民存在一定差距，但稟賦特征對農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民發(fā)展享受型消費具有明顯差異性的影響才是造成兩者發(fā)展享受型消費差距如此懸殊的主要原因。那么，互聯(lián)網(wǎng)使用在這過程中扮演了怎樣的角色？這有待進一步對特征差距和系數(shù)差距進行分解分析。

特征差距方面，互聯(lián)網(wǎng)使用的系數(shù)為0.107，占特征差距的47.14%（0.107/0.227），占總差距的17.86%（0.107/0.599），并且在1%的顯著性水平上具有統(tǒng)計意義，表明農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民互聯(lián)網(wǎng)使用的稟賦特征差距產(chǎn)生了明顯的特征差距效應(yīng)，從而較大幅度地擴大了城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距，這驗證了假設(shè)3。造成這種特征差距效應(yīng)的原因很可能在于受制于長期的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，城鄉(xiāng)之間存在著較為嚴峻的數(shù)字鴻溝，城鎮(zhèn)地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施完善且發(fā)展迅速，而農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施相對匱乏且發(fā)展較慢，這在很大程度上導(dǎo)致了農(nóng)村居民的互聯(lián)網(wǎng)使用率明顯低于城鎮(zhèn)居民，進而產(chǎn)生了明顯的特征差距效應(yīng)，進一步擴大了城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距。

系數(shù)差距方面，互聯(lián)網(wǎng)使用的系數(shù)為-0.037，占系數(shù)差距的-9.95%（-0.037/0.372），占總差距的-6.18%（-0.037/0.599），并且在1%的顯著性水平上具有統(tǒng)計意義，表明互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費的刺激效應(yīng)顯著強于城鎮(zhèn)居民，這在一定程度上抑制了系數(shù)差距效應(yīng)，從而小幅縮小了城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距，這驗證了假設(shè)4b。系數(shù)差距效應(yīng)得到抑制的原因很可能在于盡管農(nóng)村居民的互聯(lián)網(wǎng)使用率明顯低于城鎮(zhèn)居民，但互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)村居民而言仍屬于“新鮮”事物，這很可能造成互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費的刺激效應(yīng)正處于邊際遞增階段，而對城鎮(zhèn)居民發(fā)展享受型消費的刺激效應(yīng)很可能已進入邊際遞減階段，進而在一定程度上抑制了系數(shù)差距效應(yīng)，從而小幅縮小了城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距。

（三）分位數(shù)回歸分析

為了避免上述研究結(jié)果受到農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民發(fā)展享受型消費分布差異所導(dǎo)致的內(nèi)生性影響，并對研究結(jié)論進行異質(zhì)性分析，本文進一步采用分位數(shù)回歸方法和再中心分位數(shù)回歸分解方法以探究互聯(lián)網(wǎng)使用是否對處于不同消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費及其差距產(chǎn)生了明顯的差異性影響，并選取25 分位點、50 分位點和75 分位點分別作為較低消費水平、中等消費水平和較高消費水平。分位數(shù)回歸結(jié)果見表7～表9，再中心分位數(shù)分解結(jié)果見表9～表11。

表7 互聯(lián)網(wǎng)使用對較低消費水平的城鄉(xiāng)發(fā)展享受型消費的影響

表7 報告了25 分位點上互聯(lián)網(wǎng)使用對核匹配后農(nóng)村和城鎮(zhèn)樣本發(fā)展享受型消費的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示：在較低消費水平上，互聯(lián)網(wǎng)使用在1%的顯著性水平上對農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的發(fā)展享受型消費均產(chǎn)生了顯著的積極影響。具體來看，經(jīng)常使用互聯(lián)網(wǎng)將使處于較低消費水平上的農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的發(fā)展享受型消費分別上升38.9%和22.5%，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費所產(chǎn)生的刺激效應(yīng)明顯更強。

表8 報告了50 分位點上互聯(lián)網(wǎng)使用對核匹配后農(nóng)村和城鎮(zhèn)樣本發(fā)展享受型消費的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示：在中等消費水平上，互聯(lián)網(wǎng)使用在1%的顯著性水平上對農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的發(fā)展享受型消費均產(chǎn)生了顯著的積極影響。具體來看，經(jīng)常使用互聯(lián)網(wǎng)將使處于中等消費水平上的農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的發(fā)展享受型消費分別上升36.3%和19.8%，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費所產(chǎn)生的刺激效應(yīng)明顯更強。

表8 互聯(lián)網(wǎng)使用對中等消費水平的城鄉(xiāng)發(fā)展享受型消費的影響

表9 報告了75 分位點上互聯(lián)網(wǎng)使用對核匹配后農(nóng)村和城鎮(zhèn)樣本發(fā)展享受型消費的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示：在較高消費水平上，互聯(lián)網(wǎng)使用在1%的顯著性水平上對農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的發(fā)展享受型消費均產(chǎn)生了顯著的積極影響。具體來看，經(jīng)常使用互聯(lián)網(wǎng)將使處于較高消費水平上的農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的發(fā)展享受型消費分別上升41.5%和21.8%，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費所產(chǎn)生的刺激效應(yīng)明顯更強。

表9 互聯(lián)網(wǎng)使用對較高消費水平的城鄉(xiāng)發(fā)展享受型消費的影響

根據(jù)上述研究結(jié)果繪制圖2 可以發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用對處于不同消費水平上的農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的發(fā)展享受型消費均產(chǎn)生了顯著的“U”型刺激效應(yīng)，表明隨著消費水平的提高，互聯(lián)網(wǎng)使用對兩者發(fā)展享受型消費的提升效果均呈先下降后上升的趨勢。但需要注意的是，無論處于何種消費水平上，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費所產(chǎn)生的刺激效應(yīng)總是明顯強于城鎮(zhèn)居民。

圖2 互聯(lián)網(wǎng)使用的分位數(shù)回歸結(jié)果

（四）分位數(shù)分解分析

表10 報告了25 分位點上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的分解結(jié)果。結(jié)果顯示：在較低消費水平上，取對數(shù)后，農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民發(fā)展享受型消費的總差距為0.526，并且該差距在1%的顯著性水平上具有統(tǒng)計意義，表明處于較低消費水平上的農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費顯著低于城鎮(zhèn)居民。其中，特征差距為0.148，并且在1%的顯著性水平上為處于較低消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距貢獻了28.14%（0.148/0.526），表明處于較低消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的28.14%是由兩者之間的稟賦特征差距所導(dǎo)致。系數(shù)差距為0.378，并且在1%的顯著性水平上為處于較低消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距貢獻了71.86%（0.378/0.526），這意味著包括互聯(lián)網(wǎng)使用及一系列控制變量在內(nèi)的稟賦特征對處于較低消費水平上的農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的發(fā)展享受型消費產(chǎn)生了明顯的差異性影響，即使農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的稟賦特征完全一致，處于較低消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距也會因稟賦特征對兩者發(fā)展享受型消費的差異性影響而被擴大71.86%。

進一步觀察特征差距與系數(shù)差距的分解結(jié)果可知，就特征差距而言，互聯(lián)網(wǎng)使用的特征差距系數(shù)為0.045，占特征差距的30.41%（0.045/0.148），占較低消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的8.56%（0.045/0.526），并且在1%的顯著性水平上具有統(tǒng)計意義。而從系數(shù)差距來看，互聯(lián)網(wǎng)使用的系數(shù)差距系數(shù)為-0.026，占系數(shù)差距的17.57%（-0.026/0.148），占較低消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的-4.94%（-0.026/0.526），并且在10%的顯著性水平上具有統(tǒng)計意義。上述研究結(jié)果表明，一方面，互聯(lián)網(wǎng)使用對處于較低消費水平上的農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費所產(chǎn)生的刺激效應(yīng)相對更強，這可以在一定程度上抑制系數(shù)差距效應(yīng)，從而小幅縮小處于較低消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距。但另一方面，處于較低消費水平上的城鄉(xiāng)居民之間互聯(lián)網(wǎng)使用的稟賦特征差距會產(chǎn)生相對更強的特征差距效應(yīng)，從而較大幅度地擴大處于較低消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距，并最終表現(xiàn)為互聯(lián)網(wǎng)使用擴大了處于較低消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的3.62%（8.56%-4.94%），不過該影響遠低于互聯(lián)網(wǎng)使用對整體城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距所產(chǎn)生的擴大效應(yīng)（11.68%），并且城鄉(xiāng)居民之間互聯(lián)網(wǎng)使用的稟賦特征差距是造成這種結(jié)果的最主要原因。

表11 報告了50 分位點上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的分解結(jié)果。結(jié)果顯示：在中等消費水平上，取對數(shù)后，農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的發(fā)展享受型消費的總差距為0.541，并且該差距在1%的顯著性水平上具有統(tǒng)計意義，表明處于中等消費水平上的農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費顯著低于城鎮(zhèn)居民。其中，特征差距為0.288，并且在1%的顯著性水平上為處于中等消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距貢獻了53.23%（0.288/0.541），表明處于中等消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的53.23%是由兩者之間的稟賦特征差距所導(dǎo)致。系數(shù)差距為0.253，并且在1%的顯著性水平上為處于中等消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距貢獻了46.77%（0.253/0.541），這意味著包括互聯(lián)網(wǎng)使用及一系列控制變量在內(nèi)的稟賦特征對處于中等消費水平上的農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的發(fā)展享受型消費產(chǎn)生了明顯的差異性影響，即使農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的稟賦特征完全一致，處于中等消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距也會因稟賦特征對兩者發(fā)展享受型消費的差異性影響而被擴大46.77%。

表11 互聯(lián)網(wǎng)使用對中等消費水平的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的分解結(jié)果

進一步觀察特征差距與系數(shù)差距的分解結(jié)果可知，就特征差距而言，互聯(lián)網(wǎng)使用的特征差距系數(shù)為0.097，占特征差距的33.68%（0.097/0.288），占中等消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的17.93%（0.097/0.541），并且在1%的顯著性水平上具有統(tǒng)計意義。而從系數(shù)差距來看，互聯(lián)網(wǎng)使用的系數(shù)差距系數(shù)為-0.042，占系數(shù)差距的-16.60%（-0.042/0.253），占中等消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的-7.76%（-0.042/0.541），并且在10%的顯著性水平上具有統(tǒng)計意義。上述研究結(jié)果表明，一方面，互聯(lián)網(wǎng)使用對處于中等消費水平上的農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費的刺激效應(yīng)相對更強，可以明顯抑制系數(shù)差距效應(yīng)，從而在一定程度上縮小處于中等消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距。但另一方面，處于中等消費水平上的城鄉(xiāng)居民之間互聯(lián)網(wǎng)使用的稟賦特征差距會產(chǎn)生明顯相對更強的特征差距效應(yīng)，從而大幅擴大處于中等消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距，并最終表現(xiàn)為互聯(lián)網(wǎng)使用擴大了處于中等消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的10.17%（17.93%-7.76%），該影響與互聯(lián)網(wǎng)使用對整體城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距所產(chǎn)生的擴大效應(yīng)（11.68%）沒有本質(zhì)性差異，并且城鄉(xiāng)居民之間互聯(lián)網(wǎng)使用的稟賦特征差距是造成這種結(jié)果的最主要原因。

表12 報告了75 分位點上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的分解結(jié)果。結(jié)果顯示：在較高消費水平上，取對數(shù)后，農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的發(fā)展享受型消費的總差距為0.627，并且該差距在1%的顯著性水平上具有統(tǒng)計意義，表明處于較高消費水平上的農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費顯著低于城鎮(zhèn)居民。其中，特征差距為0.333，并且在1%的顯著性水平上為處于較高消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距貢獻了53.11%（0.333/0.627），表明處于較高消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的53.11%是由兩者之間的稟賦特征差距所導(dǎo)致。系數(shù)差距為0.294，并且在1%的顯著性水平上為處于較高消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距貢獻了46.89%（0.294/0.627），這意味著包括互聯(lián)網(wǎng)使用及一系列控制變量在內(nèi)的稟賦特征對處于較高消費水平上的農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的發(fā)展享受型消費產(chǎn)生了明顯的差異性影響，即使農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的稟賦特征完全一致，處于較高消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距也會因稟賦特征對兩者發(fā)展享受型消費的差異性影響而被擴大46.89%。

表12 互聯(lián)網(wǎng)使用對較高消費水平的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的分解結(jié)果

進一步觀察特征差距與系數(shù)差距的分解結(jié)果可知，就特征差距而言，互聯(lián)網(wǎng)使用的特征差距系數(shù)為0.162，占特征差距的48.65%（0.162/0.333），占較高消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的25.84%（0.162/0.627），并且在1%的顯著性水平上具有統(tǒng)計意義。而從系數(shù)差距來看，互聯(lián)網(wǎng)使用的系數(shù)差距系數(shù)為-0.065，占系數(shù)差距的-22.11%（-0.065/0.294），占較高消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的-10.37%（-0.065/0.627），并且在10%的顯著性水平上具有統(tǒng)計意義。上述研究結(jié)果表明，一方面，互聯(lián)網(wǎng)使用對處于較高消費水平上的農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費的刺激效應(yīng)明顯強于城鎮(zhèn)居民，可以在很大程度上抑制系數(shù)差距效應(yīng)，從而較大幅度地縮小處于較高消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距。但另一方面，處于較高消費水平上的城鄉(xiāng)居民之間互聯(lián)網(wǎng)使用的稟賦特征差距會產(chǎn)生更為強烈的特征差距效應(yīng)，從而更大幅度地擴大處于較高消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距，并最終表現(xiàn)為互聯(lián)網(wǎng)使用擴大了處于較高消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的15.47%（25.84%-10.37%），該影響明顯高于互聯(lián)網(wǎng)使用對整體城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距所產(chǎn)生的擴大效應(yīng)（11.68%），并且農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民之間的互聯(lián)網(wǎng)使用的稟賦特征差距是造成這種結(jié)果的最主要原因。

上述分解分析表明互聯(lián)網(wǎng)使用確實對處于不同消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距產(chǎn)生了差異性影響，將其影響匯總至表13，并根據(jù)表13 的匯總結(jié)果繪制圖3。

圖3 互聯(lián)網(wǎng)使用的再中心分位數(shù)回歸分解結(jié)果的匯總

表13 互聯(lián)網(wǎng)使用的再中心分位數(shù)回歸分解結(jié)果的匯總

觀察表13 和圖3 可以發(fā)現(xiàn)，無論是在較低消費水平上，還是在中等消費水平上，或是較高消費水平上，互聯(lián)網(wǎng)使用均導(dǎo)致了城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距被進一步擴大，并且隨著消費水平的提高，互聯(lián)網(wǎng)使用對城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的貢獻度也在不斷提升。就特征差距而言，隨著消費水平的提高，互聯(lián)網(wǎng)使用的特征差距系數(shù)呈大幅上升的趨勢，表明隨著消費水平的提高，城鄉(xiāng)居民之間互聯(lián)網(wǎng)使用的稟賦特征差距對城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距所產(chǎn)生的擴大效應(yīng)不斷增強。而從系數(shù)差距來看，隨著消費水平的提高，互聯(lián)網(wǎng)使用的系數(shù)差距系數(shù)呈不斷下降的趨勢，但由于其系數(shù)均為負，因此互聯(lián)網(wǎng)使用對城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的影響強度也呈不斷增強的趨勢，并且隨著消費水平的提高，城鄉(xiāng)居民之間互聯(lián)網(wǎng)使用的影響系數(shù)差距對城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距所產(chǎn)生的縮小效應(yīng)也在不斷增強，不過作用力度始終明顯低于兩者之間互聯(lián)網(wǎng)使用的稟賦特征差距，這就最終導(dǎo)致了城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距被進一步擴大。

綜上所述，互聯(lián)網(wǎng)使用不僅造成了城鄉(xiāng)居民整體發(fā)展享受型消費差距的進一步擴大，還對處于不同消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距產(chǎn)生了不同程度的擴大效應(yīng)，具體表現(xiàn)為互聯(lián)網(wǎng)使用對處于較高消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距所產(chǎn)生的擴大效應(yīng)最強，對處于中等消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距所產(chǎn)生的擴大效應(yīng)次之，對處于較低消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距所產(chǎn)生的擴大效應(yīng)最弱，并且城鄉(xiāng)居民之間互聯(lián)網(wǎng)使用的稟賦特征差距是造成互聯(lián)網(wǎng)使用在不同程度上擴大了整體及各消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的重要原因。

六、結(jié)論與建議

本文基于2010 年和2021 年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，采用核匹配方法對樣本數(shù)據(jù)進行配對以盡可能地控制樣本自選擇偏差，構(gòu)建穩(wěn)健最小二乘回歸模型檢驗了互聯(lián)網(wǎng)使用對居民發(fā)展享受型消費的影響及其城鄉(xiāng)差異性，并在此基礎(chǔ)上構(gòu)建再中心均值回歸分解模型以考察互聯(lián)網(wǎng)使用對城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的影響及其貢獻度。此外，為了防止估計結(jié)果受到居民發(fā)展享受型消費分布差異所導(dǎo)致的內(nèi)生性影響，并對研究結(jié)論進行異質(zhì)性分析。本文還構(gòu)建分位數(shù)回歸模型檢驗了互聯(lián)網(wǎng)使用對處于不同消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費的差異性影響，并在此基礎(chǔ)上構(gòu)建再中心分位數(shù)回歸分解模型以考察互聯(lián)網(wǎng)使用對處于不同消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距的影響及其貢獻度。研究結(jié)果顯示：

第一，互聯(lián)網(wǎng)使用對居民發(fā)展享受型消費存在顯著的刺激效應(yīng)，并且對農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費的提升效果明顯更強。具體來看，經(jīng)常使用互聯(lián)網(wǎng)將使居民發(fā)展享受型消費整體上提升38.7%，使農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費提升44.8%，使城鎮(zhèn)居民發(fā)展享受型消費提升35.2%。

第二，互聯(lián)網(wǎng)使用整體上擴大了城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距。具體來看，盡管互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費的刺激效應(yīng)相對更強，這一定程度上抑制了系數(shù)差距效應(yīng)，從而使城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距整體上縮小6.18%，但城鄉(xiāng)居民之間互聯(lián)網(wǎng)使用的稟賦特征差距卻產(chǎn)生了明顯更強的特征差距效應(yīng)，從而使城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距整體上擴大17.86%，這最終導(dǎo)致了城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距整體上被進一步擴大11.68%。

第三，隨著消費水平的提高，互聯(lián)網(wǎng)使用對城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費的刺激效應(yīng)均呈“U”型影響，并且互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費的提升效果始終明顯強于城鎮(zhèn)居民。

第四，互聯(lián)網(wǎng)使用導(dǎo)致處于不同消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距均被不同程度的進一步擴大。具體來看，盡管互聯(lián)網(wǎng)使用對處于不同消費水平上的農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費的提升效果均明顯強于城鎮(zhèn)居民，這在不同程度上抑制了處于不同消費水平上的系數(shù)差距效應(yīng)，從而使得處于較低、中等和較高消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距分別被縮小4.94%、7.76%和10.37%，但城鄉(xiāng)居民之間互聯(lián)網(wǎng)使用的稟賦特征差距卻對處于不同消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距產(chǎn)生了更強的特征差距效應(yīng)，從而使得處于較低、中等和較高消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距分別擴大8.56%、17.93%和25.84%，這最終導(dǎo)致了較低、中等和較高消費水平上的城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距被分別進一步擴大3.62%、10.17%和15.47%。

上述研究結(jié)論具有明顯的政策含義。政府部門應(yīng)當持續(xù)推進互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，在提高互聯(lián)網(wǎng)普及率的同時，確保居民的互聯(lián)網(wǎng)使用率得到有效提高，充分發(fā)揮出互聯(lián)網(wǎng)使用對居民發(fā)展享受型消費的刺激效應(yīng)，從而促進居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。具體來看，政府部門不僅要加大對寬帶、光纖、無線4G 及5G 網(wǎng)絡(luò)的投資建設(shè)力度，有效擴大互聯(lián)網(wǎng)覆蓋范圍，保障互聯(lián)網(wǎng)普及率持續(xù)性提高，還要出臺相關(guān)激勵政策，降低居民互聯(lián)網(wǎng)使用門檻，如給與互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)企業(yè)稅費減免并對居民進行適當補貼，提高居民互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的接入能力，確保居民互聯(lián)網(wǎng)接入率不斷提升，并加強對居民互聯(lián)網(wǎng)使用技能的培訓(xùn)，從而有效提高居民互聯(lián)網(wǎng)使用率。此外，政府部門還應(yīng)當對農(nóng)村地區(qū)進行適當?shù)恼邇A斜以彌合城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝，特別是針對農(nóng)村居民互聯(lián)網(wǎng)使用意愿方面，政府部門應(yīng)當充分利用各地農(nóng)林類高等院校的人才與技術(shù)優(yōu)勢，積極開展相關(guān)互聯(lián)網(wǎng)使用技能培訓(xùn)，讓更多的農(nóng)村居民充分接觸互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)并有效使用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)，緩解農(nóng)村居民可能存在的“數(shù)字排斥”，彌合城鄉(xiāng)“數(shù)字鴻溝”，從源頭遏制城鄉(xiāng)居民互聯(lián)網(wǎng)使用的稟賦特征差距對兩者發(fā)展享受型消費差距所產(chǎn)生的特征差異效應(yīng)，并充分發(fā)揮出互聯(lián)網(wǎng)使用對城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距所產(chǎn)生的系數(shù)差距抑制效應(yīng)，從而有效縮小城鄉(xiāng)居民發(fā)展享受型消費差距，促進城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的平衡可持續(xù)發(fā)展。