信息基础设施对新型消费的影响研究

宋明月 SONG Ming-yue；王丽娜 WANG Li-na；雍叶峰 YONG Ye-feng

（①山东师范大学经济学院，济南 250358；②上海市教育考试院，上海 200433）

0 引言

新产业、新业态、新模式展现出良好的韧性活力，成为推动经济高质量发展的强大支撑。《扩大内需战略规划纲要（2022-2035 年）》明确指出，重点加快培育新型消费。同时，在以5G、物联网、人工智能、云计算等为代表的信息基础设施的助推下，线下各企业纷纷开始拓展线上业务，线上教育、线上问诊、跨境电商等新型消费业态逐渐展开，供给端的变化带动着消费者逐渐转变消费方式，新型消费成为拉动消费新模式快速发展的新支点。

现有文献对于信息基础设施与新型消费的关系也展开了一系列研究，发现互联网、物流配套设施与相关政府政策等，均为影响家庭网络消费行为的重要因素。研究发现，互联网能够促进居民消费呈现多样化特征（周应恒和杨宗之，2021），且对新型消费呈现出更高的消费倾向（Vatsa et al.，2022）。其中“宽带下乡”和“宽带中国”、数字支付工具能够在促进消费水平提升的同时助推消费升级（齐红倩、马湲君，2022），但部分弱势家庭由于数字鸿沟而无法享受数字技术发展红利（陈战波等，2021）。在物流配套设施及相关政策方面，王奇等（2022）发现农村物流基础设施及农村电子商务服务点的建设能够显著扩大农村居民消费规模，促进消费升级，加速新型消费方式的转变。而规范的市场秩序和因地制宜的扶持政策同样能够显著扩大网络消费规模（李宝库等，2018）。综上，现有文献主要从互联网及信息技术发展政策实施的角度进行探讨，鲜有文献对信息基础设施建设影响家庭新型消费的路径进行研究。鉴于此，本文从家庭新型消费渗透率和新型消费规模视角，分析了信息基础设施如何影响横向的新型消费家庭数量、纵向的新型消费依赖程度，并展开了一系列机制分析，为政府制定相应政策手段提供了经验依据。

1 理论分析、模型设定与数据选取

1.1 理论分析

基础设施等政府建设支出会通过乘数效应促进经济增长，增加居民收入并刺激了居民总体消费（袁航、朱承亮，2022），且由于基础设施的公共物品属性，其伴有的福利性和正外部性会刺激基础设施互补品的支出增加（郭广珍等，2019）。此外，包含互联网在内的信息基础设施催生了数字普惠金融与数字经济的发展，这类新兴网络科技能够拓宽居民收入渠道，缩小收入差距。而对于已经开始新型消费的家庭而言，一方面，信息基础设施建设有利于提高互联网普及率，打破城乡信息壁垒，提高居民信息获取效率（金晓彤、路越，2022），创造了大量的就业岗位，拓宽了居民收入渠道。另一方面，信息基础设施建设致使信息突破空间限制，从而降低运营成本，使得网购商品相较于传统销售渠道商品更具价格优势。同时，提升了消费者的网络信息获取能力，降低了交易成本和沟通效率，通过上述信息搜寻成本的降低、增加消费者互联网使用的频率和效率，促进了居民消费（杜丹清，2017）。基于此，本文提出以下假设：

假设1：信息基础设施建设能够增加家庭新型消费渗透率，横向扩大新型消费家庭数量。

假设2：信息基础设施可通过提高居民收入和提高互联网使用效率两个途径提升家庭新型消费规模，纵向加深对新型消费的依赖程度。

1.2 模型设定

本文使用Logit 模型研究信息基础设施对家庭新型消费渗透率的影响，设定模型如下:

（1）式中i 表示家庭，j 表示省份，t 表示年份。familynet为虚拟变量，0 代表家庭没有新型消费，1 则相反；P 表示家庭新型消费发生的概率，info infra 为信息基础设施建设指数，X 为控制变量向量，μi为个体固定效应，γj为省份固定效应。同时本文使用双向固定效应模型研究信息基础设施对家庭新型消费规模的影响，设定模型如（2）所示。其中，lcwg 表示年家庭新型消费规模的自然对数。

1.3 数据与变量选取

本文使用了中国家庭追踪调查（CFPS）2016 年和2018 年的数据，经过筛选与处理，得到CFPS2016-2018 两期5977 户面板数据。为衡量省级层面的基础设施发展水平，本文使用2015-2019 年的《中国统计年鉴》和国家统计局网站相关数据，对省级层面的基础设施发展水平进行了测算。

①被解释变量：本文的被解释变量分别为新型消费渗透率和新型消费规模，考虑到家庭新型消费主要采用互联网消费的形式，使用家庭是否网络消费表征前者，使用家庭所有成年人每年的网络消费支出总和表征后者。

②解释变量：信息基础设施发展水平。本文借鉴并拓展了黄书雷等（2021）的做法，具体指标包含域名数、网站数、网页数、IPv4 地址数等13 项，使用熵值法进行合成，衡量对应年度各省份信息基础设施发展情况。

③控制变量：本文选用了户主年龄等7 项户主层面和家庭平均年龄等6 项家庭层面的控制变量。

④工具变量：本文参考杨仁发和魏琴琴（2021），使用主成分综合测算法，根据政府干预和企业税收负担两项变量得出信息基础设施发展水平的工具变量。

⑤机制变量：本文分别采用家庭人均收入、家庭认为互联网作为信息渠道的重要程度做为中介变量。

2 实证分析

2.1 信息基础设施对家庭新型消费渗透率的影响检验

本部分检验了信息基础设施对家庭新型消费渗透率的影响，表1 第（1）列固定了时间与省份后回归结果显示，信息基础设施建设对于家庭新型消费渗透率的影响在1%水平上显著为正，表明信息基础设施发展水平每增加1 个单位，新型消费家庭的数量将提高8.9%。在Logit 回归的稳健性检验中，第（2）列使用移动互联网用户、电话普及率、长途光缆线路长度三项变量求得的信息基础设施指数替换原信息基础设施指数进行回归，结果依然显著。第（3）列为去除直辖市后的回归结果，第（4）列为进行1%、99%缩尾后的回归结果，均在1%水平上显著，各户主及家庭控制变量的回归结果也与基准回归结果基本一致，证明上述结果是稳健的。

表1 信息基础设施对家庭新型消费渗透率、新型消费规模的实证结果

2.2 信息基础设施对家庭新型消费规模的影响检验

本部分仅保留网络消费家庭样本展开研究。使用双向固定效应研究信息基础设施对家庭新型消费规模的影响，基准回归结果如表1 所示。第（5）列为固定个体、时间以及省份效应的回归结果，表明信息基础设施指数对家庭新型消费规模具有显著的正向促进作用。双向固定效应模型的稳健性检验标明各户主及家庭控制变量的回归结果与基准回归结果基本一致。

2.3 内生性检验

首先，新型消费渗透进更多家庭可能带来对信息基础设施的更高需求，故二者可能存在反向因果关系；其次，本文选用十三项相关变量测度信息基础设施指数，可能存在一定的度量误差；再次，可能存在其他遗漏变量。为了解决上述原因可能导致的内生性问题，本文选用工具变量法进行检验。政府对基础设施的投入则与当地生产总值、企业利润、企业税收等相关，而政府干预和企业税收负担不会直接影响家庭是否新型消费的决策，因此满足工具变量法的要求。使用Ivprobit 分别对表1（1）、（5）进行检验，结果显示各项检验通过，第二阶段info infra 的系数分别在1%、10%水平上显著，进一步验证了信息基础设施建设既能够提高家庭新型消费渗透率，横向扩大了新型消费家庭数量，也对家庭新型消费规模具有正向促进作用，纵向加深了家庭对新型消费的依赖程度。

2.4 机制检验

首先，本文将家庭人均收入对数作为中介变量展开机制检验，结果如表2（1）～（3）列所示。三个间接效应测试的结果均在1%-5%的水平上显著，在考虑到居民收入影响之后，信息基础设施的影响减少了大约34%。证明信息基础设施通过提高居民收入对家庭新型消费规模起正向促进作用。其次，本文按照问卷中“家庭认为互联网作为信息渠道是否重要（importance）”进行分类，作为中介变量进行中介效应检验，结果如表2（4）～（6）列所示，验证了信息基础设施通过促进互联网使用效率提升了家庭新型消费规模。

表2 中介效应检验

3 结论与政策建议

本文研究表明，信息基础设施主要通过提升居民收入和互联网使用效率，一方面显著提升了家庭新型消费渗透率，横向扩大了新型消费家庭数量；另一方面显著增加了这些家庭的新型消费规模，纵向加深了新型消费的依赖程度。据此，布局建设安全高效的信息基础设施，增强网络服务能力，可从横纵两个维度进一步培育新型消费：首先，加大信息基础设施建设等新型基建的投入，督促相关产品产业的有序发展。其次，促进信息基础设施与产业耦合发展，构建智慧生态，提高产业创新和生产率，提高居民收入。再次，加强对电子商务平台的监管，加大对商家的信息和产品监管力度，以降低新型消费中商家与消费者的信息不对称。进一步释放居民消费潜力。