中国式现代化新征程下互联网普及对城乡居民消费升级的影响：基于重庆市的考察

严月岑，程 莉

（1.重庆工商大学 长江上游经济研究中心，重庆 400067；2.重庆工商大学 经济学院，重庆 400067）

一、引言

党的十八大以来，在以习近平同志为核心的党中央坚强领导下，我国扩内需促消费政策扎实有力、成效明显，消费“主引擎”动力强劲，为构建新发展格局、推动高质量发展、创造高品质生活提供了有力支撑。党的二十大指出，要以中国式现代化全面推进中华民族伟大复兴，必须坚持在发展中保障和改善民生，鼓励共同奋斗创造美好生活，不断实现人民对美好生活的向往。在中国式现代化新征程下，尤其是在人口规模巨大、物质文明和精神文明相协调的现代化背景下，消费市场蕴藏着巨大的需求潜力，城乡居民消费升级迎来了前所未有的机遇。随着互联网及其延伸所带来的新一代信息技术的发展，线上线下消费融合步伐加快，消费新业态与新模式的迅速发展将激发和释放“双循环”内需潜力，为构建新发展格局注入强大动能。中国互联网信息中心发布的《报告》显示，截至2021年12月，我国网民规模达10.32亿，互联网普及率高达73%[1]。互联网逐渐成为稳定经济增长和经济转型的关键动力和重要引擎，必然会推进消费较快增长，促进消费进一步优化升级。因此，在中国式现代化进程中，如何准确把握互联网普及对居民消费升级的影响，成为实现消费方式的多元创新、深度挖掘国内需求潜力、满足人民群众对美好生活的向往的必然选择。

对既有研究梳理可以发现，关于消费升级的研究主要集中在影响其变动因素上，包括人口结构、消费惯性、城市化进程、家庭结构、居民可支配收入等[2-3]。例如，王学义等通过研究人口年龄结构对消费的影响，发现老年抚养比的变化与社会消费水平成正比，少儿抚养比与社会消费水平成反比[4]。林勇等运用向量自回归模型分析城镇化、产业结构和消费升级之间的关系，得出城镇化促进了城乡居民消费升级，通过对比城乡地区结果发现，产业结构对农村居民消费升级的影响更大，且为负向影响[5]。颜青认为农村居民消费结构与城市居民消费结构的差距仍然巨大[6]。基于互联网普及对消费的推动角度来看，杜丹青认为互联网可以通过促进生活服务业的创新发展、提高流通效率、降低流通成本等方式助推消费升级[7]。江小涓等指出互联网技术通过改变服务业的性质而引发社会资源重组和聚合，促进经济社会上各领域的互联互通，进一步释放居民消费需求[8]。基于消费异质性视角，文武和靳菁华运用中国家庭追踪调查数据，实证检验了互联网对不同家庭、不同消费类型的影响，发现其显著提高了居民衣食住行类消费[9]。基于城乡区域差距视角，周慧基于“虹吸效应”和“数字鸿沟”的典型事实，认为数字经济可通过优化资源配置显著缩小城乡多维差距，对农村经济发展带来显著成效。

在吸收、改进现有相关研究成果的基础上，本文的创新点和边际贡献主要体现在以下两方面：一是以恩格尔系数表示消费结构的整体状况，论证检验互联网普及对重庆居民消费升级的线性影响。既有文献较少从互联网普及的角度探讨重庆城乡居民消费结构，本文从重庆地区出发拓展该类实证研究。二是对八大类消费进行异质性考察，分别分析互联网普及对城镇、农村居民八大类消费的影响情况，可为优化居民消费结构提供更新颖的视角和思路，对重庆居民消费升级、缩小城乡差距具有重要的借鉴意义。

二、模型设定、变量选取与实证检验

（一）互联网普及率对城乡居民消费升级的影响

1.模型设定与变量说明

本文基于2000—2020年重庆相关时间序列数据，探究互联网普及率对城乡居民消费升级的推动效应，构建实证模型（1）：

其中：t表示年份，εt为模型随机扰动项。被解释变量为城乡居民消费升级，采用城镇和农村恩格尔系数的平均值衡量。该指数越小，表明城乡居民的消费结构水平越高。解释变量为互联网普及，采用互联网普及率（%）加以衡量。

为减小遗漏变量对回归估计结果可能存在的偏差影响，参考既有研究对模型（1）引入对解释变量有较大影响力的控制变量，包括经济增长、产业结构、老年抚养比、人均可支配收入和城镇化率，具体为：

经济增长（gdp）[11]，高质量的经济发展可以有效刺激消费并助推消费升级，采用人均GDP（元）加以衡量；产业结构（ind）[12]，产业结构升级能通过要素配置效应影响经济发展，制约、引领或创造消费需求，从而对消费的升级有着或多或少的促进作用，采用第三产业占比GDP（%）衡量；老年抚养比（odr）[13]，年龄增长会使人的生理、心理发生变化，从而改变对食品烟酒、衣着、家庭设备、医疗保健等消费品的需求，采用65岁以上人口数比上劳动人口数表示；人均可支配收入（di）[14]，收入水平是消费的基础和前提，选取城乡居民人均可支配收入进行控制；城镇化率（ur）[15]，城镇化是推动现代化的重要举措，可直接带动地区产业发展与经济转型，间接通过消费的空间正向聚集效应影响居民消费情况，采用城镇常住人口数与总人口数的比值（%）来衡量。各变量说明如表1所示。

表1 变量说明

2.数据说明与特性描述

本文选取2000—2020年重庆的相关数据，原始数据均来源于《重庆统计年鉴》《中国互联网发展情况统计报告》和国家统计局官方网站，在计算过程中的个别缺失数据，采用移动平均法[16]进行补齐，表2为各变量的描述性统计分析。

表2 各变量描述性统计表

表3 变量相关性分析表

为了解重庆互联网普及率与城乡居民消费结构之间的关系，本文对各变量值进行初步观察。图1为2000—2020年城乡居民恩格尔系数均值与互联网普及率变化趋势图。从图1得出，近20年来重庆城乡居民消费情况呈现升级趋势，城乡居民恩格尔系数均值从2000年的24.34%降至2020年的16.93%。从图2得出，重庆消费升级与互联网普及率呈正相关，说明随着重庆互联网普及率的提升，城乡居民恩格尔系数不断下降，重庆城乡居民的消费逐渐升级。

图1 居民恩格尔系数与重庆互联网普及率汇总图

图2 居民恩格尔系数与互联网普及率散点图

（二）实证检验

1.相关性分析

首先，对居民恩格尔系数与其他变量进行相关性分析，得到lnec与lni、lngdp、lnind、lnodr、lndi、lnur的相关系数分别为-0.93、-0.92、-0.62、-0.83、-0.96、-0.98，其中与lni、lngdp、lndi、lnur的相关系数的绝对值在0.90 以上，说明恩格尔系数与其存在显著关系；与其他变量相关系数的绝对值在0.90以下，不存在显著关系。

2.平稳性检验

介于时间序列数据通常存在趋势性，简单线性回归方程可能存在伪回归情况。为排除此类影响，力求实证结果的真实性，本文对模型各变量进行ADF单位根检验，检验结果如表4所示。

表4 时间序列数据单位根检验结果

结果表明，变量lnec、lnur为平稳序列；变量lni、lngdp、lnind及lndi是非平稳序列，做一阶差分处理，变量lnodr做二阶差分处理。

3.基准回归

根据对控制变量的逐步引入，表5为互联网普及率对城乡居民恩格尔系数的影响结果，其中包含了5个与城乡居民消费升级相关的控制变量。

表5 互联网普及率对恩格尔系数回归结果

表6 互联网普及率对城乡居民8大消费回归结果（1）

表7 互联网普及率对城乡居民8大消费回归结果（2）

从表5各模型的回归结果可知：解释变量互联网普及率（lni）在各模型中的回归系数均为负，表明互联网普及率的上升可有效推动重庆居民消费的升级。在不控制其他变量的情况下，互联网普及率的回归系数为-0.12，表明当互联网普及率每提高1 个百分点，恩格尔系数将降低0.12 个百分点。同时，从控制变量回归结果可以看出，变量经济增长、产业结构、老年抚养比、人均可支配收入和城镇化对恩格尔系数均具有负向影响，表明5个控制变量均可推进重庆居民消费的升级。从模型（e）、模型（f）的回归结果可以看出，产业结构、老年抚养比及城镇化均对重庆消费升级有显著促进作用。另外，经济增长及人均可支配收入对居民消费升级也有一定促进作用，但系数不稳定。

三、异质性考察

（一）模型设定与变量说明

为深入了解城乡居民消费结构的具体变化，在上述模型的基础上，本文进一步探究城乡居民消费类别的具体变化。其中，消费类别分为食品烟酒、衣着、居住、家庭设备、交通通信、文教娱乐、医疗保健和其他用品及服务等8类，构建实证模型（2）：

在回归模型中，i（i=1，2，3，...，8）和t（t=2000，2001，...，2020）分别表示第i个消费类别和第t年，β0为常数项，δt为模型随机扰动项。被解释变量为8类消费，解释变量为互联网普及率，同时引入与模型（1）相同控制变量。

（二）特性描述

图3、图5 分别表示2000—2020 年重庆城镇居民与农村居民的人均消费支出变化趋势，图4、图6分别表示重庆城镇居民与农村居民各项消费支出占总支出的比重。从图3、图5中可以看出，8类消费均呈现上升趋势，其中食品烟酒消费及衣着消费呈现波动式上升；较为明显的是，2014年后，居民居住类消费呈现突增式增长，原因可能在于2014年房地产限购政策放宽，刺激了居民住房消费需求。从图4、图6中可以看出，近年来无论是城镇居民还是农村居民，其食品烟酒消费支出降低，居住、交通通信和医疗保健消费支出逐渐增加，衣着与文教娱乐支出先增后降，家庭设备与其他消费支出趋于稳定。

图3 2000—2020年城镇居民各项支出趋势

图4 城镇居民各项支出占总支出比例

图5 2000—2020年农村居民各项支出趋势

图6 农村居民各项支出占总支出的比重

（三）检验结果

由回归结果可知，随着互联网普及率每增加1单位，8大类消费支出受到互联网影响的比例不尽相同，互联网普及对农村居民在交通通信、文教娱乐等发展类消费的影响系数相对较低，影响效应中发展类消费的发展空间较大。其中，城镇居民的交通通信类消费回归系数为负，可能存在互联网线上发展减少了居民通勤，提高了交流效率的情况。农村居民的医疗保健类消费回归系数为负，可能存在互联网为农村居民普及社保医保等知识，降低了医疗保健类消费的情况。

四、结论

本文首先根据重庆互联网普及率与居民恩格尔系数的描述性统计情况，得出重庆居民消费情况与互联网存在正相关关系，再进一步分别研究互联网普及对重庆城镇和农村居民八大消费类别的具体影响。研究发现，互联网普及对城镇居民在衣着、居住等生存类消费影响不显著，对农村居民在交通通信、文教娱乐等发展类消费的影响显著，但影响系数相对较低。因此，在中国式现代化新征程下，要有效发挥互联网功能，推动城乡居民消费升级。

1.加强互联网技术投入，完善互联网基础设施建设，提高农村居民上网能力。

第一，加强互联网技术投入，构建高质量的信息基础设施，利用财政专项资金增加农村网点建设，给予农村家庭适当的用网补助[17]。第二，加强大数据、云计算、人工智能等技术的应用，不断发掘消费者的现时及潜在需求，设计更具个性化、定制化的产品。第三，持续关注城乡居民的移动设备使用能力，及时普及云教育、云就医等互联网功能，发挥互联网跨越时空传递信息的优点，减小城乡居民受信息不对称困境的影响，增强农村居民对互联网的适应度[18]。

2.强化居民主动消费意愿，营造可持续的消费增长空间。

第一，电子商务平台可以利用新一代互联网技术，即大数据技术对消费者的购物动态、喜好倾向进行跟踪分析，为消费者提供最贴合其需求的产品。第二，利用互联网创新服务模式制造新的消费选项，主动引导消费潮流，进行启发式消费。第三，积极探索多样化的营销手段、针对不同群体的营销方式、个性化的营销服务。

3.从科研投入、收入分配、法律法规等维度构建网络数字消费增长的长效机制。

第一，加大对网络数字消费领域的科研投入、扶持力度，鼓励金融机构研发网络数字消费专属产品和服务。第二，坚持“富民优先”的发展思路，加快调整分配结构，更加注重社会公平，提高居民收入，增强居民的网络数字消费能力。第三，进一步完善教育、养老、医疗等公共社会保障体系，减少居民消费的后顾之忧，打造品质化的消费品牌，提升商品和服务供给质量。