数字信息化建设能促进农村居民家庭消费增长吗——来自中国家庭追踪调查%28CFPS%29数据的经验证据.pdf
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1、2023年第2 期第2 2 卷总第8 6 期安徽商贸职业技术学院学报Journal of Anhui Business CollegeNo.2 Jun.,2023Vol.22 General No.86数字信息化建设能促进农村居民家庭消费增长吗?来自中国家庭追踪调查(CFPS)耿雪婷,赵丽娟(1.安徽商贸职业技术学院电子商务学院,安徽芜湖2 41 0 0 2;2.湖南大学金融与统计学院,长沙41 0 0 0 6)摘要:基于2 0 1 0 一2 0 1 8 年中国家庭追踪调查(CFPS)数据,建立双重差分模型,探究数字信息化建设对农户家庭消费支出的影响。得出如下结论:(1)数字信息化建设能够显著
2、提高农户家庭消费水平;(2)数字信息化建设对户主为中年、男性的农村家庭消费支出促进效果更大;(3)从消费结构来看,农村数字信息化建设对交通通信、医疗保健、教育文化娱乐这类发展性或享受型消费促进作用更大。关键词:数字信息化建设;农户家庭消费;农村数字经济;政策评估中图分类号:F323.6数据的经验证据文献标识码:A文章编号:1 6 7 1-9 2 55(2 0 2 3)0 2-0 0 1 7-0 7一、引言党的十九大报告明确将“促进消费体制机制”作为发展社会主义市场经济的重要环节。消费作为拉动经济的“三驾马车”之一,在当前建立以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新经济发展格局的大背景下,
3、发挥着比出口、投资更为重要的作用。根据国家统计局2 0 1 9 年的资料,消费支出贡献了57%的经济增长,超过了出口和投资对经济增长贡献率的总和。与此同时,以大数据、云计算、人工智能和物联网等为代表的数字经济蓬勃发展。中国通信院发布的中国数字经济发展白皮书(2 0 2 2)显示,自从2 0 1 2年以来,我国数字经济年均增速高达1 5.9%,显著高于同期GDP增速。同时,基于世界银行数据库(WDI)的相关统计,2 0 1 8 年中国居民最终消费率仅为38.5%,低于全球平均水平1 9.5个百分点。居民消费能力的提升与经济增长速度并不匹配。因此,探究数字经济如何影响居民消费,对进一步制定能够释放
4、居民消费潜力的政策体系具有重要意义。统计数据显示,城镇的消费已经相对饱和,而基数大、消费倾向高的农村居民或将成为促进国内消费扩张的重要动力源。数字经济以前沿技术为依托,建立了全新的商业模式,对居民消费产生了深远的影响。研究数字经济影响农户消费的机理对提高农村居民福利,拉动内需并实现经济持续高质量增长有十分重要的意义。收稿日期:2 0 2 2-0 8-2 0基金项目:安徽商贸职业技术学院科研项目(2 0 2 2 KYR26);安徽商贸职业技术学院科研项目(2 0 2 1 KZR03)作者简介:耿雪婷(1 990),女,安徽芜湖人,安徽商贸职业技术学院电子商务学院助教,硕士。D0I:10.1368
5、5/ki.abc.000682二、文献综述近年来,随着数字经济发展对农村居民日常生活方式的影响力逐步增强以及我国对扩大内需、乡村振兴、缩小城乡差异等问题的持续关注,数字经济发展与居民消费的作用关系引起了学术界的注意。他们多是从理论角度探究数字经济影响居民消费变革的内在机理,包括新的消费行为特征、消费结构的变化、消费升级的机制等。“-实证研究则主要是从互联网或“互联网+”视角切入,探究数字经济和信息化建设对居民消费水平和能力的影响。还有部分文献评估了数字金融的发展对居8-10民家庭消费的影响。8-1现有文献给本文的研究奠定了良好的基础,但对农村家庭消费的关注程度仍然相对较低。唐红涛、谢婷(2 0
6、 2 2)构建耦合协同模型,得出了数字经济可以同时促进农民个体收入和消费的上升的结论。数字经济及数字信息化建设如何影响农村居民消费的问题仍呕待进一步探究三、理论分析与研究假设互联网、宽带等数字信息化基础设施建设促进了产业数字化进程,是数字经济大力发展的重要基础。电子商务、智慧物流等的逐步发展拓宽了家庭居民消费在时间及空间上的范围,丰富了消费产品的种类,满足了家庭居民消费多样性的需求,同时通过降低交易成本、信息搜寻成本和流通成本提高了居民的消费倾向。有学者发现互联网对居民的消17(1)耿雪婷等:数字信息化建设能促进农村居民家庭消费增长吗?费并不是完全的线性促进作用,而是会受到个体素养、能力等因素
7、的影响。1 由于我国长期的城乡二元经济发展结构,农村地区数字信息化建设相对城市而言仍然比较滞后,再加上农村地区居民居住比较分散,农村交通等的基础设施建设发展相对滞后,快递运输与社区电商普及的难度更大,制约了数字经济对农村居民消费的刺激。数字信息化建设能够促进城市居民消费的观点已经得到了很多研究的认定,但对其是否能够显著促进农村居民消费的增长仍存在不同的研究结果。综上所述,本文提出以下假说:H1:数字信息化建设能够显著促进农村居民家庭消费增长。乡村振兴战略的提出使得农村地区经济、文化等有了较大的发展,但农村家庭在消费理念和对新生事物的包容度等文化观念方面仍然存在着显著的性别和年龄差异,并且可能呈
8、现出和城市家庭不一样的特征。因此提出以下假说:H2:数字信息化建设对户主性别、年龄不同的农村居民家庭消费的影响存在差异。数字经济与数字信息化建设打破了时空限制,推动了生产要素向欠发达地区流动,同时也促进了欠发达地区在更大程度上享受发达地区的经济辐射效应,进一步提高了农村居民对数字技术的认知和掌握。城乡居民间的信息资本积累差异日渐缩小,可能会提高农村家庭对教育、医疗、文化娱乐等发展性消费的重视程度,进而引起家庭消费结构的变化。综上,提出以下假说:H3:数字信息化建设对农村居民家庭不同类型消费的影响存在差异。由于数字经济的测度标准在学术界并未形成统一意见,且有文献研究显示网络基础设施建设能够推动城
9、市数字经济的发展3,故本文使用2010一2 0 1 8 年CFPS数据,将国家农村农业信息化示范省建设试点项目的开展作为准自然实验,构建双重差分(DID)模型评估数字信息化建设对农户消费的影响,改善内生性问题。四、研究设计(一)双重差分模型构建为了促进农村信息终端改善、信息网络覆盖和互联网普及,国家农村农业信息化示范省建设项目于2 0 0 9 2 0 1 4年先后分三批在1 3个省开展试点(见表1)。18表1 国家农村农业信息化示范省12.年份2009山东、湖南2012重庆、广东、湖北、安徽、河南2014江西、浙江、贵州、新疆、青海、云南本文通过该试点项目的实施来评估数字信息化建设给农户消费带
10、来的影响。为了解决个体差异、时间趋势等不可观测的变量所带来的内生性问题,双重差分法(DID)被广泛使用,该方法的核心思想是将政策实施视为一次外生于经济的准自然实验,通过两次差分对比试点省与非试点省在政策实施前后农户消费支出的差异,从而得到政策的净效应。本文将国家农村农业信息化示范省建设试点项目的开展作为准自然实验。所研究的政策并非同一时点实施,CFPS调查每两年开展一次,只有五期数据;同时考虑到政策一般存在着从粗放到成熟的过程,更晚进人试点的省份的数字信息化建设政策可能更加完善,更接近后期全面推广的政策,故使用2 0 1 4年进入试点的江西、浙江、贵州、新疆、青海、云南六个省份的数据构建DID
11、双向固定效应模型来检验数字信息化建设对农户消费的影响。具体模型如下式(1)所示:lnconsume,=o+jGroup,Timeit+Xit+u;+V,+&it其中,下标i表示第i个家庭,t表示第t年。consumeit为核心被解释变量一一农户家庭消费总支出。Group为省份虚拟变量,进人试点的省份取值为1,未进入试点的省份取值为0。Time为时间虚拟变量,政策实施当年(2 0 1 4年)及以后取值为1,政策实施前取值为O。:为个体固定效应,V,为时间固定效应。Xi为一系列与农户家庭消费相关的控制变量。8 i为随机误差项。(二)样本选择与变量说明1.数据来源本文使用北京大学中国社会科学调查中心
12、提供的“中国家庭追踪调查(CFPS)”数据,覆盖2 5个省市。该项调查始于2 0 1 0 年,每两年进行一次,故实际使用的是2 0 1 0、2 0 1 2、2 0 1 4、2 0 1 6、2 0 1 8年的数据。为了实现最佳的估计效果,参照现有文献做法,删除了年份或变量缺失的样本,最终得到了包含941 0 个样本的平衡面板数据,每个家庭都拥有完整的五期数据。根据家中主事者或财务回答人确定户主,且户主年龄必须在1 6 周岁以上。被试点省(市区)2023年第2 期解释变量为农户家庭消费总支出,包括食品、衣着、居住、家庭设备和日用品、医疗保健、交通通信、教育文化娱乐及其他消费品支出。2.核心解释变量
13、核心解释变量为数字信息化建设(GroupTime)。本文借鉴以往文献,将国家农村农业信息化示范省建设试点项目的开展作为准自然实验,表2控制变量及描述性统计变量变量含义gender性别(男性=1,女性=0)familysize家庭规模是否有民间借贷mjjd(是=1,否=0)是否有银行借贷yhjd(是=1,否=0)fincome-per家庭人均纯收入(元)户主是否上网internet(是=1,否=0)age户主年龄agesq户主年龄的平方户主是否结过婚marriage(是=1,否=0)户主是否健康health(是=1,否=0)户主户籍状况(非农业户口hukou安徽商贸职业技术学院学报作为衡量农村数
14、字信息化建设的指标。3.控制变量参考以往文献,选择了户主和家庭两个层面的变量对其他可能影响农户家庭消费的因素进行控制(见表2)。同时,考虑到统计口径不一致的问题,对农户家庭消费、农户家庭人均纯收人均加1 后再进行对数处理,以减少异方差问题。样本量均值9,4100.6539,4104.0689,4100.0179,4100.1139,4108880.5159,4100.3219,41050.4919,4102694.1509,4100.9689,4100.5209,4100.063=1,农业户口=0)标准差0.4761.7450.1280.31711081.2100.46712.0341234.
15、6210.1770.5000.243最小值0.0001.0000.0000.0000.0000.00016.0002.56.0000.0000.0000.000最大值1.00014.0001.0001.000443505.0001.00085.0007225.0001.0001.0001.000五、实证结果分析子指标。也有部分实证文献与本文的结论并不一致,如刘导波等(2 0 2 2)使用2 0 1 2 一2 0 1 8 年CFPS(一)双重差分模型回归结果为了检验国家农村农业信息化示范省建设政策对农户家庭消费的影响,对式(1)进行回归(结果见表3)。表3中模型(1)为不含任何控制变量的回归结果
16、,模型(2)为加人家庭、户主控制变量后的面板回归结果,两个模型GroupTime的估计系数均为正,且在1%水平下显著,说明数字信息化建设对农户消费有显著的促进作用。模型(3)为加人了所有控制变量、个体固定效应和时间固定效应后的DID回归结果,并使用标准误聚类来更好地控制异方差和多重共线性问题,我们发现,数字信息化建设对农户消费支出仍然有显著的促进作用。本文的结论与多数相关研究保持一致,如唐红涛等(2 0 2 2)构建ELES模型,发现数字经济能够有效推动农民消费的上升。该文的核心解释变量一一数字经济发展水平,囊括了数字信息化建设、数字经济普及程度、数字经济商务化三大类共1 1 个数据,将2 0
17、 1 3年由国务院发布实施的“宽带中国”战略作为一次准自然实验,构建了PSM-DID模型探讨了数字经济对居民消费的影响,在异质性分析中得出了数字经济对农村居民消费增长并未带来显著的促进作用,但回归系数仍为正。“宽带中国”战略是以数字信息化建设为核心的政策,由于“宽带中国”战略实际上也是分批次进行的,刘导波等在文章中将其视为一次性政策冲击,可能造成一定的估计偏差。i S“宽带中国 战略试点以城市为主,农村地区受益较小,实际上国务院在发布实施“宽带中国”战略后,三部委于2 0 1 4年又联合组织实施了“宽带乡村”试点工程以加快推动农村地区宽带发展与普及。现有文献还表明,虽然数字经济发展可以促进农村
18、居民消费的增长,但城乡受益差距仍然存在。-2(二)稳健性检验1.平行趋势检验使用DID模型进行估计必须满足平行趋势检19耿雪婷等:数字信息化建设能促进农村居民家庭消费增长吗?验,即接受政策干预前实验组和控制组农户家庭消费支出变化趋势基本一致。本文采用两种方法进行检验。方法一:本文绘制了实验组和控制组的家庭消费水平趋势检验图以观察政策发生前两者在消费GroupxTimegenderfamilysizemjjdyhjdlnfincome-perinternetageage_sqmarriagehealthhukou-cons个体效应时间效应NR2注:*、*、*分别表示在1%,5%,1 0%水平上显
19、著,括号内数据为标准误。水平上是否存在显著差异。我们从图1 中可以看到,在2 0 1 4年以前,实验组和控制组在消费支出上的趋势大致是相同的,2 0 1 4年以后实验组消费支出上升幅度明显高于控制组,这说明本文使用双重差分模型进行研究的前提假设是成立的。表3数字信息化建设对农户家庭消费的影响(1)lnfin-consume0.33 0*(0.0305)9.989*(0.00964)NONO94100.012(2)lnfin-consume0.315*(0.0271)-0.137*(0.0171)0.147*(0.00493)0.271*(0.0629)0.172*(0.0257)0.143*(
20、0.00669)0.301*(0.0184)0.00513(0.00453)-0.000132*(0.0000439)0.287*(0.0477)-0.0196(0.0163)0.410*(0.0339)7.942*(0.124)NONO94100.240(3)lnfin-consume0.169*(0.038 4)0.0577*(0.02 00)0.11 7*(0.00882)0.218*(0.0672)0.108*(0.0260)0.0412*(0.00792)0.149*(0.0236)0.0137*(0.00689)-0.000208*(0.0000729)-0.120(0.0672)
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