數字經濟發展何以釋放居民的消費潛力？

黃漫宇， 竇雪萌

（中南財經政法大學 工商管理學院, 湖北 武漢 430073）

一、引言與文獻綜述

在國際貿易保護主義盛行、“逆全球化”風潮和新冠肺炎疫情疊加沖擊的影響下，我國正面臨百年未有之大變局。加快構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局，充分發揮國內超大市場規模優勢和有效擴大內需成為“破局”的關鍵。據統計，我國最終消費支出對GDP增長的貢獻率從2010年的47.4%上升至2021年的58.3%，除2010年和2020年兩年外，其余年份均遠超過投資和出口對GDP增長的貢獻率之和①數據來源：國家統計局。。由此可見，我國經濟已由傳統的投資、出口主導型向消費主導型的增長模式轉變，消費已成為拉動經濟高質量發展的主引擎和助推器，可以說，擴大內需的關鍵在于進一步釋放消費潛力。

然而，現實中我國居民消費率卻從2000年的46.96%降至2022年的37.17%，長期處于偏低水平，與美國、世界主要國家平均水平的50%—70%相距甚遠。與此同時，住戶存款從2010年的30.33萬億元增加到2022年的120.34萬億元，年平均增速約為11.2%②數據來源：世界銀行數據庫和《金融統計數據報告》。居民消費率=居民最終消費支出/GDP。，超額儲蓄與低消費率均表明進一步激發居民消費潛力的迫切性。為進一步擴大消費，國務院等部門相繼出臺了《關于完善促進消費體制機制進一步激發居民消費潛力的若干意見》《關于促進消費擴容提質加快形成強大國內市場的實施意見》《關于進一步釋放消費潛力促進消費持續恢復的意見》等相關文件。黨的二十大報告提出“著力擴大內需，增強消費對經濟發展的基礎性作用”，2022年的中央經濟工作會議強調“要把恢復和擴大消費擺在優先位置”，商務部也將2023年確定為“消費提振年”，2023年的中央經濟工作會議強調“著力擴大國內需求，要激發有潛能的消費”。

與此同時，隨著新一輪科技革命與產業變革的興起，以人工智能、5G、大數據、物聯網和云計算等數字信息技術為依托的數字經濟為我國經濟高質量發展注入新動能。據國家網信辦發布的《數字中國發展報告（2022年）》顯示，2022年我國數字經濟規模達50.2萬億元，占GDP比重為41.5%，高于同期名義GDP增速7.3%。此外，2022年全國網上零售額為13.79萬億元，同比增長4%，其中，實物商品網上零售額11.96萬億元，占社會消費品零售總額的27.2%①數據來源：國家統計局。，可見數字經濟發展對擴大內需潛力、促進消費提質擴容影響效應明顯。因此，研究數字經濟發展對釋放居民消費潛力的影響以及這一影響形成的機理，對于提振消費、增強消費對經濟增長的基礎性作用，推動經濟高質量發展具有重要意義。

現有關于數字經濟與消費的研究，主要從數字經濟對消費水平（鐘若愚和曾潔華，2022；賀唯唯和侯俊軍，2023）、消費差距（譚恒鑫等，2022；姚戰琪，2022）及消費結構升級（焦帥濤和孫秋碧，2021；楊碧云等，2023a）三方面的影響展開，大多數學者認為數字經濟發展通過降低交易成本、精準匹配供需結構、轉變消費模式以及提供便利化支付手段等路徑提高消費水平，縮小消費差距，并帶動消費結構升級。但也有學者指出數字經濟發展過程中也存在發展不平衡的問題，使得數字資源分配不均并產生新的社會矛盾，如數字鴻溝的出現會抑制居民消費（楊碧云等，2023b）、擴大消費差距（張勛等，2021）。此外，學者們的研究大多集中于當期消費水平，對在可支配收入范圍內除當期消費支出以外的、未被挖掘的那部分潛在消費需求還缺乏應有的關注，因而數字經濟發展對居民消費的影響有待進一步的深入研究。

目前學者們就消費潛力的界定和測度并未形成一致的觀點。消費潛力較直觀的理解是蘊藏在消費者身上未釋放的潛在消費需求，常見的測算方式包括使用消費支出（孫小素和王培勤，2002）、消費率（方福前，2020）和邊際消費傾向（姚健等，2022）等單一指標和構建多維度的指標體系。秦曉娟和孔祥利（2017）構建了包含消費能力、消費需要和消費條件三維度的農村居民消費潛力測度體系；龍少波和張睿（2021）構建了包括當期消費能力、當期消費支出和制約因素三維度的居民當期剩余消費潛力測度體系；劉松和樓嘉軍（2022）構建了涵蓋消費能力、消費支出和消費環境三維度的城鎮居民休閑消費潛力測度體系。已有研究對于消費潛力的界定還較為模糊，實際上消費潛力的大小是居民自身消費水平和能力以及外部消費環境綜合作用的結果，在界定和測度消費潛力時有必要同時將供給端和需求端同時納入分析框架中。

綜上，本文可能的邊際貢獻主要有：第一，基于“保障說”，認為潛力是現有的、能夠保障未來發展的各項資源要素的集合，消費潛力的大小主要受到居民自身消費水平和能力以及外部消費環境的影響，并構建涵蓋貨幣支付能力、消費認知能力、現期消費支出和消費環境四個維度的綜合指標體系，用于測度居民消費潛力，進一步完善消費潛力的研究；第二，認為數字經濟發展對居民消費潛力的釋放存在數字紅利效應和數字鴻溝效應，深化數字經濟影響消費的理論機制；第三，基于面板門檻模型進一步探究收入結構和教育經費對數字經濟發展影響居民消費潛力釋放的門檻效應，為推動數字經濟發展以釋放居民消費潛力提供參考。

二、理論分析與研究假說

（一）數字經濟與消費潛力的釋放

數字經濟一方面打破了原有的時間和空間限制，使跨時空交易成為現實，減少了交易環節，實現了消費的便利化，同時為居民提供多元化的信息來源渠道，使其隨時隨地獲取所需商品及服務的價格信息，信息搜尋成本得以降低，也在一定程度上緩解了消費過程中存在的信息不對稱問題，交易成本得以降低，交易效率得以提升（李旭洋等，2019）。另一方面，數字技術在消費領域的快速滲透為居民提供數字紅利的同時，也拓寬了消費的選擇渠道，使其在消費時能“貨比三家”，由被動轉為主動，充分掌握消費主動權，刺激新消費需求的產生；而新消費需求的產生又倒逼產業結構轉型升級，充分利用數字技術的優勢優化消費品的供給質量和結構，催生新業態新模式，進一步滿足居民的個性化、多元化和品質化的消費需求，實現供給與需求在更高水平上的動態平衡，為居民消費潛力的釋放提供保障。鐘若愚和曾潔華（2022）以消費水平作為消費潛力的代理變量，研究發現城市數字經濟的發展有利于當地和鄰近城市居民消費潛力的釋放。但與此同時，數字經濟發展依然存在發展不平衡和不充分等問題，導致數字資源分配不均并產生新的社會矛盾和問題，如數字鴻溝問題的出現，一方面會降低居民收入（尹志超等，2021）、加劇財富不平等（劉倩，2023），另一方面也會抑制居民消費（楊碧云等，2023b）、阻礙農村居民消費結構升級（黃漫宇和竇雪萌，2022）以及擴大消費差距（張勛等，2021）。據此，提出以下假說：

假說1：數字經濟發展影響居民消費潛力的釋放，但影響方向不確定。

（二）數字經濟影響消費潛力釋放的中介機制

Friedman（1957）提出的持久收入假說認為家庭的消費很大程度上取決于其持久收入，即消費是持久收入的穩定函數。具體而言，收入可劃分為工資性收入、經營性收入、財產性收入和轉移性收入四類，其中前兩類可近似看作持久收入。數字經濟發展一方面為居民提供多元化的就業崗位信息和渠道，有利于其工資性收入的提升；另一方面，數字經濟催生出電商直播帶貨、共享經濟等新消費模式，也有利于居民經營性收入的提升。唐紅濤和謝婷（2022）研究發現數字經濟可以顯著推動農民收入水平的提升。加之數字普惠金融的發展將排斥在傳統金融之外的那部分弱勢群體包含在普惠金融的范疇之內，在實現數字金融普惠性的同時，也為居民提供豐富的金融知識和多元化的理財渠道，在一定程度上有利于轉變居民的傳統儲蓄觀念，降低其預防性儲蓄動機，不僅增加居民的財富性收入，也增強其對未來的預期和信心，進一步激發消費潛力的釋放。此外，數字經濟的發展豐富了居民勞動技能獲取與學習的渠道，居民可以通過互聯網、在線教育平臺等渠道學習專業技能，信息搜尋和獲取成本得以降低，人力資本水平進一步提升，對居民收入水平的提升也有推動作用。王冬梅等（2023）研究發現數字經濟對人力資本技能結構存在顯著的提升作用。據此，提出以下假說：

假說2：數字經濟發展通過提升收入水平促進居民消費潛力的釋放。

數字經濟的發展不僅催生了以電商平臺為媒介的線上消費方式，也催生了線上與線下融合發展的新型消費方式，帶動流通效率的提升和流通規模的擴大。居民可以先從線上搜集信息，再去線下實體店購物或是先去實體店獲取產品信息，再從線上完成購買，多種購物方式極大地豐富了消費者的選擇范圍和方式（張德勇和依紹華，2022）。這種體驗式的消費既有利于提升消費滿意度，又有利于將潛在的消費需求轉變為現實的購買行為，并提升居民消費的效率和質量。相較于傳統的線下消費方式，消費方式的革新更有利于滿足居民個性化、定制化的消費需求。劉婷婷等（2022）研究發現數字經濟通過提升農村家庭對網絡消費模式的偏好程度進而提升其消費水平。數字技術在消費領域的廣泛應用促進了消費方式的變革，帶動了居民消費的增長（劉導波和張思麒，2022）。此外，銀行卡、支付寶、微信支付及分期付款等支付方式的出現以及小額免密支付、人臉識別支付等新型支付手段的創新不僅提高了居民消費的便利性和安全性，同時也通過將有形的貨幣轉化為無形的數字，降低消費時的“支付痛感”，而且為居民消費提供多元化的資金借貸渠道，為促進消費方式革新提供有利條件，從而更有利于釋放居民的消費潛力。據此，提出以下假說：

假說3：數字經濟發展通過推動消費方式革新促進居民消費潛力的釋放。

數字經濟的發展雖然降低了居民的交易成本、拓寬了居民的消費渠道，但是在為其帶來數字紅利和信息福利的同時，也導致了數字鴻溝的出現，最直觀的表現就是消費者被分為信息富有者和信息貧困者兩類群體（NTIA,1999）。如果在完全市場化、缺乏政府干預的條件下，數字經濟的發展則會自發地產生和擴大數字鴻溝，加劇社會貧富分化（OECD,2001）。而數字化變革進程的加快也伴隨著數字基礎設施建設與發展的不平衡問題，導致并非所有的消費者都能平等地獲取和使用數字技術（楊碧云等，2023b），由此拉大信息富有者和信息貧困者之間的差距。Zhang等（2020）研究發現地區經濟發展不平衡和個體間的稟賦差異會導致數字技術使用能力的差異，使信息弱勢群體因缺乏信息知識和數字技能而無法享受數字紅利。由于數字鴻溝存在馬太效應，會出現強者愈強、弱者愈弱的兩極分化態勢，因而這種效應對信息弱勢群體的不利影響會更為嚴重。以城鄉居民為例，相較于城鎮居民，農村居民屬于信息弱勢群體，雖已基本不存在數字設備接入方面的問題，但其利用數字技術獲取各類商品及服務信息的能力相對較弱，消費渠道選擇和范圍相對受限，面臨“有錢無處花”和“不知如何花”的問題，即受制于消費認知不足的影響，難以將潛在消費需求轉變為現實的購買行為，從而阻礙消費潛力的釋放。張勛等（2021）研究發現數字鴻溝會顯著擴大消費差距，加劇社會貧富分化。楊碧云等（2023b）研究發現數字鴻溝會顯著降低居民消費。據此，提出以下假說：

假說4：數字經濟發展通過擴大數字鴻溝阻礙居民消費潛力的釋放。

（三）數字經濟發展影響消費潛力釋放的門檻效應

傳統消費理論肯定了收入對消費的重要影響。收入包括收入水平和收入結構，盡管收入水平提升和收入結構優化均對促進居民消費有重要推動作用，但是收入結構對激發消費潛力的影響更值得關注。這是因為隨著數字技術的廣泛應用，我國居民的消費需求由滿足基本的物質需求轉向滿足高層次的精神文化需求，消費內容也從生存型向發展和享受型轉變（祝合良等，2022）。而收入結構按收入來源的不同可劃分為工資性收入、經營性收入、財產性收入和轉移性收入四類。其中，工資性收入和經營性收入為基本收入或生產性收入，居民將這類收入主要用于維持基本的生存型消費支出，而財產性收入和轉移性收入為非基本收入或非生產性收入，居民將這類收入更多地用于發展型和享受型消費支出。研究也發現，非生產性收入的邊際消費傾向高于生產性收入（王湘紅等，2022），收入結構的優化不僅能夠促進家庭消費結構升級，且這種促進作用在不同收入來源的家庭中存在異質性，主要表現為財產性收入在消費升級中發揮了更大的作用（張冀等，2021）。因而相較于收入結構優化程度較低（非生產性收入占人均可支配收入的比重較低）地區的居民，優化程度較高地區的居民對發展、享受型等高層次消費支出有更高的消費傾向和消費能力，加之數字經濟的發展催生了體驗式消費、電商直播和線上線下融合發展等新業態新模式，消費品供給質量得到進一步優化，進一步刺激新消費需求的產生，更有利于釋放居民的消費潛力。據此，提出以下假說：

假說5：收入結構在數字經濟發展對居民消費潛力的影響中存在門檻效應。

數字經濟發展在為居民帶來數字紅利和信息福利的同時，也要求居民具有相應的數字技術使用能力。數字技術使用能力的提升離不開受教育水平的提升，而教育經費投入可以提升居民的受教育水平。數字基礎設施建設和互聯網的普及僅僅是豐富了居民消費信息的獲取渠道，提高了信息的可及性，但對信息的甄別及有效利用才是改善居民福利的關鍵。Sen（1997）的可行性能力理論認為個體需要具備相應的能力才能順利完成一系列的功能性活動，而數字技術使用能力作為一種可行能力是決定居民是否能夠自由主動地選擇與參與各項數字化活動的重要因素之一。Welch（1970）研究發現受教育水平較高的居民知識儲備較為豐富，對新事物的接受能力和學習能力更強。在教育經費支出較多的地區，居民整體受教育水平較高，其接受和學習各類有關知識的能力較強，尤其是數字技術使用能力較強，能夠便捷、高效地利用多種渠道獲取商品及服務的信息，同時借助于數字經濟發展的乘數效應，實現高質量供給創造和引領消費新需求，提高居民的消費意愿，進而促進消費潛力的釋放。據此，提出以下假說：

假說6：教育經費在數字經濟發展對居民消費潛力的影響中存在門檻效應。

綜上，本文的理論機制如圖1所示。

圖1 數字經濟釋放居民消費潛力理論機制

三、居民消費潛力的測度

（一）居民消費潛力指標體系的構建

1.居民消費潛力的界定。經濟學界已有文獻對“潛力”的界定主要有兩種解釋：一種是“差距說”，強調潛力是在所掌握資源實現最優配置時的理想水平與實際水平之間的差距，比如西方經濟學對潛在產出的界定；另一種是“保障說”，即潛力是現有的、能夠保障未來發展的各項資源要素的集合，是對現有要素的支持和保障的綜合評價，比如聯合國貿易和發展會議（UNCTAD）制定的用于評價各國吸引FDI程度的潛力指數。目前學術界對于消費潛力的界定并未形成統一的說法，本文基于“保障說”認為消費潛力是指蘊藏在消費者身上尚未釋放的潛在消費需求，它是居民已表現出的消費需求與有待引導和創造的消費需求的綜合反應，其大小主要受到居民自身消費水平和能力以及外部消費環境的影響。

2.居民消費潛力指標體系的構建。學界對消費潛力的測度大多從構建指標體系入手。根據前文對消費潛力的界定，按照需求牽引供給、供給創造需求的原則，參考秦曉娟和孔祥利（2017）及龍少波和張睿（2021）的研究，本文分別從需求端和供給端尋找對消費潛力形成支持和保障的影響因素，并構建相應的指標體系。具體而言，需求端包括居民的貨幣支付能力、消費認知能力和現期消費支出三個子維度，供給端考察來自消費環境方面的影響因素，包括經濟環境、制度政策環境、基礎設施環境、消費供給環境和生態環境五個子維度。

從需求端來看，貨幣支付能力直接決定居民消費需求的大小，而貨幣支付能力又是由即期收入、預期收入和抑制支付能力三方面的因素所決定的。即期收入包括即期收入水平和即期收入結構指標，預期收入包括預期收入水平、收入跨期支配能力、收入不確定性和人均存款余額指標，抑制支付能力的因素包括房價收入比、人均消費信貸和撫養比指標。消費認知能力是由受教育程度和消費方式革新等因素所決定的，直接影響居民潛在消費需求是否能夠轉變為真實的消費行為?，F期消費支出是居民消費的顯在需求，由于消費習慣的形成具有延續性，現期消費的情況對于未來消費具有較大影響。對于這一維度的考察包括現期消費水平和現期消費結構兩個指標。

從供給端來看，消費環境包括經濟環境、制度政策環境、基礎設施環境、消費供給環境和生態環境五個子維度，其中，經濟環境反映經濟的發展水平，直接影響居民的貨幣支付能力和現期消費支出，包括宏觀經濟增長和宏觀經濟結構指標；制度政策環境通過政策法規等對消費產生影響，包括稅收情況、社保情況和消費者權益保護情況；基礎設施環境通過影響流通渠道、流通方式和交易環節等對居民消費產生影響，包括交通基礎設施、快遞物流發展情況和消費網絡設施指標；消費供給環境通過高質量的供給體系優化產品及服務供給結構，滿足居民的個性化、定制化消費需求，包括科技發展情況、企業創新能力和產品質量標準指標；生態環境是居民消費的基礎條件，為居民消費的產品或服務提供原材料、土地等自然資源，對消費方式、消費內容、消費習慣等產生重要影響，包括建成區綠化覆蓋率、廢氣、煙塵排放量及生活垃圾無害化處理率指標。構建的指標體系及權重見表1①居民消費潛力屬于預期范疇，囿于數據可得性，僅對短期的未來收入、收入不確定性等指標作適應性預期，其余指標均用現值表示。屬性即為指標屬性，“+”表示正向指標，指標數值越大越好；“-”表示逆向指標，指標數值越小越好。。

表1 居民消費潛力指標體系

（二）數據處理

指標體系所用數據為2008—2020年31個省份（港澳臺除外）的面板數據②樣本選擇范圍為2008—2020年，主要是因為數字經濟在21世紀初期是以信息化建設為主，后來隨著淘寶網、京東等電商平臺的建立，數字經濟發展進入電子商務發展和信息化建設深入階段。2008年淘寶商城建立，其創辦的“光棍節”成為電商行業的標志性事件，但與此同時爆發的金融危機對電商行業形成巨大沖擊，此后數字經濟開始萌芽，為深入探究數字經濟發展對居民消費潛力的影響，并基于樣本量的考慮，選擇以2008年為研究起點。，本文采用主觀賦權法中的專家打分法和客觀賦權法中的熵權法相結合的方式確定指標權重。首先，根據專家們對數字經濟發展影響居民消費潛力釋放因素重要性的打分情況，求取各項指標得分的加權平均值作為初步權重；其次，利用熵權法對各項指標進行客觀賦權，為保證數據之間的可比性，對數據進行無量綱化和標準化處理，再計算出基于數據本身得出的指標權重；再次，將專家打分法確定的初步權重和熵權法計算得出的指標權重求取平均值并取整，確定最終權重，目標層的權重最終被分為4個標準層權重層級，依次為0.300、0.150、0.250和0.300，各指標層權重確定也采用同樣的方式，具體權重結果見表1；最后，基于最終確定的權重計算得出各省份居民的消費潛力指數，數值越大，表明居民消費潛力越大。

熵權法的原理是計算指標的信息熵，通過指標的相對變化對整體的影響強度確定指標權重。一般來說，無量綱化處理后，當指標的相對變化較大時信息熵也較大，從而分配到的權重也較大。本文共有35個指標（n=35）共403個樣本（m=403），具體的處理過程如下：

首先，為保證數據之間的縱向可比性，進行無量綱化處理，正向指標和逆向指標的處理公式分別如式（1）、（2）所示：

其次，計算第j項指標下第i個樣本的指標占比Uij：

再次，計算第j項指標的信息熵Ej和信息效用Dj，并根據信息熵計算權重Mj：

最后，根據專家打分法確定的初步權重和熵權法計算得出的權重Mj求得平均值并取整，確定最終權重Wj，采用加權求和方式計算綜合得分值Si，即為各省份居民的消費潛力指數①全國及各省份消費潛力指數及對應分維度指數的計算結果限于篇幅未匯報，留存備索。：

（三）全國及各省份居民消費潛力現狀分析

1.全國及各省份居民消費潛力的變化趨勢。2008—2020年全國居民消費潛力變化趨勢顯示（見圖2），全國居民消費潛力呈逐年上升趨勢，從2008年的0.284增加到2020年的0.449，年均增幅約為3.919%。各省份居民消費潛力總體保持上升態勢，但區域之間存在顯著差異②各省份居民消費潛力變化趨勢限于篇幅未匯報，留存備索。。

圖2 2008—2020年全國居民消費潛力變化趨勢

根據計算結果③各省份居民消費潛力指數均值及分維度指數均值以人口為權重計算得出，限于篇幅未匯報，留存備索。，以25%分位數和75%分位數為臨界點，按照從大到小的順序對2008—2020年各省份居民消費潛力指數均值進行排列，可將其劃分為前25%、25%—75%及后25%三個梯隊：第一梯隊為北京、上海、天津、浙江、江蘇、廣東、遼寧和山東，消費潛力指數均值在0.391以上，消費潛力巨大；第二梯隊為內蒙古、陜西、重慶、寧夏、湖北、福建、湖南、吉林、山西、河南、安徽、河北、四川、黑龍江、廣西和青海，消費潛力指數均值在0.338—0.391之間；第三梯隊為云南、江西、新疆、貴州、海南、甘肅和西藏，消費潛力指數均值在0.338以下，消費潛力較小，有待進一步挖掘。

從消費潛力指數的年均增速看，寧夏的消費潛力指數年均增速增長最快，為5.480%，天津的年均增速增長最慢，為2.827%。以年均增速的25%和75%分位數為臨界點，按降序排列依次劃分為三個梯隊：第一梯隊為寧夏、湖北、山西、安徽、青海、云南、貴州和西藏，年均增速在4.352%以上；第二梯隊為上海、遼寧、內蒙古、陜西、重慶、福建、湖南、吉林、河南、四川、黑龍江、廣西、江西、新疆和海南，年均增速在3.547%—4.352%之間；第三梯隊為北京、天津、浙江、江蘇、廣東、山東、河北和甘肅，年均增速在3.547%以下。對比各省份的消費潛力指數均值和年均增速的結果可知：經濟發展水平較高的地區，如北京、上海、天津、浙江、江蘇、廣東、遼寧和山東的居民消費潛力指數均值較大（第一梯隊），但年均增速較慢（第二、三梯隊），而經濟發展水平相對較低的地區，如云南、江西、新疆、貴州、海南和西藏的居民消費潛力指數均值較?。ǖ谌蓐牐?，但年均增速增長較快（第一、二梯隊），二者之間的差距呈現逐步縮小態勢。

2.全國和各省份居民消費潛力分維度指數均值。計算結果顯示：全國的貨幣支付能力指數均值最大，為0.128；消費環境指數均值次之，為0.117；現期消費支出指數均值位列第三，為0.106；而消費認知能力指數均值最小，僅為0.024。這表明貨幣支付能力、現期消費支出和消費環境占主導地位，是影響居民消費潛力釋放的優勢因素，而消費認知能力是短板因素。各省份居民消費潛力分維度指數均值也存在顯著差異，計算結果顯示，北京、上海和天津的各分維度指數均值位于第一梯隊，總體而言，東部地區居民各分維度指數均值高于中西部地區。

四、數據、變量與模型

（一）數據來源

本文的數據主要來源于《中國統計年鑒》及各省份統計年鑒、《人口普查年鑒》《中國互聯網絡發展狀況統計報告》等，樣本研究范圍為2008—2020年，對缺失值進行插值補充后共得到2008—2020年31個省、自治區和直轄市（港澳臺除外）的403個面板數據。

（二）變量選擇

1.解釋變量：數字經濟發展（digi）。參考趙濤等（2020），從互聯網發展和數字普惠金融兩個維度入手，選取互聯網普及率、互聯網相關從業人員數、互聯網相關產出、移動電話用戶數和數字普惠金融發展五個指標。對應的測度方式依次為：每百人互聯網寬帶接入用戶數、計算機服務和軟件業從業人員占城鎮單位從業人員比重、人均電信業務總量、每百人移動電話用戶數以及北京大學數字金融研究中心和螞蟻金服集團共同編制的中國數字普惠金融發展指數，采用熵權法確定指標權重，并計算得出綜合得分值，即為各省份的數字經濟發展指數。

2.被解釋變量：居民消費潛力（conpo）。根據前文對消費潛力的界定，按照需求牽引供給、供給創造需求的原則，參考秦曉娟和孔祥利（2017）、龍少波和張睿（2021）的研究，分別從需求端和供給端尋找對消費潛力形成支持和保障的影響因素，構建相應的指標體系。采用主觀賦權法中的專家打分法和客觀賦權法中的熵權法相結合的方式確定指標權重，并將計算得出的綜合得分值作為各省份居民的消費潛力指數。

控制變量參考焦帥濤和孫秋碧（2021）、趙濤等（2020）、雷瀟雨和龔六堂（2014），選擇居民消費價格指數（CPI）、金融發展水平（fina）和城鎮化水平（urb）①由于居民消費潛力指標體系中包含了較多的指標，因而控制變量的選擇較為有限，本文盡可能多地考慮除數字經濟發展這一變量外其余會影響居民消費潛力的因素。。其中，居民消費價格指數以2008年為基期進行平減處理并除以100，金融發展水平以年末金融機構存貸款余額占GDP的比重衡量，城鎮化水平以城鎮人口占年末常住人口的比重衡量。變量描述性統計見表2。

表2 變量描述性統計

（三）模型構建

本文構建的數字經濟發展對居民消費潛力的雙向固定效應面板模型如式（8）所示：

其中，conpopt表示t年p省份的居民消費潛力指數，digipt代表t年p省份的數字經濟發展指數，Xpt為一系列控制變量，λp和γt分別為地區和時間固定效應，εpt為隨機誤差項。

此外，為檢驗數字經濟發展影響居民消費潛力釋放的門檻效應，選取收入結構（incstr）和教育經費（lnedufee）兩個變量作為門檻變量，構建如式（9）所示的單門檻面板模型，并進一步將其拓展為如式（10）所示的多門檻面板模型：

其中，Z為門檻變量，表示收入結構和教育經費，γ1... γn為門檻值，I（·）為示性函數，若滿足括號內條件，則函數取值為1，反之取值為0。

五、實證結果與分析

（一）基準回歸結果②做基準回歸之前，已對所有解釋變量進行多重共線性檢驗，方差膨脹因子均小于10，表明不存在嚴重的多重共線性問題。

表3為數字經濟發展影響居民消費潛力的回歸結果，其中，列（1）不加控制變量，列（2）加入控制變量，且控制地區和時間固定效應。同時，所有回歸均采用了穩健標準誤以減少異方差的影響。由列（2）可知，數字經濟發展水平每提升1個單位，居民消費潛力擴大0.164個單位，假說1得以驗證，并且數字經濟發展有利于釋放居民的消費潛力。

表3 基準回歸結果

（二）穩健性檢驗

本文采用三種方式進行穩健性檢驗：第一，對數字經濟發展指數和居民消費潛力指數進行上下1%進行縮尾；第二，替換解釋變量，依次采用熵權法計算得出的數字經濟發展指數滯后一期和利用主成分分析法重新計算得出的數字經濟發展指數作為數字經濟發展的代理變量；第三，縮短樣本時間①從2013年起《中國住戶調查年鑒》開始統計居民消費、收入總數據，之前僅有城鎮居民和農村居民分項數據。，將其縮短到2013—2020年?；貧w結果如表4所示?？芍鲜鰩追N方式均通過了顯著性檢驗，與基準回歸結果基本一致。

表4 穩健性檢驗結果

（三）內生性檢驗

數字經濟發展對居民消費潛力的影響可能存在反向因果關系，如部分消費潛力較大的地區經濟發展水平較高，基礎設施建設較為完善，居民獲取信息的渠道多元化，因而數字經濟發展水平也較高。此外，個體能力屬于主觀因素，難以量化，也是影響居民消費潛力釋放的因素，存在遺漏變量的問題，故采用工具變量法進行內生性檢驗。參考Nunn和Qian（2014）、黃群慧等（2019）及趙濤等（2020）的研究，選擇1984年各省份每百人固定電話數量與上一年全國互聯網寬帶接入用戶數的交互項作為工具變量。一方面，數字經濟發展離不開數字基礎設施的建設，而歷史上的電信基礎設施建設也會影響后續以互聯網為依托的數字基礎設施建設，滿足相關性假設；另一方面，電話等傳統通信工具對經濟發展的影響也在逐漸減弱，滿足外生性假設。

內生性檢驗結果見表5，列（1）和列（2）分別為基準回歸和內生性檢驗結果?？梢钥闯?，不可識別檢驗的LM統計值為6.783，對應的P值小于0.010，表明拒絕工具變量識別不足的原假設，而弱工具變量檢驗的F統計值為9.267，大于15%的臨界值8.960，拒絕原假設，表明工具變量與解釋變量之間滿足相關性特征，故選取的工具變量是有效的。此外，對比兩列數據結果可知：加入工具變量后，在1%水平上數字經濟發展水平每提高1個單位，居民消費潛力增加1.516個單位，與基準回歸結果基本一致。

表5 內生性檢驗結果

（四）異質性分析

1.收入異質性。根據居民人均可支配收入的中位數將樣本分為低收入和高收入兩組，依次進行回歸，結果見表6第（1）、（2）列。從中可知，在5%水平上數字經濟發展對高收入居民消費潛力的影響顯著為正，但對低收入居民消費潛力的影響不顯著。這可能是因為收入相對較高的群體獲取與利用數字技術的能力較強，因此數字經濟發展對這一類群體消費潛力釋放的作用更強。

表6 異質性分析結果

2.受教育程度異質性。根據居民受教育程度的中位數將樣本分為受教育程度低和受教育程度高兩組，依次進行回歸，結果見表6第（3）、（4）列。從中可知，在1%水平上數字經濟發展對受教育程度高的居民消費潛力的影響顯著為正，但對受教育程度低的居民消費潛力的影響不顯著。這可能是由于受教育程度高的居民學習能力較強，對新鮮事物的接受度較高，信息獲取的渠道更豐富，因此數字經濟發展對這類群體消費潛力釋放的作用更強。

3.區域異質性。根據區域的不同將樣本劃分為東部、中部和西部地區三組，依次進行回歸，結果見表6第（5）—（7）列。從中可知，在5%水平上數字經濟發展對東部地區居民消費潛力的影響顯著為正，而對中部和西部地區居民的消費潛力影響不顯著。這可能是由于東部地區經濟發展水平較高，數字基礎設施建設完善，且居民人均可支配收入相對較高，因而數字經濟發展充分發揮乘數效應，通過優化供給結構滿足多元化需求以更好地釋放居民的消費潛力。

從以上分析中不難看出數字經濟發展僅對高收入、受教育程度高及東部地區居民消費潛力的釋放有顯著的促進作用，而對處于信息弱勢地位的低收入、受教育程度低以及中、西部地區居民的消費潛力無影響，可能是因為數字經濟發展為其帶來數字紅利和信息福利的同時，也將一部分信息弱勢群體排除在外，即產生了數字鴻溝，使得所有居民并非平等地獲取和使用數字技術，進而阻礙消費潛力的釋放。

（五）門檻效應分析

本文選取的門檻變量分別為收入結構（incstr）和教育經費（lnedufee）。其中，收入結構借鑒王湘紅等（2022）的研究，以各省份居民人均轉移性收入和財產性收入之和占人均可支配收入的比重，即非生產性收入占比衡量；教育經費采用人均教育經費支出的對數衡量。

門檻回歸結果見表7①門檻效應分析前已對門檻變量個數和有效性進行檢驗，兩門檻變量僅通過單一門檻檢驗，限于篇幅未匯報，留存備索。。由列（1）可知：當收入結構小于等于0.342時，影響系數為0.070，通過10%顯著性水平檢驗；當超過0.342后，影響系數變為0.153，通過1%顯著性水平檢驗。這表明在不同的收入結構水平下，數字經濟發展對居民消費潛力的影響不同，存在明顯的門檻效應。收入結構系數越大，數字經濟發展對居民消費潛力的釋放作用越強。由列（2）可知：當教育經費小于等于8.606時，影響系數為0.085，通過5%的顯著性水平檢驗；當跨越8.606后，影響系數變為0.123，通過1%的顯著性水平檢驗。這表明在不同的教育經費水平下，數字經濟發展對居民消費潛力的影響不同，存在明顯的門檻效應。教育經費系數越大，數字經濟發展對居民消費潛力的釋放作用越強，假說5和假說6得以驗證。

表7 門檻回歸結果

六、影響機制檢驗

根據前文分析，數字經濟發展主要通過提升收入水平、促進消費方式革新和擴大數字鴻溝影響居民消費潛力的釋放，在參考江艇（2022）的基礎上對影響機制進行檢驗。其中，收入水平用人均可支配收入取對數衡量；消費方式革新用前文指標體系中相應的三個指標，并結合已確定的權重計算綜合得分值衡量；數字鴻溝可分為數字接入鴻溝和數字使用鴻溝兩個維度，前者是不同群體在接入信息通信設備及獲取信息產品及服務的機會差距，后者則是在使用信息設備獲取和利用能力的差距（Riggins和Dewan,2005;Van Dijk,2006）。本文參考尹志超等（2021）及黃漫宇和竇雪萌（2022）的研究，選取是否使用手機、是否使用電腦或移動上網、使用互聯網學習、工作、社交、娛樂以及進行商業活動的頻率共7個指標①數字接入鴻溝應包括是否擁有數字設備（如手機、電腦），但CFPS數據中并無對應問題，因而采用是否使用數字設備這一代理變量，因為后者也可反映數字設備接入情況。對應的指標賦值限于篇幅未匯報，留存備索。，采用主成分因子分析法構建數字鴻溝指數，具體的計算公式如式（11）所示：

其中，d為利用主成分因子分析法計算所得的每個居民的得分值，max(D)為居民i所在省份得分值的最大值，min(D)為最小值，digapipt為t年p省居民i的數字鴻溝指數，即居民i與所在省份居民得分值最大值之間的差距在最大差距中的占比，該指數越大，表明數字鴻溝越大。關于數字鴻溝指數測算所用數據源于中國家庭追蹤調查（CFPS）的2010年、2012年、2014年、2016年和2018年五期樣本，通過保留在樣本期內持續追蹤的家庭，并將家庭經濟問卷與成人問卷匹配，刪除省份個體數小于100和存在缺失值的樣本，最終得到18194個居民個體數據。其中，控制變量包含個體、家庭和省級三個層面，個體和家庭層面包括性別、年齡、戶籍、健康狀況、受教育程度、家庭人口規模、家庭財富和家庭收入②宏觀層面較難測算數字鴻溝，故采用CFPS微觀數據。此外，控制變量的賦值限于篇幅未匯報，留存備索。，省級層面控制變量與前文保持一致。

具體的檢驗結果見表8。由列（1）可知，數字經濟發展在5%水平上對居民收入水平的影響顯著為正；由列（2）可知，數字經濟發展在10%水平上對消費方式革新的影響顯著為正；由列（3）可知，數字經濟發展在5%水平上對數字鴻溝指數的影響顯著為正。這表明數字經濟發展對消費潛力的影響主要存在兩種效應：一種是通過提高收入水平和推動消費方式革新促進居民消費潛力的釋放，即數字紅利效應；另一種是通過擴大數字鴻溝阻礙居民消費潛力的釋放，即數字鴻溝效應。假說2、假說3和假說4得以驗證。

表8 影響效應檢驗結果

七、結論與建議

（一）研究結論

本文利用2008—2020年31個省份的數據檢驗數字經濟發展影響居民消費潛力釋放的機制及效應。研究發現：第一，數字經濟發展有利于釋放居民的消費潛力，這一促進作用對高收入、受教育程度高及東部地區居民的影響更為顯著；第二，數字經濟發展對消費潛力的影響主要存在兩種效應：一種是通過提升收入水平和推動消費方式革新促進居民消費潛力的釋放，即數字紅利效應，另一種是通過擴大數字鴻溝阻礙居民消費潛力的釋放，即數字鴻溝效應；第三，數字經濟發展對居民消費潛力的影響存在基于收入結構和教育經費的單一門檻效應，且當收入結構優化程度或教育經費支出水平越高時，數字經濟發展對居民消費潛力的釋放作用越強。

（二）政策建議

第一，大力發展數字經濟，促進居民消費潛力的釋放。加快數字基礎設施環境建設，特別是5G、云計算、大數據等數字技術的應用，鞏固數字技術對釋放居民消費潛力的紅利優勢。因地制宜地制定差異化的數字經濟發展規劃，加大財政扶持力度，重點扶持低收入、受教育程度低及中西部地區的居民補齊消費的短板弱項，促進各類要素合理流動和高效聚集，縮小區域間差異，助力共同富裕目標的實現。

第二，采取相應措施，充分發揮數字經濟發展對提升收入水平和革新消費方式的積極作用，并警惕發展過程中存在的數字鴻溝問題。強化就業優先政策，加大對中小企業的政策扶持力度，使其創造更多的就業機會；健全就業公共服務，開展大規模、多層次線上職業技能培訓，提升居民可支配收入；鼓勵電商直播、社交電商、體驗消費等消費新模式的發展，加快新型技術與線上線下新消費方式的融合，為激發有潛能的消費提供高質量供給渠道。通過數字技能培訓提升居民的信息素養，努力縮小數字鴻溝。

第三，在數字經濟環境下促進收入結構優化并增加教育經費投入，為持續釋放消費潛力創造條件。一方面，通過推進資本市場制度性改革、完善財產性收入的稅收制度和加大轉移支付力度等舉措逐步提高轉移性收入和財產性收入占可支配收入的比重，優化收入結構；另一方面，加大對教育經費的投入，促進教育公共服務均等化，尤其是加大對低收入、農村地區居民等信息弱勢群體的政策傾斜力度，提升人力資本水平。