李曉鐘,韓本登
(杭州電子科技大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院,杭州 310018)
數(shù)字經(jīng)濟的快速發(fā)展為我國居民的消費帶來了許多改變,如電子商務(wù)銷售額呈現(xiàn)逐年遞增的態(tài)勢,研究數(shù)字經(jīng)濟對我國居民消費結(jié)構(gòu)的影響,以及這種影響給人們帶來的福利效應(yīng)的變化,對我國制定促進數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展、刺激消費、優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)等相關(guān)政策能提供一定的參考。本文利用2015—2020 年中國省域?qū)用娴臄?shù)據(jù),從縱向和橫向兩個角度實證分析數(shù)字經(jīng)濟對居民消費產(chǎn)生的影響,并模擬在一些特定情況下數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對居民福利水平的影響效應(yīng)。本文采用實證模型從多個層面分析數(shù)字經(jīng)濟對居民線上消費影響效應(yīng)的特征;采用QUAIDS模型分析數(shù)字經(jīng)濟不同發(fā)展水平地區(qū)居民消費結(jié)構(gòu)的差異;模擬比較當數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平或物價水平發(fā)生變動時,數(shù)字經(jīng)濟不同發(fā)展水平地區(qū)居民福利水平的變動差異,為政府相關(guān)部門決策提供參考。
數(shù)字經(jīng)濟會影響居民線上消費傾向,這可以從兩個角度來進行解釋:一方面,數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展意味著搜索引擎的優(yōu)化、線上信息的完善等,這使得在網(wǎng)絡(luò)上獲取信息及利用信息的成本將變得更低。Goldfarb 和Tucker(2019)[1]認為數(shù)字經(jīng)濟降低了經(jīng)濟活動的搜索成本、復(fù)制成本、運輸成本、追蹤成本及驗證成本。更低的成本使得居民更有動機去選擇線上消費,白碩等(2018)[2]研究了成都市居民的網(wǎng)絡(luò)消費特征,也發(fā)現(xiàn)節(jié)約成本是居民線上消費的主要動機之一。另一方面,不斷發(fā)展的網(wǎng)絡(luò)能更智能地推薦用戶感興趣的內(nèi)容。數(shù)字化發(fā)展使人的消費方式等受到影響,出現(xiàn)“精準被消費”現(xiàn)象[3],而數(shù)字化的評級系統(tǒng)相比傳統(tǒng)的評級機構(gòu),能給網(wǎng)上購物的消費者帶來更多的消費者盈余[4],這會驅(qū)使消費者進行更多的網(wǎng)上消費。據(jù)此,本文提出:
假設(shè)1:數(shù)字經(jīng)濟對消費的縱向結(jié)構(gòu)存在影響,具體表現(xiàn)為數(shù)字經(jīng)濟提高了居民的線上消費額以及消費比例。
居民對不同類型消費品的偏好差異在一定程度上可以從商品支出彈性與價格彈性兩個方面得到體現(xiàn),而數(shù)字經(jīng)濟對居民消費支出與商品價格這兩個層面都產(chǎn)生影響。一方面,數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有促進作用,更好地匹配了供需[5],為居民消費帶來了新的增長點;另一方面,數(shù)字經(jīng)濟影響了商品價格,例如,隨著數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展,企業(yè)能獲取更多信息以實行價格歧視,進而影響消費者的行為和福利[6]。通過這兩條路徑,數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展最終會對居民的橫向消費結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。
現(xiàn)有文獻提及的消費結(jié)構(gòu)主要是指消費的橫向結(jié)構(gòu),有研究顯示,互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展促進了農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變,并且呈現(xiàn)一定的區(qū)域差異[7]。在居民消費結(jié)構(gòu)的變化方面,目前廣受認可的觀點是隨著互聯(lián)網(wǎng)等新興技術(shù)的發(fā)展,居民將越發(fā)傾向于進行發(fā)展型與享受型消費[7,8],由此可知,居民的橫向消費結(jié)構(gòu)受新興技術(shù)的影響逐步轉(zhuǎn)變。據(jù)此,本文提出:
假設(shè)2:數(shù)字經(jīng)濟對消費的橫向結(jié)構(gòu)存在影響,具體體現(xiàn)為數(shù)字經(jīng)濟影響了居民對不同類型消費品的消費傾向。
數(shù)字經(jīng)濟通過影響居民消費結(jié)構(gòu),進而引起福利水平的變動。在其他條件不變的情況下,物品價格的上升相當于居民實際購買能力的下降,意味著福利的損失,本文在假設(shè)2的基礎(chǔ)上進行拓展,若數(shù)字經(jīng)濟對居民消費結(jié)構(gòu)存在影響,則當不同消費品價格上漲時,其對不同數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)居民的影響也存在差異。
學(xué)者們對新興技術(shù)為人們帶來的福利效應(yīng)進行了研究,認為數(shù)字經(jīng)濟與居民的福利水平密切相關(guān),新興技術(shù)在一定程度上提高了居民的福利水平[4,9]。一方面,數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展為居民的日常生活提供了諸多便利,為消費者提供了更多選擇,居民可以以更低的成本獲取自己想要商品的信息或直接進行購買,因此從消費的角度來說,更高的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平可以使居民獲得額外效用;另一方面,更完善的信息基礎(chǔ)設(shè)施能幫助居民獲取各種實況信息。因此,隨著數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的提升,居民抵御外界風險的能力會有所增強,數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展對我國居民福利水平存在影響。據(jù)此,本文提出:
假設(shè)3:當各類消費品價格發(fā)生變動時,不同數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)居民福利損失存在差異;當其他條件一定時,數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展在提高居民福利水平的同時,還能降低總體物價上漲導(dǎo)致的福利損失。
2.1.1 數(shù)字經(jīng)濟對消費縱向結(jié)構(gòu)的影響
根據(jù)假設(shè)1,為檢驗數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對居民線上消費額與線上消費比例的影響,設(shè)定如下基準回歸模型:
其中,salei,t表示網(wǎng)上消費額,rsalei,t表示網(wǎng)上消費比例,DEi,t表示數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平,Controls表示所選的控制變量,β10、β20為常數(shù)項,β11、β21、β1、β2 為對應(yīng)變量的系數(shù),τ1i,t、τ2i,t表示誤差項。
由于數(shù)字經(jīng)濟與居民線上消費額和線上消費比例可能不僅僅是簡單的線性關(guān)系,因此,為了進一步分析其中的影響機制,將數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量,設(shè)定門檻模型的基本形式如下,按實際的檢驗結(jié)果確定門檻數(shù)。
其中,L(?)若滿足括號內(nèi)條件,則取值為1,否則取值為0;q為測算出的門檻值;β30、β40為常數(shù)項;β31、β41、β3、β4 為對應(yīng)變量的系數(shù);τ3i,t、τ4i,t表示誤差項。
2.1.2 數(shù)字經(jīng)濟對消費橫向結(jié)構(gòu)的影響
參考程名望和張家平(2019)[10]的消費分類方式,同時考慮到居住消費在整體消費支出中的比例明顯上升,故將居住單分成一組,最終形成生存型消費(食物+衣著)、居住消費(居?。⑾硎苄拖M(交通通信+家庭設(shè)施)、發(fā)展型消費(文教娛樂+醫(yī)療保健)、其他消費這五類消費。根據(jù)假設(shè)2,為檢驗數(shù)字經(jīng)濟對居民不同消費品支出傾向的影響,選擇合適的消費系統(tǒng)模型測算居民對不同消費品的支出彈性及價格彈性。常見的需求系統(tǒng)模型有AIDS 模型、ELES 模型、QUAIDS 模型以及EASI 模型,在常規(guī)的AIDS模型與ELES 模型中,各類消費支出與總消費呈現(xiàn)線性關(guān)系,而QUAIDS 模型考慮到了支出的二階效應(yīng),EASI 模型則沒有階數(shù)的限制,EASI模型可取最高支出階數(shù)為(消費類型數(shù)-2)。因此,在選擇模型前,需要了解各類消費品支出比例與總消費支出之間的關(guān)系,本文選擇以高斯核作為內(nèi)核的加權(quán)局部多項式回歸對各消費類型的恩格爾曲線進行平滑擬合,結(jié)果顯示,部分消費類型的消費比例與支出之間明顯呈現(xiàn)非線性變化的特點。本文先使用EASI模型進行檢驗,結(jié)果顯示,支出的一次項、二次項、三次項在各消費比例方程中并不顯著,因此,選擇QUAIDS 模型進行后續(xù)的檢驗分析。
Banks等(1997)[11]提出了QUAIDS(二次幾乎完美需求系統(tǒng))模型,該模型在消費領(lǐng)域尤其是食物消費中獲得了較為廣泛的應(yīng)用,該模型滿足間接效用(lnV)函數(shù):
Banks等(1997)[11]在此基礎(chǔ)上對消費比例表達式進行了推導(dǎo),公式如下:
消費比例表達式中涉及函數(shù)的具體形式如下:
其中,wi表示第i種消費品的支出比例;J表示消費品的類別數(shù),本文為5;m表示總消費支出;pi表示第i種消費品的價格,本文以地區(qū)相應(yīng)消費類型的價格指數(shù)代替;A(p)表示綜合價格指數(shù);r等于m/A(p);α、β、γ、λ為待估參數(shù)。模型需要滿足加總性、齊次性和對稱性。
Poi(2012)[12]建立了加入特征變量后的QUAIDS模型,具體表達式如式(8)所示。
其中,K表示加入特征變量的個數(shù),ρ、η為待估參數(shù),其他字母含義同上。本文選取了各省份數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平、年份作為特征變量。
Poi(2012)[12]在增加了特征變量的QUAIDS 模型基礎(chǔ)上進行推導(dǎo),得到消費品的各類彈性,其中馬歇爾未補償彈性(εij)、支出彈性(μi)、??怂寡a償彈性(,當i=j時,表示第i類消費品的??怂棺詮椥裕┑挠嬎惴椒ǚ謩e如式(9)至式(11)所示。
其中,δij為Kronecker 函數(shù),當i=j時,輸出值為1,否則為0。
2.1.3 居民福利的測算
為驗證假設(shè)3,在QUAIDS 模型的基礎(chǔ)上進行福利的測算,主要考慮下面兩個方面。
(1)物價變動導(dǎo)致的福利變動
為了衡量各類消費品價格變動對數(shù)字經(jīng)濟不同發(fā)展水平地區(qū)居民福利產(chǎn)生的影響,本文采用補償變動法進行分析。當價格上升時,為維持原來的效用水平,應(yīng)給予消費者貨幣補償?shù)臄?shù)值計算公式如式(12)所示。
對補償變動方程進行二階泰勒展開??傻茫?/p>
其中,CV表示補償值,ωi(?)函數(shù)表示第i類消費品的希克斯需求。以消費支出代替其中的效用水平,可得消費品的馬歇爾需求,即wi(?),經(jīng)過換算最終得到:
假設(shè)第i類消費品的價格上升比例為t1,其他消費品價格不變,則福利變動方程可寫為:
其中,表示第i類消費品的??怂棺詮椥浴J剑?5)可分為兩個部分,分別體現(xiàn)價格變化對福利影響的一階效應(yīng)和二階效應(yīng),一階效應(yīng)可以表示為價格上升帶來的直接影響,一般表現(xiàn)為福利的損失;二階效應(yīng)可以表示為替代效應(yīng),當消費品的自彈性為負時,表示居民會減少在該消費品上的支出,并購買替代品,因此可以緩解一階效應(yīng)帶來的福利損失,消費品自彈性為正時則相反。
(2)數(shù)字經(jīng)濟繼續(xù)發(fā)展導(dǎo)致的福利變動
將加入特征變量的函數(shù)代入間接效用函數(shù),如式(16)所示。
其中,z1表示數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平,其他字母含義同上。假設(shè)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平提高幅度為t2,α0等于0,且其他條件保持一致,則效用函數(shù)可以表示為:
2.2.1 核心解釋變量
本文的核心解釋變量為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平。參考茶洪旺和左鵬飛(2016)[13]對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的測算方法,并在其基礎(chǔ)上增加了數(shù)字化交易的子指標,構(gòu)建了數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的指標體系,如表1所示。
表1 數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平指標體系
指標體系數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》。為統(tǒng)一量綱,采用極差法對數(shù)據(jù)進行標準化處理:
其中,xi表示第i個指標的初始值,xi,max表示第i個指標的最大值,xi,min表示第i個指標的最小值,Xi表示標準化處理后的指標值。由于三級指標較多,因此本文采取主成分分析對數(shù)據(jù)進行降維。
本文先對數(shù)據(jù)進行相應(yīng)的前置檢驗,其中KMO 值為0.872,Bartlett 檢驗拒絕了指標之間不存在相關(guān)性的假設(shè),即本文數(shù)據(jù)適合采用主成分分析。主成分分析結(jié)果表明,前4 個主成分特征值大于1,并且累計方差達到0.8510,能夠體現(xiàn)所選指標的主要信息,因此可選擇這4個主成分。根據(jù)所選主成分中體現(xiàn)的各指標信息,結(jié)合主成分特征值與貢獻權(quán)重,經(jīng)過換算,可以得到三級指標權(quán)重。將各指標按各自權(quán)重加權(quán)求和可得到最終的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平。
2.2.2 其他變量
本文選取了8類消費品支出、8類消費品價格指數(shù)、城鎮(zhèn)化率、居民人均可支配收入、居民人均消費支出、第三產(chǎn)業(yè)比重、人均網(wǎng)上實物零售額等變量。由于本文將8類消費支出分為5 組,其中部分組包含兩類消費支出,因此其支出份額等于這兩類消費支出份額之和,其價格則通過式(19)來計算。
其中,pi表示新分組中第i類消費品的價格,Wj、Wj+1表示新分組中第i類消費品中包含的兩類消費品的支出比例,Pj、Pj+1表示新分組中第i類消費品中包含的兩類消費品的價格。
2.2.3 數(shù)據(jù)來源
本文選取了2015—2020 年我國31 個省份(不含港澳臺)的數(shù)據(jù),數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平(DE)利用上述指標體系進行測算,城鎮(zhèn)化率(u)、居民人均可支配收入的對數(shù)(r)、居民人均消費支出的對數(shù)(ex)、第三產(chǎn)業(yè)比重(s)、生存型消費比例與價格(W1、P1)、居住消費比例與價格(W2、P2)、享受型消費比例與價格(W3、P3)、發(fā)展型消費比例與價格(W4、P4)、其他消費比例與價格(W5、P5)的數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。
表2 變量描述性統(tǒng)計
由于個人的網(wǎng)上消費額不易獲取,因此本文使用人均網(wǎng)絡(luò)實物零售額衡量線上消費額;網(wǎng)上購物消費比例使用人均網(wǎng)絡(luò)實物零售額除以人均總消費額的值代替?;谑剑?)、式(2),選擇城鎮(zhèn)化率、居民人均可支配收入、第三產(chǎn)業(yè)比重作為控制變量,進行基準的固定效應(yīng)面板回歸,結(jié)果如表3所示。由表3可知,數(shù)字經(jīng)濟對居民線上消費額具有顯著的促進作用,同時對居民線上消費比例的促進作用也非常顯著,這表明數(shù)字經(jīng)濟對我國居民的線上消費傾向產(chǎn)生了影響。
表3 數(shù)字經(jīng)濟對線上消費影響基準回歸結(jié)果
利用式(3)、式(4)檢驗數(shù)字經(jīng)濟對線上消費額以及消費比例促進作用的非線性變化,結(jié)果表明,以線上消費額作為被解釋變量時,三重門檻的P值明顯大于0.1,因此選擇以雙重門檻形式進行回歸;以線上消費比例作為被解釋變量時,雙重門檻的P值大于0.1,因此選擇以單門檻形式進行回歸,回歸結(jié)果如表4所示。由表4可知,數(shù)字經(jīng)濟對線上消費的促進作用存在非線性特征,當數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平跨越門檻值時,其對線上消費額與消費比例的促進效應(yīng)呈現(xiàn)顯著的邊際效應(yīng)遞增特征,這是因為數(shù)字經(jīng)濟受到梅特卡夫效應(yīng)的支配,其價值會隨著節(jié)點數(shù)的增加而呈指數(shù)形式上升,不斷發(fā)展的數(shù)字經(jīng)濟促使更多人接入互聯(lián)網(wǎng),并從網(wǎng)絡(luò)購物中獲得更大的效益。
表4 數(shù)字經(jīng)濟對線上消費影響門檻回歸結(jié)果
將我國31 個省份劃分為東、中、西部地區(qū),按是否超過門檻值為標準計算各地區(qū)省份個數(shù),結(jié)果存在較為明顯的區(qū)域差異。在線上消費額和消費比例層面,東部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平超過第一重門檻或第二重門檻的省份個數(shù)隨著時間的推移而逐漸增加,中西部地區(qū)省份則始終未超過第一重門檻。在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平超過門檻值的省份,居民更傾向于進行線上消費,故縱向消費結(jié)構(gòu)的變動也更加明顯。上述實證檢驗與分析表明假設(shè)1成立。
基于式(8)檢驗數(shù)字經(jīng)濟對消費橫向結(jié)構(gòu)帶來的影響。由于面板數(shù)據(jù)存在個體效應(yīng)和時間效應(yīng),因此本文對數(shù)據(jù)進行去除個體效應(yīng)的處理,在模型中分別加入數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化率、第三產(chǎn)業(yè)比重以及時間趨勢變量作為特征變量①Wald檢驗的結(jié)果顯示,在模型中加入數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平變量后,模型的估計效果更好,模型的解釋力也更強。。為了防止出現(xiàn)共線性,時間趨勢變量t=ln(年份),采用Poi(2012)[12]提供的程序進行回歸,結(jié)果如表5所示。
表5 QUAIDS模型回歸結(jié)果
將2015—2020 年分成3 個時間段,基于式(10),測算各時間段的消費支出彈性,結(jié)果如表6 所示。各類消費的支出彈性為正,說明隨著總支出的增加,各類消費的支出都會增加,其中生存型消費與居住消費缺乏彈性,并且其支出彈性呈現(xiàn)逐年遞減的態(tài)勢;享受型消費和發(fā)展型消費總體上富有彈性,并且其支出彈性處于逐年遞增的態(tài)勢。因此,隨著總支出的增加,居民傾向于將更多的消費應(yīng)用于享受和發(fā)展,這兩類消費與新興技術(shù)具有較緊密的聯(lián)系。
表6 各時間段不同消費支出彈性
為了更清晰地反映數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平差異對居民消費結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的影響,將總體樣本分成數(shù)字經(jīng)濟欠發(fā)達組、數(shù)字經(jīng)濟中等發(fā)達組與數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達組進行比較②數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平分組:(1)欠發(fā)達組包括黑龍江、河南、湖南、廣西、貴州、云南、西藏、甘肅、青海、新疆;(2)中等發(fā)達組包括河北、山西、內(nèi)蒙古、吉林、安徽、江西、湖北、海南、四川、寧夏;(3)發(fā)達組包括北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、重慶、陜西。,分組方式為:將各省份歷年的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平進行加總后取均值,以該數(shù)值為基礎(chǔ)將31個省份劃分為三組。
結(jié)合表7可知,數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平越高的小組對于生存型消費、居住消費的支出彈性越高,對于享受型消費和發(fā)展型消費的支出彈性則越低,這表明隨著居民支出的增加,數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的居民相對會增加更多的生存型消費和居住消費,數(shù)字經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的居民相對會增加更多的享受型消費和發(fā)展型消費。形成以上差異的現(xiàn)實原因可能為:數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的各類設(shè)施相對比較完善,居民受到網(wǎng)絡(luò)媒體、電視新聞等的影響,對食品安全、居住區(qū)域等較為重視,對相應(yīng)的消費也會更多關(guān)注品質(zhì)的提升,因而對享受型消費與發(fā)展型消費的投入相對較多,因此總支出變化時,在享受型與發(fā)展型消費上的投入變化與數(shù)字經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)等相比會更?。粚τ跀?shù)字經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)和中等發(fā)達地區(qū),新事物的出現(xiàn)會驅(qū)使人們進行嘗試,因此人們更愿意增加對享受型消費與發(fā)展型消費的支出。
表7 不同樣本組消費支出彈性
馬歇爾未補償彈性的測算結(jié)果如下頁表8 所示,其中生存型消費、居住消費、享受型消費和發(fā)展型消費的自價格彈性都小于0,表示這幾類消費需求都會隨自身的價格上升而下降;生存型消費品與居住消費品互為替代品;享受型消費品、發(fā)展型消費品這兩類消費品與其他類型的消費品都互為互補品。究其原因,隨著人們生活水平的提高,生活質(zhì)量得到日益重視,而享受型消費品包括交通、家庭設(shè)施等,發(fā)展型消費品包括保健、文教等,這兩類支出可在某種程度上提高生存型消費與居住消費的質(zhì)量。對于數(shù)字經(jīng)濟不同發(fā)展水平地區(qū),總體上差距不大,數(shù)字經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)與數(shù)字經(jīng)濟中等發(fā)達地區(qū)非常接近。
表8 數(shù)字經(jīng)濟不同發(fā)展水平地區(qū)各類消費馬歇爾未補償彈性
與上文支出彈性部分的分析類似,數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)居民相對更為關(guān)注生存型消費與居住消費,因此在其他條件等同時,這兩類消費品價格的上升,會驅(qū)使數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)居民相對更大幅度地減少這兩類消費的支出份額。數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)在其他類型消費品價格發(fā)生變動時,對于享受型消費品與發(fā)展型消費品的需求變動相對會更小,原因可能為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)居民在享受型與發(fā)展型消費品上的支出已比較成熟,相對更穩(wěn)定,因此在外界條件變動時,在這兩類消費品上的支出變動相對較小。上述實證檢驗與分析表明假設(shè)2成立。
由于本文數(shù)字經(jīng)濟不同發(fā)展水平地區(qū)的分組以歷年數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平均值為主要依據(jù),因此出于對照性,此處的福利模擬分析以歷年各樣本組不同消費支出比例的均值為基礎(chǔ),假設(shè)居民消費支出比例保持不變,使用式(15)測算在不同類型消費品價格上升時,該變動給不同類型居民福利水平帶來的影響,結(jié)果如表9所示。
表9 不同消費品價格上升造成的福利損失差異(單位:%)
生存型消費品價格上升給居民造成的福利損失明顯大于其他消費品。生存型消費品、享受型消費品與發(fā)展型消費品價格上升時,數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)居民受到的福利損失相對會更小;而居住消費品價格上升時,數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)居民受到的福利損失相對會更大,這一定程度上可歸結(jié)于數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)居民的居住消費品所占的支出比例較高,因而受到居住消費品價格波動的影響也會更大。
4.2.1 數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平單獨變化
以研究時段內(nèi)各樣本組價格水平、消費支出、各特征變量的均值為基礎(chǔ),利用式(17)測算數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平在不同提升幅度下對我國居民福利水平的影響,結(jié)果如表10所示。在其他條件一定時,數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)居民的福利水平明顯大于數(shù)字經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)和數(shù)字經(jīng)濟中等發(fā)達地區(qū),并且隨著數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展,數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)居民福利水平的提升速度快于這兩類地區(qū),而數(shù)字經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)與數(shù)字經(jīng)濟中等發(fā)達地區(qū)效用值與變化幅度非常接近。
表10 數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平提高帶來的福利提升差異
數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)與其他地區(qū)之間的福利差距隨著數(shù)字經(jīng)濟的繼續(xù)發(fā)展呈現(xiàn)逐漸擴大的趨勢,表明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對不同地區(qū)居民福利的促進作用存在馬太效應(yīng),這可以從兩個方面來解釋:(1)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的現(xiàn)有基礎(chǔ)設(shè)施、人才儲備等相對更為完善,數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平已經(jīng)較高,因此當數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平呈現(xiàn)與其他地區(qū)相同比例的增長時,可以為當?shù)鼐用駧砀嗟募t利;(2)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)居民對新興技術(shù)的接受能力相對更強,因此也能更大程度地獲得數(shù)字經(jīng)濟的跨越發(fā)展的紅利。
4.2.2 數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與物價同時變動
出于計算的簡潔性以及比較的直觀性,依然選擇式(17)對各樣本組進行后續(xù)的福利模擬,以歷年各樣本組價格水平、消費支出、各特征變量的均值為基礎(chǔ)進行測算,模擬分析所有物價同時上升一定幅度給各地區(qū)居民帶來的福利差異,結(jié)果如表11 所示。當所有消費品價格上升一定幅度時,居民福利水平降低,與數(shù)字經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)相比,數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)居民福利水平降低幅度更小,表現(xiàn)出對這類不利沖擊更強的抵御能力;此外,總體上,隨著數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的提高,各地區(qū)居民因總體物價上漲導(dǎo)致的福利降低幅度處于不斷縮小的狀態(tài)。可見,當物價水平總體上升一定幅度時,數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展能有效減少居民福利的損失。上述實證檢驗與分析表明假設(shè)3成立。
本文基于2015—2020 年中國省域?qū)用娴拿姘鍞?shù)據(jù),構(gòu)建了數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平指標體系,研究發(fā)現(xiàn):(1)數(shù)字經(jīng)濟提高了我國居民的線上消費額,并提升了線上消費支出占總消費支出的比例,這種影響效應(yīng)會隨著數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的提高而呈現(xiàn)階段性提升的趨勢。(2)數(shù)字經(jīng)濟對我國居民在不同類型消費上的支出比例存在影響,其中,數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)對于生存型和居住消費品的支出彈性相對更高,對于享受型和發(fā)展型消費品的支出彈性相對更低。(3)當各類消費品的價格上升時,數(shù)字經(jīng)濟不同發(fā)展水平地區(qū)居民受到的福利損失存在差異,對于數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū),居住消費品價格上升會給其居民造成更大的福利損失,生存型消費品、享受型消費品和發(fā)展型消費品價格的上升所導(dǎo)致的結(jié)果則相反。(4)在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平提高時,我國居民的福利水平會隨之提高,其中數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)居民的福利水平與其他兩類地區(qū)相比更高,并且隨著數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平提高幅度的上升,數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)居民福利水平的提升速度也比其他兩類地區(qū)更快。(5)各類消費品價格同時上漲一定幅度時,數(shù)字經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)居民福利水平的降低幅度相對更小,并且隨著數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的進一步提高,居民福利因物價上漲出現(xiàn)的損失幅度也會出現(xiàn)降低,表明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對這些不利沖擊存在抵御作用。