数字经济发展与服务业消费升级*——中国需求结构转换新动力探析

刘 胜 林 霄

（广东外语外贸大学 1.粤港澳大湾区研究院；
2.经济贸易学院，广东 广州 510006）

在经济增长的理论体系中，消费作为国民经济“三驾马车”中的核心动力，对我国稳增长、保民生、稳就业、促发展具有关键性的作用，也是促进我国经济高质量发展的重要抓手。而消费增长的驱动力又来自于居民收入增长及财税政策支持等多种因素。改革开放以来，得益于各项利好因素的支持，我国经济发展水平稳步提高，国内居民消费结构持续优化升级，全国居民的恩格尔系数也在逐步下降。由此，伴随而来的是服务消费在居民消费中所占的比重逐渐增大。根据国家统计局公布的数据，1978—2021年，我国居民恩格尔系数已下降到30%以下；
2017—2021年5年间城乡居民消费占比从42.6%增加到了44.1%，增加了1.5%，城乡居民消费升级的趋势明显。正如马斯洛的需求层次理论所示，居民的物质消费需求得到基本满足后，会在符合条件的情况下有动力转向更高层次的精神消费需求。由此，这也能部分解释我国居民在信息、教育、养老、健康、文化等方面的服务型消费需求快速增长的现象。应该说，我国早期的消费增长动力更多源于资本和劳动力等持续的要素投入。步入高质量发展新阶段后，国家更为强调从“规模扩张”转向“结构升级”、从“要素驱动”转向“创新驱动”。如何立足既有的要素投入及收入条件等约束，去进一步挖掘和培育我国需求结构转换的新动力，赋能消费潜力增长及消费结构优化，对推动我国经济可持续发展至关重要。

近年来，以新一代信息技术为代表的数字经济形态加速发展，互联网基础设施覆盖面扩大以及网民用户规模的日益扩大，我国数字经济呈现出繁荣发展的态势。中国互联网络信息中心（CNNIC）发布的第48次《中国互联网络发展状况统计报告》显示，截至2021年6月，我国网民总体规模为10.11亿，较2020年12月新增网民数量达2175万，互联网普及率达71.6%。此外，2016—2020年我国手机网络支付使用率从67.5%增长到86.5%。日益扩大的网民规模和互联网用户市场为我国数字经济发展夯实了基础。而文献指出，数字技术应用及数字经济转型也为强化“互联网+服务业”下的产业融合效果以及赋能服务消费活动提供了更多的选择空间和支撑条件[1]。中国信息通信研究院的数据显示，2020年我国数字经济在服务业领域的渗透率已达40.7%，远超于工业的21%和农业的8.9%。

虽然数字经济发展为我国服务业发展及服务消费活动创造了更多的空间，但在数字群体发展不协调、数字经济马太效应渐显等诸多现实困境下，许多与之关联的新问题正不断涌现。例如，数字经济发展能否如理论预期那般充当消费需求结构转换的新引擎并助推我国服务消费结构升级？进一步地，如果其能促进服务业消费升级，那么主要是通过哪种服务消费类型或作用机制来实现的？此外，经济发展的不平衡诱发了不同地区之间在社会信任水平等方面的明显差异，如周广肃等学者发现，收入差距的拉大可能会加剧社会分化的可能性，从而降低社会信任水平，并在一定程度上影响居民消费模式[2]。那么，数字经济对服务消费升级的作用会否因为地理位置、社会信任和互联网发展程度的不同而存在异质性？在数字技术和产业融合日益加深背景下，为了系统回答和解决上述问题，深入研究我国经济转型时期数字经济发展对服务业消费升级的影响，无疑具有多重维度的现实意义。

相关的研究总结起来有：一是分析了数字经济发展对居民一般性家庭消费支出总额及优化消费支出结构的作用，并揭示其在特定条件下对不同群体的消费促进效应的“普惠性”特征[3-5]。此外，有少数文献聚焦讨论了数字经济发展对服务业主导地位巩固，以及对我国居民消费结构从生产型向发展型、从商品型向服务型演变进程中所发挥的作用[1，6]；
二是集中探讨了数字经济发展对文化服务消费[7]、保险服务消费[8]、数字娱乐服务消费[9]、旅游服务消费[10]等不同类型服务消费的影响；
三是基于网络时代服务业全球化的视角，将我国数字经济与服务消费的发展现状及其模式路径等进行跨国比较分析[11-13]。总的来说，现有文献肯定了数字经济发展对消费演化的积极作用，但也反映出我国数字经济和服务消费水平与发达国家间所存在的差距，且现有研究对其机制讨论相对薄弱，亟需更为系统深入的研究支撑。

综上，关于数字经济与消费升级关系的研究已较为丰富，但整体上看，大多研究侧重探讨互联网发展对一般性消费支出的影响，而关于数字经济和服务业消费关系的研究还相对匮乏。此外，服务消费内部结构具有多样化特点，现有研究未能就数字技术应用对异质性类型的服务消费升级的作用开展针对性研究。鉴于此，本文的边际贡献在于：其一，基于需求结构转换动力演化的新视角，从理论及实证双重维度综合探讨我国居民服务消费结构动态升级背后的“数字红利”动力来源；
其二，鉴于服务消费内部结构的分异，进一步将服务消费划分为生活型服务消费和发展型服务消费，并探讨数字经济发展对不同服务消费类型的差异化影响；
其三，考虑到数字经济和服务消费均高度依赖于地区的特定情境因素，本文还在异质性检验中进一步引入社会信任、地区互联网用户数等地区特征变量，从而增强结论的可信度。

与有形的商品消费不同，服务业消费具有无形性、不可分离性、服务质量的不确定性等鲜明特点，其高度依赖于地区的契约制度环境及其所决定的交易成本[14]。由此，较低的交易成本成为了服务消费发展的重要基础支撑。根据威廉姆森交易成本理论，可将交易成本简单分为搜寻成本、信息成本、议价成本、决策成本、监督成本及违约成本等方面[15]，它们共同构成了服务消费过程中交易成本的基本要素。此外，关于服务消费活动，为便于分析，借鉴现有文献的做法，本文将服务消费分为生活型服务消费与发展型服务消费这两大类。其中，生活型服务消费满足人们基本生活服务的需要，而发展型服务消费满足人们陶冶情操、追求精神享受的需求。一般来说，家庭中发展型服务消费的比重越大，则代表该家庭的消费层次越高，即主要表现为家庭服务消费升级。

整体上看，依托互联网技术，数字经济打破了传统的交易时间和空间的限制，大幅度提高了交易效率，降低了交易成本，由此助力服务业消费结构升级。一方面，从交易过程角度来看，可基于搜寻理论分析互联网使用对服务消费市场的影响，其关键渠道之一在于降低搜寻成本，即通过数字技术能提高信息传递效率并降低信息成本，进而降低消费者搜寻服务过程中所需花费的费用或机会成本[16]。在搜寻成本中，占比较大的是时间成本，而数字经济发展有利于强化信息处理和分享能力[17]，优化信息传播流通速度，提高服务搜寻效率，进而节约消费者时间成本。另一方面，从交易质量角度来看，在数字经济时代，数字经济发展增加了经营者所提供服务的曝光率，方便消费者在寻找服务过程中“货比三家”，从而以更优惠的价格购买到所需服务，缓解了因信息不对称带来的消费者与经营者之间的交易损耗，进一步降低了消费者的议价成本与决策成本。此外，服务交易利用大数据、区块链等互联网技术改善了交易过程中的监督方法，大大减少了信息不对称问题，有效降低了市场消费监督成本[18]。由此，消费者能比以往更便捷地通过口碑传播服务的质量和价格等问题，间接提高了经营者的违约成本，为服务质量改进带来倒逼压力，让消费者在服务消费中“放下心、敢消费”。

据此，总的来看，交易成本降低主要对服务消费产生两种效应：一是收入效应。借鉴现有文献[16]，本文认为，数字经济发展有利于降低交易成本，节约消费者的费用支出，由此产生收入效应。具体而言，交易成本降低有利于引致市场均衡价格下降，减少消费者的消费成本，间接增加了消费者的剩余可支配收入。因此，在其他成本不变的情况下，交易成本变化也会带来相应的收入效应。同时，消费者的收入增长，更有益于促进服务需求结构转化，即在满足生活型服务需求之后转向发展型服务消费；
二是信息效应。结合文献对互联网技术发展影响交易成本的理论分析[16-18]，本文认为，数字经济发展引致的交易成本降低对服务消费产生了显著的信息效应。随着服务消费活动中所嵌入的数字信息技术进一步优化完善，服务交易过程中的搜寻、议价、决策等环节的成本显著降低，而这将会对服务消费活动产生明显的信息外溢效应。而与此同时，所溢出的信息效应有利于在一定程度上满足客户对服务消费更个性化、多元化、定制化的需求，从而为促进服务消费升级提供了新动力。

基于上述分析，本文认为，在其他条件不变的情况下，数字经济发展有利于推动服务业消费结构演变。进一步地，数字经济发展有助于推动家庭服务消费结构由生活型服务消费向发展型服务消费结构转变，进而促进家庭服务消费升级。

（一）模型设定

多元回归模型是对具有相关性的解释变量与被解释变量之间进行回归分析的数学模型，能较好地估计一个被解释变量与多个解释变量之间的线性关系。基于解释变量与被解释变量的特性，本文使用多元回归模型来估计数字经济对家庭服务消费升级的影响，模型设定如下：

Y=k+α×commerfre+β×X+μ

其中，Y表示服务消费升级，以发展服务型消费的对数与生活型服务消费的对数之比来表示；
commerfre为核心解释变量，即互联网商业活动的频率；
β为控制变量的影响系数，X为控制变量，k为常数项，μ为随机误差项。

（二）变量设定

1.核心解释变量

结合既有研究[19]，本文的核心解释变量为互联网商业活动的频率（commerfre）。核心解释变量的问题来自CFPS成人问卷中的U部分，题号为QU705，“一般情况下，您使用互联网络进行商业活动（如使用网银、网上购物）的频率有多高”。在该问题的原作答选项中，分值越低表示频率越高，为便于后面的结果分析解读，本文对该数据进行倒数处理。

2.被解释变量

本文的被解释变量为家庭服务消费（Y）。有文献提出，近年来中国居民消费日益呈现出从生产型向发展型、从商品型向服务型转型升级的特征[1]。在此基础上，本文根据CFPS数据库问卷，进一步将其划分为生活型服务消费（livserv）和发展型服务消费（devserv）。其中，生活服务消费主要包括医疗保健支出、保险支出；
发展服务消费主要包括文化娱乐支出、文教娱乐支出。为了方便研究，参照现有文献的做法[16]，将医疗保健支出、保险支出、文化娱乐支出和文教娱乐支出等变量取自然对数。

3.控制变量

本文的控制变量分为三个层面：家庭、个人及地理位置。家庭层面包括婚姻状况（marry）、是否有孩子（child）。其中，在“婚姻状况”变量中，1表示未婚，2表示在婚，3表示同居，4表示离婚，5表示丧偶；
“是否有孩子”变量中，1表示有孩子，0表示没有孩子。个人层面包括性别（gender）、年龄（age）、健康状况（healcon）、上网时间（onlinetime）。其中，“性别”变量中，1表示男性，5表示女性。在“健康状况”的变量中，原问题来自CFPS个人问卷中的P部分，编号为QP201，问题为“认为自己的健康状况如何”。由于在原问卷的回答选项中，分值越低表示健康状况越好，为方便后面的分析研究，对其进行取倒数的处理。地理位置层面主要为受访者所处的地区（region），东部地区取值为0，中部地区取值为1，西部地区为2。此外，处理数据时，剔除了存在缺失值的样本，最后得出有效样本量为28242。

表1 主要变量的名称与描述

（续表）

（三）数据来源与描述性统计

本文使用的数据来自北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）执行的2018年中国家庭追踪调查（CFPS）数据库。CFPS数据库抽样范围覆盖全国95%的人口，样本涉及面广泛，其调查主题涉及经济、社会、人口、教育、健康等多方面内容，具有一定的权威性和代表性。CFPS数据库包含了本文的核心解释变量——使用互联网商业活动的频率。此外，本文将CFPS 2018年的个体和家庭层面的数据库合并，并剔除了数据不全和存在异常值的家庭数据，由此，本文共获得了12991户家庭、28242个居民的微观数据。表2为各变量的描述性统计，具体展示如下。

表2 主要变量的描述性统计

（一）基准回归分析

表3描述了数字经济对服务消费升级影响的估计结果，表3第（2）—（4）列为逐步加入家庭、个人及地理位置等层面变量的回归结果。根据第（4）列的结果来看，互联网商业活动的频率和互联网商业活动的重要程度对服务消费升级的影响系数均在10%的水平上显著为正。通过对比可以看出，无论是否加入家庭层面变量、个人层面变量、地域层面变量，数字经济发展均会显著地促进家庭服务消费升级，上述结果支持了本文研究假设：数字经济发展有利于助推服务消费结构升级，在我国消费需求结构转换中扮演了“新引擎”的角色。

表3 基准回归结果

（二）内生性问题

上述分析表明，数字经济的发展对家庭服务消费升级有正向影响，但并未考虑可能因为遗漏变量和逆向因果而存在的内生性问题，这容易造成参数估计偏误。为进一步验证结果准确性，本文采用工具变量法处理内生性问题，参考现有文献的做法，将“互联网作为获取信息渠道的重要程度（inforimp）”作为数字经济的工具变量[16]。其合理性在于：从相关性的角度来看，对互联网获取信息的重要程度与是否使用互联网、使用数字经济进行消费紧密相关；
从外生性的角度分析，家庭对互联网获取信息的使用重要程度不能直接决定当期居民是否消费，也不能直接决定其当期消费的类型，因而不会直接影响当期居民的服务消费升级。因此，互联网作为获取信息渠道的重要程度从逻辑上满足作为工具变量的相关性和外生性条件。

本文运用2SLS方法进行再估计。由表4可知，一阶段回归的F值统计量远大于10，显著性检验无限接近于0，因此可以排除弱工具变量问题。二阶段回归结果显示，互联网商业活动的频率对居民服务消费升级的系数仍在1%的水平上具有显著正向影响，即互联网商业活动的频率越高，对服务消费升级的促进作用越明显，与上述基准回归结论一致。由此可见，在考虑内生性问题后，本文的结论依然成立，数字经济对服务消费具有正向的促进作用。

表4 基准回归结果

（三）稳健性检验

为检验前文结论的稳健性，本文还采取替换核心解释变量、更换计量模型以及加入固定效应等方法进行检验。

1.替换核心解释变量

为验证基准结论的可靠性，参照现有文献做法[20-21]，将核心解释变量替换为互联网商业活动的重要程度（commerimp）进行稳健性检验。

从表5检验结果可看出，替换核心解释变量后，互联网商业活动的重要程度对服务消费升级的影响系数仍在1%的水平上具有显著正向作用，与互联网商业活动的频率的系数结果大体一致，进一步证实本文结论是稳健可靠的。

2.更换计量模型

考虑到线性回归模型潜在的模型设定偏误，参考既有文献做法[22-23]，本文以面板Tobit模型替换线性回归模型来进行稳健性检验。

结果如表6所示，在更换计量回归模型为Tobit模型后，发现互联网商业活动频率的系数在1%水平上显著为正，表明前述结论是稳健的。

3.加入固定效应

鉴于居民消费存在明显的地区差异[24]，为验证这种地区差异是否会影响到数字经济发展和服务消费升级二者因果关系的检验，进一步控制了地区固定效应（表7）。

表7 采用固定效应模型的估计结果

结果发现互联网商业活动频率的系数仍在5%的水平上显著为正，再次证实了本文结论的稳健性。

（四）作用机制分析

梳理现有理论可知，数字经济发展能通过收入效应和信息效应影响服务消费升级。参考现有文献检验作用机制的做法[25]，分别对收入效应和信息效应进行检验，结果如表8所示。

表8 收入效应和信息效应的作用机制

首先，数字经济发展通过节约交易成本提高了家庭可支配收入水平及家庭消费能力，在满足居民生活型服务需要的同时，也为居民发展型服务消费创造了更大的需求空间。

从结果来看，其间接影响的系数为0.018，直接影响的系数为-0.009，均在1%的水平上显著。

其次，数字经济发展通过强化信息外溢效应，增强了居民数字消费支出比重。由此，这有利于消费者接收更多样化的互联网信息，为促进服务消费升级提供了前提。具体来看，其直接影响的系数为0.006，间接影响的系数0.005，均在1%的水平上显著。

（五）异质性检验

鉴于地区信任度、地理位置、消费类别、互联网发展程度等方面特征的差异，数字经济发展对服务消费升级的影响可能也会存在地区异质性，为此本文做了进一步的检验。

1.社会信任度的差异分析

现有文献指出，消费行为与社会信任之间具有密切的联系[2]。尤其是，在互联网渗透情境下，服务消费具有明显的“后验品”特征，有必要进一步探讨不同的地区社会信任水平对数字经济和服务消费升级之间关系的影响。参照既有文献的做法[26-27]，根据问题“喜欢信任还是怀疑别人”来构建社会信任虚拟变量：当受访者回答“大多数人是可以信任的”时，社会信任为1；
当答案是“越小心越好”时，社会信任为0。如表9结果所示，数字经济对上述两类不同社会信任水平消费者的系数均在1%水平上显著为正，其中数字经济发展对社会信任较低消费者的系数更为明显。可见，数字经济深入发展能循序渐进地改变低信任度的消费者对服务消费的传统观念和行为，逐步改善其对网购、移动支付等新兴消费方式的接受度。

表9 社会信任与服务消费升级

2.地理区位的差异分析

为更细致地刻画数字经济对不同地理位置居民服务消费升级的影响，本文对东部、中部和西部地区的服务消费进行了异质性检验。如表10结果所示，数字经济发展对东部、中部及西部地区均具有显著的正向影响，说明数字经济发展有利于推动服务消费结构升级的结论没有改变。其中，数字经济发展对西部地区的服务消费促进作用更突出。

表10 区域与服务消费升级

可能的原因是，东部地区居民经济收入水平较高，基本服务需求已得到一定满足，服务消费结构相对更为合理优化，并在发展中循序渐进地实现了生活性服务消费向发展型服务消费的转变；
而西部地区居民的服务消费相对滞后，但随着数字经济发展，西部地区居民更多样化的消费需求潜能也逐渐释放，消费水平比中东部地区的提升效应更为明显，由此对内需动力转换的作用更突出。

3.不同类型消费的差异分析

本文还进一步将服务消费具体领域进行划分，从而更直观地展现数字经济发展对不同类型服务消费的影响。如表11结果所示，互联网商业活动的频率对各类服务消费均有显著的正向影响，符合前文的基准结论。

表11 不同类型消费与服务消费升级

其中，在生活服务消费领域，数字经济发展对商业保险服务支出的作用更明显。而在发展服务消费领域，数字经济发展对文娱服务支出的影响更突出。上述结果也进一步佐证了数字经济赋能消费结构“高质量发展”的作用效应。

4.地区互联网用户数的差异分析

为捕捉地区数字经济市场规模和基础设施对服务消费升级的作用，本文还探讨了地区互联网用户数的不同对服务消费影响的差异性。关于各省互联网用户数的划分，本文将全部样本根据全国各省互联网用户数的中位数划分为高互联网用户数群组和低互联网用户数群组。如表12回归结果所示，相对而言，数字经济发展对低于互联网用户数中位数的地区居民服务消费升级的作用更为明显，这也呈现出我国数字经济发展对消费结构的影响具有较为明显的“扶弱”和“普惠”的特征。

表12 各省互联网用户数量与服务消费升级

在我国居民消费结构加速转型背景下，数字经济发展对服务业发展将会带来何种冲击，既有研究还相对不足。从服务消费升级的角度出发，本文通过构建包含数字经济因素的多元线性回归模型，结合中国家庭追踪调查CFPS 2018年的数据，对数字经济与服务业消费升级之间的关系进行理论分析和实证检验，得出以下主要结论。

一是在“互联网+”深度融合背景下，本文发现，居民家庭互联网商业活动的频率越高，对服务业消费升级的促进作用也越明显，即推动居民服务消费由生活型服务消费转向发展型消费，表明数字经济发展和“互联网+”对我国居民服务消费需求的动力结构转换的作用已逐渐产生；
二是机制分析结果表明，数字经济对家庭服务业消费存在收入效应和信息效应，成为推动数字经济发展和服务消费升级的重要渠道方式。具体而言，可支配收入的提高有利于推动服务消费升级，信息技术的发展也对服务消费升级具有促进作用；
三是就地理位置的差异来看，数字经济的发展对于西部地区的服务消费升级的效应更为明显。此外，就社会信任来看，数字经济的发展对社会信任较低的消费者更具有显著的影响，从而，数字经济发展对服务消费升级的作用呈现出较为明显的“扶弱”“普惠”的特征；
四是就不同类型的服务消费来看，不论对哪种服务消费类型，数字经济的消费升级效应都正向显著存在，在生活服务消费中，数字经济发展对商业保险服务支出的促进作用更明显，在发展服务消费中，对文娱服务支出的促进作用更突出。综合上述结果可知，在数字经济发展背景下，中国需求动力已逐渐从生活型服务消费转向发展型服务消费。要转变经济发展方式，亟需扩大消费内需，而在数字经济时代，人们对发展型服务消费需求日益增加，要扩大内需就理应重点释放“互联网+”的消费升级红利。

基于上述研究结论，为更好地贯彻落实中共中央、国务院印发的《扩大内需战略规划纲要（2022—2035年）》，本文主要提出如下政策启示。

首先，在“双循环”背景下，国内服务消费日渐成为我国经济增长的重要动力，鉴于数字经济发展在服务消费升级中的作用愈发突出，应借助“互联网+”着力打造数字经济与服务消费相协同的“全生命周期”生态系统。为此，应从规模扩张转向提质增效，在服务消费前端、终端和后端等不同的生命周期环节，充分发挥新一代信息技术在生活型服务消费和发展型服务消费中的作用，并畅通“收入效应”和“信息效应”的渠道路径，促进数字经济与服务消费深度融合，深化服务消费的供需可达性[28]，进而推动消费内需动力转换。

其次，在共同富裕目标下，促进数字经济和服务消费的区域协调发展具有重要的现实意义。本研究表明，数字经济发展在西部地区对推动服务消费升级的边际效应更为明显，这也揭示了释放数字红利有利于激发后发地区的“后发优势”。为此，应继续深入借鉴服务业综合改革试点[29]的经验，在东部地区扎实推进数字经济和服务消费“内涵提升”的基础上，进一步释放西部地区数字经济和服务消费的增长潜力，完善西部地区数字技术人才储备和激励机制，并借助“数字+服务消费”领域的财税激励政策，将数字经济发展作为突破口，切实提高西部地区居民的可支配收入和数字使用技能，多措并举夯实其数字经济发展基础。

最后，本研究表明，居民的社会信任程度是影响数字技术应用和服务消费升级的重要因素。“数字 + 服务消费”作为一个新兴领域，其新模式、新业态存在一定的不确定性，由此，服务消费权益保护也可能会面临许多新的问题，而部分不合规不合法的经营行为也可能会对服务消费的市场秩序带来冲击，并导致居民对“数字+服务消费”的信任受到干扰，进而可能会迟滞服务消费的升级进程。为此，政府职能部门应及时制定数字经济和服务消费领域的专门法律法规，进一步完善数字经济时代发展型服务消费的保障机制，让消费者能够放心消费发展型服务，从而形成一种良性循环的市场环境。同时，商务监管部门应加强对数字经济市场秩序的监管监督，加大对数字消费领域违规经营的打击力度，引导商家诚信经营，增强居民对市场秩序的社会信任。此外，可将数字消费等新业态、新模式纳入到消费者权益保护体系当中，健全我国数字经济发展保障体系，完善数字经济治理和服务消费的现代化治理体制机制，为数字经济和服务消费创造良好的外部环境，从而助力推动我国服务消费升级。

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