作者简介：陈宗胜，南开大学讲席教授、博士生导师；欧国刚（通信作者），南开大学经济学院博士研究生；周云波，南开大学经济学院副院长、南开大学政治经济学研究中心副主任，教授、博士生导师
文献来源：《改革》2026年第6期
摘要：充分释放农村家庭消费潜力，对于立足扩大内需战略基点、构建双循环新发展格局具有重要的战略价值。基于中国家庭金融调查（CHFS）数据，探讨了农村家庭数字化转型对消费的影响，发现农村家庭数字化转型显著提高了家庭消费支出，经过内生性分析和一系列稳健性检验后该结论依然成立。分析其相关机制发现，农村家庭数字化转型主要通过促进非农就业、家庭创业来促进家庭消费。异质性分析显示，这种促进效应对我国东北和西部地区、收入水平较低、受教育程度较低的家庭更明显；另外，对老年家庭的影响大于青年和中年家庭。进一步拓展分析发现，农村家庭数字化转型还具有降低消费不平等和改善消费结构的效应；如果以数字普惠金融为门槛变量，可测得农村家庭数字化转型对消费的边际效应呈现典型的倒U型特征。
关键词：数字化转型；消费支出；消费不平等；消费升级
在投资增速放缓且外需疲软的双重压力下，消费已然成为畅通国内大循环、拉动经济增长的核心引擎。近年来，党中央高度重视扩大内需在国民经济中的重要作用。党的二十大报告明确提出要着力扩大内需，增强消费对经济发展的基础性作用。此后，党中央、国务院相继出台一系列重要政策文件，对提振消费、释放内需潜力作出系统安排。然而，我国长期存在消费率较低的问题。虽然居民消费率由2010年的34.6%上升至2024年的39.9%，但相较于世界平均水平56.5%而言仍然偏低，消费不足状态依旧存在，总体上我国居民消费支出仍有较大的改善空间。更为特殊的是，无论在规模上还是质量上我国的总体消费支出都受到城乡二元结构的制约，呈现明显的城乡和区域差异，边际消费倾向较高的农村居民群体，其消费支出规模却相对较低。我国农村常住人口占全国总人口的32.1%，但农村社会消费品零售总额仅占38.8%，长期处于低位，已成为制约内需扩大的关键瓶颈。可见，农村消费市场仍蕴藏着巨大的发展潜力，消费潜能仍有待深度挖掘。
在农村消费潜力和数字化转型均存在巨大发展空间的前提下，二者共同发展的协同效应能否实现“1+1>2”的效果，农村家庭数字化转型能否显著提振消费，并在扩大内需进程中持续释放焕新动力，仍需进行深入理论分析和实证检验。本文尝试突破原有宏观数字化转型、企业数字化转型的视角，将研究视角下沉至更加微观的农村家庭，探讨农村家庭数字化转型是否具有提振消费的效能。如果农村家庭数字化转型能够实现消费提振，那么其具体的传导路径是什么？在不同划分标准下，其对不同群体的影响效应存在什么区别？本文试图从理论和实证层面系统考察农村家庭数字化转型对消费的影响及其传导路径，理清并回答上述问题，为实现数字经济赋能乡村振兴、推动内需焕新以加快构建新发展格局，从而实现中国式现代化提供经验证据和政策参考。
一、相关文献综述
现有研究主要从家庭外部环境和家庭内部因素两个层面，对家庭消费的影响因素进行系统分析。家庭外部环境主要涉及消费者居住地基础设施、城市发展、消费环境等，这些因素对家庭消费产生了双重影响效应，既存在正向促进作用，又包含负向抑制作用。从积极影响来看，基础设施的数字化转型发挥着基础性作用，地区内部交通数字化转型不仅提高了居民出行效率，还通过改善消费可达性有效激发本地消费市场潜能。进一步研究发现，共享单车等智慧交通工具的影响更为深远，它们通过降低单位时间消耗、缩短通勤时间和缓解租房压力，间接释放家庭可支配收入，从而显著增加消费支出。在数字经济蓬勃发展的背景下，数字技术对消费的促进作用呈现多维特征。一方面，数字经济的发展直接提升了消费效率；另一方面，数字普惠金融通过缓解信贷约束、扩大融资覆盖面，有效提升低收入群体的消费能力，推动消费结构升级。这种影响与城市发展效应形成良性互动，随着城市扩建与外向型经济的发展，城市空间结构趋紧，进一步增强了消费多样性和居民消费能力。值得注意的是，双向直接投资在这一过程中发挥了独特作用，展现出降低消费成本、提高收入水平、扩大消费市场三重效力。政策干预的影响同样不容忽视。研究发现，政府部门的公共转移支付通过增强努力工作回报认可度、强化主观社会地位、弱化主观收入差距等心理机制，有效促进消费增长。与此同时，基础设施投资则通过提升居民收入水平和改善未来收入预期双通道，间接带动消费支出增长，缩小城乡消费差距。城镇化进程的影响则更为广泛，其通过增强居民收入确定性、拓展社交网络、优化居住环境等多元途径，显著改善了居民消费意愿和消费结构，且兼具缩小城乡消费差距的效应。然而，在积极因素发挥作用的同时，一些新兴挑战也值得关注。在智能化加速背景下，工业机器人的广泛使用可能带来显著的“替代效应”，这种效应对部分群体家庭创收能力构成冲击，同时削弱社会网络的稳定性，从而抑制家庭消费结构进一步升级。此外，环境因素的影响日益凸显。研究发现，地方空气污染加剧会对消费行为产生系统性负面影响，导致交易金额、消费者数量及订单量的同步下降，这种影响会进一步削弱整体消费活力。
基于家庭内部视角的分析主要集中在结构性压力、行为选择和政策干预三个维度。首先，结构性压力对家庭消费形成显著制约。研究显示，家庭老年抚养压力的提升会从长期和短期两个维度抑制消费支出，但养老保险制度有助于优化消费结构，大幅提升农村地区的消费水平。类似地，家庭负债压力通过加剧流动性约束和财务脆弱性对消费产生抑制作用。值得注意的是，这些结构性压力并非不可调节，研究发现家庭数字经济参与能够有效弱化负债压力对消费的抑制效应。其次，家庭成员的行为选择会对消费产生复杂影响。在生育决策方面，生育意愿的影响呈现双重效应，既通过降低预防性储蓄、增加男性工作时长促进消费，又可能因女性退出劳动力市场而抑制消费，但总体表现为正向拉动趋势。就业状况的影响同样显著，有外出务工经历的劳动者回流能带动农村消费升级，特别值得关注的是，个体金融素养的提升不仅能增加消费支出，还能促进消费结构向发展型消费升级。最后，政策干预在调节这些影响中发挥关键作用。研究发现，城乡医保统筹政策能有效促进农村居民消费潜力释放，这为缓解结构性压力提供了政策思路。此外，在杠杆效应方面存在争议，有研究指出，在增长预期驱动下，居民主动加杠杆可能促进消费扩张，尽管这种效应存在群体差异。
关于数字化转型对居民消费影响的研究尚处于起步阶段，主要集中于城市数字化、产业数字化、企业数字化、金融数字化、流通数字化和支付数字化对消费的影响，而个体层面的研究则较少。从城市发展层面看，以宽带中国为代表的城市数字化转型通过技术优化和产业升级显著降低了电力消费，但也可能通过消费升级和互联网普及间接推高家庭能源消耗。从产业层面看，产业数字化转型不仅显著提升了居民消费总量，更重要的是促进了消费结构升级。企业数字化转型在需求方面通过加强支付便利化和缓解流动性限制促进了消费升级。在供给侧，全要素生产率和商品流通效率是企业数字化转型影响消费升级的重要渠道。这种影响存在明显的城乡分化特征，微观企业数字化转型促进了农村居民消费升级，但对城镇居民消费产生了抑制作用。在流通领域，以电子商务为代表的城市流通数字化通过改善供需匹配效率、加快要素自由流动和强化区域专业化分工三重机制，有效拉动消费扩容。支付数字化则展现出独特的传导路径，通过促进家庭创业这一中介渠道间接拉动消费支出，还能通过降低交易成本和减弱禀赋效应提振消费。与此同时，普惠金融数字化正在推动消费环境向消费者友好型转变，这一过程有力释放了农村消费潜力，并且在有效缓解消费不平等的情况下推动了消费升级。进一步研究发现，流通数字化不仅提高了市场化水平，还促进了技术创新，从而对消费升级形成双重推动作用。个体消费者的数字素养通过自我效能感、结果预期、预期自豪感和预期内疚感影响绿色消费行为。
总之，现有文献从家庭内外部视角对家庭消费的影响因素进行了有益考察，但家庭数字化转型对消费影响的研究仍处于起步阶段，仅涉及城市数字化、产业数字化、企业数字化、金融数字化、流通数字化和支付数字化方面，少量国外研究分析了个体数字素养对消费的影响，但仅限于讨论绿色消费行为。针对农村家庭数字化转型对消费支出的影响研究，仍需进一步探索。基于此，本文将农村家庭数字化转型与消费支出纳入同一分析框架，从理论层面分析家庭数字化转型对消费的促进作用以及可能存在的传导机制，并从微观层面构建家庭数字化转型指数，实证检验其对消费支出的影响。与已有研究相比，本文可能的边际贡献如下：一是突破既有的宏观和企业层面数字化转型视角，将研究视角下沉至更加微观的农村家庭，分析农村家庭数字化转型促进消费的机制和影响程度，丰富了家庭消费的相关研究。二是结合近年来农村地区出现的外出非农就业和直播带货推销农产品的创业行为等实际经济现象，分析了农村家庭数字化转型对消费的影响机理。三是拓展性地探讨了农村家庭数字化转型缓解消费不平等和改善消费结构的效应，探讨了数字普惠金融在农村家庭数字化转型对消费影响中的门槛效应，并分析其在门槛值前后表现出的消费规模扩张效应和消费升级效应差异。
二、理论分析与研究假说
（一）农村家庭数字化转型提振消费的直接作用机制分析
农村家庭数字化转型通过数字设备配备及城乡消费模式的“示范—模仿”、数字金融服务有效缓解家庭流动性约束、电商平台拓展消费选择空间等路径，直接提振家庭消费。在数字乡村建设为农村家庭数字化转型奠定基础的前提下，移动设备在农村逐渐普及，农村家庭消费决策行为正以前所未有的速度向数字化转型。农村家庭数字化转型通过多重渠道对消费支出产生直接促进作用。其一，移动智能终端设备的普及直接创造了新的消费增长点。智能手机的使用显著增加了消费者的高风险消费决策。随着农村家庭数字化转型深入推进，其在家庭内部产生显著的“数字传导效应”。家庭内部会形成数字设备配备的“示范—模仿”机制，主要家庭成员（如户主）率先使用智能手机等数字设备后，会带动其他成员相继配备相应设备。同时，“示范—模仿”效应还存在于城乡消费模式之间。通过数字平台，农村消费者得以直观接触城市居民更为多元化的消费模式和生活方式，其消费视野显著拓宽，传统的保守消费观念发生变化。在数字化媒介的持续影响下，农村家庭的消费范围不断扩展，消费多样性持续提升，从而推动整体消费支出增长。其二，数字金融服务有效缓解了家庭流动性约束。农村家庭在电商平台消费时，可充分利用平台内置的消费信贷服务。电商平台提供的信用支付功能有效平滑了家庭跨期消费，缓解了短期流动性约束。其三，电商平台极大拓展了消费选择空间。生产者通过数字化平台实现产品信息的传播和精准营销，既突破传统消费的地理限制，使农户接触到更多样的消费品，又借助算法推荐和场景化展示等数字化手段有效激发消费需求，显著提升农户的认知水平并增强其购买意愿，从而全面激活农村消费市场的活力和发展潜力。同时，消费者借助移动终端能看到购买同样商品用户的评论，也更加愿意购买评论良好的产品。可以看出，这种数字驱动的消费模式正在重塑农村消费市场格局。基于此，本文提出如下假说：
假说1：农村家庭数字化转型能够促进消费支出增加。
（二）农村家庭数字化转型提振消费的间接作用机制分析
1. 通过促进非农就业实现消费提振
农村家庭数字化转型使农户能够便捷掌握农业机械操作等现代化农业生产技能，以提高农业生产率、降低信息不对称并提供更加透明的就业环境拉动非农就业。现有研究证实，非农就业在提升农民收入水平和刺激消费支出方面均能产生积极效应。而且，已有研究证实农村家庭数字化转型能够显著促进非农就业，农村家庭数字化转型通过数字技术的信息支持功能有效降低了土地流转信息壁垒，加速农业生产要素优化配置，从而增加农民从事非农就业的可能性。同时，数字化平台提供的远程学习方式使农民能够便捷掌握农业机械操作等现代化农业生产技能，这不仅提升了农业生产机械化水平，还进一步释放了农村劳动力，为其转向非农就业创造了条件。在这一过程中，数字技术普及应用既促进了传统农业的现代化转型，又为农村劳动力提供了更广阔的就业选择空间，形成农业提质增效与非农就业拓展相互促进的良性循环。信息不对称困扰了就业主体对就业信息的捕捉，尤其是农村地区信息相对闭塞，劳动力在求职中普遍面临信息不对称问题。而数字技术的普及应用，为农民非农就业创造了更加透明、高效的择业环境。家庭数字化转型有效缓解了农村劳动力市场的信息不对称问题，借助招聘平台、社交媒体和政府数字化就业服务系统，农户能够实时掌握就业市场需求动态，准确评估岗位要求与自身技能的匹配度。这一转变不仅大幅降低了求职者信息搜寻成本，还显著提升了农村劳动力向非农领域转移的成功率。例如，智能手机的使用增强了灵活就业选择。可以看出，农村家庭数字化转型有利于促进非农就业，相较于传统农业生产的低收益，非农就业提供了更高报酬的工作机会，同时灵活就业模式使劳动者能够通过兼职、零工等方式进一步增加收入。这种就业转型不仅提高了单位时间劳动回报，还拓宽了收入来源，使农村家庭拥有更稳定的经济基础，从而增强了整体消费实力。基于此，提出如下研究假说：
假说2：农村家庭数字化转型促进农户非农就业，拓宽了收入来源，增大了农户增加消费支出的可能性。
2. 通过促进家庭创业实现消费提振
农村家庭数字化转型通过降低创业准入门槛、提升农户数字技能水平、拓展农产品市场半径等方式，有效激发了农村创业活力，成为促进农户增收的重要驱动力，进而为提升农村家庭消费能力奠定了坚实基础。互联网拓宽了创业者获取专业知识和商业资讯的渠道，显著提高了信息获取效率，从而有效提升了个体创业的可能性。短视频、直播电商等数字工具降低了创业的初始投入，农户可通过低成本的线上销售测试市场需求，降低创业风险，最终有效激发个体的创业意愿并提高创业成功的概率。同时，移动互联网使用不仅能改善农民获取市场资源的条件，还能通过扩展社会网络传递和社会资金筹集渠道推动农民创业。随着数字基础设施在农村地区快速普及，以抖音、快手为代表的短视频平台不仅成为农产品销售的新渠道，还显著提升了农户的创业认知和能力。这些平台通过直观的营销视频和案例分享，降低了创业知识的学习门槛，使农户能够快速掌握产品包装、品牌推广等关键技能。同时，平台上的用户互动和内容传播加速了营销模式的扩散，农户可以通过模仿、优化和创新，改善营销策略，从而提高创业成功率。随着数字素养的不断提高，农户能够熟练运用数字化工具进行库存管理、物流动态监控等经营活动，不仅有效降低了运营成本，还大幅提升了商品流通效率。简而言之，农村家庭数字化转型的深化以及平台经济的出现，有效降低了农村创业难度，增强了创收潜力，有效促进农民创业增收，为消费增长提供了有力支撑。基于此，本文提出如下研究假说：
假说3：农村家庭数字化转型促进农户创业，增强了其创收潜力，增大了农户增加消费支出的可能性。
三、实证设计
（一）数据与变量选取
1. 数据来源
本文所用数据来自中国家庭金融调查（CHFS）数据。中国家庭金融调查数据的调查对象涵盖除西藏、新疆外的29个省（自治区、直辖市），是反映中国家庭状况及其金融行为的最具代表性的调研数据。自2017年起，中国家庭金融调查数据就考虑了涵盖智能手机、计算机、互联网、移动支付、网购等与数字经济相关的经济活动，这些调研内容为本文衡量农村家庭数字化转型提供了坚实的数据基础。本文使用2017年、2019年两期的调研数据作为研究样本，并进行如下筛选：将家庭、个人和社区库数据进行匹配；剔除变量含有缺失值的样本；只保留农村家庭样本。最终将数据处理为平衡面板数据，得到8 454户家庭的平衡面板数据，两轮调查共计16 908个样本。省级层面的控制变量来自《中国统计年鉴》。
2. 变量选取
被解释变量
本文实证分析过程中的被解释变量为家庭消费支出（Con）。中国家庭金融调查（CHFS）数据对消费的调查标准已参考国家统计局的分类方法，将家庭消费支出根据用途差异划分为食品消费支出、衣着消费支出、居住消费支出、家庭设备用品及服务消费支出、医疗保健消费支出、交通通信消费支出、教育文化娱乐消费支出、其他商品和服务消费支出。本文参考已有研究的做法，对这八类消费支出进行加总得到家庭消费总支出，并利用家庭消费总支出加1后进行取对数化处理。
解释变量
本文的解释变量为家庭数字化程度（Dig）。在数字化浪潮中，家庭部门的数字化转型模式具有特殊性：它既不同于宏观层面的整体经济数字化转型，又异于微观层面的企业数字化转型，而是由终端消费需求自然催生的数字化进程。家庭数字化水平在世界银行的数字经济家庭调查（DEHS）中被定义为ICT设备使用、互联网接入、数字服务采纳和数字金融应用的综合表现。综合权威机构对于家庭数字化转型的定义以及现有研究对家庭数字化程度的衡量方式，本文从有无智能手机、家庭有无电脑、家庭是否使用移动支付、家庭是否参与互联网理财、家庭是否网购等五个方面，依据信息熵计算方法，计算出每个指标的信息熵，然后采用客观赋权方式给予每个指标权重，最后计算得到每个指标的具体得分，对各指标得分加总得到家庭数字化转型指数。
控制变量
为控制其他可能影响家庭消费决策的因素，本文分别对家庭层面、户主层面以及地区层面的变量进行控制。家庭层面的变量包括：家庭规模；家庭老年人口占比，即65岁以上老年人口占比；家庭少儿占比，即15岁以下人口占比；家庭参保比例，即家庭参与养老保险、医疗保险、失业保险、商业保险中任何一项的人数占比；家庭总收入对数。户主层面的变量包括：户主年龄平方，具体为年龄取平方后除以100；户主性别，男性取1，女性取0；户主婚姻状况，已婚取1，其他取0；户主教育水平，即受教育年限。地区层面的变量包括：人均地区生产总值对数、地区人均工资对数、地区对外贸易依存度。
中介变量
非农就业（Nge）。采用家庭非农就业人员占比进行衡量。在CHFS问卷中对应的问题为（以2017年问卷为例）：“您去年工作的性质是？”该问题设置6个选项：A.受雇于他人或单位（签订正规劳动合同）；B.临时性工作（没有签订正规劳动合同，如打零工）；C.务农；D.经营个体或私营企业、自主创业、开网店；E.自由职业；F.其他（志愿者）。本文将选择选项A、B、D、E中任何一项或多项的个体定义为从事非农就业。
家庭创业（Ent）。在数字商业时代背景下，创业形态已突破传统实体经济的单一模式，呈现线上创业与传统实体创业协同共生的新格局，形成实体创业与数字创业并存的格局。为系统测量这一现象，采用问卷中“截止到目前，您家一共经历过多少次创业？包括个体户、租赁、运输、网店、经营企业等？”进行衡量。变量的描述性统计如表1（下页）所示。
（二）实证模型
为检验农村家庭数字化转型对家庭消费的影响，本文构建如下双向固定效应模型：
式中，Conit表示家庭i在t年的消费支出；Digit表示家庭i在t年的数字化程度，本文主要关注系数α1的方向及大小，其体现了家庭数字化程度对家庭消费支出的影响方向及大小。Xit为包含家庭、户主以及所在省份的宏观经济因素等的控制变量组合。ηi为个体固定效应，μt为时间固定效应，εit为随机扰动项。
四、基准回归结果
（一）基准回归分析
基准回归结果如表2（下页）所示。其中，列是未加入控制变量且没有对个体和时间进行控制时的回归结果，核心解释变量家庭数字化程度的回归系数为0.751，且在1%水平上显著。列是在列的基础上加入个体和时间固定效应后得到的结果，回归系数依然在1%水平上显著为正。列是在列基础上加入控制变量后的回归结果，可以看出回归结果同样在1%水平上显著为正。列则是基于模型得到的回归结果，回归系数为0.157，在1%水平上显著为正。回归结果表明，农村家庭数字化转型水平越高，越能享受数字化转型带来的红利，增强其可供消费的经济基础条件，以促进消费支出增加，验证了假说1。
（二）内生性分析
基准回归证实农村家庭数字化转型对消费具有显著正向影响，但是可能存在内生性问题。从具体事实特征来看，反向因果导致内生性问题在本研究中不存在可能性，因为进行调研之前，家庭已踏入数字化转型门槛，调研当期的消费支出并不会对调研前期已开始的数字化转型进程产生反向影响。但是，本文可能存在遗漏相关变量引致的内生性问题，通过构建工具变量，使用两阶段最小二乘法进行回归，以缓解可能存在的内生性问题。家庭数字化转型是数字经济发展的一种微观表现，参考已有以数字经济为研究主题的文献的做法，选取地区地形起伏度充当外生工具变量。本文使用的是2017年和2019年的面板数据，样本是随时间和省份双维度变化的数据，而地区地形起伏度是不随时间变化的变量。为使工具变量符合时间和省份双维度的动态性特征，参照既有研究的做法，选用省级数字经济核心企业存量数来体现工具变量的时间变化性，具体而言，使用地区地形起伏度与省级数字经济核心企业存量对数的交互项作为工具变量进行内生性检验。从地理特征来看，地形起伏度通过制约数字基础设施建设，影响家庭数字化转型的客观条件，但这种地理因素与家庭消费支出并无直接关联。同理，虽然省级数字经济核心企业的发展水平直接反映了数字经济的整体态势，并通过技术示范效应推动家庭数字化转型，但省级数字经济核心企业数量的变化并不会对家庭消费决策产生直接影响。因此，地区地形起伏度与省级数字经济核心企业存量对数的交互项作为工具变量满足“严外生性”和“强相关性”的条件。表3汇报了工具变量回归结果，第一阶段的回归结果在1%水平上显著为负，说明地区地形起伏度越大，越不利于数字基础设施建设，抑制了家庭数字化转型。这表明，地区地形起伏度与省级数字经济核心企业存量对数的交互项这一工具变量及核心解释变量之间存在相关性。第二阶段的回归结果为正，且依然在1%水平上显著。Kleibergen-Paap rk LM统计量在1%水平上显著，表明工具变量的选取并不存在识别不足问题，Kleibergen-Paap rk Wald F弱工具变量检验指标显著大于10，说明工具变量弱识别问题并不存在，两项检验证明了工具变量选取是合理的。由此可见，在对内生性问题进行有效处理后，农村家庭数字化转型对消费的促进效应依然显著。
（三）稳健性检验
1. 考虑不同时间
为检验农村家庭数字化转型对消费的影响是否在不同年份保持一致的统计显著性和经济显著性，本文采用基准回归中的回归方式，分别对2017年、2019年样本进行回归。回归结果如表4（下页）所示。其中，列是2017年样本的回归结果，与基准回归结果相比，核心解释变量的系数依然为正，且显著性没有变化。列是2019年样本的回归结果，同样核心解释变量的系数依然为正且显著性没有变化。这表明，2017—2019年农村家庭数字化转型对消费的促进效应具有显著的时序稳健性。
2. 更换解释变量
基准回归中使用的核心解释变量是采用熵值法测度而得，为验证回归结果是否不会受变量测度方式的干扰而显著，避免因核心解释变量测度方式不同而导致估计结果出现显著偏差，本文更换基准回归中对核心解释变量的测度方式，采用熵值topsis法测度家庭数字化程度，再进行回归。回归结果如表4列所示，可以发现，在更换核心解释变量的测度方式之后，回归系数与基准回归相比变化幅度不大，且显著性水平没有变化。这说明，回归结果不会因变量测度方式差异而存在偏误。
3. 剔除异常值
在基准回归中，本文暂未对各变量的异常值进行处理，这些异常值的存在可能会改变变量的分布特征。为剔除异常值对回归结果的影响，本文分别对变量进行双侧1%、5%缩尾后再进行回归，以验证基准回归结果是否存在异常值干扰，检验结果如表4列（4）—（5）所示。其中，列是对变量进行双侧1%缩尾后得到的回归结果，核心解释变量的估计系数依然在1%的显著性水平上为正，且系数大小与基准回归结果相比波动不大。列是对变量进行双侧5%缩尾后得到的回归结果，与1%分位处缩尾效应类似，核心解释变量回归系数方向、大小以及显著性与基准回归结果相近。最终稳健性检验结果表明，基准回归结果未受到极端值的显著干扰，基准回归结果具有统计可靠性。
五、机制检验与异质性分析
（一）机制检验
在理论分析部分，本文分析认为农村家庭数字化转型能够提高家庭非农就业的概率、促进家庭创业，进而拉动家庭消费支出增加。参考江艇的研究，构建如下模型进行验证。
式中，Mecit为机制变量，具体为非农就业（Nge）、家庭创业（Ent），其余变量与式中相同。表5（下页）汇报了作用机制检验结果，列是家庭数字化转型对非农就业的回归结果，可以看出家庭数字化程度显著促进了家庭非农就业选择，非农就业通过提供更高且多元化的收入、降低农业依赖，有效缓解农业生产的季节性波动风险，降低了家庭预防性储蓄动机。同时，非农就业也促进了农村家庭人力资本积累，提升农村家庭的技能水平和收入预期，降低其预防性储蓄动机，从而显著增强当期消费意愿和能力，假说2得以验证。列是核心解释变量农村家庭数字化转型对家庭创业的影响效应，可以看出家庭数字化程度在1%的显著性水平上促进了家庭创业。家庭创业作为家庭增收的重要策略，通过收入来源多元化，有效提高了家庭可支配收入水平，进而对家庭消费支出产生积极的促进作用，假说3得以验证。
针对家庭数字化转型与非农就业之间可能存在的内生性问题，本文通过构建工具变量，使用两阶段最小二乘法进行回归，以缓解可能存在的内生性问题。在此，采用“省级数字经济核心企业存量数的对数值”作为工具变量进行内生性检验。省级数字经济核心企业存量数直接反映了数字经济整体发展态势，并通过技术示范效应推动家庭数字化转型，但农村劳动力受数字技术素养缺乏的客观条件限制，很难进入数字经济核心企业实现非农就业。因此，省级数字经济核心企业存量对数值作为工具变量满足“严外生性”和“强相关性”的条件。表5列汇报了第一阶段的回归结果，其在1%水平上显著为正，说明地区数字经济核心产业越发达，数字基础设施建设越完善，从而越有利于推动家庭数字化转型。列为第二阶段的回归结果，其在10%水平上显著为正。Kleibergen-Paap rk LM统计量在1%水平上显著，表明工具变量的选取并不存在识别不足问题，Kleibergen-Paap rk Wald F弱工具变量检验指标显著大于10，说明工具变量弱识别问题不存在，两项检验证明了工具变量选取是合理的。这表明，在对内生性问题进行处理后，农村家庭数字化转型对非农就业的促进效应依然显著。
针对家庭数字化转型与创业之间可能存在的内生性问题，本文也同样使用两阶段最小二乘法进行回归，以缓解可能存在的内生性问题。采用“1984年省级邮局数量×社区数字化转型水平均值的对数值”作为工具变量，1984年各省份邮局数量为截面数据，为将其扩展为面板数据，采用受访者所在社区除自身家庭外的数字化转型水平均值与其进行交乘，从而将其扩展为面板数据。具体而言，1984年邮局数量反映地区数字基础设施建设水平，反映了家庭数字化转型的客观环境，早期邮政基础设施越完善、邮电业务越发达，越能为当前家庭数字化转型提供坚实基础，促进家庭数字化转型。1984年省级邮局数量难以通过有效渠道对当下农户家庭的消费支出产生影响，因而“1984年省级邮局数量×社区数字化转型水平均值的对数值”作为工具变量满足“严外生性”和“强相关性”的条件。表5列汇报了第一阶段的回归结果，其在1%水平上显著为正，说明1984年邮电业务越发达，越有利于数字基础设施完善，推动家庭数字化转型。列为第二阶段的回归结果，在5%水平上显著为正。Kleibergen-Paap rk LM统计量在1%水平上显著，表明工具变量的选取并不存在识别不足问题，Kleibergen-Paap rk Wald F弱工具变量检验指标显著大于10，说明工具变量弱识别问题并不存在，两项检验证明了工具变量选取是合理的。由此可见，在对内生性问题进行处理后，农村家庭数字化转型对创业的促进效应依然显著。
（二）异质性分析
为考察农村家庭数字化转型对家庭消费支出在地域上以及家庭上的差异，本文从家庭所处地理位置、家庭收入水平、生命周期、受教育水平等方面进行异质性分析。
1. 地理位置
我国不同地区经济发展水平差异显著，农村人口分布呈现明显的区域不均衡性，主要集中于经济相对欠发达的中西部地区。这种区域经济发展差异可能导致数字基础设施分布不均，进而使得农村家庭数字化转型对消费的促进作用存在区域异质性。对此，本文将研究样本按照其所属省份划分为东部、东北、中部、西部四个区域子样本进行异质性分析，检验结果如表6列（1）—（4）所示。对比四个区域子样本的回归结果可以发现，这种促进效应在东北、西部地区表现得最为明显，其次是中部地区，影响效应最弱的是东部地区。可能的原因是，东部地区早期数字化红利已推动农村劳动力向高技能产业转移，就业结构趋于稳定，数字技术创造新岗位的空间收窄，削弱了收入增长效应。家庭创业受市场饱和与竞争加剧制约，电商等低门槛创业收益递减，平台“头部效应”挤压小微企业生存空间，削弱了创业对家庭消费的拉动作用。社交网络同质化降低信息有效性，农村家庭虽建立了数字消费渠道，但“信息茧房”反而限制了消费多样性。东北地区空间分散程度较高，数字化转型对改善消费可达性和便利性的作用更为显著。中西部地区数字技术突破地理限制，通过平台经济推动农村就业转型，拓宽收入渠道。竞争宽松与低数字成本为小微创业创造空间，电商下沉降低门槛，助力家庭通过农产品销售、乡村旅游实现收入增长，转化为消费力。
2. 收入水平
家庭收入是影响消费支出的核心变量，在家庭消费决策中是首要考虑的因素。按照边际消费倾向递减规律，不同收入群体边际消费倾向存在显著差异，高收入家庭因基本消费需求已得到充分满足，其新增收入的边际消费倾向普遍较低，而低收入家庭受刚性消费需求驱动，边际消费倾向往往较高，表现出更强的消费收入弹性。为验证家庭数字化转型对不同收入群体消费支出的差异化影响，本文将家庭收入的均值作为分界点，将样本划分为两组，家庭总收入低于均值的样本归入低收入组群体，家庭总收入高于均值的样本归入高收入组群体。具体回归结果如表6列（5）—（6）所示。对比两组回归结果可以发现，农村家庭数字化转型对低收入组家庭消费支出的影响明显强于高收入组家庭。可能的原因是，数字化工具的应用有效降低了低收入家庭劳动力进入城市服务业和平台经济的门槛，可通过网约车、外卖配送等灵活就业形式实现收入跃升。低收入家庭在开展线下创业时，往往受到物质资本投入和商业网络匮乏的双重约束，而数字化转型通过电商平台和社交电商大幅降低了创业的固定成本，使相对贫困地区特色农产品直销成为可能，这种创业模式带来的收入增长对原本消费基数较低的家庭产生了更为明显的消费扩张效应。
3. 生命周期
家庭消费行为会受到消费主体生命周期阶段的影响，不同年龄段的家庭面临差异化的财务约束和消费需求，因而表现出差异化的边际消费倾向。为检验农村家庭数字化转型对消费支出的生命周期异质性特征，参照已有研究，将样本中年龄在35岁及以下的样本划分为青年组，将年龄在36至59岁之间的样本划分为中年组，将年龄在60岁以上的划分为老年组，进行分组回归。回归结果如表7列（1）—（3）所示。对比可以发现，家庭数字化转型对消费支出的影响在老年组更为明显，其次为青年组，在中年组中表现最为微弱。可能的原因是，就老年群体而言，数字技术显著突破了其传统生活半径的限制，通过社交网络重新激活了老年社交需求，带动医疗健康、适老化产品等服务消费。青年群体作为数字原住民，其消费行为本已深度嵌入数字生态体系，数字化转型带来的边际提升效应主要体现在非农就业灵活性提升以及网红经济驱动的创业机会扩展上。而中年群体受制于家庭负担和技能转型困难，在非农就业上面临“数字技能断层”，其社交网络也主要维系传统线下关系，加之创业机会成本较高，导致数字化转型对其消费的拉动作用有限。
4. 受教育水平
教育水平差异会影响消费主体数字工具的使用效能，同时也会影响消费类型，因而数字化转型对家庭消费在受教育程度不同家庭中表现出差异化结果。将受教育程度均值作为阈值，将样本划分为两组，受教育水平高于均值的样本为高受教育程度组，低于均值的样本为低受教育程度组。回归结果如表7列（4）—（5）所示。可以发现，家庭数字化转型对家庭消费支出的拉动作用在受教育程度较低的样本中表现得更强。可能的原因是，就低教育群体而言，数字化工具有效弥补了其人力资本短板，通过外卖骑手、网约车等低技能门槛就业显著提升收入。电商平台降低了传统创业所需文化资本，使其能通过直播带货等简单操作实现增收。社交网络则打破了信息获取障碍，通过短视频等直观方式激发消费意愿。相比之下，高教育群体原本就具备较强的就业竞争力和消费能力，数字化转型对消费的边际提升效应相对有限。
六、拓展性分析
（一）农村家庭数字化转型对消费不平等和消费结构的影响
数字化转型对不平等的缓解效应已从多个维度被证实。宏观上，数字化发展带动大多数劳动者知识和技能储备提升，获得更多收入，降低收入差距。企业数字化转型通过促进企业产品多元化经营和改善供应链多元化配置，降低企业收入不平等程度。那么，数字化转型所具有的这种缓解不平等的效应是否会体现在微观家庭层面的消费支出上？从机制上看，数字化转型使家庭通过数字平台实现跨区域比价，突破线下消费的地域限制，提升消费性价比，缩小数字化与非数字化家庭的消费差距。数字技术打破地域限制，让家庭能消费更丰富的异地商品和服务，提升消费多样性。数字金融工具为低收入家庭提供消费信贷支持，缓解资金压力，提升实际消费能力。数字平台传播消费观念，打破低收入家庭的“信息孤岛”，推动消费升级。同时，数字化教育缓解家庭教育支出压力，释放更多可支配资金用于其他消费。理论上，家庭数字化转型有助于缓解消费不平等。本文参考已有研究的做法，通过构建不平等指数替换基准回归中的被解释变量进行回归，以检验家庭数字化转型对消费不平等的缓解作用。本文主要构建了Yitzhaki指数和Kakwani指数用于衡量家庭之间的消费不平等程度，两个指数的计算公式分别如下：
式中，xi、xj分别表示家庭i、j的消费支出，n为样本量，是组内消费水平超过家庭i的家庭数量占比，μx为组内所有家庭消费均值i是组内消费水平超过家庭i的家庭的消费均值。本文以被调查对象所在社区进行分组以计算不平等指数，指数越大说明不平等程度越高。家庭数字化转型对消费不平等的回归结果如表8所示，其中列是将Yitzhaki指数作为被解释变量的回归结果，可以看出农村家庭数字化转型在1%的显著性水平上降低了消费不平等程度。进一步使用Kakwani指数作为被解释变量进行检验，结果如列所示，农村家庭数字化转型在1%的显著性水平上降低了消费不平等程度。综合可以看出，农村家庭数字化转型具备缓解消费不平等的效应。
为了考察农村家庭数字化转型对消费结构的影响，参考已有研究（53-54）的做法将消费细分为生存型消费、发展型消费和享乐型消费，表8列（3）—（5）分别汇报了农村家庭数字化转型对消费结构的影响。列的估计结果显示，农村家庭数字化转型对生存型消费支出产生了正向影响但不显著。随着数字化转型带来的收入提升，农村家庭的消费结构发生显著转变，消费重心逐渐从基本的生存型需求转向更高层次的消费领域。列的估计结果显示，农村家庭数字化转型对发展型消费的支出产生了显著的正向影响，表明数字化转型正推动农村家庭消费观念升级，在收入持续增长的背景下，其消费支出结构明显优化，更多资源被配置于教育、技能培训等发展型领域，展现出对长期增收能力的重视。列的估计结果显示，农村家庭数字化转型拉低了享乐型消费但不显著。可能的原因是，数字化转型后，家庭更倾向于将有限资金投入生产性领域，如购置农业设备、参与线上技能培训或创业投资，从而优先满足生存型消费刚性需求和长期发展需求。而娱乐、奢侈品等享乐型消费因短期回报率低，在家庭预算约束下被主动压缩。此外，农村居民受传统储蓄观念影响，可能更看重数字化工具的生产性功能，导致享乐型消费增长动力不足。
（二）数字普惠金融的消费升级效应
数字普惠金融通过降低服务门槛和优化资源配置，有效缓解了市场主体融资约束。初期农村家庭即便拥有数字工具，也可能因信贷约束而难以释放消费潜力。随着普惠金融的推进，低门槛融资渠道得以建立，缓解了资金瓶颈，显著提升了数字化转型的边际消费倾向。但当跨越关键节点后，信贷获取变得容易，数字化转型的边际消费促进效应开始减弱。同时，借贷压力累积使消费决策趋于保守，部分资源转用于偿债，削弱了数字化对消费的推动作用。农村家庭数字化转型对消费的边际影响随着普惠金融的发展而呈倒U型，反映了消费从量扩到质升的结构升级。
为检验以地区数字普惠金融发展程度为门槛变量时农村家庭数字化转型对消费的边际效应是否呈现典型的倒U型特征，这里通过构建门槛回归模型进行检验，同样使用省级数字普惠金融指数与CHFS数据进行匹配后回归①。门槛效应存在性检验结果如表9所示，检验结果显示，数字普惠金融在农村家庭数字化转型对消费的影响中存在单门槛效应。具体回归结果如表10所示。可以看出，当数字普惠金融低于门槛值时，农村家庭数字化转型对消费的影响系数为0.183，在1%的水平上显著；当数字普惠金融发展迈过门槛值之后，农村家庭数字化转型对消费的影响系数为0.083，也在1%的水平上显著。通过实证检验发现，以数字普惠金融为门槛变量时，农村家庭数字化转型对消费的边际效应呈现典型的倒U型特征。
七、研究结论与政策启示
本文剖析了农村家庭数字化转型提振消费的影响机理，采用微观调研数据实证分析了农村家庭数字化转型对消费的影响，主要得到如下结论：第一，农村家庭数字化转型显著促进了家庭消费支出增加，经过内生性检验和一系列稳健性检验发现这一结论依然成立。第二，农村家庭数字化转型通过促进家庭非农就业和创业，促进家庭消费支出增加。第三，农村家庭数字化转型对消费的影响具有异质性，对位于东北和西部地区、收入水平低、受教育程度低的家庭更明显，对老年组家庭的影响强于青年组和中年组。第四，拓展性分析发现，农村家庭数字化转型具有降低消费不平等和改善消费结构的效应。以数字普惠金融为门槛变量时，农村家庭数字化转型对消费的边际效应呈现典型的倒U型特征。基于以上研究结论，得到如下政策启示。
第一，持续完善农村数字基础设施，赋能农村家庭数字化转型。加快推进农村信息基础设施网络建设，优先在县域中心镇和特色产业镇布局新一代通信网络，并逐步向周边乡村延伸覆盖，持续提升农村地区网络覆盖的广度和深度。健全农村网络质量监测和评估机制，重点解决边远地区网络信号覆盖不足、稳定性不强等问题，不断提升网络运行质量和使用体验。同步推进数字化终端在农村地区的普及应用，实施“智能终端下乡”行动，鼓励主流厂商研发适合农村使用场景、价格合理、操作便捷的智能终端产品，通过财政补贴、以旧换新等方式降低农民使用数字终端的门槛。持续开展面向农村家庭的数字技能培训，依托村级综合服务平台定期组织智能终端使用、网络应用和电商平台操作等实用技能培训。健全农村“数字帮扶”机制，动员大学生村官、返乡青年和基层志愿者等群体开展结对帮扶，重点提升中老年群体的基础数字应用能力，推动农村家庭更好融入数字化生活。
第二，推进农村居民增收行动，保障农村居民消费能力。围绕培育农村内生发展动力，强化对新型农业经营主体的支持，重点培育创业带头人，发挥家庭农场、农民合作社等主体在带动农民增收中的示范和辐射效应。完善农村创业支持体系，通过优化资金扶持、信贷支持和融资服务，引导返乡人员积极参与创业实践，并依托县域创业孵化载体建设，为农村创业主体提供场地支持、成本减免和综合服务，营造良好的创业发展环境。同步推进农村居民技能提升行动，围绕农业生产和农村新业态发展需求，加强职业农民和农村劳动力培训，重点提升电商运营、直播销售等数字技能水平，推动智慧农业和现代农业示范应用，发展精准种养、品牌农业和特色产业，持续拓宽农民增收渠道。同时，进一步完善数字经济兴农增收机制，支持电商平台下沉县域和乡村，提升农产品上行能力和市场对接效率。深化农村普惠金融和消费金融服务，优化支付环境，创新涉农保险和金融产品，增强农户风险抵御能力和消费支撑能力，健全低收入群体动态监测和分层分类帮扶机制，加强就业、照护和基本生活保障，切实兜牢农村民生保障底线。
第三，提升消费环境整治力度，保障农村消费者权益。健全覆盖县、乡、村三级的消费维权网络体系，在县级层面完善调解和协调机制，在乡镇设立维权服务站点，在村级配备联络人员，实现消费投诉便捷受理和高效处置。针对直播带货等新型消费业态，完善农村网络交易监管制度，明确平台主体责任，建立失信惩戒和风险预警机制。深入开展面向农村消费领域的专项整治行动，聚焦农资、家电等重点商品和领域，严厉打击侵权假冒和不正当经营行为。加快推进农村物流和快递服务体系建设，支持快递企业向乡镇和行政村延伸服务网络，提升农村配送覆盖水平。推动县域智慧物流平台建设，整合物流资源，发展共同配送模式，降低农村物流运行成本。加强冷链基础设施布局和能力建设，重点完善产地预冷、冷藏运输等关键环节，有效减少农产品流通损耗，提升农村消费和生产服务保障能力。