陆 刚，刘思言
(1.河北地质大学 管理学院，河北 石家庄 050031；
2.河北地质大学 城市地质与工程学院，河北 石家庄 050031)
在当前新的发展阶段，数字和人工智能与经济社会全面融合的国内国际双循环新发展格局正在加速形成。数字经济能持续提高全要素生产率，提升居民收入水平，实现生产要素的良性循环。2021年，中国数字经济规模达到45.5万亿元，同比增长16.2%，占GDP比重达到39.8%[1]。数字经济在疫情冲击下仍保持高速增长，这主要得益于国内产业数字化转型和智能制造的快速发展。河北省数字经济规模在2018年首次突破1万亿元，其后以每年超过10%的速度快速增长。雄安新区成为数字经济创新发展试验区，可以充分发挥其辐射扩散效应。在当前复杂国内国际形势驱动下，数字化发展有利于增强经济发展活力，促进河北省消费增长，更快形成双循环的新发展格局。
当前，世界各国都重视本国的数字化发展，美国最先应用互联网和人工智能布局数字经济发展，此后欧洲的英国和德国以及亚洲的日本和韩国等一些发达国家开始陆续制定本国的数字化发展战略。数字化发展由两部分组成，即数字产业化和产业数字化[2]，这两部分的发展构成了对现有生产生活方式的颠覆，对消费结构、消费水平和消费环境带来了显著的影响，同时也给促进消费增长带来机遇和挑战。国内外学者对数字化发展促进消费进行了研究。Choi等对207个国家的研究证明了互联网对消费增长有明显的助推作用[3]；
逄健等在对国外数字化发展战略评述的基础上提出了数字技术的商业化应用模式[4]；
张峰等指出传统消费正在向数字化消费转型，数字化消费改善了消费体验，能够创造新的消费需求，改变人们的消费行为与消费决策[5]；
卢江等的研究表明数字化发展能够提高特定人群的劳动收入水平，使社会整体福利得到提升，从而促进整体社会消费能力提升[6]。综上，相关文献对数字化发展促进消费的研究集中在理论方面，针对某个区域的实证层面研究较少。
(一)理论探讨
数字化发展促进消费增长，同时也对消费构成冲击，改变市场消费结构和消费习惯，推动消费需求扩展。
1.数字化发展对消费构成冲击
数字化发展对传统消费构成冲击，传统消费的份额被挤占，客源大量流失，市场的消费结构和消费环境被改变，如果不能平衡消费结构，将导致消费环境恶化，甚至会使消费水平下降。在数字产业化方面，数字技术对传统业务进行数字化改造，互联网核心产业为产业数字化转型赋能，促进了传统产业系统性变革，提升了数字化方面的消费需求，降低了传统技术和产品的消费需求。在产业数字化方面，传统产业数字化转型和重塑会加速消费转型，促进消费方式的升级，降低消费成本，使消费更加高效便捷，促进消费增长，并满足人民日益增长的多样化消费需求[7]。数字化发展改变了消费内涵，平台化消费模式也极大丰富了消费内容[8]。数字化发展对传统消费的冲击还体现在平台企业容易快速形成行业垄断，从而获得高额利润，这也将导致消费环境恶化，从而降低消费水平。因此，在数字化发展初期，数字化发展会对消费结构造成破坏，导致消费环境恶化和消费水平降低，但随着数字技术的快速进步，传统产业完成数字化转型升级后会逐步达成平衡，促进消费增长。
2.数字化发展推动消费需求扩展
数字消费内容的多样化使人们更倾向于消费数字产品，消费内容不断创新，人们的个性化需求得到满足，进而持续推动消费需求不断扩展。数字化发展同时会创造新的消费需求，使人们更愿意消费数字化产品，消费受到生产端和需求端的影响，生产端会制约消费需求的扩展，同时数字新产品的开发也能不断推动消费需求扩展[8]。在数字产业化方面，数字技术能够创造和丰富新兴需求内容，使数字产品和服务成为新的消费热点[9]。在产业数字化方面，数字技术促进产业数字化转型升级，如元宇宙技术使传统产业的需求扩展，整体产业链发生全方位变革。人工智能和云计算等数字技术能够辅助传统产业研发新产品，大数据技术能够快速识别消费需求，促进消费升级。数字化发展也催生了新消费模式，直播和短视频销售成为近年来的热点销售模式，沉浸式体验娱乐模式开发了新的消费热点，网络社区和远程在线学习为疫情期间人们的生活和学习带来便利。因此，随着数字化程度的提高，传统产业变革从赋能向使能演进，数字化使能能够更好地满足消费者个性化需求，从而创造更高的商业价值[10]。消费内容的创新能够实现超大规模市场消费潜力的多层次和多渠道释放[8]，促进消费增长。
(二)河北省数字化发展现状分析
2020年，河北省政府印发了《河北省数字经济发展规划(2020-2025年)》，从多个产业层面提出要推动新型数字技术与实体经济融合发展。同时，还提出了县域特色产业集群数字化转型、智慧交通和智慧医疗等20个专项行动。2020年，河北省发布《加快推进新型智慧城市建设的指导意见》，推动市县级智慧城市建设。在电子信息制造业等专项领域，河北省精心组织实施高技术产业化工程，建设中电科13所薄膜腔声谐振滤波器、新华北集成电路有限公司卫星通信和5G通信基站应用射频前端套片、霸州云谷科技第六代AMOLED模组生产线以及河北城乡建设大数据应用平台等一批高技术产业化和应用示范项目。
截至2020年底，河北省互联网普及率在国内各省份中排名第七，光纤宽带覆盖全省99%的地域，基本实现了4G信号全覆盖。2020年，河北省全面开始5G规模化商用，扩大河北省各个二级城市及重要场所的基站覆盖范围，并逐渐向乡村倾斜。2020年8月，河北省提前完成全年1.5万个5G建站目标，并实现了11个地级市5G信号的连续覆盖。2021年，河北省5G终端用户数达到2 573万户，固定互联网宽带接入用户规模达到2 797万户，实现河北省县级以上主城区5G网络全覆盖。依据河北省信管局发布的河北省通信数据可知，2014年至2020年期间，河北电信业务总量快速增加，且从2018年后增幅明显加快，2020年电信业务总量达到5 973.4亿元，这表明河北省在发展数字经济的基础设施建设方面取得了明显成效。
在数字产业化方面，国内腾讯等互联网头部企业均落户河北，带动了本省电子信息和智能制造等产业实现数字化转型。2020年，全省电子信息技术制造产业销售收入达到1 720.2亿元，同比增长7.5%。建设了廊坊和张家口等大数据示范区，设置超过百万台服务器保证大数据分析的在线应用。维信诺第六代AMOLED新型显示生产线建成投产，秦淮大数据和京东华北云基地项目也正在加快实施，中船重工718所电子新材料基地和华讯方舟太赫兹产业基地等一批重点项目竣工投产。在产业数字化方面，以制造业和农业为代表的各产业积极实施数字化转型发展。2020年，全省培育工业互联网平台54个，制造业逐步向服务端转型，实现了C2B个性化定制，在技术、生产和管理等环节开展网络化协同。河北省加大互联网消费端投入，打造了省级以上电子商务示范园区17个，建立省市县乡四级农业信息服务体系，云技术、大数据和物联网技术在高端农业领域逐步开展应用。
要研究数字化发展对消费增长的促进作用，就需要探索数字化发展对消费的驱动因素和影响因素，挖掘市场消费潜力，找准数字经济发展动向。借鉴相关文献中数字化发展对消费行为的关键影响指标，将居民消费水平作为衡量河北省经济发展的因变量(Y)，居民消费水平是指居民在物质产品和劳务方面的消费总额与年平均人口的比值。选取数字化发展影响居民消费行为的7个代表性因素作为自变量：城镇居民人均可支配收入(X1)和城乡收入差距(X2)体现了可支配收入及收入水平的不均衡对消费的影响；
居民消费价格指数(X3)和商品零售价格指数(X4)反映了消费商品和服务价格以及商品的价格变动影响消费开支能力的波动情况；
年末城镇登记失业率(X5)和城乡居民人均可支配指数(X6)均为影响消费支出的重要指标；
固定互联网宽带接入用户数(X7)代表了互联网的普及和利用程度①。
(一)因子分析
在指标较多的场合使用因子分析法，用少数几个因子去描述许多指标或因素之间的联系。
1.数据标准化处理
由于指标数据数量级和量纲不同，为得到标化的无量纲数据，应用Z-score标准化法对数据进行处理，计算公式如下：
Z=(Xi-μ)/σ
(1)
上式中，Xi为某一指标数据，μ为指标数据均值，σ为标准差。
2.KMO检验与Bartlett球形检验
该检验是对多个样本变量进行简单相关系数和偏相关系数的比较，检验数据是否满足因子分析的条件。KMO检验计算公式如下：
(2)
上式中，mij为各指标Xi与Xj间的相关系数，nij为各指标Xi与Xj间的偏相关系数。
3.因子载荷矩阵计算
在变量较多且具有相关性的场合，应用因子分析能够快速准确地简化复杂变量，把众多变量归结为少数重要的综合因子。通过因子分析碎石图判断提取因子是否合理，从而简化原始数据，利用因子得分进行样本的分类和综合评价。计算模型如下：
X=A*F+ε
(3)
上式中，A为因子载荷矩阵，aij为因子载荷系数，表示第i个指标在第j个因子上的负荷；
F表示提取的公共因子矩阵，F1、F2…Fn为主因子，表示某一指标的潜在变量。
(二)回归分析拟合优度检验
回归分析法常用来分析多个变量之间的相互依赖关系。需要对原始样本进行拟合度检验，判定多个自变量是否线性相关，依据多重判定系数R2来判断模型的拟合优度，其计算如下：
(4)
针对河北省数字化发展的现状，选取相应指标，应用因子分析和回归分析模型对数字化发展促进河北消费水平增加进行研究。
(一)因子分析
针对河北省数字化发展的现状，对相应指标进行因子分析。
1.相关系数矩阵及显著性检验
应用Z-score标准化法对数据进行处理，计算得到各指标间的相关系数(表1)。
表1 相关系数矩阵及显著性检验
由表1可知，矩阵中多为大于0.9的高相关性系数，这表明大部分数据具有高度相关性。相关系数显著性检验的P值大部分小于0.05，这表明样本间的差异由随机选取的10年样本数据造成误差的概率小于0.05，故样本间具有强相关关系。
2.KMO检验与Bartlett球形检验
对数据进行KMO和Bartlett球形检验，当KMO≥0.5时，可以对指标数据进行因子分析(表2)。
表2 KMO检验与Bartlett球形检验
由表2可知，KMO的测定值为0.671>0.5，Bartlett球形检验的Sig.值<0.05，样本间具有强相关性。故应拒绝球形检验零假设，样本符合因子分析的条件。
3.计算因子载荷矩阵
公共因子方差是用来衡量公因子中包含的原始变量信息。标准化后的原始变量的公因子方差见表3。
表3 公因子方差
由表3可知，公因子方差提取的信息>0.5即表示可被表达，表中每个提取的因子与原来变量间的信息交汇都得到较好的表达。变量Z(X1)的提取因子包含了初始变量99%的信息，以此类推，除了X5年末城镇登记失业率提取因子信息量较少之外，其他的变量提取信息都在95%以上，这表明提取的因子较理想。因子分析初始特征值表示原始样本相关系数矩阵，方差百分比为每个因子的方差贡献率(表4)。
表4 特征根和方差贡献率
由表4可知，有2个成分对应的特征根大于1，分别是X1城镇居民人均可支配收入和X2城乡收入差距，X1的因子方差贡献率为67.429%，X2因子方差贡献率为28.362%。两者累计为95.791%，提取公因子X1和X2以达到降维的目的。因子分析碎石图横、纵坐标分别表示变量个数和特征值(图1)。
图1 因子分析碎石图
由图1可以看出，前两个因子的连线趋势陡峭，且特征值>1，其他因子连线趋势平缓，应该提取X1和X2来表示整体的方差。按照正交旋转法计算得出前两个因子的矩阵(表5)。
表5 旋转前因子载荷矩阵
根据表5可以写出每个原始变量的因子表达式：
城镇居民人均可支配收入=0.9993*F1+0.060*F2
城乡收入差距=0.992*F1+0.016*F2
……
固定互联网宽带接入用户数=0.979*F1+0.011*F2
对因子应用采用方差最大法进行旋转，得出因子负载系数(表6)。
表6 旋转后因子负载矩阵
由表6可知，相关因子呈现出明显差异，公共因子第一列中负荷数较大的变量有Z(X1)、Z(X2)、Z(X5)、Z(X6)和Z(X7)，均大于0.8，该类指标具有较强的相关性，可将它们归纳为可支配收入和数字化发展环境因素。变量Z(X3)和Z(X4)在第二列的负载均大于0.9，这两个指标具有较强的相关性，可将它们归纳为价格因素。主成分因子得分矩阵由因子得分与对应方差的算术平方根相乘得出[11](表7)。
表7 因子得分矩阵
根据表7的计算结果，可得出2个公因子和各原始变量间的线性关系：
Y1=0.213Z(X1)+0.207Z(X2)+0.026Z(X3)+0.026Z(X4)-0.198Z(X5)+0.210Z(X66)+0.207Z(X7)
Y2=-0.003Z(X1)-0.016Z(X2)+0.492Z(X3)+0.491Z(X4)-0.108Z(X5)-0.014Z(X6)-0.021Z(X7)
(二)回归分析
针对河北省数字化发展现状，对相应指标进行回归分析。
1.拟合优度检验
对原始样本进行拟合优度检验，判定自变量Y1和Y2是否线性相关(表8)。
表8 模型拟合度检验
由表8可知，多重判定系数R2=0.985，数值接近1，表明拟合度较好。复相关系数R=0.992，数值接近1，表明拟合度较优。
2.显著性检验
假设自变量和因变量之间存在相关关系，还需要进行显著性检验来验证这一条件，运用F检验即方差齐次性检验进行验证(表9)。显著性检验值为0.000，小于0.001。F统计量为270.892，故回归方程呈现显著的线性关系。
表9 方差分析表
3.回归结果分析
根据因子分析中变量间的相关性建立变量间的多元线性回归方程，体现前两个主成分因子对因变量的影响程度。将因变量(Y)和自变量(主成分因子Y1、主成分因子Y2)进行回归(表10)。
表10 回归分析结果
由表10可知，Z(Y)=0.449Y1+0.091Y2。结合表6的因子荷载矩阵和回归系数矩阵计算回归方程结果系数矩阵，得出线性回归方程为：
Z(Y)=0.096Z(X1)+0.091Z(X2)+0.057Z(X3)+0.056Z(X4)-0.098Z(X5)+0.093Z(X6)+0.092Z(X7)
由回归分析结果可知，河北省的城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距、居民消费价格指数、商品零售价格指数、城乡居民人均可支配指数和固定互联网接入用户数对居民消费水平有积极的正向促进作用，年末城镇登记失业率对居民的消费水平有负向抑制作用。河北省的城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距、居民消费价格指数、商品零售价格指数、城乡居民人均可支配指数和固定互联网接入用户数等变量指标每上升1%，河北省居民消费水平就分别上升0.096%、0.091%、0.057%、0.056%、0.093和0.092%；
年末城镇登记失业率每上升1%，居民的消费水平就下降0.098%。其中，固定互联网宽带接入用户数作为数字经济的一项关键统计指标，对河北省居民消费水平有积极的影响，数字化发展为河北经济注入了强大动力，显著促进了河北省消费的快速增长。
数字化发展是新发展格局下双循环战略的重要动力，可通过挖掘内生需求促进消费的增长。文章在对相关文献进行梳理的基础上，从数字化发展对消费的冲击和推动消费需求扩展两个方面进行了理论分析。针对河北省数字化发展现状，选取相应指标，应用因子分析和回归分析模型对数字化发展促进河北省消费增长进行实证研究。研究表明：1.数字化发展推动消费需求扩展。虽然数字化发展对传统消费带来冲击，挤占传统消费份额，改变消费结构，但它会创造新的消费需求，促进消费升级。2.数字化发展能够显著影响河北省消费增长。文中选取的自变量均与居民电子消费行为相关，网络环境、居民的可支配收支情况、城乡收入差距和零售商品的价格等自变量与因变量居民的消费水平都有直接或间接的相关关系，相应变量指标每上升1%，对消费水平的增长就会产生显著正向影响。3.网络覆盖率指标的提升能够有效推动消费的增长。互联网宽带接入用户数每增加1%，河北省消费水平就提升0.092%，这更有利于数字经济的发展。4.数字化发展促进河北省消费水平稳步提升。数字化发展对河北省消费水平增长的积极促进效应远大于负面抑制效应，数字化发展可促进传统产业转型升级，扩展消费需求，加快河北省双循环新格局的构建。
注 释：
① 数据主要来源于《河北省统计年鉴》《河北省经济年鉴》、艾瑞网《中国零售数字化转型研究报告》和相关统计部门网站，数据的时间跨度为2011-2020年。
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