農(nóng)村居民移動信息消費(fèi)影響因素研究

江游 孫友然 焦永紀(jì) 張新嶺

摘 要：利用分層線性模型（HLM）和中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)庫，從居民個(gè)人因素和外部環(huán)境因素兩個(gè)層面研究農(nóng)村居民移動信息消費(fèi)的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，婚姻、個(gè)人收入、受教育程度等個(gè)人因素對農(nóng)村居民移動信息消費(fèi)具有正效應(yīng)，而年齡具有負(fù)效應(yīng)，家庭收入外部因素也對其存在正相關(guān)關(guān)系，但是性別、收入地位、家庭規(guī)模和地區(qū)人均收入水平對農(nóng)村居民的移動信息消費(fèi)的影響不顯著。

關(guān)鍵詞：分層線性模型;中國家庭追蹤調(diào)查;移動信息消費(fèi)

中圖分類號：F626.53? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A? ? ? 文章編號：1673-291X（2019）01-0011-03

引言

隨著移動信息產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，移動信息消費(fèi)成為居民消費(fèi)的一個(gè)重要組成部分。根據(jù)《2016年通信運(yùn)營業(yè)統(tǒng)計(jì)公報(bào)》數(shù)據(jù)，近年來我國居民移動信息消費(fèi)快速增長。移動手機(jī)用戶2016年凈增5 054萬戶達(dá)到13.2億戶，平均每百人擁有 96.2部，比2015年提高3.7部，其中有10個(gè)省市的移動手機(jī)普及率超過100部/百人（北京、廣東、上海、浙江、福建、寧夏、海南、江蘇、遼寧和陜西）;電信消費(fèi)市場規(guī)模2016年達(dá)到11 893億元，同比增長5.6%。移動手機(jī)的普及使得農(nóng)村居民能夠便捷地獲得信息，但城市仍然是移動信息消費(fèi)的主力，如何縮小城鄉(xiāng)“數(shù)字鴻溝”（Digital Divide）？現(xiàn)實(shí)中仍存在哪些因素制約農(nóng)村居民的信息消費(fèi)？本研究擬從移動信息消費(fèi)角度分析制約農(nóng)村居民消費(fèi)的影響因素。

一、研究方法

（一）模型

根據(jù)消費(fèi)者行為理論，消費(fèi)者行為受到個(gè)體因素和外在環(huán)境因素的影響。用公式可以簡單地表示為B=f（P，E），其中B為消費(fèi)者行為，P為個(gè)人因素，E為個(gè)人以外的環(huán)境因素。根據(jù)已有的研究文獻(xiàn)，移動信息消費(fèi)影響因素有個(gè)人因素，如年齡、性別、婚姻和教育程度（徐蒙，2012），也有外部環(huán)境因素，如陳立梅等（2016b）認(rèn)為，家庭人均收入水平和地區(qū)人均收入水平對移動信息消費(fèi)存在正的顯著效應(yīng)。所以，本研究的樣本變量既有個(gè)體變量，又有由個(gè)體組成的群體層級變量。為解決社會科學(xué)研究中傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)計(jì)量方法在處理層次數(shù)據(jù)時(shí)導(dǎo)致結(jié)果發(fā)生偏誤，哈維·哥頓斯坦（1991）和斯坦?！ち_登布什等（1999）開創(chuàng)和發(fā)展了多層分析方法（Hierarchical Liner Model，簡稱HLM，也有稱之為Multilevel Linear Model，MLM）。HLM分析方法將個(gè)體因素與群體因素分離出來，可以獲得更加可靠的參數(shù)估計(jì)。

多層線性模型可以根據(jù)數(shù)據(jù)和研究的需要將層級分為多個(gè)層次，本文采用基本的二層線性模型。其基本表達(dá)形式如下：

其中，下標(biāo)i表示第一層農(nóng)村居民個(gè)體，下標(biāo)j表示第一層農(nóng)村居民個(gè)體隸屬的第二層外部環(huán)境因素，Yij表示第j個(gè)外部環(huán)境的第i個(gè)農(nóng)村居民個(gè)體的因變量，Xij表示第j個(gè)外部環(huán)境的第i個(gè)農(nóng)村居民個(gè)體自變量觀測值。

？酌00和？酌10分別是？茁0j和？茁1j的平均值，并且它們在第二層外部環(huán)境之間是恒定的，是？茁0j和？茁1j的固定成分;？滋0j和？滋1j分別是？茁0j和？茁1j的隨機(jī)成分，它們代表第二層外部環(huán)境之間的變異，在該層中考察家庭人均收入對農(nóng)村居民移動信息消費(fèi)的影響。

（二）數(shù)據(jù)指標(biāo)說明

本研究使用的數(shù)據(jù)來自于北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)査中心最新公布的2014年CFPS數(shù)據(jù)。本文根據(jù)研究目的選擇鄉(xiāng)村成人組數(shù)據(jù)，得到16歲以上農(nóng)村居民個(gè)體樣本數(shù)量為10 738個(gè)，與之相對應(yīng)的家庭樣本數(shù)量有5 751個(gè)，隸屬于26個(gè)省市。本研究借鑒Nayga（1994）和Delgado & Miles（1997）在研究食品消費(fèi)時(shí)采用的宗教、種族、性別、年齡、家庭規(guī)模、收入等人口特征指標(biāo)，結(jié)合本研究的目的，選取的個(gè)人因素除年齡、性別、婚姻、教育程度外，還選擇了個(gè)人收入和收入在當(dāng)?shù)?外部環(huán)境因素選擇了家庭收入、家庭人口規(guī)模以及農(nóng)村人均地區(qū)生產(chǎn)總值兩個(gè)指標(biāo)。

二、實(shí)證分析

本文利用HLM6.02和Stata12軟件處理相關(guān)的數(shù)據(jù)。分層線性模型分析農(nóng)村居民移動信息消費(fèi)的影響因素分為三個(gè)步驟，一是使用零模型，二是隨機(jī)效應(yīng)模型，三是完全模型。

在零模型中，層1和層2都不納入自變量。對零模型運(yùn)算結(jié)果的方差進(jìn)行卡方檢驗(yàn)，結(jié)果表明統(tǒng)計(jì)顯著（P=0.000），第一層方差為302.6477，第二層方差為 21.4077，因此，第一層的方差占93.39%;其余6.61%的方差來自于第二層。表明外部環(huán)境因素也是影響農(nóng)村居民信息消費(fèi)的因素之一。因此，第二步通過增加自變量對第一步得到的隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步分解（李雪燕等，2006）。

第二步，隨機(jī)效應(yīng)模型（為完全模型做準(zhǔn)備）。隨機(jī)效應(yīng)模型的主要目的在于對自變量進(jìn)行篩選。該模型不考慮第二層模型，也即在第一層內(nèi)對自變量進(jìn)行運(yùn)算。模型運(yùn)算所用的參數(shù)估計(jì)方法為限制性極大似然估計(jì)（restricted maximum likelihood），其結(jié)果見下表中的模型一。模型一的結(jié)果表明，性別、手機(jī)重要性、收入地位三個(gè)變量對農(nóng)村居民的移動信息消費(fèi)的影響統(tǒng)計(jì)上不顯著。因此，在進(jìn)行完全模型計(jì)算之前，剔除掉一層中不顯著變量。

從上表中我們可以看出，第一，年齡對農(nóng)村居民的移動信息消費(fèi)的回歸系數(shù)存在顯著影響?；貧w系數(shù)為負(fù)號，表明年長的農(nóng)村居民與年輕的農(nóng)村居民相比，移動信息消費(fèi)的水平較低。這與 Modigliani et al.（1957）的生命周期假說一致，也即在生命的不同時(shí)期，消費(fèi)隨著年齡變化而不同，年輕人的邊際消費(fèi)傾向較高。因此，如果要促進(jìn)農(nóng)村居民增加移動信息消費(fèi)，在信息品種開發(fā)上，應(yīng)更多地關(guān)注和重點(diǎn)研發(fā)年輕人感興趣的消費(fèi)品種。第二，婚姻對農(nóng)村居民的信息消費(fèi)也存在正的顯著性影響。該指標(biāo)表明，相對于未婚人群而言，已婚人士具有更加穩(wěn)固的家庭伴侶關(guān)系，以及與之相應(yīng)的親屬關(guān)系，在人事溝通和交流上更加的頻繁，因而信息消費(fèi)的需求要大于未婚人群。第三，個(gè)人收入對農(nóng)村居民信息消費(fèi)存在正的顯著性影響。這與經(jīng)典的居民消費(fèi)理論一致，Keynes（1936）在《通論》中就考察了消費(fèi)與收入之間的關(guān)系，表明居民消費(fèi)與居民可支配收入之間存在著正的相關(guān)關(guān)系，收入越高的人群，其信息消費(fèi)的水平越高。第四，受教育程度對農(nóng)村居民的移動信息消費(fèi)的邊際影響是正顯著。這說明，受教育水平越高，對移動信息消費(fèi)具有促進(jìn)作用。換言之，受教育年限越長，農(nóng)村居民了解外部信息、接受新事物的需求能力越強(qiáng)，對移動信息等新產(chǎn)品的接受度越高。由此可見，提升教育對促進(jìn)移動信息消費(fèi)具有正向推動作用。第五，家庭收入對農(nóng)村居民的移動信息消費(fèi)存在正顯著相關(guān)關(guān)系。家庭收入尤其對于沒有經(jīng)濟(jì)收入來源成員的內(nèi)部轉(zhuǎn)移支付有助于促進(jìn)家庭內(nèi)部成員的移動信息消費(fèi)水。第六，性別、收入地位、家庭規(guī)模和地區(qū)人均收入水平對農(nóng)村居民的移動信息消費(fèi)的影響不顯著。這說明，農(nóng)村居民的移動信息消費(fèi)不存在性別上的顯著差異，移動信息消費(fèi)對農(nóng)村居民收入在當(dāng)?shù)厮幍乃降匚徊幻舾?，農(nóng)村居民并未將移動信息消費(fèi)作為奢侈品和消費(fèi)的身份象征。

三、結(jié)論與建議

本文對影響農(nóng)村居民移動信息消費(fèi)行為因素的研究發(fā)現(xiàn)，與其他對消費(fèi)影響因素的一般研究結(jié)論相似（Nayga，1994;Delgado & Miles，2007）：年齡、婚姻、個(gè)人收入、受教育程度等個(gè)人因素對農(nóng)村居民移動信息消費(fèi)具有顯著性相關(guān)關(guān)系，除年齡因素與之呈負(fù)相關(guān)關(guān)系外，其余均為正相關(guān)關(guān)系;而性別、收入地位、家庭規(guī)模對農(nóng)村居民的移動信息消費(fèi)的影響不顯著。此外，家庭收入外部因素也對移動信息消費(fèi)存在正相關(guān)關(guān)系。

為促進(jìn)農(nóng)村居民的移動信息消費(fèi)，應(yīng)該根據(jù)農(nóng)村居民自身的特點(diǎn)推出相關(guān)的信息產(chǎn)品或服務(wù)。因此，需要加強(qiáng)產(chǎn)品研發(fā)，針對年輕人推出他們感興趣的各類信息產(chǎn)品或服務(wù)。由于已婚人士相對于未婚人士其信息消費(fèi)傾向較高，在產(chǎn)品設(shè)計(jì)中可以推出專門針對已婚人士的信息消費(fèi)內(nèi)容，例如育兒、婚姻家庭等。農(nóng)村居民信息消費(fèi)水平對個(gè)人和家庭收入均敏感，因此，提升個(gè)人和家庭收入是提升農(nóng)村居民的移動信息消費(fèi)的重要途徑。由于農(nóng)村信息消費(fèi)水平與教育水平之間的正相關(guān)關(guān)系，因此政府應(yīng)加大教育的公共投入，使得更多的農(nóng)村居民能提升教育層次，這也有助于促進(jìn)移動信息消費(fèi)。

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