互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭消費結(jié)構(gòu)的影響研究

吳曉涵

內(nèi)容摘要：本文基于消費者決策過程模型，提出相關(guān)假設(shè)進行實證分析，得出結(jié)論：使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭，文教娛樂和家用設(shè)備消費占比升高，居住和醫(yī)療消費占比降低，食品、衣著、交通通訊消費占比無顯著變化，同時各類商品和服務(wù)消費金額上升。

關(guān)鍵詞：互聯(lián)網(wǎng)? ?家庭消費結(jié)構(gòu)? ?影響研究

理論分析與假設(shè)提出

（一）消費者決策過程模型

消費者決策過程模型（Consumer Decision Process Model，CDP）由俄亥俄州大學(xué)的三位教授Engel、Kollat和Blackwell于1968年提出，描述了消費者從確定需求到購買后的一系列行為流程。隨著互聯(lián)網(wǎng)的普及，消費者在購買產(chǎn)品前，能從網(wǎng)上方便地搜集豐富的產(chǎn)品信息。同時，購買了產(chǎn)品的消費者將評價發(fā)布到網(wǎng)絡(luò)平臺上供他人參考的現(xiàn)象也越來越普遍，互聯(lián)網(wǎng)對消費者決策過程中的信息來源和搜尋產(chǎn)生了重大影響。

（二）互聯(lián)網(wǎng)使用、網(wǎng)絡(luò)口碑（Electronicword-of-mouth）與消費行為

購買了商品和服務(wù)的消費者，將其對產(chǎn)品的評價和產(chǎn)品質(zhì)量信息分享到各類網(wǎng)絡(luò)平臺上，供他人參考，形成了網(wǎng)絡(luò)口碑（eWOM）。在CDP模型中，網(wǎng)絡(luò)口碑可視為“消費后評價”在互聯(lián)網(wǎng)上的表現(xiàn)形式。網(wǎng)絡(luò)口碑與傳統(tǒng)信息渠道提供的口碑（Traditional word-of-mouth）相比，獲取成本低、不受時空限制，信息容量大、準(zhǔn)確性強，并且便于顧客分享和交流。使用互聯(lián)網(wǎng)的消費者越來越依賴網(wǎng)絡(luò)口碑來做出決策。網(wǎng)絡(luò)口碑有多種載體，包括但不限于：網(wǎng)購平臺（如亞馬遜、淘寶、京東）、專業(yè)論壇、專家博客、第三方評價網(wǎng)站（Floyd et al.，2014）。其中，信息量最大和最重要的是網(wǎng)購平臺及其提供的評價系統(tǒng)。網(wǎng)絡(luò)口碑對消費者的益處在于降低了了解產(chǎn)品信息的成本，減少了信息不對稱，從而促進了消費。

（三）網(wǎng)絡(luò)口碑對不同種類商品消費的影響

第一，對于不同商品，消費者做出購買決策前能接觸到的網(wǎng)絡(luò)口碑?dāng)?shù)量不同。以網(wǎng)絡(luò)口碑的主要分布場所—網(wǎng)購平臺為例，盡管我國居民的網(wǎng)絡(luò)購物行為已經(jīng)十分普遍，但不同種類商品和服務(wù)的網(wǎng)購滲透率還存在較大差異?？梢灶A(yù)見，網(wǎng)上交易越活躍的商品，其網(wǎng)絡(luò)口碑的積累就越多。網(wǎng)絡(luò)口碑越豐富的產(chǎn)品，上網(wǎng)者能獲取有關(guān)的產(chǎn)品信息就越多，對其消費的促進作用也就越強。

第二，網(wǎng)絡(luò)口碑作為產(chǎn)品信息的載體，對不同的商品種類會產(chǎn)生不同的消費影響。Nelson（1970，1974）在研究信息對消費者行為的影響時，按照購買前獲取產(chǎn)品信息總的難易程度，將商品分為兩類：搜索品和體驗品。Nelson認(rèn)為，搜索品和體驗品的區(qū)分不是絕對的，每種商品都有搜索和體驗的特征，只是所占比例不同，并且搜索品和體驗品的分類，與研究所包含的商品種類也有關(guān)。Weathers（2007）認(rèn)為，信息搜尋成本的差異，造成了消費者在面對搜索品和體驗品時，對產(chǎn)品質(zhì)量不確定性的認(rèn)識不同，面臨的信息不對稱程度不同，網(wǎng)絡(luò)口碑對搜索品和體驗品的消費促進程度也不同，所以對體驗品消費的促進效應(yīng)存在差異。

（四）假設(shè)提出

互聯(lián)網(wǎng)為消費者提供了網(wǎng)絡(luò)口碑，消費者能以最低成本了解到更豐富的產(chǎn)品信息，進而影響消費決策。不同種類商品和服務(wù)的消費，受網(wǎng)絡(luò)口碑影響的程度也有所不同。這種影響取決于兩個方面：一是商品和服務(wù)的網(wǎng)絡(luò)口碑豐富程度;二是商品和服務(wù)傾向于搜索品還是體驗品。我國在統(tǒng)計居民消費支出時，按食品、衣著、居住、交通通訊、醫(yī)療服務(wù)、家用設(shè)備、文教娛樂和其他分成八類。除了“其他”，剩余七類商品和服務(wù)，按照上面兩個維度可以分成四類（見圖1）。

根據(jù)以上分析，網(wǎng)絡(luò)口碑越豐富、體驗品特征越強的商品和服務(wù)，網(wǎng)絡(luò)口碑對其消費的促進作用越強。結(jié)合圖1，本文提出以下假說：

假說1：使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭，文教娛樂和家用設(shè)備的消費占比升高，居住和醫(yī)療的消費占比降低，而食品、衣著、交通通訊的消費占比不會有顯著變化。

假說2：使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭，各類商品和服務(wù)的消費金額會上升。

研究設(shè)計

（一）模型構(gòu)建

參照國家統(tǒng)計局的分類，本文選取文教娛樂、家用設(shè)備、居住、醫(yī)療、食品、衣著和交通通訊七類，分別計算其與總消費之比，作為消費結(jié)構(gòu)的度量。因此，實證分析時有7個被解釋變量，每個都要設(shè)定計量模型單獨估計。

AIDS模型是經(jīng)典消費模型，其在給定效用的前提下總消費支出最小化，最終推導(dǎo)出各類商品的消費占總消費的比例。因此，從形式上看，AIDS模型與本文的研究對象對應(yīng)。商品的消費占比取決于三個因素：全部商品的價格指數(shù)kj、總物價指數(shù)kL和總消費支出c。本文將其他影響消費結(jié)構(gòu)的因素線性轉(zhuǎn)化，形成如下表達式：

式（1）中，Internet是表征家庭互聯(lián)網(wǎng)使用的變量，X是其他影響消費結(jié)構(gòu)的變量組成的列向量，θ是與X對應(yīng)的系數(shù)列向量。

基于上文分析，本文選取的控制變量為：家庭資產(chǎn)、家庭規(guī)模、兒童數(shù)量、老人數(shù)量、平均年齡、平均受教育年限、健康狀況、城鄉(xiāng)和省份虛擬變量。檢驗假說1的實證模型為：

式（2）中，下標(biāo)i表示商品種類，m表示個體;Real Exp=c/kL表示家庭實際消費性支出;Total Asset表示家庭總資產(chǎn)，F(xiàn)amily Size表示家庭規(guī)模，Child表示家庭兒童數(shù)量，Elder表示家庭老人數(shù)量，Age表示成員平均年齡，Edu表示成員平均受教育年限，Health表示成員健康狀況，Urban為城鄉(xiāng)虛擬變量，Province為省份虛擬變量;u為誤差項;其他變量的含義與（1）式相同。被解釋變量包括食品、衣著、居住、交通通訊、醫(yī)療、家用設(shè)備、文教娛樂的消費占比。對每一類商品i，分別估計λi及其他變量的系數(shù)，本文重點關(guān)注的變量是家庭互聯(lián)網(wǎng)的使用Internet。

此外，假說2認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)的使用會提升家庭各類商品的消費水平。AIDS模型的被解釋變量是消費占比，而非金額，因此不便檢驗該假說。本文參考秦芳等人的模式：

式（3）中，Wi是每類商品的消費金額，Income是家庭收入，其余變量的含義與（2）式相同。

實證模型（2）式是一個截面模型，為了檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性，減少不可觀測的因素帶來的影響，除了截面OLS外，本文還使用面板數(shù)據(jù)估計。引入時間維度t后，（2）式變?yōu)椋?/p>

式（5）中，im為不隨時間變動的個體固定效應(yīng)，既包括未觀測到、但不隨時間變化的家庭特征，也包括家庭所在省份的固定效應(yīng);μit為時間效應(yīng);εimt為擾動項。

（二）變量度量

被解釋變量的度量。被解釋變量為食品、衣著、居住、交通通訊、醫(yī)療、家用設(shè)備和文教娛樂七類商品或服務(wù)消費占家庭總消費的比例。

家庭互聯(lián)網(wǎng)使用變量Internet的度量。本文將至少有一名成員上網(wǎng)的家庭定義為使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭，而全部成員都不上網(wǎng)的為不使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭。使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭，Internet值為1，反之為0，形成一個虛擬變量。此外，穩(wěn)健性檢驗中，將上網(wǎng)成員數(shù)量Internet No.作為家庭互聯(lián)網(wǎng)使用的另一種度量。

其他變量的度量。各類商品的價格指數(shù)kj，《中國統(tǒng)計年鑒》所有的基期價格指數(shù)都是100，本文將其標(biāo)準(zhǔn)化為1，取2014年為基期，推算2012年和2016年省級層面的價格指數(shù)。

實際消費支出Exp AIDS模型中，排除物價影響，消費支出以實際消費支出Real Exp=c/kL衡量;c為家庭消費性支出;物價總指數(shù)kL計算方法與kj相同。家庭年收入Income包括工資性收入、經(jīng)營性收入、轉(zhuǎn)移性收入、財產(chǎn)性收入和其他收入。家庭總資產(chǎn)Total Asset包括土地資產(chǎn)、房產(chǎn)、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、金融資產(chǎn)之和。家庭規(guī)模Family Size是家庭成員數(shù)，CFPS將家庭成員定義為經(jīng)濟聯(lián)系在一起、有直系關(guān)系和居住滿3個月的非直系親屬，兒童數(shù)量Child定義為家庭中15歲以下成員的數(shù)量，老人數(shù)量Elder定義為家庭中65歲以上成員的數(shù)量。平均年齡Age為家庭16歲以上成員受訪時的平均年齡。平均受教育程度Edu為家庭16歲以上成員受訪時已完成教育年限的平均值。健康狀況Health是家庭16歲以上成員自評的健康狀況指標(biāo)的平均數(shù)。家庭位于城鎮(zhèn)還是農(nóng)村的虛擬變量按照國家統(tǒng)計局城鄉(xiāng)區(qū)域劃分的標(biāo)準(zhǔn)確定，城鎮(zhèn)為1，農(nóng)村為0。省份虛擬變量Province的值依家庭所在省份確定。

為了檢驗互聯(lián)網(wǎng)影響消費結(jié)構(gòu)的機制，家庭網(wǎng)購行為的虛擬變量Netshop定義與Internet類似。如果家庭成員至少一人在最近12個月內(nèi)有網(wǎng)購行為，則Netshop為1，否則為0。CFPS 2016年的樣本中，55.53%使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭同時存在網(wǎng)購行為。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文使用的微觀數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）。CFPS于2010年開展基線調(diào)查，每兩年追蹤一次，目標(biāo)樣本16000戶家庭，覆蓋25個省、市、自治區(qū)，代表了我國95%以上的人口。結(jié)合已公開數(shù)據(jù)現(xiàn)狀及自身研究需要，本文選用2012年和2016年兩期數(shù)據(jù)進行研究。其中，家庭和個人變量，均從CFPS數(shù)據(jù)庫獲得，包括家庭各類消費金額、總消費、收入水平、資產(chǎn)規(guī)模、家庭規(guī)模、兒童數(shù)量、老人數(shù)量、年齡、受教育年限、健康狀況、家庭城鄉(xiāng)分類、家庭所在省份和互聯(lián)網(wǎng)使用情況。此外，價格指數(shù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)，本文使用的是省級層面七類產(chǎn)品的消費價格指數(shù)和總物價指數(shù)。

實證分析

（一）描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析

對變量進行描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析?？梢缘贸觯繕颖局?，收入與消費的相關(guān)系數(shù)很高（0.563），而消費與總資產(chǎn)的相關(guān)系數(shù)小一些（0.433）。為了減少共線性，選擇結(jié)構(gòu)變量ln Real Exp.和控制變量ln Total Asset代替收入進入回歸模型是一種可行的選擇。其它解釋變量之間沒有較強的共線性，說明模型變量的選取可靠（由于篇幅所限，具體數(shù)據(jù)未列出）。

（二）回歸結(jié)果分析

基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果（見表1）?；鶞?zhǔn)模型（2）式的估計分為四步，逐步回歸：OLS回歸，解釋變量僅包括家庭互聯(lián)網(wǎng)使用的虛擬變量Internet，即簡化形式;OLS回歸，解釋變量包括Internet和基本的AIDS要求的結(jié)構(gòu)變量（各類商品價格指數(shù)和實際消費支出的對數(shù);OLS回歸，解釋變量包括（2）式的全部變量;FE估計，解釋變量為（4）式的全部變量。其中，OLS回歸使用2016年的數(shù)據(jù)，F(xiàn)E估計使用2012和2016年兩期組成的面板數(shù)據(jù)（由于篇幅所限，本文僅列出文教娛樂消費占比的基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果）。

基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果分析。若僅選取Internet為解釋變量，無論商品屬于何類，其系數(shù)均顯著且存在正負之分。相比不使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭，互聯(lián)網(wǎng)家庭的文教娛樂、家用設(shè)備、衣著以及交通通訊的消費比重增加，而居住、醫(yī)療以及食品的消費比重減少。在引入結(jié)構(gòu)變量后，回歸結(jié)果并未發(fā)生變化。

當(dāng)模型引入所有的控制變量以及省份變量后，回歸結(jié)果并未發(fā)生變化。使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭比不使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭在文教娛樂、家用設(shè)備、衣著和交通通訊上的消費比重增加，居住與醫(yī)療的消費比重降低，但食品的消費比重并未發(fā)生顯著改變。由此可知，互聯(lián)網(wǎng)對家庭消費結(jié)構(gòu)存在顯著差異。

對于全變量回歸模型，若其它條件未發(fā)生變化，消費總額增加，相應(yīng)的文教娛樂、家用設(shè)備、居住和醫(yī)療的消費比重均會增加，食品、衣著和交通通訊消費比重將減少。使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭，其居住和醫(yī)療消費比重降低，衣著與交通通訊比重增加，食品消費無顯著變動。由此可知，互聯(lián)網(wǎng)對家庭消費結(jié)構(gòu)的影響和收入以及消費水平不存在顯著關(guān)系。就回歸結(jié)果而言，對于不同商品，互聯(lián)網(wǎng)對其消費的影響存在較大不同。假定其它條件不變，在文教娛樂方面，使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭，其消費占比提高了1.3%，交通費用占比增加了1.1%，家用設(shè)備增加了0.5%，衣著占比增加了0.3%，醫(yī)療占比減少了1.2%，居住占比減少了2.4%。增幅排在首位的為文教娛樂類消費，降幅最大的為居住消費。

面板回歸結(jié)果分析。本文采用固定效應(yīng)模型進行面板回歸分析，其結(jié)果存在一定的變化，具體包括：當(dāng)選取衣著與通訊消費作為被解釋變量時，相比最小二乘法回歸，互聯(lián)網(wǎng)使用的系數(shù)雖然減少，但缺乏顯著性，由此可知互聯(lián)網(wǎng)對消費結(jié)構(gòu)的影響并不固定。最小二乘法的結(jié)果比較容易受到家庭異質(zhì)性因素的影響，從而出現(xiàn)結(jié)果和實際不符的情況。當(dāng)食品占比作為被解釋變量時，互聯(lián)網(wǎng)使用的系數(shù)顯著性并未改善。其它4類商品的回歸系數(shù)顯著，變動方向和最小二乘法的方向相同，這表明互聯(lián)網(wǎng)使用的影響均有穩(wěn)定性。假設(shè)其它條件不變，使用互聯(lián)網(wǎng)，家庭文教娛樂消費比例提高2.6%，家用設(shè)備的比例減少1.8%，醫(yī)療消費減少1.4%?？傊瑢τ陉P(guān)鍵變量，無論是使用固定效應(yīng)模型，還是使用最小二乘法，系數(shù)不存在顯著變化。固定效應(yīng)模型中，文教娛樂與家用設(shè)備的系數(shù)比最小二乘法的系數(shù)存在一定程度的增加。由此可知，互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭文教娛樂和家用設(shè)備消費占比存在正向影響，對居住和醫(yī)療消費占比存在負向影響，對食品、衣著和交通通訊的消費占比無顯著影響。根據(jù)圖1可得，處于第一、三象限的產(chǎn)品，其消費占比變化顯著，第二、四象限的產(chǎn)品，其消費占比并未發(fā)生顯著變化，最小二乘法和固定效應(yīng)模型均證實了假設(shè)1。

控制變量回歸結(jié)果分析。就控制變量而言，隨著商品和服務(wù)的不同，互聯(lián)網(wǎng)的消費占比在相同類別的家庭中具有一定程度的差別，具體而言：對于農(nóng)村家庭，互聯(lián)網(wǎng)使用導(dǎo)致其文教娛樂消費占比增幅高于城鎮(zhèn)家庭，居住消費占比的降幅卻比城鎮(zhèn)家庭小;中部地區(qū)家庭的文教娛樂消費占比增幅低于東部和西部地區(qū)，家用設(shè)備消費占比的增幅高于其它地區(qū)，居住和醫(yī)療消費占比的降低在區(qū)域間無顯著差異;低收入家庭文教娛樂消費占比增幅和居住消費占比降低均大于高收入家庭，高收入家庭的家庭家用設(shè)備消費占比增幅高于低收入家庭。醫(yī)療消費在高收入家庭和低收入家庭的差異并不顯著;對于受教育層次高的家庭，其文教娛樂消費占比增幅較高，居住消費降幅也較大，家用設(shè)備消費占比和醫(yī)療消費占比則并不存在明顯差別。

互聯(lián)網(wǎng)使用對各類商品消費金額的影響。使用式（3）對假說2進行驗證，采用的方法仍然為截面最小二乘法和固定效應(yīng)模型。

由最小二乘法回歸分析可得，對其它因素進行控制，各個產(chǎn)品的消費金額受互聯(lián)網(wǎng)的影響比較顯著。其中，文教娛樂消費增幅為85.6%，家用設(shè)備消費增幅為37.7%，居住消費增幅為15.3%，醫(yī)療消費增幅為29.6%，食品消費增幅為20.8%，衣著消費增幅為27.7%，交通通訊消費增幅為29.2%。影響程度由高到低依次為文教娛樂消費、家用設(shè)備消費、醫(yī)療消費、交通通訊消費、衣著消費、食品消費、居住消費。這表明在使用互聯(lián)網(wǎng)的條件下，居住消費的占比會降低，文教娛樂和家用設(shè)備消費會增加。

使用固定效應(yīng)模型，回歸結(jié)果發(fā)生了部分變化。居住、醫(yī)療以及衣著消費占比不受互聯(lián)網(wǎng)使用的影響，在以上3個回歸分析中，Internet的系數(shù)均為正，但缺乏顯著性。文教娛樂和家用設(shè)備消費受互聯(lián)網(wǎng)的影響顯著，且影響方向為正，系數(shù)分別為0.555和0.194。食品和交通通訊的消費金額受互聯(lián)網(wǎng)的影響也較為顯著，影響方向為正，其系數(shù)分別為0.114和0.125，增幅低于文教娛樂和家用設(shè)備。雖然固定效應(yīng)模型的結(jié)果和最小二乘法的結(jié)果存在差異，然而就總體而言，結(jié)論并未發(fā)生較大變化。在文教娛樂和家用設(shè)備消費方面，互聯(lián)網(wǎng)的影響程度最高，但在居住和醫(yī)療方面，互聯(lián)網(wǎng)的影響程度較低。由此可以得出，在家庭消費結(jié)構(gòu)中，文教娛樂和家用設(shè)備消費占比增加，居住和醫(yī)療消費占比降低。此外，無論是最小二乘法，還是固定效應(yīng)模型均表明互聯(lián)網(wǎng)有助于推動各類消費，在文教娛樂和家用設(shè)備上的影響最大。這表明盡管文教娛樂和家用設(shè)備消費占比增加，但其它類別的消費金額卻并不會因此減少，這具有主動性。除此之外，解釋變量的系數(shù)也和預(yù)期相符，收入和財產(chǎn)對不同類別的消費具有顯著的促進作用，且在兩類模型中的影響程度相同。家庭規(guī)模對不同商品消費金額的影響方向均為正，原因在于隨著家庭成員人數(shù)的增長，家庭消費總額也隨之增加。由此證實了假設(shè)2。

（三）穩(wěn)健性檢驗

本節(jié)穩(wěn)健性檢驗旨在驗證基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示出的互聯(lián)網(wǎng)對家庭消費結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)是否穩(wěn)定，由兩個部分組成。第一部分使用工具變量法，檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用對家庭消費結(jié)構(gòu)的影響是否穩(wěn)健且存在因果關(guān)系。第二部分改變關(guān)鍵解釋變量—互聯(lián)網(wǎng)使用的度量，檢驗解釋變量的度量變化后，結(jié)論是否穩(wěn)健。需要說明的是，基準(zhǔn)回歸結(jié)果已經(jīng)顯示，互聯(lián)網(wǎng)使用只對文教娛樂、家用設(shè)備、居住和醫(yī)療消費的占比有顯著而穩(wěn)定的影響，因此本節(jié)檢驗以上四類消費涉及到的結(jié)果的穩(wěn)健性。本文的檢驗結(jié)果顯示穩(wěn)健，由于篇幅所限，在此不贅述。

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