互聯網信息依賴度與異質性家庭消費：金融資產配置的視角

王智茂，任碧云，王 鵬

（1.天津財經大學a.金融學院；b.金融與保險研究中心，天津300222；2.上海財經大學 馬克思主義學院，上海200433）

一、引言

隨著互聯網的廣泛接入和信息技術的關鍵性突破，全球范圍內由網絡連接所催生的信息技術得到了飛速發(fā)展。一方面，互聯網信息技術作為外生的技術要素進入宏觀生產函數，會促進整個國民經濟的增長，同時也會進一步影響到國際收支、價格競爭以及金融發(fā)展等［1］；另一方面，互聯網作為信息渠道，在微觀領域會滲透到家庭投資結構和消費模式的改變，對家庭福利和生活方式產生極其重要的影響［2］。顯然，家庭對于互聯網信息渠道的應用程度同家庭消費水平的改善密切相關，尤其在當前國際貿易保護主義抬頭，外部經濟環(huán)境日趨緊張的大環(huán)境下，改善消費渠道、形成國內消費需求的有效閉環(huán)顯得更為緊迫。2018年，中央工作會議多次提出實現消費升級的重要舉措，同時國務院下發(fā)《關于完善促進消費體制機制進一步激發(fā)居民消費潛力的若干意見》和10 部門頒布《關于進一步優(yōu)化供給推動消費平穩(wěn)增長促進形成強大國內市場實施方案》，強調完善消費機制和消費渠道，釋放家庭非必需品消費潛力是實現消費升級的重要內容。不難發(fā)現，網信事業(yè)發(fā)展和家庭消費升級與當前應對國際貿易環(huán)境、提振國內消費市場、改善人民福祉密切相關。習近平總書記在2018年的全國網絡安全和信息化工作會議上也強調，“網信事業(yè)發(fā)展必須貫徹以人民為中心的發(fā)展思想，把增進人民福祉作為信息化發(fā)展的出發(fā)點和落腳點，讓人民群眾在信息化發(fā)展中有更多獲得感、幸福感、安全感”。

關于信息與微觀經濟行為的系統(tǒng)論述可追溯到Akerlof 提出的不對稱信息理論，該理論認為信息不確定導致的市場失靈在商品市場會出現低效的“檸檬市場”。此后，關于不對稱信息的研究又從商品市場擴展到金融市場的微觀決策，很多學者研究認為信息不完全導致的投資信息成本已成為阻礙家庭金融市場參與的重要原因之一［3-4］，家庭成員參與信息獲取和信息交流能夠降低信息成本，增加投資者參與金融市場的概率，提高家庭的金融資產配置水平［5］?；ヂ摼W作為信息載體極大地滿足了家庭對于信息獲取和使用的需求，家庭金融行為和消費決策與互聯網信息的密切關系逐漸形成了家庭基于互聯網使用的“信息依賴”。在以往文獻中，“信息依賴”一詞多出現在分析企業(yè)信息戰(zhàn)略決策中，比如基于信息依賴度的信息化戰(zhàn)略分析模型［6］，而關于互聯網信息依賴度對家庭微觀主體經濟行為影響的研究還不是很多?；ヂ摼W信息依賴度對家庭消費的影響可以從直接和間接兩個角度來考察：一方面，互聯網信息的使用會改善供需信息不對稱，對產品流通范圍、產品質量、消費者選擇余地、消費者心理滿足、產品流通效率等多方面產生促進作用，最終影響消費者的消費行為［7］；另一方面，互聯網信息的廣泛應用，還會影響家庭金融市場參與，提升家庭金融資產投資水平［8］?，F有研究已證明家庭資產變動和消費之間也存在密切關系，而金融資產的增加會對提升家庭消費水平產生更為積極的影響［9］。

由此，本文將互聯網信息依賴度、家庭金融資產配置和非必需品消費納入同一框架，探究互聯網信息依賴度對異質性家庭非必需品消費是否產生影響，以及影響機制如何?；谝陨纤悸?，本文利用中國家庭追蹤調查2018年的全國調查數據進行實證分析。結果發(fā)現，互聯網信息依賴度對家庭非必需品消費的影響存在明顯的家庭異質性，互聯網信息依賴度對小康家庭的非必需品消費存在正向促進作用，而對富裕家庭則有反向抑制作用，對低收入家庭和貧困家庭影響則并不顯著。同時，家庭金融資產配置在互聯網信息依賴度對家庭非必需品消費影響途徑上存在中介效應，小康家庭為正向中介效應，富裕家庭則是負向中介效應。本文的創(chuàng)新之處主要有以下幾點：1.基于家庭收入分配結構的研究框架，從家庭金融資產配置的視角考察互聯網信息依賴度對異質性家庭消費的影響。2.依據互聯網信息依賴度的不同，分析家庭在收入—分配—消費環(huán)節(jié)中，金融資產配置對非必需品消費的內在影響機制，在影響消費的傳統(tǒng)收入理論之外探尋可能存在的信息與資產配置對消費的影響路徑。3.依據家庭貧富異質性的不同，將樣本家庭按照不同恩格爾系數的區(qū)段特征重新分組，考察家庭金融資產配置在互聯網信息依賴度影響非必需品消費過程中的異質性特征，證明家庭資產配置所面臨的風險與收益偏好對異質性家庭消費潛力釋放的影響。

二、文獻綜述與假設提出

傳統(tǒng)的消費理論主要包括生命周期理論模型［10］、財富效應模型以及不確定性消費理論［11］。根據已有的消費理論模型，我們可以總結出家庭消費潛力釋放的三種內生動力，即：收入水平、靜態(tài)家庭財富以及不確定性預期；此外，大量宏觀經濟研究結果表明家庭消費還會受市場環(huán)境（如利率）和相關政策制度（如社會保障）等外生動力的影響［12］?；ヂ摼W信息本身屬于外生影響因素，單個家庭個體并不能左右其產生與發(fā)展，但家庭個體對互聯網信息的依賴程度則受家庭特征和個人信息素養(yǎng)的綜合影響。因此，互聯網信息依賴度是連接家庭消費內外生動力的橋梁，除了作為外生動力直接影響家庭消費外，它還可能通過影響家庭金融行為來改變財富積累，間接影響家庭消費。根據信息影響的廣度與深度，我們可將信息依賴度劃分為兩個維度：一是互聯網信息的可得性，即互聯網能夠為家庭決策提供盡可能多的可用信息支持；二是互聯網信息的有效性，即家庭主體認為該條信息是否具有實際價值。

（一）互聯網信息依賴度對家庭消費的影響

從互聯網信息可得性來看，互聯網為信息供應者提供了具有規(guī)模效應的平臺，為家庭消費者提供了低成本信息獲取渠道。一方面，“互聯網+”戰(zhàn)略的推進加快了互聯網經濟的發(fā)展，互聯網經濟所帶來的顧客社群和網絡效應使互聯網信息供給呈現邊際報酬遞增的特征［13］，海量互聯網信息成為可能帶來超額消費的重要推手；另一方面，由于互聯網信息具有低交易成本的外部經濟性，家庭消費者可以通過互聯網以較低的成本及時獲取符合自身需求的消費信息，獲得更多的可選擇商品和服務品種，主觀上也會產生更強烈的消費選擇多樣化需求［14］。

從互聯網信息有效性來看，互聯網渠道和線下社會互動存在明顯的替代關系，但網絡渠道傳遞相對準確可靠的信息，也更有助于市場穩(wěn)定［15］。在可獲得互聯網信息的情況下，互聯網信息的可驗證度和示范效應要明顯高于線下社會互動獲取的信息，因而互聯網信息可能更容易被家庭消費者接受。

綜合來看，已有文獻更多地考察了互聯網信息在降低交易成本和減少市場信息不對稱方面對消費的促進作用，研究主要基于互聯網信息本身作為考察目標。但是，不同家庭對于互聯網信息的接受程度不盡相同，尤其對于恩格爾系數不同的貧富異質性家庭在信息向消費的轉化過程中會存在信息可得性和信息有效性的差別。因此，本文基于恩格爾系數的區(qū)段特征對樣本家庭分組，判斷貧富異質性家庭互聯網信息依賴度對消費水平的影響，這樣更能反映包含消費主體特征的家庭消費變化。據此提出以下假設：

假設1a：基于異質性家庭互聯網信息依賴度的不同，家庭可獲取的互聯網信息數量和信息有效性會產生差異，并造成貧富異質性家庭非必需品消費的不同方向變化。

由于恩格爾系數較低的富裕家庭已有較高的非必需品消費水平，在邊際消費傾向遞減的作用下，互聯網信息更可能引導其財富分配轉向高收益的投資領域［16］，從而可能壓縮家庭的部分非必需品消費；恩格爾系數處于中低區(qū)段的小康家庭消費升級需求則相對較高，通過互聯網獲取消費升級信息的意愿也更強烈，互聯網信息依賴的正向作用會更加明顯。基于以上分析我們進一步提出以下假設：

假設1b：互聯網信息依賴度的提升，對小康家庭和富裕家庭非必需品消費有顯著影響，前者為正向促進，后者為反向抑制。

（二）互聯網信息依賴度對家庭金融資產配置的影響

近年來，隨著研究的深入，一些學者開始探討家庭金融資產配置的影響因素，在動態(tài)環(huán)境中考察投資者的資產選擇行為［17］。然而，基本的生命周期模型假定了信息對稱性和市場完美性，回避了家庭市場的有限參與問題，無法回答諸如涉及流動性約束、不完全信息、交易成本等因素對資產配置影響的時間和程度的問題。因此，當前學界更多的是以金融市場有限參與為出發(fā)點，探討家庭金融資產配置的影響因素。一部分研究從人力資本角度來分析，主要研究包括智商、教育水平、認知能力、金融素養(yǎng)等方面對于家庭金融資產配置的影響；另一部分從家庭背景風險來考察，研究包括健康水平、婚姻和人口因素以及制度和文化層面等對家庭金融市場參與的影響［18］。

然而，從信息對微觀家庭決策的影響來看，缺乏有效信息渠道可能是阻止家庭參與金融市場投資的又一重要原因［4］?；ヂ摼W信息渠道的發(fā)展，恰好為解決上述問題提供了條件。一方面，以互聯網金融這一新型模式下的家庭金融供給作為出發(fā)點，互聯網信息渠道提供了廣闊的金融產品供給［19］，并成為中國家庭購買金融理財產品的重要途徑，同時信息渠道增加也會帶來家庭互聯網使用意愿的顯著提高［20］；另一方面，互聯網信息渠道能夠提升家庭的金融市場參與程度，通過降低市場摩擦來提高家庭風險金融投資的概率［21］，現有文獻已發(fā)現互聯網信息發(fā)達的社區(qū)比線下社會互動對股市參與有更大的促進作用［22］。

但是，由于家庭在風險偏好和流動性約束上的不同，互聯網信息依賴度對異質性家庭的金融行為會產生差異化影響，導致信息引致的家庭金融資產配置存在不同變化。周廣肅、梁琪就認為互聯網對中國家庭投資風險金融資產的促進作用主要存在于高收入、高教育水平、非農戶籍家庭中［8］，Markus Glaser 和Alexander Klos 利用德國儲蓄研究的數據進行實證也發(fā)現，“互聯網使用增加金融市場參與度”這種現象主要存在于財富水平較高的家庭，并且對高知識水平的年輕中產家庭促進作用更為明顯［23］。因此，基于上述分析我們提出以下假設：

假設2a：家庭互聯網信息依賴度的提升，對家庭金融資產配置存在異質性特征，并且對財富水平相對較高的家庭（小康家庭與低收入家庭）具有促進作用。

此外，由于我國特殊的房地產市場對家庭資產配置的重要影響，擁有高財富水平的富裕家庭更愿意通過互聯網渠道獲取投資房地產的重要信息，并將資產配置到房產當中，這可能造成富裕家庭金融資產在家庭總財富中的占比降低。據此我們提出以下假設：

假設2b：對于高財富水平的富裕家庭而言，互聯網信息依賴度的提升會抑制家庭金融資產配置水平。

（三）互聯網信息依賴度作用下家庭金融資產配置對消費的影響

家庭持有的資產水平增加，對消費會起到直接作用，也稱為“財富效應”，在這種情況下，資產總額的變化改變了家庭的預算約束，資產價值的上升可能向外移動了家庭預算約束，從而會使家庭增加消費，并且不同類型的家庭資產發(fā)生變化時，其引致的消費響應也不相同［24］。一些研究通過比較家庭金融資產與房地產資產的財富效應差異來分析金融資產對消費的影響［25-26］，這些研究雖然在兩種資產對消費的影響強度方面還沒有一致的答案，但均證實了家庭金融資產對消費存在明顯的財富效應。此外，對于高收入和經濟發(fā)達地區(qū)的家庭來說，金融資產配置和風險偏好度對家庭財富積累和消費水平提升的積極影響也更為顯著［27］。還有一些研究認為家庭在持有高流動性資產較少時，更易受到流動性約束的影響［28-29］，這方面研究強調了金融資產的流動性而非家庭持有的資產總額對消費路徑的平滑作用。

總之，已有的文獻更偏向于研究家庭金融資產的財富效應和流動性對平滑家庭消費的作用，但這些研究忽視了不同需求層次家庭的消費水平差異性，并未將消費和投資置于異質性家庭的框架下研究，而互聯網信息依賴度的不同有可能產生差異化的家庭金融投資行為，進而改變受流動性約束和家庭預防性儲蓄動機作用影響而形成的消費結構變化，現有文獻也較少有討論互聯網信息依賴度通過改善家庭資產結構進而影響消費水平的分析。因此，基于上述分析以及假設1 與假設2 的內容，我們提出以下假設：

假設3：互聯網信息依賴度的提升會改變家庭金融資產配置水平，進而影響家庭消費層次，并且這一影響路徑存在家庭異質性特征，即金融資產配置水平在小康家庭存在正向中介效應，在富裕家庭存在負向中介效應。

三、研究設計

（一）數據來源

本文使用北京大學中國社會科學調查中心2018年CFPS 數據集進行實證分析。該項數據中有手機和互聯網模塊，在互聯網信息問卷設置上較為全面，如“互聯網的使用頻率”“業(yè)余上網時間”“網上購物花費”“互聯網作為信息渠道的重要程度”等與互聯網信息依賴度直接相關的問題?；谝陨峡紤]，本文采取2018年最新的中國家庭追蹤調查數據，家庭金融行為和消費相關數據均來自家庭問卷，而互聯網數據來源于成人問卷，因此，為統(tǒng)一本文實證樣本，須對問卷結果進行匹配，再通過對樣本的篩選和刪去部分缺失值。經數據清洗后，各變量的有效樣本量及基本統(tǒng)計特征描述列示于表1中，在此基礎上經家庭ID 匹配得到用于建模的無缺失觀測樣本共1970 個。下文就互聯網信息依賴度、家庭金融行為和消費等主要變量的測度方法及其他非核心變量和控制變量進行說明。

表1 變量釋義及其統(tǒng)計特征描述

（二）變量設計及描述性說明

1.互聯網信息依賴度。在互聯網信息依賴度的測度方面，本文從互聯網信息可得性和有效性兩個維度構建統(tǒng)計變量。在互聯網信息可得性方面，以往的研究多基于互聯網的使用這一變量選取衡量指標，采用區(qū)域電話普及率、互聯網覆蓋率等宏觀指標數據來反映。但是，此類數據并不能解釋微觀家庭互聯網技術運用的異質性，而2018年CFPS 數據對家庭互聯網使用情況做了系統(tǒng)的問卷調查，基本涵蓋了微觀家庭互聯網應用的整體特征?；ヂ摼W的使用程度可以較好地反映家庭對于互聯網信息的可得性狀況，互聯網使用的時間越長，通?？色@得的信息就會越多。參考周廣肅和梁琪的做法，采用家庭成人的上網時間來衡量家庭互聯網使用程度［8］，但為了剔除一些家庭成員從事和互聯網有關工作的影響，本文在可得性度量中選擇CFPS 問卷中“每天業(yè)余上網時間”問題予以描述。但是互聯網使用程度僅僅能夠說明互聯網可獲得的信息量，并不能衡量家庭獲取的互聯網信息對其家庭經濟行為的實際價值。因此，本文借鑒邱新國、冉光和以及湛泳、徐樂等人的研究方法，引入CFPS 問卷中“互聯網作為信息渠道的重要程度”來衡量家庭通過互聯網渠道獲取信息的有效性，取值從1 到5，重要程度依次加深［30-31］?；ヂ摼W信息依賴度的總體衡量表示為互聯網信息可得性與有效性的乘積。

2.非必需品消費。家庭消費潛力釋放的主要內容是拓寬消費范圍和升級消費層次，因此本文選用家庭非必需品消費作為衡量家庭消費潛力釋放的統(tǒng)計指標，CFPS 問卷中提供了多種非必需品消費統(tǒng)計數據，本文將問卷中家庭外出就餐支出、文化娛樂支出、旅游支出、美容支出、保健支出、物業(yè)費、購買衣服支出、教育培訓支出總和作為家庭非必需品消費的衡量變量①。

3.金融資產配置。以往的研究一般將家庭金融資產分為風險資產和無風險資產兩類，但在本文的定義中，基于家庭金融投資與消費的角度，將家庭除實物資產部分之外的金融資產均定義為家庭金融資產投資，除了股票、基金、信托和債券的風險類金融資產，銀行儲蓄和短期理財等無風險金融資產也包含在內。

除以上關注的解釋變量外，還有許多因素會影響家庭金融資產配置和非必需品消費。首先，我們將相關性較高的其他經濟變量設定為重要的非核心解釋變量，主要包括家庭收入、負債和不動產規(guī)模，分別用問卷中的“家庭年收入”“家庭總負債”和“家庭擁有房產的市值”作為變量衡量指標。其次，為了反映家庭特征對消費的影響程度，我們將家庭的人口統(tǒng)計學特征列為重要的控制變量，控制了“家庭成員數量”“家庭成年人平均年齡”以及“家庭平均學歷水平”。最后，由于家庭消費行為本質上由家庭的持久收入決定，相較于家庭短期收入的波動性，恩格爾系數更能反映一個家庭的長期消費行為與習慣，因此，本文討論異質性家庭時，選用恩格爾系數來反映家庭貧富程度，恩格爾系數采用調查數據中的食品支出和總支出的比值表示。

（三）計量模型設定

基于財富分配的角度，互聯網信息有可能通過家庭投資與消費兩條路徑影響家庭非必需品消費。1.直接影響路徑：互聯網信息通過消除消費市場信息不完全，降低交易成本和信息成本，直接改善家庭非必需品消費需求；2.間接影響路徑：互聯網信息通過促進家庭高流動性金融資產配置提升家庭財富效應，從而間接改善家庭非必需品消費傾向。為了考察家庭互聯網信息依賴度及其借助金融資產配置渠道影響家庭非必需品消費的具體路徑，本文實證部分圍繞圖1中的路徑假設構建三個理論模型，并基于模型估計結果測度金融資產配置在傳導路徑上的中介效應。

圖1 互聯網信息依賴度對家庭非必需品消費影響路徑圖

模型1：考察互聯網信息依賴度對家庭非必需品消費的影響關系，即

模型2：考察互聯網信息依賴度對家庭金融資產配置的影響關系，即

模型3：考察互聯網信息依賴度和金融資產配置對家庭非必需品消費的聯合影響關系，即

模型中各變量的名稱含義見表1。其中，由于家庭非必需品支出金額、家庭不動產金額、家庭負債金額、家庭金融資產額、家庭總收入和家庭總支出6 個變量具有較大的量綱，建模時對其進行自然對數變換處理，并用“l(fā)n（）”表示。

（四）貧富異質性分組

考慮到家庭非必需品消費行為在富裕程度上的異質性很強，為此，本文首先借助模型1 和模型3 發(fā)現這種異質性，指導后續(xù)的建模分析。本文選取engel 系數（食品支出/消費總支出）作為富裕程度劃分的指標，使用0.1 作為單位間隔，分組1970 個樣本家庭，各組的家庭樣本量列示于表2中。

表2 按照engel 系數10 等分后的每組樣本量列表

這里，由于engel≥0.8 的兩組樣本量相對很小，特別是engel≥0.9 的樣本家庭只有2 個，無法滿足建模要求，因此，本文對兩組樣本合并建模。分別使用9 組樣本估計式（1），對比9 個互聯網信息依賴度對家庭非必需品消費的影響系數，可以發(fā)現，除貧困家庭組（engel≥0.9）外，隨著engel 系數的增長，其呈現出近似倒U的形態(tài)，如圖2中的實折線所示。類似地，分別使用9 組樣本估計式（3），對比9 個互聯網信息依賴度對家庭非必需品消費的影響系數β1，也可以發(fā)現其近似的倒U 形態(tài)，如圖2中的虛折線所示。

綜合觀察圖2可以發(fā)現以下幾點建模啟示。第一，互聯網信息依賴度對家庭非必需品消費的影響存在明顯的貧富異質性，我們按照產生趨勢性變化的engel 系數節(jié)點將這一異質性劃分為四種，即0＜engel＜0.2 區(qū)間內的負向影響，0.2≤engel＜0.5 區(qū)間內較高的正向影響，0.5≤engel＜0.8 區(qū)間內的基本無影響，0.8≤engel＜1區(qū)間內較高的正向影響。按照engel 系數區(qū)段變化的差異，由低到高定義四組家庭為富裕家庭、小康家庭、低收入家庭和貧困家庭，這意味著，建模分析時，應該考慮區(qū)分四種家庭分別建模，以更好地發(fā)現這種客觀存在的異質性。第二，考慮金融資產配置因素后，互聯網信息依賴度對非必需品消費的影響發(fā)生了較明顯的變化，但四種家庭的變化方向不一致。其中，富裕家庭的負向影響擴大，小康家庭的正向影響增加，低收入家庭（0.7≤engel＜0.8）和貧困家庭的影響削弱。這意味著，互聯網信息依賴度對家庭金融資產配置產生影響進而影響家庭非必需品消費的中介效應存在，并明顯影響富裕家庭、小康家庭和貧困家庭，建模分析時可以對三組家庭樣本進行中介效應的存在性檢驗和測度，以更具體地描述互聯網借助金融投資對家庭非必需品消費的影響路徑。

圖2 不同貧富水平下互聯網信息依賴度對家庭非必需品消費的影響

四、實證檢驗與結果分析

鑒于上述貧富異質性分析結果，本文使用engel=0.2,0.5,0.8 將樣本家庭分為富裕家庭、小康家庭、低收入家庭和貧困家庭四組，并分別使用四組樣本先后執(zhí)行式（1）、式（2）和式（3）三個理論模型的估計和檢驗，建模結果分別列示于表3、表4和表5。

表3 模型1 的估計及檢驗結果

（一）互聯網信息依賴度對異質性家庭消費的影響分析

表3的結果顯示，互聯網信息依賴度對小康家庭非必需品消費存在顯著的正向影響，而對富裕家庭則呈現顯著的負向影響；此外，互聯網信息依賴度對非必需品消費影響較大的還有貧困家庭，但由于這組樣本集中家庭個數較少，這一引導程度的個體差異無法被平滑，統(tǒng)計意義上的顯著性不足。總體而言，表3的實證結果說明了互聯網信息依賴度是影響家庭非必需品消費水平的重要因素，并且這種影響具有明顯的家庭異質性特征，對小康家庭呈現明顯的正向促進作用，對富裕家庭則表現為反向抑制作用，而對于低收入家庭和貧困家庭統(tǒng)計意義上缺乏顯著性。這可能是由于富裕家庭處于高位的非必需品消費水平更早地進入了“消費鈍化”期，也就是說在沒有出現新的可擴展的消費升級點之前，互聯網信息依賴度的提升會促進富裕家庭壓縮邊際效用遞減的非必需品消費，轉而將財富配置轉向高收益的投資領域；恩格爾系數較高的低收入家庭和貧困家庭則由于必需品消費尚未完全滿足，同時受困于較強的不確定性預期，互聯網信息對家庭非必需品消費的刺激可能并不明顯。

其他非核心解釋變量方面，前三組樣本集的ln（income）變量都具有正向顯著性，說明對于富裕家庭、小康家庭和低收入家庭，總收入對非必需品消費均有激勵作用。第二組樣本集的ln（asset）變量和第四組樣本集的ln（debt）變量具有回歸顯著性，且回歸系數均小于零。這意味著，對于小康家庭，其不動產資產增加會擠出家庭非必需品消費，對于貧困家庭，其負債水平增加會抑制非必需品消費?？刂谱兞糠矫?，第一組樣本集的education 變量具有回歸顯著性，且回歸系數大于零；第二組樣本集的education 和population 變量具有回歸顯著性，且回歸系數均小于零。這意味著，對于富裕家庭，學歷水平與非必需品需求呈現同向變化；而對于小康家庭，其學歷水平和人口規(guī)模與非必需品需求表現為負相關。這一現象說明相對于富裕家庭而言，小康家庭所處的社會需求階段可能還存在較高的儲蓄動機和預防動機，這時候人口規(guī)模的增加和認知水平的提升更多的是會增強家庭的風險意識和儲蓄意識，促使家庭配置更高額度和更多種類的儲蓄型資產，并降低家庭的非必需品消費比重。

表4 模型2 的估計及檢驗結果

（二）互聯網信息依賴度對金融資產配置的影響分析

表4中internet 的系數估計及t 檢驗結果表明，互聯網信息依賴度與金融資產配置在小康家庭和低收入家庭呈現顯著的正向關系，在富裕家庭則表現為顯著的負向關系，而對于貧困家庭來說兩者關系的計量結果并不顯著。這說明互聯網信息可以有效促進財富中段的小康家庭和低收入家庭提升金融資產配置水平，而對于財富兩端的富裕家庭和貧困家庭則缺乏正向影響力。富裕家庭表現的負向關系也從另一個角度證明互聯網信息依賴度的提升使其將更多的資產配置到了房地產而非金融資產上。

其他非核心解釋變量的影響中，前三組樣本集的ln（asset）和ln（debt）兩個變量都具有回歸顯著性，回歸系數小于零，而ln（income）和ln（expenditure）兩個變量在四組樣本集的回歸中都沒有顯著性。這意味著，除貧困家庭外，在家庭金融資產配置的決策上，家庭不動產和銀行貸款的存量影響比家庭收入和支出的流量影響更重要，并且，家庭不動產和銀行貸款對于金融資產配置的影響都為負向?？刂谱兞恐?，四組樣本集的population 變量都具有顯著性，且回歸系數都大于零，這意味著，家庭金融資產配置和家庭人口規(guī)模存在明顯的正向關系，家庭人口規(guī)模越大，金融資產配置比重就越高。第二組樣本集的age 變量具有顯著性，回歸系數大于零，說明對于小康家庭而言，家庭成員人均年齡越大，投資經驗越豐富，金融資產配置也越多。

表5 模型3 的估計及檢驗結果

（三）金融資產配置的中介效應檢驗分析

分析表5的估計結果，首先，internet 對于非必需品消費的影響方向及程度與表3基本一致，這意味著在剔除互聯網信息借助金融資產影響家庭非必需品消費的可能后，互聯網信息依賴度對家庭非必需品消費的影響模式沒有太大變化。其次，第一組和第二組樣本集的ln（finance-asset）變量具有顯著性，并且回歸系數均大于零，這意味著富裕家庭和小康家庭的金融資產水平對非必需品消費存在顯著的財富效應。

借鑒心理學研究中使用的中介效應理論，本文在三個模型結果基礎上分析金融資產投資在互聯網信息依賴度對非必需品消費影響途徑上的中介效應。根據溫忠麟等給出的中介效應測度及Sobel 檢驗方法［32］，結合圖1的傳導路徑和模型框架，金融資產投資在互聯網信息依賴度對非必需品消費影響中的中介效應ME的計算公式為：

據此計算出的各組家庭樣本集的中介效應估計值其顯著性檢驗結果列示于表6中。

表6 各組家庭中介效應估計及檢驗結果

表6表明，顯著性水平為5%時，不考慮年齡、學歷和家庭人口數的影響，在0＜engel＜0.2 和0.2≤engel＜0.5的兩個分組中，金融資產投資在互聯網信息依賴度影響非必需品消費的傳導中有顯著的中介效應，其他兩個分組的這種中介效應不具有統(tǒng)計顯著性。

對于中介效應占總效應的比例：

由于低收入與貧困家庭的統(tǒng)計結果并不顯著，本文只考察具有顯著中介效應的兩組家庭樣本集，0＜engel＜0.2和0.2≤engel＜0.5 兩組家庭樣本集的中介效應占比分別是16.03%和1.53%。

從數據結論上看，兩組ME 值意味著：對于富裕家庭，較高的互聯網信息依賴度降低了非必需品消費，其中，通過抑制金融投資，降低資產財富效應引致的非必需品消費需求占16.03%的比重；對于小康家庭，互聯網信息依賴度激勵了非必需品消費，提升了家庭金融資產配置水平，其中，通過提高金融資產配置增加的非必需品消費需求占1.53%。

由于本文樣本來自2018年的調查數據，國內房地產市場處于高速上漲時期，樣本數據中富裕家庭的投資去向主要是非金融類資產②，互聯網信息依賴度越高，富裕家庭就會獲取越多的此類投資信息，并相應降低家庭金融資產配置和非必需品消費比重，這也說明互聯網信息會增強富裕家庭高收益投資偏好，過高的房地產投資擠出了家庭金融資產投資和非必需品消費。而對于小康家庭而言，互聯網對家庭投資與消費的影響更多地表現為信息選擇的規(guī)模效應和低成本效應，海量信息拓寬了家庭金融資產和非必需品消費的選擇范圍，從而增加了家庭金融資產上投資的比重，金融資產的財富效應與高流動性有效促進了消費水平的提升。此外，雖然低收入家庭和貧困家庭的統(tǒng)計結果并不顯著，但我們從模型2 的估計結果已經發(fā)現低收入家庭的互聯網信息依賴度對金融資產配置具有顯著的促進作用，只不過金融資產的財富效應和高流動性效應并未轉化為消費水平的提升，這可能和我國低收入家庭以及貧困家庭面臨較強的不確定性預期有關，未來支出的不確定和過大的購房壓力使低收入家庭和貧困家庭保持著較高的儲蓄動機，即使持有流動性較高的金融資產，也不能有效轉化為最終消費。

（四）模型的穩(wěn)健性和內生性

關于模型的穩(wěn)健性，表3、表4和表5中，每組家庭樣本含有和不含有控制變量的模型估計結果對比表明，家庭經濟特征和人口特征控制變量加入并不改變其他變量，特別是internet 系數的正負性，說明四組家庭樣本各自的三個模型的建模結果都是穩(wěn)健的。

關于模型中internet 的內生性問題，在對模型1、模型2、模型3 的估計過程中，本文使用了樣本家庭的“使用互聯網學習/社交/娛樂的頻率”三項信息量化后的均值（基本統(tǒng)計描述見表1）作為工具變量進行2SLS估計方法，并利用Hansen J 檢驗和Cragg-Donald（C-D）F 檢驗分別判斷工具變量的過度識別和弱工具變量屬性，二者的統(tǒng)計量結果列示于表3、表4和表5中。三個表中兩個統(tǒng)計量都相對接近零，說明本文選取的工具變量能夠解決模型的內生性問題。

五、結論與建議

本文利用2018年中國家庭追蹤調查（CFPS）數據，實證檢驗了互聯網信息依賴度對家庭消費潛力釋放的影響，研究結果表明互聯網信息依賴度對家庭非必需品消費的影響存在明顯的家庭異質性，互聯網信息依賴度的提高對小康家庭的非必需品消費存在正向促進作用，對富裕家庭是反向抑制作用，而對低收入家庭和貧困家庭的影響則并不顯著。對互聯網信息依賴度影響家庭消費潛力釋放作用機制的進一步研究發(fā)現：一是互聯網信息依賴度對家庭金融資產配置的影響同樣存在家庭異質性，小康家庭和低收入家庭為正向影響，富裕家庭為負向影響，貧困家庭的影響則不顯著；二是互聯網信息依賴度通過影響家庭金融資產配置進而改變家庭非必需品消費，即遵循“互聯網信息依賴度→金融資產配置→非必需品消費”這樣一種作用機制；三是家庭金融資產配置在互聯網信息依賴度對非必需品消費影響途徑上存在異質性中介效應，即小康家庭的中介效應為正向，富裕家庭的中介效應為負向，低收入家庭和貧困家庭則不存在中介效應。中介效應結果證明了在家庭資產配置方面： 富裕家庭更偏好資產的收益性，并且房地產對非必需品消費的擠出效應大于財富效應；小康家庭更在意資產的流動性，并且高流動性的金融資產有效促進了家庭非必需品消費；而低收入家庭與貧困家庭偏重于較高的預防儲蓄動機，一定程度上抑制了金融資產向消費的轉化。

上述結論對我國目前制定實施網絡信息化和家庭消費潛力釋放政策具有一定啟示意義。

第一，互聯網信息依賴會引導并強化異質性家庭的資產選擇與消費偏好，政府應充分考慮互聯網信息渠道對于中高財富家庭消費升級的影響力，引導互聯網信息資源推進家庭投資與消費觀念的改善。一方面，加強互聯網信息監(jiān)管，利用互聯網信息引導中高財富家庭合理投資與健康消費，通過網信監(jiān)督改善家庭獲取信息的有效性，加強信息端與金融供給端的鏈接，針對不同需求偏好的家庭開發(fā)相應的金融產品；另一方面，充分發(fā)揮互聯網等新型信息渠道的重要作用，通過互聯網信息產業(yè)引導更多的創(chuàng)新型消費增長點，改善富裕家庭的“消費鈍化”現象。

第二，金融資產配置水平為釋放家庭消費潛力提供了流動性支持，對提升家庭消費水平具有重要作用。政府和金融機構應加強互聯網信息渠道的疏導作用，引導家庭投資投向流動性更高的金融資產配置上，降低房地產市場對于家庭金融資產和非必需品消費的擠出，尤其需要控制富裕家庭財富過度集中于房地產投資，避免由此推高房價進一步擠壓中低收入家庭的流動性資產和非必需品消費。

第三，完善社會保障機制，改善家庭不確定性預期是打通低收入家庭和貧困家庭消費升級路徑的關鍵。一方面，通過社會資本與政府財政相結合，完善醫(yī)療、養(yǎng)老、教育等一系列社會保障體系，鞏固普惠成果，化解低收入家庭和貧困家庭的后顧之憂；另一方面，完善房地產價格形成機制，保障低收入家庭和貧困家庭的基本住房需求，弱化房地產的投資屬性。

由于數據方面的限制，本文還存在一些可擴展之處。雖然，本文從新的角度解析了金融資產配置在互聯網信息依賴度影響異質性家庭消費過程中的中介機制，但互聯網信息依賴度影響家庭消費過程中也有可能存在其他的作用機制，我們的結論也證明了家庭金融資產配置在互聯網信息依賴度影響消費過程中是存在部分中介效應的，完整地解析互聯網信息依賴度影響家庭消費升級的機制還有待更深入的探討，這也是未來的研究可以突破的一個方向。

注釋：

①本文將家庭伙食費、水電費、交通費、取暖費、日用品、房租、醫(yī)療費記為家庭必需品支出，購買服裝支出雖然也屬于家庭衣食住行的基本消費范疇，但當前家庭服裝支出更多體現了家庭消費層次和生活品質，其必需品屬性明顯削弱，教育培訓也基于同樣的理由被歸為家庭非必需品范疇。

②通過對樣本數據的計算，富裕家庭經營性固定資產和不動產投資總額占家庭總資產的平均占比達到89.51%，而小康家庭的這一數據為61.1%，低收入家庭為56.8%，貧困家庭為41.5%。