王智茂，任碧云，王 鵬

（1.天津財(cái)經(jīng)大學(xué)a.金融學(xué)院；b.金融與保險研究中心，天津300222；2.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 馬克思主義學(xué)院，上海200433）

一、引言

隨著互聯(lián)網(wǎng)的廣泛接入和信息技術(shù)的關(guān)鍵性突破，全球范圍內(nèi)由網(wǎng)絡(luò)連接所催生的信息技術(shù)得到了飛速發(fā)展。一方面，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)作為外生的技術(shù)要素進(jìn)入宏觀生產(chǎn)函數(shù)，會促進(jìn)整個國民經(jīng)濟(jì)的增長，同時也會進(jìn)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(lián)網(wǎng)作為信息渠道，在微觀領(lǐng)域會滲透到家庭投資結(jié)構(gòu)和消費(fèi)模式的改變，對家庭福利和生活方式產(chǎn)生極其重要的影響［2］。顯然，家庭對于互聯(lián)網(wǎng)信息渠道的應(yīng)用程度同家庭消費(fèi)水平的改善密切相關(guān)，尤其在當(dāng)前國際貿(mào)易保護(hù)主義抬頭，外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境日趨緊張的大環(huán)境下，改善消費(fèi)渠道、形成國內(nèi)消費(fèi)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(shí)現(xiàn)消費(fèi)升級的重要舉措，同時國務(wù)院下發(fā)《關(guān)于完善促進(jìn)消費(fèi)體制機(jī)制進(jìn)一步激發(fā)居民消費(fèi)潛力的若干意見》和10 部門頒布《關(guān)于進(jìn)一步優(yōu)化供給推動消費(fèi)平穩(wěn)增長促進(jìn)形成強(qiáng)大國內(nèi)市場實(shí)施方案》，強(qiáng)調(diào)完善消費(fèi)機(jī)制和消費(fèi)渠道，釋放家庭非必需品消費(fèi)潛力是實(shí)現(xiàn)消費(fèi)升級的重要內(nèi)容。不難發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)信事業(yè)發(fā)展和家庭消費(fèi)升級與當(dāng)前應(yīng)對國際貿(mào)易環(huán)境、提振國內(nèi)消費(fèi)市場、改善人民福祉密切相關(guān)。習(xí)近平總書記在2018年的全國網(wǎng)絡(luò)安全和信息化工作會議上也強(qiáng)調(diào)，“網(wǎng)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(jìn)人民福祉作為信息化發(fā)展的出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)，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(guān)于信息與微觀經(jīng)濟(jì)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(rèn)為信息不確定導(dǎo)致的市場失靈在商品市場會出現(xiàn)低效的“檸檬市場”。此后，關(guān)于不對稱信息的研究又從商品市場擴(kuò)展到金融市場的微觀決策，很多學(xué)者研究認(rèn)為信息不完全導(dǎo)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(chǎn)配置水平［5］?；ヂ?lián)網(wǎng)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(fèi)決策與互聯(lián)網(wǎng)信息的密切關(guān)系逐漸形成了家庭基于互聯(lián)網(wǎng)使用的“信息依賴”。在以往文獻(xiàn)中，“信息依賴”一詞多出現(xiàn)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(guān)于互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭微觀主體經(jīng)濟(jì)行為影響的研究還不是很多。互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭消費(fèi)的影響可以從直接和間接兩個角度來考察：一方面，互聯(lián)網(wǎng)信息的使用會改善供需信息不對稱，對產(chǎn)品流通范圍、產(chǎn)品質(zhì)量、消費(fèi)者選擇余地、消費(fèi)者心理滿足、產(chǎn)品流通效率等多方面產(chǎn)生促進(jìn)作用，最終影響消費(fèi)者的消費(fèi)行為［7］；另一方面，互聯(lián)網(wǎng)信息的廣泛應(yīng)用，還會影響家庭金融市場參與，提升家庭金融資產(chǎn)投資水平［8］?，F(xiàn)有研究已證明家庭資產(chǎn)變動和消費(fèi)之間也存在密切關(guān)系，而金融資產(chǎn)的增加會對提升家庭消費(fèi)水平產(chǎn)生更為積極的影響［9］。

由此，本文將互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度、家庭金融資產(chǎn)配置和非必需品消費(fèi)納入同一框架，探究互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對異質(zhì)性家庭非必需品消費(fèi)是否產(chǎn)生影響，以及影響機(jī)制如何?；谝陨纤悸罚疚睦弥袊彝プ粉櫿{(diào)查2018年的全國調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭非必需品消費(fèi)的影響存在明顯的家庭異質(zhì)性，互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對小康家庭的非必需品消費(fèi)存在正向促進(jìn)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(chǎn)配置在互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭非必需品消費(fèi)影響途徑上存在中介效應(yīng)，小康家庭為正向中介效應(yīng)，富裕家庭則是負(fù)向中介效應(yīng)。本文的創(chuàng)新之處主要有以下幾點(diǎn)：1.基于家庭收入分配結(jié)構(gòu)的研究框架，從家庭金融資產(chǎn)配置的視角考察互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對異質(zhì)性家庭消費(fèi)的影響。2.依據(jù)互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度的不同，分析家庭在收入—分配—消費(fèi)環(huán)節(jié)中，金融資產(chǎn)配置對非必需品消費(fèi)的內(nèi)在影響機(jī)制，在影響消費(fèi)的傳統(tǒng)收入理論之外探尋可能存在的信息與資產(chǎn)配置對消費(fèi)的影響路徑。3.依據(jù)家庭貧富異質(zhì)性的不同，將樣本家庭按照不同恩格爾系數(shù)的區(qū)段特征重新分組，考察家庭金融資產(chǎn)配置在互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度影響非必需品消費(fèi)過程中的異質(zhì)性特征，證明家庭資產(chǎn)配置所面臨的風(fēng)險與收益偏好對異質(zhì)性家庭消費(fèi)潛力釋放的影響。

二、文獻(xiàn)綜述與假設(shè)提出

傳統(tǒng)的消費(fèi)理論主要包括生命周期理論模型［10］、財(cái)富效應(yīng)模型以及不確定性消費(fèi)理論［11］。根據(jù)已有的消費(fèi)理論模型，我們可以總結(jié)出家庭消費(fèi)潛力釋放的三種內(nèi)生動力，即：收入水平、靜態(tài)家庭財(cái)富以及不確定性預(yù)期；此外，大量宏觀經(jīng)濟(jì)研究結(jié)果表明家庭消費(fèi)還會受市場環(huán)境（如利率）和相關(guān)政策制度（如社會保障）等外生動力的影響［12］。互聯(lián)網(wǎng)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(chǎn)生與發(fā)展，但家庭個體對互聯(lián)網(wǎng)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(lián)網(wǎng)信息依賴度是連接家庭消費(fèi)內(nèi)外生動力的橋梁，除了作為外生動力直接影響家庭消費(fèi)外，它還可能通過影響家庭金融行為來改變財(cái)富積累，間接影響家庭消費(fèi)。根據(jù)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(lián)網(wǎng)信息的可得性，即互聯(lián)網(wǎng)能夠?yàn)榧彝Q策提供盡可能多的可用信息支持；二是互聯(lián)網(wǎng)信息的有效性，即家庭主體認(rèn)為該條信息是否具有實(shí)際價值。

（一）互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭消費(fèi)的影響

從互聯(lián)網(wǎng)信息可得性來看，互聯(lián)網(wǎng)為信息供應(yīng)者提供了具有規(guī)模效應(yīng)的平臺，為家庭消費(fèi)者提供了低成本信息獲取渠道。一方面，“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略的推進(jìn)加快了互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)所帶來的顧客社群和網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)使互聯(lián)網(wǎng)信息供給呈現(xiàn)邊際報(bào)酬遞增的特征［13］，海量互聯(lián)網(wǎng)信息成為可能帶來超額消費(fèi)的重要推手；另一方面，由于互聯(lián)網(wǎng)信息具有低交易成本的外部經(jīng)濟(jì)性，家庭消費(fèi)者可以通過互聯(lián)網(wǎng)以較低的成本及時獲取符合自身需求的消費(fèi)信息，獲得更多的可選擇商品和服務(wù)品種，主觀上也會產(chǎn)生更強(qiáng)烈的消費(fèi)選擇多樣化需求［14］。

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

綜合來看，已有文獻(xiàn)更多地考察了互聯(lián)網(wǎng)信息在降低交易成本和減少市場信息不對稱方面對消費(fèi)的促進(jìn)作用，研究主要基于互聯(lián)網(wǎng)信息本身作為考察目標(biāo)。但是，不同家庭對于互聯(lián)網(wǎng)信息的接受程度不盡相同，尤其對于恩格爾系數(shù)不同的貧富異質(zhì)性家庭在信息向消費(fèi)的轉(zhuǎn)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(shù)的區(qū)段特征對樣本家庭分組，判斷貧富異質(zhì)性家庭互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對消費(fèi)水平的影響，這樣更能反映包含消費(fèi)主體特征的家庭消費(fèi)變化。據(jù)此提出以下假設(shè)：

假設(shè)1a：基于異質(zhì)性家庭互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度的不同，家庭可獲取的互聯(lián)網(wǎng)信息數(shù)量和信息有效性會產(chǎn)生差異，并造成貧富異質(zhì)性家庭非必需品消費(fèi)的不同方向變化。

由于恩格爾系數(shù)較低的富裕家庭已有較高的非必需品消費(fèi)水平，在邊際消費(fèi)傾向遞減的作用下，互聯(lián)網(wǎng)信息更可能引導(dǎo)其財(cái)富分配轉(zhuǎn)向高收益的投資領(lǐng)域［16］，從而可能壓縮家庭的部分非必需品消費(fèi)；恩格爾系數(shù)處于中低區(qū)段的小康家庭消費(fèi)升級需求則相對較高，通過互聯(lián)網(wǎng)獲取消費(fèi)升級信息的意愿也更強(qiáng)烈，互聯(lián)網(wǎng)信息依賴的正向作用會更加明顯?；谝陨戏治鑫覀冞M(jìn)一步提出以下假設(shè)：

假設(shè)1b：互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度的提升，對小康家庭和富裕家庭非必需品消費(fèi)有顯著影響，前者為正向促進(jìn)，后者為反向抑制。

（二）互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭金融資產(chǎn)配置的影響

近年來，隨著研究的深入，一些學(xué)者開始探討家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素，在動態(tài)環(huán)境中考察投資者的資產(chǎn)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(chǎn)配置影響的時間和程度的問題。因此，當(dāng)前學(xué)界更多的是以金融市場有限參與為出發(fā)點(diǎn)，探討家庭金融資產(chǎn)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(rèn)知能力、金融素養(yǎng)等方面對于家庭金融資產(chǎn)配置的影響；另一部分從家庭背景風(fēng)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?lián)網(wǎng)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(lián)網(wǎng)金融這一新型模式下的家庭金融供給作為出發(fā)點(diǎn)，互聯(lián)網(wǎng)信息渠道提供了廣闊的金融產(chǎn)品供給［19］，并成為中國家庭購買金融理財(cái)產(chǎn)品的重要途徑，同時信息渠道增加也會帶來家庭互聯(lián)網(wǎng)使用意愿的顯著提高［20］；另一方面，互聯(lián)網(wǎng)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(fēng)險金融投資的概率［21］，現(xiàn)有文獻(xiàn)已發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)信息發(fā)達(dá)的社區(qū)比線下社會互動對股市參與有更大的促進(jìn)作用［22］。

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

假設(shè)2a：家庭互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度的提升，對家庭金融資產(chǎn)配置存在異質(zhì)性特征，并且對財(cái)富水平相對較高的家庭（小康家庭與低收入家庭）具有促進(jìn)作用。

此外，由于我國特殊的房地產(chǎn)市場對家庭資產(chǎn)配置的重要影響，擁有高財(cái)富水平的富裕家庭更愿意通過互聯(lián)網(wǎng)渠道獲取投資房地產(chǎn)的重要信息，并將資產(chǎn)配置到房產(chǎn)當(dāng)中，這可能造成富裕家庭金融資產(chǎn)在家庭總財(cái)富中的占比降低。據(jù)此我們提出以下假設(shè)：

假設(shè)2b：對于高財(cái)富水平的富裕家庭而言，互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度的提升會抑制家庭金融資產(chǎn)配置水平。

（三）互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度作用下家庭金融資產(chǎn)配置對消費(fèi)的影響

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

總之，已有的文獻(xiàn)更偏向于研究家庭金融資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)和流動性對平滑家庭消費(fèi)的作用，但這些研究忽視了不同需求層次家庭的消費(fèi)水平差異性，并未將消費(fèi)和投資置于異質(zhì)性家庭的框架下研究，而互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度的不同有可能產(chǎn)生差異化的家庭金融投資行為，進(jìn)而改變受流動性約束和家庭預(yù)防性儲蓄動機(jī)作用影響而形成的消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化，現(xiàn)有文獻(xiàn)也較少有討論互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度通過改善家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)進(jìn)而影響消費(fèi)水平的分析。因此，基于上述分析以及假設(shè)1 與假設(shè)2 的內(nèi)容，我們提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度的提升會改變家庭金融資產(chǎn)配置水平，進(jìn)而影響家庭消費(fèi)層次，并且這一影響路徑存在家庭異質(zhì)性特征，即金融資產(chǎn)配置水平在小康家庭存在正向中介效應(yīng)，在富裕家庭存在負(fù)向中介效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心2018年CFPS 數(shù)據(jù)集進(jìn)行實(shí)證分析。該項(xiàng)數(shù)據(jù)中有手機(jī)和互聯(lián)網(wǎng)模塊，在互聯(lián)網(wǎng)信息問卷設(shè)置上較為全面，如“互聯(lián)網(wǎng)的使用頻率”“業(yè)余上網(wǎng)時間”“網(wǎng)上購物花費(fèi)”“互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道的重要程度”等與互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度直接相關(guān)的問題。基于以上考慮，本文采取2018年最新的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，家庭金融行為和消費(fèi)相關(guān)數(shù)據(jù)均來自家庭問卷，而互聯(lián)網(wǎng)數(shù)據(jù)來源于成人問卷，因此，為統(tǒng)一本文實(shí)證樣本，須對問卷結(jié)果進(jìn)行匹配，再通過對樣本的篩選和刪去部分缺失值。經(jīng)數(shù)據(jù)清洗后，各變量的有效樣本量及基本統(tǒng)計(jì)特征描述列示于表1中，在此基礎(chǔ)上經(jīng)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(lián)網(wǎng)信息依賴度、家庭金融行為和消費(fèi)等主要變量的測度方法及其他非核心變量和控制變量進(jìn)行說明。

表1 變量釋義及其統(tǒng)計(jì)特征描述

（二）變量設(shè)計(jì)及描述性說明

1.互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度。在互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度的測度方面，本文從互聯(lián)網(wǎng)信息可得性和有效性兩個維度構(gòu)建統(tǒng)計(jì)變量。在互聯(lián)網(wǎng)信息可得性方面，以往的研究多基于互聯(lián)網(wǎng)的使用這一變量選取衡量指標(biāo)，采用區(qū)域電話普及率、互聯(lián)網(wǎng)覆蓋率等宏觀指標(biāo)數(shù)據(jù)來反映。但是，此類數(shù)據(jù)并不能解釋微觀家庭互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)運(yùn)用的異質(zhì)性，而2018年CFPS 數(shù)據(jù)對家庭互聯(lián)網(wǎng)使用情況做了系統(tǒng)的問卷調(diào)查，基本涵蓋了微觀家庭互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的整體特征。互聯(lián)網(wǎng)的使用程度可以較好地反映家庭對于互聯(lián)網(wǎng)信息的可得性狀況，互聯(lián)網(wǎng)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(wǎng)時間來衡量家庭互聯(lián)網(wǎng)使用程度［8］，但為了剔除一些家庭成員從事和互聯(lián)網(wǎng)有關(guān)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(wǎng)時間”問題予以描述。但是互聯(lián)網(wǎng)使用程度僅僅能夠說明互聯(lián)網(wǎng)可獲得的信息量，并不能衡量家庭獲取的互聯(lián)網(wǎng)信息對其家庭經(jīng)濟(jì)行為的實(shí)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(lián)網(wǎng)作為信息渠道的重要程度”來衡量家庭通過互聯(lián)網(wǎng)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?lián)網(wǎng)信息依賴度的總體衡量表示為互聯(lián)網(wǎng)信息可得性與有效性的乘積。

2.非必需品消費(fèi)。家庭消費(fèi)潛力釋放的主要內(nèi)容是拓寬消費(fèi)范圍和升級消費(fèi)層次，因此本文選用家庭非必需品消費(fèi)作為衡量家庭消費(fèi)潛力釋放的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，CFPS 問卷中提供了多種非必需品消費(fèi)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，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(fèi)、購買衣服支出、教育培訓(xùn)支出總和作為家庭非必需品消費(fèi)的衡量變量①。

3.金融資產(chǎn)配置。以往的研究一般將家庭金融資產(chǎn)分為風(fēng)險資產(chǎn)和無風(fēng)險資產(chǎn)兩類，但在本文的定義中，基于家庭金融投資與消費(fèi)的角度，將家庭除實(shí)物資產(chǎn)部分之外的金融資產(chǎn)均定義為家庭金融資產(chǎn)投資，除了股票、基金、信托和債券的風(fēng)險類金融資產(chǎn)，銀行儲蓄和短期理財(cái)?shù)葻o風(fēng)險金融資產(chǎn)也包含在內(nèi)。

除以上關(guān)注的解釋變量外，還有許多因素會影響家庭金融資產(chǎn)配置和非必需品消費(fèi)。首先，我們將相關(guān)性較高的其他經(jīng)濟(jì)變量設(shè)定為重要的非核心解釋變量，主要包括家庭收入、負(fù)債和不動產(chǎn)規(guī)模，分別用問卷中的“家庭年收入”“家庭總負(fù)債”和“家庭擁有房產(chǎn)的市值”作為變量衡量指標(biāo)。其次，為了反映家庭特征對消費(fèi)的影響程度，我們將家庭的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征列為重要的控制變量，控制了“家庭成員數(shù)量”“家庭成年人平均年齡”以及“家庭平均學(xué)歷水平”。最后，由于家庭消費(fèi)行為本質(zhì)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(shù)更能反映一個家庭的長期消費(fèi)行為與習(xí)慣，因此，本文討論異質(zhì)性家庭時，選用恩格爾系數(shù)來反映家庭貧富程度，恩格爾系數(shù)采用調(diào)查數(shù)據(jù)中的食品支出和總支出的比值表示。

（三）計(jì)量模型設(shè)定

基于財(cái)富分配的角度，互聯(lián)網(wǎng)信息有可能通過家庭投資與消費(fèi)兩條路徑影響家庭非必需品消費(fèi)。1.直接影響路徑：互聯(lián)網(wǎng)信息通過消除消費(fèi)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(fèi)需求；2.間接影響路徑：互聯(lián)網(wǎng)信息通過促進(jìn)家庭高流動性金融資產(chǎn)配置提升家庭財(cái)富效應(yīng)，從而間接改善家庭非必需品消費(fèi)傾向。為了考察家庭互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度及其借助金融資產(chǎn)配置渠道影響家庭非必需品消費(fèi)的具體路徑，本文實(shí)證部分圍繞圖1中的路徑假設(shè)構(gòu)建三個理論模型，并基于模型估計(jì)結(jié)果測度金融資產(chǎn)配置在傳導(dǎo)路徑上的中介效應(yīng)。

圖1 互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭非必需品消費(fèi)影響路徑圖

模型1：考察互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭非必需品消費(fèi)的影響關(guān)系，即

模型2：考察互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭金融資產(chǎn)配置的影響關(guān)系，即

模型3：考察互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度和金融資產(chǎn)配置對家庭非必需品消費(fèi)的聯(lián)合影響關(guān)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(chǎn)金額、家庭負(fù)債金額、家庭金融資產(chǎn)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(jìn)行自然對數(shù)變換處理，并用“l(fā)n（）”表示。

（四）貧富異質(zhì)性分組

考慮到家庭非必需品消費(fèi)行為在富裕程度上的異質(zhì)性很強(qiáng)，為此，本文首先借助模型1 和模型3 發(fā)現(xiàn)這種異質(zhì)性，指導(dǎo)后續(xù)的建模分析。本文選取engel 系數(shù)（食品支出/消費(fèi)總支出）作為富裕程度劃分的指標(biāo)，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(shù)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(jì)式（1），對比9 個互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭非必需品消費(fèi)的影響系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，除貧困家庭組（engel≥0.9）外，隨著engel 系數(shù)的增長，其呈現(xiàn)出近似倒U的形態(tài)，如圖2中的實(shí)折線所示。類似地，分別使用9 組樣本估計(jì)式（3），對比9 個互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭非必需品消費(fèi)的影響系數(shù)β1，也可以發(fā)現(xiàn)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(xiàn)以下幾點(diǎn)建模啟示。第一，互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭非必需品消費(fèi)的影響存在明顯的貧富異質(zhì)性，我們按照產(chǎn)生趨勢性變化的engel 系數(shù)節(jié)點(diǎn)將這一異質(zhì)性劃分為四種，即0＜engel＜0.2 區(qū)間內(nèi)的負(fù)向影響，0.2≤engel＜0.5 區(qū)間內(nèi)較高的正向影響，0.5≤engel＜0.8 區(qū)間內(nèi)的基本無影響，0.8≤engel＜1區(qū)間內(nèi)較高的正向影響。按照engel 系數(shù)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(yīng)該考慮區(qū)分四種家庭分別建模，以更好地發(fā)現(xiàn)這種客觀存在的異質(zhì)性。第二，考慮金融資產(chǎn)配置因素后，互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對非必需品消費(fèi)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(fù)向影響擴(kuò)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(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響進(jìn)而影響家庭非必需品消費(fèi)的中介效應(yīng)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(jìn)行中介效應(yīng)的存在性檢驗(yàn)和測度，以更具體地描述互聯(lián)網(wǎng)借助金融投資對家庭非必需品消費(fèi)的影響路徑。

圖2 不同貧富水平下互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭非必需品消費(fèi)的影響

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

鑒于上述貧富異質(zhì)性分析結(jié)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(jì)和檢驗(yàn)，建模結(jié)果分別列示于表3、表4和表5。

表3 模型1 的估計(jì)及檢驗(yàn)結(jié)果

（一）互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對異質(zhì)性家庭消費(fèi)的影響分析

表3的結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對小康家庭非必需品消費(fèi)存在顯著的正向影響，而對富裕家庭則呈現(xiàn)顯著的負(fù)向影響；此外，互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對非必需品消費(fèi)影響較大的還有貧困家庭，但由于這組樣本集中家庭個數(shù)較少，這一引導(dǎo)程度的個體差異無法被平滑，統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性不足?？傮w而言，表3的實(shí)證結(jié)果說明了互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度是影響家庭非必需品消費(fèi)水平的重要因素，并且這種影響具有明顯的家庭異質(zhì)性特征，對小康家庭呈現(xiàn)明顯的正向促進(jìn)作用，對富裕家庭則表現(xiàn)為反向抑制作用，而對于低收入家庭和貧困家庭統(tǒng)計(jì)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(fèi)水平更早地進(jìn)入了“消費(fèi)鈍化”期，也就是說在沒有出現(xiàn)新的可擴(kuò)展的消費(fèi)升級點(diǎn)之前，互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度的提升會促進(jìn)富裕家庭壓縮邊際效用遞減的非必需品消費(fèi)，轉(zhuǎn)而將財(cái)富配置轉(zhuǎn)向高收益的投資領(lǐng)域；恩格爾系數(shù)較高的低收入家庭和貧困家庭則由于必需品消費(fèi)尚未完全滿足，同時受困于較強(qiáng)的不確定性預(yù)期，互聯(lián)網(wǎng)信息對家庭非必需品消費(fèi)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(fèi)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(shù)均小于零。這意味著，對于小康家庭，其不動產(chǎn)資產(chǎn)增加會擠出家庭非必需品消費(fèi)，對于貧困家庭，其負(fù)債水平增加會抑制非必需品消費(fèi)。控制變量方面，第一組樣本集的education 變量具有回歸顯著性，且回歸系數(shù)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(shù)均小于零。這意味著，對于富裕家庭，學(xué)歷水平與非必需品需求呈現(xiàn)同向變化；而對于小康家庭，其學(xué)歷水平和人口規(guī)模與非必需品需求表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)。這一現(xiàn)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(jī)和預(yù)防動機(jī)，這時候人口規(guī)模的增加和認(rèn)知水平的提升更多的是會增強(qiáng)家庭的風(fēng)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(chǎn)，并降低家庭的非必需品消費(fèi)比重。

表4 模型2 的估計(jì)及檢驗(yàn)結(jié)果

（二）互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對金融資產(chǎn)配置的影響分析

表4中internet 的系數(shù)估計(jì)及t 檢驗(yàn)結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度與金融資產(chǎn)配置在小康家庭和低收入家庭呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系，在富裕家庭則表現(xiàn)為顯著的負(fù)向關(guān)系，而對于貧困家庭來說兩者關(guān)系的計(jì)量結(jié)果并不顯著。這說明互聯(lián)網(wǎng)信息可以有效促進(jìn)財(cái)富中段的小康家庭和低收入家庭提升金融資產(chǎn)配置水平，而對于財(cái)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(xiàn)的負(fù)向關(guān)系也從另一個角度證明互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度的提升使其將更多的資產(chǎn)配置到了房地產(chǎn)而非金融資產(chǎn)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(shù)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(chǎn)配置的決策上，家庭不動產(chǎn)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(chǎn)和銀行貸款對于金融資產(chǎn)配置的影響都為負(fù)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(shù)都大于零，這意味著，家庭金融資產(chǎn)配置和家庭人口規(guī)模存在明顯的正向關(guān)系，家庭人口規(guī)模越大，金融資產(chǎn)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(shù)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(jīng)驗(yàn)越豐富，金融資產(chǎn)配置也越多。

表5 模型3 的估計(jì)及檢驗(yàn)結(jié)果

（三）金融資產(chǎn)配置的中介效應(yīng)檢驗(yàn)分析

分析表5的估計(jì)結(jié)果，首先，internet 對于非必需品消費(fèi)的影響方向及程度與表3基本一致，這意味著在剔除互聯(lián)網(wǎng)信息借助金融資產(chǎn)影響家庭非必需品消費(fèi)的可能后，互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭非必需品消費(fèi)的影響模式?jīng)]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(shù)均大于零，這意味著富裕家庭和小康家庭的金融資產(chǎn)水平對非必需品消費(fèi)存在顯著的財(cái)富效應(yīng)。

借鑒心理學(xué)研究中使用的中介效應(yīng)理論，本文在三個模型結(jié)果基礎(chǔ)上分析金融資產(chǎn)投資在互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對非必需品消費(fèi)影響途徑上的中介效應(yīng)。根據(jù)溫忠麟等給出的中介效應(yīng)測度及Sobel 檢驗(yàn)方法［32］，結(jié)合圖1的傳導(dǎo)路徑和模型框架，金融資產(chǎn)投資在互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對非必需品消費(fèi)影響中的中介效應(yīng)ME的計(jì)算公式為：

據(jù)此計(jì)算出的各組家庭樣本集的中介效應(yīng)估計(jì)值其顯著性檢驗(yàn)結(jié)果列示于表6中。

表6 各組家庭中介效應(yīng)估計(jì)及檢驗(yàn)結(jié)果

表6表明，顯著性水平為5%時，不考慮年齡、學(xué)歷和家庭人口數(shù)的影響，在0＜engel＜0.2 和0.2≤engel＜0.5的兩個分組中，金融資產(chǎn)投資在互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度影響非必需品消費(fèi)的傳導(dǎo)中有顯著的中介效應(yīng)，其他兩個分組的這種中介效應(yīng)不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。

對于中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例：

由于低收入與貧困家庭的統(tǒng)計(jì)結(jié)果并不顯著，本文只考察具有顯著中介效應(yīng)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(yīng)占比分別是16.03%和1.53%。

從數(shù)據(jù)結(jié)論上看，兩組ME 值意味著：對于富裕家庭，較高的互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度降低了非必需品消費(fèi)，其中，通過抑制金融投資，降低資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)引致的非必需品消費(fèi)需求占16.03%的比重；對于小康家庭，互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度激勵了非必需品消費(fèi)，提升了家庭金融資產(chǎn)配置水平，其中，通過提高金融資產(chǎn)配置增加的非必需品消費(fèi)需求占1.53%。

由于本文樣本來自2018年的調(diào)查數(shù)據(jù)，國內(nèi)房地產(chǎn)市場處于高速上漲時期，樣本數(shù)據(jù)中富裕家庭的投資去向主要是非金融類資產(chǎn)②，互聯(lián)網(wǎng)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(yīng)降低家庭金融資產(chǎn)配置和非必需品消費(fèi)比重，這也說明互聯(lián)網(wǎng)信息會增強(qiáng)富裕家庭高收益投資偏好，過高的房地產(chǎn)投資擠出了家庭金融資產(chǎn)投資和非必需品消費(fèi)。而對于小康家庭而言，互聯(lián)網(wǎng)對家庭投資與消費(fèi)的影響更多地表現(xiàn)為信息選擇的規(guī)模效應(yīng)和低成本效應(yīng)，海量信息拓寬了家庭金融資產(chǎn)和非必需品消費(fèi)的選擇范圍，從而增加了家庭金融資產(chǎn)上投資的比重，金融資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)與高流動性有效促進(jìn)了消費(fèi)水平的提升。此外，雖然低收入家庭和貧困家庭的統(tǒng)計(jì)結(jié)果并不顯著，但我們從模型2 的估計(jì)結(jié)果已經(jīng)發(fā)現(xiàn)低收入家庭的互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對金融資產(chǎn)配置具有顯著的促進(jìn)作用，只不過金融資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)和高流動性效應(yīng)并未轉(zhuǎn)化為消費(fèi)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(qiáng)的不確定性預(yù)期有關(guān)，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(jī)，即使持有流動性較高的金融資產(chǎn)，也不能有效轉(zhuǎn)化為最終消費(fèi)。

（四）模型的穩(wěn)健性和內(nèi)生性

關(guān)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(jì)結(jié)果對比表明，家庭經(jīng)濟(jì)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(shù)的正負(fù)性，說明四組家庭樣本各自的三個模型的建模結(jié)果都是穩(wěn)健的。

關(guān)于模型中internet 的內(nèi)生性問題，在對模型1、模型2、模型3 的估計(jì)過程中，本文使用了樣本家庭的“使用互聯(lián)網(wǎng)學(xué)習(xí)/社交/娛樂的頻率”三項(xiàng)信息量化后的均值（基本統(tǒng)計(jì)描述見表1）作為工具變量進(jìn)行2SLS估計(jì)方法，并利用Hansen J 檢驗(yàn)和Cragg-Donald（C-D）F 檢驗(yàn)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(jì)量結(jié)果列示于表3、表4和表5中。三個表中兩個統(tǒng)計(jì)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(nèi)生性問題。

五、結(jié)論與建議

本文利用2018年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭消費(fèi)潛力釋放的影響，研究結(jié)果表明互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭非必需品消費(fèi)的影響存在明顯的家庭異質(zhì)性，互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度的提高對小康家庭的非必需品消費(fèi)存在正向促進(jìn)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(lián)網(wǎng)信息依賴度影響家庭消費(fèi)潛力釋放作用機(jī)制的進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)：一是互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對家庭金融資產(chǎn)配置的影響同樣存在家庭異質(zhì)性，小康家庭和低收入家庭為正向影響，富裕家庭為負(fù)向影響，貧困家庭的影響則不顯著；二是互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度通過影響家庭金融資產(chǎn)配置進(jìn)而改變家庭非必需品消費(fèi)，即遵循“互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度→金融資產(chǎn)配置→非必需品消費(fèi)”這樣一種作用機(jī)制；三是家庭金融資產(chǎn)配置在互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度對非必需品消費(fèi)影響途徑上存在異質(zhì)性中介效應(yīng)，即小康家庭的中介效應(yīng)為正向，富裕家庭的中介效應(yīng)為負(fù)向，低收入家庭和貧困家庭則不存在中介效應(yīng)。中介效應(yīng)結(jié)果證明了在家庭資產(chǎn)配置方面： 富裕家庭更偏好資產(chǎn)的收益性，并且房地產(chǎn)對非必需品消費(fèi)的擠出效應(yīng)大于財(cái)富效應(yīng)；小康家庭更在意資產(chǎn)的流動性，并且高流動性的金融資產(chǎn)有效促進(jìn)了家庭非必需品消費(fèi)；而低收入家庭與貧困家庭偏重于較高的預(yù)防儲蓄動機(jī)，一定程度上抑制了金融資產(chǎn)向消費(fèi)的轉(zhuǎn)化。

上述結(jié)論對我國目前制定實(shí)施網(wǎng)絡(luò)信息化和家庭消費(fèi)潛力釋放政策具有一定啟示意義。

第一，互聯(lián)網(wǎng)信息依賴會引導(dǎo)并強(qiáng)化異質(zhì)性家庭的資產(chǎn)選擇與消費(fèi)偏好，政府應(yīng)充分考慮互聯(lián)網(wǎng)信息渠道對于中高財(cái)富家庭消費(fèi)升級的影響力，引導(dǎo)互聯(lián)網(wǎng)信息資源推進(jìn)家庭投資與消費(fèi)觀念的改善。一方面，加強(qiáng)互聯(lián)網(wǎng)信息監(jiān)管，利用互聯(lián)網(wǎng)信息引導(dǎo)中高財(cái)富家庭合理投資與健康消費(fèi)，通過網(wǎng)信監(jiān)督改善家庭獲取信息的有效性，加強(qiáng)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(yīng)的金融產(chǎn)品；另一方面，充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)等新型信息渠道的重要作用，通過互聯(lián)網(wǎng)信息產(chǎn)業(yè)引導(dǎo)更多的創(chuàng)新型消費(fèi)增長點(diǎn)，改善富裕家庭的“消費(fèi)鈍化”現(xiàn)象。

第二，金融資產(chǎn)配置水平為釋放家庭消費(fèi)潛力提供了流動性支持，對提升家庭消費(fèi)水平具有重要作用。政府和金融機(jī)構(gòu)應(yīng)加強(qiáng)互聯(lián)網(wǎng)信息渠道的疏導(dǎo)作用，引導(dǎo)家庭投資投向流動性更高的金融資產(chǎn)配置上，降低房地產(chǎn)市場對于家庭金融資產(chǎn)和非必需品消費(fèi)的擠出，尤其需要控制富裕家庭財(cái)富過度集中于房地產(chǎn)投資，避免由此推高房價進(jìn)一步擠壓中低收入家庭的流動性資產(chǎn)和非必需品消費(fèi)。

第三，完善社會保障機(jī)制，改善家庭不確定性預(yù)期是打通低收入家庭和貧困家庭消費(fèi)升級路徑的關(guān)鍵。一方面，通過社會資本與政府財(cái)政相結(jié)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(chǎn)價格形成機(jī)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(chǎn)的投資屬性。

由于數(shù)據(jù)方面的限制，本文還存在一些可擴(kuò)展之處。雖然，本文從新的角度解析了金融資產(chǎn)配置在互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度影響異質(zhì)性家庭消費(fèi)過程中的中介機(jī)制，但互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度影響家庭消費(fèi)過程中也有可能存在其他的作用機(jī)制，我們的結(jié)論也證明了家庭金融資產(chǎn)配置在互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度影響消費(fèi)過程中是存在部分中介效應(yīng)的，完整地解析互聯(lián)網(wǎng)信息依賴度影響家庭消費(fèi)升級的機(jī)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(fèi)、水電費(fèi)、交通費(fèi)、取暖費(fèi)、日用品、房租、醫(yī)療費(fèi)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(fèi)范疇，但當(dāng)前家庭服裝支出更多體現(xiàn)了家庭消費(fèi)層次和生活品質(zhì)，其必需品屬性明顯削弱，教育培訓(xùn)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(shù)據(jù)的計(jì)算，富裕家庭經(jīng)營性固定資產(chǎn)和不動產(chǎn)投資總額占家庭總資產(chǎn)的平均占比達(dá)到89.51%，而小康家庭的這一數(shù)據(jù)為61.1%，低收入家庭為56.8%，貧困家庭為41.5%。