家庭特征、區域性差異與信息消費
——基于分層線性模型的研究

王家庭,李和煦

(1.南開大學中國城市與區域經濟研究中心,天津300071;2.南開大學中國特色社會主義經濟建設協同創新中心,天津300071)

一、研究背景

我國進入經濟新常態后,投資增速回落,消費成為拉動經濟增長的引擎。2018年9月中共中央國務院出臺的《關于完善促進消費體制機制進一步激發居民消費潛力的若干意見》中明確指出,增強消費對經濟發展的基礎性作用對于構建符合我國長遠戰略利益的經濟發展方式十分重要。數據顯示,最終消費支出對GDP的拉動作用逐步提升(見圖1),2014年消費對GDP的拉動作用超過投資對GDP的拉動作用,并呈現上升趨勢。截至2018年底,凈出口對GDP增長仍為負拉動,投資對經濟增長的拉動率約為2.14%,最終消費支出對GDP的拉動率約為5.03%,其中,信息消費規模約5萬億元,同比增長11%,信息傳輸、計算機服務和軟件業等信息服務業對GDP的貢獻率不斷提升(見圖2)。近年來,雖然我國最終消費率在不斷上升,然而居民消費率卻持續走低,2017年居民消費支出占GDP的比重不到40%,不僅遠低于美國(69.5%)的水平,也低于老齡化嚴重、消費增長低迷的日本(56.3%)和韓國(47.8%)的水平,還低于印度(59.1%)的水平[注]數據來源于2017年世界銀行數據庫。?！稊U大和升級信息消費三年行動計劃(2018—2020年)》指出,信息消費作為重要的新興消費領域,對拉動內需、促進就業、引領產業升級發揮著重要作用。由此可見,擴大居民消費支出、積極培育信息消費、提升信息消費空間對于穩定經濟增長、促進消費結構升級有著重要意義。

圖1 三大需求對GDP的拉動率 注:根據國家統計局數據整理。

圖2 信息傳輸、軟件和信息技術服務業對GDP的貢獻率 注:根據國家統計局、Wind數據庫相關數據整理。

如何挖掘信息消費潛力,提升信息消費層次,擴大有效消費需求,是急需研究的理論和現實問題。國外學者對于信息研究的起步較早,在信息消費影響因素研究方面,約瑟芬(Josephine)[1]的研究表明,信息服務質量、信息質量和語言限制都會限制農民信息服務消費。西奧(Siyao)[2]發現接受教育程度、擁有電子通信設備與否等都會影響農民對農業信息服務的接受以及對相關信息的使用。烏特卡什(Utkarsh)[3]運用結構方程模型考察了在信息搜尋行為中,個體差異對服務體驗的影響,發現追求品牌的消費者在決策前更加傾向于搜尋豐富的信息。

國內文獻在2013年之前基本上是對信息消費理論層面的研究,鄭英隆[4]最早提出信息消費的概念,馬哲明[5]提出了信息消費外部性理論。2013年之后出現了信息消費關注高潮并且集中在對信息消費的實證研究層面,主要分為兩類,一類是對信息消費與經濟增長進行研究,另一類是對信息消費的影響因素進行研究。文獻梳理發現,在實證研究方面,對信息消費與經濟增長研究較多,如楊春立等[6-7]的研究,但對信息消費的影響因素研究較少,并且大部分學者都是分別對影響消費的宏觀因素[8-9]或者微觀因素[10]進行實證研究,主要采用傳統的回歸分析方法。

基于此,本文綜合考慮外部經濟環境、政策環境及家庭特征,結合宏觀與微觀層面的影響因素,運用分層線性模型,深入分析家庭特征和區域性差異對信息消費的影響,為新時代我國擴大信息消費、促進經濟高質量發展提供具有參考價值的政策建議。

二、影響信息消費水平的微觀和宏觀因素分析

國內外有很多學者都從不同方面研究了影響信息消費水平的因素,可以歸納為兩類:微觀層面的因素和宏觀層面的因素。微觀因素決定了信息消費需求的物質基礎,宏觀因素則對消費者行為產生復雜的綜合性影響。

(一)微觀因素

影響信息消費水平的微觀因素主要包括收入水平、教育程度、家庭規模和城鄉位置等。

收入水平。凱恩斯提出絕對收入假說,認為總消費量取決于總收入量。根據收入消費論,收入不僅會影響消費者的購買能力,還會影響消費者的消費預期。鄧碧俠[11]認為信息消費者的支付能力是對信息產品和信息服務的潛在購買能力。金(Chinn)等[12-13]研究表明,居民收入和信息消費之間呈現相互促進的關系,收入差距會對信息通信和技術服務支出產生直接影響。

家庭規模。人口數量對于消費需求的總量影響極其明顯。在其他條件不變的情況下,人口越多,人均國民收入越少,居民收入也相對減少,信息產品和服務多數為非必需品,其需求也會隨之降低。從單個家庭看也是如此,家庭的規模取決于家庭人口數量,影響家庭負擔系數。在家庭就業人口一定的情況下,家庭人口老齡化及出生率高則家庭負擔系數大,每一家庭成員的需求較低[14]。

教育狀況。信息消費具有共享性、參與性和增值性的特點,所以信息商品是智能化的商品,其消費者要有一定的腦力勞動與之對接契合,因而信息消費對消費者的素質要求較高。信息商品精神文化的本質,使得信息消費不僅要有一定的購買能力,還要有消費它的能力,即要求消費者有一定的科學文化水平、道德素養和藝術修養,具備相應的精神消費能力[14]。

城鄉位置。隨著我國城市化進程的加快,年輕人不斷向城市聚集,使得城市中接受新事物的氛圍更為活躍,信息消費能夠很快在城市中發展。相反,農村老齡人口比重的提高會降低信息消費的水平。張肅[15]研究發現,我國城鄉居民信息消費水平仍有較大的差異但長期趨勢在縮小。王子敏[16]的研究表明,人口在城市的集聚能夠產生顯著的集聚效應,該效應顯著提升了城鎮居民信息消費水平,降低了農村居民信息消費水平。

(二)宏觀因素

產品價格、產業結構、經濟發展狀況、社會保障制度等都會對信息消費水平產生影響,本文將主要從以下幾個方面分析:

信息消費品價格。價格是影響消費需求的重要因素。根據需求理論和消費理論,不同商品需求具有不同的伸縮性和變動性,即需求彈性。信息商品需求的價格彈性同時反映了購買欲望和購買能力。相對價格而言,信息商品需求價格彈性小于物質商品需求價格彈性。隨著信息商品化程度的提高,信息市場供給的價格彈性增大,信息市場需求的價格彈性減小。在信息市場總體價格不變的情況下,各種類型信息產品和信息服務的價格水平就會顯著地影響信息消費者的消費水平[17]。

信息產業發展水平。信息產業的發展是信息消費的重要支撐,信息產業發展水平決定了信息產品和信息服務供給的數量和質量。鄭麗等[18]研究了信息產業發展水平對信息消費的門限效應,發現中國各省區市信息產業發展水平存在一定差距,隨著信息產業發展不斷跨越門檻,居民信息消費受到的供給約束會逐步減少,收入對居民信息消費的影響會顯著增強。

經濟發展水平。一個地區的信息消費水平與其經濟發展水平有著密切聯系,信息消費屬于高層次消費,伴隨經濟的快速發展,居民對于信息消費的需求也會日益擴大。此外,經濟總量可以通過作用于收入分配來間接刺激信息消費量。隨著收入的增加,邊際消費傾向遞減,然而信息消費是一種新型消費,其邊際消費傾向是遞增的,對于抑制我國消費總量下降起了重要作用[19]。

社會保障。社會保障作為一項社會制度,對居民信息消費的影響機制主要包括政策導向機制和收入機制。制度本身的特點與消費者個人對制度的適應性等主觀因素會通過對人們心理感知的影響而引起消費行為的改變。社會保障制度本身作為抵御風險的工具,其完善性會降低不確定性對居民消費的影響,促進信息消費。

基于以上分析可以發現,微觀因素和宏觀因素可以通過影響消費者信息消費需求和信息消費行為影響信息消費水平(見圖3),因此本文將從家庭特征的微觀角度和區域差異的宏觀角度出發,考察影響信息消費的因素和路徑,并提出以下假說:

假說一:在其他條件不變時,信息消費需求與價格負相關,價格下降可以刺激消費需求。

假說二:教育水平對信息消費有正向促進效應,在其他條件不變時,教育水平越高信息消費能力越高。

假說三:信息產業發展水平的提高可以促進信息消費需求的增加,同等條件下,消費者所在地區的信息產業發展水平越高,其信息消費支出越高。

假說四:社會保障制度的完善可以間接提升居民的消費水平。

假說五:地區經濟發展水平越高,人均GDP越高,信息消費水平越高。

假說六:家庭城鄉位置的差異對信息消費有明顯的影響。

假說七:家庭人均收入越高,信息消費水平越高。

假說八:家庭規模的增大會降低信息消費水平。

圖3 信息消費增長機制

三、計量方法與變量選取

(一)計量方法

本文將家庭微觀數據和地區數據對接起來,利用分層線性模型,結合兩層面的因素進行分析。分層線性模型分析法與傳統回歸分析法最大的不同就是它能夠將不同層級的誤差項都考慮進來,可以同時處理不同層級、跨層級變量間的關系。

其中,Xij為家庭層面的因素,Zj為地區因素,Yij表示信息消費水平。

(二)變量選取

本文的微觀數據選取的是2016年中國家庭追蹤調查(CFPS)的數據,宏觀數據來源于2017年《中國統計年鑒》。以兩類數據中的地區作為關鍵變量將它們對接起來,這樣就形成了家庭地區兩層數據。根據尹世杰[14]對廣義信息消費的定義,本文將家庭問卷數據庫中醫療保健、交通通信、娛樂教育文化三項年消費支出加總作為家庭年信息消費額度。具體的變量選取和變量處理方法見表1。將兩層數據處理后,代入HLM軟件中進行描述性分析,結果見表2。

表1 變量選取

表2 變量的描述性統計結果

25個地區[注]本文在進行樣本篩選時,剔除了樣本量較少的海南省和少數民族自治區,保留了安徽、北京、重慶、福建、甘肅、廣東、貴州、河北、黑龍江、河南、湖北、湖南、江蘇、江西、吉林、遼寧、青海、陜西、山東、上海、山西、四川、天津、云南、浙江等25個地區的數據。的信息消費水平狀況如圖4所示,每一個盒須圖分別反映了各個地區信息消費水平的差異情況,橫坐標代表編號為1—25的地區,縱坐標為信息消費取對數的值。其中各地區信息消費支出(取對數)的最大值、上四分位數、中位數、下四分位數以及最小值可以看出,25個地區的信息消費水平并不一致,而是存在著明顯的差異性。樣本數據中城鄉居民教育水平的差異如圖5所示,可見農村居民的受教育程度明顯低于城市居民的受教育程度。

圖4 各地信息消費支出

圖5 城鄉教育狀況對比

四、實證分析

本部分通過依次建立零模型、協方差模型、以平均數為結果的回歸模型、情境模型和完整模型,來分析各層因素與信息消費的關系,對其回歸結果進行比較,選取能夠充分反映各個變量之間關系的模型,并對實證結果加以評價。對零模型的可行性進行檢驗是運用分層線性模型的前提,其他模型形式是在零模型的基礎上分別或同時加入自變量,對自變量的顯著性以及模型整體的契合度進行比較分析。

(一)可行性分析

分層線性模型可以將家庭信息消費整體差異分解到不同的層級,建立零模型可以通過考察家庭信息消費支出(對數)的組內相關系數來對模型的可行性進行分析。如果數據的組內相關系數不顯著,那么可以運用傳統的回歸分析方法;反之,則考慮運用分層線性模型。零模型形式設定如下:

第一層:lncij=β0j+εij

第二層:β0j=γ00+μ0j

混合模型:lncij=γ00+εij+μ0j

從回歸結果(見表3)可以看出,截距項為8.128,在1%的顯著性水平下顯著,表明家庭人均信息消費水平為8.128。在方差分析中,居民家庭人均信息消費的組內變異為0.942 8,組間變異為0.118 4,計算組內相關系數ρl用來說明地區間差異可以解釋消費方差的程度。算出的組內相關系數ρl為0.111 6[注]ρ=τ00/(τ00+σ2)=0.118 4/(0.118 4+0.942 8)=0.111 6,代表地區間差異占總差異的11.16%,根據科恩(Cohen)[20]的建議屬于中度關聯程度,算是不可忽略的組間差異,所以不能只用一般的回歸模型來進行分析,必須考慮組間差異的特性。

表3 零模型的參數估計與檢驗結果

注:***、**、*分別代表1%、5%和10%的顯著性水平。括號內為標準誤。

(二)模型設計與實證結果分析

為了研究影響信息消費水平的因素,本文依次引入各層次的變量,建立不同的模型來考察家庭層面的因素和地區層面的因素對信息消費水平的影響。在以下模型中,將每個觀測值都減去該觀測值所屬組別的平均數,在HLM里稱為“中心化”,這樣的變量變換,一方面使得變量的數值變小,容易計算,使變量間的共線性機會變小,另一方面會減少一個自由度,在未來估計誤差項方差時,會有無偏性的特征產生。

1.協方差模型設計與實證結果分析

協方差模型主要考察家庭層次的變量對信息消費的影響,它在零模型的基礎上對第一層引入人均家庭年收入、城鄉位置、受教育程度、家庭規模等變量,并讓各個變量對于信息消費的水平是固定的。協方差模型如下:

第一層:lncij=β0j+β1×familysi+β2×edu+β3×lni+β4×urban+εij

第二層:β0j=γ00+μ0j,β1=γ10,β2=γ20,β3=γ30,β4=γ40

混合模型:lncij=γ00+γ10×familysi+γ20×edu+γ30×lni+γ40×urban+μ0j+εij

其中,i表示家庭,j表示地區,β1—β4分別表示家庭層次的自變量對模型的偏回歸系數;γ00—γ40分別表示各方程的固定效應。

運用HLM軟件進行分析,協方差模型與零模型的回歸結果見表4。可以發現,兩個模型所估計出來的截距項γ00相近,在固定效應的回歸系數方面,協方差模型的斜率都在1%的顯著性水平下顯著。另外,在隨機效應方差檢驗方面,零模型的τ00為0.118,協方差模型的τ00為0.120,沒有太大變化。至于第一層誤差項的方差,零模型的σ2為0.943,而協方差模型的σ2為0.710,減少了24.71%,所以相比較之下,協方差模型的數據匹配度要優于零模型。

表4 零模型與協方差模型的比較

注:***、**、*分別代表1%、5%和10%的顯著性水平。括號內為標準誤。

從協方差模型的回歸結果可以看出,收入對家庭信息消費的影響顯著,截距項的回歸系數為0.337,說明收入的消費彈性為正且小于1,家庭信息消費隨著收入的增加而增加,收入每增加1%信息消費增加33.7%左右。城市戶口和教育對家庭信息消費均有正向的影響,回歸系數分別為0.103和0.049,在1%的顯著性水平下顯著,表明城市家庭信息消費水平整體高于農村家庭信息消費水平,教育對信息消費水平的提高有著明顯的促進作用,居民的受教育程度越高,信息消費水平越高,這正好驗證了假說二。家庭規模的斜率為負(-0.071***),表明家庭人口數量越多,人均信息消費水平越低,說明在一個家庭中,人口數量的增長會抑制高層次的消費,結果與理論部分相符。

2.以平均數為結果的模型設計與實證結果分析

以平均數為結果的模型假設沒有第一層家庭因素的影響,只根據第二層的變量,即僅從各個地區的特性來解釋居民信息消費水平的差異。建立模型如下:

第一層:lncij=β0j+εij

第二層:β0j=γ00+γ01×lev+γ02×lngdp+γ03×lnExp+γ04×CPI+μ0j

混合模型:lncij=γ00+γ01×lev+γ02×lngdp+γ03×lnExp+γ04×lnCPI+εij+μ0j

運用HLM軟件進行分析,以平均數為結果的模型與零模型的結果見表5。

表5 零模型與以平均數為結果變量模型的比較

注:***、**、*分別代表1%、5%和10%的顯著性水平。括號內為標準誤。

在固定效應方面,以平均數為結果的模型γ00估計值為7.830,比零模型的8.128稍小。第二層總體變量信息產業發展水平的系數為0.016且在1%的顯著性水平下顯著,表明家庭信息消費水平的高低與信息產業的發展水平有著密切的正相關關系。人均GDP的回歸系數為0.370,在1%的顯著性水平下顯著,表明人均GDP對信息消費具有顯著的正向影響。人均就業、社會保障的回歸系數為0.321,在1%的顯著性水平下顯著,說明地方政府在人均就業、社會保障的支出可以提升居民的信息消費水平,驗證了假說四。在隨機效應方面,因為各地區居民的平均信息消費有著明顯差異,所以將區域差異作為第二層回歸模式的因變量,在各區域差異解釋后,其平均居民信息消費的殘差項方差τ00由零模型的0.118降為0.022,下降81.4%,意味著引入第二層的自變量對第一次層的截距項的變異程度具有相當的解釋力。

3.情境模型和完整模型設計與實證結果分析

情境模型和完整模型可以共同考察家庭特征和區域差異對居民信息消費水平的綜合影響,結果見表6。

情境模型是將HLM模型的第一層設為完整模型,第一層的自變量是所有的家庭特征,但在第二層的回歸模式設定上,假設第一層各自變量的斜率具有隨機效應,將第一層回歸線的截距項作為第二層的結果變量,然后選擇區域差異作為第二層回歸截距項的自變量,模型設定如下:

第一層:

lncij=β0j+β1×familysi+β2×edu+β3×lni+β4×urban+εij

第二層:

β0j=γ00+γ01×lngdp+γ02×lnExp+γ03×lnCPI+γ04×lev+μ0j

β1=γ10+μ1,β2=γ20+μ2,β3=γ30+μ3,β4=γ40+μ4

混合模型:

lncij=γ00+γ01×lngdp+γ02×lnExp+γ03×lnCPI+γ04×lev+γ10×familysi+γ20×edu+γ30×lni+γ40×urban+μ0+μ1×familysi+μ2×edu+μ3×lni+μ4×urban+εij

完整模型的第一層為完整模型,第二層的模式也是完整模型。在這里,我們選用情境變量作為第二層回歸模式的自變量,除了分析組內、組間特征對信息消費水平的影響外,同時考察跨層級自變量的交互作用對信息消費水平的影響。模型設定如下:

第一層:

lncij=β0j+β1×familysi+β2×edu+β3×lni+β4×urban+εij

第二層:

β0j=γ00+γ01×lngdp+γ02×lnExp+γ03×lnCPI+γ04×lev+μ0j

β1=γ10+γ11×lnCPI+μ1

β2=γ20+μ2

β3=γ30+γ31×lngdp+μ3

β4=γ40+γ41×lev+μ4

混合模型:

lncij=γ00+γ01×lngdp+γ02×lnExp+γ03×lnCPI+γ04×lev+γ10×familysi+γ11×familysi×lnCPI+γ20×edu+γ30×lni+γ31×lngdp×lni+γ40×urban+γ41×lev×urban+μ0+μ1×familysi+μ2×edu+μ3×lni+μ4×urban+εij

從分析結果來看,第一層斜率項具有隨機效應的情境模型與協方差模型相比,在隨機效應方面,組內的方差下降了4.2%,組間方差下降了80.83%,說明情境模型比協方差模型更具解釋力。兩個模型的最大差別在于情境模型引入區域間的差異成分作為情境變量,從回歸結果看,信息產業發展水平、人均地區生產總值、人均就業、社會保障以及居民信息消費價格指數的情境效應顯著且明顯為正,說明他們可以解釋信息消費水平的差異,并且和居民信息消費水平正相關。

從完整模型與情境模型的比較來看,兩個模型的結果非常相似,整體來看完整模型組間方差與組內方差的值最小,說明完整模型在所有模型中對信息消費水平最具解釋力。另外,完整模型回歸結果也表明總體層次的人均地區生產總值、信息消費價格指數及信息產業發展水平具有明顯的跨層級交互作用。

下文將根據完整模型的結果討論家庭特征、區域差異和跨層級的交互項對于信息消費的影響效應。

(1)地區間的平均信息消費

從表6完整模型的回歸結果來看,對于平均信息消費項,信息產業發展水平提升可以促進信息消費水平的提高,且影響顯著(證實假說三)。經濟發展較好的地區,信息消費水平也較高(證實假說五)。社會保障支出對于信息消費有著明顯的促進作用,人均社會保障支出越高,該地區的信息消費水平也越高(證實假說四)。然而,出乎意料的是,居民信息消費價格指數的系數為正(否定假說一),這表明信息消費品價格的上漲并沒有影響居民信息消費,反而提高了地區信息消費水平。按照供需理論,商品的消費數量和均衡價格由供給和需求決定,說明對于信息消費品而言,其供給彈性大于需求彈性,使得信息商品價格上漲幅度越大,居民的信息消費支出也越大。

(2)個體特征對于信息消費的影響

第一層自變量下的截距項的回歸系數代表個體特征對于信息消費的影響效應,計量結果顯示,各個自變量的截距項均顯著,表明人均收入、家庭規模、城鄉與否和教育程度對于信息消費都有著顯著的影響作用。具體來看,收入是決定信息消費的主要因素,收入越高,信息消費水平越高(證實假說七)。城鄉位置對家庭信息消費的影響程度是不可忽視的,城市位置對家庭人均信息消費水平有著正向影響效應(證實假說六)。并不意外的是,信息消費支出隨著教育水平的提高而增加(證實假說二)。而家庭規模的回歸系數則明顯為負,說明家庭人口數量的增加降低了家庭整體的信息消費水平,從圖6可以明顯看出家庭人均信息消費支出隨著家庭人數的增加而下降(證實假說八)。

圖6 家庭規模與信息消費 注:筆者研究整理。

(3)地區特征調整個體特征的信息消費傾向

階層線性模型可以描述跨層級的交互作用對于信息消費的影響,這種影響效應通過模型中嵌套于第一層自變量下的第二層自變量的回歸系數來顯示。

第一層家庭規模項的回歸系數為負,在家庭規模項下,信息消費價格指數與家庭規模的交互項系數為-0.062,且在1%的顯著性水平下顯著,說明信息消費價格指數會調節家庭規模對信息消費的影響,即該地區信息產品和服務的價格越高,家庭規模對信息消費的影響力度越強,人均信息消費水平越低(見圖6)。在其他條件不變的情況下,該地區信息消費價格指數每上升1個百分點,

信息消費水平下降幅度會比平均信息消費價格水平的地區高0.062%,則在這樣的地區,家庭人口數增加1個單位,人均信息消費水平會下降0.133%(0.062%+0.071%)。

表6 協方差模型、情境模型與完整模型的比較

注:***、**、*分別代表1%、5%和10%的顯著性水平。括號內為標準誤。

第一層城鄉位置項的回歸系數為正,而信息產業發展水平與城鄉位置的交互項系數為-0.006,雖然在統計意義下顯著,但影響效力度很小。從數值上看,信息產業發展水平對城市居民信息消費有著負向調節效應,而對農村居民信息消費有著正向調節效應。

第一層收入水平項下,人均GDP與家庭人均收入的交互項系數為0.076,且在5%的顯著性水平下顯著,意味著在同等收入水平下,經濟發展水平越好的地區,家庭的信息消費傾向就越大(見圖7)。當其他條件不變時,在人均GDP比平均水平高1個百分點的地區,家庭人均收入每上升1%,家庭信息消費水平就會增加0.413%(0.337%+0.076%)。

圖7 人均收入與信息消費 注:筆者研究整理。

4.隨機效應

在隨機效應部分可以看到,在加入地區特征的變量后,截距項、人均收入以及教育程度的隨機效應仍然顯著,這說明還需要進一步尋找其他變量來解釋它們的變差,而對于城鄉位置和家庭規模而言,它們在地區層面的變異得到了很好的解釋,無需尋找其他的解釋因素。

五、結論及政策建議

本文在理論分析的基礎上,將中國家庭追蹤調查數據和地區數據對接起來,構成多層嵌套的數據,實證檢驗了影響信息消費的家庭因素和地區因素,進行了對信息消費決定因素的跨層級交互作用分析。根據實證結果,得到如下主要結論:(1)地區之間信息消費水平有著明顯的差異,區域的異質性導致信息消費水平的差異性。從分析結果上看,首先,地區間的信息消費水平差異占總體家庭信息消費差異的11.16%,這種差異是不能忽略的,表明即使個體特征相同,但由于所處地區不同,信息消費水平也不同。其次,以平均數為結果的模型、情境模型和完整模型回歸結果所反映的區域特征,包括信息產業發展水平、人均GDP和就業、社會保障支出的提高對地區平均信息消費都有顯著促進作用。(2)在家庭特征中,教育程度、城鄉位置、人均收入、家庭規模對于信息消費支出都有顯著影響。從完整模型來看,個體特征對于信息消費的決定作用相當顯著。從變量的回歸系數來看,教育程度、城鄉位置和人均收入對信息消費都有顯著的正向促進效應,家庭規模對信息消費的影響效應為負。(3)地區特征不僅直接導致地區間信息消費的差異,而且可以通過交互效應影響家庭特征的信息消費彈性。家庭特征對于信息消費的決定作用往往會受到地區特征的約束與調整,并且這種調整方向與個體特征對信息消費的影響方向可能并不一致,故在不同地區具有相同特征的家庭,信息消費水平并不相同。

基于上述分析和研究結論,為了推動擴大信息消費,促進新時代我國經濟的高質量發展,本文提出以下幾方面的政策建議:(1)完善收入再分配制度。收入是影響消費的根本因素,政府除了提供就業機會,制定相應措施直接提高居民在一次分配中的收入外,還要完善社會保障、醫療保險等制度,通過二次分配間接增加居民收入。(2)統籌城鄉發展,注重城鎮化質量。城鎮化可以吸收農村剩余勞動力,統籌城鄉發展,加快城鎮化步伐,注重城鎮化質量將會大大提高農村家庭的信息消費水平。(3)增加人力資本的投資,延長教育年限,提高居民的受教育程度。從圖4中可以看出農村家庭的教育水平要遠遠低于城市居民的教育水平,所以政府要特別加大農村基礎教育的投資力度,教育的公共資源應該向農村傾斜,以彌補農村長期教育投資不足。(4)抓住新一代信息技術產業的發展機遇,大力推動信息產業發展,推進供給側改革,消除供給約束,促進居民信息消費。由實證結果可知,信息產業發展水平會明顯促進居民信息消費。信息產業是國民經濟的戰略性、基礎性支柱產業,對于轉變發展方式、刺激消費、拉動經濟增長具有十分重要的作用。然而我國信息產業面臨的技術約束和資源約束問題仍然突出,因此要準確把握信息產業發展趨勢,加快信息產業轉型升級,全面提升產業核心競爭力,為新時代我國信息經濟的高質量發展提供有力支撐。