居民消費(fèi)行為的同群效應(yīng)：理論假設(shè)與實(shí)證檢驗(yàn)

劉艷瑞

（哈爾濱醫(yī)科大學(xué)大慶校區(qū)人文社會(huì)科學(xué)系 黑龍江大慶 163000）

引言

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)背景下，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，提高經(jīng)濟(jì)自我發(fā)展?jié)摿Γ钱?dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)改革的重要方向。近些年來，我國(guó)居民消費(fèi)需求不斷提升，最明顯的體現(xiàn)就在于當(dāng)前我國(guó)社會(huì)發(fā)展的主要矛盾已經(jīng)演變?yōu)槿嗣袢找嬖鲩L(zhǎng)的美好生活需要與不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。數(shù)據(jù)顯示，2019年我國(guó)社會(huì)零售品消費(fèi)總額為41.2萬億元，增長(zhǎng)率為8%，遠(yuǎn)超同期GDP增速。據(jù)測(cè)算，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的邊際貢獻(xiàn)率已經(jīng)達(dá)到了57.8%，拉動(dòng)2019年我國(guó)3.5%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，消費(fèi)已經(jīng)連續(xù)6年成為拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的第一動(dòng)力。事實(shí)上，隨著我國(guó)對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)的需求日益增加，居民消費(fèi)已經(jīng)不僅僅需要數(shù)量上的增加，同時(shí)也要保證質(zhì)量上的增長(zhǎng)，這也是新時(shí)期居民消費(fèi)升級(jí)的核心目標(biāo)。因此，研究居民消費(fèi)在當(dāng)下仍然具有較強(qiáng)的政策應(yīng)用價(jià)值，而本文則從消費(fèi)同群效應(yīng)出發(fā)，試圖解析同群效應(yīng)下居民消費(fèi)的攀比消費(fèi)及鄰里影響。

研究假設(shè)

繼續(xù)擴(kuò)大內(nèi)需的一個(gè)重要環(huán)節(jié)就是挖掘居民消費(fèi)潛力，現(xiàn)有對(duì)居民消費(fèi)的研究大多集中在收入及收入分配、社會(huì)保障以及相關(guān)促銷費(fèi)政策，主要是研究消費(fèi)者本身。事實(shí)上，居民消費(fèi)不僅受到其自身消費(fèi)能力的限制，同時(shí)也會(huì)受到周邊人群的影響，這一現(xiàn)象也被稱為同群效應(yīng)?！巴盒?yīng)”與“鄰里效應(yīng)”和“攀比效應(yīng)”類似，均是指研究個(gè)體在進(jìn)行消費(fèi)決策時(shí)易受到周邊因素的影響，其主要體現(xiàn)在特定范圍內(nèi)的社會(huì)互動(dòng)對(duì)個(gè)體行為造成的影響。事實(shí)上，“同群效應(yīng)”并不僅僅出現(xiàn)在消費(fèi)領(lǐng)域，比較常見的諸如GDP錦標(biāo)賽、非常規(guī)的上市公司委托代理問題的發(fā)生均在一定程度上體現(xiàn)了同群效應(yīng)的特征。在消費(fèi)領(lǐng)域，我們認(rèn)為較容易產(chǎn)生同群效應(yīng)。首先，由于信息的不對(duì)稱，居民獲取市場(chǎng)產(chǎn)品信息的能力較弱，因此在進(jìn)行消費(fèi)選擇時(shí)會(huì)參考鄰近個(gè)體的消費(fèi)選擇，從而保持一定的趨同性；其次，消費(fèi)具有一定的攀比性，雖然在經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中堅(jiān)持理性人的假設(shè)，但攀比性消費(fèi)在消費(fèi)市場(chǎng)中卻長(zhǎng)期存在，為了在消費(fèi)中達(dá)到更多的炫耀性資本，個(gè)體消費(fèi)者往往會(huì)“不甘人下”，進(jìn)行非理性的消費(fèi)選擇，從而產(chǎn)生同群效應(yīng)。因此，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：家庭消費(fèi)行為會(huì)受到同群效應(yīng)的正向影響。

值得注意的是，家庭消費(fèi)的這種鄰近效應(yīng)已經(jīng)被部分學(xué)者所證實(shí)，但主要集中在教育支出領(lǐng)域。陳愛麗等（2019）基于CFPS數(shù)據(jù)對(duì)城鎮(zhèn)家庭兒童教育消費(fèi)支出進(jìn)行了研究，認(rèn)為周邊居民教育消費(fèi)支出的增長(zhǎng)會(huì)影響消費(fèi)者的消費(fèi)選擇。余麗甜和詹宇波（2018）也證實(shí)了家庭消費(fèi)支出存在明顯的同群效應(yīng)，并且認(rèn)為城鎮(zhèn)地區(qū)的同群效應(yīng)要大于農(nóng)村地區(qū)。劉欣和夏彧（2018）在研究中發(fā)現(xiàn)教育消費(fèi)作為一項(xiàng)長(zhǎng)期投資，具有明顯的攀比效應(yīng)，這主要是因?yàn)楫?dāng)前教育體系等級(jí)化特征明顯，父母希望能夠培養(yǎng)更優(yōu)秀的子女，因此會(huì)追加對(duì)子女的教育投資。為了突出本文研究的創(chuàng)新性，本次研究以居民消費(fèi)支出規(guī)模作為被解釋變量，并且對(duì)各類消費(fèi)支出進(jìn)行檢驗(yàn)，探究不同消費(fèi)選擇之間是否存在相似的同群效應(yīng)。同群效應(yīng)產(chǎn)生的原因之一在于信息獲取的不對(duì)稱性，而隨著移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的普及，一方面居民獲得信息的能力更強(qiáng)，以互聯(lián)網(wǎng)和手機(jī)為代表的大眾媒介傳播信息的速度比鄰里之間的面對(duì)面交往更加便利，信息資源更加豐富（晏艷陽等，2017）。這種信息獲取渠道的豐富，即移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)及手機(jī)的大規(guī)模使用打破了傳統(tǒng)交往模式中對(duì)空間的依賴，人們可以足不出戶進(jìn)行交流，居民交際的范圍不在僅限于鄰近區(qū)域，個(gè)人精力的有限性使得移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的使用降低了居民間的互動(dòng)，鄰里之間的交際行為逐漸變得疏遠(yuǎn)和平淡，甚至部分演化成社交憂慮（申曦、冉光明，2017）。這種情形的出現(xiàn)使得居民在進(jìn)行消費(fèi)選擇時(shí)，不再以鄰近人群作為基準(zhǔn)，從而對(duì)消費(fèi)同群效應(yīng)產(chǎn)生影響。因此，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：以移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)為代表的信息渠道的豐富，會(huì)降低同群效應(yīng)對(duì)家庭消費(fèi)支出的影響。

數(shù)據(jù)來源、變量定義與實(shí)證模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

同群效應(yīng)主要是研究個(gè)體消費(fèi)者對(duì)周邊人群消費(fèi)行為的反映，由于個(gè)人交際范圍的限制，本文認(rèn)為其最大活動(dòng)范圍限制在同一社區(qū)或者同一村落。中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）樣本覆蓋了我國(guó)25個(gè)省市區(qū)共計(jì)16000戶家庭的微觀數(shù)據(jù)，主要追蹤了個(gè)體、家庭以及社區(qū)/村落三個(gè)層次的相關(guān)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)數(shù)據(jù)，是研究居民消費(fèi)同群效應(yīng)的重要數(shù)據(jù)來源。因此，本文選擇2012年、2014年、2016年以及2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，基于研究的需要對(duì)數(shù)據(jù)缺失的樣本進(jìn)行刪除，最后得到14275個(gè)家庭共計(jì)4年的短面板數(shù)據(jù)。

（二）主要變量定義

被解釋變量。被解釋變量為家庭支出規(guī)模（consumption），數(shù)據(jù)直接來源于問卷調(diào)查的結(jié)果，并將其分類為生存型消費(fèi)（Sconsumption）、發(fā)展型消費(fèi)（Dconsumption）以及享受型（Econsumption）消費(fèi)。

核心解釋變量。本文所涉及到的主要解釋變量為同群效應(yīng)，即同一社群內(nèi)的平均家庭支出規(guī)模，其中同一社群定義為同一村落或者同一社區(qū)，用Pconsumptioni表示。本文參考余麗甜和詹宇波（2018）的做法，采用同群效應(yīng)指標(biāo)來進(jìn)行計(jì)算，將同群效應(yīng)定義為除家庭i以外，社區(qū)c范圍內(nèi)其他家庭的平均消費(fèi)支出，具體見式（1）所示：

在式1中，consumptionic表示社區(qū)c中家庭i的家庭消費(fèi)支出規(guī)模，∑0nconsumptionc表示社區(qū)c的家庭消費(fèi)支出總額，N c表示被調(diào)查的社區(qū)樣本家庭數(shù)量，Pconsumptioni即社區(qū)c中除家庭i之外的其他家庭的消費(fèi)支出的平均值。

控制變量。本文參考崔靜和馮玲（2017）等的研究成果，結(jié)合CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)已有數(shù)據(jù)特征，控制了戶主特征、家庭特征及社群變量的影響。其中，戶主特征包括了戶主的年齡（對(duì)數(shù)化）、性別（男性為1，女性為0）、受教育年限、戶籍（城鎮(zhèn)戶口=1，農(nóng)業(yè)戶口=0）；家庭特征包括家庭人均收入（對(duì)數(shù)化）、家庭規(guī)模、家庭有工作人員的比例、家庭平均受教育年限；社群變量與式1的計(jì)算方法相同，即計(jì)算得到社區(qū)的平均家庭收入（對(duì)數(shù)化）、平均家庭規(guī)模、平均工作人數(shù)的比例、平均受教育年限等。為了控制區(qū)域差異及時(shí)間趨勢(shì)，本文還基于社區(qū)位置控制了城市及省份和被調(diào)查年份的虛擬變量。

（三）實(shí)證模型的選擇

基于本文的研究目的，結(jié)合已有數(shù)據(jù)類型，考慮到混合OLS模型無法控制區(qū)位及年份虛擬變量，本文選擇固定效應(yīng)模型作為基準(zhǔn)模型，具體見式（2）：

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

其中，家庭人均消費(fèi)支出規(guī)模為被解釋變量，β0為截距項(xiàng)，Pconsumptioni為鄰里消費(fèi)支出規(guī)模，參數(shù)β1估計(jì)了同群效應(yīng)對(duì)居民消費(fèi)支出的影響；Xi為控制變量，λi為各個(gè)控制變量的估計(jì)參數(shù)，ui為城市固定效應(yīng)，τj為省份固定效應(yīng)，vt為時(shí)間固定效應(yīng)，ε為誤差項(xiàng)。

實(shí)證結(jié)果及其分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

表1為本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，僅加入同群效應(yīng)之后可以發(fā)現(xiàn)，同群效應(yīng)的估計(jì)參數(shù)為0.483，且通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，這說明家庭消費(fèi)行為會(huì)受到同群效應(yīng)的正向影響，與本文的假設(shè)1相吻合，證實(shí)了消費(fèi)行為“人以群分”的存在。在豪斯曼檢驗(yàn)中，拒絕了原假設(shè)，因此本文應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型，但仍然羅列了隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。在固定效應(yīng)下同群效應(yīng)的估計(jì)參數(shù)為0.370，這說明同一社群消費(fèi)支出每增加1個(gè)百分點(diǎn)，個(gè)體家庭消費(fèi)支出便會(huì)增加0.37個(gè)百分點(diǎn)，在隨機(jī)效應(yīng)下同群效應(yīng)的估計(jì)參數(shù)為0.438，均通過了顯著性檢驗(yàn)，這說明我國(guó)居民消費(fèi)存在明顯的同群效應(yīng)。另外，本文以同群效應(yīng)的滯后一期變量作為同群效應(yīng)變量的工具變量，進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，具體見表1第4列，結(jié)果顯示同群效應(yīng)變量的估計(jì)參數(shù)仍然顯著為正。

表2 分類消費(fèi)支出回歸結(jié)果

表3 分樣本檢驗(yàn)

從控制變量來看，戶主年齡的增加會(huì)降低家庭人均消費(fèi)支出，可能的原因是當(dāng)前我國(guó)年輕人群邊際消費(fèi)傾向較高，而年長(zhǎng)者更傾向于儲(chǔ)蓄投資。相比于女性戶主家庭，男性戶主家庭人均支出更少，說明女性比男性有更高的消費(fèi)需求。戶主受教育年限變量顯著為正，這說明高學(xué)歷人群的邊際消費(fèi)傾向更高。家庭人均收入變量顯著為正，這與當(dāng)前經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中收入是消費(fèi)的決定性因素這一結(jié)論相吻合。家庭工作人員比例變量顯著為正，可能的原因是工作崗位能帶來更多的收入與社會(huì)保障，從而刺激消費(fèi)。而家庭人口規(guī)模變量顯著為負(fù)，這說明規(guī)模大的家庭會(huì)面臨更多的養(yǎng)老及撫育需求。社群變量中，僅有社群平均受教育年限變量顯著影響家庭消費(fèi)。

進(jìn)一步地，本文將居民家庭消費(fèi)劃分為生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)以及享受型消費(fèi)，依次進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示，發(fā)展型消費(fèi)以及享受型消費(fèi)具有明顯的同群效應(yīng)，而生存型消費(fèi)同群效應(yīng)并不明顯。如表2所示，同一社群發(fā)展型消費(fèi)支出每增加1個(gè)百分點(diǎn)，個(gè)體家庭消費(fèi)支出便會(huì)增加0.389個(gè)百分點(diǎn)；同一社群享受型消費(fèi)支出每增加1個(gè)百分點(diǎn)，個(gè)體家庭消費(fèi)支出便會(huì)增加0.472個(gè)百分點(diǎn)。這說明居民同群消費(fèi)現(xiàn)象的發(fā)生主要是由發(fā)展型消費(fèi)以及享受型消費(fèi)導(dǎo)致的，因此可以認(rèn)為同群效應(yīng)的存在會(huì)加大居民產(chǎn)生非理性消費(fèi)的可能。

此外，本文進(jìn)行了分樣本檢驗(yàn)以檢測(cè)本文基礎(chǔ)回歸結(jié)果是否穩(wěn)健，具體見表3。從歷年樣本回歸來看，同群效應(yīng)變量的估計(jì)參數(shù)均顯著為正，且通過1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，這與本文的基準(zhǔn)回歸相同，證實(shí)了本文的假設(shè)1，表明本次回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。分城鄉(xiāng)樣本來看，城市社區(qū)同群效應(yīng)的估計(jì)參數(shù)為0.398，農(nóng)村村落同群效應(yīng)的估計(jì)參數(shù)為0.321，這說明城市地區(qū)消費(fèi)同群效應(yīng)要比農(nóng)村地區(qū)更為明顯，這與余麗甜和詹宇波（2018）的研究結(jié)果相類似。

（二）信息渠道效應(yīng)的檢驗(yàn)

本文參考晏艷陽等（2017）的做法，加入了信息渠道與同群效應(yīng)變量的交乘項(xiàng)，以檢驗(yàn)信息渠道的豐富是否會(huì)降低居民消費(fèi)的同群效應(yīng)。加入交乘項(xiàng)這一變量可以很好地計(jì)量信息渠道與同群效應(yīng)變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)，此時(shí)同群效應(yīng)變量對(duì)居民消費(fèi)支出的影響不僅限于其本身，還包括信息渠道。當(dāng)交互項(xiàng)顯著為負(fù)時(shí)，意味著隨著居民對(duì)該信息渠道依賴程度的加強(qiáng)，同群效應(yīng)對(duì)居民消費(fèi)支出的影響將會(huì)降低。在信息渠道的選擇上，本文根據(jù)數(shù)據(jù)庫(kù)數(shù)據(jù)實(shí)際結(jié)果，將其劃分為電視、互聯(lián)網(wǎng)、報(bào)紙、廣播以及手機(jī)五類，通過五分法變量打分的形式確定其取值，其中居民對(duì)互聯(lián)網(wǎng)及手機(jī)的依賴程度更高，其次為電視、報(bào)紙、廣播。

表4 同群效應(yīng)與信息渠道的檢驗(yàn)

表4報(bào)告了各類信息渠道的檢驗(yàn)結(jié)果，加入了信息渠道以后，同群效應(yīng)的估計(jì)參數(shù)仍然顯著為正。從交乘項(xiàng)的系數(shù)來看，各信息渠道與同群效應(yīng)交乘項(xiàng)的估計(jì)參數(shù)均為負(fù)，其中電視、互聯(lián)網(wǎng)、廣播及手機(jī)渠道均通過了顯著性檢驗(yàn)，這說明同群效應(yīng)對(duì)家庭消費(fèi)的影響會(huì)隨著信息獲取渠道的豐富而降低，這與本文的假設(shè)2相吻合。以互聯(lián)網(wǎng)信息渠道為例，當(dāng)居民對(duì)互聯(lián)網(wǎng)依賴程度每增加1個(gè)百分點(diǎn)，同群效應(yīng)對(duì)居民消費(fèi)支出的正向影響將會(huì)下降0.078個(gè)百分點(diǎn)。其背后的原因在于，互聯(lián)網(wǎng)的使用使得居民可以擁有更多的信息選擇，而鄰里交際關(guān)系的下降也使得在消費(fèi)過程中受到鄰里消費(fèi)選擇的影響程度逐漸降低。值得注意的是，通過比較目前被調(diào)查樣本對(duì)各信息渠道的依賴性程度以及在表4各中交互項(xiàng)回歸系數(shù)的大小可以發(fā)現(xiàn)，手機(jī)及互聯(lián)網(wǎng)渠道對(duì)消費(fèi)同群效應(yīng)的抑制效果最為明顯，這說明移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)將很大程度地改變居民現(xiàn)有的消費(fèi)習(xí)慣。

結(jié)論與建議

在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的過程中，激發(fā)居民消費(fèi)潛力，引導(dǎo)居民理性健康消費(fèi)，是實(shí)現(xiàn)消費(fèi)升級(jí)高質(zhì)量發(fā)展的重要法寶。本文基于CFPS微觀數(shù)據(jù)庫(kù)和信息渠道實(shí)證檢驗(yàn)了同群效應(yīng)與居民消費(fèi)之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明，消費(fèi)者的消費(fèi)支出行為易受到同群效應(yīng)的正向影響，且在城市地區(qū)這一現(xiàn)象更為明顯，經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，這一結(jié)論仍然可靠；引入信息渠道變量以后，本文發(fā)現(xiàn)以移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)為代表的信息渠道的豐富，有利于降低同群消費(fèi)對(duì)居民消費(fèi)的影響。本次研究所帶來的政策啟示如下：

首先，要引導(dǎo)消費(fèi)者理性消費(fèi)，減少攀比性消費(fèi)。同群效應(yīng)的存在對(duì)居民發(fā)展型消費(fèi)及享受型的影響較為明顯，而這類因?yàn)樘烊痪哂锌膳时刃?，消費(fèi)同群效應(yīng)的存在也在一定程度上說明了我國(guó)居民當(dāng)前消費(fèi)的非理性現(xiàn)象。因此，無論是政府行政機(jī)關(guān)還是社會(huì)團(tuán)體均有義務(wù)引導(dǎo)社會(huì)居民理性消費(fèi)，形成健康的消費(fèi)理念，在衡量自身消費(fèi)水平的基礎(chǔ)之上理性消費(fèi)，避免因盲目消費(fèi)導(dǎo)致的個(gè)人信用違約現(xiàn)象的發(fā)生。

其次，要健全城鄉(xiāng)流通體系，加強(qiáng)信息渠道建設(shè)。當(dāng)前我國(guó)城鄉(xiāng)流通體系仍不完善，消費(fèi)者獲取產(chǎn)品市場(chǎng)信息渠道單一，容易受鄰里鄉(xiāng)親的影響，因此需要進(jìn)一步健全高效、便捷的城鄉(xiāng)流通體系，重點(diǎn)加快信息渠道的建設(shè)，完善廣大農(nóng)村地區(qū)網(wǎng)絡(luò)、通訊、交通等基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，豐富居民獲取信息的渠道，以減少同群效應(yīng)帶來的非理性消費(fèi)行為。

最后，要發(fā)揮社區(qū)、村落消費(fèi)同群效應(yīng)的良性作用。社區(qū)村落是我國(guó)行政級(jí)別的最基層單元，占據(jù)著普通居民日常生產(chǎn)生活的絕大部分時(shí)間與空間。聚類生活是人類社會(huì)的重要特征，應(yīng)該正確看待同群效應(yīng)，既要看到其帶來的攀比性消費(fèi)問題，同時(shí)它也減少了信息搜集成本、降低了居民消費(fèi)的選擇成本。因此，需要發(fā)揮社區(qū)、村落引導(dǎo)居民消費(fèi)的作用，進(jìn)而促進(jìn)整個(gè)社會(huì)的消費(fèi)升級(jí)。