居民消費行為的同群效應：理論假設與實證檢驗

劉艷瑞

（哈爾濱醫科大學大慶校區人文社會科學系 黑龍江大慶 163000）

引言

在經濟發展新常態背景下，轉變經濟發展方式，提高經濟自我發展潛力，是當前我國經濟改革的重要方向。近些年來，我國居民消費需求不斷提升，最明顯的體現就在于當前我國社會發展的主要矛盾已經演變為人民日益增長的美好生活需要與不平衡不充分的發展之間的矛盾。數據顯示，2019年我國社會零售品消費總額為41.2萬億元，增長率為8%，遠超同期GDP增速。據測算，消費對經濟的邊際貢獻率已經達到了57.8%，拉動2019年我國3.5%的經濟增長，消費已經連續6年成為拉動我國經濟增長的第一動力。事實上，隨著我國對居民消費增長的需求日益增加，居民消費已經不僅僅需要數量上的增加，同時也要保證質量上的增長，這也是新時期居民消費升級的核心目標。因此，研究居民消費在當下仍然具有較強的政策應用價值，而本文則從消費同群效應出發，試圖解析同群效應下居民消費的攀比消費及鄰里影響。

研究假設

繼續擴大內需的一個重要環節就是挖掘居民消費潛力，現有對居民消費的研究大多集中在收入及收入分配、社會保障以及相關促銷費政策，主要是研究消費者本身。事實上，居民消費不僅受到其自身消費能力的限制，同時也會受到周邊人群的影響，這一現象也被稱為同群效應。“同群效應”與“鄰里效應”和“攀比效應”類似，均是指研究個體在進行消費決策時易受到周邊因素的影響，其主要體現在特定范圍內的社會互動對個體行為造成的影響。事實上，“同群效應”并不僅僅出現在消費領域，比較常見的諸如GDP錦標賽、非常規的上市公司委托代理問題的發生均在一定程度上體現了同群效應的特征。在消費領域，我們認為較容易產生同群效應。首先，由于信息的不對稱，居民獲取市場產品信息的能力較弱，因此在進行消費選擇時會參考鄰近個體的消費選擇，從而保持一定的趨同性；其次，消費具有一定的攀比性，雖然在經濟學理論中堅持理性人的假設，但攀比性消費在消費市場中卻長期存在，為了在消費中達到更多的炫耀性資本，個體消費者往往會“不甘人下”，進行非理性的消費選擇，從而產生同群效應。因此，本文提出假設1：

假設1：家庭消費行為會受到同群效應的正向影響。

值得注意的是，家庭消費的這種鄰近效應已經被部分學者所證實，但主要集中在教育支出領域。陳愛麗等（2019）基于CFPS數據對城鎮家庭兒童教育消費支出進行了研究，認為周邊居民教育消費支出的增長會影響消費者的消費選擇。余麗甜和詹宇波（2018）也證實了家庭消費支出存在明顯的同群效應，并且認為城鎮地區的同群效應要大于農村地區。劉欣和夏彧（2018）在研究中發現教育消費作為一項長期投資，具有明顯的攀比效應，這主要是因為當前教育體系等級化特征明顯，父母希望能夠培養更優秀的子女，因此會追加對子女的教育投資。為了突出本文研究的創新性，本次研究以居民消費支出規模作為被解釋變量，并且對各類消費支出進行檢驗，探究不同消費選擇之間是否存在相似的同群效應。同群效應產生的原因之一在于信息獲取的不對稱性，而隨著移動互聯網的普及，一方面居民獲得信息的能力更強，以互聯網和手機為代表的大眾媒介傳播信息的速度比鄰里之間的面對面交往更加便利，信息資源更加豐富（晏艷陽等，2017）。這種信息獲取渠道的豐富，即移動互聯網及手機的大規模使用打破了傳統交往模式中對空間的依賴，人們可以足不出戶進行交流，居民交際的范圍不在僅限于鄰近區域，個人精力的有限性使得移動互聯網的使用降低了居民間的互動，鄰里之間的交際行為逐漸變得疏遠和平淡，甚至部分演化成社交憂慮（申曦、冉光明，2017）。這種情形的出現使得居民在進行消費選擇時，不再以鄰近人群作為基準，從而對消費同群效應產生影響。因此，本文提出假設2：

假設2：以移動互聯網為代表的信息渠道的豐富，會降低同群效應對家庭消費支出的影響。

數據來源、變量定義與實證模型設定

（一）數據來源

同群效應主要是研究個體消費者對周邊人群消費行為的反映，由于個人交際范圍的限制，本文認為其最大活動范圍限制在同一社區或者同一村落。中國家庭追蹤調查數據（CFPS）樣本覆蓋了我國25個省市區共計16000戶家庭的微觀數據，主要追蹤了個體、家庭以及社區/村落三個層次的相關經濟與社會數據，是研究居民消費同群效應的重要數據來源。因此，本文選擇2012年、2014年、2016年以及2018年中國家庭追蹤調查數據，基于研究的需要對數據缺失的樣本進行刪除，最后得到14275個家庭共計4年的短面板數據。

（二）主要變量定義

被解釋變量。被解釋變量為家庭支出規模（consumption），數據直接來源于問卷調查的結果，并將其分類為生存型消費（Sconsumption）、發展型消費（Dconsumption）以及享受型（Econsumption）消費。

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

在式1中，consumptionic表示社區c中家庭i的家庭消費支出規模，∑0nconsumptionc表示社區c的家庭消費支出總額，N c表示被調查的社區樣本家庭數量，Pconsumptioni即社區c中除家庭i之外的其他家庭的消費支出的平均值。

控制變量。本文參考崔靜和馮玲（2017）等的研究成果，結合CFPS數據庫已有數據特征，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（對數化）、性別（男性為1，女性為0）、受教育年限、戶籍（城鎮戶口=1，農業戶口=0）；家庭特征包括家庭人均收入（對數化）、家庭規模、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的計算方法相同，即計算得到社區的平均家庭收入（對數化）、平均家庭規模、平均工作人數的比例、平均受教育年限等。為了控制區域差異及時間趨勢，本文還基于社區位置控制了城市及省份和被調查年份的虛擬變量。

（三）實證模型的選擇

基于本文的研究目的，結合已有數據類型，考慮到混合OLS模型無法控制區位及年份虛擬變量，本文選擇固定效應模型作為基準模型，具體見式（2）：

表1 基準回歸結果

其中，家庭人均消費支出規模為被解釋變量，β0為截距項，Pconsumptioni為鄰里消費支出規模，參數β1估計了同群效應對居民消費支出的影響；Xi為控制變量，λi為各個控制變量的估計參數，ui為城市固定效應，τj為省份固定效應，vt為時間固定效應，ε為誤差項。

實證結果及其分析

（一）基準回歸分析

表1為本文的基準回歸結果，僅加入同群效應之后可以發現，同群效應的估計參數為0.483，且通過了1%水平上的顯著性檢驗，這說明家庭消費行為會受到同群效應的正向影響，與本文的假設1相吻合，證實了消費行為“人以群分”的存在。在豪斯曼檢驗中，拒絕了原假設，因此本文應該使用固定效應模型，但仍然羅列了隨機效應模型的回歸結果。在固定效應下同群效應的估計參數為0.370，這說明同一社群消費支出每增加1個百分點，個體家庭消費支出便會增加0.37個百分點，在隨機效應下同群效應的估計參數為0.438，均通過了顯著性檢驗，這說明我國居民消費存在明顯的同群效應。另外，本文以同群效應的滯后一期變量作為同群效應變量的工具變量，進行內生性檢驗，具體見表1第4列，結果顯示同群效應變量的估計參數仍然顯著為正。

表2 分類消費支出回歸結果

表3 分樣本檢驗

從控制變量來看，戶主年齡的增加會降低家庭人均消費支出，可能的原因是當前我國年輕人群邊際消費傾向較高，而年長者更傾向于儲蓄投資。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需求。戶主受教育年限變量顯著為正，這說明高學歷人群的邊際消費傾向更高。家庭人均收入變量顯著為正，這與當前經濟學理論中收入是消費的決定性因素這一結論相吻合。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保障，從而刺激消費。而家庭人口規模變量顯著為負，這說明規模大的家庭會面臨更多的養老及撫育需求。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。

進一步地，本文將居民家庭消費劃分為生存型消費、發展型消費以及享受型消費，依次進行回歸，結果顯示，發展型消費以及享受型消費具有明顯的同群效應，而生存型消費同群效應并不明顯。如表2所示，同一社群發展型消費支出每增加1個百分點，個體家庭消費支出便會增加0.389個百分點；同一社群享受型消費支出每增加1個百分點，個體家庭消費支出便會增加0.472個百分點。這說明居民同群消費現象的發生主要是由發展型消費以及享受型消費導致的，因此可以認為同群效應的存在會加大居民產生非理性消費的可能。

此外，本文進行了分樣本檢驗以檢測本文基礎回歸結果是否穩健，具體見表3。從歷年樣本回歸來看，同群效應變量的估計參數均顯著為正，且通過1%水平上的顯著性檢驗，這與本文的基準回歸相同，證實了本文的假設1，表明本次回歸結果較為穩健。分城鄉樣本來看，城市社區同群效應的估計參數為0.398，農村村落同群效應的估計參數為0.321，這說明城市地區消費同群效應要比農村地區更為明顯，這與余麗甜和詹宇波（2018）的研究結果相類似。

（二）信息渠道效應的檢驗

本文參考晏艷陽等（2017）的做法，加入了信息渠道與同群效應變量的交乘項，以檢驗信息渠道的豐富是否會降低居民消費的同群效應。加入交乘項這一變量可以很好地計量信息渠道與同群效應變量的調節效應，此時同群效應變量對居民消費支出的影響不僅限于其本身，還包括信息渠道。當交互項顯著為負時，意味著隨著居民對該信息渠道依賴程度的加強，同群效應對居民消費支出的影響將會降低。在信息渠道的選擇上，本文根據數據庫數據實際結果，將其劃分為電視、互聯網、報紙、廣播以及手機五類，通過五分法變量打分的形式確定其取值，其中居民對互聯網及手機的依賴程度更高，其次為電視、報紙、廣播。

表4 同群效應與信息渠道的檢驗

表4報告了各類信息渠道的檢驗結果，加入了信息渠道以后，同群效應的估計參數仍然顯著為正。從交乘項的系數來看，各信息渠道與同群效應交乘項的估計參數均為負，其中電視、互聯網、廣播及手機渠道均通過了顯著性檢驗，這說明同群效應對家庭消費的影響會隨著信息獲取渠道的豐富而降低，這與本文的假設2相吻合。以互聯網信息渠道為例，當居民對互聯網依賴程度每增加1個百分點，同群效應對居民消費支出的正向影響將會下降0.078個百分點。其背后的原因在于，互聯網的使用使得居民可以擁有更多的信息選擇，而鄰里交際關系的下降也使得在消費過程中受到鄰里消費選擇的影響程度逐漸降低。值得注意的是，通過比較目前被調查樣本對各信息渠道的依賴性程度以及在表4各中交互項回歸系數的大小可以發現，手機及互聯網渠道對消費同群效應的抑制效果最為明顯，這說明移動互聯網將很大程度地改變居民現有的消費習慣。

結論與建議

在轉變經濟發展方式的過程中，激發居民消費潛力，引導居民理性健康消費，是實現消費升級高質量發展的重要法寶。本文基于CFPS微觀數據庫和信息渠道實證檢驗了同群效應與居民消費之間的關系。研究結果表明，消費者的消費支出行為易受到同群效應的正向影響，且在城市地區這一現象更為明顯，經過一系列穩健性檢驗后，這一結論仍然可靠；引入信息渠道變量以后，本文發現以移動互聯網為代表的信息渠道的豐富，有利于降低同群消費對居民消費的影響。本次研究所帶來的政策啟示如下：

首先，要引導消費者理性消費，減少攀比性消費。同群效應的存在對居民發展型消費及享受型的影響較為明顯，而這類因為天然具有可攀比性，消費同群效應的存在也在一定程度上說明了我國居民當前消費的非理性現象。因此，無論是政府行政機關還是社會團體均有義務引導社會居民理性消費，形成健康的消費理念，在衡量自身消費水平的基礎之上理性消費，避免因盲目消費導致的個人信用違約現象的發生。

其次，要健全城鄉流通體系，加強信息渠道建設。當前我國城鄉流通體系仍不完善，消費者獲取產品市場信息渠道單一，容易受鄰里鄉親的影響，因此需要進一步健全高效、便捷的城鄉流通體系，重點加快信息渠道的建設，完善廣大農村地區網絡、通訊、交通等基礎設施的建設，豐富居民獲取信息的渠道，以減少同群效應帶來的非理性消費行為。

最后，要發揮社區、村落消費同群效應的良性作用。社區村落是我國行政級別的最基層單元，占據著普通居民日常生產生活的絕大部分時間與空間。聚類生活是人類社會的重要特征，應該正確看待同群效應，既要看到其帶來的攀比性消費問題，同時它也減少了信息搜集成本、降低了居民消費的選擇成本。因此，需要發揮社區、村落引導居民消費的作用，進而促進整個社會的消費升級。