居民消费行为的同群效应：理论假设与实证检验

刘艳瑞

（哈尔滨医科大学大庆校区人文社会科学系 黑龙江大庆 163000）

引言

在经济发展新常态背景下，转变经济发展方式，提高经济自我发展潜力，是当前我国经济改革的重要方向。近些年来，我国居民消费需求不断提升，最明显的体现就在于当前我国社会发展的主要矛盾已经演变为人民日益增长的美好生活需要与不平衡不充分的发展之间的矛盾。数据显示，2019年我国社会零售品消费总额为41.2万亿元，增长率为8%，远超同期GDP增速。据测算，消费对经济的边际贡献率已经达到了57.8%，拉动2019年我国3.5%的经济增长，消费已经连续6年成为拉动我国经济增长的第一动力。事实上，随着我国对居民消费增长的需求日益增加，居民消费已经不仅仅需要数量上的增加，同时也要保证质量上的增长，这也是新时期居民消费升级的核心目标。因此，研究居民消费在当下仍然具有较强的政策应用价值，而本文则从消费同群效应出发，试图解析同群效应下居民消费的攀比消费及邻里影响。

研究假设

继续扩大内需的一个重要环节就是挖掘居民消费潜力，现有对居民消费的研究大多集中在收入及收入分配、社会保障以及相关促销费政策，主要是研究消费者本身。事实上，居民消费不仅受到其自身消费能力的限制，同时也会受到周边人群的影响，这一现象也被称为同群效应。“同群效应”与“邻里效应”和“攀比效应”类似，均是指研究个体在进行消费决策时易受到周边因素的影响，其主要体现在特定范围内的社会互动对个体行为造成的影响。事实上，“同群效应”并不仅仅出现在消费领域，比较常见的诸如GDP锦标赛、非常规的上市公司委托代理问题的发生均在一定程度上体现了同群效应的特征。在消费领域，我们认为较容易产生同群效应。首先，由于信息的不对称，居民获取市场产品信息的能力较弱，因此在进行消费选择时会参考邻近个体的消费选择，从而保持一定的趋同性；其次，消费具有一定的攀比性，虽然在经济学理论中坚持理性人的假设，但攀比性消费在消费市场中却长期存在，为了在消费中达到更多的炫耀性资本，个体消费者往往会“不甘人下”，进行非理性的消费选择，从而产生同群效应。因此，本文提出假设1：

假设1：家庭消费行为会受到同群效应的正向影响。

值得注意的是，家庭消费的这种邻近效应已经被部分学者所证实，但主要集中在教育支出领域。陈爱丽等（2019）基于CFPS数据对城镇家庭儿童教育消费支出进行了研究，认为周边居民教育消费支出的增长会影响消费者的消费选择。余丽甜和詹宇波（2018）也证实了家庭消费支出存在明显的同群效应，并且认为城镇地区的同群效应要大于农村地区。刘欣和夏彧（2018）在研究中发现教育消费作为一项长期投资，具有明显的攀比效应，这主要是因为当前教育体系等级化特征明显，父母希望能够培养更优秀的子女，因此会追加对子女的教育投资。为了突出本文研究的创新性，本次研究以居民消费支出规模作为被解释变量，并且对各类消费支出进行检验，探究不同消费选择之间是否存在相似的同群效应。同群效应产生的原因之一在于信息获取的不对称性，而随着移动互联网的普及，一方面居民获得信息的能力更强，以互联网和手机为代表的大众媒介传播信息的速度比邻里之间的面对面交往更加便利，信息资源更加丰富（晏艳阳等，2017）。这种信息获取渠道的丰富，即移动互联网及手机的大规模使用打破了传统交往模式中对空间的依赖，人们可以足不出户进行交流，居民交际的范围不在仅限于邻近区域，个人精力的有限性使得移动互联网的使用降低了居民间的互动，邻里之间的交际行为逐渐变得疏远和平淡，甚至部分演化成社交忧虑（申曦、冉光明，2017）。这种情形的出现使得居民在进行消费选择时，不再以邻近人群作为基准，从而对消费同群效应产生影响。因此，本文提出假设2：

假设2：以移动互联网为代表的信息渠道的丰富，会降低同群效应对家庭消费支出的影响。

数据来源、变量定义与实证模型设定

（一）数据来源

同群效应主要是研究个体消费者对周边人群消费行为的反映，由于个人交际范围的限制，本文认为其最大活动范围限制在同一社区或者同一村落。中国家庭追踪调查数据（CFPS）样本覆盖了我国25个省市区共计16000户家庭的微观数据，主要追踪了个体、家庭以及社区/村落三个层次的相关经济与社会数据，是研究居民消费同群效应的重要数据来源。因此，本文选择2012年、2014年、2016年以及2018年中国家庭追踪调查数据，基于研究的需要对数据缺失的样本进行删除，最后得到14275个家庭共计4年的短面板数据。

（二）主要变量定义

被解释变量。被解释变量为家庭支出规模（consumption），数据直接来源于问卷调查的结果，并将其分类为生存型消费（Sconsumption）、发展型消费（Dconsumption）以及享受型（Econsumption）消费。

核心解释变量。本文所涉及到的主要解释变量为同群效应，即同一社群内的平均家庭支出规模，其中同一社群定义为同一村落或者同一社区，用Pconsumptioni表示。本文参考余丽甜和詹宇波（2018）的做法，采用同群效应指标来进行计算，将同群效应定义为除家庭i以外，社区c范围内其他家庭的平均消费支出，具体见式（1）所示：

在式1中，consumptionic表示社区c中家庭i的家庭消费支出规模，∑0nconsumptionc表示社区c的家庭消费支出总额，N c表示被调查的社区样本家庭数量，Pconsumptioni即社区c中除家庭i之外的其他家庭的消费支出的平均值。

控制变量。本文参考崔静和冯玲（2017）等的研究成果，结合CFPS数据库已有数据特征，控制了户主特征、家庭特征及社群变量的影响。其中，户主特征包括了户主的年龄（对数化）、性别（男性为1，女性为0）、受教育年限、户籍（城镇户口=1，农业户口=0）；家庭特征包括家庭人均收入（对数化）、家庭规模、家庭有工作人员的比例、家庭平均受教育年限；社群变量与式1的计算方法相同，即计算得到社区的平均家庭收入（对数化）、平均家庭规模、平均工作人数的比例、平均受教育年限等。为了控制区域差异及时间趋势，本文还基于社区位置控制了城市及省份和被调查年份的虚拟变量。

（三）实证模型的选择

基于本文的研究目的，结合已有数据类型，考虑到混合OLS模型无法控制区位及年份虚拟变量，本文选择固定效应模型作为基准模型，具体见式（2）：

表1 基准回归结果

其中，家庭人均消费支出规模为被解释变量，β0为截距项，Pconsumptioni为邻里消费支出规模，参数β1估计了同群效应对居民消费支出的影响；Xi为控制变量，λi为各个控制变量的估计参数，ui为城市固定效应，τj为省份固定效应，vt为时间固定效应，ε为误差项。

实证结果及其分析

（一）基准回归分析

表1为本文的基准回归结果，仅加入同群效应之后可以发现，同群效应的估计参数为0.483，且通过了1%水平上的显著性检验，这说明家庭消费行为会受到同群效应的正向影响，与本文的假设1相吻合，证实了消费行为“人以群分”的存在。在豪斯曼检验中，拒绝了原假设，因此本文应该使用固定效应模型，但仍然罗列了随机效应模型的回归结果。在固定效应下同群效应的估计参数为0.370，这说明同一社群消费支出每增加1个百分点，个体家庭消费支出便会增加0.37个百分点，在随机效应下同群效应的估计参数为0.438，均通过了显著性检验，这说明我国居民消费存在明显的同群效应。另外，本文以同群效应的滞后一期变量作为同群效应变量的工具变量，进行内生性检验，具体见表1第4列，结果显示同群效应变量的估计参数仍然显著为正。

表2 分类消费支出回归结果

表3 分样本检验

从控制变量来看，户主年龄的增加会降低家庭人均消费支出，可能的原因是当前我国年轻人群边际消费倾向较高，而年长者更倾向于储蓄投资。相比于女性户主家庭，男性户主家庭人均支出更少，说明女性比男性有更高的消费需求。户主受教育年限变量显著为正，这说明高学历人群的边际消费倾向更高。家庭人均收入变量显著为正，这与当前经济学理论中收入是消费的决定性因素这一结论相吻合。家庭工作人员比例变量显著为正，可能的原因是工作岗位能带来更多的收入与社会保障，从而刺激消费。而家庭人口规模变量显著为负，这说明规模大的家庭会面临更多的养老及抚育需求。社群变量中，仅有社群平均受教育年限变量显著影响家庭消费。

进一步地，本文将居民家庭消费划分为生存型消费、发展型消费以及享受型消费，依次进行回归，结果显示，发展型消费以及享受型消费具有明显的同群效应，而生存型消费同群效应并不明显。如表2所示，同一社群发展型消费支出每增加1个百分点，个体家庭消费支出便会增加0.389个百分点；同一社群享受型消费支出每增加1个百分点，个体家庭消费支出便会增加0.472个百分点。这说明居民同群消费现象的发生主要是由发展型消费以及享受型消费导致的，因此可以认为同群效应的存在会加大居民产生非理性消费的可能。

此外，本文进行了分样本检验以检测本文基础回归结果是否稳健，具体见表3。从历年样本回归来看，同群效应变量的估计参数均显著为正，且通过1%水平上的显著性检验，这与本文的基准回归相同，证实了本文的假设1，表明本次回归结果较为稳健。分城乡样本来看，城市社区同群效应的估计参数为0.398，农村村落同群效应的估计参数为0.321，这说明城市地区消费同群效应要比农村地区更为明显，这与余丽甜和詹宇波（2018）的研究结果相类似。

（二）信息渠道效应的检验

本文参考晏艳阳等（2017）的做法，加入了信息渠道与同群效应变量的交乘项，以检验信息渠道的丰富是否会降低居民消费的同群效应。加入交乘项这一变量可以很好地计量信息渠道与同群效应变量的调节效应，此时同群效应变量对居民消费支出的影响不仅限于其本身，还包括信息渠道。当交互项显著为负时，意味着随着居民对该信息渠道依赖程度的加强，同群效应对居民消费支出的影响将会降低。在信息渠道的选择上，本文根据数据库数据实际结果，将其划分为电视、互联网、报纸、广播以及手机五类，通过五分法变量打分的形式确定其取值，其中居民对互联网及手机的依赖程度更高，其次为电视、报纸、广播。

表4 同群效应与信息渠道的检验

表4报告了各类信息渠道的检验结果，加入了信息渠道以后，同群效应的估计参数仍然显著为正。从交乘项的系数来看，各信息渠道与同群效应交乘项的估计参数均为负，其中电视、互联网、广播及手机渠道均通过了显著性检验，这说明同群效应对家庭消费的影响会随着信息获取渠道的丰富而降低，这与本文的假设2相吻合。以互联网信息渠道为例，当居民对互联网依赖程度每增加1个百分点，同群效应对居民消费支出的正向影响将会下降0.078个百分点。其背后的原因在于，互联网的使用使得居民可以拥有更多的信息选择，而邻里交际关系的下降也使得在消费过程中受到邻里消费选择的影响程度逐渐降低。值得注意的是，通过比较目前被调查样本对各信息渠道的依赖性程度以及在表4各中交互项回归系数的大小可以发现，手机及互联网渠道对消费同群效应的抑制效果最为明显，这说明移动互联网将很大程度地改变居民现有的消费习惯。

结论与建议

在转变经济发展方式的过程中，激发居民消费潜力，引导居民理性健康消费，是实现消费升级高质量发展的重要法宝。本文基于CFPS微观数据库和信息渠道实证检验了同群效应与居民消费之间的关系。研究结果表明，消费者的消费支出行为易受到同群效应的正向影响，且在城市地区这一现象更为明显，经过一系列稳健性检验后，这一结论仍然可靠；引入信息渠道变量以后，本文发现以移动互联网为代表的信息渠道的丰富，有利于降低同群消费对居民消费的影响。本次研究所带来的政策启示如下：

首先，要引导消费者理性消费，减少攀比性消费。同群效应的存在对居民发展型消费及享受型的影响较为明显，而这类因为天然具有可攀比性，消费同群效应的存在也在一定程度上说明了我国居民当前消费的非理性现象。因此，无论是政府行政机关还是社会团体均有义务引导社会居民理性消费，形成健康的消费理念，在衡量自身消费水平的基础之上理性消费，避免因盲目消费导致的个人信用违约现象的发生。

其次，要健全城乡流通体系，加强信息渠道建设。当前我国城乡流通体系仍不完善，消费者获取产品市场信息渠道单一，容易受邻里乡亲的影响，因此需要进一步健全高效、便捷的城乡流通体系，重点加快信息渠道的建设，完善广大农村地区网络、通讯、交通等基础设施的建设，丰富居民获取信息的渠道，以减少同群效应带来的非理性消费行为。

最后，要发挥社区、村落消费同群效应的良性作用。社区村落是我国行政级别的最基层单元，占据着普通居民日常生产生活的绝大部分时间与空间。聚类生活是人类社会的重要特征，应该正确看待同群效应，既要看到其带来的攀比性消费问题，同时它也减少了信息搜集成本、降低了居民消费的选择成本。因此，需要发挥社区、村落引导居民消费的作用，进而促进整个社会的消费升级。