农民工炫耀性消费对主观幸福感的影响
— ——以长春市为例１３００１２）
２
［关键词］ ＤＯＩ １０ １３９３９／ ｊ ｃｎｋｉ ｚｇｓｃ ２０１７ １１ ０４７ ［ ］
引 言
收入决定消费，这使得城市社会向消费社会迈进，并具有明显的消费社会特征，如商品极大丰富、消费具有明显的符号象征意义。作为城市化过程中的重要构成群体，农民工是当前我国阶层流动中的活跃分子，但他们既不是纯粹的农民，也无法真正融入城市。农民工在情感上迫切地需要得到城市的认同，并在家乡农村获得所谓的“面子” ，这就产生了农民工进行炫耀性消费的需求。他们开始关注炫耀性消费的表征功能，希望能够借此彰显自己在城市中的存在。他们的消费已经不再是简单的物品消费，而是一个主动表达和意义建构的认同过程。炫耀性消费成为农民工与城市居民拉近距离的新方式，并且随着城市化进程的加快，农民工收入水平的增长，炫耀性消费在农民工群体中将更加普遍且突出。
２００８）消费不一定代表幸福。按照谢珍萍 （ 的看法，消费是以代价换取幸福感的过程。个体对炫耀性消费带来的幸福感的评价和衡量，取决于炫耀性消费带来的正向效用，即来自商品由于实用性而产生的物质效用和商品的符号价值使其自身需要得到满足而带来的精神享受，以及炫耀性消费对农民工幸福感的负向影响，即为获得炫耀性商品而付出直接经济代价和对环境、社会产生的间接代价等，炫耀性消费行为对农民工主观幸福感的影响应是以上两种影响的综合效应，那么这种以追求社会的认同，满足特殊心理需要为主要动机的行为最终到底能否、多大程度地给农民工带来主观幸福感的提升？本文采集问卷调查数据并运用回归模型对这一问题进行了实证分析。
文献综述
Ｒａｅ（ １８３４）加拿大经济学家 第一次提出“炫耀性消Ｖｅｂｌｅｎ， １８９９）费”的概念，但凡勃伦 （ 首次将“炫耀性Ｃｏｎｓｐｉｃｕｏｕｓｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ）消费” （ 的概念引入经济学，将其与“炫耀性有闲”进行对比，认为炫耀性消费行为是一种以财富和权利来提供证明，来博取荣誉、地位和声望等的消费活动，这种消费的动机是谋求某种社会地位，其深层含义１ ［ ］是人与人之间在需求和效用上存在相互影响， 这一概念从
Ｌｅｉｂｅｎｓｔｅｉｎ（ １９５０）此逐渐引起理论界关注。其后， 又进一步将炫耀性消费融入主流的消费需求理论中，他根据动机的不同将消费者对产品与服务的需求分为功能需求和非功能需求，这构成了炫耀性消费理论的重要基础。炫耀性消费测度
Ｍａｒｃｏｕｘ方法的完善也推动了炫耀性消费理论的发展，如 等１９９７） （提出炫耀性消费的物质享乐主义、从属或脱离一个群体的交流、社会地位展示、人际调解和卖弄等五个维度。此外，还有一些研究基于特定人群来测度炫耀性消费，如Ｆｒｉｅｈｅ ２０１４）
等 （选取东西德研究了炫耀性消费与政治体制之间的关系等。
国内学者对炫耀性消费的研究起步较晚，研究重点集中在炫耀性消费的动机和影响因素等方面。在炫耀性消费的动
２０１４）机方面，杜伟宇和许伟清 （ 通过实证研究证明了高权力和炫耀性消费之间的正相关性，面子意识在权力与炫耀
２０１５）性产品购买意愿之间起中介作用；金晓彤 （ 对社会认同与炫耀性消费倾向的关系进行了实证检验。在炫耀性消
２００８）费的影响因素方面，郑玉香等 （ 实证研究了参照群体和地位消费对炫耀性消费的直接作用不显著，但对地位消费倾向有显著正向影响而地位消费倾向对炫耀性消费行为的
２００９）影响总体不太明显；戚译和李文娟 （ 实证研究了两种自我概念归因和参照群体对炫耀性消费的影响；汪丽萍２０１３） （认为新生代农民工的炫耀性消费行为主要受宏观消费政策、家庭、价值观、参考群体等因素的影响。需要指出的是，由于理论依据和研究对象的不同，对炫耀性消费动机和影响因素的研究还未能形成全面而统一的框架。虽然学者对于炫耀性消费的动机和影响因素的看法不
２００８）一，但对于炫耀性消费大多持消极态度，如鲁锐 （认为炫耀性消费背后的消费价值观是对人的基本需要和使用价值的背离，从本质上说是一种挥霍性的价值观；陈景秋等２０１０） （认为攀比和炫耀造成社会风气的下滑，最终不利于和谐消费和和谐社会的实现。国内外学者对于炫耀性消费的定义也大多强调其“炫耀”的性质，未免有失偏颇，因为炫耀性消费不仅要以社会个人消费形式和特点来定位，而且要从当时整个社会经济的发展实际状况、社会背景和资源环
２０１２） ２ ［ ］境等多方面来界定。 国内学者袁少锋等 （ 即指出应
［摘要］文章从经济快速增长环境下炫耀性消费日益普遍的现象出发，以农民工为研究对象，利用长春市样本数据对炫耀性消费与主观幸福感的关系进行了探讨。研究结果表明，总体上农民工的炫耀性消费行为增强了其主观幸福感，从分组回归结果来看，炫耀性消费对不同农民工群体主观幸福感的增强作用表现为高收入人群大于低收入人群、男性大于女性、第二产业从业者大于第三产业从业者。政府既应通过引导规避过度炫耀性消费带来的负面影响，也要发挥炫耀性在供给侧结构性改革和促进社会和谐进步方面的作用。
农民工；炫耀性消费；主观幸福感
对炫耀性消费有综合的认识： “炫耀性消费”是一个中性词汇，是炫耀性消费者为了满足特定的心理需求（地位、声望等）而将特定的消费向参照群体予以展示的行为；只是有些人的动机是积极而理性的，而有一些人的动机是非理
②性或消极的，有些人则兼而有之；炫耀性消费不完全等同于奢侈性消费，只要能在特定的情境中代表相对的社会位置（或地位） ，一般意义上的普通商品都可能成为炫耀商品； ③ Ｂａｎｅｒｊｅｅ炫耀性消费不仅仅是富人的事情，正如 等２００７） Ｃｈａｒｌｅｓ ２００９） （ 、 等 （ 的研究，处于社会中下层人群的炫耀性消费欲望表现得更强烈。本文对炫耀性消费的相关研究即基于此概念。在主观幸福感方面，自从心理学在幸福度量方面取得
Ｓｕｂｊｅｃｔｉｖｅｗｅｌｌ－ ｂｅｉｎｇ）突破以来，主观幸福感 （ 逐渐成为幸福实证研究的主要对象，特别是消费与主观幸福感的关
２０ ８０系受到了经济学家的关注。 世纪 年代，国际营销界以自上的向上理论为基础发展了“消费者幸福”这一概
Ｖａｎ念，以分析营销如何对生活质量产生影响，如 等２００３） （实证研究了物质性购买和体验性购买两种消费类
Ｅａｓｔｅｒｌｉｎ型与幸福感的关系。自 “悖论”令学术界反思收入与主观幸福感的关系后，消费与主观幸福感的关系就颇受瞩目。传统西方经济学的消费者行为理论基于幸福与效用成正比的假设，认为消费数量越多，效用水平越高，就可以带来更多的幸福，但多数学者对此持怀疑态度，如牛
２００７）云芳 （指出消费与个人幸福之间非线性平衡关系，
２００９）罗丽艳和姚芊 （ 更是提出了过度消费导致整体幸福感下降的消费悖论。消费是否以及多大程度上带来个体的主观幸福感成为有争议的问题，特别是炫耀性消费这种被认为是带有挥霍性的价值观的特殊消费现象与消费者的主观幸福感的关系还缺少相关方面的研究。本文以农民工为研究对象，实证检验农民工的炫耀性消费对其主观幸福感的影响，以望补充完善现有研究。
３ 问卷的设计与数据搜集
在随机抽样选择农民工进行实地访谈的基础上，对问卷
６０进行初步设计，并进行预调研，发放 份问卷。对预调研问卷进行数据分析后，进一步修改问题，获得最终问卷（见附件）。问卷结构如下：第一部分为答卷者的人群特征（性别、年龄、绝对和
９相对年收入、工作行业、受教育程度、婚姻状况等） ，共个问题。其中以学历衡量受教育程度。
Ｂａｎｅｒｊｅｅ（ ２００７） Ａｃｉｋａｌｉｎ（ ２００９）第二部分依据 、 、汪
２０１３）丽萍 （ 等人的研究成果，从“炫耀性消费”的意向和倾向两个维度设置问题，以充分反映消费者对炫耀性消费的心理、态度以及潜在的可能行为。其中炫耀性消费意向主要衡量农民工对炫耀性消费的心理偏好程度，主要从农民工对面子和地位的追求、对炫耀性消费的看法等方面设置问
５题，对每个问题都采用级分类法，设置从“非常不同意”到“非常同意”五个等级；而炫耀性消费倾向则用于衡量农民工的实际炫耀性消费行为，主要从进行炫耀性消费的频次、年炫耀性消费累计金额、购买炫耀性商品时的考量因素
９等方面设置问题。初次设计共个问题，经过预调研排除两 ７个问题，实际共 个问题。Ｂａｎｅｒｊｅｅ第三部分用于衡量受访者的主观幸福感。依据２００７） Ａｃｉｋａｌｉｎ（ ２００９） ２０１３） （ 、 、汪丽萍 （ 等人的研究成１１果，对主观幸福感的评价的两个维度设置问题。采用 分ＬＩＫＥＲＴ ０位 打分法，要求受访者对其幸福感打分，从 分到１０ １分代表幸福感依次递增。共 个问题。问卷中的问题不涉及个人隐私，也不要求答题者提供具体的个人信息，并且向答题者保证他们所填写的答案仅用于学术研究，不会对外泄露，因此调查对象会如实答题，问卷数据的真实性得到了保证。在问卷中设计了对立问题“如果名牌商品是成功、地位的象征，但需要支付更高的价格，您愿意购买吗？ ”和“‘一件价格贵的商品，即使能显示社会地位，我也不愿意购买’ ，对此您是否同意？ ”，如果答题者在这两个对立问题上都给出肯定或否定的答案，则认为这份问卷不具备有效性，予以排除。调研小组采取五点分布取样法，在长春市内选取五处农２００民工聚集区进行实地问卷发放，共发放问卷数 份。基于① ② ５ “没有漏题和一题多选； 没有连续题选同一个选项； ③对立问题给出的答案也是对立的”三条标准对回收的问１６９卷进行初步筛选，获得份有效问卷，问卷有效利用率为８９ ６７％。炫耀性消费和主观幸福感的描述性统计结果如表１ ２和表 所示。
４ ４ １问卷分析ＳＰＳＳ１９ ０本文用 进行了信度和效度分析。由于问卷中只有一个问题用于衡量主观幸福感，因此信度和效度分析的主要目的是检验用于衡量人们炫耀性消费程度的问题间的一致性和有效性。在排除对立问题中的一个后，采取运用最为Ｃｒｏｎｂａｃｈα广泛的 系数检验问卷内部一致性信度，结果显示Ｃｒｏｎｂａｃｈα ０ ７０７， ０ ６，系数值为 大于 表明问卷用于测量炫耀性消费的量表具有较好的内部一致性信度。在效度分析ＫＭＯ ０ ７３７，中， 值为 表明变量间有较强的相关性； Ｂａｒｔｌｅｔｔ ｓ Ｐ ０ ０００，球状检验中 值为 表明拒绝变量相互独立的原假设，由此判断量表也具有较好的建构效度，适合做因子分析。进一步进行因子分析，采取主成分分析法，以特征根值１ ２大于为抽取数据标准。结果显示有个因子的特征根值大１， ６０ ７６１％于 两者的积累总方差达到 。借助方差最大化正３交旋转法对成分矩阵进行旋转，旋转在次叠代后收敛，变３， Ｆ１ Ｆ２量载荷情况见表 其中 、两个因子分别代表被试者 的地位追求和物质追求，具体见实证模型部分。结果显示， ０ ６各观测变量对其潜变量的载荷系数都在 以上。详见３表 。 ２Ｔ２： “如果您的朋友、２Ｔ４：“邻居或同事都拥有某一件名牌产品，您是否也愿意购买？ ” 您多久买一２Ｔ５：“２Ｔ６：次名牌产品？ ” 您以前在买东西时更注重哪方面的性能” “您自２Ｔ７：己每年生活大概要花多少钱？ ” “您打算未来一年在能让你有面子的产品（如名牌衣服、首饰、烟酒）上花多少钱？ ”
４ ２实证模型为研究农民炫耀性消费与主观幸福感之间的关系，本文设定如下计量模型： ｈａｐｐｉｎｅｓｓ＝ β０＋ Β１ＣＣＩ＋ αｘ＋ ε １）
（ ｈａｐｐｉｎｅｓｓ＝ γ０＋ γ１ｆ１＋ γ２ｆ２＋ δｘ＋ ε ２）
（ １）， ｈａｐｐｉｎｅｓｓ对于模型 （ 被解释变量 代表主观幸福感；
ＣＣＩ主要解释变量为通过受访者在问卷中的答案计算出的个人炫耀性消费指数，指数越高，代表该受访者的炫耀性消费程度越高。
Ｘ控制变量则表示一系列可能对居民的幸福感产生影响的个人特征变量，包括性别、绝对收入、相对收入、教育程度、婚姻状况等。
２） ＣＣＩ Ｆ１ Ｆ２在模型 （中，将解释变量 分解为 、 两个因子，分别代表被试者的地位追求和物质追求，其他解释变量含义不变。
初步回归结果显示，个人特征变量中年龄和绝对收入两个变量的显著性较低，从模型中剔除。前者可能是由于年龄同幸福感联系不紧密，且同炫耀性消费有较强相关性所致；对于后者，研究表明绝对收入的增加能增强底层人民的幸福３ ［ ］感，当收入上升到一定水平，相对收入的影响更为重要，随着我国经济发展，农民工的收入水平也在不断提高，其幸福感受相对收入影响更大。
５ 实证结果及分析
４将初步处理后的数据进行回归分析，结果见表 和表５。可以看到，总体上农民工的炫耀性消费行为的确增强了其主观幸福感，说明对农民工群体而言，炫耀性消费带来的正向效用大于其负向影响，最终导致促进主观幸福感的综合２ Ｆ１ Ｆ２效应。而模型 中 、 均对主观幸福感起到显著的正向作用，这证明炫耀性消费对主观幸福感的促进的确是从满足地位追求和物质追求两个途径来发挥作用的。
炫耀性消费满足地位追求的机制可从两个方面进行解读。首先， “炫耀性消费”行为可以通过增强农民工的角色认同感影响其主观幸福感。在整个社会阶层的纵向比较中，农民产生了获得社会尊重和社会认同以缓解其心理落差的强烈愿望，因此通过购买高档香烟、品牌服装等炫耀性消费行为，使自己“看起来”同更高阶层的城市居民更加接近，进而满足其建构社会认同的需要。其次， “炫耀性消费”行为可以通过参照效应影响农民工主观幸福感。在农民工阶层内部横向比较中，农民工往往出于从众心理或求异心理而进行“炫耀性消费”行为，例如农民工之间互相模仿的消费行为或购买标新立异的商品，通过这种相对中高端的消费取得的地位满足感使农民工获得了主观幸福感的提升。
炫耀性消费满足物质追求的机制相对容易理解。农民工群体收入普遍偏低，尽管随着新生代农民的出现，农民工的消费观念与方式逐步同城市消费市场接轨、消费结构逐步合理，但低收入的制约使得农民工并不能大量购买能够显著提高其生活水平的优质产品。问卷结果显示，农民工炫耀性消费时十分注意高价产品的性能和实用性，并因此从消费中获得了良好的用户体验，这种高体验感在同农民工生活中的大 量低阶产品的对比中得到了进一步放大和加强，使得农民工从消费中获得了巨大满足，主观幸福感的提升也就顺理成章。
性别分组回归结果表明，男性的炫耀性消费行为显著增强了主观幸福感，但女性的炫耀性消费行为则对幸福感没有
２０１４）太大影响，张展和吴愈晓 （ 的研究结果均支持了这
２一结论。从模型中看出，女性在地位追求动机和物质追求动机上均不显著。一方面，男性和女性在消费倾向和消费目
Ｂｅｃｋｅｒ（ １９８７）的上存在差异。 在其经济分析理论中指出，不同类型的人具有不同消费行为，但其最终目的都是获得效
２００３）用最大化，周蓉等 （ 据此将女性消费群体分为少女型、青年未婚型、主妇型、中老年型和特殊型五个大类，农民工女性大多属于 “主妇型”一类，在消费活动中更为注重 “物美价廉” ，只有商品和货币的同步优化才能使其效用最大化。而炫耀性消费的商品价格除生产成本外，还会附加很大比例研发设计、品牌价值、售后服务等成本，为这种“无形价值”支付大量货币往往使女性农民工难以接受，而男性消费群体则出于地位、面子、优质体验等方面的偏好，愿意为此进行炫耀性消费。
在另一方面，我国农民工的收入水平存在性别差异。龚
２０１０） ２０１３）斌磊 （ 、陆璐 （ 等的实证研究均表明，由于婚姻、教育水平、工作类型等方面的劣势，女性农民工的收入显著低于男性农民工。而收入和消费是不可分割的整体，两４ ［ ］者存在显著的正相关关系，收入越高，消费水平就越高，这使得男性农民工的消费能力强于女性，女性农民工在支付炫耀性消费的高价格时承担着更大的压力，主观幸福感也就相应降低。
根据农民工所在行业分组，结果表明在第二产业中工作的农民工的炫耀性消费行为对主观幸福感的提升作用更强，从事第三产业的农民工虽也从炫耀性消费中获得了幸福感，但这种效应要远小于第二产业。这种现象可能跟不同产业农民工的工作性质有关。农民工在第二产业的工作往往要求从业者具有一定专业技术，这虽然形成了一定程度上的进入门槛，但农民工一旦进入，将会获得较为稳定的工作和较有保障的收入；而第三产业农民工的工作往往并不需要专业技术，行业之间进入退出门槛低、人员流动性大，这使得第三行业农民工对未来风险的预期较高，为应对潜在风险，他们必然选择相对保守的消费方式，在这种情况下，炫耀性消费这种高支出的消费行为并非其最优选择。
６ 结论及对策建议
nd本文基于长春市农民工的问卷数据对炫耀性消费与主观幸福感的关系进行了探讨，主要结论是：总体上农民工的炫耀性消费行为对其主观幸福感有正向作用，其中男性的炫耀性消费行为对主观幸福感的正向影响大于女性；高收入组中炫耀性消费对主观幸福感的影响大于低收入组；第二产业从业者从炫耀性消费中获取的幸福感大于第三产业从业者。正如凡勃伦就消费是否属于浪费现象这一问题的观点： “关键问题是在于它是否直接有助于整个人类生活的提高，是否在非个人性质的意义下，有助于生活过程的推进。”炫耀性消费既有其消极方面，但是我们也不能否认其提升主观幸福感，缓解城乡矛盾和收入不公等方面的积极意义。
本文的分析和研究结论的政策意义是多方面的：一是任何形式的消费，都是需要体现出社会责任感的，国家以及相关政府部门应以一种绿色、环保、科学的消费观念引导农民工的消费行为，规避过度炫耀性消费带来的负面影响；二是应该认识到，在不同的社会背景下炫耀性消费的内涵是不同的，新的社会发展阶段炫耀性消费有其独特的时代意义。首先，在国际经济持续深度调整，国内“三期叠加”阵痛不断深化的严峻经济环境下， “三驾马车”中的投资和出口增 速放缓，而消费一直保持平稳较快增长，尤其是消费升级持续加快，新消费不断孕育成长，成为经济稳定运行的 “压舱石” ，应释放消费潜力，加快供给侧结构性改革，进一步推动消费升级，以新消费引领新供给，以新供给创造新需求，加快培育经济发展新动能，推动我国经济保持中高速、５ ［ ］迈向中高端， 而炫耀性消费在我国的日益普遍正是一个机遇所在。其次，导致农民工们这种“不理性”消费行为的主要原因在于社会并没有给他们创造一个使他们融入城市生活的“软环境”。为此，政府应着力推进二元户籍制度改革，根除客观社会身份差异造成的不平等，建立完善的社会保障体系，缩小城乡收入差距，营造平等、和谐的社会氛围，促进整个社会和谐进步。 参考文献： １ Ｍ ． ［］凡勃伦 有闲阶级论— ——关于制度的经济研究 ［ ］ 北１９８３： ３－ １３７ 京：商务印书馆， ２ Ｊ． ，２００８ ［］鲁锐论现代人的炫耀性消费 ［］学习与探索２）： ５４－ ５６ （ ３ Ｆｅｒｒｅｒ－ ｉ－ Ｃａｒｂｉｎｅｌｌ Ｉｎｃｏｍｅａｎｄｗｅｌｌ－ ｂｅｉｎｇ： Ａｎｅｍｐｉｒｉｃａｌ ［ ］ Ａｎａｌｙｓｉｓｏｆｔｈｅｃｏｍｐａｒｉｓｏｎｉｎｃｏｍｅｅｆｆｅｃｔ Ｊ ． Ｊｏｕｍａｌｏｆｐｕｂｌｉｃｅｃｏｎｏｍ ［ ］ ｉｃｓ， ２００５（ ８９）： ９９７－ １０１９ ４ ［］方松海，王为农，黄汉权增加农民收入与扩大农村消费Ｊ． ２０１１（ ５）： ６６－ ８０，１８７－ １８８ 研究 ［ ］管理世界， ５ ［］宁吉?以消费升级为导向加快推进供给侧结构性改革Ｎ ． ２０１６－ ０３－ ２９（ ９３０） ［ ］经济日报， ６ Ｌｅｉｂｅｎｓｔｅｉｎｈ Ｂａｎｄｗａｇｏｎｓｎｏｂ， Ｖｅｂｌｅｎ Ｅｆｆｅｃｔｓｉｎｔｈｅｔｈｅｏｒｙ ［ ］ ｏｆｃｏｎｓｕｍｅｒｓ Ｄｅｍａｎｄ Ｊ ． Ｔｈｅｑｕａｒｔｅｒｌｙｊｏｕｒｎａｌｏｆｅｃｏｎｏｍｉｃｓ， １９５０， ［ ］ ６４（ ２）： １８３－ ２０７ ７ Ｍａｒｃｏｕｘｊ， Ｆｉｌｉａｔｒａｕｌｔｐ， Ｃｈｅｒｏｎｅ Ｔｈｅａｔｔｉｔｕｄｅｓｕｎｄｅｒｌｙｉｎｇ ［ ］ Ｐｒｅｆｅｒｅｎｃｅｓｏｆｙｏｕｎｇｕｒｂａｎｅｄｕｃａｔｅｄｐｏｌｉｓｈｃｏｎｓｕｍｅｒｓｔｏｗａｒｄｓｐｒｏｄｕｃｔｓ Ｍａｄｅｉｎｗｅｓｔｅｒｎｃｏｕｎｔｒｉｅｓ Ｊ ． Ｊｏｕｒｎａｌｏｆｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｃｏｎｓｕｍｅｒｍａｒ ［ ］ ｋｅｔｉｎｇ， １９９７，９（ ４）： ５－ ２９ ８ Ｔｉｍｆｒｉｅｈｅ， Ｍａｒｉｏｍｅｃｈｔｅｌ Ｃｏｎｓｐｉｃｕｏｕｓｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎａｎｄｐｏ ［ ］ ｌｉｔｉｃａｌｒｅｇｉｍｅｓ： Ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍｅａｓｔａｎｄｗｅｓｔｇｅｒｍａｎｙ Ｊ ． Ｅｕｒｏｐｅａｎ ［ ］ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｒｅｖｉｅｗ， ２０１４（ ６７）： ６２－ ８１ ９ Ｂａｎｅｒｊｅｅａ， Ｄｕｆｌｏｅ Ｔｈｅｅｃｏｎｏｍｉｃｌｉｖｅｓｏｆｔｈｅｐｏｏｒ Ｊ ． ［ ］ ［ ］ Ｊｏｕｒｎａｌｏｆｅｃｏｎｏｍｉｃｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｓ， ２００７，２１（ １）： １４１－ １６７ １０ Ｃｈａｒｌｅｓｋｋ， Ｈｕｒｓｔｅ， Ｒｏｕｓｓａｎｏｎ Ｃｏｎｓｐｉｃｕｏｕｓｃｏｎｓｕｍｐ ［ ］ ｔｉｏｎａｎｄｒａｃｅ Ｊ ． Ｔｈｅｑｕａｒｔｅｒｌｙｊｏｕｒｎａｌｏｆｅｃｏｎｏｍｉｃｓ， ２００９，１２４ ［ ］ ２）： ４２５－ ４６７ （ １１ Ｖａｎｂｏｖｅｎｌ， Ｇｉｌｏｖｉｃｈｔ Ｔｏｄｏｏｒｔｏｈａｖｅ？ Ｔｈａｔｉｓｔｈｅｑｕｅｓ ［ ］ ｔｉｏｎ Ｊ ． Ｊｏｕｒｎａｌｏｆｐｅｒｓｏｎａｌｉｔｙａｎｄｓｏｃｉａｌｐｓｙｃｈｏｌｏｇｙ， ２００３，８５（ ６）： ［ ］ １１９３－ １２０２ １２ Ａｃｉｋａｌｉｎｓ， Ｇｕｌｅ， Ｄｅｖｅｌｉｏｇｌｕｋ Ｃｏｎｓｐｉｃｕｏｕｓｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ ［ ］ Ｐａｔｔｅｒｎｓｏｆｔｕｒｋｉｓｈｙｏｕｔｈ： Ｃａｓｅｏｆｃｅｌｌｕｌａｒｐｈｏｎｅｓ Ｊ ． Ｙｏｕｎｇｃｏｎｓｕｍ ［ ］
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檶檶檶檶檶檶檶檶檶１９９４—）， ［作者简介］葛兴琳 （ 女，山东莒县人，本科在读。１９９５—），研究方向：财政与税收政策；孙雅慧 （ 女，山东滕州人，本科在读。研究方向：应用经济学。
１６ γ２１ｒｄｉｊ＋ β２２ｔｐｉｊ＋
γ２２ｔｐｉｊ＋ Β２３ＳＩＺＥＩＪ＋ β１４ａｄｉｊ＋ Β２５ＣＡＳＨＩＪ＋ Β２６ＣＡＰＴＩＪ ＋ εｉｊ α β变量释义：在模型一、模型二中，为变量截距项， ε ＯＭＧＩＪ ｉ为各解释变量的系数。为残差项。 是第家上市公司ｊ Ｒｄｉｊ Ｒｐｉｊ，在第年的企业营业收入增长率，同样的 、ＳＩＺＥＩＪ Ａｄｉｊ ＣＡＳＨＩＪ ＣＡＰＴＩＪ、 、 、 分别代表上市公司各年的企业规模、资产负债率、现金实力以及资本支出率。在模型一的ＲＤ ＲＰ基础上，模型二引入 和的滞后变量以检验研发投入 ３ １研发投入对企业绩效的实证结果与分析１ ＲＤ从表中可以看到，在当期的实证结果中 的回归系２ ５７３６９， Ｐｒｏｂ ０ ０１０７８， ＲＰ数为 为 正向影响。 的系数为０ ２８３２６３， Ｐｒｏｂ ０ ０４０９４，为 正向影响。 值为伴随概率通过显著性检验，并且调整后的 为ＤＷ ２ １２５５６３，说明模型的拟合程度较好。 值为 接近 说明模型不存在自相关问题。验证了假设一，原假设成立。３ ２研发投入对营业增长率的滞后性根据研究假设，滞后一期、滞后两期的回归结果如表上ＲＤ ６ ８９９０７，表所示，在滞后一期的情况下， 的系数为Ｐｒｏｂ ０ ００８８， ＲＤ为 说明与营业收入增长率显著正相关。ＲＤ ＲＤ相比当期回归系数显著提高，说明 在滞后一期后显ＲＰ １ ２４２９５９，著提高了营业收入增长率。 的回归系数为Ｐｒｏｂ ０ ０００１， ＲＰ为 滞后一期的与营业收入增长率显著正Ｒ２ ０ ８６４４９８， Ｒ２向相关。调整后的 为 较当期的 有显著提ＤＷ １ ９０８０８４， ０，高，解释程度变强。同时 值为 接近于 说ＲＤ明回归方式不存在自相关。在滞后二期的情况下， 的系 ８ ２８８１２４， Ｐｒｏｂ ０ ０８９８， ＲＤ数为 为 说明 与营业收入增长ＲＰ ０ ６６６５１１， Ｐｒｏｂ ０ ００３６，率不存在相关性， 系数为 为ＲＰ说明与营业收入增长率显著正向相关。与前两期相比， Ｒ２ ０ ９９３０８４，调整后的 为 说明滞后二期的拟合程度较高， ＤＷ １ ７６４７０６， ２，模型的解释能力更强。 值为 接近于 模型不存在自相关，验证了假设二，原假设成立。
４ 研究结论及总结
Ａ １６本文主要用我国 股 家新能源汽车整车版上市公司作为研究对象，在研究假设的基础上，通过构建多元回归模型，探讨新能源汽车上市公司研发投入与企业绩效的影响。结论表明，首先，新能源汽车上市公司研发投入强度、研发人员投入强度会显著增加营业收入增长率，对企业绩效具有正向影响。其次，新能源汽车上市公司研发投入强度、研发人员的投入强度对企业绩效具有滞后性。实证结果分析得到，研发投入强度对企业营业收入增长率滞后期为一年，研发人员投入强度对企业滞后期为两年。由
基于区位熵指数的京津冀制造业集聚度研究
区位熵指标简介
１３ ［关键词］ ＤＯＩ １０ １３９３９／ ｊ ｃｎｋｉ ｚｇｓｃ ２０１７ １１ ０５６ ［ ］ 区位熵又称专门化率和区域规模优势指数，反映某一工业行业的比较优势和竞争力，通常用该指标来衡量产业的聚１集程度和专业化程度。当某一产业的区位熵大于 时，通常认为该产业是区域内的专业化部门，具有比较优势和集聚能１力；当某一产业的区位熵小于时，表明该产业在该地区专业化水平偏低，相对于其他产业处于比较劣势且集聚能力较弱。其计算公式为： Ｘｉｊ／ Ｘｉ Ｌｑｉｊ ＝ Ｘｊ／ Ｘ ｉ＝ １，２，…， ｍ； ｊ＝ １，２，…， ｎ） （ Ｘｉｊ ｉ ｊ公式中， 代表城市某一制造业分支行业的总产值， Ｘｉ ｉ Ｘｊ ｊ代表城市制造业总产值，代表京津冀地区 行业的总 ０ ６９ ０ ８２ １ ２９ ０ ３３ １ ０４ １ ４９ ０ ４９ ０ ５６ １ ２８ １ ４４ １ ０２ １ ２４ １ １０ ０ ７１ １ ６８ ０ ６７ ０ ２６ ０ １３ ０ ７７ ０ ７２ ０ ３４ ０ ７９ １ ８９ １ １８ １ ５３ ０ ６８ １ ４６ ０ ７０ ０ ８６ ０ ３３ ０ ５２ ０ ８６ １ ０８ ０ ４９ ５ ８０ ０ ３３ ６ ６５ １ ７５ ０ ６２ ０ １２ ０ １７ １ ６２ ０ ０８ ０ １３ １ ９４ １ ３７ ０ ５１ ０ ７７ １ ４５ ０ ０７ ０ １０ ０ ３０ １ ０２ １ １８ １ ８７ ０ ０９ ０ ０５ ０ ８３ １ ６６ ０ ２５ ２ ０６ １ ６５ ０ ０７ ０ ２９ ０ ２９ ０ ０６ ０ １４ ６ ２５ ０ ０１ ０ １４ ０ ０２ １ ５８ １ ８７ ２ ９６ ０ ４５ ０ ００ ０ ０７ ０ ０６ ０ ３０ ０ １８ ４ ４１ ０ １４ ０ ５３ １ ６８ ０ ４９ ０ ２２ ０ ７７ ０ ０４ １ ９３ ０ ３０ ５ ０６ １ ２５ ０ ７８ １ ４３ ０ ４８ ０ １４ ０ ５２ ０ １５ ０ ６８ ０ ４１ ０ ３０ ０ ０６ ０ ６０ ５ ５３ ０ ４８ ０ ８５ １ ４１ ０ ７０ ０ ９７ ０ １７ ４ ４１ ０ ３５ ０ ３９ ０ ５５ ０ ０２ ０ ８４ ２ ９０ １ ５２ ０ ５４ １ ７６ ０ ２０ ０ １２ ０ ３３ ２ ５８ ０ ２１ ０ ６６ ０ ８１ ０ １８ ０ ０８ ３ ８１ ０ ７５ １ ６０ ０ ９６ ０ ０４ ０ ０２ ０ １６ ０ ７３ １ １８ ２ ３１ １ ４１ ０ ３６ ０ ８４ １ ０６ １ ０９ １ ０７ ０ ６３ ０ ７５ ０ ７０ ０ ７３ ０ ０３ ３ ５３ ０ ０１ １ ４１ ０ ５５ ０ ０５ ０ ００ ０ ５２ １ ０５ ２ １５ ０ ６１ ０ ５７ ０ ５０ ０ ３８ １ ０４ ２ ２１ １ ４４ ０ ３４ １ ０５ １ ５０ ２ ０１ ０ ８７ ２ ６６ ０ ０８ ０ ３４ ０ ２２ ０ ６０ ０ ２４ ０ ３０ ０ ６７ ０ ４７ ０ １７ ０ １８ ０ １３ ０ ５８ ４ ４０ ０ ２１ ０ ３５ １ ９５ ２ ５７ ０ ６０ ０ ２８ ０ ４４ ０ ００ ０ ００ ０ ０５ ０ ３９ ０ ８８ １ ２９ ０ ４４ ０ ２９ ０ ６２ ２ ６４ １ ６０ ４ ９９ １ ４２ ０ ０４ ０ １６ １ １６ １ ０７ ０ ３８ １ ８７ １ ４７ １ ３５ ０ ８４ ０ ８２ １ ０２ １ ４６ １ ９９ ０ ７７ １ ２３ １ ２１
０ ０６ ０ ８２ ０ ４９ ２ ８６ １ ３６ ２ ６１ ０ ０９ ０ ６９ ０ ４７ ０ ８３ ２ ８９ １ ９５ １ ３３ ０ ２７ １ ８６ ０ ２１ １ １４ １ ４０ ０ ２２ ３ ９２ ０ ４１ １ ３８ ０ ５５ １ ０６ １ ４３ ０ ６４ ０ ４６ ０ ９７ ０ ７６ １ ６７ ０ ２５ ０ ４４ ０ ５５ ２ ７９ ２ ５０ ０ ２５ ０ １２ ０ ４８ １ ２５ １ １３ １ １６ ０ ８４ ０ ３６ ０ ４４ １ ０６ １ ３９ ０ ７３ １ ４９ １ ２１ ０ ３４ ０ ４７ １ ３９ １ １９ １ ２５ ０ ６６ ０ ５８ １ １２ ０ ３８ ０ ３５ １ ８８ ０ ５３ ０ ８６ ０ ０６ ２ ５２ ０ ８０ ２ ５４ １ ０３ ０ １１ ０ ２７ １ ６９ ０ ０９ ２ １４ ０ ３９ ０ ３５ ０ ３５ ０ １０ ０ ２３ ０ ５７ １ ２３ ０ ９４ ０ ９６ ０ ２９ ０ ５１ ０ ５６ ２ ５４ １ １８ ０ ９０ ２ ４７ ０ ４９ ０ ６２ ０ ３８ ２ ３４ １ ７５ ０ １８ ０ ０１ ０ ２６ ０ ０１ ０ ０２ ０ ２８ ０ １１ ０ ０１ ０ ０７ ０ ０２ ０ ５４ ３ ７９ １ ５２ ０ ２６ ０ ２１ ０ １４ ０ ２７ ０ ５０ ０ ９８ ０ ５０ ０ ０２ ０ ７７ ０ ０６ ０ ５５ ２ ５１ １ ２９ ０ ２７ ０ ０５ ０ １０ ０ ０３ ０ ４２ ０ ８７ ０ ３５ ０ ３９ ０ ２２ ０ ２７ ０ ９６ Ｃ１３ Ｃ１４ Ｃ１５ Ｃ１７ Ｃ１８ Ｃ１９ Ｃ２０注： 农副食品加工业、 食品制造业、 饮料制造业、 纺织业、纺织服装、鞋、帽制造业、 皮革、毛皮、羽毛（绒）及其制品业、 木材Ｃ２１ Ｃ２２ Ｃ２３ Ｃ２４ Ｃ２５ Ｃ２６加工及木、竹、藤、棕、草制品业、 家具制造业、 造纸及纸制品业、印刷业和记录媒介的复制、文教体育用品制造业、石油化工及炼焦业、Ｃ２７ Ｃ２８ Ｃ３０ Ｃ３１ Ｃ３２ Ｃ３３化学原料及化学制品制造业、 医药制造业、 化学纤维制造业、橡胶及塑料制品业、非金属矿物制品业、黑色金属冶炼及压延加工业、 有色金Ｃ３４ Ｃ３５ Ｃ３６ Ｃ３７ Ｃ３８ Ｃ３９属冶炼及压延加工业、 金属制品业、 通用设备制造业、 专用设备制造业、交通运输设备制造业、电气机械及器材制造业、 电子及通信设备制Ｃ４０ Ｃ４１造业、仪器仪表及文化办公用机械制造业、工艺品及其他制造业。
由上表可以看出，京津冀各城市制造业优势交叉互补。第一，北京市和天津市在电子及通信设备制造业、仪器仪表及文化办公用机械制造业和工艺品及其他制造业上区位
１，熵大于集聚程度较高，具有比较优势；北京、天津的研发水平较高，加之人才较多，集中发展有利于产品创新和技术创新，集聚可以使高新技术产业发展迅速。
第二，秦皇岛、沧州、承德、张家口、唐山、廊坊等市在资本密集型行业如金属冶炼及压延加工业、设备制造业等
１，集聚程度较高，区位熵大于这类行业集聚有利于此类行业结合当地的区位优势形成规模经济，从而获得更大的发展空间。
第三，一些轻工业如食品制造业、纺织业等在京津冀１３
个城市中的集聚水平相差不多，这主要由于此类行业以生活必需类行业为主，不适宜集聚。
３ 相关建议
３ １ 做大做强传统优势产业，提高区域竞争力从制造业产值占比来看，京津冀主导产业以能源和重化工业为主，我们应立足于河北省各城市的资源和劳动力优势，承接京津重化工业和传统产业的产业转移，通过发展优势产业和产业结构的合理调整，促进优势企业的合理集聚、合理布局，增强传统优势产业的集聚水平和质量，形成具有较大竞争力的特色产业集群，提高区域竞争力。３ ２ 大力发展知识密集型产业，推动制造业集聚从经济和技术发展程度来看，京津的技术水平和产业结构均优于河北省的地级市。同劳动力和资源密集型产业相比，知识密集型产业凭借其独特的技术优势可以有效缩减成本从而提高效率，更符合现代化的发展要求，也更加具有发展前景。在资源日益匮乏的今天，这类产业更具发展优势。因此，京津冀制造业集聚应该走现代化道路，以知识推动制
云南省服务业区域性变化特征分析
２００６— ２０１４式转型的关键年。 年云南省十六个地州的服务５，２０１４业增加值占生产总值比重详见图 年云南省各地州三６次产业增加值占生产总值比重详见图 。２００６年以来，云南省十六个地州的服务业增加值占生２０１４产总值比重数据表现出下列特征：一是 年后，云南省十六个地州服务业增加值占生产总值的比重均超过了迪庆、怒江、昆明更是达到一半以上。二是服务业增加值排序在前面的（昆明除外）地州，相应的服务业增加值占比１）排序靠后（见表。西双版纳、丽江、迪庆、德宏、怒江， ４４ ２０％，服务业增加值占生产总值比重均超过 其中有四个地州，西双版纳、丽江、迪庆、德宏，旅游业是其重点发展的支柱产业。三是按服务业占比排序靠后的地州是红３８ ００％河和玉溪，服务业增加值占比不足 。其中：红河１７ ４６∶ ５１ ５８∶ ３７ １６，三次产业比重为 玉溪三次产业比重１０ ２５∶ ５７ ９１∶ ３１ ８４，为 两个地州经济增长主要依赖第二２０１０产业的发展。四是在 年，有三个地州（玉溪、红河、３０ ００％ ２０１２曲靖）服务业占比均低于 。 年以后，这三个地州除玉溪外，红河、曲靖服务业占比快速增加，特别是２０１４ ３９ １０％， ３７ １６％曲靖在 年达到 红河达到 。五是在２００６— ２０１４ ４０ ００％年，昆 明 服 务 业 占 比 一 直 在 与５０ ００％ ，２０１４ ５３ ６７％ ２００８之间徘徊 年达到 。 年后，迪５０ ００％ ５５ ００％ ，２０１４庆服务业占比一直在 与 之间徘徊５７ ８３％ ２００６— ２０１０年达到 。 年，怒江服务业占比一直快２０１０ ４５ ００％ ５０ ００％速上升， 年达到峰值后，一直在 与２００６— ２００９之间徘徊。 年，临沧服务业占比小幅上升后一，２０１２ ２６ ６５％， ２０１３直在下降 年达到最低点 年达到２７ ０７％ ，２０１４变化不大，占比在所有地州中最低 年上升３６ １１％ ２００６较快，达 到 。 年，丽 江 服 务 业 占 比 为４６ ４６％， ２０１３ ３８ ６５％，此后一直下滑到 年的 随后开始２００６— ２０１３ ６上升。六是在 年，有 个地州（保山、文山、３０ ００％ ～大理、普洱、楚雄、昭通）服务业占比一直在４０ ００％ ２０１３变动，处于一种常规的变化态势。七是在 年， ２０１３是所有地州服务业占比发生快速变化的转折点 （ 年也是全国的经济普查年份） ，在这一年除了怒江基本保持不变外，其他地州都在增长。其中，德宏和临沧增长最快， ２００９这一年的数据是服务业发展的一个强影响点。八是在年，当绝大多数地州生产总值达到一个低峰值时，服务业１０占比却达到了一个高峰值，有 个地州达到高峰值 （昆明、曲靖、玉溪、红河、大理、楚雄、文山、昭通、普洱、临沧、迪庆） ，其中：保山、西双版纳、丽江、德宏、怒２００９— ２０１０江出现反常。九是在 年，达到高峰值的十一个２００９— ２０１２地州服务业占比仍处于峰值状态，变化不大。１０年，有 个地州（玉溪、红河、大理、楚雄、文山、昭通、普洱、临沧、丽江、德宏）服务业占比一直处于下滑２０１２ ２０１３态势，在 年或者 年达到低峰值后，开始回升，而且回升的速度较快。其中昆明、曲靖、迪庆、西双版２０１１纳、怒江出现反常。 年，昆明小幅下滑后缓慢上升，曲靖大幅振荡后迅速上升，西双版纳、迪庆水平波动后迅速上升，怒江水平波动后下降。