楊 曉 敏

(許昌學(xué)院 商學(xué)院，河南 許昌 461000)

一、引言

增加綠色農(nóng)產(chǎn)品的消費能力是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型和鄉(xiāng)村振興的重要支撐，對綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為的研究成為近年來關(guān)注的熱點。居民綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為除受個體因素影響外，是否受周圍群體中其他個體行為的影響？將同群效應(yīng)納入綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為中，在發(fā)現(xiàn)居民綠色農(nóng)產(chǎn)品消費決策機制的同時提出相應(yīng)的干預(yù)措施，能夠增強國內(nèi)綠色農(nóng)產(chǎn)品消費的韌性，促進綠色農(nóng)產(chǎn)品市場的發(fā)展。

消費行為是一個系統(tǒng)的決策活動過程?，F(xiàn)有對綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為的研究大體分為兩大部分：(1)從消費者自身探討綠色農(nóng)產(chǎn)品的消費行為，包括對綠色農(nóng)產(chǎn)品的認(rèn)知[1]、對綠色農(nóng)產(chǎn)品的信任度、環(huán)保意識[2]、消費之后的體驗[3]和基于溢價支付的感知價值[4]。深入研究發(fā)現(xiàn)，綠色農(nóng)產(chǎn)品消費感知中的可靠性感知和服務(wù)氛圍感知顯著影響消費者的購買意愿[1]。對綠色農(nóng)產(chǎn)品的信心不足、不愿支付過高的溢價則是消費者拒購的主要原因[3]。(2)外部因素對綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為的影響主要集中在以下幾方面的研究：值得信賴的品牌[3]、便捷的購買渠道[2]、穩(wěn)定信任的外部環(huán)境[5]。事實上，外部因素對消費行為的影響最終還是通過影響消費者自身來起作用的[6]。

文獻梳理發(fā)現(xiàn)上述研究均忽略了人的社會屬性，即缺乏從群體互動角度對綠色消費行為的研究，加上信息不對稱和消費風(fēng)險的存在驅(qū)使消費個體模仿其同群者的消費行為。針對之前的研究缺陷，本文探討城鎮(zhèn)居民綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為的同群效應(yīng)及其異質(zhì)性，以期為促進居民綠色農(nóng)產(chǎn)品消費提供政策指導(dǎo)和支持。

二、研究假設(shè)

同群效應(yīng)是指個體行為選擇既受自身特征的影響，又受具有相同或類似地位個體行為的顯著影響[7]。同群效應(yīng)在投資決策、創(chuàng)新領(lǐng)域等方面的研究得到了很好的應(yīng)用，在消費領(lǐng)域也取得了較為豐富的研究成果。一方面，消費者的認(rèn)知會受家人、同事、朋友或鄰居等所構(gòu)成的個體關(guān)系網(wǎng)的影響或改變；另一方面，由于存在信息獲取差異，為減少信息不足的利益損失，消費者會觀察模仿以調(diào)整自身的決策。Duesenberry在1949年提出同群效應(yīng)是影響居民消費的內(nèi)生因素之一，它可以解釋更大比例的家庭消費波動并通過風(fēng)險分擔(dān)和信息互補在一定程度上降低家庭的消費風(fēng)險[8]。同群效應(yīng)對居民消費支出產(chǎn)生正向影響[9]，具體到家庭教育支出[10]、人情支出[11]、海產(chǎn)品購買意愿[12]、捐贈支出[13]等方面，得出了相對一致的研究結(jié)論：家庭消費并非個體完全自由理性選擇的經(jīng)濟行為，亦受群體因素的影響。除了家庭消費，學(xué)生集體生活的社會互動對其消費行為也產(chǎn)生了較為顯著的影響[14]。據(jù)此，本文提出研究假設(shè)1。

H1：城鎮(zhèn)居民綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為存在同群效應(yīng)

同群的消費者雖然面臨相似的生活環(huán)境和消費需求，但卻具有不同的角色認(rèn)同和消費心理，從而在消費行為上存在差異。研究消費行為時發(fā)現(xiàn)消費同群效應(yīng)具有異質(zhì)性，即不同類型消費者同群效應(yīng)存在差異，就教育支出而言，受教育程度和收入水平較低的居民受同群效應(yīng)影響更大[15]。即使相同群體的消費者，消費不同產(chǎn)品的同群效應(yīng)也有所差別，尤其在教育、耐用品、娛樂支出等[8]，綠色消費行為屬于消費行為中的一種，因而在一定程度上也具備消費同群效應(yīng)異質(zhì)性屬性。

追求健康和環(huán)保意識是居民消費時選擇綠色農(nóng)產(chǎn)品的主要動機。這種動機產(chǎn)生的原因有主動型和潛移默化型[16]。Veblen曾提出窮人會模仿富人的消費模式，Tarade的模仿下降律指出社會下層人士有模仿社會上層人士的傾向，March也提到人們更愿意模仿那些可以代表最優(yōu)結(jié)果的行為。因而，同樣是消費行為，有的是模仿者，有的是被模仿者。據(jù)此，本文提出研究假設(shè)2。

H2：城鎮(zhèn)居民綠色農(nóng)產(chǎn)品消費的同群效應(yīng)存在明顯的異質(zhì)性

三、研究設(shè)計

考慮多數(shù)居民對農(nóng)產(chǎn)品的購買以社區(qū)附近的超市或生鮮店為主，雖然新冠疫情催發(fā)了新的購買方式，但基于對農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)挑選需要和個人習(xí)慣，居民仍主要采用傳統(tǒng)購買方式。因此，本文借鑒多數(shù)研究，以社區(qū)為群體展開調(diào)研?？紤]到消費者在綠色消費時時常言行不一，本研究隨機擇取調(diào)研者進行深度訪談，綜合兩種方法使居民綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為的調(diào)研資料更加全面。

(一)變量選取

1.被解釋變量

本文數(shù)據(jù)來源于問卷調(diào)查的結(jié)果，被解釋變量為目標(biāo)家庭綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為，用INcon表示，即“您一個月用于購買綠色農(nóng)產(chǎn)品所花費的支出”。為了研究消費者是否受其他家庭影響以及受影響的程度，本文借鑒文雯[17]的研究思路，采用兩個指標(biāo)度量：(1)目標(biāo)家庭是否購買綠色農(nóng)產(chǎn)品(INcon-d)，如果消費者當(dāng)月購買取值為1，否則為0；(2)家庭購買綠色農(nóng)產(chǎn)品的支出規(guī)模(INcon-s)，考慮少數(shù)家庭的綠色農(nóng)產(chǎn)品購買支出為0，將家庭綠色農(nóng)產(chǎn)品支出定義為：INcon-si=In(1+con-si)。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為同社區(qū)家庭綠色農(nóng)產(chǎn)品消費支出規(guī)模的均值。用Pcon表示，與被解釋變量對應(yīng)，該指標(biāo)的度量采用對應(yīng)被解釋變量的兩種方法：(1)同社區(qū)其他家庭是否購買綠色農(nóng)產(chǎn)品平均值(Pcon-d)；(2)同社區(qū)中除目標(biāo)家庭i以外，社區(qū)c范圍內(nèi)其他家庭平均消費支出(Pcon-s)。為保證對數(shù)化處理的合理性，借鑒余麗甜等(2018)的思路，對群體中其他家庭的平均綠色農(nóng)產(chǎn)品消費支出進行了加1化處理。具體見公式(1)。

(1)

3.控制變量和虛擬變量

參考以往相關(guān)研究，不同類型的居民對綠色消費行為存在較為顯著的差異[9]，本文選擇消費者的性別、年齡、受教育年限、婚姻狀況、家庭人均收入、家庭規(guī)模、家中是否有未成年子女為控制變量。對其中年齡、家庭人均收入取對數(shù)。為保證研究樣本因受共同的外部因素而表征出同一區(qū)域群體內(nèi)行為的一致性，本文引入地區(qū)虛擬變量，以減少由外部共同沖擊產(chǎn)生群體變化對同群效應(yīng)產(chǎn)生混淆。

(二)模型構(gòu)建

根據(jù)前述研究假設(shè)和研究目的，借鑒陳愛麗等[10]的研究思路，本文估計模型設(shè)定如下。

(2)

其中i、c、s分別表示消費者所在的家庭i、社區(qū)c和城市s。INcon為前述被解釋變量；Pcon為同群效應(yīng)，β1為核心變量參數(shù)，反映了同一社區(qū)中其他家庭的綠色農(nóng)產(chǎn)品消費支出對目標(biāo)家庭的影響程度。C是前述控制變量。D為社區(qū)的虛擬變量。

表1 變量定義

(三)數(shù)據(jù)來源

本文采用問卷調(diào)查方式選取河南省6地市(洛陽、許昌、安陽、新鄉(xiāng)、信陽和商丘)的城鎮(zhèn)家庭居民為研究對象，調(diào)查時間2021年3—6月，涵蓋6個地市的30個社區(qū)的1032個家庭人員，問卷包括個體、家庭以及社區(qū)共3個層次的社會數(shù)據(jù)。調(diào)查收回974份問卷，其中社區(qū)問卷收回最少的為24份，在收回的974份樣本中，有48個樣本未能及時觀察其購買行為，為失效樣本。對剩余的926個樣本進行再次篩選，剔除缺失樣本，共收回845份有效問卷。經(jīng)模型信度檢驗，該問卷的可信區(qū)間范圍及組合信度都滿足要求，且KMO和Bartlett球形檢驗結(jié)果也表明問卷的效度較好。

四、實證分析

(一)回歸結(jié)果分析

相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如下，消費者綠色農(nóng)產(chǎn)品購買支出與同群家庭綠色農(nóng)產(chǎn)品購買支出在均值、標(biāo)準(zhǔn)差、中位數(shù)以及大小值分布均較為接近，一定程度上體現(xiàn)出個體消費者購買支出與社區(qū)同群家庭綠色農(nóng)產(chǎn)品購買支出存在趨同。相關(guān)性分析結(jié)果表示，自變量之間的相關(guān)性總體不高(所有自變量中有3組高于0.5)，方差膨脹因子檢驗結(jié)果顯示平均VIF為2.36，遠小于10的臨界值，據(jù)此認(rèn)為變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性，適合做下一步分析。

考慮本文研究目的和數(shù)據(jù)特點，且已對部分消費支出為0的樣本進行處理，因而采用logit和OLS分別對模型回歸：其中l(wèi)ogit回歸以問卷中是否購買綠色農(nóng)產(chǎn)品(INcon-d)為被解釋變量，引入同社區(qū)其他家庭是否購買綠色農(nóng)產(chǎn)品平均值(Pcon-d)；OLS回歸以問卷中每月綠色農(nóng)產(chǎn)品支出金額加1后取自然對數(shù)(INcon-s)作為被解釋變量，引入每月同群其他家庭綠色農(nóng)產(chǎn)品購買支出經(jīng)對數(shù)化處理的變量(Pcon-s)為解釋變量。為探究不同分位數(shù)水平下同群效應(yīng)發(fā)揮的效果，本文借鑒謝東虹[16]的研究思路，同時也進行了分位數(shù)回歸，結(jié)果如下。

表2中第1列、第2列分別列示Logit回歸和OLS回歸的結(jié)果，Pcon的估計系數(shù)在1%的水平上均顯著為正，說明城鎮(zhèn)居民在綠色農(nóng)產(chǎn)品購買意愿和支出金額方面均存在較顯著的同群效應(yīng)(即社區(qū)家庭購買綠色農(nóng)產(chǎn)品支出每提高1個百分點，家庭的綠色農(nóng)產(chǎn)品購買支出增加0.325個百分點)，本文研究假設(shè)1得以驗證。

表2 綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為同群效應(yīng)回歸結(jié)果

分位數(shù)回歸的估計系數(shù)可以解釋為被解釋變量在特定分位點的邊際效應(yīng)，即在綠色農(nóng)產(chǎn)品不同的購買水平上，社區(qū)內(nèi)其他家庭購買支出對目標(biāo)家庭影響效應(yīng)大小及變化趨勢。表2中后3列研究結(jié)果顯示，社區(qū)內(nèi)其他家庭對綠色農(nóng)產(chǎn)品的購買支出顯著影響了目標(biāo)家庭的相應(yīng)支出，從三個分位點從小到大的變化趨勢上看，其影響系數(shù)先升后降呈倒U形分布，這表明購買水平介于中間的家庭群體更容易受其他群體的影響，即同群之間的社會互動更容易改變購買水平居中的消費群體的消費決策。

(二)分組檢驗結(jié)果分析

為了檢驗本文的研究假設(shè)2，探究哪些特質(zhì)的城鎮(zhèn)居民在購買綠色農(nóng)產(chǎn)品時更容易受影響，本文借鑒程誠[18]對社會經(jīng)濟地位的衡量方法，參考謝東虹等[16]的研究思路，采用分樣本的方法按照性別、年齡、社會經(jīng)濟地位(1)本文借鑒程誠對社會經(jīng)濟地位的測量方法：家庭成員受教育年限最大值、家庭成員職業(yè)取收入最高賦值、家庭年收入賦值，為消除指標(biāo)的背離程度，用父母受教育年限衡量家庭社會經(jīng)濟地位的異質(zhì)性。進行子樣本回歸，并對回歸系數(shù)進行了fisher檢驗，表3報告的綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為同群效應(yīng)分樣本檢驗結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)居民綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為存在顯著的群體差異，研究假設(shè)2得到驗證。

表3 城鎮(zhèn)居民綠色農(nóng)產(chǎn)品消費的分樣本回歸結(jié)果

從性別來看，在控制其他變量的情況下，社區(qū)平均綠色農(nóng)產(chǎn)品購買支出對女性消費者具有明顯的促進作用(即社區(qū)平均綠色農(nóng)產(chǎn)品購買支出每提高1個百分點，女性的綠色農(nóng)產(chǎn)品購買支出將提高0.467個百分點)，表明女性消費者更容易受社會互動的影響，這可能和女性樂于溝通和觀察、心思敏感等有較大關(guān)系。由年齡分組檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，青年消費者對周邊群體綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為反應(yīng)更為敏感(即社區(qū)平均綠色農(nóng)產(chǎn)品購買支出每增加1個百分點，中青年的購買支出將上升0.518個百分點)，除了前述網(wǎng)絡(luò)信息渠道因素之外，還可能是中青年地位相對較高、經(jīng)濟能力較強、社會互動較多[16]，因而更有可能購買較多的綠色農(nóng)產(chǎn)品。社會經(jīng)濟地位是影響個體消費的核心因素，回歸結(jié)果顯示社區(qū)平均支出的提高僅對中等社會群體有顯著的促進作用，而對社會經(jīng)濟地位較高和較低的群體影響均不顯著。究其原因可能是社會經(jīng)濟地位較高的群體在家庭預(yù)算方面基本不受限制，對綠色農(nóng)產(chǎn)品消費相對任性，拘束不大；而社會經(jīng)濟地位較低的消費者面對價格偏高的綠色農(nóng)產(chǎn)品則更偏愛于其替代品的優(yōu)惠價格，故較少受同社區(qū)其他居民消費行為的影響。

(三)穩(wěn)健性檢驗

個體與群體間行為互動的作用機制可能源于多個方面：由個體與群體之間的內(nèi)生互動產(chǎn)生的反射性問題干擾[10]、由同一背景特征產(chǎn)生的情境互動和由共同環(huán)境引起的關(guān)聯(lián)效應(yīng)[19]。但只有個體受群體影響的內(nèi)生互動才是同群效應(yīng)的唯一來源[20]。本文借鑒Zhang(2018)[3]的研究思路，即利用“同群家庭的同群家庭”構(gòu)造工具變量法對回歸結(jié)果再估計，其基本思路是具有相似特征的家庭在社區(qū)選擇上可能有相似的偏好，因而其居住于同一社區(qū)的概率也基本相近，進而檢驗具有相似特征的家庭是否具有相同的綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為，即以“同一縣區(qū)具有相似特征但不同社區(qū)的家庭做鄰居”再次回歸，結(jié)果與表3的回歸結(jié)果在方向和顯著性上基本一致，具有較好的穩(wěn)健性。

為確保研究結(jié)果更加穩(wěn)健，本文改變變量度量方式：(1)以家庭購買綠色農(nóng)產(chǎn)品支出占總生活支出比例替代綠色農(nóng)產(chǎn)品購買支出做相應(yīng)替換；(2)以同社區(qū)家庭綠色農(nóng)產(chǎn)品購買支出的中位數(shù)作為代理變量。仍然采用前述的回歸方法，結(jié)果顯示居民綠色農(nóng)產(chǎn)品購買支出的同群效應(yīng)依然顯著。

五、研究結(jié)論及建議

本文基于家庭問卷調(diào)查數(shù)據(jù)研究了城鎮(zhèn)居民綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為的同群效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)：(1)城鎮(zhèn)居民綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為存在明顯的社區(qū)同群效應(yīng)。通過工具變量和改變變量度量之后的回歸結(jié)果仍支持上述結(jié)論。且考慮社區(qū)居住的同群效應(yīng)之后，家庭人均收入顯著影響了消費者的綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為；受教育水平對居民綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為的影響也比較顯著。(2)不同性別、不同年齡段、不同社會經(jīng)濟地位的城鎮(zhèn)居民在綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為社區(qū)同群效應(yīng)上存在著較為明顯的差異。社會經(jīng)濟地位處于中間階層的中青年女性消費者的綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為更容易受同社區(qū)居民的影響。

本文拓展了綠色農(nóng)產(chǎn)品消費行為的影響因素和同群效應(yīng)的研究領(lǐng)域，為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展和生態(tài)文明建設(shè)提供了現(xiàn)實參考：(1)同群效應(yīng)對城鎮(zhèn)居民綠色消費行為的影響是雙面的，群體內(nèi)的家庭成員既可能通過信息共享、交換或傳播引導(dǎo)綠色消費行為，也可能成為綠色發(fā)展的風(fēng)險因素。企業(yè)和政府在刺激綠色消費的同時，要考慮社會互動對綠色農(nóng)產(chǎn)品消費的影響，以合理評估政策的實施效果。(2)企業(yè)和政府等相關(guān)部門應(yīng)充分關(guān)注在綠色農(nóng)產(chǎn)品消費方面對社會互動最敏感的社會群體，運用其中領(lǐng)跑者的消費實踐帶動相似群體的消費行為，實施積極引導(dǎo)、典型示范和政策引導(dǎo)，為綠色農(nóng)產(chǎn)品的消費營造良好的社會氛圍和生態(tài)環(huán)境。