劉慶坤 朱喜

摘?要：?運(yùn)用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村家庭的炫耀性消費(fèi)支出比例顯著高于城鎮(zhèn)家庭，且這一結(jié)果隨時間變化比較穩(wěn)健。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，在考慮了家庭參照群體的平均收入之后，城鄉(xiāng)炫耀性消費(fèi)差異不再顯著，且參照群體的平均收入對家庭炫耀性消費(fèi)的影響顯著為負(fù)。這很可能來源于家庭為尋求社會地位而消費(fèi)的動機(jī)，更高的社會地位意味著更多的財富和帶來更高的收益。炫耀性消費(fèi)充當(dāng)了家庭社會地位的信號，向其參照群體傳遞了自身的收入水平狀況，參照群體的平均收入越低，消費(fèi)者尋求社會地位的消費(fèi)動機(jī)越強(qiáng)。農(nóng)村家庭參照群體的平均收入較低，所以其尋求社會地位的動機(jī)更強(qiáng)、炫耀性消費(fèi)水平更高。因此，尋求社會地位的消費(fèi)動機(jī)是城鄉(xiāng)炫耀性消費(fèi)差異的主要原因。

關(guān)鍵詞：?炫耀性消費(fèi);城鄉(xiāng)差異;社會地位尋求

中圖分類號：?F 063.2

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

The Difference Between Urban and Rural ConspicuousConsumption and Social Status Seeking

LIU Qingkun?ZHU Xi

（Antai College of Economics & Management， Shanghai Jiao Tong University， Shanghai 200030， China）

Abstract： Using the data from Chinese Family Panel Studies，this paper finds that the conspicuous consumption proportion of rural households is significantly higher than that of urban households ， and this difference is relatively stable over time; further research found that after considering the average income of family reference groups， the difference between urban and rural conspicuous consumption is no longer significant， and the impact of the average income of the reference group on household conspicuous consumption is significantly negative. This is likely to stem from the motivation of the family to consume for social status. Higher social status means more wealth and higher returns. Conspicuous consumption acts as a signal of family social status and conveys its income level to its reference group. The lower the average income of the reference group， the stronger the consumer′s motivation to seek social status. Rural household reference groups have lower average income， so their motivation to seek social status is stronger， and the level of conspicuous consumption is higher. Therefore， the consumer motivation for seeking social status is the main reason for the difference in urban and rural conspicuous consumption.

Key words： conspicuous consumption; differences between urban and rural; social status seeking

1?數(shù)據(jù)和變量

1.1?數(shù)據(jù)來源

本文以中國家庭追蹤調(diào)查（China family panel studies，CFPS）數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進(jìn)行實(shí)證分析，并使用中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。CFPS樣本總共覆蓋了中國25個省級行政區(qū)，包括162個縣的14798戶家庭，調(diào)查對象包含樣本家庭中的全部家庭成員，共收集了個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)。該項調(diào)查首先于2008年和2009年在北京、上海、廣東三個地方進(jìn)行，后于2010年開展正式調(diào)查。經(jīng)2010年基線調(diào)查，界定出來所有基線家庭成員及其今后的血緣/領(lǐng)養(yǎng)子女將作為CFPS的基因成員，成為永久追蹤對象。CFPS調(diào)查問卷共有社區(qū)問卷、家庭問卷、成人問卷和少兒問卷四種主體問卷類型，數(shù)據(jù)中包括家庭所在社區(qū)的設(shè)施狀況以及被調(diào)查家庭的各項收入、支出和資產(chǎn)狀況，每個家庭成員的基本信息如性別、年齡、婚姻狀況、受教育水平、政治身份和職業(yè)等。該項調(diào)查每兩年追蹤一次，本文使用的數(shù)據(jù)是2010年、2012年和2014年的調(diào)查數(shù)據(jù)。

中國家庭收入調(diào)查（CHIP）是由北京師范大學(xué)中國收入分配研究院主導(dǎo)、中外研究者共同組織并在國家統(tǒng)計局的協(xié)助下完成的，到目前共進(jìn)行了五輪全國性調(diào)查，共收集了1988年、1995年、2002年、2007年和2013年的家庭收支信息。由于該項調(diào)查是在國際合作的框架下進(jìn)行的，數(shù)據(jù)質(zhì)量和代表性受到了廣泛的認(rèn)可，是研究城鄉(xiāng)居民收入分配相關(guān)課題的重要微觀數(shù)據(jù)來源。2002年的調(diào)查總共包括三個部分：城鎮(zhèn)住戶調(diào)查、農(nóng)村住戶調(diào)查和流動人口調(diào)查。調(diào)查的內(nèi)容包括家庭成員人口統(tǒng)計學(xué)信息、戶籍、教育、健康、居住情況、社會保障狀況等，以及家庭收入、財產(chǎn)、支出等信息。由于2002年的數(shù)據(jù)庫中家庭消費(fèi)支出分類與CFPS的數(shù)據(jù)庫較為匹配，且時間上與上述實(shí)證分析使用的CFPS數(shù)據(jù)有較長的跨度，這有利于觀察實(shí)證結(jié)果在時間上的穩(wěn)健性，所以我們選擇了2002年的數(shù)據(jù)做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.2?變量定義

根據(jù)中國居民的消費(fèi)特點(diǎn)并參考Charles（2009）對炫耀性消費(fèi)的研究，本文將社交中可見性較高且能夠體現(xiàn)社會經(jīng)濟(jì)地位的消費(fèi)品（衣著、煙酒、汽車）作為研究對象，定義其為“可見性消費(fèi)”，并作為炫耀性消費(fèi)的代理變量。而且Heffetz & Ori（2011）的研究有力地解釋了可見性消費(fèi)作為炫耀性消費(fèi)代理變量的合理性，商品的可見性越高，消費(fèi)者的消費(fèi)意愿就越強(qiáng)。另外，由于我們更關(guān)注家庭可見性消費(fèi)支出比例的變化，本文在回歸中對收入、消費(fèi)、資產(chǎn)等數(shù)據(jù)均采用取對數(shù)的方法。在考慮數(shù)據(jù)完整性并剔除缺失值和極端異常值后，我們共獲得CFPS2010、CFPS2012、CFPS2014和CHIP2002的樣本分別為8702個、5879個、8135個和11943個。數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計見表1。

需要說明的是，由于不同年份消費(fèi)支出調(diào)查類別的不一致性，可見性消費(fèi)的定義有所差異：2002年為衣著、煙酒與交通支出之和;2010年為衣著與交通支出之和;2012年為衣著、煙酒與汽車支出之和;2014年為衣著、汽車與交通支出之和。 此外，由于將參照組收入水平定義為家庭所在地區(qū)的平均收入數(shù)據(jù)，因此本文還需要各省份的農(nóng)村和城鎮(zhèn)地區(qū)家庭平均收入。為避免回歸時變量之間測量誤差的相關(guān)性，本文使用了國家統(tǒng)計局2002年、2010年、2012年和2014年城鄉(xiāng)家庭人均收入數(shù)據(jù)作為CFPS數(shù)據(jù)的補(bǔ)充。

2?實(shí)證模型

2.1?炫耀性消費(fèi)城鄉(xiāng)差異實(shí)證模型

根據(jù)持久收入消費(fèi)理論，家庭消費(fèi)應(yīng)該與其永久收入正相關(guān)。因此，家庭永久收入應(yīng)作為主要的控制變量。但是中國家庭追蹤調(diào)查收集的是家庭的當(dāng)年收入，因此需要找到一個家庭永久收入的代理變量。Friedman（1957）基于永久收入假說提出了消費(fèi)與永久收入的相關(guān)性證據(jù)，并驗(yàn)證了消費(fèi)與永久收入固定的函數(shù)關(guān)系?；诖?，本文將消費(fèi)支出作為永久收入的代理變量。

然而，用家庭總消費(fèi)性支出作為永久收入的代理變量存在兩個問題：一方面由于可見性消費(fèi)是家庭消費(fèi)性支出的一部分，用消費(fèi)性支出作為控制變量存在內(nèi)生性的問題;另一方面可見性消費(fèi)的測量誤差可能和總消費(fèi)性支出的測量誤差存在相關(guān)性，從而導(dǎo)致內(nèi)生性問題及估計結(jié)果不準(zhǔn)確。為了解決上述問題，本文采用工具變量回歸模型。此外，家庭的人口規(guī)模、資產(chǎn)及戶主信息等變量也影響家庭消費(fèi)，鑒于此，本文構(gòu)建了如下的實(shí)證模型：

ln （visiblei）=β0+β1 rurali+β2ln （fexpi）+Xi θ+μi（1）

ln （fexpi）=γ0+γ1 ln（finci）+γ2 finci+γ3 finc_si+γ4finc_ci+γ5hhedui+εi（2）

其中：visiblei代表家庭的可見性消費(fèi);rurali是虛擬變量，值為1時代表農(nóng)村戶口，值為0時代表城鎮(zhèn)戶口;fexpi是家庭消費(fèi)性支出;finci是家庭當(dāng)年收入;finc_si是家庭當(dāng)年收入的平方;finc_ci是家庭當(dāng)年收入的三次方;hhedui是家庭戶主的受教育年限;Xi是包含家庭規(guī)模、家庭凈資產(chǎn)、戶主性別、年齡、婚姻狀況、政治身份和健康狀況的一系列控制變量;μi代表擾動項;系數(shù)β1估計的是城鄉(xiāng)炫耀性消費(fèi)的差距。模型中工具變量的選擇借鑒了Charles et al.（2009）的研究采用的方法，他們的研究采用Kernel Density Estimation方法驗(yàn)證了工具變量估計出的永久收入數(shù)據(jù)與統(tǒng)計調(diào)查獲得的永久收入數(shù)據(jù)的密度估計圖具有較好的相似度，說明了使用家庭消費(fèi)性支出作為代理變量并采用工具變量回歸的方法能夠很好地解釋永久收入。此外，根據(jù)持久收入消費(fèi)理論，居民消費(fèi)不取決于現(xiàn)期收入的絕對水平，利用家庭數(shù)據(jù)進(jìn)行參數(shù)估計時采用當(dāng)年收入的三次多項式作為工具變量要比二次多項式具有更好的擬合優(yōu)度。因此，我們認(rèn)為使用家庭當(dāng)年收入的三次多項式構(gòu)造的工具變量是有效的。

2.2?社會地位尋求動機(jī)實(shí)證模型

由上文的討論可知，炫耀性作為一種信號向參照群體反映了家庭的財富或者能力，低收入階層出于尋求社會地位的動機(jī)更愿意消費(fèi)炫耀性商品?；诖?，我們應(yīng)該關(guān)注家庭炫耀性消費(fèi)與其參照群體收入水平的關(guān)系。為此，利用如下的回歸方程進(jìn)行估計：

ln （visiblei）=β0+β1 ln （mfinci）+β2ln （fexpi）+Xi θ+μi（3）

其中：mfinci為家庭所在地區(qū)的家庭平均收入;fexpi為家庭總消費(fèi)性支出，仍采用式（1）中工具變量的方法，其他控制變量Xi與式（1）也相同;系數(shù)β1代表了家庭可見性消費(fèi)與當(dāng)?shù)丶彝テ骄杖胫g的關(guān)系。若社會地位尋求動機(jī)是影響炫耀性消費(fèi)的重要因素，那么我們可以預(yù)期β1的符號為負(fù)，且這一結(jié)果不僅存在于城鄉(xiāng)家庭總體樣本中，也分別存在于城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭子樣本中。

若上述結(jié)論成立，那么當(dāng)我們控制了城鄉(xiāng)家庭參照群體的收入水平后，城鄉(xiāng)炫耀性消費(fèi)的差異將減弱甚至不再顯著。為此，我們加入家庭參照群體的平均收入重新估計，回歸方程（1）變?yōu)?/p>

ln （visiblei）=β0+β1 rurali+β2 ln（mfinci）+β3 ln（fexpi）+Xi θ+μi（4）

其中：rurali為城鄉(xiāng)虛擬變量;mfinci、fexpi和Xi的定義與式（3）相同。

3?城鄉(xiāng)家庭可見性消費(fèi)差異

通過對方程式（1）的回歸，我們估計了城鄉(xiāng)家庭在炫耀性消費(fèi)上的差異?；貧w中，因變量是家庭可見性消費(fèi)的對數(shù)值。為檢驗(yàn)選取的代理變量和工具變量的合理性，我們采取分步回歸的方法，逐步加入控制變量并觀察系數(shù)的變化。通過對2010年、2012年、2014年數(shù)據(jù)的回歸，得到了如下的結(jié)果。

3.1?基本結(jié)果

表2的回歸結(jié)果表明農(nóng)村家庭的炫耀性消費(fèi)支出比例更高。以下回歸結(jié)果為解釋變量是否為農(nóng)村家庭虛擬變量的系數(shù)。盡管由于炫耀性消費(fèi)定義存在差別而導(dǎo)致不同年份估計值有一定的差異，但是各年份回歸結(jié)果都表明加入相關(guān)控制變量后，農(nóng)村家庭炫耀性支出比例顯著高于城鎮(zhèn)家庭。

由表2可知：第一行的回歸中未加任何控制變量，此時城鄉(xiāng)虛擬變量的系數(shù)為負(fù)值，是由于農(nóng)村家庭的收入遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)家庭，因而在炫耀性消費(fèi)上的支出要低于農(nóng)村家庭;在第二行中，我們控制了家庭當(dāng)年收入，可以看到此時系數(shù)明顯變小了，但是由于消費(fèi)主要和家庭永久收入而非家庭當(dāng)年收入相關(guān)，所以此時系數(shù)仍為負(fù)數(shù);在第三行中，在用家庭總消費(fèi)支出作為家庭永久收入的代理變量后，城鄉(xiāng)虛擬變量的系數(shù)變?yōu)檎龜?shù)，說明家庭總消費(fèi)支出對可見性消費(fèi)有顯著影響;在第四行中，為解決第三行回歸中的內(nèi)生性和測量誤差相關(guān)性的問題，采用工具變量回歸的方法，此時系數(shù)顯著變大了;在第五行中，當(dāng)我們加入戶主的相關(guān)信息等其他控制變量進(jìn)行回歸時，結(jié)果沒有發(fā)生很大的變化。正如我們所預(yù)期的那樣，在所有年份的回歸中，在控制家庭永久收入、凈資產(chǎn)和戶主特征等變量后，農(nóng)村家庭可見性消費(fèi)支出比例高于城鎮(zhèn)家庭，且均在1%的水平上顯著。

根據(jù)居民預(yù)算約束，如果農(nóng)村家庭在炫耀性消費(fèi)上支出比例更多，那么它在其他消費(fèi)類別上的支出比例將會更少。于是我們利用同樣的方法估計了城鄉(xiāng)家庭在其他消費(fèi)類別上的差異，回歸結(jié)果如表3所示。從表3中可以看出，除了在家具消費(fèi)上農(nóng)村家庭的支出比例高于城鎮(zhèn)居民外，在其他消費(fèi)類別上的支出比例都要低于城鎮(zhèn)居民，而家具消費(fèi)也具有一定的可見性，這與我們的預(yù)期一致。

另外，由于汽車消費(fèi)具有特殊性，且在可見性消費(fèi)方面非常具有代表性，因此我們單獨(dú)估計了城鄉(xiāng)家庭在汽車消費(fèi)上的差異。由于因變量為虛擬變量——家庭是否擁有汽車，所以我們采用Probit模型，仍采用上述工具變量回歸方法，結(jié)果見表4。

表4的回歸結(jié)果表明在控制家庭永久收入、家庭資產(chǎn)及家庭規(guī)模等變量后，農(nóng)村家庭的汽車消費(fèi)比例高于城鎮(zhèn)家庭，且在5%以上的水平上顯著。正如我們上文討論的，汽車消費(fèi)在可見性方面具有很強(qiáng)的代表性，這也從側(cè)面說明在不考慮參照群體收入水平的情況下，農(nóng)村家庭的可見性消費(fèi)支出比例顯著高于城鎮(zhèn)家庭。

4?社會地位尋求動機(jī)

第四部分的實(shí)證結(jié)果表明，農(nóng)村家庭的可見性消費(fèi)支出比例要高于城鎮(zhèn)家庭，這部分我們將探討這種差異背后的主要驅(qū)動因素。

首先我們驗(yàn)證了地位信號模型的推論——可見性消費(fèi)與其參照群體的平均收入顯著負(fù)相關(guān)。根據(jù)該推論，這種負(fù)相關(guān)關(guān)系不僅存在于城鄉(xiāng)總體樣本中，也應(yīng)該分別存在于城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭子樣本中。基于這種預(yù)期，我們估計了回歸方程（2），得到了參照家庭平均收入的系數(shù)β1，具體見表5。

表5中的實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了我們的預(yù)期，家庭可見性消費(fèi)與其參照群體平均收入顯著負(fù)相關(guān)，而且對比城鎮(zhèn)樣本，這種負(fù)相關(guān)在農(nóng)村地區(qū)更為明顯。我們認(rèn)為這主要是由于城鎮(zhèn)家庭的社會地位尋求動機(jī)主要來源于城市內(nèi)部的收入差距，而農(nóng)村家庭的地位追求動機(jī)不僅來源于農(nóng)村內(nèi)部的收入差距，還來源于城鄉(xiāng)之間的收入差距。正如前文的分析，家庭提高可見性消費(fèi)支出比例的目的是向外界發(fā)出信號，突出自己在參照群體中的經(jīng)濟(jì)地位，從而獲得額外的效用，而當(dāng)參照家庭平均收入上升時，這種動機(jī)就會減弱?；谝陨系慕Y(jié)果，我們說明了社會地位尋求動機(jī)是可見性消費(fèi)的主要影響因素這一結(jié)論。

其次，為了進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)論，我們把家庭所在地區(qū)家庭平均收入加入第四部分城鄉(xiāng)可見性消費(fèi)差異的回歸中。如果該結(jié)論成立，那么回歸中城鄉(xiāng)家庭可見性消費(fèi)差異應(yīng)該減弱甚至消失。據(jù)此，我們估計了回歸方程式（3），得到的結(jié)果見表6。

表6的結(jié)果與我們的預(yù)期一致，在控制了家庭所在地區(qū)的家庭平均收入后，城鄉(xiāng)虛擬變量的系數(shù)明顯減小，并且不再顯著，而參照家庭平均收入的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)。結(jié)果表明家庭參照群體的收入水平?jīng)Q定了其可見性消費(fèi)水平。這可以由社會地位尋求動機(jī)來解釋：農(nóng)村家庭所在的地區(qū)收入水平更低，因而居民有更強(qiáng)烈的動機(jī)消費(fèi)可見性商品，以獲得其參照群體對自己經(jīng)濟(jì)地位的認(rèn)可，所以當(dāng)我們控制了城鄉(xiāng)家庭參照群體的收入水平后，可見性消費(fèi)的差異也就不再顯著。據(jù)此，我們認(rèn)為社會地位尋求動機(jī)影響了家庭的可見性消費(fèi)決策。

5?穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文的分析表明：1）社會地位尋求動機(jī)是家庭可見性消費(fèi)的主要影響因素;2）城鄉(xiāng)家庭的可見性消費(fèi)差異主要源于城鄉(xiāng)家庭參照群體的平均收入差距，且這一結(jié)果在不同的年份中是穩(wěn)健的。這一研究為地位信號模型提供了有力的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。那么這一經(jīng)驗(yàn)證據(jù)是否只是存在于特定的數(shù)據(jù)中，或者在較大的時間跨度上穩(wěn)健嗎？為此，在本部分我們利用2002年中國家庭收入調(diào)查（CHIP）數(shù)據(jù)進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

我們首先估計了城鄉(xiāng)家庭的可見性消費(fèi)差異，即估計了式（1），得到的結(jié)果如表7所示。

表7中第5列的城鄉(xiāng)虛擬變量系數(shù)顯著為正，表明農(nóng)村家庭的可見性消費(fèi)支出比例比城鎮(zhèn)家庭更高。

正如前文所述，如果社會地位尋求動機(jī)是可見性消費(fèi)的主要影響因素，那么家庭可見性消費(fèi)應(yīng)該與其參照群體的平均收入呈負(fù)相關(guān)，且這種關(guān)系不僅存在于總體樣本中，也分別存在于城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本中。如果該參照群體的平均收入水平解釋了城鄉(xiāng)家庭的可見性消費(fèi)差異，那么當(dāng)我們控制了家庭參照群體的平均收入后，城鄉(xiāng)可見性消費(fèi)差異應(yīng)當(dāng)減弱甚至不再顯著。基于此，我們估計式（2）和（3），結(jié)果如表8所示。

由以上結(jié)果可知，家庭可見性消費(fèi)確實(shí)與其參照家庭平均收入顯著負(fù)相關(guān)，參照家庭平均收入上升1個百分點(diǎn)，家庭可見性消費(fèi)就下降0.57個百分點(diǎn)。另外，在表9的回歸結(jié)果中，可以發(fā)現(xiàn)當(dāng)逐步加入控制變量，直至控制了參照家庭平均收入后，城鄉(xiāng)虛擬變量的系數(shù)逐漸減小，且其顯著性的變化與我們的實(shí)證結(jié)果一致，這說明我們的實(shí)證結(jié)果具有很好的穩(wěn)健性。

6?結(jié)論

基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，本文以可見性消費(fèi)作為炫耀性消費(fèi)的代理變量來探討城鄉(xiāng)家庭炫耀性消費(fèi)差異及其動因。研究發(fā)現(xiàn)：1）在控制家庭永久收入后，農(nóng)村家庭在炫耀性消費(fèi)上的支出比例顯著高于城鎮(zhèn)家庭;2）這種城鄉(xiāng)差異在不同的年份中保持穩(wěn)定，且這種差異不能夠被家庭凈資產(chǎn)、家庭規(guī)模、戶主特征等傳統(tǒng)變量所解釋;3）當(dāng)回歸考慮到參照群體的收入水平對炫耀性消費(fèi)的影響時，城鄉(xiāng)家庭的炫耀性消費(fèi)差異消失，且參照群體的平均收入對家庭炫耀性消費(fèi)的影響顯著為負(fù)。我們認(rèn)為這與家庭為尋求社會地位而消費(fèi)的動機(jī)有關(guān)，具有更高社會地位的群體容易獲得更多的社會資源從而獲得更高的效用，炫耀性消費(fèi)作為消費(fèi)者財富和能力的一種信號成為了消費(fèi)者謀求更高社會地位的工具。具體來講，參照群體的平均收入越低，消費(fèi)者尋求社會地位的消費(fèi)動機(jī)越強(qiáng)，炫耀性消費(fèi)水平也就越高，所以尋求社會地位的消費(fèi)動機(jī)很好地解釋了農(nóng)村居民家庭的炫耀性消費(fèi)的支出比例顯著高于城鎮(zhèn)家庭，是炫耀性消費(fèi)的重要影響因素。我們的結(jié)論為炫耀性消費(fèi)研究領(lǐng)域中的地位信號模型提供了來自中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文的研究對更好地改善中國居民的消費(fèi)現(xiàn)狀有一定的幫助：1）減少民間浪費(fèi)的手段不能局限在教育上，政府應(yīng)該更多地關(guān)注如何縮小地區(qū)間的收入差距和消除城鄉(xiāng)居民社會地位上的差異，例如制定城鄉(xiāng)共同富裕的政策和取消城鄉(xiāng)二元戶籍制度等;2）消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級和刺激內(nèi)需不能僅停留在增加居民收入和鼓勵居民消費(fèi)上，政府應(yīng)該為社會各階層提供更多均等的發(fā)展機(jī)會，提高社會流動性，避免社會階層固化，從而達(dá)到弱化社會各階層的地位差異和改善居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的目的。

未來的研究方向可以從行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度探討參照群體收入水平對炫耀性消費(fèi)的影響路徑或者探究消費(fèi)不平等對炫耀性消費(fèi)的影響。最后，我們的研究在數(shù)據(jù)的獲取和變量的定義上有一定的限制，使得結(jié)果可能有一定的局限和偏誤，有待后續(xù)的研究進(jìn)一步完善。

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