四、实验的结果

（一）收入实验

在703份问卷反馈中，有部分的样本应该被剔除，那是因为在理性人和效用函数唯一性的假定下，受访者的选择应该呈现连续性，即他们从选择社会A转化为选择社会B之后不应该再重新选择社会A。这是由于问卷的设计使得在转折点之后，社会B的福利将始终高于社会A。有学者将这种现象归因于受访者的学习效应和劳累效应（learning and fatigue effects）。我们将这些观察值从总样本中剔除，剔除之后的实验结果由表4显示。

与阿尔皮扎等的实验所不同的是，本文区分了高差距组（组1）和低差距组（组2）的实验结果并进行了统计检验。对于组1来说，以γ衡量的比率型比较指标的中位数值坐落在区间0.499～0.765之间（δ在0.458～0.667之间），并且问卷回答的结果呈现单极化的趋势：27.3％的比率型比较指标大于1。这是区间比例最大的一组。分别以γ和δ衡量的平均比率型比较指标分别为0.597和0.518；对于组2来说，以γ衡量的比率型比较指标的中位数值坐落在区间0.499～0.765之间（δ在0.458～0.667之间），并且问卷回答的结果同样也呈现单极化的趋势：24.5％的比率型比较指标大于1。这也是区间比例最大的一组。分别以γ和δ衡量的平均比率型比较指标分别为0.326和0.818。对于组2来说，相较于组1，社会收入差距较小，因此人们不如A那样将收入视为炫耀性的商品，这从同时可以看出。

综上所述，对于组1和组2来说，坐落于比率型比较指标中位数区间的人数都是第二多的，并且社会A与社会B的相关结果不与收入分配有关。与此同时，考虑到数据类型为定性资料的单行有序的2×R列联表，本文采用Wilcoxon秩和检验，结果发现，统计量Z值为-0.102，相应的p值为0.904，这时可以由p值看出，组1和组2的差异在统计上十分不显著。据此说明收入实验中，问卷指标设置的不同对人们的选择影响不大，两个问卷的结果在很大程度上一致。

（二）消费实验

与收入实验类似，本文给出了组1和组2的实验结果，且进行了统计检验（这里全部采用Wilcoxon秩和检验，原因收入消费实验部分已经论述，在此不再赘述）。消费实验的结果由表5、表6、表7和表8显示。

观察结果，我们不难发现，在组1中，对于汽车，以γ度量的比率型比较指标的中位数值坐落在0.503～0.750区间里（δ在0.461～0.656区间内）；对于住房，以γ度量的比率型比较指标的中位数值坐落在0.236～0.467区间里（δ在0.230～0.434区间内）；对于保险，以γ度量的比率型比较指标的中位数值坐落在0.499～0.754区间里（δ在0.458～0.658区间内）；对于假期，以γ度量的比率型比较指标的中位数值坐落在0.236～0.500区间里（δ在0.222～0.444区间内）。

在组2中，对于汽车，以γ度量的比率型比较指标的中位数值坐落在0.503～0.750区间里（δ在0.461～0.656区间内）；对于住房，以γ度量比率型比较指标的中位数值坐落在0.467～0.707区间里（δ在0.434～0.625区间内）；对于保险，以γ度量的比率型比较指标的中位数值坐落在0.499～0.754区间里（δ在0.458～0.658区间内）；对于假期，以γ度量的比率型比较指标的中位数值坐落在0.236～0.500区间里（δ在0.222～0.444区间内）。

综上所述，从组1和组2的相关结果来看，B问卷回答的分布比A问卷回答的分布更加明显地呈现单极化趋势。从以γ值衡量的数据来看，组2的住房和假期这两项的γ值高于A的数值。这说明了组2设置的更窄的消费域宽，在很大程度上可能影响所选四种消费品的平均比率型比较指标。另外，对于组1，不论是以γ还是δ衡量收入的平均比率型比较指标，都要明显地高于消费的平均比率型比较指标。然而对于组2，以γ衡量收入的比率型比较指标低于消费的相关值，而以δ衡量的收入的数值则又明显地高于消费数值。我们可以看到，不论是组1还是组2，汽车和住房的区间大都高于保险和假期的区间。这是我们预计的，汽车和住房比保险和假期更具有地位表征性。与此同时，组1的消费品边际炫耀度的平均区间也显著高于组2。这是由于组1中的社会收入不平等程度更高，人们对更高社会地位的追求更加强烈，财富积累的激励也越强，相应地，对自己在周围社会范围内的收入排序和相对消费量也更加在意。

此外，从统计检验的结果来看（见表9），除了组1和组2的住房在5％显著性水平下存在统计差异以外，其他的消费品如汽车、保险和假期的问卷设置差异都不显著。据此，笔者发现，在大宗且炫耀性商品的消费上，人们消费决策的一致性将受到影响。这也许能或多或少地为房地产市场上的非理性消费提供一定的理论支持。

（三）可能的偏误

许多学者已经发现，有些受访者一律以一种十分简单的方式来选择问卷的答案，而实际上他们潜在的真正偏好可能十分复杂。这往往能让实验人员得到一些十分极端的异常数据。我们称这种偏误为“编纂策略”（lexicographic strategy）。^[26]另外一种可能的解释是人们拥有获得自我形象的一种动机。阿克洛夫（Akerlof）和克兰顿（Kranton）发现个人的自我形象能够解释许多人们的行为。^[27]如果个人采用了关心或不关心相对收入地位这样一种自我形象，那么编纂性的回答（lexicographic responses）也就显得合理了。

另外，许多人感觉他们不应该关注相对收入和相对消费。这很有可能导致问卷的回答里包含了系统偏误，即他们也“一厢情愿”地认为他们的子孙后代也不应该在乎相对收入和相对消费。在表10中，笔者给出了移除编纂效应的结果。

注：括号中的数字是以δ表示的添加型比较指标的对应数值。

从表10中我们可以看出，在移除了非炫耀性因素的观测值之后，以γ衡量的平均比率型比较指标明显上升；在移除了高炫耀性因素的观测值之后则明显下降。这十分明显地告诉我们，在移除了某一部分的因素以后，另一部分的因素在影响居民消费决策时所占的比重将会相应地上升，具体体现在γ所测度的边际炫耀度随着炫耀性因素的剔除而下降，随着非炫耀性因素的剔除而上升。这是符合γ本身的参数意义的。

（四）地位表征程度的决定因素

1.消费品本身的异质性

为了检验不同消费品之间的炫耀度的估计值是否存在显著差异，本文采用卡方检验。结果见表11。

注：*表示在10％显著性水平下显著，**表示在5％显著性水平下显著，***表示在1％显著性水平下显著。

卡方检验结果显示，对于组1，所有的结果在1％的水平上显著；对于组2，我们无法拒绝住房相对于汽车及保险相对于汽车的潜在同分布的零假设，同时在1％的显著性水平下不能拒绝而在5％的显著性水平下可以拒绝保险相对于房产的零假设，在组2中除了以上三项外，其他的在1％的水平上都能够拒绝。

2.受访者个人的异质性

接下来，我们所关心的问题就是到底哪些因素能够影响人们的炫耀程度。本文采用分区间回归的方法，但是仍然难以避免顺序效应（order effects）和计数效应（enumerator effects）。这将成为实验设计以后可以改进的地方。白雪梅从实证的角度出发，认为居民受教育程度可以在很大程度上影响个人收入排序。^[28]所以在数据分析时，笔者也考察了职业、受教育程度和性别对居民个人收入的影响。回归结果见表12。

注：*表示在10％显著性水平下显著，**表示在5％显著性水平下显著，***表示在1％显著性水平下显著。（1）由于Wilcoxon秩和检验显示住房的回答在组1和组2之间存在统计上显著的差异，所以回归时“住房”应该分开列表回归；（2）这里的“职业”是为了分析个人是否是学生从而影响炫耀度而设置的哑变量，非学生为0，学生为1；（3）本文区分“收入”和“收入水平”两个变量，前者是指受访者基本信息中的收入，后者是指问卷中设置的假想的收入。

根据回归结果，我们不难发现：（1）一般来说，不论是组1还是组2的回归结果都显示，男性比女性更加在意炫耀性消费品的消费。他们更加关心个人在社会中的相对地位的排序；（2）不论是对炫耀性消费品还是对非炫耀性消费品来说，个人的受教育程度在很大程度上影响着他们的消费行为决策；（3）学生更加倾向于将收入水平看作炫耀性消费品，对于这一现象，可能的解释是由于学生大部分时间处于一个相对隔离的社会环境——校园，因此汽车和住房等其他消费品对其个人效用的贡献不明显，而收入水平却与学生的生活息息相关，例如父母每月供给他们上学所支付的费用。