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摘要：文章在定性分析农村老年人养老居住安排的同群效应基础上，利用2011年与2013年中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据，采用二元Logit模型，实证分析了农村老年人养老居住安排的同群效应。结果显示，在控制农村老年人日常生活能力、个人特征、子女特征后，同村老年人与子女居住的占比对老年人选择与子女居住的养老居住安排有显著正效应，说明具有明显的同群效应，同时，稳健性检验表明该结论是稳健的。
关键词：同群效应；居住安排；CHARLS
截止至2014年年底，中國65岁及以上人口接近1.38亿，占当年全国总人口的10.06%，在中国进入老龄化社会15年后，老龄人口比超过国际老龄化标准3%以上，增长率超过四成。随着老年人口比重增长，中国的养老问题日趋严峻。养老问题中的一个重要方面是“谁来养”的问题，即负责老年人的赡养主体为何。中国传统家庭以孝道思想与亲子关系为纽带，子女成为养老中的重要角色，子女参与的家庭养老成为老年人养老的一种主要养老模式，在农村家庭，以子女与老年人为主体的家庭养老受到许多关注。在由老年人及其子女构建的双向代际关系的更替传承中，子女与老年人在养老中依然处于重要地位。
养老居住安排是养老的一种具体表现，老年人与子女同住时，子女向老年人提供经济支持、生活照料和情感慰藉。程翔宇研究指出整体而言，与子女共同居住的老年人生活质量最好，且家庭支持与社会支持均能显著提高老年人生活质量。但是，随着家庭规模日益小型化、核心化，共同居住难以实现、家庭支持逐渐弱化，老年人因而对社会支持和社会化养老机构的需求将与日俱增。老年人养老居住安排在城市与农村发生相应调整，不同的养老居住安排下老年人的生活质量存在明显差异。城乡差距进一步促使有社会或机构养老需求的农村老年人无法支付相应费用，养老资源配置不合理，生活质量下降。
国内外学者对老年人养老居住安排的影响因素有许多研究。作为健康表征的日常生活活动能力和日常生活利用工具能力是影响老年人养老居住安排的重要变量。许多研究表明，子女特征，包括子女的年龄、数量、受教育程度、婚姻状况和性别，会对老年人养老居住安排产生显著影响。此外，年龄、性别、婚姻状况、所属地域和家庭收入这类个人特征也会对老年人的养老居住安排产生重要作用。从已有研究中可以看出，很少有专门针对老年人养老居住安排的同群效应研究，有鉴于此，本文基于是否与子女居住的角度，定性与定量分析农村老年人养老居住安排的同群效应。
同群效应（Peer Effects）源于教育学的相关问题研究，随着时间推移，同群效应在经济学、社会学等领域也受到广泛关注。由于信息不对称、欲规避风险，心理偏好以及人与人之间的相互影响，群体中的个人会出现模仿行为，即倾向于模仿同伴群体中的大部分人的行为选择。信息不充分的情况下，人们通过观察他人的行为来收集信息，使自己的行为趋同于他人的行为，这可使自己在信息不完全条件下获得最大效用。
同群效应的作用机制主要有三方面：1.内源互动作用，一个决策者的行为偏好在某种程度上随着群体的行为而变化；2.前后关系相互作用，一个决策者某种方式行为倾向会随着群体成员的外在特征而变化；3.相关效应，在同一群体中的一个决策者往往因为与群体成员有相似的个人特征或制度环境而有相似的行为表现。
在同村范围内，农村老年人在相同的自然环境和社会环境中长期生活，形成具有相似村规习俗的同伴群体。群体间的交流较为密切，在村内村规习俗的引导下，同村的农村老年人逐渐在行为上形成偏好，使群体中的个体进行行为模仿，进而向群体偏好趋近。随着社会变迁，农村的家庭结构发生变化，是否与子女居住成为划分养老居住安排的重要依据之一。相对于城市，农村地区的信息传递较为迟缓，不同地区的村子的信息传递情况存在差异。在对养老居住安排进行决策时，农村老年人通过同伴群体间的信息交互，以同村老年人的平均养老居住安排情况为参照，向多数同村老年人的养老居住安排靠拢，减少个体与群体养老居住安排的差异，从而降低个体与群体养老居住安排差异带来的风险。同村的农村老年人中存在同群效应的作用条件。
（一）模型与变量
本文采用二元Logit模型：
ln=β0+β1COGi+β2X1i+β3X2t+Xβ+ui（1）
其中，p（Yi=1）表示i位农村老年人与子女居住的概率；COGi为同群效应变量，用除老年人之外，选择与子女居住的同村老年人占该村所有老年人的比例表征；X1i为i位农村老年人日常生活能力变量，X1i=1表示老年人在穿衣、洗澡、吃饭、下床、如厕、控制大小便方面没有困难，X1i=0表示老年人在上述6项日常行为之一有困难或无法完成；X2t表示i位农村老年人的日常生活利用工具能力变量，X2t=1表示老年人的家务、做饭、购物、管理钱财、打电话等方面没有困难，X2t=0表示老年人在上述日常生活利用工具能力的日常行为之一有困难或无法完成；X为其它控制变量，包括老年人年龄；性别；老年人子女的最小年龄；老年人子女的最大年龄；老年人子女的数量；老年人子女的最低受教育程度；老年人子女的最高受教育程度；农村老年人的已婚子女数量；老年人家中男孩占子女数量的比例；婚姻状况；老年人家庭年收入；老年人所在的地区。
（二）数据来源
本文研究所用数据源自北京大学发展研究院中国健康与养老追踪调查项目（CHARL）2011年与2013年问卷调查，调查覆盖全国28个省（自治区/直辖市）。该调查每两年开展一次，主要受访者年龄在45岁及以上，运用多阶段抽样法，于市、村（区）各级单位采用PPS抽样法抽取150个县级单位，450个村（社区）级单位。2年调查的总样本量约3.5万，其中，农村样本约2万，农村样本中删除本文涉及变量的缺失样本，得到6038个样本。 （三）回归结果
本文采用STATA12.0软件对模型（1）进行了估计，表1报告了估计结果。结果显示，在控制了农村老年人日常生活能力、个人特征、子女特征后，同村老年人与子女居住的占比对老年人与子女居住的养老居住安排有显著正效应，即，同村老年人选择与子女居住的占比越高，老年人与子女居住的概率越大。农村老年人养老居住安排中的同群效应作用明显。
考虑到农村老年人是养老中的重要主体，农村老年人与子女居住，可能更多受到地来自本人意愿而非受同群效应的影响，即农村老年人养老居住安排中可能并不存在显著的同群效应。为验证此问题，在模型（1）中加入老年人居住意愿变量，考察同群效应变量是否仍然显著。
（一）模型检验
在模型（1）基础上加入老年人居住意愿变量：
ln=β0+β1RIi+β2COGi+β3X1i+β4X2t+Xβ+ui（2）
其中，RIi为i位老年人的居住意愿变量，RIi=1表示老年人期望与子女居住，RIi=0表示老年人不期望与子女居住。
（二）回归结果
表2报告了估计结果，结果显示，在控制了农村老年人日常生活能力、子女特征、个人特征后，即使加入老年人的居住意愿变量，同村老年人与子女居住的占比对老年人选择与子女居住的可能性的影响方向及显著性仍然保持不变，具有明显的同群效应，说明模型（1）的结果是稳健的。
同群效应在教育学、经济学、社会学等领域受到广泛关注。首先，本文对农村老年人养老居住安排的同群效应的作用机制进行了分析，然后在此基础上，利用2011年与2013年中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据，通过构建计量模型，实证分析了农村老年人养老居住安排的同群效应，结果显示，在控制了农村老年人日常生活能力、子女特征、个人特征后，同村老年人与子女居住的占比对老年人选择与子女居住的可能性有显著正效应，说明具有明显的同群效应。另外，农村老年人选择与子女居住，可能更多的是来自本人意愿，而不存在显著的同群效应，为此本文进行了稳健性检验，结果表明农村老年人养老居住安排存在同群效应的结论是稳健的。
同群效应对农村老年人与子女同住的养老居住安排有显著正效应，村级单位之间信息交流不畅形成各村相对封闭的养老环境，致使农村老年人对自身养老居住安排需求缺乏充分了解，该效应带来的负面影响扩大，导致经济和社会的不协调发展。有关政府部门和机构可以定期组织跨村域养老信息的交流活动，扩大农村老年人养老居住安排的信息沟通范围，减少同群效应的负面影响。同时，农村老年人可以通过网络、电子产品等信息媒介设备加以辅助，完善自身对农村养老居住安排需求的认识，也让农村老年人的居住意愿得以进一步表达，从而指导农村老年人的养老居住安排更为合理，提高老年人养老生活质量、养老资源利用效率和相关公共决策合理性。
参考文献：
[1]刘昌平.城市化：解决中国农村养老问题的关键[J].中国农村经济，2001（08）.
[2]王述智，张仕平.关于当前中国农村养老问题及其研究的思考[J].人口学刊，2001（01）.
[3]杨善华，贺常梅，刘曙光.责任伦理与城市居民的家庭养老——以“北京市老年人需求调查”为例[J].北京大学学报（ 哲学社会科学版），2004（01）.
[4]王德强，王涛.农村子女履行赡养义务偏好影响因素的实证分析[J].农业技术经济，2016（12）.
[5]程翔宇.居住安排与老年人生活质量——基于CLHLS数据的实证研究[J].社会保障研究，2016（01）.
[6]Douglas A. Wolf. Kin Availability and the Living Arrangements of Older Women[J].Social Science Research， 1984（13）.
[7]Jacqueline Lowe Worobey， Ronald J. Angel. Functional Capability and Living Arrangements of Unmarried Elderly Persons [J].Journal of Gerontology，1990（45）.
[8]尹德挺.中国高龄老人生活自理能力纵向动态研究[J].人口学刊，2007（06）.
[9]沈可，程令国，魏星.居住模式如何影响老年人的幸福感[J].世界经济文汇，2013（06）.
[10]焦开山.老年人的健康状况与其居住安排的关系研究[J].医学社会学，2014（07）.
[11]Omar Rahman. Age and Gender V
ariation in the Impact of Household Structure on Elderly Mortality [J].International Journal of Epidemiology，1999（03）.
[12]Merril Silverstein， Zhen Cong， Shu
zhuo Li. Intergenerational Transfers and Living Arrangements of Older People in Rural China： Consequences for Psychological Well-being.Journal of Gerontology [J].Social Sciences，2006.
[13]風笑天.第一代独生子女父母的家庭结构：全国五大城市的调查分析[J].社会科学研究，2009（02）. [14]张莉.对我国高龄老人居住方式影响因素的分析[J].华中科技大学学报（社会科学版），2016（01）.
[15]曲嘉瑶，孙陆军.中国老年人的居住安排与变化：2000～2006[J].人口学刊，2011（02）.
[16]杨恩艳，裴劲松，马光荣.中国农村老年人居住安排影响因素的实证分析[J].农业经济问题，2012（01）.
[17]段世江，李薇.我国农村老年人居住安排影响因素研究[J].河北大学学报（哲学社会科学版），2013（01）.
[18]庄绪荣，张丽萍.失能老人养老状况分析[J].人口学刊，2016（03）.
[19]Edward Glaeser， Jose Alexandre Sc
heinkman， Bruce I. Sacerdote. Crime and Social Interactions[J].Social Science Electronic Publishing，1996（111）.
[20]Gordon C. Winston， David J. Zim
merman. Peer Effects in Higher Education [J].Social Science Electronic Publishing，2003（02）.
[21]陸铭，张爽.“人以群分”：非市场互动和群分效应的文献评论[J].经济学（季刊），2007（03）.
[22]曹妍.大陆移民学生如何影响香港本地学生的学业成就？——基于PISA数据的同伴效应实证研究[J].教育与经济，2013（04）.
[23]Mark T. Leary， Michael R. Robe
rts. Do Peer Firms Affect Corporate Financial Policy？[J].The Journal of Finance， 2014（01）.
[24]李强.同伴效应对中国农村青少年体重的影响[J].中国农村经济，2014（03）.
[25]程诚.大学生消费的同群效应[J].青年研究，2015（02）.
[26]傅超，杨曾，傅代国.“同伴效应”影响了企业的并购商誉吗？——基于我国创业板高溢价并购的经验证据[J].中国软科学，2015（11）.
[27]潘静，陈广汉.家庭决策、社会互动与劳动力流动[J].经济评论，2014（03）.
[28]Charles F. Manski. Economic Anal
ysis of Social Interactions[J].Social Science Electronic Publishing，2000（03）.
（作者单位：浙江农林大学经济管理学院。余康为本文通讯作者）
关键词：同群效应；居住安排；CHARLS
一、引言
截止至2014年年底，中國65岁及以上人口接近1.38亿，占当年全国总人口的10.06%，在中国进入老龄化社会15年后，老龄人口比超过国际老龄化标准3%以上，增长率超过四成。随着老年人口比重增长，中国的养老问题日趋严峻。养老问题中的一个重要方面是“谁来养”的问题，即负责老年人的赡养主体为何。中国传统家庭以孝道思想与亲子关系为纽带，子女成为养老中的重要角色，子女参与的家庭养老成为老年人养老的一种主要养老模式，在农村家庭，以子女与老年人为主体的家庭养老受到许多关注。在由老年人及其子女构建的双向代际关系的更替传承中，子女与老年人在养老中依然处于重要地位。
养老居住安排是养老的一种具体表现，老年人与子女同住时，子女向老年人提供经济支持、生活照料和情感慰藉。程翔宇研究指出整体而言，与子女共同居住的老年人生活质量最好，且家庭支持与社会支持均能显著提高老年人生活质量。但是，随着家庭规模日益小型化、核心化，共同居住难以实现、家庭支持逐渐弱化，老年人因而对社会支持和社会化养老机构的需求将与日俱增。老年人养老居住安排在城市与农村发生相应调整，不同的养老居住安排下老年人的生活质量存在明显差异。城乡差距进一步促使有社会或机构养老需求的农村老年人无法支付相应费用，养老资源配置不合理，生活质量下降。
国内外学者对老年人养老居住安排的影响因素有许多研究。作为健康表征的日常生活活动能力和日常生活利用工具能力是影响老年人养老居住安排的重要变量。许多研究表明，子女特征，包括子女的年龄、数量、受教育程度、婚姻状况和性别，会对老年人养老居住安排产生显著影响。此外，年龄、性别、婚姻状况、所属地域和家庭收入这类个人特征也会对老年人的养老居住安排产生重要作用。从已有研究中可以看出，很少有专门针对老年人养老居住安排的同群效应研究，有鉴于此，本文基于是否与子女居住的角度，定性与定量分析农村老年人养老居住安排的同群效应。
二、农村老年人居住安排的同群效应
同群效应（Peer Effects）源于教育学的相关问题研究，随着时间推移，同群效应在经济学、社会学等领域也受到广泛关注。由于信息不对称、欲规避风险，心理偏好以及人与人之间的相互影响，群体中的个人会出现模仿行为，即倾向于模仿同伴群体中的大部分人的行为选择。信息不充分的情况下，人们通过观察他人的行为来收集信息，使自己的行为趋同于他人的行为，这可使自己在信息不完全条件下获得最大效用。
同群效应的作用机制主要有三方面：1.内源互动作用，一个决策者的行为偏好在某种程度上随着群体的行为而变化；2.前后关系相互作用，一个决策者某种方式行为倾向会随着群体成员的外在特征而变化；3.相关效应，在同一群体中的一个决策者往往因为与群体成员有相似的个人特征或制度环境而有相似的行为表现。
在同村范围内，农村老年人在相同的自然环境和社会环境中长期生活，形成具有相似村规习俗的同伴群体。群体间的交流较为密切，在村内村规习俗的引导下，同村的农村老年人逐渐在行为上形成偏好，使群体中的个体进行行为模仿，进而向群体偏好趋近。随着社会变迁，农村的家庭结构发生变化，是否与子女居住成为划分养老居住安排的重要依据之一。相对于城市，农村地区的信息传递较为迟缓，不同地区的村子的信息传递情况存在差异。在对养老居住安排进行决策时，农村老年人通过同伴群体间的信息交互，以同村老年人的平均养老居住安排情况为参照，向多数同村老年人的养老居住安排靠拢，减少个体与群体养老居住安排的差异，从而降低个体与群体养老居住安排差异带来的风险。同村的农村老年人中存在同群效应的作用条件。
三、模型、变量与数据
（一）模型与变量
本文采用二元Logit模型：
ln=β0+β1COGi+β2X1i+β3X2t+Xβ+ui（1）
其中，p（Yi=1）表示i位农村老年人与子女居住的概率；COGi为同群效应变量，用除老年人之外，选择与子女居住的同村老年人占该村所有老年人的比例表征；X1i为i位农村老年人日常生活能力变量，X1i=1表示老年人在穿衣、洗澡、吃饭、下床、如厕、控制大小便方面没有困难，X1i=0表示老年人在上述6项日常行为之一有困难或无法完成；X2t表示i位农村老年人的日常生活利用工具能力变量，X2t=1表示老年人的家务、做饭、购物、管理钱财、打电话等方面没有困难，X2t=0表示老年人在上述日常生活利用工具能力的日常行为之一有困难或无法完成；X为其它控制变量，包括老年人年龄；性别；老年人子女的最小年龄；老年人子女的最大年龄；老年人子女的数量；老年人子女的最低受教育程度；老年人子女的最高受教育程度；农村老年人的已婚子女数量；老年人家中男孩占子女数量的比例；婚姻状况；老年人家庭年收入；老年人所在的地区。
（二）数据来源
本文研究所用数据源自北京大学发展研究院中国健康与养老追踪调查项目（CHARL）2011年与2013年问卷调查，调查覆盖全国28个省（自治区/直辖市）。该调查每两年开展一次，主要受访者年龄在45岁及以上，运用多阶段抽样法，于市、村（区）各级单位采用PPS抽样法抽取150个县级单位，450个村（社区）级单位。2年调查的总样本量约3.5万，其中，农村样本约2万，农村样本中删除本文涉及变量的缺失样本，得到6038个样本。 （三）回归结果
本文采用STATA12.0软件对模型（1）进行了估计，表1报告了估计结果。结果显示，在控制了农村老年人日常生活能力、个人特征、子女特征后，同村老年人与子女居住的占比对老年人与子女居住的养老居住安排有显著正效应，即，同村老年人选择与子女居住的占比越高，老年人与子女居住的概率越大。农村老年人养老居住安排中的同群效应作用明显。
四、稳健性检验
考虑到农村老年人是养老中的重要主体，农村老年人与子女居住，可能更多受到地来自本人意愿而非受同群效应的影响，即农村老年人养老居住安排中可能并不存在显著的同群效应。为验证此问题，在模型（1）中加入老年人居住意愿变量，考察同群效应变量是否仍然显著。
（一）模型检验
在模型（1）基础上加入老年人居住意愿变量：
ln=β0+β1RIi+β2COGi+β3X1i+β4X2t+Xβ+ui（2）
其中，RIi为i位老年人的居住意愿变量，RIi=1表示老年人期望与子女居住，RIi=0表示老年人不期望与子女居住。
（二）回归结果
表2报告了估计结果，结果显示，在控制了农村老年人日常生活能力、子女特征、个人特征后，即使加入老年人的居住意愿变量，同村老年人与子女居住的占比对老年人选择与子女居住的可能性的影响方向及显著性仍然保持不变，具有明显的同群效应，说明模型（1）的结果是稳健的。
五、结论与政策建议
同群效应在教育学、经济学、社会学等领域受到广泛关注。首先，本文对农村老年人养老居住安排的同群效应的作用机制进行了分析，然后在此基础上，利用2011年与2013年中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据，通过构建计量模型，实证分析了农村老年人养老居住安排的同群效应，结果显示，在控制了农村老年人日常生活能力、子女特征、个人特征后，同村老年人与子女居住的占比对老年人选择与子女居住的可能性有显著正效应，说明具有明显的同群效应。另外，农村老年人选择与子女居住，可能更多的是来自本人意愿，而不存在显著的同群效应，为此本文进行了稳健性检验，结果表明农村老年人养老居住安排存在同群效应的结论是稳健的。
同群效应对农村老年人与子女同住的养老居住安排有显著正效应，村级单位之间信息交流不畅形成各村相对封闭的养老环境，致使农村老年人对自身养老居住安排需求缺乏充分了解，该效应带来的负面影响扩大，导致经济和社会的不协调发展。有关政府部门和机构可以定期组织跨村域养老信息的交流活动，扩大农村老年人养老居住安排的信息沟通范围，减少同群效应的负面影响。同时，农村老年人可以通过网络、电子产品等信息媒介设备加以辅助，完善自身对农村养老居住安排需求的认识，也让农村老年人的居住意愿得以进一步表达，从而指导农村老年人的养老居住安排更为合理，提高老年人养老生活质量、养老资源利用效率和相关公共决策合理性。
参考文献：
[1]刘昌平.城市化：解决中国农村养老问题的关键[J].中国农村经济，2001（08）.
[2]王述智，张仕平.关于当前中国农村养老问题及其研究的思考[J].人口学刊，2001（01）.
[3]杨善华，贺常梅，刘曙光.责任伦理与城市居民的家庭养老——以“北京市老年人需求调查”为例[J].北京大学学报（ 哲学社会科学版），2004（01）.
[4]王德强，王涛.农村子女履行赡养义务偏好影响因素的实证分析[J].农业技术经济，2016（12）.
[5]程翔宇.居住安排与老年人生活质量——基于CLHLS数据的实证研究[J].社会保障研究，2016（01）.
[6]Douglas A. Wolf. Kin Availability and the Living Arrangements of Older Women[J].Social Science Research， 1984（13）.
[7]Jacqueline Lowe Worobey， Ronald J. Angel. Functional Capability and Living Arrangements of Unmarried Elderly Persons [J].Journal of Gerontology，1990（45）.
[8]尹德挺.中国高龄老人生活自理能力纵向动态研究[J].人口学刊，2007（06）.
[9]沈可，程令国，魏星.居住模式如何影响老年人的幸福感[J].世界经济文汇，2013（06）.
[10]焦开山.老年人的健康状况与其居住安排的关系研究[J].医学社会学，2014（07）.
[11]Omar Rahman. Age and Gender V
ariation in the Impact of Household Structure on Elderly Mortality [J].International Journal of Epidemiology，1999（03）.
[12]Merril Silverstein， Zhen Cong， Shu
zhuo Li. Intergenerational Transfers and Living Arrangements of Older People in Rural China： Consequences for Psychological Well-being.Journal of Gerontology [J].Social Sciences，2006.
[13]風笑天.第一代独生子女父母的家庭结构：全国五大城市的调查分析[J].社会科学研究，2009（02）. [14]张莉.对我国高龄老人居住方式影响因素的分析[J].华中科技大学学报（社会科学版），2016（01）.
[15]曲嘉瑶，孙陆军.中国老年人的居住安排与变化：2000～2006[J].人口学刊，2011（02）.
[16]杨恩艳，裴劲松，马光荣.中国农村老年人居住安排影响因素的实证分析[J].农业经济问题，2012（01）.
[17]段世江，李薇.我国农村老年人居住安排影响因素研究[J].河北大学学报（哲学社会科学版），2013（01）.
[18]庄绪荣，张丽萍.失能老人养老状况分析[J].人口学刊，2016（03）.
[19]Edward Glaeser， Jose Alexandre Sc
heinkman， Bruce I. Sacerdote. Crime and Social Interactions[J].Social Science Electronic Publishing，1996（111）.
[20]Gordon C. Winston， David J. Zim
merman. Peer Effects in Higher Education [J].Social Science Electronic Publishing，2003（02）.
[21]陸铭，张爽.“人以群分”：非市场互动和群分效应的文献评论[J].经济学（季刊），2007（03）.
[22]曹妍.大陆移民学生如何影响香港本地学生的学业成就？——基于PISA数据的同伴效应实证研究[J].教育与经济，2013（04）.
[23]Mark T. Leary， Michael R. Robe
rts. Do Peer Firms Affect Corporate Financial Policy？[J].The Journal of Finance， 2014（01）.
[24]李强.同伴效应对中国农村青少年体重的影响[J].中国农村经济，2014（03）.
[25]程诚.大学生消费的同群效应[J].青年研究，2015（02）.
[26]傅超，杨曾，傅代国.“同伴效应”影响了企业的并购商誉吗？——基于我国创业板高溢价并购的经验证据[J].中国软科学，2015（11）.
[27]潘静，陈广汉.家庭决策、社会互动与劳动力流动[J].经济评论，2014（03）.
[28]Charles F. Manski. Economic Anal
ysis of Social Interactions[J].Social Science Electronic Publishing，2000（03）.
（作者单位：浙江农林大学经济管理学院。余康为本文通讯作者）