摘要：市场洗牌强度反映了新消费市场的资源重构效率与发展成熟度。本文探究了2020—2024年中国新消费行业上市公司及规模以上非上市企业的理性消费回归对市场洗牌强度的影响。研究发现：理性消费回归可以显著加剧新消费市场洗牌强度，这种关系在数字化转型程度越高的企业中越明显。进一步分组探究发现，在消费政策支持力度较强的环境下，理性消费回归加剧市场洗牌的作用才得以充分发挥。对于产品同质化程度较高的企业，理性消费回归对市场洗牌的加剧效应更为突出。研究结论为新消费企业应对市场洗牌、优化资源配置，实现高质量发展提供思路与参考。

关键词：理性消费；新消费市场；洗牌机制；数字化转型；消费政策支持；产品同质化

中图分类号：F713.56;F272.3

新消费市场作为消费升级与产业创新的核心载体，在拉动内需、推动经济高质量发展中发挥着重要作用。新消费市场的合理资源重构能力，在市场充分实现优胜劣汰、优质企业脱颖而出时才能有效发挥。而市场中企业淘汰与迭代的速度、资源重构的效率，一般用市场洗牌强度来衡量，反映新消费市场的发展活力与良性循环水平。因此，市场洗牌强度的高低一定程度上代表了新消费市场资源配置合理与否、发展是否成熟。中国新消费市场经过前些年的快速扩张，已逐步进入调整期，叠加理性消费理念的全面回归，市场洗牌现象日益凸显（李军等，2025），部分缺乏核心竞争力的企业逐步被淘汰，行业格局持续优化，但同时也出现了资源错配、同质化竞争加剧等问题，影响新消费市场的健康发展。在此背景下，对理性消费回归下新消费市场洗牌机制及影响因素进行研究是十分必要的。

新消费市场中，企业、上游供应商、下游渠道及终端消费者形成了完整的消费生态体系。但由于信息不对称、消费需求迭代加快等因素，产品供给与消费需求的匹配度出现偏差，导致部分企业产能过剩、创新不足，影响市场的资源配置效率。理性消费回归作为当下消费市场的核心特征，体现为消费者更注重产品性价比、实用价值与情感共鸣，摒弃盲目跟风、奢侈浪费的消费行为（财识局，2026）。这种消费理念的转变，直接影响企业的产品研发、定价策略与市场布局，进而引发市场资源的重新分配。当理性消费成为市场主流，消费者的选择更加理性、精准，是否会倒逼企业迭代升级，加速市场洗牌进程？结合上述分析，理性消费回归带来的消费行为变革与新消费市场洗牌机制之间的关系有待深入探析。

本文通过2020—2024年中国新消费行业上市公司及规模以上非上市企业的样本，实证检验了理性消费回归对新消费市场洗牌强度的影响。研究结果表明，理性消费回归显著加剧了新消费市场洗牌强度。加入数字化转型的调节作用后，发现企业数字化转型程度越高，理性消费回归加剧市场洗牌的作用越明显。进一步地，分组检验结果表明，在消费政策支持力度较强的环境中，理性消费回归加剧市场洗牌的作用得以充分发挥。并且在产品同质化程度较高的企业中，理性消费回归对市场洗牌的加剧效应更为突出。本文可能的贡献有：（1）拓展了理性消费的研究视角，从市场洗牌机制切入，研究了理性消费回归对新消费市场发展的具体影响。（2）从企业数字化转型、消费政策支持等维度，丰富了新消费市场洗牌影响因素的研究。（3）通过上述研究结论，为新消费企业应对理性消费趋势、规避洗牌风险、提升核心竞争力提供思路，同时有助于理解新消费市场的发展规律，助力行业高质量发展。

一、理论分析与研究假设

（一）理性消费回归与新消费市场洗牌强度

新消费市场的洗牌过程，本质上是资源重新配置、企业优胜劣汰的过程，“资源配置观”表明，消费需求的导向性决定了市场洗牌的方向与强度。理性消费回归存在“倒逼效应”（张杨等，2026），为新消费企业、供应链体系、消费者等带来了新的发展机遇与挑战（蓝鲸新闻，2026）。理性消费回归产生的这些消费行为变革，是否有助于加剧新消费市场洗牌强度呢？

一方面，理性消费回归提高市场筛选效率，加剧市场洗牌强度。首先，理性消费下，消费者的决策更加理性，对产品的性价比、质量、功能及情感价值的要求显著提升，不再盲目追求品牌溢价、网红噱头（财识局，2026）。这种消费需求的转变，直接淘汰了一批产品质量低劣、定价虚高、缺乏核心价值的企业，而那些注重产品研发、优化定价策略、贴合消费需求的企业得以留存并发展，从而加快市场洗牌进程。其次，理性消费回归推动消费需求的结构化升级，从“量的消费”转向“质的消费”，从“物质消费”转向“体验消费”，这种需求升级倒逼企业进行产品创新、服务升级与模式优化（财识局，2026）。企业若无法及时适应这种需求变化，就会被市场淘汰，进而加剧市场洗牌强度。最后，根据消费者行为理论，理性消费下，消费者的信息获取能力显著提升，通过线上线下渠道对比产品信息、评价反馈，降低了信息不对称程度，使得市场竞争更加公平透明，缺乏竞争力的企业难以生存，进一步推动市场洗牌。

另一方面，理性消费回归加剧市场竞争，推动洗牌机制落地。新消费市场的竞争核心已从流量竞争转向价值竞争，理性消费回归进一步强化了这一趋势。一是理性消费使消费者的品牌忠诚度降低，更倾向于根据产品实际价值选择消费，这就打破了部分头部企业的流量垄断，为中小优质企业提供了发展机遇，同时也加剧了市场竞争，推动企业加速迭代（蓝鲸新闻，2026）。二是理性消费回归催生了新的消费模式，如租赁消费、体验消费、定制消费等，这些新模式对传统新消费企业的经营模式形成冲击，倒逼企业转型，若转型不力则会被市场淘汰（财识局，2026）。例如，相机、户外装备等租赁订单量的爆发式增长，就对相关产品的销售企业形成了冲击，加速了行业洗牌。市场竞争的加剧与消费模式的变革，共同推动新消费市场洗牌机制的落地，提升洗牌强度。基于此，本文提出假设：H1：理性消费回归有助于加剧新消费市场洗牌强度。

（二）理性消费回归、数字化转型与新消费市场洗牌强度

根据前文分析，理性消费回归通过提高市场筛选效率、加剧市场竞争，推动新消费市场洗牌，加速资源重新配置。但是，消费者的理性决策需要基于充分的信息获取，而企业能否精准捕捉理性消费需求、快速响应市场变化，取决于其自身的运营效率与创新能力。若要求企业及时适应理性消费趋势，对消费需求的挖掘、产品的研发升级、服务的优化完善是必不可少的（张继海，2019）。理性消费回归虽然明确了市场需求导向，但对于部分传统新消费企业来说，缺乏高效的需求挖掘渠道、快速的产品迭代能力，难以精准匹配消费者的理性需求。而数字化转型作为企业提升核心竞争力的重要路径，通过大数据、人工智能等技术，能够帮助企业精准挖掘消费需求、优化产品研发、提升运营效率（蓝鲸新闻，2026）。

基于此，理性消费回归明确了市场需求的核心方向，而数字化转型则为企业适应这种需求变化提供了技术支撑与能力保障。数字化转型程度较高的企业，能够通过大数据分析精准捕捉消费者的理性需求，快速调整产品定价、优化产品功能、完善服务体系，从而在市场洗牌中占据优势，同时也会进一步挤压传统企业的市场空间，加速其淘汰进程，强化理性消费回归对市场洗牌的加剧效应。另外，数字化转型能够帮助企业降低运营成本、提升产品性价比，更好地契合理性消费下消费者对性价比的追求，进一步提升市场竞争力，推动市场洗牌向纵深发展。因此，本文提出假设：H2：企业数字化转型程度越高，理性消费回归对新消费市场洗牌强度的加剧作用越明显。

二、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文运用我国2020—2024年新消费行业上市公司及规模以上非上市企业的数据，对理性消费回归的市场洗牌效应进行检验，对样本进行如下筛选：（1）剔除金融类、ST和ST*上市公司，以及经营异常的非上市企业；（2）剔除未明确披露产品信息、消费相关数据的企业；（3）剔除财务数据、数字化转型相关数据缺失的样本。经过上述筛选，共得到样本1680个，其中受理性消费回归影响显著（核心产品贴合理性消费需求）的样本有212个。本文数据处理过程采用STATA17.0软件，对连续变量进行了上下1%的缩尾处理，以避免极端值的影响。本文使用的所有财务数据、企业经营数据均来自Wind数据库、CSMAR数据库，理性消费相关数据、数字化转型数据根据Wind数据库、企业年报及第三方消费研究报告整理得出，消费政策支持数据来自国家统计局及各地方政府公开文件。

（二）变量定义

1. 被解释变量

参考李军等（2025）的研究方法，本文首先通过（1）式回归得到用以反映企业淘汰率与行业集中度的拟合优度R²。（1）式中r i,t为企业i第t年的淘汰概率；rm,t 为行业t年的平均淘汰概率；ri,t 是区域Ⅰ第t年的平均淘汰概率。然后用（2）式对R²进行对数化处理得到最终指标市场洗牌强度（SHUFFLE）。

（1）略

（2）略

2. 解释变量

理性消费回归（RATIO）。若企业在同一会计年度期间，核心产品的定价策略、功能设计贴合理性消费需求（注重性价比、实用价值），且消费者评价中“性价比高”“实用”等关键词占比超过50%，则定义为受理性消费回归影响显著，取值为 1，否则为0。同时，采用理性消费指数（参考国家统计局消费价格指数及第三方消费调研数据计算）作为替代变量，进行稳健性检验。

3. 调节变量

数字化转型程度（DIGIT）。参考蓝鲸新闻（2026）的研究方法，用企业数字化投入占营业收入的比重取自然对数衡量数字化转型程度（DIGIT），数字化投入包括信息技术投入、大数据平台建设投入、数字化人才培养投入等。

4. 控制变量

参考之前对新消费市场洗牌的研究，本文选取的控制变量包括企业规模（lnsize）、资产负债率（Lev）、营业收入增长率（Growth）、研发投入占比（RD）、产权性质（SOE）、企业年龄（FirmAge）、市场份额（MARKET）、区域消费能力（CONSUME）以及年度虚拟变量（Year）和行业虚拟变量（Industry）的固定效应。各控制变量的具体定义与衡量方式参考现有相关文献，确保变量选取的合理性与科学性。

（三）模型设计

为了检验理性消费回归与新消费市场洗牌强度的相关性，构建回归模型（3）：

（3）略

其中，SHUFFLE代表新消费市场洗牌强度，RATIO代表理性消费回归，Controls为本文的控制变量，∑ Industry 和∑ Year 分别表示行业和年度固定效应，ε为残差。

为进一步检验数字化转型在理性消费回归与新消费市场洗牌强度之间的调节作用，本文添加了理性消费回归（RATIO）与数字化转型程度（DIGIT）的交乘项，并构建了回归模型（4）检验假设H2：

（4）略

三、实证结果与分析

（一）描述性统计

表1为本文主要变量的描述性统计结果。样本中受理性消费回归影响显著的企业有212个，非受影响样本共有1468个，新消费行业中有12.6%的企业能够精准贴合理性消费需求。根据表1，当企业受理性消费回归影响显著时，市场洗牌强度（SHUFFLE）的均值为0.78，大于非受影响企业的市场洗牌强度，并且二者存在显著性差异，即理性消费回归有助于加剧新消费市场洗牌强度。其他变量的统计结果与现有文献基本一致，如企业数字化转型程度（DIGIT）的均值为1.32，说明新消费企业整体数字化转型水平处于中等偏上，符合行业发展趋势；企业研发投入占比（RD）的均值为0.08，反映出新消费企业注重研发创新，但投入力度存在差异。另外，通过Person相关性分析，理性消费回归（RATIO）与市场洗牌强度（SHUFFLE）的相关系数为0.062，在5%的水平上显著，初步验证了假设H1的合理性。

表1  变量描述性统计

（二）多元回归分析

本文运用模型（3）对假设H1进行检验，回归结果如表2。第（1）列为基准模型未加入控制变量的回归结果，回归系数为0.212，在1%的水平上显著，初步说明理性消费回归（RATIO）与新消费市场洗牌强度（SHUFFLE）正相关，即理性消费回归能够加剧新消费市场洗牌强度。第（2）列为加入控制变量后的结果，回归系数为0.203，且在1%的水平上显著，进一步说明理性消费回归对新消费市场洗牌强度具有显著的加剧作用，验证了假设H1。

表2  理性消费回归与新消费市场洗牌强度的回归结果

注：***、**、*分别表示回归系数在1%、5%、10%水平上显著；括号内为t值；标准误差经过公司层面Cluster处理。

为了验证数字化转型在理性消费回归与新消费市场洗牌强度的关系中发挥的调节作用，本文运用模型（4）对假设H2进行检验。结果如表2的第（3）列，加入调节变量后，RATIO的系数为0.132并且在10%的水平显著，交乘项RATIO*DIGIT的系数在1%的水平上显著正相关。说明数字化转型程度加强了理性消费回归加剧新消费市场洗牌强度的作用。企业的数字化转型程度越高，理性消费回归对新消费市场洗牌强度的加剧作用越明显，验证了假设H2。这一结果也符合行业实际，数字化转型程度高的企业能够更好地适应理性消费趋势，快速响应市场需求，从而在洗牌中占据优势，进一步加速市场淘汰进程。

（三）稳健性检验

本文首先通过调整因变量（市场洗牌强度）进行了稳健性检验。参考张杨等（2026）的做法重新计算市场洗牌强度，SHUFFLE1是按照行业淘汰率加权平均法计算的市场洗牌强度；SHUFFLE2、SHUFFLE3、SHUFFLE4分别以区域淘汰率加权平均法、企业规模加权平均法、综合淘汰率平均法计算的市场洗牌强度。然后按照模型（3）对不加入控制变量和加入控制变量的情况分别进行回归，RATIO的系数和显著性没有实质性改变，因此结论稳健。

其次，为了解决样本自选择产生的内生性问题，本文采用倾向得分匹配法（PSM）进行了稳健性检验。参考胡志颖等（2022）的研究方法，具体做法为：先根据新消费企业特征、行业特征选择公司规模（Size）、企业性质（SOE）、研发投入占比（RD）、数字化转型程度（DIGIT）、市场份额（MARKET）指标与受理性消费回归影响显著的样本进行1：1最近邻匹配。然后，根据PSM配对结果重复检验假设H1和假设H2。出于篇幅限制，未列示PSM配对的均衡性检验结果。样本配对后，RATIO的回归系数为0.295，并且在1%的水平上显著，本文的主要研究结论依然成立。

四、异质性检验

（一）消费政策支持力度异质性分析

消费政策的支持力度会影响微观企业的经营行为与市场环境，本文根据国家统计局及各地方政府公开的消费政策支持文件，构建消费政策支持力度指数，将样本划分为两组分别进行回归，高于消费政策支持力度指数的中位数则为高消费政策支持组，否则为低消费政策支持组。第（1）列为低消费政策支持组别的回归结果，RATIO系数不显著，回归结果的第（2）列表示在高消费政策支持组别中，RATIO的系数在5%的水平上显著为正。即较于消费政策支持力度较低的环境，在消费政策支持力度较高的环境中，理性消费回归加剧新消费市场洗牌的作用得以充分发挥。

原因可能是：一方面，较于低消费政策支持力度，处于消费政策支持力度更高的环境中，新消费企业的经营环境更优越，政策支持（如消费券发放、税收减免等）能够降低企业转型成本，助力企业适应理性消费趋势（财识局，2026），从而加速优质企业崛起、劣质企业淘汰，加剧市场洗牌。另一方面，消费政策支持力度越高，消费者的消费信心越强，理性消费行为越突出，对企业的筛选作用越明显，使更多优质企业脱颖而出，进一步推动市场洗牌进程。

（二）产品同质化程度异质性分析

通过上述分析，理性消费回归通过提高市场筛选效率、加剧市场竞争，推动新消费市场洗牌，而产品同质化程度作为企业核心竞争力的重要体现，会影响理性消费回归对市场洗牌的作用效果。一方面，通过分组回归发现，较高的消费政策支持环境下，理性消费回归的洗牌效应得以充分发挥；另一方面，理性消费回归通过倒逼企业产品创新、提升产品差异化，影响市场洗牌强度，即理性消费回归加剧市场洗牌的作用在产品同质化程度较高的企业中较明显。

本文借鉴郭恒泰和王妍的研究方法，选择产品相似度指数衡量产品同质化程度，将产品相似度指数高于中位数的公司列为产品同质化程度高组，低于中位数的则为产品同质化程度低组。第（3）列为产品同质化程度高组别的回归结果，RATIO系数在5%的水平上显著为正，第（4）列中RATIO的系数不显著。即在产品同质化程度较高的新消费企业中，理性消费回归可以发挥加剧市场洗牌的作用，验证了理性消费回归通过推动产品差异化、倒逼企业创新，从而加剧市场洗牌这一路径。这也与行业实际相符，产品同质化程度高的企业，缺乏核心竞争力，在理性消费趋势下，更容易被市场淘汰，从而加剧市场洗牌。

五、结论

本文以2020—2024年新消费行业上市公司及规模以上非上市企业的数据为样本，探究了理性消费回归对新消费市场洗牌强度的影响及相关调节因素、异质性特征。研究结果表明：首先，理性消费回归能够显著加剧新消费市场洗牌强度，推动市场资源重新配置，实现企业优胜劣汰；其次，企业数字化转型能够促进理性消费回归加剧市场洗牌作用的发挥，数字化转型程度越高，这种加剧效应越明显；最后，理性消费回归加剧新消费市场洗牌的作用在消费政策支持力度较强的环境中更明显，并且对于产品同质化程度较高的企业，理性消费回归对市场洗牌的加剧效应更为突出。

本文的研究结论具有一定的理论意义与实践价值。理论上，拓展了理性消费与新消费市场发展的研究视角，丰富了市场洗牌机制的影响因素研究；实践上，为新消费企业应对理性消费趋势、规避洗牌风险提供了思路，企业应注重产品创新、提升产品性价比，加快数字化转型，贴合消费者理性消费需求；同时，也为政府制定消费政策、优化新消费市场环境提供了参考，政府应加大消费政策支持力度，引导新消费企业良性竞争，推动行业高质量发展。