林小莉，潘寄青，張 濤

(1.天津理工大學社會發(fā)展學院，天津300384；2.天津理工大學馬克思主義學院，天津300384)

一、問題提出與文獻綜述

我國自古以來就有“禮尚往來”的文化傳統(tǒng)，中國社會也是一個關系網絡所構成的情理社會。[1]人情消費是維系和擴展人際關系的重要方式，這種以感情關系為基礎完成的人情交換，實質是社會資本理論視角下的資源交換。周兢(2010)基于選擇理論角度對農村居民的人情消費問題進行探析發(fā)現(xiàn)，人情消費對農民而言實際上是社會關系、親情和資金的儲蓄，社會資本的增加使農民積極地參與人情消費。[2]人情交往會使人們形成一個以親緣、地緣和友緣為關系的群體,在這個群體中長期的人際關系交往形成一種社會資本,當自己有求于人時可以支取這種資本。馬春波和李少文(2004)通過對鄂北山村的100戶村民調查發(fā)現(xiàn)，農村村民主要是以人情交換的方式對社會資本進行"投資"或"購買"，其本質更多地體現(xiàn)為一種文化的慣性。[3]對農村居民來說，建立后天的獲得性關系幾乎沒有可能，因此他們對以血緣和地緣為基礎建立起來的親屬關系依賴性更大。這種關系的保持需要依靠個人與網絡成員有規(guī)律的社會接觸，以及提供物質和社會情感的資源交換來鞏固和加強。李曉青(2012)認為，農村居民的人情消費是構筑社會關系網絡、獲得社會資本的一種方式。[4]

人情消費作為獲得社會資本的重要方式不僅在農村居民身上得以反映，在青年群體中，通過人情關系增強彼此間的情感和信任，增強個人的社會資本的客觀事實同樣存在。林江等人(2017)通過對京津冀三地青年人情消費的實證研究發(fā)現(xiàn)，青年人的人情消費主要發(fā)生在維系社會關系中的強關系場合。經濟尚未獨立的大學生在學校積累文化資本的同時，通常會采用“輪流支付”等消費方式來拓寬次級關系網絡，積累少量的社會資本。[5]翟學偉(2004)探討了這一現(xiàn)象背后的原因，認為人情是在一種報和欠的過程中獲得的權力，面子是在關系的關聯(lián)中獲得的權力，其效果都是為了建立與他人的特殊關系，并將能夠從中構建自己的社會關系網絡。[6]張金榮等人(2016)從權力傳遞的角度認為人情消費是人們強化和擴大社會資源以傳遞和再生產權力的運作方式。人情消費在擴大社會支持網絡、增強社會信任、促進社會互助上，發(fā)揮著無法比擬的重要調節(jié)作用。[7]

學界在受教育水平對社會資本的影響方面也早有研究。法國社會學家皮埃爾·布迪厄在20世紀80年代正式提出社會資本的概念。布迪厄認為，社會資本或者說社會關系資本是以社會聲望、社會頭銜為符號，以社會規(guī)約為制度化形式的資本，它與經濟資本、文化資本共同在社會中發(fā)揮作用。布迪厄的社會資本理論與他對教育的研究緊密相連，他把教育體系看做社會地位獲得和權力分配的主要機構。[8]林南認為社會網絡資本是指為實現(xiàn)工具性或情感性的目的，透過社會網絡來動員的資源或能力的總和。普特南將社會資本定義為社會組織中那些表現(xiàn)為網絡、規(guī)范和信任的特征，這些特征能促進成員為達到共同利益而團結合作，并減少群體內部的機會主義行為。[9]布勞(PeterM.Blau)認為在社會交往過程中，一方為了獲得來自另一方的回報而支付的報酬是社會互動的“啟動機制”，互惠是重要社會交往規(guī)則。[10]愛默森(RichardM.Emerson)認為，互惠交換是一方以隨后的期待回報為基礎地為另一方先單方面提供資源。[11]人們在義務性的人情往來之間互相信任、互惠幫助并共同遵守有序而“非制度化”的規(guī)則，能夠維持強化并創(chuàng)造人們間的社會關系，形成重要的社會資本。[12]社會資本的數(shù)量取決于網絡規(guī)模和網絡成員的社會資本狀況，它強調的是內嵌于社會關系網絡中的資源總和。對于受教育者而言，社會關系網絡規(guī)模會隨著結識人員的異質性而擴大；擁有的社會關系資源的質量會隨著受教育者層次的升高而提高，社會資本成為受教育者個人發(fā)展過程中積累的重要無形資產。[13]人力資本理論認為，接受高等教育的個體有更多機會獲得高收入的職業(yè)，并逐步形成一個具有較高社會地位的階層。個體在接受教育的過程中會參與更多的社會活動，獲得更多的社會支持，增強了個體社會歸屬感。不僅如此，相同或者相似的教育背景會使個體產生“同源感”，并在社會關系網絡中形成擴張效應，不同層次的社會關系網絡對個體產生了不同層次的社會支持。[14]有研究認為，社會資本與教育之間存在著互為因果的關系。一方面，教育對社會資本的產生、維持和消亡有著重要作用；另一方面，社會資本也被看做行動者教育經驗的重要解釋性因素。

隨著研究的進一步深入，賴凱聲等人(2016)研究發(fā)現(xiàn)家庭人情消費支出存在城鄉(xiāng)、地區(qū)差異，同時受到家庭主客觀經濟地位的影響。除此之外，家庭成員特征如男戶主的受教育程度、黨員身份等均對人情消費支出有顯著影響。[15]人情消費與我國居民日常生活緊密相關，但目前現(xiàn)有的研究大部分是對農村居民的理論分析和小規(guī)模調查，并將人情消費的增長歸結于社會結構和文化傳統(tǒng)，更為嚴格深入的實證分析和機制研究理應受到關注。人情消費是人們在與社會成員的交往互動過程中為建立或維持關系網絡而產生的經濟支出，因此可視為一種具有人際社會互動特征的家庭支出決策。然而，受教育水平會顯著影響人們的社會資本，并進而作用于人們的人情消費支出尚未得到經驗研究的支持。本文利用2010年中國綜合社會調查(CGSS)的數(shù)據，選取居民受教育水平、社會資本以及家庭人情消費支出等重要變量的整體評價指標以及其他相關變量，從理論假設和實證檢驗的角度分析了居民受教育水平對家庭人情消費支出的內在影響機制。文章后文結構安排如下：第二部分為研究數(shù)據與研究方法設計；第三部分為實證回歸結果及其影響機制分析；第四部分為最后的結論與討論。

二、研究設計

(一)數(shù)據來源

本研究使用的數(shù)據來自中國綜合社會調查(CGSS)2010年度調查項目。CGSS2010在全國范圍內的調查具有較高的代表性，并且已經被廣泛地應用于社會科學的大量實證研究。該調查采用多階分層概率抽樣設計方案，調查點覆蓋中國大陸的全部31個省級行政單位，調查對象為17歲以上的中國居民。CGSS 2010調查數(shù)據總樣本量為11783,剔除了在重要變量上存在缺失值的樣本后，最終進入各分析模型的實際樣本量為9127。

(二)變量選取

1.因變量

人情消費支出。本研究使用家庭人情消費支出作為因變量。CGSS問卷中關于人情消費的問題是：“在您全家去年全年的總支出中，人情送禮支出有多少？”受訪者根據自己的實際情況填寫具體數(shù)字?？紤]到消費支出具有偏態(tài)特征，我們對家庭人情消費支出變量進行對數(shù)化處理。

2.自變量

受教育年限。我們將受教育水平賦值為受教育年限：沒受過任何教育=0年；小學=5年；初中=9年；職業(yè)高中/普通高中/中專/技校=12年；大學?？?15年；大學本科=16年，研究生及以上=19年。為了進一步研究不同教育階段的影響差異，我們構建了教育水平的虛擬變量：沒受過任何教育=0，小學=1，初中=2，職業(yè)高中/普通高中/中專/技校=3，高等教育(大學?？萍耙陨?=4。

3.中介變量

本研究采用普特南關于社會資本的界定，即社會資本指的是社會組織的特征，能夠推動協(xié)調和行動來提高社會效率。社會資本包括三個組成部分：信任、互惠規(guī)范和社會網絡。[16]我們參照以往學者關于社會資本變量的量化研究，將社會資本變量定義為：社會信任、社會參與網絡和互惠。[17][18]社會信任主要界定為被調查對象對社會成員的信任程度，社會參與網絡參考被調查者的社會交往和參與活動頻率，互惠主要表現(xiàn)為個人與其它社會成員之間聯(lián)系程度相關的互助行為。相關變量的具體問題如下。

社會信任。CGSS問卷中關于社會信任的問題是：“總的來說，您同不同意在這個社會上絕大多數(shù)人都是可以信任的？”。該問題的回答選項是：“完全不同意”=1，“比較不同意”=2，“無所謂同意不同意”=3，“比較同意”=4，“完全同意”=5。

社會參與網絡。CGSS問卷中關于社會參與網絡的問題有：“過去一年，您是否在空閑時間經常從事看電影、逛街購物、參加文化活動比如聽音樂會和看演出？”、“過去一年，您是否在空閑時間經常與親戚、朋友聚會？”以及“過去一年，您是否在空閑時間經常參加體育鍛煉以及觀看體育比賽？”。以上問題的回答選項均為：“每天”=1，“一周數(shù)次”=2，“一月數(shù)次”=3，“一年數(shù)次或更少”=4，“從不”=5?？紤]到后文對變量回歸分析的一致性，我們對以上問題進行反向賦值計分并對問題得分進行累加計算其平均值。

互惠規(guī)范。CGSS問卷中關于互惠規(guī)范的問題是：“在您目前的工作崗位上，是否經常有人希望通過您的工作便利幫他辦事？”。該問題的回答選項分別是：“總是”=1，“經常”=2，“有時”=3，“很少”=4，“從沒有”=5。我們同樣對該問題進行反向賦值計分。

4.其它相關變量

本研究的控制變量包括性別、年齡、戶口、民族、政治面貌、婚姻狀態(tài)、階層認同、家庭收入等。相關變量的具體操作以及描述性統(tǒng)計如下表所示。

表1 變量說明及其描述性統(tǒng)計

(三)研究步驟與模型設計

本研究借鑒溫忠麟等人(2014)提出的新的中介效應檢驗方法進行分析。自變量X對因變量Y的影響，如果X通過影響變量M而對Y產生影響，則稱M為中介變量。為了避免在回歸方程中出現(xiàn)與研究問題無關的截距項，我們將所有變量都進行中心化處理，具體步驟如下。

Y=cX+ε1

(1)

M=aX +ε2

(2)

Y=c′X+bM+ε3

(3)

上述公式中，Y代表居民的人情消費支出，X為居民的受教育程度，M為中介變量(社會資本)。方程(1)代表受教育程度對居民家庭的人情消費支出的總影響；方程(2)代表居民受教育程度對中介變量的影響；方程(3)代表教育程度通過中介變量對居民家庭人情消費支出的影響。按照溫忠麟等人在Baron和Kenny(1986)的逐步法、Sobel檢驗法基礎上總結的檢驗步驟：第一步，如果系數(shù)c顯著，按中介效應立論，否則按遮掩效應立論；第二步，若系數(shù)a、b都顯著，進行下一步檢驗；若有一個不顯著，則用Bootstrap法檢驗H0：ab=0，若顯著則間接效應顯著；第三步，檢驗c′是否顯著，若不顯著說明只有中介效應，若顯著則直接效應顯著。第四步，比較ab和c′的符號，若同號屬于部分中介效應，若異號屬于遮掩效應。[19]考慮到步驟調整的合理性以及減少篇幅，本研究首先呈現(xiàn)方程(2)的結果，然后共同呈現(xiàn)方程(1)和方程(3)的結果。由于所有模型的被解釋變量均為連續(xù)變量，故采用OLS進行多元回歸。

三、實證結果

(一)受教育水平對社會資本的影響

按照研究步驟，我們首先檢驗了居民受教育水平對社會資本變量的影響。如表2所示，我們將受教育水平分為教育年限模型和教育級別模型。在受教育年限模型中，受教育年限對人們的社會參與網絡(B=0.0266，P<0.001)、互惠規(guī)范(B=0.0320，P<0.001)產生了顯著的正向影響，說明居民的受教育年限越長，擁有資源更為豐富的社會參與網絡以及互惠規(guī)范。受教育年限對居民社會信任的影響不顯著而且呈現(xiàn)負相關，這也與學界之前的觀點較為一致。在受教育級別模型中，隨著居民受教育級別越高，居民所擁有的社會資本也整體趨高。具體來看，四個級別的教育水平對“社會信任”變量雖未產生顯著影響，但我們注意到，初中、高中教育對居民“社會信任”變量影響為負，而大學及以上教育對“社會信任”變量產生了較為積極的正向影響，說明高等教育在一定程度上提升了人們的社會信任。在以“社會參與網絡”為因變量的教育級別模型中，受教育水平為小學(B=0.101，P<0.001)、初中(B=0.186，P<0.001)、高中(B=0.319，P<0.001)、大學及以上(B=0.420，P<0.001)的居民個體均對其社會參與網絡產生了顯著影響。從回歸系數(shù)來看，居民的受教育級別對社會資本的影響呈梯級增長，說明教育發(fā)揮了積極影響。在以“互惠規(guī)范”為因變量的模型中，我們觀測到了類似的趨勢。尤其是大學及以上(B=0.395，P<0.001)的教育水平對居民的互惠規(guī)范產生了顯著影響。綜合以上兩個模型的結果我們可以發(fā)現(xiàn)，受教育程度越高，居民的社會資本水平越高。這與既有的研究表現(xiàn)出較強的一致性，教育作為一種文化資本對社會資本的重要性日益顯現(xiàn)。

表2 受教育水平對居民社會資本的影響

續(xù)表

注：括號內的數(shù)值為標準誤，*p<0.05,**p<0.01，***p<0.001

(二)社會資本在受教育水平對人情消費影響中的中介作用

表3呈現(xiàn)了社會資本在受教育水平對居民人情消費支出影響中的中介作用。模型1作為對照組顯示了其它相關控制變量對人情消費的影響。模型2在模型1的基礎上加入受教育年限變量。結果顯示，受教育年限(B=0.0135，P<0.001)對居民的人情消費支出產生顯著影響。模型3至模型5分別在模型2的基礎上依次加入社會信任、社會參與網絡、互惠規(guī)范變量。結果顯示，社會參與網絡(B=0.137，P<0.001)、互惠規(guī)范(B=0.0735，P<0.001)均對居民人情消費支出產生了顯著影響。與此同時，受教育年限對人情消費支出的影響均出現(xiàn)了不同程度的下降。從模型的R2來看，在依次加入自變量和中介變量之后模型的解釋力均呈現(xiàn)不同程度的增強。模型6將所有變量均納入全模型中，結果顯示，受教育年限對居民人情消費支出的影響不再顯著，社會參與網絡(B=0.120，P<0.01)、互惠規(guī)則(B=0.0676，P<0.001)對居民人情消費支出的影響依然顯著，說明居民受教育水平主要是通過社會資本變量中的社會參與網絡以及互惠規(guī)范來影響居民家庭的人情消費支出。社會參與網絡與互惠規(guī)則教育年限對人情消費支出的影響中起到了中介作用。

表3 受教育年限、社會資本與居民人情消費

續(xù)表

注：括號中的數(shù)值為標準誤，*p<0.05,**p<0.01，***p<0.001

表4呈現(xiàn)出社會資本變量在不同的受教育級別模型中對居民人情消費支出的中介作用。模型7同樣作為對照組顯示了其它相關變量對居民人情消費支出的影響。模型8在控制其它變量不變的情況下，加入四個教育級別變量。結果顯示，小學(B=0.0905，P<0.05)、初中(B=0.128，P<0.01)、高中(B=0.181，P<0.001)、大學及以上(B=0.222，P<0.001)的教育均對人情消費支出產生了顯著影響。從回歸系數(shù)來看，居民受教育水平對人情消費支出的影響的顯著性隨受教育級別的升高而增強，這個結果說明教育對人情消費支出的影響具有階段性和累積性。模型9至模型11在模型8的基礎上依次加入社會信任、社會參與網絡以及互惠規(guī)范三個變量。結果表明，社會參與網絡(B=0.136，P<0.001)、互惠規(guī)范(B=0.0728，P<0.001)均能夠顯著影響居民的人情消費支出，而社會信任變量對人情消費支出的影響并不顯著。通過模型12我們發(fā)現(xiàn)，在加入社會資本變量之后，受教育水平對居民人情消費支出影響不再顯著，說明社會資本在居民教育水平對人情消費支出的影響在某種程度上發(fā)揮了完全的中介作用。這些發(fā)現(xiàn)與已有的研究經驗表現(xiàn)出一致性，并進一步支持了我們的研究結論:受教育水平更高的群體有著較好的人力資本積累，擁有著更豐富的社會網絡資源和人際互惠規(guī)范往來，進而影響著其家庭的人情消費支出。

表4 受教育級別、社會資本與居民人情消費

注：括號中的數(shù)值為標準誤，*p<0.05,**p<0.01，***p<0.001

四、結論與討論

正如馬克思所說：“社會不管其形式如何，都是人們交互作用的產物”。[20]群體社會規(guī)則以及中國講人情面子的社會傳統(tǒng)使人們不得不遵守人情的禮尚往來。人情消費是人們擴大人際交往、增強彼此間情感和信任的重要途徑，也是獲得社會資本的一種方式。近年來人情消費影響因素的相關研究也備受學者關注。從外生的角度看，傳統(tǒng)文化慣性以及信息資源交換和維持社交網絡秩序的需要是人情消費延續(xù)的主要原因。翟學偉認為，與市場的等價交換法則不同，人情是雙方在交換過程中形成的一種封閉而穩(wěn)定的“報”的交換結構。[21]有學者認為，中國人獨有的“面子”情結使得人們在人情消費中存在攀比心理。[22]也有學者認為，居民的婚喪嫁娶等支出具有明顯的地位尋求特征，且富裕家庭的消費會對其他家庭產生顯著的示范效應，而人情消費中的禮金支出具有隱蔽性的特點，因此居民人情消費并非地位尋求性支出而是一種“隨大流”的從眾心理。[23]從內生的角度看，人情消費支出作為一種家庭消費支出決策，家庭成員自身特征也產生了不容忽視的影響。受教育水平作為重要的家庭成員特征，在一定程度上決定了居民的家庭社會資本水平。一般而言，家庭的人情消費支出與家庭社會資本積累以及潛在經濟利益成正比。[24]本文利用中國綜合調查的數(shù)據從實證角度驗證了家庭成員受教育程度通過社會資本對居民的人情消費支出產生影響。社會資本中的社會參與網絡和互惠因素在其中發(fā)揮著不可忽視的中介作用。從內生性變遷的角度來看，居民整體受教育水平和質量的提升能夠在一定程度上挖掘傳統(tǒng)道德文化中的積極因素，實現(xiàn)居民家庭社會資本質量等內在素質積累的自我揚棄更新。希望本文的研究結論能為我們理解居民人情消費提供一個新的視角和證據，對未來居民消費結構的優(yōu)化和幸福感的提升有一定的政策啟示。

本研究也存在一些局限有待于進一步改進。例如，研究使用的社會資本變量，雖然具備一定信效度且被廣泛使用，但在學界尚未有一致的測量標準且受到個體的主觀影響，期望未來的研究使用更為準確客觀的指標進行測量。此外，中國社會綜合調查是一個截面數(shù)據，為了更好的揭示居民受教育程度與人情消費之間的因果關系，可能需要使用動態(tài)追蹤調查數(shù)據進行更為嚴格的討論。