張奇林 劉二鵬 周藝夢(mèng)

一、問題的提出

倫理學(xué)家弗蘭克·梯利認(rèn)為，人類社會(huì)中廣泛存在的“聯(lián)合和利他主義”“情感和行動(dòng)的合作”是使人類變得強(qiáng)而有力并優(yōu)于其他動(dòng)物族類的根本原因，尤其是在面對(duì)苦難與困境之時(shí)，這種同情和合作精神的力量會(huì)變得更為強(qiáng)大[1]（P83-89）。佩頓和穆迪將這種行為表述為“對(duì)人類固有難題的回應(yīng)”，并把具體的回應(yīng)路徑依據(jù)主體和形式的不同分為自助、互助、政府扶助與慈善四種，人類通過其中一種或若干種回應(yīng)路徑的組合來擺脫當(dāng)前的困境，以實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)足的發(fā)展[2]（P82-98）。

在這幾種路徑中，基于提高自身能力進(jìn)而走出困境的自助行為和以個(gè)人社會(huì)資本作為依托的互助行為顯然不是一種有意識(shí)的設(shè)計(jì)和供給的規(guī)則，它們大多是在人類長(zhǎng)期生存繁衍中自發(fā)地、無意識(shí)地形成并不斷影響著人類的生產(chǎn)生活，可看作是一種非正式性的制度安排；而后兩者，尤其是以幫扶貧困社會(huì)成員為主要目標(biāo)的政府扶助政策，則是典型的正式性制度安排①舊制度主義學(xué)派、新制度主義學(xué)派及歷史學(xué)派等都對(duì)正式制度和非正式制度做過不同的表述。盡管這些表達(dá)的側(cè)重點(diǎn)、例證及論證手法不一，但背后的要義和內(nèi)核卻是相當(dāng)一致的。一般地，正式制度多指人們?cè)诜钦街贫鹊幕A(chǔ)上有意識(shí)地設(shè)計(jì)和供給的一系列規(guī)則，包括政治規(guī)則、經(jīng)濟(jì)規(guī)則和契約等，它具有人為性、強(qiáng)制性和激變性的特征；而非正式制度則是人們?cè)陂L(zhǎng)期互動(dòng)中無意識(shí)形成的價(jià)值信念、倫理規(guī)范、道德觀念、風(fēng)俗習(xí)慣和意識(shí)形態(tài)，是一種自發(fā)性、積淀性和緩慢性的文化演進(jìn)的結(jié)果。不過周業(yè)安等一些學(xué)者則認(rèn)為，從整體制度變遷的角度看，對(duì)于這兩者做簡(jiǎn)單和明確的區(qū)分并無太大意義。[3]。制度變遷理論認(rèn)為，在正式制度和非正式制度的互動(dòng)過程中，兩者截然不同的演進(jìn)方式和特征將有可能導(dǎo)致包括沖突、融合、此消彼長(zhǎng)或共同演進(jìn)等在內(nèi)的多樣趨勢(shì)的發(fā)生。一方面，根植于國家或地域獨(dú)特的價(jià)值信念、風(fēng)俗習(xí)慣及文化傳統(tǒng)所形成的非正式制度可能具有更強(qiáng)的社會(huì)張力，使其對(duì)正式制度存在形塑甚至制約的功能[4,5]。比如，在深受佛教思想影響的泰國，“仁慈”與“憐憫”的文化氛圍使得泰國來自親友間的非正式幫扶模式成為主導(dǎo)，而政府的正式制度安排作用始終非常薄弱[6]（P30-38）。但另一方面，隨著現(xiàn)實(shí)生活中的習(xí)俗和慣例不斷通過試錯(cuò)、糾正和改善形成更多精細(xì)化的正式制度后，非正式制度的影響范圍有可能會(huì)不斷縮小，正式制度的調(diào)控范圍將不斷擴(kuò)大[7]。

這樣的互動(dòng)與碰撞在中國快速現(xiàn)代化的過程中顯得尤為普遍和激烈。不斷完善的現(xiàn)代社會(huì)救助制度和傳統(tǒng)福利文化思想影響下的家庭互助模式間的繁復(fù)交織，就是一個(gè)例證。一方面，中國的社會(huì)救助制度在中華人民共和國建立以來尤其是改革開放后，作為一項(xiàng)以政府為主導(dǎo)的正式制度安排有了跨越式的發(fā)展，已逐步建立起以最低生活保障制度為核心，涵蓋特困人員供養(yǎng)、受災(zāi)人員救助、臨時(shí)救助以及醫(yī)療、教育、住房、就業(yè)救助在內(nèi)的較為全面綜合的社會(huì)救助體系，社會(huì)救助的覆蓋面及救助水平不斷提高①根據(jù)民政部 1996-2016年“社會(huì)服務(wù)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)”（2009年前名為“民政事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)”），以最低生活保障制度為例，全國城市低保對(duì)象自1996年的84.9萬人增至2016年的1480.2萬人，城市低保平均標(biāo)準(zhǔn)自2002年的每月52元/人增至2016年的每月494.6元/人；全國農(nóng)村低保對(duì)象自2002年的303.3萬人增至2016年的4586.5萬人，農(nóng)村低保平均標(biāo)準(zhǔn)自2007年的840元/人/年增至2016年的3744元/人/年。。但另一方面，“鄉(xiāng)田同井、出入相友、守望相助”則一直是中國傳統(tǒng)家庭關(guān)系的常態(tài)，在相當(dāng)長(zhǎng)的歷史時(shí)期中，中國家庭以血緣世系、宗族家族、親友近鄰為紐帶，通過宗族祭祖、家族文化、年節(jié)拜訪、禮物往來以及各種形式的交往，來維持“人情社會(huì)”中的“關(guān)系”，從而達(dá)致相互依賴、扶助、接濟(jì)甚至是共同防范風(fēng)險(xiǎn)的目的[8]（P41-64）。這一路徑充分介入和處理著社會(huì)成員的生、老、病、死、嫁娶、繁衍、就醫(yī)等各種家庭重大事件，使得家庭成員在無法開展自助的情況下，能夠通過“患難相顧、有無相濟(jì)、緩急相通”的方式維持基本生活[9,10]。

在社會(huì)保障制度日臻完善的背景下，傳統(tǒng)的家庭互助模式能否持續(xù)？它的存續(xù)方式和作用引起了一些研究者的關(guān)注，并形成了不同的觀點(diǎn)和看法。一些學(xué)者基于對(duì)中國鄉(xiāng)村地區(qū)的研究認(rèn)為，改革開放以來，中國的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型導(dǎo)致了傳統(tǒng)宗族出現(xiàn)重構(gòu)或瓦解的現(xiàn)象，核心家庭獨(dú)立化的趨勢(shì)使得家庭間的聯(lián)系和互助行為不斷弱化[11,12]。但另一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，盡管核心家庭成為現(xiàn)代家庭類型的主導(dǎo)并不斷趨向獨(dú)立化，但親屬圈內(nèi)的家庭互助傾向卻依然明顯，親屬之間普遍會(huì)在紅白喜事等重要事件發(fā)生和遭遇變故時(shí)相互幫助，形成具有緊密關(guān)聯(lián)特征的聯(lián)合體[13–15]。

不可否認(rèn)的是，受制于傳統(tǒng)文化觀念、社會(huì)保障以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異，不同地區(qū)的家庭互助行為特征也有可能不同。比如農(nóng)村地區(qū)家庭多為聯(lián)結(jié)型、擴(kuò)展型家庭，而城市地區(qū)的家庭更加具有核心化的特征，農(nóng)村地區(qū)家庭間發(fā)生互助行為的概率要大于城市家庭，經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展落后地區(qū)的家庭互助頻率要強(qiáng)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平發(fā)達(dá)地區(qū)。并且正式社會(huì)保障制度在農(nóng)村地區(qū)、經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展落后地區(qū)的缺位與低水平發(fā)展會(huì)進(jìn)一步放大與強(qiáng)化這一行為[16]。盡管諸如經(jīng)濟(jì)、物質(zhì)、人力等是家庭互助行為的基礎(chǔ)并構(gòu)成了家庭互助行為的內(nèi)容，但家庭間的互助行為并不必然表現(xiàn)為弱對(duì)強(qiáng)、好對(duì)差等單向或線性的模式，而更多地呈現(xiàn)出有無相通、緩急相援的特征[17,18]。而對(duì)于社會(huì)保險(xiǎn)、社會(huì)救助、慈善事業(yè)的發(fā)展是否會(huì)導(dǎo)致家庭互助行為的弱化或增強(qiáng)，已有的研究并沒有得出一致的結(jié)論[19]。

“守望相依、鄰里互助”是中國的傳統(tǒng)美德，是現(xiàn)代社會(huì)保障制度的重要補(bǔ)充。但目前國內(nèi)對(duì)中國家庭互助行為的研究并不多，且大多局限于親屬網(wǎng)絡(luò)或農(nóng)村地區(qū)村落內(nèi)部互助行為的研究，在家庭互助行為的影響因素方面并未得出較為一致的結(jié)論，從范式上來看缺乏相關(guān)的實(shí)證研究，對(duì)于家庭之間經(jīng)濟(jì)交流的設(shè)定也較為粗略，常與親屬間的贍養(yǎng)、借貸等經(jīng)濟(jì)往來糅合在一起，未能專門地清晰地展現(xiàn)中國家庭間傳統(tǒng)互助行為的現(xiàn)狀。本文擬利用最新一輪的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，嘗試對(duì)中國家庭間的互助行為的存在狀態(tài)和影響因素進(jìn)行分析，以期對(duì)第二種“回應(yīng)路徑”––互助模式在中國社會(huì)的存在現(xiàn)狀有更深入的了解。

二、數(shù)據(jù)來源及變量選取

（一）數(shù)據(jù)來源

本文遵循準(zhǔn)確性、可得性、時(shí)效性及覆蓋性的原則，在確保數(shù)據(jù)能夠較為準(zhǔn)確反映變量含義的同時(shí)，亦著力保證數(shù)據(jù)的樣本量和覆蓋面，以盡可能反映經(jīng)濟(jì)社會(huì)中家庭發(fā)展的最新狀況。在比較多個(gè)數(shù)據(jù)來源后，本文最終選取中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的數(shù)據(jù)作為數(shù)據(jù)源。CFPS是由北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）開展的一項(xiàng)全國性家庭跟蹤調(diào)查項(xiàng)目，通過個(gè)體、家庭和社區(qū)三個(gè)層面的樣本數(shù)據(jù)，以面訪問卷調(diào)查、電話訪問和訪員觀察為主要調(diào)查方法，反映中國社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷。調(diào)查樣本覆蓋了除西藏、青海、新疆、寧夏、內(nèi)蒙古、海南、香港、澳門以及臺(tái)灣省以外的 25個(gè)省市自治區(qū)，調(diào)查分為村/居模塊、家庭模塊、成人模塊、少兒模塊及共用模塊，調(diào)查問題涉及村/居建設(shè)、家庭經(jīng)濟(jì)情況、家庭關(guān)系交往情況以及個(gè)體健康、教育、職業(yè)、婚姻、子女、心理狀態(tài)等多個(gè)方面。本文使用了CFPS最新一輪的全國調(diào)查數(shù)據(jù)（2014）以保證其時(shí)效性，2014年調(diào)查共包括 13946個(gè)家庭戶樣本子庫、57739個(gè)家庭關(guān)系樣本子庫和37147個(gè)成人樣本子庫，所有樣本均編有家庭號(hào)、個(gè)人號(hào)及所在村/居號(hào)，使得研究者可以在不同的數(shù)據(jù)子庫間進(jìn)行必要的數(shù)據(jù)匹配。

（二）變量選取

家庭互助行為是本文最重要的被解釋變量，對(duì)于變量的選擇必須能夠單獨(dú)清晰地展現(xiàn)家庭間互助

表1 家庭互助收支、政府補(bǔ)助收入及社會(huì)捐贈(zèng)收支情況描述性統(tǒng)計(jì)

行為的狀況和趨向。在考量本次問卷的“家庭收支”模塊問題后，結(jié)合家庭互助的內(nèi)涵及問卷的可操作性，最終將以下四個(gè)變量作為家庭互助行為的主要代理變量：以被訪家庭過去一年“從不同住的親戚那里獲得了多少現(xiàn)金或?qū)嵨锓矫娴慕?jīng)濟(jì)幫助”和“從其他人（如朋友、同事）那里獲得了多少現(xiàn)金或?qū)嵨锓矫娴慕?jīng)濟(jì)幫助（不包括社會(huì)捐助）”兩項(xiàng)收入之和，構(gòu)建反映被訪家庭互助收入狀況的變量；以被訪家庭過去一年“給過不同住的親戚多少現(xiàn)金或?qū)嵨锏慕?jīng)濟(jì)幫助”和“給過其他人多少經(jīng)濟(jì)幫助（不包括社會(huì)捐款）”兩項(xiàng)支出之和，構(gòu)建反映被訪家庭互助支出狀況的變量①CFPS問卷中較為精確地區(qū)分了家庭的各類轉(zhuǎn)移性收支，包括政府補(bǔ)助收入、社會(huì)保險(xiǎn)（主要是養(yǎng)老和醫(yī)療保險(xiǎn)）、社會(huì)捐贈(zèng)收支、來自親友或給親友的經(jīng)濟(jì)幫助、家庭人情往來開支、家庭債務(wù)情況等，為本文刻畫家庭間互助行為提供了可信的數(shù)據(jù)來源。當(dāng)然，家庭互助不僅限于經(jīng)濟(jì)和物質(zhì)方面的幫助，還有人力服務(wù)、精神支持等，囿于數(shù)據(jù)源的限制，本文僅以經(jīng)濟(jì)和物質(zhì)方面的幫助作為家庭互助的主要代理變量，這種做法可能在某些地區(qū)或在趨勢(shì)性判斷方面存在一定的局限性。。根據(jù)這四個(gè)問題的數(shù)據(jù)，本文對(duì)家庭互助行為進(jìn)行了初步分析，并同時(shí)給出數(shù)據(jù)庫中獲得政府補(bǔ)助、發(fā)生社會(huì)捐贈(zèng)的家庭數(shù)據(jù)用于對(duì)比（見表1）。可以看到，15.9%的被訪家庭存在互助收入，有26.5%的家庭存在對(duì)親友的互助支出，發(fā)生互助行為的家庭占比雖低于收到政府補(bǔ)助的家庭但高于有社會(huì)捐贈(zèng)項(xiàng)的家庭，并且其具體金額在以上三項(xiàng)中最大。這說明，中國家庭之間傳統(tǒng)的互助行為仍然具有廣泛性，且救助力度非常強(qiáng)，這為本文的后續(xù)研究提供了很重要的先驗(yàn)性證據(jù)。影響家庭互助行為的因素有很多，本文在借鑒以往研究[14,20]的基礎(chǔ)上，結(jié)合CFPS數(shù)據(jù)庫的特征，同時(shí)考慮變量獲取的準(zhǔn)確性和可獲得性，將解釋家庭互助行為的因素分為四個(gè)部分：家庭客觀條件部分，家庭文化、人際交往和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)部分，家庭所在區(qū)域特征部分以及政府和社會(huì)責(zé)任部分。

家庭的構(gòu)成、經(jīng)濟(jì)實(shí)力，或者通常意義上所說的家庭的“光景”，是決定一個(gè)家庭能否獲得來自親友的接濟(jì)或者是否向親友伸出援助之手的關(guān)鍵因素。通常認(rèn)為，收入水平越高、閑置資金越多、社會(huì)影響力越大、不存在債務(wù)問題的家庭越有能力救濟(jì)親友。因此，本文選取了包括家庭規(guī)模、家庭人口結(jié)構(gòu)、家庭收入、家庭教育水平、家庭政治資本、家庭債務(wù)情況等在內(nèi)的13個(gè)代理變量來刻畫家庭客觀條件。

以往許多研究亦指出，家庭之間的交往、中國傳統(tǒng)的家族文化也會(huì)對(duì)家庭之間的互助行為產(chǎn)生重要影響[21]。基于此，本文認(rèn)為，親屬圈家庭間密切的交往和家族觀念的深入會(huì)促進(jìn)傳統(tǒng)互助行為的發(fā)生。在 CFPS數(shù)據(jù)庫中選取“過去一年您家與非同住親戚之間的交往、聯(lián)絡(luò)（如聚會(huì)、拜訪等）是否頻繁”“過去一年您家與鄰里之間的關(guān)系是否和睦”兩個(gè)問題來考察一個(gè)家庭的人際交往和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)情況①調(diào)查中還涉及被訪家庭過去一年的人情往來重大事件（包括男性娶親、女性出嫁、小孩出生、孩子考上大學(xué)、老人過壽和家人去世等）所形成的人情收支情況。但本文認(rèn)為，中國地域廣闊導(dǎo)致各個(gè)地方的習(xí)俗不盡相同，禮物/禮金在價(jià)值、內(nèi)容上差別也很大，并不能夠作為衡量家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的有效指標(biāo)。胡楓、陳玉宇也指出，以人情收支來衡量社會(huì)網(wǎng)絡(luò)有可能存在嚴(yán)重內(nèi)生性的問題，比如想要獲得親友的大額借貸而送禮，這已超越維系家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的目的。因此，本文放棄了對(duì)這類數(shù)據(jù)的使用。[22]，選取“您家是否有家譜、族譜”②考慮到傳統(tǒng)家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的特質(zhì)以及家譜、族譜傳承性的特點(diǎn)，本文從2010年CFPS第一輪全國調(diào)查數(shù)據(jù)中匹配了這一個(gè)變量的數(shù)據(jù)。[23]“過去一年您家是否參與家族祭祖/掃墓等活動(dòng)”以及家庭成員的宗教信仰和民族歸屬問題來考察家庭文化情況。

中國地域廣闊，城鄉(xiāng)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平差異格局明顯，家庭所在區(qū)域的經(jīng)濟(jì)社會(huì)狀況也有可能影響家庭間的互助行為。因此，根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局《東西中部和東北地區(qū)劃分方法》，本文控制家庭的城鄉(xiāng)差別，按東中西及東北四大區(qū)域劃分控制家庭所處的經(jīng)濟(jì)帶，并根據(jù)訪員觀察數(shù)據(jù)細(xì)化了家庭所在村落/城鎮(zhèn)居住區(qū)的經(jīng)濟(jì)情況。此外，自然災(zāi)害也是導(dǎo)致家庭陷入困境、急需救濟(jì)的一大原因，處于自然災(zāi)害頻發(fā)區(qū)的家庭或?qū)⒚媾R不一樣的救濟(jì)境況，因此本文將這一因素也納入了考慮范圍。

最后一個(gè)部分是政府和社會(huì)責(zé)任，主要考察社會(huì)保障制度和慈善捐贈(zèng)對(duì)于家庭互助行為的影響。前文中討論了正式制度和非正式制度間的相互關(guān)系，社會(huì)保障制度的建立健全有可能使家庭傳統(tǒng)的互助行為逐漸消逝。而慈善捐贈(zèng)作為社會(huì)性的捐贈(zèng)活動(dòng)，又與傳統(tǒng)互助行為這種“非社會(huì)性”的內(nèi)部慈善活動(dòng)在非正式制度的框架內(nèi)互動(dòng)。近年來，中國迅速發(fā)展的慈善事業(yè)是否也會(huì)對(duì)傳統(tǒng)互助行為產(chǎn)生擠出或擠入的影響？因此，在這一部分本文選取了過去一年被訪家庭“收到的政府補(bǔ)助金額”“社會(huì)捐助收入/支出額”“收到的離退休金及養(yǎng)老保險(xiǎn)總額”“家庭成員是否享有公費(fèi)醫(yī)療、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)以及新型農(nóng)村合作醫(yī)療等醫(yī)療保險(xiǎn)”作為代理變量，來研究政府行為和社會(huì)捐贈(zèng)對(duì)家庭互助行為的影響。

三、模型構(gòu)建

對(duì)家庭互助行為的分析涉及兩個(gè)方面的問題，一是這種行為發(fā)生的可能性，即是否存在家庭間的互助行為；二是這種行為發(fā)生的程度，即互助的收入/支出額。前者是“有”和“無”的二元離散變量，后者是存在多零值（互助支出或收入為0）的“受限”變量，兩者均不符合OLS法的經(jīng)典回歸假設(shè)。因此，本文選擇Probit模型來分析家庭互助行為發(fā)生的可能性問題，選擇適合估計(jì)存在上限、下限或極限值因變量的受限因變量模型（Tobit）來分析家庭互助行為發(fā)生的程度問題。本文所使用的基本模型為：

式中，Probit（y）是 Probit模型下的被解釋變量，表示被訪家庭有無互助收入/支出的二元離散變量；Tobit（y）是Tobit模型下的被解釋變量，表示存在部分零值的互助收入/支出額。根據(jù)前文的討論，本文將解釋變量細(xì)化為四個(gè)部分：家庭客觀條件 xi，包括家庭規(guī)模、家庭老年人口數(shù)、未成年人口數(shù)、家庭平均年齡的平方、家庭人均收入、家庭政治資本、家庭教育狀況、家庭重大決策者性別以及家庭債務(wù)情況，β為其回歸系數(shù)；zi為家庭文化、人際交往及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，其回歸系數(shù)為γ，具體代理變量包括家庭有無家譜或族譜、過去一年的掃墓祭祖行為、親戚間的交往頻次、鄰里間的和睦程度、家庭宗教信仰情況及所屬民族；νi為家庭所屬區(qū)域特征，其回歸系數(shù)為δ，代理變量包括家庭所在地的城鄉(xiāng)劃分、家庭所在地的東中西及東北四大區(qū)域劃分、家庭所在村/居是否屬于自然災(zāi)害頻發(fā)區(qū)劃分以及訪員觀察的家庭所在村/居的經(jīng)濟(jì)狀況判斷；政府和社會(huì)責(zé)任表示為ωi，θ為回歸系數(shù)，代理變量包括政府補(bǔ)助、社會(huì)捐贈(zèng)收支額和社會(huì)保險(xiǎn)參與情況，μ是隨機(jī)干擾項(xiàng)。表2列出了各變量的名稱及賦值操作。

四、實(shí)證結(jié)果及其分析

本文首先利用Probit模型分析家庭客觀情況、家庭文化及人際交往、家庭所在區(qū)域特征以及政府和社會(huì)責(zé)任四大模塊因素對(duì)于家庭互助行為存在可能性的影響，然后采用Tobit模型進(jìn)一步考察中國家庭互助收入額/支出額的影響因素。

（一）從有無互助收入或支出看中國家庭互助行為發(fā)生的可能性

在家庭客觀條件模塊中，收入越高的家庭有互助支出的可能性越大，而接受互濟(jì)的可能性越小。類似的還有家庭政治資本，家庭中存在共產(chǎn)黨員、民主黨派人士以及擔(dān)任人大代表、政協(xié)委員等職務(wù)的成員越多，其接濟(jì)親友的可能性越大；而當(dāng)家庭存在欠親友款項(xiàng)時(shí)，其越有可能接受來自親友的接濟(jì)，同時(shí)也更容易發(fā)生互助支出。不過向銀行、民間借貸機(jī)構(gòu)借款則沒有這樣的聯(lián)系。原因可能有兩個(gè)，其一，向銀行及其他金融機(jī)構(gòu)借款需要有抵押物，能夠向金融機(jī)構(gòu)借款的家庭往往有相當(dāng)價(jià)值的抵押物，如果是房貸，貸款者還會(huì)就未來的還貸能力進(jìn)行自我評(píng)估，而親友借款往往只憑借相互的信任和了解；其二，銀行和其他機(jī)構(gòu)的借款行為更為私人化，可能只有家庭成員知曉借款情況，但是，一旦變?yōu)橛H友間的借款舉動(dòng)，則家族鄰里都會(huì)知曉，從而會(huì)出現(xiàn)“一家有難、多方來濟(jì)”的狀態(tài)。另外，本文還發(fā)現(xiàn)了其他一些有趣的現(xiàn)象。例如，家庭規(guī)模越大、人口越多，其從親友處獲得接濟(jì)或給親友接濟(jì)的可能都很小。對(duì)此可能的解釋是，盡管勞動(dòng)力和收入都可能隨著家庭規(guī)模的擴(kuò)大而提高，但增多的家庭收入會(huì)因家庭成員較多而被稀釋，同時(shí)家庭負(fù)擔(dān)也隨之增加，導(dǎo)致家庭出現(xiàn)“自保有余、助他不足”的境況。

而家庭老年人口越多，其收到互助收入的可能性越大，接濟(jì)他人的可能性越小。因?yàn)槔先藷o勞動(dòng)能力且需要供養(yǎng)，甚至因存在較大的醫(yī)療開支而成為家庭較為沉重的負(fù)擔(dān)，在這樣的情況下，老年人口多的家庭很可能收到來自親友的接濟(jì)，但無力再幫助其他家庭。另一個(gè)有趣的結(jié)果是，家庭未成年人越多，就越有可能對(duì)他人進(jìn)行接濟(jì)。這似乎有違常理，一般來說，家中需要撫養(yǎng)的未成年人越多，家庭負(fù)擔(dān)可能越重，則不可能再去幫助親友。但從另外一個(gè)方面來看，隨著現(xiàn)代社會(huì)生育和撫養(yǎng)孩子的成本不斷上升，愿意撫養(yǎng)更多的孩子說明家庭對(duì)于自身的經(jīng)濟(jì)實(shí)力有更充分的信心，多子女家庭反而更有富余力量接濟(jì)周圍親友。另外，家庭平均年齡與傳統(tǒng)互助收入間存在顯著的正U型關(guān)系，與互助支出則無明顯關(guān)系。說明平均年齡越大的老年家庭或者越小的年輕家庭皆有被扶助的需求，越可能獲得來自親友的接

濟(jì)。本文還注意到，當(dāng)家庭重大決策者為男性時(shí)，其家庭越有可能對(duì)周圍親友實(shí)施接濟(jì)，為女性時(shí)則越容易受到接濟(jì)，說明一些女性“當(dāng)家”的家庭境況有可能更為艱難，接受親友接濟(jì)的情況更普遍，如失去丈夫后由寡婦撫養(yǎng)子女并支撐家庭的情況。

表2 各重要變量名稱及賦值

表3 中國家庭互助行為發(fā)生的影響因素分析

在家庭文化及人際交往模塊中，家族的凝結(jié)程度和聯(lián)系緊密性對(duì)于家庭互助行為的發(fā)生有顯著的影響。諸如家譜、祭祖行為等是一個(gè)家庭和睦友善、敦親睦族的體現(xiàn)，是家庭文化與內(nèi)涵的象征。回歸結(jié)果顯示，擁有家譜、族譜以及過去一年中有過祭祖、掃墓等家族集體活動(dòng)的家庭更傾向于對(duì)親友進(jìn)行接濟(jì)。在家庭人際交往方面，與親戚間的關(guān)系和交往對(duì)于互助行為比較重要，與親戚交往達(dá)到偶爾程度以上的家庭，其收到接濟(jì)或接濟(jì)他人的可能性越大，充分說明了親屬圈在傳統(tǒng)互助行為中扮演的重要角色。而與鄰里間關(guān)系越和睦，家庭收到互助收入以及有互助支出的概率越大，尤其是鄰里間關(guān)系達(dá)到比較和睦的程度以上時(shí)，這種互助行為發(fā)生的概率更加明顯。另外，有宗教信仰的家庭也更易獲得接濟(jì)，這說明宗教信仰在一定程度上具有引導(dǎo)向善、互助共濟(jì)的作用。而民族變量則對(duì)互助行為沒有顯著影響。

區(qū)域特征變量的分析表明，城市家庭較農(nóng)村家庭不易獲得互助收入，但較容易接濟(jì)他人，且在檢驗(yàn)中表現(xiàn)顯著。這或是因?yàn)橄噍^于農(nóng)村家庭而言，城市家庭的收入水平較高、抗逆力強(qiáng)，并且城市地區(qū)的公共服務(wù)、保險(xiǎn)與金融等市場(chǎng)發(fā)育完善，能夠緩解風(fēng)險(xiǎn)、意外等事件帶來的沖擊，因而其出現(xiàn)互助支出的概率大于互助收入的概率；相比東部地區(qū)家庭，西部地區(qū)的家庭更容易收到互助收入，支出的可能性較小，這與西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低、公共服務(wù)供給不完備以至于西部地區(qū)家庭抗逆力較弱有較大的關(guān)系。進(jìn)一步地，處于自然災(zāi)害頻發(fā)區(qū)對(duì)于家庭獲得互助收入的影響為正，對(duì)于救濟(jì)他人的影響為負(fù)，但均不顯著，這說明，在受到自然災(zāi)害沖擊時(shí)，受災(zāi)家庭可能面臨“自顧不暇”，其家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)內(nèi)的經(jīng)濟(jì)互助格局面臨瓦解，從而使得家庭間經(jīng)濟(jì)互助行為反而趨于減少；另外，被訪家庭所在村/居經(jīng)濟(jì)條件越好，獲得傳統(tǒng)互助收入的可能性越小，出現(xiàn)互助支出的可能性更大。

在社會(huì)保障和慈善捐贈(zèng)對(duì)家庭互助行為的影響方面，政府補(bǔ)助（以社會(huì)救助為主）的家庭獲得傳統(tǒng)親友接濟(jì)的可能性更大，接濟(jì)他人的可能性更小，說明家庭間的傳統(tǒng)互相行為與政府的社會(huì)救助存在“共進(jìn)”關(guān)系，而不是擠出態(tài)勢(shì)，在對(duì)貧困家庭的瞄準(zhǔn)機(jī)制上，社會(huì)救助和傳統(tǒng)互助有一定的共向性。同樣的關(guān)系也體現(xiàn)在社會(huì)捐贈(zèng)支出對(duì)傳統(tǒng)互助支出的影響上，家庭社會(huì)捐贈(zèng)支出越多，其救助親友的可能性也就越大。但是作為社會(huì)保險(xiǎn)重要組成部分的養(yǎng)老保險(xiǎn)則對(duì)傳統(tǒng)互助收入形成“擠出”效應(yīng)，即養(yǎng)老金越高、越穩(wěn)定的家庭收到來自親友救助的可能性越小，接濟(jì)他人的可能性越大，這說明中國的養(yǎng)老金制度在保障公民家庭生活安全方面所發(fā)揮的作用越來越大。而醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭互助行為的影響并不明顯，暗示了社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)在分擔(dān)居民健康經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)方面的作用有限，需要進(jìn)一步加強(qiáng)。

（二）從收入額與支出額看中國家庭互助行為發(fā)生的程度

表4給出了以“傳統(tǒng)互助收入額/支出額”為被解釋變量的Tobit模型結(jié)果。與表3得出的結(jié)論相似，傳統(tǒng)救濟(jì)資源更有可能從收入高的家庭流向收入低的家庭，自政治資本充足的家庭流向非充足家庭；自然災(zāi)害的沖擊往往造成傳統(tǒng)家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中經(jīng)濟(jì)互助格局“土崩瓦解”；政府救助與社會(huì)捐贈(zèng)此時(shí)會(huì)成為家庭渡過難關(guān)更可靠的依賴；家庭年齡狀況與互助收入額呈現(xiàn)顯著的正U型關(guān)系，對(duì)于支出的正U型關(guān)系則相對(duì)不明朗。家庭規(guī)模對(duì)家庭互助支出額存在顯著的負(fù)向影響，親屬圈內(nèi)的交往和親密程度則對(duì)家庭間的傳統(tǒng)互助行為有顯著的正向影響。政府補(bǔ)助對(duì)互助收入有擠進(jìn)效應(yīng)，而社會(huì)捐助支出和養(yǎng)老保險(xiǎn)收入則對(duì)傳統(tǒng)互助支出有擠進(jìn)效應(yīng)。不過，與表3給出的結(jié)論有些不同，一些影響因素在Tobit模型下雖維持了一致的趨勢(shì)，但結(jié)果不再顯著，如家庭老年人口數(shù)、家庭所處的村/居的經(jīng)濟(jì)狀況等。另一個(gè)有趣的發(fā)現(xiàn)是，這里家庭收入狀況對(duì)傳統(tǒng)互助收入額也呈現(xiàn)出顯著的正向影響，但作用小于支出方面。這個(gè)結(jié)果有些出乎我們的意料，收入越高的家庭怎么會(huì)有可能獲得更多的親友資助？一個(gè)可能的解釋是，社會(huì)救助和傳統(tǒng)互助的出發(fā)點(diǎn)有所不同：前者的目標(biāo)是幫助因各種原因而陷入貧窮的家庭和個(gè)人，其特征是資源（資金、物質(zhì)等）從政府向個(gè)體或家庭的單向輸送；而家庭互助既可能是富裕家庭對(duì)貧困親友的單向施助，也可能是家庭間雙向的資源互通有無，不乏幫助親友在追求更高生活質(zhì)量時(shí)“錦上添花”?？傊?，傳統(tǒng)互助行為的出發(fā)點(diǎn)更多元化，受助者也不局限于貧困親友。總體而言，兩種模型下的影響因素實(shí)證結(jié)果均較為一致，家庭收入情況、家庭政治資本、家族及親屬圈關(guān)系、社會(huì)保障制度及社會(huì)捐贈(zèng)因素對(duì)中國家庭傳統(tǒng)互助行為的影響最為顯著和重要。

表4 中國家庭互助收入額/支出額的影響因素分析

五、結(jié)論與展望

本文利用2014年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，討論了包括家庭客觀條件、家庭人際交往、區(qū)域特征以及社會(huì)保障和社會(huì)捐贈(zèng)在內(nèi)的多個(gè)因素對(duì)于中國家庭互助行為的影響，以期深入認(rèn)識(shí)傳統(tǒng)家庭互助在現(xiàn)代社會(huì)的存續(xù)狀態(tài)。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，有互助收入的樣本家庭占比明顯低于接受政府扶助的家庭比例，但互助收入的總額和均值均高于政府扶助；無論是收入還是支出，家庭互助都高于社會(huì)捐贈(zèng)。進(jìn)一步的實(shí)證研究結(jié)果表明，家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)于互助行為的可能性和收支額都有顯著的正向影響，個(gè)體家庭的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模越大、與親友聯(lián)結(jié)越深、家族文化越深厚，這種互助行為發(fā)生的可能性就越大。社會(huì)救助收入、家庭負(fù)債情況則與互助收入存在顯著的正向關(guān)系，家庭社會(huì)救助收入越多、負(fù)債情況越嚴(yán)重，其獲得來自親友幫扶的可能性就越大。而家庭收入、家庭政治資本、養(yǎng)老保險(xiǎn)收入及社會(huì)捐贈(zèng)支出等因素則與互助支出形成正向關(guān)系。同時(shí)，我們還發(fā)現(xiàn)，家庭平均年齡與互助收入呈顯著的正U型關(guān)系，說明新組建的年輕家庭及年齡較大的老年家庭更有可能獲得來自家庭網(wǎng)絡(luò)內(nèi)部的接濟(jì)。

上述研究結(jié)果的意義在于：（1）在一定程度上證實(shí)了家庭互助在當(dāng)今中國社會(huì)的廣泛存在，其強(qiáng)度甚至超過了政府救助。（2）揭示了家庭互助與社會(huì)保障、慈善捐贈(zèng)的互動(dòng)關(guān)系，其中政府救助對(duì)家庭互助有擠入效應(yīng)，而社會(huì)保險(xiǎn)和慈善捐贈(zèng)對(duì)家庭互助有擠出效應(yīng)。（3）讓我們看到了家庭互助既有傳統(tǒng)的一面，也有現(xiàn)代的一面。就前者而言，傳統(tǒng)性越強(qiáng)的家庭，發(fā)生互助行為的可能性越大，如親屬、鄰里關(guān)系的緊密程度，宗教、自然災(zāi)害等的影響基本上都與家庭互助行為的發(fā)生正相關(guān)；就后者而言，現(xiàn)代社會(huì)中的家庭互助不再是單純的濟(jì)貧，它的出發(fā)點(diǎn)已經(jīng)多元化。因此，在中國目前社會(huì)保障碎片化、保障水平還不高、慈善事業(yè)還不夠發(fā)達(dá)的情況下，存在于家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)內(nèi)部的互助資源流動(dòng)，對(duì)于家庭尤其是農(nóng)村地區(qū)的家庭獲得經(jīng)濟(jì)幫助，進(jìn)而保障和提高其生活及福利水平有重要的作用。作為優(yōu)秀的傳統(tǒng)文化，家庭間的互助行為應(yīng)該得到相應(yīng)的保護(hù)與支持，公共政策特別是家庭政策需要對(duì)家庭互助的發(fā)展加以引導(dǎo)和激勵(lì)，充分發(fā)揮家庭互助在補(bǔ)充社會(huì)保障制度方面的作用。同時(shí)，也應(yīng)該看到，現(xiàn)代社會(huì)變遷所帶來的風(fēng)險(xiǎn)暴露甚至放大了家庭互助的局限性和脆弱性，完善社會(huì)保障制度，是現(xiàn)代社會(huì)發(fā)展的需要。

由于數(shù)據(jù)的限制，本文僅能通過對(duì)截面數(shù)據(jù)的分析，論證當(dāng)前中國家庭互助行為的廣泛存在性及其影響因素，卻無法捕捉到這種行為長(zhǎng)期的變遷情況。這使得我們無法確定，在中國社會(huì)保障制度不斷完善和慈善事業(yè)迅速發(fā)展的大背景之下，傳統(tǒng)互助行為長(zhǎng)期的變動(dòng)趨勢(shì)究竟如何？它是否正在被“擠出”而逐漸“消弭”，還是在中國濃厚的傳統(tǒng)家庭（族）文化的深刻影響下，仍然將廣泛而長(zhǎng)久地延續(xù)下去？這一問題值得進(jìn)一步的觀察和探究。

（感謝宋心璐的前期資料搜集整理工作）

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