孔令卯 王建和

（1.暨南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 511443；2.暨南大學(xué) 國際商學(xué)院，廣東 珠海 519070）

一、文獻(xiàn)綜述

（一）社會網(wǎng)絡(luò)

大量理論和實(shí)證文獻(xiàn)指出，社會網(wǎng)絡(luò)能夠緩解信息不對稱問題、影響居民收入與就業(yè)。社會網(wǎng)絡(luò)能增加共享信息、減少機(jī)會主義行為，有利于避免逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)，削弱隱藏信息和隱藏行動(dòng)問題對信貸市場的不良影響。家庭社會關(guān)系越強(qiáng)，農(nóng)戶也越可能成為民間借貸行為中的借出者。根據(jù)社會網(wǎng)絡(luò)對民間借貸進(jìn)行了分析，馬光榮,楊恩艷（2011）認(rèn)為社會網(wǎng)絡(luò)更廣的農(nóng)戶有更大的可能獲得民間借貸。[1]社會網(wǎng)絡(luò)在收入方面的作用被學(xué)者們廣泛討論。[2]王春超等（2013）研究發(fā)現(xiàn)社會資本對農(nóng)民工的收入起到了顯著的正向促進(jìn)作用。[3]此外，社會網(wǎng)絡(luò)能夠通過增加信息、提供就業(yè)機(jī)會和緩解信貸約束等方式，顯著地促進(jìn)收入的代際流動(dòng)，且該效應(yīng)在市場化程度較低的地區(qū)更明顯。[4]社會網(wǎng)絡(luò)還與居民消費(fèi)有著密切的聯(lián)系。南永清等（2019）考察了多種社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響，并發(fā)現(xiàn)以“郵電通訊”為度量的社會網(wǎng)絡(luò)相比傳統(tǒng)的社會網(wǎng)絡(luò)而言，對于農(nóng)村居民消費(fèi)的顯著正向促進(jìn)作用更為強(qiáng)烈，且社會網(wǎng)絡(luò)可以通過非正規(guī)融資這一渠道對消費(fèi)產(chǎn)生促進(jìn)作用。[5]胡俞等（2013）發(fā)現(xiàn)社會網(wǎng)絡(luò)對居民消費(fèi)支出有顯著促進(jìn)作用，且城市居民消費(fèi)支出所受影響大于農(nóng)村居民。[6]

（二）居民消費(fèi)

現(xiàn)有文獻(xiàn)表明，居民消費(fèi)行為受到包括家庭收入、教育、年齡、住房和城鄉(xiāng)等諸多微觀因素的影響。丁任重（2013）發(fā)現(xiàn)收入水平對東、中、西部的城鄉(xiāng)家庭消費(fèi)都有顯著促進(jìn)作用。[7]家庭財(cái)產(chǎn)性收入對家庭消費(fèi)具有明顯的正向影響，且在低收入家庭中更加顯著。楊書超等（2020）發(fā)現(xiàn)，受教育水平的提升對家庭保健消費(fèi)有著顯著的正向影響。王勇（2019）通過實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)住房價(jià)格上漲通過影響消費(fèi)品價(jià)格改變城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)，且不利于城鎮(zhèn)無房家庭福利的提升。此外，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，住房面積擴(kuò)大對于不同收入層次家庭的消費(fèi)均具有顯著的負(fù)面作用。在我國長期以來的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)體制下，居民家庭消費(fèi)亦呈現(xiàn)出明顯的城鄉(xiāng)差異。劉后平等（2015）發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民消費(fèi)的收入彈性超過城鎮(zhèn)居民。有學(xué)者指出，我國居民的炫耀性消費(fèi)支出傾向較高，并同樣呈現(xiàn)出城鄉(xiāng)異質(zhì)性，其中農(nóng)村居民的炫耀性消費(fèi)明顯低于城市居民?！盎橐鲂?yīng)”對家庭消費(fèi)的影響同樣不容忽視。余麗甜等（2017）分析了已婚、未婚家庭的儲蓄率，發(fā)現(xiàn)未婚家庭儲蓄率更高，消費(fèi)水平更低，表現(xiàn)出“為結(jié)婚而儲蓄”的特點(diǎn)，且“婚姻效應(yīng)”在低收入家庭更為明顯。

（三）社會網(wǎng)絡(luò)對居民消費(fèi)的影響

首先，在消費(fèi)總量方面，社會網(wǎng)絡(luò)能起到正向促進(jìn)作用。社會網(wǎng)絡(luò)能分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，降低預(yù)防性儲蓄，提高家庭消費(fèi)水平。社會網(wǎng)絡(luò)會強(qiáng)化家庭成員的攀比心理，根據(jù)劉雯基于地位關(guān)注理論的研究，社會網(wǎng)絡(luò)擴(kuò)大對具有地位顯示功能的消費(fèi)具有促進(jìn)作用。禮金支出是中國家庭的重要支出，是衡量社會網(wǎng)絡(luò)的常用代理變量。周廣肅等（2015）利用CFPS2010數(shù)據(jù)，分別將禮金支出額和禮金支出占家庭總收入的比重作為解釋變量，研究發(fā)現(xiàn)，兩者均能促進(jìn)家庭消費(fèi)；然而，若禮金支出占家庭總收入的比重過大，亦可能抑制家庭消費(fèi)。不同于多數(shù)文獻(xiàn)使用橫截面數(shù)據(jù)的做法，閆慧楚（2020）采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，構(gòu)建社會資本、消費(fèi)水平和信貸約束間的VAR模型，研究發(fā)現(xiàn)，三者存在長期均衡關(guān)系，且社會資本是消費(fèi)水平變化的格蘭杰原因，論證了社會資本和消費(fèi)水平之間的因果關(guān)系。人情支出對消費(fèi)同時(shí)具有擠出和促進(jìn)兩方面的效應(yīng)，且兩種效應(yīng)的相對大小呈現(xiàn)出收入異質(zhì)性。杭斌（2015）發(fā)現(xiàn)，對中低收入家庭，人情支出的提升對消費(fèi)的抑制作用大于促進(jìn)作用，而對中高收入家庭而言，情況恰恰相反。

第二，社會網(wǎng)絡(luò)能影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)。劉鑫春（2019）發(fā)現(xiàn)，家庭社會網(wǎng)絡(luò)促進(jìn)家庭消費(fèi)傾向的提升，且消費(fèi)傾向提升主要體現(xiàn)在生活必需品上。有學(xué)者指出，社會網(wǎng)絡(luò)能緩解風(fēng)險(xiǎn)厭惡對消費(fèi)的負(fù)面作用，且這種緩解作用在耐用品消費(fèi)上更加強(qiáng)烈。也有學(xué)者得出了不同的結(jié)論。楊陽等（2018）考察了社會網(wǎng)絡(luò)資源對于不同類型家庭消費(fèi)支出的影響，發(fā)現(xiàn)社會網(wǎng)絡(luò)僅對家庭非耐用品消費(fèi)具有顯著的正向促進(jìn)作用?？梢?，現(xiàn)有文獻(xiàn)就社會網(wǎng)絡(luò)對不同類型的消費(fèi)的影響上仍然存在著分歧。韓雷等（2019）考察了社會網(wǎng)絡(luò)對消費(fèi)結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性影響。研究發(fā)現(xiàn)，社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村高收入家庭和城市低收入家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)改善有著顯著的促進(jìn)作用。秦海林等（2019）通過因子分析法構(gòu)建社會資本變量，發(fā)現(xiàn)社會資本對生存型消費(fèi)占家庭總消費(fèi)的比重具有顯著負(fù)向影響，而對發(fā)展型、享受型消費(fèi)具有顯著的正向作用。

（四）社會網(wǎng)絡(luò)對居民消費(fèi)的影響機(jī)制

關(guān)于社會網(wǎng)絡(luò)影響消費(fèi)的機(jī)制，國內(nèi)學(xué)者也進(jìn)行了一些研究。信貸約束對家庭消費(fèi)水平的提升起著阻礙作用，而社會資本對正式和非正式的信貸約束均有緩解作用。緩解信貸約束是社會網(wǎng)絡(luò)促進(jìn)消費(fèi)的重要渠道。社會網(wǎng)絡(luò)能提高非正規(guī)金融對農(nóng)戶的可得性，促進(jìn)居民消費(fèi)水平的提升。

以上文獻(xiàn)表明，第一，社會網(wǎng)絡(luò)在經(jīng)濟(jì)社會中發(fā)揮著重要的作用，對居民的收入、消費(fèi)及其面臨的信貸約束有著重要的影響；第二，社會網(wǎng)絡(luò)對家庭消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化均有正向促進(jìn)作用；第三，社會網(wǎng)絡(luò)能夠通過緩解信貸約束，促進(jìn)家庭消費(fèi)水平的提高；第四，家庭消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)除了受到社會網(wǎng)絡(luò)的影響之外，還與家庭收入、受教育水平等諸多因素密切相關(guān)。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施的2018年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS2018）。其樣本量大，涉及區(qū)域廣，可靠性高，滿足研究需要。刪除含缺失值或異常值的樣本后，得到有效樣本3216個(gè)。

（二）變量定義與說明

1.被解釋變量

被解釋變量為家庭消費(fèi)性支出總和以及發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重。其中，家庭消費(fèi)性支出總和包括食品、衣著、居住、家庭設(shè)備及用品、交通通訊、文教娛樂、醫(yī)療保健、其他用品及服務(wù)八大類支出；發(fā)展型、享受型消費(fèi)的界定借鑒了韓雷和谷陽[22]的做法，包括家庭耐用品支出、文教娛樂支出、醫(yī)療保健支出、旅游支出與美容支出。

2.主要解釋變量

主要解釋變量為社會網(wǎng)絡(luò)，選用人情禮支出衡量，其取值范圍為0至150000元人民幣。

3.控制變量

可能影響家庭消費(fèi)決策的變量，主要分家庭特征變量和戶主特征變量。家庭特征變量包括年人均家庭純收入，家庭是否位于城市、家庭規(guī)模、房產(chǎn)數(shù)量。戶主特征變量主要包括戶主的婚姻狀況、受教育程度、性別和年齡。若戶主為女性，則性別變量賦值為1，否則賦值為0。此外，控制地區(qū)固定效應(yīng)，即引入了省份虛擬變量。

三、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表1呈現(xiàn)了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。我國居民人情禮支出均值為4226.398元，標(biāo)準(zhǔn)差為6282.459元，最大值和最小值分別為150000元和0元，這表明我國居民人情禮支出在個(gè)體之間存在著較大的差距。發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重的均值為0.24，表明發(fā)展型、享受型消費(fèi)占我國居民家庭總消費(fèi)的比重較低。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

（二）基準(zhǔn)回歸

采用OLS回歸，模型設(shè)定如下：

回歸結(jié)果見表2。人情禮支出與家庭消費(fèi)性支出總和呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，且在1%的顯著性水平下顯著。估計(jì)系數(shù)顯示，其他條件不變，戶主的人情禮支出每提高1元，能使家庭消費(fèi)性支出總和平均增加1.088元。可能解釋是：人情禮支出的增加擴(kuò)展了家庭的社會網(wǎng)絡(luò)，增加了家庭財(cái)富，從而促進(jìn)了家庭總消費(fèi)水平的提升。

表2 基準(zhǔn)回歸

就控制變量而言，人均家庭純收入、家庭規(guī)模、家庭擁有房產(chǎn)數(shù)量、戶主已婚對家庭消費(fèi)性支出總和均有正向影響。與農(nóng)村家庭相比，城鎮(zhèn)家庭的消費(fèi)性支出總和更大，且在1%的顯著性水平下顯著。

（三）社會網(wǎng)絡(luò)對發(fā)展型、享受型消費(fèi)占家庭總消費(fèi)比重的影響

為檢驗(yàn)社會網(wǎng)絡(luò)對家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，本文采用Tobit模型進(jìn)行實(shí)證分析，模型設(shè)定如下：

根據(jù)上述模型設(shè)定，利用Tobit模型檢驗(yàn)社會網(wǎng)絡(luò)對發(fā)展型、享受型消費(fèi)占家庭總消費(fèi)比重的影響，得到的估計(jì)結(jié)果列于表3。

表3 社會網(wǎng)絡(luò)對發(fā)展型、享受型消費(fèi)占家庭總消費(fèi)比重的影響

可以發(fā)現(xiàn)，人情禮支出與發(fā)展型、享受型支出比重呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，且在10%的顯著性水平下顯著。

家庭規(guī)模、戶主年齡均對發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重有顯著正向影響，且均在1%水平下顯著。相比于戶主為男性的家庭，戶主為女性的家庭的發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重更高，可能是因?yàn)榕缘倪呺H消費(fèi)傾向高于男性。

（四）內(nèi)生性分析

前述模型可能存在內(nèi)生性問題，遺漏變量可能會同時(shí)影響該家庭的人情禮支出以及發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重。同時(shí)，社會網(wǎng)絡(luò)的拓展可能促進(jìn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，而家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改變也有可能影響其社會網(wǎng)絡(luò)，造成雙向因果。

為緩解內(nèi)生性問題，引入了是否收發(fā)電子郵件、互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道的重要程度和是否為組織成員三個(gè)變量作為人情禮支出的工具變量。三者符合工具變量的基本條件。一方面，工具變量應(yīng)具有“相關(guān)性”，上述工具變量反映了個(gè)體進(jìn)行社會交際的意愿和頻繁程度，顯然與個(gè)體社會網(wǎng)絡(luò)密切相關(guān)。另一方面，工具變量應(yīng)滿足“外生性”，上述工具變量均和家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)沒有直接的關(guān)聯(lián)。引入工具變量后，使用IV Tobit模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表4所示。Wald外生性檢驗(yàn)在1%的顯著性水平上拒絕了不存在內(nèi)生性的原假設(shè)，即內(nèi)生性問題存在。估計(jì)結(jié)果顯示，人情禮支出對發(fā)展型、享受型消費(fèi)具有負(fù)向影響，且在5%水平下顯著。同時(shí)，IV Tobit模型中人情禮支出的估計(jì)系數(shù)為0.00003，而沒有引入工具變量的Tobit模型中人情禮支出的估計(jì)系數(shù)為0.000001，前者是后者30倍。由此可見，若不考慮內(nèi)生性問題，將大大低估社會網(wǎng)絡(luò)對發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重的影響。

表4 內(nèi)生性分析

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

使用生存型消費(fèi)比重作為被解釋變量，保持控制變量相同，考察社會網(wǎng)絡(luò)對生存型消費(fèi)比重的影響。若社會網(wǎng)絡(luò)對發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重的正向影響是穩(wěn)健的，那么隨著社會網(wǎng)絡(luò)的提升，生存型消費(fèi)比重應(yīng)當(dāng)隨之下降。估計(jì)結(jié)果如表5所示，第（1）列為Tobit模型估計(jì)結(jié)果。隨著社會網(wǎng)絡(luò)的提升，生存型消費(fèi)比重下降了，且這種負(fù)向作用在1%的顯著性水平下顯著。與此同時(shí)，考慮到可能存在的內(nèi)生性問題，穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分繼續(xù)使用前文的三個(gè)工具變量，用IV Tobit模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表5第（2）列。結(jié)果顯示，社會網(wǎng)絡(luò)的提升仍然對生存型消費(fèi)比重有負(fù)向影響，且這種影響在1%水平下顯著。對比表5第（1）、（2）列的人情禮支出變量估計(jì)系數(shù)，若不考慮內(nèi)生性問題，社會網(wǎng)絡(luò)對生存型消費(fèi)比重的負(fù)向作用將會被低估，這也反映了引入工具變量、客服內(nèi)生性問題的必要性?？傊?，社會網(wǎng)絡(luò)對生存型消費(fèi)比重的負(fù)向作用十分顯著，能說明研究結(jié)果的穩(wěn)健性，即社會網(wǎng)絡(luò)對發(fā)展型、享受型消費(fèi)具有正向促進(jìn)作用。

表5 穩(wěn)健型檢驗(yàn)

（六）異質(zhì)性分析

1.生命周期異質(zhì)性

按戶主年齡將樣本分為35歲（含）以下青年戶主和35歲以上中老年戶主兩個(gè)子樣本，考察不同年齡群體戶主的社會網(wǎng)絡(luò)對于發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重的影響。估計(jì)結(jié)果表明，對于青年戶主，其社會網(wǎng)絡(luò)的擴(kuò)展能提升發(fā)展型和享受型消費(fèi)比重，且該促進(jìn)效應(yīng)在10%水平下顯著。對于中老年戶主，其社會網(wǎng)絡(luò)的擴(kuò)展并不能夠顯著地提高這一比重。

表6 生命周期異質(zhì)性

注：*** p<0.01,** p<0.05,* p<0.1；圓括號內(nèi)為估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

2.收入異質(zhì)性

分析不同收入層級下，社會網(wǎng)絡(luò)對發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重的影響。將樣本中人均家庭純收入低于中位數(shù)的家庭定義為低收入家庭，其余家庭定義為高收入家庭，考察社會網(wǎng)絡(luò)對消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響的收入異質(zhì)性。結(jié)果表明，社會網(wǎng)絡(luò)對于低收入家庭的發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重雖然有正向作用，但并不顯著；同時(shí)，社會網(wǎng)絡(luò)能夠提高高收入家庭在發(fā)展型、享受型消費(fèi)上的比重，且這種促進(jìn)作用在5%的顯著性水平下顯著。

表7 收入異質(zhì)性

3.社會網(wǎng)絡(luò)影響居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的機(jī)制探究

由于信息不對稱等問題，正規(guī)金融服務(wù)的普及面臨諸多限制。信貸約束制約著居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，而社會網(wǎng)絡(luò)具有緩解信貸約束的作用。楊汝岱等（2011）發(fā)現(xiàn)，社會網(wǎng)絡(luò)越發(fā)達(dá)的農(nóng)戶，其民間借貸行為越活躍，社會網(wǎng)絡(luò)是農(nóng)戶平衡現(xiàn)金流、弱化流動(dòng)性約束的重要手段； 嚴(yán)太華等（2015）發(fā)現(xiàn)家庭社會網(wǎng)絡(luò)有助于改善農(nóng)村家庭信貸約束困境，提高農(nóng)戶獲得借貸的概率。

因此，以是否擔(dān)負(fù)尚未歸還的民間借款為中介變量，簡稱為信貸約束變量，探究社會網(wǎng)絡(luò)對發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重的影響機(jī)制。首先，將前文Tobit模型估計(jì)結(jié)果列于表8第（1）列，以作比對。其次，以信貸約束為被解釋變量，以社會網(wǎng)絡(luò)作為主要解釋變量，采用與前文相同的控制變量，使用Logit模型進(jìn)行估計(jì)，見表8第（2）列。結(jié)果顯示，人情禮支出的增加在10%的顯著性水平下能夠顯著提高戶主擔(dān)負(fù)民間借款的概率。表8第（3）列同時(shí)將人情禮支出和信貸約束變量引入Tobit模型，結(jié)果顯示，人情禮支出和信貸約束分別在10%和1%的顯著性水平上對發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重具有正向促進(jìn)作用。

綜合表8第（1）至（3）列的估計(jì)結(jié)果，信貸約束在社會網(wǎng)絡(luò)對發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重的影響中的中介效應(yīng)成立。社會網(wǎng)絡(luò)可以通過環(huán)節(jié)家庭面臨的信貸約束來促進(jìn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

表8 中介效應(yīng)

四、結(jié)論

使用2018年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，研究社會網(wǎng)絡(luò)對家庭消費(fèi)總量和發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重的影響。研究發(fā)現(xiàn)，社會網(wǎng)絡(luò)能夠顯著促進(jìn)家庭消費(fèi)總量的提升并提高發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重。在考慮了內(nèi)生性問題后，社會網(wǎng)絡(luò)對發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重的正向影響依然成立。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，對戶主處于不同生命周期的家庭和收入水平不同的家庭而言，社會網(wǎng)絡(luò)對發(fā)展型、享受型消費(fèi)的促進(jìn)作用顯著程度有很大差異。機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，民間借款是社會網(wǎng)絡(luò)影響發(fā)展型、享受型消費(fèi)比重的一個(gè)重要渠道，其中介效應(yīng)成立。