社會網絡與家庭消費結構——基于CFPS2018的實證分析

孔令卯 王建和

（1.暨南大學 經濟學院，廣東 廣州 511443；2.暨南大學 國際商學院，廣東 珠海 519070）

一、文獻綜述

（一）社會網絡

大量理論和實證文獻指出，社會網絡能夠緩解信息不對稱問題、影響居民收入與就業。社會網絡能增加共享信息、減少機會主義行為，有利于避免逆向選擇和道德風險，削弱隱藏信息和隱藏行動問題對信貸市場的不良影響。家庭社會關系越強，農戶也越可能成為民間借貸行為中的借出者。根據社會網絡對民間借貸進行了分析，馬光榮,楊恩艷（2011）認為社會網絡更廣的農戶有更大的可能獲得民間借貸。[1]社會網絡在收入方面的作用被學者們廣泛討論。[2]王春超等（2013）研究發現社會資本對農民工的收入起到了顯著的正向促進作用。[3]此外，社會網絡能夠通過增加信息、提供就業機會和緩解信貸約束等方式，顯著地促進收入的代際流動，且該效應在市場化程度較低的地區更明顯。[4]社會網絡還與居民消費有著密切的聯系。南永清等（2019）考察了多種社會網絡對農村居民消費水平的影響，并發現以“郵電通訊”為度量的社會網絡相比傳統的社會網絡而言，對于農村居民消費的顯著正向促進作用更為強烈，且社會網絡可以通過非正規融資這一渠道對消費產生促進作用。[5]胡俞等（2013）發現社會網絡對居民消費支出有顯著促進作用，且城市居民消費支出所受影響大于農村居民。[6]

（二）居民消費

現有文獻表明，居民消費行為受到包括家庭收入、教育、年齡、住房和城鄉等諸多微觀因素的影響。丁任重（2013）發現收入水平對東、中、西部的城鄉家庭消費都有顯著促進作用。[7]家庭財產性收入對家庭消費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）發現，受教育水平的提升對家庭保健消費有著顯著的正向影響。王勇（2019）通過實證研究，發現住房價格上漲通過影響消費品價格改變城鎮家庭消費結構，且不利于城鎮無房家庭福利的提升。此外，有學者發現，住房面積擴大對于不同收入層次家庭的消費均具有顯著的負面作用。在我國長期以來的城鄉二元結構體制下，居民家庭消費亦呈現出明顯的城鄉差異。劉后平等（2015）發現，農村居民消費的收入彈性超過城鎮居民。有學者指出，我國居民的炫耀性消費支出傾向較高，并同樣呈現出城鄉異質性，其中農村居民的炫耀性消費明顯低于城市居民。“婚姻效應”對家庭消費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，發現未婚家庭儲蓄率更高，消費水平更低，表現出“為結婚而儲蓄”的特點，且“婚姻效應”在低收入家庭更為明顯。

（三）社會網絡對居民消費的影響

首先，在消費總量方面，社會網絡能起到正向促進作用。社會網絡能分擔風險，降低預防性儲蓄，提高家庭消費水平。社會網絡會強化家庭成員的攀比心理，根據劉雯基于地位關注理論的研究，社會網絡擴大對具有地位顯示功能的消費具有促進作用。禮金支出是中國家庭的重要支出，是衡量社會網絡的常用代理變量。周廣肅等（2015）利用CFPS2010數據，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，研究發現，兩者均能促進家庭消費；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。不同于多數文獻使用橫截面數據的做法，閆慧楚（2020）采用時間序列數據，構建社會資本、消費水平和信貸約束間的VAR模型，研究發現，三者存在長期均衡關系，且社會資本是消費水平變化的格蘭杰原因，論證了社會資本和消費水平之間的因果關系。人情支出對消費同時具有擠出和促進兩方面的效應，且兩種效應的相對大小呈現出收入異質性。杭斌（2015）發現，對中低收入家庭，人情支出的提升對消費的抑制作用大于促進作用，而對中高收入家庭而言，情況恰恰相反。

第二，社會網絡能影響家庭消費結構。劉鑫春（2019）發現，家庭社會網絡促進家庭消費傾向的提升，且消費傾向提升主要體現在生活必需品上。有學者指出，社會網絡能緩解風險厭惡對消費的負面作用，且這種緩解作用在耐用品消費上更加強烈。也有學者得出了不同的結論。楊陽等（2018）考察了社會網絡資源對于不同類型家庭消費支出的影響，發現社會網絡僅對家庭非耐用品消費具有顯著的正向促進作用。可見，現有文獻就社會網絡對不同類型的消費的影響上仍然存在著分歧。韓雷等（2019）考察了社會網絡對消費結構的異質性影響。研究發現，社會網絡對農村高收入家庭和城市低收入家庭的消費結構改善有著顯著的促進作用。秦海林等（2019）通過因子分析法構建社會資本變量，發現社會資本對生存型消費占家庭總消費的比重具有顯著負向影響，而對發展型、享受型消費具有顯著的正向作用。

（四）社會網絡對居民消費的影響機制

關于社會網絡影響消費的機制，國內學者也進行了一些研究。信貸約束對家庭消費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絡促進消費的重要渠道。社會網絡能提高非正規金融對農戶的可得性，促進居民消費水平的提升。

以上文獻表明，第一，社會網絡在經濟社會中發揮著重要的作用，對居民的收入、消費及其面臨的信貸約束有著重要的影響；第二，社會網絡對家庭消費水平和消費結構優化均有正向促進作用；第三，社會網絡能夠通過緩解信貸約束，促進家庭消費水平的提高；第四，家庭消費水平和消費結構除了受到社會網絡的影響之外，還與家庭收入、受教育水平等諸多因素密切相關。

二、研究設計

（一）數據來源

數據來自北京大學中國社會科學調查中心實施的2018年中國家庭追蹤調查（CFPS2018）。其樣本量大，涉及區域廣，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。

（二）變量定義與說明

1.被解釋變量

被解釋變量為家庭消費性支出總和以及發展型、享受型消費比重。其中，家庭消費性支出總和包括食品、衣著、居住、家庭設備及用品、交通通訊、文教娛樂、醫療保健、其他用品及服務八大類支出；發展型、享受型消費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絡，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、家庭規模、房產數量。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，控制地區固定效應，即引入了省份虛擬變量。

三、實證分析

（一）描述性統計

表1呈現了主要變量的描述性統計結果。我國居民人情禮支出均值為4226.398元，標準差為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體之間存在著較大的差距。發展型、享受型消費比重的均值為0.24，表明發展型、享受型消費占我國居民家庭總消費的比重較低。

表1 主要變量描述性統計

（二）基準回歸

采用OLS回歸，模型設定如下：

回歸結果見表2。人情禮支出與家庭消費性支出總和呈現正相關關系，且在1%的顯著性水平下顯著。估計系數顯示，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展了家庭的社會網絡，增加了家庭財富，從而促進了家庭總消費水平的提升。

表2 基準回歸

就控制變量而言，人均家庭純收入、家庭規模、家庭擁有房產數量、戶主已婚對家庭消費性支出總和均有正向影響。與農村家庭相比，城鎮家庭的消費性支出總和更大，且在1%的顯著性水平下顯著。

（三）社會網絡對發展型、享受型消費占家庭總消費比重的影響

為檢驗社會網絡對家庭消費結構的影響，本文采用Tobit模型進行實證分析，模型設定如下：

根據上述模型設定，利用Tobit模型檢驗社會網絡對發展型、享受型消費占家庭總消費比重的影響，得到的估計結果列于表3。

表3 社會網絡對發展型、享受型消費占家庭總消費比重的影響

可以發現，人情禮支出與發展型、享受型支出比重呈現正相關關系，且在10%的顯著性水平下顯著。

家庭規模、戶主年齡均對發展型、享受型消費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展型、享受型消費比重更高，可能是因為女性的邊際消費傾向高于男性。

（四）內生性分析

前述模型可能存在內生性問題，遺漏變量可能會同時影響該家庭的人情禮支出以及發展型、享受型消費比重。同時，社會網絡的拓展可能促進家庭消費結構的優化升級，而家庭消費結構的改變也有可能影響其社會網絡，造成雙向因果。

為緩解內生性問題，引入了是否收發電子郵件、互聯網作為信息渠道的重要程度和是否為組織成員三個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，工具變量應具有“相關性”，上述工具變量反映了個體進行社會交際的意愿和頻繁程度，顯然與個體社會網絡密切相關。另一方面，工具變量應滿足“外生性”，上述工具變量均和家庭消費結構沒有直接的關聯。引入工具變量后，使用IV Tobit模型進行估計，結果如表4所示。Wald外生性檢驗在1%的顯著性水平上拒絕了不存在內生性的原假設，即內生性問題存在。估計結果顯示，人情禮支出對發展型、享受型消費具有負向影響，且在5%水平下顯著。同時，IV Tobit模型中人情禮支出的估計系數為0.00003，而沒有引入工具變量的Tobit模型中人情禮支出的估計系數為0.000001，前者是后者30倍。由此可見，若不考慮內生性問題，將大大低估社會網絡對發展型、享受型消費比重的影響。

表4 內生性分析

（五）穩健性檢驗

使用生存型消費比重作為被解釋變量，保持控制變量相同，考察社會網絡對生存型消費比重的影響。若社會網絡對發展型、享受型消費比重的正向影響是穩健的，那么隨著社會網絡的提升，生存型消費比重應當隨之下降。估計結果如表5所示，第（1）列為Tobit模型估計結果。隨著社會網絡的提升，生存型消費比重下降了，且這種負向作用在1%的顯著性水平下顯著。與此同時，考慮到可能存在的內生性問題，穩健性檢驗部分繼續使用前文的三個工具變量，用IV Tobit模型進行估計，結果見表5第（2）列。結果顯示，社會網絡的提升仍然對生存型消費比重有負向影響，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系數，若不考慮內生性問題，社會網絡對生存型消費比重的負向作用將會被低估，這也反映了引入工具變量、客服內生性問題的必要性。總之，社會網絡對生存型消費比重的負向作用十分顯著，能說明研究結果的穩健性，即社會網絡對發展型、享受型消費具有正向促進作用。

表5 穩健型檢驗

（六）異質性分析

1.生命周期異質性

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子樣本，考察不同年齡群體戶主的社會網絡對于發展型、享受型消費比重的影響。估計結果表明，對于青年戶主，其社會網絡的擴展能提升發展型和享受型消費比重，且該促進效應在10%水平下顯著。對于中老年戶主，其社會網絡的擴展并不能夠顯著地提高這一比重。

表6 生命周期異質性

注：*** p<0.01,** p<0.05,* p<0.1；圓括號內為估計系數的標準誤。

2.收入異質性

分析不同收入層級下，社會網絡對發展型、享受型消費比重的影響。將樣本中人均家庭純收入低于中位數的家庭定義為低收入家庭，其余家庭定義為高收入家庭，考察社會網絡對消費結構影響的收入異質性。結果表明，社會網絡對于低收入家庭的發展型、享受型消費比重雖然有正向作用，但并不顯著；同時，社會網絡能夠提高高收入家庭在發展型、享受型消費上的比重，且這種促進作用在5%的顯著性水平下顯著。

表7 收入異質性

3.社會網絡影響居民消費結構的機制探究

由于信息不對稱等問題，正規金融服務的普及面臨諸多限制。信貸約束制約著居民消費結構的優化，而社會網絡具有緩解信貸約束的作用。楊汝岱等（2011）發現，社會網絡越發達的農戶，其民間借貸行為越活躍，社會網絡是農戶平衡現金流、弱化流動性約束的重要手段； 嚴太華等（2015）發現家庭社會網絡有助于改善農村家庭信貸約束困境，提高農戶獲得借貸的概率。

因此，以是否擔負尚未歸還的民間借款為中介變量，簡稱為信貸約束變量，探究社會網絡對發展型、享受型消費比重的影響機制。首先，將前文Tobit模型估計結果列于表8第（1）列，以作比對。其次，以信貸約束為被解釋變量，以社會網絡作為主要解釋變量，采用與前文相同的控制變量，使用Logit模型進行估計，見表8第（2）列。結果顯示，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負民間借款的概率。表8第（3）列同時將人情禮支出和信貸約束變量引入Tobit模型，結果顯示，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展型、享受型消費比重具有正向促進作用。

綜合表8第（1）至（3）列的估計結果，信貸約束在社會網絡對發展型、享受型消費比重的影響中的中介效應成立。社會網絡可以通過環節家庭面臨的信貸約束來促進家庭消費結構的優化升級。

表8 中介效應

四、結論

使用2018年中國家庭追蹤調查（CFPS）數據，研究社會網絡對家庭消費總量和發展型、享受型消費比重的影響。研究發現，社會網絡能夠顯著促進家庭消費總量的提升并提高發展型、享受型消費比重。在考慮了內生性問題后，社會網絡對發展型、享受型消費比重的正向影響依然成立。異質性分析發現，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，社會網絡對發展型、享受型消費的促進作用顯著程度有很大差異。機制分析發現，民間借款是社會網絡影響發展型、享受型消費比重的一個重要渠道，其中介效應成立。