社會焦慮心理與農村家庭儲蓄決策
——基于互聯網的間接證據

袁 益 萬仞雪

一、引言

隨著改革開放以來中國經濟增長依靠的“出口導向+投資拉動”發展模式在全球貿易保護主義抬頭中逐漸式微，如何加快培育、發展和形成強大的國內市場，促進內源型經濟增長成為亟待解決的問題。黨的二十大報告明確指出，“著力擴大內需，增強消費對經濟發展的基礎性作用”①資料來源：黨的二十大報告《高舉中國特色社會主義偉大旗幟為全面建設社會主義現代化國家而團結奮斗》，http://www.npc.gov.cn/npc/c30834/202210/572b16d3e9224d81868e2dcd73337d0b.shtml。。消費信心不足是當前構建國內大市場和優化經濟大循環面臨的主要問題，其關鍵表現之一是中國農村家庭的高儲蓄率。

東亞地區在二戰后的高儲蓄率與高經濟增長率并存現象有悖于現代儲蓄理論，曾引起廣泛關注。高儲蓄率的成因是學術界研究的重點，從而形成大量文獻，預防性儲蓄理論和生命周期理論等成為主流解釋（Adams and Prazmowski，2003；Imrohoroglu and Zhao，2018）。由于高儲蓄率在東亞國家具有持久性和普遍性，在東西方的地區和國別比較中被稱為“高儲蓄文化”。自2008年以來，全球性經濟危機、貿易保護主義興起等黑天鵝事件加劇了宏觀環境的不確定性，焦慮已經成為不確定性時代的一種基本社會心態（王小章，2015）。與此同時，互聯網的普及是中國農村近十年最大的變化之一，是農村居民接收外部信息的重要渠道，也使焦慮成為普遍性的社會情緒體驗（袁光鋒、李曉愚，2022）。本文試圖綜合社會心理學和新聞傳播學的理論，以互聯網的傳播特性為切入點，為焦慮心理對農村家庭儲蓄率的影響提供間接證據。

基于上述現實背景，本文的研究問題和邊際貢獻如下：

一是焦慮心理對中國農村家庭儲蓄率有何影響？農村家庭儲蓄率是發展經濟學的經典議題，以往的研究大多在轉型背景下關注人口因素、社會網絡、勞動力流動等對儲蓄率的影響（史曉丹，2013；王春超、袁偉，2016；尹志超等，2020），較少關注到作為一種較為普遍存在的情感體驗，焦慮心理如何影響農村家庭儲蓄決策。本文以互聯網導致的上偏社會比較為基礎，闡述由互聯網引發的焦慮心理和農村家庭儲蓄決策的關系，有助于豐富發展經濟學關于中國農村儲蓄率的相關文獻。

二是焦慮心理影響農村家庭儲蓄率的機制若何？經濟學中關于焦慮心理和投資行為的關系已有少量研究（Gambetti and Giusberti，2012），而心理學關注焦慮的類型（司繼偉等，2022）、誘發因素（郭材欣，2022）和心理后果（成童等，2022），焦慮心理與家庭儲蓄決策的中間作用渠道并不清晰，本文驗證了經由互聯網引發的焦慮心理影響農村家庭儲蓄率的具體機制。結果表明，焦慮心理會降低個人的主觀經濟地位，出于預防性儲蓄動機，家庭消費結構中非生活必需品的比重會降低，提高了農村家庭儲蓄率。結論不僅驗證了互聯網使用所產生的上偏社會比較效應，也為中國農村儲蓄率的研究提供了新的傳播學視角。

三是互聯網引發的焦慮心理對農村居民是否有異質性影響？關于互聯網對個人和家庭行為與福利的影響，已有研究主要從信息福利視角展開（魯元平、王軍鵬，2020），極少從互聯網的傳播特性切入，分析經濟行為的變化。隨著農村的現代化發展，農村居民本身也在出現分化，本文驗證了互聯網作為信息傳播媒介引發的焦慮心理對農村居民的異質性影響。研究結果表明，互聯網引發了易焦慮群體的焦慮心理，使其主觀經濟地位相對于不易焦慮群體出現更大幅度的下降，這對反思互聯網在社會經濟中的作用具有一定的啟示意義。

二、文獻回顧與研究假說

（一）東亞高儲蓄率的現有解釋

國際學術界對東亞國家高儲蓄率的關注源于這些國家在二戰后的發展過程中呈現出有悖于現代儲蓄理論的“反常”經驗。現代儲蓄理論認為，投資和消費作為經濟增長的重要動力會降低整個社會的儲蓄率，作為東亞傳統的高儲蓄率文化應當被消融，即現代化理論認為的理性和效率將抹殺地區性的差異，導致儲蓄率降低。然而，東亞的經濟增長和儲蓄率呈現出明顯的正相關，儲蓄率要高于歐美發達經濟體（Muradoglu and Taskin，1996），這種“反常”也被稱為“高儲蓄率之謎”。

經濟發展和現代化的推進為何沒有消解東西方的儲蓄率差異，眾多學者從東亞轉型中尋找答案，預防性儲蓄理論和生命周期理論成為東亞高儲蓄率的主流解釋，韓國、日本、新加坡和馬來西亞成為主要的早期研究樣本。人口轉型過程中個人的老年健康風險、長期照料需求等導致了醫療保健支出的不確定性，強化了預防性儲蓄動機（Kopecky and Koreshkova，2014；Imrohoroglu and Zhao，2018）。Adams and Prazmowski（2003）則發現，在生命周期的理論框架下，當收入和消費快速增長時，消費的“棘輪效應”會促使消費者更多地儲蓄以應對老年消費。

隨著中國的崛起，儲蓄的“反常”現象在中國同樣出現。Ma and Yi（2010）詳細歸納出導致中國高儲蓄率的原因，分為結構性因素和制度性因素。其中，結構性因素包括產業結構的轉變、鄉城勞動力遷移和城市化、人口轉型；制度性因素包括國企重組、養老金制度改革和房地產改革。楊志媛、蓋驍敏（2020）、尹志超等（2020）對上述部分因素進行實證檢驗，豐富了中國高儲蓄率成因的經驗研究。

實際上，預防性儲蓄和生命周期等理論解釋雖是從不同側面解釋高儲蓄率，但都反映了一個共同的社會心理特征——對社會轉型中的養老、醫療和教育等的焦慮心理對高儲蓄率行為的助推作用。一方面，包括中國在內的東亞國家的高儲蓄率本身是在人口轉變和社會保障制度不完善情況下家庭的自我保險，是對養老焦慮等的應激反應。另一方面，中國社會在改革開放后不到半個世紀經歷了快速的經濟發展，而農村的現代化發展相對遲滯。當互聯網實現農村與現代城市之間的信息銜接，逐漸填補信息鴻溝，中國農村居民和家庭將被置于更為廣闊的社會群體和更為豐富的信息環境中，其心理將一定程度受到互聯網的影響。

（二）互聯網使用、上偏社會比較與焦慮心理

近年來，普遍蔓延在中國社會的焦慮心理逐漸引起學界的關注。Zhang（2020）從本土情景出發，在基于心理治療的田野觀察中指出，中國社會的劇烈轉型帶來的不止是經濟的變革，還有“內心的變革”，即人們面對轉型時感受到的巨大壓力和普遍的社會焦慮心態。根據認知對象，焦慮可以分為教育焦慮（丁亞東、薛海平，2022）、養老焦慮（侯斌、吳宇歆，2022）、容貌焦慮（許高勇、鄭淑月，2022）等多種類型。

社會比較（social comparison）理論提出，在缺少客觀標尺的情況下，人們會通過與他人的主觀比較來評估自己的看法以及能力，從而獲得自我的認知和評價。上偏社會比較（upward social comparison）是社會比較的主要形式，指的是個人會自主地在能力、成就、社會經濟地位等各方面與具有積極特征的他人進行社會比較的過程，上偏社會比較會因比較的多維性和比較對象信息的不完整性使個人產生焦慮心理（Markus and Kitayama，1991）。

互聯網在信息傳播形式和傳播內容方面具有獨特性。信息傳播形式上，互聯網具有用戶獲取信息更加便捷、信息的傳播周期與速率更快、覆蓋面更加廣泛等特征（Slovic，1987）。信息傳播內容上，互聯網信息本身具有“互動性”（Im et al.，2014）和“情緒性”（王慶、余紅，2015）。互聯網的傳播特性決定了農村居民感知外部世界渠道的拓展，處于一個更為豐富的信息環境中，焦慮心理已經借由互聯網的傳播特性成為一種普遍性的社會情緒體驗（袁光鋒、李曉愚，2022）。具體而言，隨著互聯網普及，尤其是移動互聯網的使用會擴大參照系的范圍和距離，將個人置于更大的社會比較群體中，更易于互聯網的使用者進行上偏社會比較（Feinstein et al.，2013；Vogel et al.，2014）。通過來自自我和他人的不同參照系形成上偏社會比較，會對互聯網使用者造成認知壓力和自我認知的偏差，導致焦慮心理（文湘漓等，2019；李松等，2022）。

（三）研究假說

在傳統農村社會有限的信息集和狹窄的參考群體下，農村居民缺少對外界社會的感知（Knight and Gunatilaka，2011），而互聯網是當代農村家庭感知外在世界、擴大自身經驗的重要渠道。互聯網的信息傳播形式和內容會使個人暴露在更大的社會比較中，上偏社會比較產生的認知偏差會形成更強的向上流動的欲望和風險感知（袁光鋒、李曉愚，2022；武靖國，2023）；但是，網絡中充斥的高房價、醫療難、“雞娃”等各種負面信息，導致個人在上偏社會比較中形成的欲望難以被滿足，出現無力感（齊格蒙特·鮑曼，2012）。因此，互聯網持續生產著難以被滿足的欲望，導致社會焦慮。家庭儲蓄行為作為經濟決策的一個方面，受到焦慮心理的影響。就個體認知而言，焦慮心理體現為對事物產生消極預期的心理期待，會對個體的心理認知和行為決策產生影響。經濟決策方面，焦慮的個體呈現出更高程度的風險預判，傾向于采取確定性最高，收益相對低的經濟行為（Gambetti and Giusberti，2012；Hartley and Phelps，2012）。預防性儲蓄是儲蓄決策的重要影響因素，個體產生焦慮心理會激發預防性儲蓄動機，降低家庭的儲蓄率。因此，本文的研究假說如下：

研究假說1：相比于不使用互聯網的農村家庭，使用互聯網引發的焦慮心理會提高儲蓄率。

使用互聯網引發的焦慮心理影響農村家庭儲蓄率的傳導機制主要從農村居民個人和家庭兩個維度依次展開。

個人層面，焦慮心理作為一種主觀的負面情緒表達，會與主觀自我評價呈現顯著的負相關（劉麗紅，2021）。因此，使用互聯網引起的焦慮心理會導致其相比不使用互聯網的農村居民有更強的相對剝奪感，對自身的經濟地位評價更低。然而，對自身經濟地位的負面評價，不代表經濟行為上會出現明顯的增加儲蓄的行為。個人的焦慮心理以及經此產生的主觀經濟地位評價降低能否通過事實性的消費行為傳導到家庭儲蓄率可以通過家庭的消費結構加以考察。影響儲蓄的直接因素是消費結構中非生活必需品支出比重（張應良、徐亞東，2022）。王毅杰等（2019）發現主觀經濟地位越低的城鎮居民，屬于非生活必需品的綠色消費行為越少；彭開麗、楊宸（2021）的研究發現，農村居民的主觀經濟評價越低，屬于非生活必需品的個人文化消費支出越少。因此，焦慮心理導致的主觀經濟地位下降會進一步降低非生活必需品支出，最終提高家庭的儲蓄率。據此引出本文的另一條研究假說：

研究假說2：使用互聯網引發的焦慮心理會降低農村居民的主觀經濟地位，導致農村家庭消費結構中的非生活必需品比重減少。

認知行為模型和反應風格理論認為，上偏社會比較中的認知偏差會產生被動、反復地回憶，在此過程中形成的對自我主觀負面的評價受到個體特征的影響（Rapee and Heimberg，1997；文湘漓等，2019）。例如，相比于獨立型個體，依存型個體在互聯網的上偏社會比較中更容易感受到壓力，形成對自身的主觀負面評價（Alloy et al.，2000；Kawabata et al.，2014）。中國的農村居民具有一定的同質性，表現為長期處于閉塞的信息環境中，存在一定的保守主義傾向；但隨著農村現代化的發展，農村居民本身出現了一定的分化（李超海，2022）。就焦慮心理而言，不同的農村居民具有不同類型和程度的焦慮敏感性。一般來說，參加養老保險能夠降低陷入老年貧困的風險，養老焦慮更弱（李萌等，2019）；較高的家庭少兒撫養比會增加家庭的養育負擔，容易出現撫養焦慮心理。所以，具備未參與養老保險計劃和較高的家庭少兒撫養比等特征的人群為易焦慮群體。焦慮敏感性的差異會導致不同類型的農村居民在使用互聯網過程中形成的上偏社會比較效應的異質性，表現為主觀經濟地位評價的差異。本文的第3條研究假說如下：

研究假說3：相比于不易焦慮的農村居民，互聯網的上偏比較效應會使易焦慮農村居民的主觀經濟地位出現更大幅度下降。

三、研究設計

（一）數據來源

本文實證部分的個體、家庭和村莊層面的數據來自中山大學社會科學調查中心公布的2016 年“中國勞動力動態調查”數據（下文簡稱CLDS2016）。該調查在中國29 個省、直轄市和自治區展開，共完成401 份村居問卷，14226 份家庭問卷和21086 份15—64 歲勞動力人口個人問卷。本文的研究場景為中國農村，故剔除城市而保留農村樣本。2020年10月發布的2017年中國綜合社會調查（下文簡稱CGSS2017）中有詳細的個人使用互聯網的數據，本應作為本文最理想的實證數據來源，但農村樣本中用于計算儲蓄率的收入和消費數據缺失嚴重，缺失比例在30%以上。筆者不清楚數據的缺失是隨機還是非隨機，貿然用插值法填補缺失值極易引起估計偏誤。因而，本文以CLDS2016作為基準回歸、部分穩健檢驗和機制檢驗的數據來源，以CGSS2017作為跨數據庫的穩健性檢驗。下文涉及的地級市和省份層面的數據分別來自2016年的《中國城市統計年鑒》和國家統計局官網。

（二）模型設定與變量選擇

在識別焦慮心理和家庭儲蓄率的因果關系時（研究假說1），模型設定如下：

其中，Yh表示家庭h 的儲蓄率，Ih表示家庭h 的互聯網使用情況，X 為控制變量，包括了家庭、村莊和地級市三個層面，ρ為省份固定效應，ε為隨機誤差項。

由于焦慮心理不能直接觀察得到，考慮到互聯網的上偏社會比較在引發焦慮心理中的作用，本文實證以家庭的互聯網使用情況作為焦慮心理的代理變量，為焦慮心理和農村家庭儲蓄率的關系提供間接證據。王春超、袁偉（2016）發現，農村的社會網絡具有分散風險的功能，對儲蓄率有負面影響，村莊的宗族文化是農村家庭社會網絡的良好代理變量。因此，本文以村內是否有宗族祠堂衡量宗族文化。考慮到中國農村的宗族祠堂因歷史問題破壞嚴重，本文又加入了村莊的第一大姓比重作為村莊宗族文化的代理變量。卓志、周志剛（2013）的研究表明，是否經歷過自然災害會影響到家庭預防性保障的需求。綜合借鑒上述研究確定本文的控制變量如下：家庭層面控制變量為家庭規模、家庭主事人及其配偶是否獨生子女、家庭經濟狀況、是否從事農業生產；村莊層面的變量為本村是否經歷過自然災害、第一大姓比重、是否有宗族祠堂和村莊的經濟發展水平；地級市層面的變量為地級市的經濟增長率和第一產業比重。變量基本信息和賦值方法見表1。

表1 變量描述與賦值

（三）模型的內生性解決與估計結果的穩健性檢驗

由于本文回歸模型的因變量為連續變量，故而以最小二乘法（OLS）進行估計。但互聯網使用具有很強的內生性，特別是與因變量的互為因果和遺漏重要控制變量會導致參數估計的不一致。為解決內生性問題，本文使用了工具變量法進行兩階段最小二乘法估計（2SLS）。本文選擇了4個工具變量，分別是家庭所在村莊到鄉鎮政府和縣區政府距離，家庭所在地級市的移動電話用戶數和互聯網寬帶用戶接入數。村莊層面工具變量選擇主要考慮兩點：一是距離政府越近，鋪設電信光纜接通網絡的可能性越高，決定了家庭能否使用網絡。二是距離政府越遠，表明地理位置偏僻，信息閉塞，對互聯網等媒介的依賴程度可能更高。地級市層面工具變量選擇考慮地級市的移動電話和寬帶普及率相對于家庭而言是嚴格外生的，家庭層面的變量難以影響到地級市，不存在反向因果。盡管如此，本文出于工具變量選擇的嚴謹性考慮，將通過一系列的方法檢驗工具變量和內生變量之間的強弱關系和識別效果。

在參數估計結果的穩健性檢驗方面，本文一共使用了三種方法。首先，更換核心自變量互聯網使用的衡量方法，以互聯網使用頻率高低替代是否使用互聯網。一般而言，手機的便捷性會促使使用者上網頻率相對于電腦增加（變量賦值見表1）。如果基準回歸結果穩健，我們仍將看到使用互聯網的頻率對家庭儲蓄率的顯著影響。其次，盡管可以通過一系列的檢驗證明工具變量的有效性，但存在個別工具變量對使用互聯網的影響不顯著。因此，本文剔除了不顯著的工具變量，重新進行兩階段最小二乘估計，預期互聯網使用的估計結果與基準回歸結果無論是參數值還是顯著性上，均沒有太大差異。最后，本文更換數據庫，以2020 年10 月發布的2017 年中國社會綜合調查（簡稱CGSS2017）的農村家庭樣本（剔除單身、離異、喪偶等樣本），再次估計了互聯網使用和家庭儲蓄率之間的關系。如果基于CLDS2016數據得到的參數估計結果具有一般性，那基于CGSS2017的數據得到的結果也應當與CLDS2016結果保持一致。由于CGSS2017問卷為居民個體問卷，家庭和村莊層面的題項非常少，并且不公布個體所在的地級市，可能存在因遺漏變量導致的內生性問題。在內生性解決方面，依據選擇工具變量的嚴格外生性標準，以省份的光纜線路長度、長途光纜線路長度、移動電話交換機容量、移動電話普及率作為互聯網使用的工具變量（變量賦值見表1）。如果參數估計結果能夠經受前述三種方法的檢驗，那么，基準回歸結果所得到的互聯網使用與家庭儲蓄率的因果關系就是穩健的。

四、回歸分析

（一）基準回歸

表2的第（1）至（3）列分別匯報了在核心自變量互聯網使用基礎上，不斷加入控制變量和省份固定效應的最小二乘法的參數估計結果。第（4）列是應用4 個工具變量的兩階段最小二乘估計結果。使用工具變量進行兩階段最小二乘估計之前，需要檢驗工具變量的有效性，表2 匯報了有效性檢驗的結果。

表2 基準回歸結果

表2 的第（1）列結果表明，使用互聯網的家庭儲蓄率比不使用互聯網的家庭高3.943 個單位，但回歸系數至少在10%的水平不顯著。考慮到回歸中可能遺漏了家庭、村莊和地級市等層面的變量，第（2）和（3）列分別加入了控制變量和省份固定效應，兩列回歸結果表明，使用互聯網的農村家庭比不使用互聯網的農村家庭儲蓄率分別高1.154 和1.165 個單位，互聯網使用的參數估計結果均在5%的水平上顯著。鑒于使用互聯網在引發焦慮心理中的作用，實證結果也說明焦慮心理顯著提升了農村家庭儲蓄率，研究假說1得證。

在分析第（4）列參數估計結果之前，需要對本文所選的4個工具變量進行有效性檢驗，包括不可識別檢驗、過度識別檢驗和弱工具變量檢驗。不可識別檢驗中，LM 統計量值為33.814，P值為0.000，強烈拒絕“不可識別”的原假設。過度識別檢驗中，Hansen J 統計量值為0.532，P 值為0.912，說明所有工具變量均為外生變量，不會通過隨機誤差項影響因變量。第一階段的F 值為23.72，對應P 值為0.000，弱工具變量檢驗的F 值為15.605，對應P 值為0.000，說明不存在弱工具變量。總而言之，本文選擇的4個工具變量滿足了有效性，可以用作互聯網使用的工具變量進行兩階段最小二乘估計。

第（4）列為兩階段最小二乘結果，第一階段為互聯網使用對控制變量和工具變量的回歸估計結果，第二階段為互聯網使用和控制變量的參數估計結果，所得互聯網使用的估計參數比第（1）至（3）列的偏誤更小。第一階段主要關注工具變量的參數估計結果，到鄉鎮政府距離和互聯網寬帶接入用戶數對家庭互聯網使用有顯著影響，表現為家庭所處村莊到鄉鎮政府距離越遠，家庭使用互聯網的可能性越高；而家庭所在地級市互聯網寬帶接入用戶數越多，家庭使用互聯網的概率越低，可能存在以手機為載體的移動互聯網對互聯網寬帶的替代作用。總體而言，一系列的工具變量檢驗體現了工具變量的有效性，而4個工具變量中有2個對互聯網使用影響顯著，說明本文的工具變量選擇具有一定的科學性。

第二階段回歸結果表明，使用互聯網的家庭儲蓄率比不使用互聯網的家庭高8.404個單位，參數估計在10%的水平上顯著。結合第（2）（3）列結果，內生性問題會導致對參數估計結果的低估。如前文所述，互聯網的傳播特性引發的上偏社會比較會造成農村家庭的焦慮心理。因此，實證結果呈現的互聯網使用與儲蓄率的關系間接表明焦慮心理會造成農村家庭儲蓄率提高。

（二）穩健性檢驗

從表2的基準回歸結果來看，還存在兩個可能影響參數結果的因素。一是核心自變量互聯網使用僅僅以“有”和“無”的區別進行賦值，無法體現家庭使用互聯網的頻率。特別是隨著基于智能手機的移動互聯網普及，大大方便了互聯網的使用。二是表2 的第（4）列第一階段回歸中，4 個工具變量盡管可以通過工具變量的有效性檢驗，但有兩個工具變量對互聯網使用的影響不顯著，互聯網寬帶接入用戶數的顯著性也達不到1%的顯著性。為體現參數估計結果穩健性，而非偶然性，本文使用了如下兩種穩健性檢驗方法，即對核心自變量重新賦值以體現家庭使用互聯網的頻率、剔除表2 中不顯著和顯著性不高的工具變量，再次使用兩階段最小二乘法估計互聯網使用的參數。此外，為了證明估計結果的一般性，本文更進一步地使用2020 年10 月公布的CGSS2017 數據，重新估計了模型1。表3 的第（1）和（2）列是在基準回歸基礎上分別對核心自變量互聯網使用的重新賦值和剔除部分工具變量的參數估計結果；第（3）列則是基于CGSS2017數據對模型1回歸的參數估計結果。三列均加入了控制變量、省份固定效應，使用工具變量法進行參數估計。

表3 穩健性檢驗

第（1）列的結果表明，互聯網使用頻率越高，家庭儲蓄率越高。互聯網使用頻率每上升1 個單位，家庭儲蓄率增加4.21 個單位，參數估計結果在10%的水平上顯著。第（2）列的實證結果則說明，剔除顯著性低的工具變量后，互聯網使用與否對家庭儲蓄率仍有顯著的正向影響。使用互聯網的農村家庭儲蓄率比不使用互聯網的高6.958個單位，這一數值與表2的第（4）列的第二階段回歸中互聯網使用的參數結果比較接近。進一步地，第（3）列的實證結果顯示，使用互聯網的中國農村家庭的儲蓄率比不使用互聯網的家庭高2.333個單位。總之，以上三種穩健性檢驗仍舊支持研究假說1。

五、機制檢驗

（一）變量選擇與模型設定

1.焦慮心理影響農村家庭儲蓄率的機制

農村個人層面的機制模型設定如下：

其中，Ei為個體i 的主觀經濟地位，主觀經濟地位是個體對個人和家庭兩個層面經濟地位的感知，因此對個人收入和家庭經濟狀況的滿意度的均值進行衡量，賦值方法見表4。Ih為家庭h的互聯網使用，變量賦值見表1。X為個人、家庭和村莊三個層級的控制變量。個人層面的控制變量見表4，家庭和村莊層面的控制變量見表1。ρ為省份固定效應，ε為隨機誤差項。

表4 變量描述與賦值

農村家庭層面的機制模型設定如下：

其中，Ch表示中國農村家庭h的消費結構，以非生活必需品支出占家庭總消費支出的比重衡量。參考Wang and Yu（2019）的研究，非生活必需品包括住房裝修支出、汽車交通設備支出、禮金禮品支出、旅游度假支出。Ih為家庭的互聯網使用情況，賦值方法同模型1（見表1）。X 為家庭和村莊層級的控制變量（見表1）。ρ為省份固定效應，ε為隨機誤差項。

模型2和模型3均與模型1采用完全相同的兩階段最小二乘回歸方法，是對研究假說2的驗證。

2.互聯網作為中間媒介的上偏社會比較異質性分析

隨著農村現代化和個體化發展的加速，農村居民出現了一定的分化，在互聯網的上偏社會比較中也存在一定的異質性。為進一步驗證互聯網作為傳播媒介的上偏社會比較效應的異質性，模型設定為：

其中，Mi為調節變量，是一系列區分易焦慮和不易焦慮群體的變量。

受制于經濟發展水平、制度和文化等，農村家庭承擔著比城市更重的撫養壓力（嚴瓊、童連，2019），撫養壓力是農村焦慮心理的主要來源。撫養壓力來自撫養對象和撫養能力，撫養對象包含子代和父輩以及個人和個人進入老年期后的經濟自給能力，而農村由于“男主外、女主內”的文化更濃厚，男性的撫養壓力比女性更大。撫養能力則有個人收入、教育水平兩個維度，越低的個人收入和教育水平表明個人的撫養能力越差，容易出現焦慮心理。因此，本文把高少兒撫養比、無養老保險、老世代、低個人收入、低教育水平和男性界定為相對易焦慮群體，反之則為不易焦慮群體，賦值方法見表4。其余變量與模型2一致。

（二）焦慮心理影響農村家庭儲蓄率的機制檢驗

表5 為前述機制闡述基礎上的實證分析結果，包含對模型2 和模型3 的基準回歸結果和對應的穩健性檢驗結果。第（1）列的基準回歸結果表明，互聯網的使用顯著降低了個人的主觀經濟地位，相比于不使用互聯網的家庭，使用互聯網的家庭中，個人的主觀經濟地位低0.499個單位。對互聯網使用重新賦值后，互聯網使用頻率每上升1 個單位，個人的主觀經濟地位下降0.289 個單位。一般而言，接入互聯網的家庭經濟條件比沒有互聯網的家庭好，但兩項實證結果表明，接入互聯網的家庭，個人主觀經濟地位反而更差，充分說明了互聯網引發的焦慮心理會導致自身主觀經濟地位下降，也表明互聯網作為信息傳播中介，實際造成了上偏社會比較，使用互聯網導致農村居民深感“自不如人”。

表5 機制檢驗結果

個人的焦慮心理能否傳導到家庭的儲蓄率，需要通過家庭的消費結構進行驗證。表5 的第（3）列基準回歸結果中，使用互聯網的家庭，非生活必需品的消費支出比例比不使用互聯網的家庭低0.671 個單位。穩健性檢驗中，互聯網使用頻率每上升1 個單位，非生活必需品的比重下降0.329 個單位。

以上的實證結果表明，互聯網的上偏社會比較引發的社會焦慮心理會導致個人的主觀經濟地位下降，降低家庭的非生活必需品消費，提高農村家庭的儲蓄率，研究假說2得到證明。

（三）互聯網引發的上偏社會比較的異質性分析

圖1 為對模型4 進行前述6 個不同群體的交互效應估計結果，以驗證互聯網引發的上偏社會比較的異質性。通過圖1 可得到如下兩點發現：第一，使用互聯網會降低所有群體（除新世代以外）的主觀經濟地位，這一點與前文的實證結果相吻合，說明互聯網作為信息傳播媒介具有上偏比較效應。第二，使用互聯網使得易焦慮群體的主觀經濟地位下降幅度遠大于不易焦慮群體，擴大了易焦慮群體和不易焦慮群體的主觀經濟地位差距。例如，圖1 顯示，使用互聯網會導致高少兒撫養比的主觀經濟地位下降幅度高于低少兒撫養比。家庭的少兒撫養比越高，教育等支出會造成家庭撫養壓力，為子女未來婚配積累財富的動機越強，更容易焦慮。互聯網產生的上偏社會比較以及教育內卷、高房價等信息會使高少兒撫養比家庭感受到更大的壓力，出現焦慮心理，表現為高少兒撫養比家庭使用互聯網，主觀經濟地位下降幅度高于低少兒撫養比家庭。對易焦慮和不易焦慮群體的實證結果圖示充分說明，由于農村居民在農村發展過程中的分化，互聯網的上偏社會比較效應具有異質性。研究假說3得到證明。

圖1 互聯網上偏社會比較效應的異質性圖示

六、結論與展望

隨著宏觀環境的不確定性增加，社會焦慮逐漸成為不確定性時代的基本社會心態。本文在對已有文獻進行綜述的基礎上，以互聯網的傳播特性引起的上偏社會比較效應為切入點，為焦慮心理影響農村家庭儲蓄率和作用機制提供了間接證據，研究結論如下：（1）經由互聯網的上偏社會比較而引發的焦慮心理會對農村家庭儲蓄決策造成影響，具體表現為相比于不使用互聯網的家庭，使用互聯網的農村家庭儲蓄率更高。（2）本文以CLDS2016和CGSS2017為主要實證數據的研究表明，經由互聯網引發的焦慮心理會使個人對自身主觀經濟地位呈現負面評價，進而在家庭的消費結構中出現更少的非生活必需品的消費，提高了農村家庭的儲蓄率。（3）互聯網的上偏社會比較效應在農村居民中呈現明顯的異質性，表現為互聯網的上偏社會比較效應會導致易焦慮群體主觀經濟地位下降幅度遠高于不易焦慮群體。本文的研究結論對當前增強國內大市場和優化經濟大循環具有一定的啟示意義。

首先，需要重視社會焦慮在降低家庭儲蓄率和激發消費活力，從而增強國內大市場和優化經濟大循環中的負面作用。增強國內大市場和優化經濟大循環需要聚焦“堵點”的疏通，具體措施包括防止地方保護主義和地區間的過度競爭、減少行政力量對資源配置和要素流動的影響以及暢通物流運輸體系等方面①資料來源：《中共中央國務院關于加快建設全國統一大市場的意見》,https://www.gov.cn/zhengce/2022-04/10/content_5684385.htm。。前述措施主要針對供給端，能否增強國內大市場和優化經濟大循環，需求端的消費信心不振和消費能力不足是核心挑戰。在宏觀環境不確定性增加的背景下，社會焦慮引發的消費需求不足值得政策制定者關注，甚至可能通過“流動性陷阱”導致政府提振經濟的貨幣政策和財政政策失效。

其次，加強預期管理，穩定社會預期。黑天鵝、灰犀牛事件頻發對國內經濟造成了巨大的負面作用，宏觀政策的不確定性嚴重干擾生產生活，不利于社會焦慮的緩解和社會正面預期的形成。因此，第一，要以人民為中心高效統籌黑天鵝事件和經濟發展、生產生活的關系，形成社會對經濟發展和人民生活的正面預期；第二，增強經濟和社會政策的透明度和連續性，穩定社會預期；第三，采用社會心理學手段，以社區為單位，了解個人焦慮心理的起因，及時給予干預疏導。

最后，提升社會對農村人口“生老病死”的保障能力，緩解農村家庭焦慮心理。在長期歷史發展過程中，小農“靠天吃飯”的“弱質性”使得中國農村家庭有很強的養老焦慮、醫療焦慮等，“生老病死”等是個人生命歷程中的必經環節，但農村相關社會保障制度的保障能力相對不足。以養老為例，養老保險作為一種通過多主體分攤養老成本的制度安排，其保障能力的充分性能夠降低家庭成員陷入老年貧困的風險（李萌等，2019）。即使目前在農村地區推廣了新型農村社會養老保險，但相比于城鎮職工養老保險，新型農村社會養老保險的養老金待遇低，經濟保障能力相對不足，不利于農村家庭消費信心和能力的提升。因此，需要通過多途徑的籌資渠道為農村養老保險籌集更多的保障資金，進而提高農村養老保險待遇，緩解養老引發的焦慮心理。

除了政策層面的啟示，本文為繼續社會焦慮的相關研究提供了理論與實證創新的可能。社會焦慮不是簡單的個人焦慮的集合，而是脫胎于特定社會歷史時期的社會癥候。有學者提出“中國式焦慮”命題（王小章，2015；Zhang，2020），它是人們對中國不到半個世紀中發生的住房、醫療、教育、消費等領域的快速革新帶來的生存機遇和壓力的回應。其中，受制度和文化慣習的影響，農村人口由上述民生問題引發的社會焦慮更為凸顯（施從美、江亞洲，2016）。因此，有必要對社會焦慮進行更為細致的劃分，考察不同焦慮對農村家庭儲蓄的影響機制，這將是未來研究中可進一步探索的方向。