社会关系网络对家庭消费与房产投资的影响

张 彤，孟 昕，王思宇

(1.华南农业大学 国家农业制度与发展研究院，广东 广州 510642；2.东北财经大学 产业组织与企业组织研究中心，辽宁 大连 116025；3.西南财经大学 经济与管理研究院，四川 成都 610074)

一、问题的提出

继“十二五”规划提出扩大内需后，“十三五”规划又将供给侧改革作为中国今后经济发展的重点，扩大内需、提高居民的消费意愿再次成为社会热点。国家统计局资料显示，2016年中国消费支出对经济增长的贡献率约为64.60%，但与发达国家的80.01%相比还存在一定的差距。影响家庭消费的因素包括家庭收入、资产状况、人情支出、人口结构等。传统观点认为收入波动会引发消费波动，居民可以通过配置金融产品(保险、基金等)平滑收入波动。然而因中国的金融市场尚不成熟，消费者更倾向于通过预防性储蓄或社会网络应对风险。

社会网络可以认为是特定群体为实现某种目的而构建的一种互惠互利、紧密联系的关系网络，往往承担了稀缺资源的配置功能[1]，并在一定程度上发挥了风险分担的作用。早期研究以验证完全风险分担是否存在为主。Deaton[2]、Townsend[3]认为，对于贫困地区从事农业生产的家庭而言，由于缺乏正规保险，家庭间存在完全风险分担的可能性很高。然而，大量的实证结果表明，统计意义上的完全风险分担假设被拒绝[4]。之后，学界的研究方向转向验证家庭部分风险分担的情况是否存在。Townsend[3]认为同一网络内部家庭间的消费存在共变性,消费受收入波动的影响相对较弱，完全风险分担不存在，但在某种程度上有部分风险分担的可能。例如，礼品交换等行为的目的是为了构建风险分担网络[5]，社会网络带来的非正式信贷也可以部分实现保险功能[6]。

统计数据表明消费的波动远小于收入的波动。抵御消费波动或风险可以通过预防性储蓄和保险进行。然而低收入群体往往不愿意承担二者的成本，更倾向于通过社会网络的馈赠或借贷而获得支持[7]，从而提高收入和消费水平[8]。且社会网络越发达的家庭，储蓄额越低[9]。马小勇和白永秀[8]验证了农户在缓解收入风险带来的消费波动时，社会网络内的风险统筹发挥了较大的作用。郭云南等[6]运用包含宗族祠堂和家谱信息的数据进行了实证分析，研究发现宗族网络是农户平滑消费的一种重要的非正式制度，在一定程度上强化了社会网络在风险分担中的作用。

相比于收入，家庭资产由于其形式多样、状态不同，对居民消费影响的方式也就有所差别，但总体上看家庭资产对消费有显著的促进作用[10]，渠道是住房资产或金融资产。张大永和曹红[11]发现拥有自有住房家庭的总消费水平显著高于不拥有自有住房的家庭。尚昀和臧旭恒[12]的研究表明现住房产对家庭消费无显著影响，而非现住房产则表现出明显的“财富效应”，对家庭消费有显著的促进作用。另外，杭斌[13]发现家庭人情支出对消费既有促进效应又有挤出效应。倪红福等[14]表明家庭规模、户主年龄等家庭人口结构变量对家庭消费结构有一定的影响。综上所述，社会网络作为家庭风险分担机制的一个重要的非正式制度，由于其存在的互助功能降低了家庭预防性储蓄动机，从而平滑了家庭消费。本文采用家庭分散风险的社会网络模型来构建家庭的风险分担机制。在经济学研究领域，社会网络的测度相对一致，主要集中在亲友数量[15]、亲友关系[16]礼金支出[17-18]等指标上。另有研究将影响风险分担的因素拓展到了综合性家庭因素、耐用品的购买决策等。本文基于上述指标并结合实证数据选取家庭风险分担的代理变量。

家庭消费结构是指家庭消费对象的比重关系。随着社会发展，消费结构中基本消费支出比重下降，耐用品、住房汽车、服务等消费比重上升。因此，本文将家庭消费划分为家庭基本生活支出与家庭消费性支出两大部分。区别于以往文献对农村家庭风险分担的研究，本文认为，中国家庭的风险分担机制主要作用于大额支出方面，如购房建房、购车、婚丧嫁娶、医疗等。本文基于“消费风险分担”理论并结合社会网络模型，从家庭风险分担的角度研究家庭的消费行为。家庭的风险分担主要是由家庭的社会网络所决定，越复杂有效的社会网络意味着越高水平的风险分担，能够降低家庭的预防性储蓄动机，家庭的消费水平随之升高。根据以往的研究成果，本文认为社会网络模式下的家庭风险分担可以由以下两个变量来体现：一是反映家庭与其社会网络间隐含关系的变量——家庭亲兄弟姐妹的数量，二是反映家庭与其社会网络间直接关系的变量——家庭转移支出。

二、数据来源与变量说明

本文采用西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心进行的中国家庭金融调查(China Household Finance Survey, 简称CHFS)2013年数据，调查样本覆盖29个省，262个县，1 048个社区。同时，此数据还包含了六千多户2011年数据的回访样本，用于对模型的检验。选取受访者为户主本人及户主配偶的样本作为本文的实证数据集，共得到26 393户家庭样本。调查问卷共分为人口统计学特征、资产与负债、保险与保障、支出与收入四大部分。人口统计学特征包含了受访家庭的基本信息、工作及收入信息、受访者的主观态度及金融知识等；资产与负债部分则是对受访家庭的非金融资产、金融资产及负债情况进行了分类了解；保险与保障则涵盖了受访家庭的社会保障及商业保险等相关信息；支出与收入部分细致询问了受访家庭的消费性支出、转移性收支等各项支出与收入的情况。

变量中，家庭风险分担选取受访家庭户主及配偶的亲兄弟姐妹数量总和及受访家庭的转移支出金额为代理变量。中国自执行计划生育以来，家庭的人口规模逐渐减小、独生子女群体占比增多。区别于以往只关注户主个人亲兄弟姐妹情况的研究，本文将户主及其配偶的亲兄弟姐妹数量一起纳入，避免了若户主是独生子女，亲兄弟姐妹数量大量为零而导致数据分布有偏的情况，也符合中国的社会现状。社会观念的进步及女性地位的提升使得婚姻关系中男方家庭不再占据绝对主导地位，夫妻双方在家庭风险分担中均扮演了重要的角色。家庭的转移支出金额指在访问年度上一年，受访家庭给予非家庭成员的现金或非现金的支出，支出对象包含了受访家庭的亲兄弟姐妹、其他亲属及非亲属等。本文将家庭消费进一步区分为基本日常生活支出、消费性支出与商业保险支出。基本生活支出包含伙食、水电燃气、交通及医疗、社会保险等支出。消费性支出是指用于提高生活质量和消费体验的支出，包括文娱(书报、电影等)、旅游、保健、培训、家电耐用品、奢侈品等。家庭收入主要来自四个方面：工资性收入、经营性收入、财产性收入与转移性收入。本文将受访家庭收入分为两大部分：由前三者组成的总收入和由从其社会网络中获取的礼金、馈赠收入等组成的转移性收入。家庭的资产由生产经营性资产、固定资产及其他资产加总得到。家庭的负债与资产的分类大致相同。受访家庭中，有负债的约占总样本的32.91%，消费性负债最高，其次为生产经营、教育及婚丧嫁娶等其他负债。

变量的描述性统计结果如表1所示。家庭消费性支出的标准差显著高于家庭基本生活支出。家庭转移收入和转移支出的均值大致相等，约占家庭收入的10.31%，但前者的标准差高于后者。由此可见，转移支付可能承担了风险分担的功能，从而也会对家庭的经济行为造成影响。受访家庭中，家庭住房资产占家庭总资产的比重较大，有负债的家庭所占比重很小，负债类型以住房投资负债为主。

表1 变量描述性统计结果 单位：千元(如无特别说明)

注:户主身体状况：1=非常好，2=很好，3=好，4=一般，5=不好。户主父母是否健在：1=父母都在世，2=父亲在世，3=母亲在世，4=父母都去世。户主教育程度划分为四个层次：未接受过义务教育、小学至初中毕业、高中毕业(含高职等)、大学及以上学历，分别设置虚拟变量，是为1，否为0；户主的政治面貌分类含群众、团员、中共党员、民主党派，分别设置虚拟变量，是为1，否为0；东部地区赋值为1，中部地区赋值为2，西部地区赋值为3。

三、模型设定

根据统计数据结果，本文提出以下假设：

假设1：社会网络间的转移支付帮助家庭实现了风险分担。

假设2：风险分担对家庭消费有促进作用。

假设3：不同风险分担渠道对家庭消费影响存在差异。

假设4：风险分担对家庭住房投资有正向作用。

考虑到家庭消费、收入、支出等经济价值变量可能存在异方差和非线性，以及考虑到相关变量存在零值和极小值的可能性，将这部分变量进行对数处理，得到lnX=ln(1+X)。考虑到年龄对消费的非线性影响，在人口统计特征中同时引入年龄和年龄的平方项。家庭的风险分担是一个动态互助的过程，家庭间的馈赠和礼金往往存在于已有的社会网络中。构建模型(1)对假设1进行检验。

lntransferexi=α+β1lntransferini+β2lnW+γXi+εi

(1)

transferex代表家庭转移支出，transferin代表家庭转移收入。W代表家庭财富水平，包含家庭年度收入、家庭资产水平。X为其他控制变量，包含家庭资产水平、家庭规模及人口统计特征等。除此之外，实证分析中将对模型(1)分不同样本进行分析，以考察城乡风险分担效应的差异。为验证假设2和假设3，本文以家庭消费为因变量，家庭风险分担为自变量进行建模，考察家庭风险分担与家庭消费之间的关系。同样将家庭消费等经济价值变量进行对数处理。

consumption为家庭年度总消费，risksharing为风险分担变量，income为家庭年度总收入。由于家庭风险分担的程度不能直接测度，本文借鉴杨汝岱等[18]的方法，分别用亲兄弟姐妹数量(hhsiblings)、家庭转移支出为家庭风险分担程度的代理变量。

由于家庭的风险分担机制对家庭不同类型的消费行为所产生的影响存在差异。因此，根据消费的不同类型，本文进一步将家庭支出分解为基本生活支出、家庭消费性支出、商业保险支出和住房投资支出。分别以受访家庭的亲兄弟姐妹数量和家庭转移支出为自变量对家庭基本生活支出(hhbasicexa)和家庭消费性支出(consumpex)进行回归，得到模型(2)—模型(5)：

lnhhbasicexai=α+β1hhsiblingsi+β2lnincomei+γiXi+εi

(2)

lnconsumpexi=α+β1hhsiblingsi+β2lnincomei+γiXi+εi

(3)

lnhhbasicexai=α+β1lntransferexi+β2lnincomei+γiXi+εi

(4)

lnconsumpexi=α+β1lntransferexi+β2lnincomei+γiXi+εi

(5)

进一步，构建模型(6)和模型(7)，以家庭年度商业保险支出(hhcinsurex)为因变量，通过检验不同风险分担代理变量——亲兄弟姐妹数量、家庭转移动出——对家庭商业保险配置的效应来探究二者的作用机制是否存在差异。

lnhhcinsurexi=α+β1hhsiblingsi+β2lnincomei+γiXi+εi

(6)

lnhhcinsurexi=α+β1lntransferexi+β2lnincomei+γiXi+εi

(7)

构建模型(8)分析家庭风险分担(risksharing)与住房投资支出(houseconsumption)间的关系。分别以首套房住房面积、二套房住房面积为住房投资支出的代理变量。

lnhouseconsumptioni=α+β1risksharingi+γXi+εi

(8)

四、实证结果及分析

(一)家庭风险分担机制存在性检验

本文进一步将样本分为农村地区和城镇地区，回归结果如表2所示。结果显示转移收入对转移支出有显著影响。模型(1)的全样本及分农村和城市子样本回归中，家庭的转移支出均在1%的显著水平下受到家庭转移收入的正向影响。说明不论是城市还是农村，家庭通过社会网络这种非正式机制来分担风险的情况是现实存在的。每增加1%的转移收入，对于农村地区的家庭而言，会增加约0.28%的转移支出，而对于城市地区家庭而言，只增加了约0.18%的转移支出。

家庭的转移支出显著受到家庭收入、家庭消费及家庭资产水平的正向影响。在收到等量的转移收入时，富裕家庭的转移支出量要高于财富水平较低的家庭。而家庭的转移支出金额在5%的显著水平下受到家庭负债状况的影响。当家庭有负债时，其转移支出的水平显著低于无负债家庭。

已婚人士的家庭转移支出显著高于未婚人士，城乡层面上结果保持一致。婚姻关系所带来的社会关系及亲属关系使得已婚人士家庭面临更为广泛的社会网络，已婚家庭的转移支出会更高，其风险分担的能力也显著高于单身人士家庭。

当户主是中共党员时，家庭的转移支出显著高于户主是群众的家庭。一方面，党员群体自身的素质较高，其社会地位和收入水平要普遍高于非党员群体。另一方面，党派作为一种社会组织的存在，本身就构成了一个社会网络，这种社会网络间关系的维系也部分通过转移支出来体现。

户主有工作的家庭，其转移支出显著高于户主没有工作的家庭。在农村地区，有工作这一虚拟变量仅在10%的水平下显著，而城市地区则在1%的水平下显著。因为农村地区的人际关系主要集中在亲缘关系和地缘关系上，是否有工作对于其社会网络的边界无太大影响。而在城市地区，工作关系构成了家庭社会网络的重要部分，户主有无工作也对其家庭转移支出有显著影响。户主是否是本地户口对其家庭的转移支出也有显著影响。农村地区中，户主为非本地户口的家庭仅占0.08%，因而这一变量在农村地区不显著。城市的本地家庭社会关系比外地人要复杂得多，相应的转移支出也要显著高于户主的户口是外地的家庭。

家庭的人数越多时，转移支出越低。一是多人口家庭花销更高，没有多余的资金用于转移支出；二是家庭内部就已经构建了一个小型风险分担网络，对于外部风险分担的依赖性低于人数少的家庭。亲兄弟姐妹数量与家庭转移支出间的关系存在城乡差异。在农村地区，亲兄弟姐妹数量对家庭转移支出无显著影响，因为农村地区家庭的群体意识高于城市地区，转移支出的对象多、受众广，远亲邻里、同村同姓的人都是农村家庭风险分担对象的组成部分。而城市家庭的社会网络构成相对单一，以亲兄弟姐妹和朋友同事为主，所以亲兄弟姐妹数量对转移支出的影响在城市家庭样本中更为显著。

东部、西部地区的转移支出显著低于中部地区。东部地区整体经济水平较高、金融市场相对发达、家庭分散风险的方式多样，对社会网络风险分担的依赖性要低于中部地区。而西部地区人口结构的民族多样性高，其文化和社会风俗区别于中部地区，风险分担的形式和理念或有不同。

表2 家庭风险分担机制存在效应估计

注: 在回归中控制变量还包括政治面貌类型中的共青团员、民主党派，户主的身体状况，户主父母是否健在等，结果部分予以省略；括号内为t统计量。***、**和*分别表示在1%、5% 和10%的水平上显著。下同。

(二)家庭风险分担与消费行为

本文借鉴张大永和曹红[11]的处理方法，将样本限制在户主有工作的家庭中，共17 534户有效样本。统计显示，户主工作类型中，受雇于他人的约占45.11%，在家务农约占34.40%，私营企业或创业约占13.90%。以在家务农的家庭为基准组，引入不同工作性质为虚拟变量。

1.亲兄弟姐妹数量与家庭消费

对风险分担的第一个代理变量——亲兄弟姐妹数量——与家庭消费间关系的实证结果如表3所示。已婚人士家庭的基本支出和消费要显著高于未婚人士家庭，但在消费性支出上二者没有显著差异。亲兄弟姐妹数量对家庭总消费和家庭基本生活支出无显著影响，影响家庭基本生活支出的主要因素是家庭收入和资产水平。但每增加一个亲兄弟姐妹，家庭的消费性支出会增加1.59%。这验证了假设2。家庭在面临购房、购车等大额支出时能够从亲兄弟姐妹处获得低成本的资金支持，从而使得用于其他消费的可支配收入占比增加，从而促进了消费意愿的提高。

家庭的总消费、基本生活支出和消费性支出均受到家庭当期收入和资产水平的影响，但资产水平的影响效应要高于当期收入。同时，不同负债类型对家庭消费的影响效应显著不同。当家庭是因为生产经营活动负债时，其整体消费水平要高于那些不负债的家庭。因为生产经营性负债的目的是增加未来产出，从而提高了未来可支配收入的预期。当家庭因日常消费、看病、婚丧嫁娶等其他类型的原因负债时，其消费性支出要显著低于无其他负债的家庭，因为这类家庭是真正的资金缺乏者，要通过负债才能满足正常的生存需求。

户主的不同工作类型对家庭消费的影响也不同。当户主是私营企业主或受雇于他人时，该类家庭的消费更高。当户主身体状况差时，该家庭的基本生活支出显著高于其他家庭，消费性支出显著低于其他家庭，因为这类家庭的医疗支出高，在同等收入和资产水平下，消费性支出显然会被压低。

家庭消费的地区差异非常明显，总体来看，东部、西部地区的消费水平都显著地高于中部地区。但在基本生活支出层面，中部地区与西部地区的差异不明显，东部地区要显著高于这两个地区。因为东部地区生活成本普遍偏高，在同等收入水平下，家庭的基本生活支出占家庭总支出的比重更高，这同样导致了在消费性支出层面，东部地区显著低于其他地区。

消费的城乡差异也很明显。城市地区的家庭基本生活支出要显著高于农村，因为后者在食物上可以自给自足，极大了削减了家庭的基本生活开支。消费性支出层面，城乡间的消费行为无显著差异。

表3 亲兄弟姐妹数量与家庭消费

注:控制变量还包括户主特征、政治面貌、户主其他工作类型、所在地区等控制变量，结果部分予以省略。

2.家庭转移支出与家庭消费

对风险分担的第二个代理变量——家庭转移支出——与家庭消费间关系的实证结果如表4所示。与家庭亲兄弟姐妹数量仅对家庭消费性支出有影响不同，转移支出越高，家庭总消费、基本生活支出及消费性支出也越高。高转移支出代表了更加深厚、广泛的社会关系，家庭在其中所获取的有效信息和分散风险的能力要高于那些社会网络薄弱的家庭。由于存在有效的风险分担，降低了家庭的预防性储蓄动机，从而增加了家庭可支配收入中用于消费的比重。

表4 家庭转移支出与家庭消费

注:控制变量还包括户主特征、政治面貌、户主的其他工作类型、所在地区等控制变量，结果部分予以省略。

家庭的总消费、基本生活支出和消费性支出均受到家庭当期收入和资产水平的影响，但家庭资产水平的影响效应要高于家庭的当期收入。家庭的负债情况对家庭消费的影响依然存在，有生产经营性负债的家庭，消费水平显著高于无这类型负债的家庭。

(三) 家庭风险分担机制差异性分析

为分析不同风险分担机制对于家庭消费行为的影响是否存在差异，本文以家庭的商业保险支出为因变量进行验证，结果如表5所示。结果显示亲兄弟姐妹数量越多，家庭的商业保险支出越小；而家庭转移支出越多，商业保险支出越多。亲兄弟姐妹数量与家庭转移支出对家庭保险配置的效果显著不同，原因在于血缘关系是一种“强关系”，能有效分担家庭成员所面临的健康、财产等风险，可以减少在商业保险上的支出，属于基本保障型关系。而家庭转移支出的对象更为丰富，除家人和亲属外还有同事朋友等，存在更多的“弱关系”，主要是通过增加有效信息途径影响家庭的收入和资产水平，属于经济发展型关系。“弱关系”越多，家庭所在社会阶层越高，对发生意外的自我保护意识越好，市场意识也越强，因而更有能力和动机通过市场来保证发生意外后的家庭经济稳定，这样的家庭也会更倾向于购买商业保险。

表5 家庭风险分担机制差异性分析

注:控制变量还包括户主特征、政治面貌、户主身体状况的其他情况、户主父母是否健在，或户主其他工作类型，结果部分予以省略。 户主的工作性质对家庭商业保险支出也存在显著的影响，当户主是私营企业主时，该类家庭的商业保险支出要显著高于其他家庭。一方面，因为私营企业主的收入不确定性高，而中国现有的社会保险制度还未深入普及，对于这类在非公有制主体内的家庭而言，自我保险相当重要。另一方面，由于私营企业主的高收入使之有富余资金用于购买商业保险。另外，当家庭有负债时，其商业保险的支出要显著低于没有负债的家庭。

商业保险支出的地区差异与城乡差异明显。东部地区和城镇家庭的商业保险支出显著高于非东部地区及农村，这说明在市场发达地区，人们更倾向于采用市场手段而非人际关系来规避风险。

(四) 家庭住房投资中的“亲兄弟姐妹效应”

由于CHFS 2013中的回访不再询问房产部分的细节问题，因而本文只选取2013年度的首访家庭作为研究对象，共19 969户。统计显示“有房家庭”占87.86%，且主要以自建、扩建及购买商品房为主，这与中国农村人口多，且多以宅基地建房的社会现状相符。首套房中有银行贷款的受访家庭占8.80%。其中，77.78%的无银行贷款原因是“不需要”；5.80%的家庭已经还清银行贷款，其余家庭虽然有银行贷款需求，但由于无合适抵押品、无担保、收入低、有欠款尚未还清等原因无法进行银行贷款。二套房有银行贷款的家庭仅占15.36%。其中，无银行贷款家庭中有87.81%不需要进行贷款，首套房中有其他渠道借款的受访家庭占26.77%，二套房有其他渠道借款的家庭占16.04%。有其他渠道借款家庭的占比远高于有银行贷款渠道的家庭。

受访家庭在配置房产时，总体上对银行资金的需求不大。首套房中，无银行贷款也无其他渠道借款的家庭占比66.64%。值得关注的是，23.30%受访家庭的住房投资资金需求是直接通过其他渠道解决的，说明其他渠道的资金供给是中国家庭的住房投资资金的重要来源之一。

将房屋不同获得方式的分布情况作为基准组，对比银行贷款、其他渠道借款在房屋不同获取方式下的分布情况可知，无银行贷款、无其他渠道借款的家庭，不同购房方式的分布与基准组分布基本保持一致，不再单独汇报。可以发现，当家庭是通过购买商品房获得房屋时，不管是首套房还是二套房，有银行贷款的家庭比重远远高于基准组的比重。一方面，购买商品房的花费是以上各类房屋获得方式中最高的一种，仅靠家庭现有的收入和积蓄难以购房，家庭需要借助外部力量来分担购房压力。另一方面，商品房由于规范化、可抵押等特点满足了银行贷款的相关要求，所以通过购买商品房这一渠道获得首套房的家庭，有银行贷款的比重明显高于其他方式。当家庭是通过自建或扩建方式获得房屋时，有其他渠道借款家庭的比重显著高于基准组的比重。一方面，家庭以自建或扩建方式获得房屋时，一般不符合银行住房贷款申请的相关要求。另一方面，这种房屋获得方式的平均成本相对较低，如有资金缺口可以通过其他渠道来弥补。

本文进一步分析家庭其他渠道借款的具体来源。CHFS 2013问卷询问了家庭最大一笔其他渠道借款的借处，以及该借款的担保方式、利息情况等。在首套房和二套房的其他渠道借款来源中，约40.40%来自于亲兄弟姐妹，其次是其他亲属约占30.00%、朋友同事约占15.59%。说明中国家庭在面临大额资金需求时，社会网络内的互助功能扮演了重要角色。且首套房和二套房的其他渠道借款几乎不需要担保和抵押，只有极少数需要支付利息。说明社会网络内的非正式借款为家庭提供了低成本的资金。

接下来，本文分析了社会网络模式下的家庭风险分担机制是否对中国家庭住房投资产生了影响。分别以首套房住房面积二套房住房面积作为住房投资支出的代理变量，控制家庭获得房屋时的花销、家庭当期收入和家庭当期非住房资产等关键变量和家庭的人口特征，验证户主及配偶的亲兄弟姐妹数量对家庭住房投资支出是否存在影响。根据模型(8)进行回归，回归结果如表6所示。

结果显示，亲兄弟姐妹数量对家庭住房的使用面积存在显著的正向影响。说明家庭住房投资确实存在着“亲兄弟姐妹效应”，由于家庭能从其亲兄弟姐妹处获得低成本的资金，亲兄弟姐妹数量越多，就越容易将住房投资的大额资金需求分散解决，从而促进了家庭的住房投资。

家庭的当期非住房资产水平对家庭住房投资也产生了显著的正向影响，家庭的当期收入与家庭住房投资间无显著关系。值得关注的是，东部地区家庭的住房使用面积显著小于非东部地区，这是因为东部地区的平均房价普遍偏高，在购房支出相同的情况下，只能买到面积更小的房屋。同时，家庭住房投资的城乡差异也非常明显。

表6 亲兄弟姐妹数量与家庭住房消费

注: 控制变量还包括户主性别、民族、婚姻状况、政治面貌、工作性质、教育程度、身体状况、父母是否健在、户口类型等，结果部分予以省略。

本文还进行了家庭转移支出与住房投资间的回归分析，结果表明，家庭的转移支出对家庭住房投资无显著影响。说明社会网络的“弱关系”并不能促进家庭房产投资。由于消费粘性的存在，使得家庭消费不仅取决于当期收入，还同时受到过去消费习惯的影响。本文通过匹配回访家庭在上一个受访年度(2011年)的消费数据分别对风险分担的两个代理变量——亲兄弟姐妹数量、家庭转移支出——与家庭消费的关系进行稳健性检验。结果与上文实证回归的结论保持一致。

五、 结 论

本文探讨了家庭风险分担机制与其消费行为间的关系，依次验证了家庭风险分担机制的存在性、家庭风险分担与消费间的关系、不同风险分担机制间的差异，以及家庭住房投资中的“亲兄弟姐妹效应”。亲兄弟姐妹是家庭风险分担机制中的“强关系”，具有范围小、效率高的特点。这种基于血缘关系构建的风险分担机制在应对健康、养老、其他大额支出等风险时有显著的效果。其作用机制是通过分担赡养老人的成本、为家庭提供低成本的融资渠道等来降低家庭可支配收入中用于储蓄的部分。亲兄弟姐妹间的风险分担并不会使家庭的基本生活水平有质的提高，但当家庭真正面临重大风险冲击时，这种“强关系”效果显著，往往起到“雪中送炭”的作用。而家庭转移支出所代表的风险分担机制则是由更为广泛的社会网络所构成，社会网络对家庭而言是一种“弱关系”，主要起到“信息桥”的作用。家庭通过转移支出来拓展和维系现有的社会网络以达到风险分担的目的，这个层面上的风险分担主要是通过增加家庭获取有效信息的途径、降低家庭的信息搜索成本，以及增加未来转移收入的可能性来形成家庭社会网络内互帮互助的正向关系，具有范围广、作用弱的特点。

家庭住房投资存在 “亲兄弟姐妹效应”。由于家庭能从其亲兄弟姐妹处获得低成本的资金，当家庭的亲兄弟姐妹数量越多时，就越容易将住房投资的大额资金需求分散解决，从而促进了家庭的住房投资，进一步验证了亲兄弟姐妹作为家庭风险分担“强关系”的结论。

家庭基于社会网络的风险分担对消费与投资确实起到了促进作用。在千年农耕文化的熏陶下，中国这种非正式的相互保险制度发挥着重要作用。构建和谐的邻里关系、加强社会网络内的互联，有效发挥家庭社会网络的保障功能，不失为应对风险的一种补充方式。然而，社会网络内的礼金风俗也急需正确的引导，特别是在广大的农村地区，高额的礼金支出已经成为了家庭的负担，这不仅不利于家庭的风险分担，还在某些程度上对家庭消费产生了“挤出效应”。此外，社会的变迁使得传统宏大家族的模式式微，家庭规模向小型化发展，社会流动性的增加也削弱了乡土情谊与人情关系。急需非正式保险与正规社会保障、商业保险的相互支撑，才能在宏观层面上为家庭构建全面完善的风险分担，从而进一步提高家庭的消费意愿。