人情消费对农村居民主观幸福感的影响研究

杨 洁 西南大学经济管理学院

一、导论

人情消费是中国居民维系人际关系的重要纽带，在我国这个传统的人情社会中，人情消费不仅是长久以来形成的风俗习惯，还逐渐发展成一种约定俗成的行为规范和社会法则。十九大报告中强调一个衡量居民生活质量的重要指标——幸福感，即人们对自身生活质量的综合评价和对自身内心状态的主观反馈。那么经过这么多年的发展和国家各项扶贫政策的实施，中国农村地区居民的幸福指数怎么样？不同代际的农村居民对人情消费的感知怎么样？日益增长的人情消费支出对居民主观幸福感有着什么样的影响？本文针对以上问题展开研究，希望能够挖掘出农村人情消费背后的潜在意义。

二、理论分析和研究假说

随着农村社会的转型和农村经济的发展，农村居民收入逐步提高，消费多元化，学者们对于农村居民消费的研究也不计其数，通过对研究文献的整理和分析发现，学者们认为人情消费已经影响到农村居民的生活质量，甚至在精准扶贫的政策背景下，一些脱贫农户因为沉重的人情负担而重新返贫，严重影响了社会的良性运转。另一方面，农村地区的人情往来依旧呈现出高礼金、范围广、次数频繁的特点，并以此趋势继续蔓延。邹宇春(2018)在相关文章中将其定义为“人情负担假说”。

经济学家杜森贝利认为消费决策与消费习惯有关，尤其是人在收入最高峰时所达到的消费标准所养成的消费习惯，且在短时间内消费习惯不可逆，消费者会随着收入的增加而扩大消费，却很难随着收入的减少而缩减消费，此为“荆轮效应”。①因此，整个农村社会人情消费一旦增长，便很难再有大幅度的降低，以此便造成了农村居民的消费负担。具体的关系图示如下：

图一：理论关系图

据此本文提出以下研究假说：

(1)人情消费对农村居民主观幸福感影响存在倒“U”的效应。

(2)代际差异对农村居民主观幸福感的影响呈现“U”型趋势。

三、数据模型方法

(一)变量选择

1.被解释变量的选取

本文根据已有的研究文献，利用单一问题的测度结果(即：你认为自己的生活幸福吗？)，构建出主观幸福感的五个维度，分别赋值为0、1、2、3、4。

2.解释变量、调节变量的选取

本文的核心解释变量为人情消费，采用人情消费支出占总消费支出的比例来作为衡量人情消费的指标。经调研发现，被访样本数据中人情消费和农村居民主观幸福感之间的关系受到第三个变量——代际差异的影响。因此，本文将代际差异作为调节变量来考察人情消费和农村居民主观幸福感之间的关系。

(二)模型选取

本文采用的数据是多元离散型序列变量，使用有序概率模型(Ordered-Logit)进行回归。

Y表示被解释变量即农村居民对主观幸福感的有序响应；Xi表示第i个居民的人情消费，表示第i个居民的人情消费的平方；Zi表示代际差异，表示代际差异的平方项；K表示控制变量，主要包括性别、婚姻状况、受教育程度等；εi为随机干扰项。

四、实证检验与结果分析

本文采用stata15.0软件，将农村居民主观幸福感作为因变量，将被访者的人情消费占比、占比的平方作为关键变量，代际差异、代际差异的平方作为调节变量，被访者的性别、婚姻、收入等作为控制变量纳入Logit回归模型进行分析，回归结果如下表1所示：

表1 人情消费和代际差异对农村居民主观幸福感的影响

由表格1中的估计结果可知，模型一的回归结果中人情消费占比这个关键变量在10%的显著性水平下显著，说明二者之间存在负相关关系；人情消费的平方在10%的显著性水平下显著，说明在影响路径中，该因素的影响效果存在“拐点”效应，即人情消费对农村居民主观幸福感的存在先正后负的影响，假设一得到验证。

在模型二中加入代际差异这个调节变量后，代际差异和及其平方均通过5%的显著性检验，说明随着年龄增长，农村居民的主观幸福感也存在“拐点”，这说明不同代际下农村居民主观幸福感存在差异，假设二得到验证。

五、结论

(一)随着人情支出占比的不断升高，过高的人情消费对农村居民因花钱产生的幸福感产生了挤出效应，人情消费获得感、幸福感预期并未达到，从而降低幸福感。因此，人情消费对农村居民主观幸福感的影响存在先正后负的效应，人情消费过高或者过低都会降低居民主观幸福感。

(二)代际差异影响人情消费与农村居民主观幸福感之间的关系。由于不同代际农村居民生命长度不同，经历的社会变迁有差异，对主观幸福感的认知存在差异。

(三)其他因素与农村居民主观幸福感。受教育程度、职业都对农村居民主观幸福感产生负的影响效应，社会评价和收入都对农村居民主观幸福感产生正的影响效应。■

注释：

①荆轮效应：是指人的消费习惯形成之后短时间内有不可逆性，即易于向上调整，而难于向下调整。