社会网络与家庭消费结构——基于CFPS2018的实证分析

孔令卯 王建和

（1.暨南大学 经济学院，广东 广州 511443；2.暨南大学 国际商学院，广东 珠海 519070）

一、文献综述

（一）社会网络

大量理论和实证文献指出，社会网络能够缓解信息不对称问题、影响居民收入与就业。社会网络能增加共享信息、减少机会主义行为，有利于避免逆向选择和道德风险，削弱隐藏信息和隐藏行动问题对信贷市场的不良影响。家庭社会关系越强，农户也越可能成为民间借贷行为中的借出者。根据社会网络对民间借贷进行了分析，马光荣,杨恩艳（2011）认为社会网络更广的农户有更大的可能获得民间借贷。[1]社会网络在收入方面的作用被学者们广泛讨论。[2]王春超等（2013）研究发现社会资本对农民工的收入起到了显著的正向促进作用。[3]此外，社会网络能够通过增加信息、提供就业机会和缓解信贷约束等方式，显著地促进收入的代际流动，且该效应在市场化程度较低的地区更明显。[4]社会网络还与居民消费有着密切的联系。南永清等（2019）考察了多种社会网络对农村居民消费水平的影响，并发现以“邮电通讯”为度量的社会网络相比传统的社会网络而言，对于农村居民消费的显著正向促进作用更为强烈，且社会网络可以通过非正规融资这一渠道对消费产生促进作用。[5]胡俞等（2013）发现社会网络对居民消费支出有显著促进作用，且城市居民消费支出所受影响大于农村居民。[6]

（二）居民消费

现有文献表明，居民消费行为受到包括家庭收入、教育、年龄、住房和城乡等诸多微观因素的影响。丁任重（2013）发现收入水平对东、中、西部的城乡家庭消费都有显著促进作用。[7]家庭财产性收入对家庭消费具有明显的正向影响，且在低收入家庭中更加显著。杨书超等（2020）发现，受教育水平的提升对家庭保健消费有着显著的正向影响。王勇（2019）通过实证研究，发现住房价格上涨通过影响消费品价格改变城镇家庭消费结构，且不利于城镇无房家庭福利的提升。此外，有学者发现，住房面积扩大对于不同收入层次家庭的消费均具有显著的负面作用。在我国长期以来的城乡二元结构体制下，居民家庭消费亦呈现出明显的城乡差异。刘后平等（2015）发现，农村居民消费的收入弹性超过城镇居民。有学者指出，我国居民的炫耀性消费支出倾向较高，并同样呈现出城乡异质性，其中农村居民的炫耀性消费明显低于城市居民。“婚姻效应”对家庭消费的影响同样不容忽视。余丽甜等（2017）分析了已婚、未婚家庭的储蓄率，发现未婚家庭储蓄率更高，消费水平更低，表现出“为结婚而储蓄”的特点，且“婚姻效应”在低收入家庭更为明显。

（三）社会网络对居民消费的影响

首先，在消费总量方面，社会网络能起到正向促进作用。社会网络能分担风险，降低预防性储蓄，提高家庭消费水平。社会网络会强化家庭成员的攀比心理，根据刘雯基于地位关注理论的研究，社会网络扩大对具有地位显示功能的消费具有促进作用。礼金支出是中国家庭的重要支出，是衡量社会网络的常用代理变量。周广肃等（2015）利用CFPS2010数据，分别将礼金支出额和礼金支出占家庭总收入的比重作为解释变量，研究发现，两者均能促进家庭消费；然而，若礼金支出占家庭总收入的比重过大，亦可能抑制家庭消费。不同于多数文献使用横截面数据的做法，闫慧楚（2020）采用时间序列数据，构建社会资本、消费水平和信贷约束间的VAR模型，研究发现，三者存在长期均衡关系，且社会资本是消费水平变化的格兰杰原因，论证了社会资本和消费水平之间的因果关系。人情支出对消费同时具有挤出和促进两方面的效应，且两种效应的相对大小呈现出收入异质性。杭斌（2015）发现，对中低收入家庭，人情支出的提升对消费的抑制作用大于促进作用，而对中高收入家庭而言，情况恰恰相反。

第二，社会网络能影响家庭消费结构。刘鑫春（2019）发现，家庭社会网络促进家庭消费倾向的提升，且消费倾向提升主要体现在生活必需品上。有学者指出，社会网络能缓解风险厌恶对消费的负面作用，且这种缓解作用在耐用品消费上更加强烈。也有学者得出了不同的结论。杨阳等（2018）考察了社会网络资源对于不同类型家庭消费支出的影响，发现社会网络仅对家庭非耐用品消费具有显著的正向促进作用。可见，现有文献就社会网络对不同类型的消费的影响上仍然存在着分歧。韩雷等（2019）考察了社会网络对消费结构的异质性影响。研究发现，社会网络对农村高收入家庭和城市低收入家庭的消费结构改善有着显著的促进作用。秦海林等（2019）通过因子分析法构建社会资本变量，发现社会资本对生存型消费占家庭总消费的比重具有显著负向影响，而对发展型、享受型消费具有显著的正向作用。

（四）社会网络对居民消费的影响机制

关于社会网络影响消费的机制，国内学者也进行了一些研究。信贷约束对家庭消费水平的提升起着阻碍作用，而社会资本对正式和非正式的信贷约束均有缓解作用。缓解信贷约束是社会网络促进消费的重要渠道。社会网络能提高非正规金融对农户的可得性，促进居民消费水平的提升。

以上文献表明，第一，社会网络在经济社会中发挥着重要的作用，对居民的收入、消费及其面临的信贷约束有着重要的影响；第二，社会网络对家庭消费水平和消费结构优化均有正向促进作用；第三，社会网络能够通过缓解信贷约束，促进家庭消费水平的提高；第四，家庭消费水平和消费结构除了受到社会网络的影响之外，还与家庭收入、受教育水平等诸多因素密切相关。

二、研究设计

（一）数据来源

数据来自北京大学中国社会科学调查中心实施的2018年中国家庭追踪调查（CFPS2018）。其样本量大，涉及区域广，可靠性高，满足研究需要。删除含缺失值或异常值的样本后，得到有效样本3216个。

（二）变量定义与说明

1.被解释变量

被解释变量为家庭消费性支出总和以及发展型、享受型消费比重。其中，家庭消费性支出总和包括食品、衣着、居住、家庭设备及用品、交通通讯、文教娱乐、医疗保健、其他用品及服务八大类支出；发展型、享受型消费的界定借鉴了韩雷和谷阳[22]的做法，包括家庭耐用品支出、文教娱乐支出、医疗保健支出、旅游支出与美容支出。

2.主要解释变量

主要解释变量为社会网络，选用人情礼支出衡量，其取值范围为0至150000元人民币。

3.控制变量

可能影响家庭消费决策的变量，主要分家庭特征变量和户主特征变量。家庭特征变量包括年人均家庭纯收入，家庭是否位于城市、家庭规模、房产数量。户主特征变量主要包括户主的婚姻状况、受教育程度、性别和年龄。若户主为女性，则性别变量赋值为1，否则赋值为0。此外，控制地区固定效应，即引入了省份虚拟变量。

三、实证分析

（一）描述性统计

表1呈现了主要变量的描述性统计结果。我国居民人情礼支出均值为4226.398元，标准差为6282.459元，最大值和最小值分别为150000元和0元，这表明我国居民人情礼支出在个体之间存在着较大的差距。发展型、享受型消费比重的均值为0.24，表明发展型、享受型消费占我国居民家庭总消费的比重较低。

表1 主要变量描述性统计

（二）基准回归

采用OLS回归，模型设定如下：

回归结果见表2。人情礼支出与家庭消费性支出总和呈现正相关关系，且在1%的显著性水平下显著。估计系数显示，其他条件不变，户主的人情礼支出每提高1元，能使家庭消费性支出总和平均增加1.088元。可能解释是：人情礼支出的增加扩展了家庭的社会网络，增加了家庭财富，从而促进了家庭总消费水平的提升。

表2 基准回归

就控制变量而言，人均家庭纯收入、家庭规模、家庭拥有房产数量、户主已婚对家庭消费性支出总和均有正向影响。与农村家庭相比，城镇家庭的消费性支出总和更大，且在1%的显著性水平下显著。

（三）社会网络对发展型、享受型消费占家庭总消费比重的影响

为检验社会网络对家庭消费结构的影响，本文采用Tobit模型进行实证分析，模型设定如下：

根据上述模型设定，利用Tobit模型检验社会网络对发展型、享受型消费占家庭总消费比重的影响，得到的估计结果列于表3。

表3 社会网络对发展型、享受型消费占家庭总消费比重的影响

可以发现，人情礼支出与发展型、享受型支出比重呈现正相关关系，且在10%的显著性水平下显著。

家庭规模、户主年龄均对发展型、享受型消费比重有显著正向影响，且均在1%水平下显著。相比于户主为男性的家庭，户主为女性的家庭的发展型、享受型消费比重更高，可能是因为女性的边际消费倾向高于男性。

（四）内生性分析

前述模型可能存在内生性问题，遗漏变量可能会同时影响该家庭的人情礼支出以及发展型、享受型消费比重。同时，社会网络的拓展可能促进家庭消费结构的优化升级，而家庭消费结构的改变也有可能影响其社会网络，造成双向因果。

为缓解内生性问题，引入了是否收发电子邮件、互联网作为信息渠道的重要程度和是否为组织成员三个变量作为人情礼支出的工具变量。三者符合工具变量的基本条件。一方面，工具变量应具有“相关性”，上述工具变量反映了个体进行社会交际的意愿和频繁程度，显然与个体社会网络密切相关。另一方面，工具变量应满足“外生性”，上述工具变量均和家庭消费结构没有直接的关联。引入工具变量后，使用IV Tobit模型进行估计，结果如表4所示。Wald外生性检验在1%的显著性水平上拒绝了不存在内生性的原假设，即内生性问题存在。估计结果显示，人情礼支出对发展型、享受型消费具有负向影响，且在5%水平下显著。同时，IV Tobit模型中人情礼支出的估计系数为0.00003，而没有引入工具变量的Tobit模型中人情礼支出的估计系数为0.000001，前者是后者30倍。由此可见，若不考虑内生性问题，将大大低估社会网络对发展型、享受型消费比重的影响。

表4 内生性分析

（五）稳健性检验

使用生存型消费比重作为被解释变量，保持控制变量相同，考察社会网络对生存型消费比重的影响。若社会网络对发展型、享受型消费比重的正向影响是稳健的，那么随着社会网络的提升，生存型消费比重应当随之下降。估计结果如表5所示，第（1）列为Tobit模型估计结果。随着社会网络的提升，生存型消费比重下降了，且这种负向作用在1%的显著性水平下显著。与此同时，考虑到可能存在的内生性问题，稳健性检验部分继续使用前文的三个工具变量，用IV Tobit模型进行估计，结果见表5第（2）列。结果显示，社会网络的提升仍然对生存型消费比重有负向影响，且这种影响在1%水平下显著。对比表5第（1）、（2）列的人情礼支出变量估计系数，若不考虑内生性问题，社会网络对生存型消费比重的负向作用将会被低估，这也反映了引入工具变量、客服内生性问题的必要性。总之，社会网络对生存型消费比重的负向作用十分显著，能说明研究结果的稳健性，即社会网络对发展型、享受型消费具有正向促进作用。

表5 稳健型检验

（六）异质性分析

1.生命周期异质性

按户主年龄将样本分为35岁（含）以下青年户主和35岁以上中老年户主两个子样本，考察不同年龄群体户主的社会网络对于发展型、享受型消费比重的影响。估计结果表明，对于青年户主，其社会网络的扩展能提升发展型和享受型消费比重，且该促进效应在10%水平下显著。对于中老年户主，其社会网络的扩展并不能够显著地提高这一比重。

表6 生命周期异质性

注：*** p<0.01,** p<0.05,* p<0.1；圆括号内为估计系数的标准误。

2.收入异质性

分析不同收入层级下，社会网络对发展型、享受型消费比重的影响。将样本中人均家庭纯收入低于中位数的家庭定义为低收入家庭，其余家庭定义为高收入家庭，考察社会网络对消费结构影响的收入异质性。结果表明，社会网络对于低收入家庭的发展型、享受型消费比重虽然有正向作用，但并不显著；同时，社会网络能够提高高收入家庭在发展型、享受型消费上的比重，且这种促进作用在5%的显著性水平下显著。

表7 收入异质性

3.社会网络影响居民消费结构的机制探究

由于信息不对称等问题，正规金融服务的普及面临诸多限制。信贷约束制约着居民消费结构的优化，而社会网络具有缓解信贷约束的作用。杨汝岱等（2011）发现，社会网络越发达的农户，其民间借贷行为越活跃，社会网络是农户平衡现金流、弱化流动性约束的重要手段； 严太华等（2015）发现家庭社会网络有助于改善农村家庭信贷约束困境，提高农户获得借贷的概率。

因此，以是否担负尚未归还的民间借款为中介变量，简称为信贷约束变量，探究社会网络对发展型、享受型消费比重的影响机制。首先，将前文Tobit模型估计结果列于表8第（1）列，以作比对。其次，以信贷约束为被解释变量，以社会网络作为主要解释变量，采用与前文相同的控制变量，使用Logit模型进行估计，见表8第（2）列。结果显示，人情礼支出的增加在10%的显著性水平下能够显著提高户主担负民间借款的概率。表8第（3）列同时将人情礼支出和信贷约束变量引入Tobit模型，结果显示，人情礼支出和信贷约束分别在10%和1%的显著性水平上对发展型、享受型消费比重具有正向促进作用。

综合表8第（1）至（3）列的估计结果，信贷约束在社会网络对发展型、享受型消费比重的影响中的中介效应成立。社会网络可以通过环节家庭面临的信贷约束来促进家庭消费结构的优化升级。

表8 中介效应

四、结论

使用2018年中国家庭追踪调查（CFPS）数据，研究社会网络对家庭消费总量和发展型、享受型消费比重的影响。研究发现，社会网络能够显著促进家庭消费总量的提升并提高发展型、享受型消费比重。在考虑了内生性问题后，社会网络对发展型、享受型消费比重的正向影响依然成立。异质性分析发现，对户主处于不同生命周期的家庭和收入水平不同的家庭而言，社会网络对发展型、享受型消费的促进作用显著程度有很大差异。机制分析发现，民间借款是社会网络影响发展型、享受型消费比重的一个重要渠道，其中介效应成立。