張 彤，孟 昕，王思宇

(1.華南農(nóng)業(yè)大學(xué) 國家農(nóng)業(yè)制度與發(fā)展研究院，廣東 廣州 510642；2.東北財經(jīng)大學(xué) 產(chǎn)業(yè)組織與企業(yè)組織研究中心，遼寧 大連 116025；3.西南財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理研究院，四川 成都 610074)

一、問題的提出

繼“十二五”規(guī)劃提出擴大內(nèi)需后，“十三五”規(guī)劃又將供給側(cè)改革作為中國今后經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重點，擴大內(nèi)需、提高居民的消費意愿再次成為社會熱點。國家統(tǒng)計局資料顯示，2016年中國消費支出對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率約為64.60%，但與發(fā)達(dá)國家的80.01%相比還存在一定的差距。影響家庭消費的因素包括家庭收入、資產(chǎn)狀況、人情支出、人口結(jié)構(gòu)等。傳統(tǒng)觀點認(rèn)為收入波動會引發(fā)消費波動，居民可以通過配置金融產(chǎn)品(保險、基金等)平滑收入波動。然而因中國的金融市場尚不成熟，消費者更傾向于通過預(yù)防性儲蓄或社會網(wǎng)絡(luò)應(yīng)對風(fēng)險。

社會網(wǎng)絡(luò)可以認(rèn)為是特定群體為實現(xiàn)某種目的而構(gòu)建的一種互惠互利、緊密聯(lián)系的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，往往承擔(dān)了稀缺資源的配置功能[1]，并在一定程度上發(fā)揮了風(fēng)險分擔(dān)的作用。早期研究以驗證完全風(fēng)險分擔(dān)是否存在為主。Deaton[2]、Townsend[3]認(rèn)為，對于貧困地區(qū)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的家庭而言，由于缺乏正規(guī)保險，家庭間存在完全風(fēng)險分擔(dān)的可能性很高。然而，大量的實證結(jié)果表明，統(tǒng)計意義上的完全風(fēng)險分擔(dān)假設(shè)被拒絕[4]。之后，學(xué)界的研究方向轉(zhuǎn)向驗證家庭部分風(fēng)險分擔(dān)的情況是否存在。Townsend[3]認(rèn)為同一網(wǎng)絡(luò)內(nèi)部家庭間的消費存在共變性,消費受收入波動的影響相對較弱，完全風(fēng)險分擔(dān)不存在，但在某種程度上有部分風(fēng)險分擔(dān)的可能。例如，禮品交換等行為的目的是為了構(gòu)建風(fēng)險分擔(dān)網(wǎng)絡(luò)[5]，社會網(wǎng)絡(luò)帶來的非正式信貸也可以部分實現(xiàn)保險功能[6]。

統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明消費的波動遠(yuǎn)小于收入的波動。抵御消費波動或風(fēng)險可以通過預(yù)防性儲蓄和保險進(jìn)行。然而低收入群體往往不愿意承擔(dān)二者的成本，更傾向于通過社會網(wǎng)絡(luò)的饋贈或借貸而獲得支持[7]，從而提高收入和消費水平[8]。且社會網(wǎng)絡(luò)越發(fā)達(dá)的家庭，儲蓄額越低[9]。馬小勇和白永秀[8]驗證了農(nóng)戶在緩解收入風(fēng)險帶來的消費波動時，社會網(wǎng)絡(luò)內(nèi)的風(fēng)險統(tǒng)籌發(fā)揮了較大的作用。郭云南等[6]運用包含宗族祠堂和家譜信息的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證分析，研究發(fā)現(xiàn)宗族網(wǎng)絡(luò)是農(nóng)戶平滑消費的一種重要的非正式制度，在一定程度上強化了社會網(wǎng)絡(luò)在風(fēng)險分擔(dān)中的作用。

相比于收入，家庭資產(chǎn)由于其形式多樣、狀態(tài)不同，對居民消費影響的方式也就有所差別，但總體上看家庭資產(chǎn)對消費有顯著的促進(jìn)作用[10]，渠道是住房資產(chǎn)或金融資產(chǎn)。張大永和曹紅[11]發(fā)現(xiàn)擁有自有住房家庭的總消費水平顯著高于不擁有自有住房的家庭。尚昀和臧旭恒[12]的研究表明現(xiàn)住房產(chǎn)對家庭消費無顯著影響，而非現(xiàn)住房產(chǎn)則表現(xiàn)出明顯的“財富效應(yīng)”，對家庭消費有顯著的促進(jìn)作用。另外，杭斌[13]發(fā)現(xiàn)家庭人情支出對消費既有促進(jìn)效應(yīng)又有擠出效應(yīng)。倪紅福等[14]表明家庭規(guī)模、戶主年齡等家庭人口結(jié)構(gòu)變量對家庭消費結(jié)構(gòu)有一定的影響。綜上所述，社會網(wǎng)絡(luò)作為家庭風(fēng)險分擔(dān)機制的一個重要的非正式制度，由于其存在的互助功能降低了家庭預(yù)防性儲蓄動機，從而平滑了家庭消費。本文采用家庭分散風(fēng)險的社會網(wǎng)絡(luò)模型來構(gòu)建家庭的風(fēng)險分擔(dān)機制。在經(jīng)濟(jì)學(xué)研究領(lǐng)域，社會網(wǎng)絡(luò)的測度相對一致，主要集中在親友數(shù)量[15]、親友關(guān)系[16]禮金支出[17-18]等指標(biāo)上。另有研究將影響風(fēng)險分擔(dān)的因素拓展到了綜合性家庭因素、耐用品的購買決策等。本文基于上述指標(biāo)并結(jié)合實證數(shù)據(jù)選取家庭風(fēng)險分擔(dān)的代理變量。

家庭消費結(jié)構(gòu)是指家庭消費對象的比重關(guān)系。隨著社會發(fā)展，消費結(jié)構(gòu)中基本消費支出比重下降，耐用品、住房汽車、服務(wù)等消費比重上升。因此，本文將家庭消費劃分為家庭基本生活支出與家庭消費性支出兩大部分。區(qū)別于以往文獻(xiàn)對農(nóng)村家庭風(fēng)險分擔(dān)的研究，本文認(rèn)為，中國家庭的風(fēng)險分擔(dān)機制主要作用于大額支出方面，如購房建房、購車、婚喪嫁娶、醫(yī)療等。本文基于“消費風(fēng)險分擔(dān)”理論并結(jié)合社會網(wǎng)絡(luò)模型，從家庭風(fēng)險分擔(dān)的角度研究家庭的消費行為。家庭的風(fēng)險分擔(dān)主要是由家庭的社會網(wǎng)絡(luò)所決定，越復(fù)雜有效的社會網(wǎng)絡(luò)意味著越高水平的風(fēng)險分擔(dān)，能夠降低家庭的預(yù)防性儲蓄動機，家庭的消費水平隨之升高。根據(jù)以往的研究成果，本文認(rèn)為社會網(wǎng)絡(luò)模式下的家庭風(fēng)險分擔(dān)可以由以下兩個變量來體現(xiàn)：一是反映家庭與其社會網(wǎng)絡(luò)間隱含關(guān)系的變量——家庭親兄弟姐妹的數(shù)量，二是反映家庭與其社會網(wǎng)絡(luò)間直接關(guān)系的變量——家庭轉(zhuǎn)移支出。

二、數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文采用西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心進(jìn)行的中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey, 簡稱CHFS)2013年數(shù)據(jù)，調(diào)查樣本覆蓋29個省，262個縣，1 048個社區(qū)。同時，此數(shù)據(jù)還包含了六千多戶2011年數(shù)據(jù)的回訪樣本，用于對模型的檢驗。選取受訪者為戶主本人及戶主配偶的樣本作為本文的實證數(shù)據(jù)集，共得到26 393戶家庭樣本。調(diào)查問卷共分為人口統(tǒng)計學(xué)特征、資產(chǎn)與負(fù)債、保險與保障、支出與收入四大部分。人口統(tǒng)計學(xué)特征包含了受訪家庭的基本信息、工作及收入信息、受訪者的主觀態(tài)度及金融知識等；資產(chǎn)與負(fù)債部分則是對受訪家庭的非金融資產(chǎn)、金融資產(chǎn)及負(fù)債情況進(jìn)行了分類了解；保險與保障則涵蓋了受訪家庭的社會保障及商業(yè)保險等相關(guān)信息；支出與收入部分細(xì)致詢問了受訪家庭的消費性支出、轉(zhuǎn)移性收支等各項支出與收入的情況。

變量中，家庭風(fēng)險分擔(dān)選取受訪家庭戶主及配偶的親兄弟姐妹數(shù)量總和及受訪家庭的轉(zhuǎn)移支出金額為代理變量。中國自執(zhí)行計劃生育以來，家庭的人口規(guī)模逐漸減小、獨生子女群體占比增多。區(qū)別于以往只關(guān)注戶主個人親兄弟姐妹情況的研究，本文將戶主及其配偶的親兄弟姐妹數(shù)量一起納入，避免了若戶主是獨生子女，親兄弟姐妹數(shù)量大量為零而導(dǎo)致數(shù)據(jù)分布有偏的情況，也符合中國的社會現(xiàn)狀。社會觀念的進(jìn)步及女性地位的提升使得婚姻關(guān)系中男方家庭不再占據(jù)絕對主導(dǎo)地位，夫妻雙方在家庭風(fēng)險分擔(dān)中均扮演了重要的角色。家庭的轉(zhuǎn)移支出金額指在訪問年度上一年，受訪家庭給予非家庭成員的現(xiàn)金或非現(xiàn)金的支出，支出對象包含了受訪家庭的親兄弟姐妹、其他親屬及非親屬等。本文將家庭消費進(jìn)一步區(qū)分為基本日常生活支出、消費性支出與商業(yè)保險支出。基本生活支出包含伙食、水電燃?xì)?、交通及醫(yī)療、社會保險等支出。消費性支出是指用于提高生活質(zhì)量和消費體驗的支出，包括文娛(書報、電影等)、旅游、保健、培訓(xùn)、家電耐用品、奢侈品等。家庭收入主要來自四個方面：工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入與轉(zhuǎn)移性收入。本文將受訪家庭收入分為兩大部分：由前三者組成的總收入和由從其社會網(wǎng)絡(luò)中獲取的禮金、饋贈收入等組成的轉(zhuǎn)移性收入。家庭的資產(chǎn)由生產(chǎn)經(jīng)營性資產(chǎn)、固定資產(chǎn)及其他資產(chǎn)加總得到。家庭的負(fù)債與資產(chǎn)的分類大致相同。受訪家庭中，有負(fù)債的約占總樣本的32.91%，消費性負(fù)債最高，其次為生產(chǎn)經(jīng)營、教育及婚喪嫁娶等其他負(fù)債。

變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。家庭消費性支出的標(biāo)準(zhǔn)差顯著高于家庭基本生活支出。家庭轉(zhuǎn)移收入和轉(zhuǎn)移支出的均值大致相等，約占家庭收入的10.31%，但前者的標(biāo)準(zhǔn)差高于后者。由此可見，轉(zhuǎn)移支付可能承擔(dān)了風(fēng)險分擔(dān)的功能，從而也會對家庭的經(jīng)濟(jì)行為造成影響。受訪家庭中，家庭住房資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比重較大，有負(fù)債的家庭所占比重很小，負(fù)債類型以住房投資負(fù)債為主。

表1 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果 單位：千元(如無特別說明)

注:戶主身體狀況：1=非常好，2=很好，3=好，4=一般，5=不好。戶主父母是否健在：1=父母都在世，2=父親在世，3=母親在世，4=父母都去世。戶主教育程度劃分為四個層次：未接受過義務(wù)教育、小學(xué)至初中畢業(yè)、高中畢業(yè)(含高職等)、大學(xué)及以上學(xué)歷，分別設(shè)置虛擬變量，是為1，否為0；戶主的政治面貌分類含群眾、團(tuán)員、中共黨員、民主黨派，分別設(shè)置虛擬變量，是為1，否為0；東部地區(qū)賦值為1，中部地區(qū)賦值為2，西部地區(qū)賦值為3。

三、模型設(shè)定

根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)結(jié)果，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：社會網(wǎng)絡(luò)間的轉(zhuǎn)移支付幫助家庭實現(xiàn)了風(fēng)險分擔(dān)。

假設(shè)2：風(fēng)險分擔(dān)對家庭消費有促進(jìn)作用。

假設(shè)3：不同風(fēng)險分擔(dān)渠道對家庭消費影響存在差異。

假設(shè)4：風(fēng)險分擔(dān)對家庭住房投資有正向作用。

考慮到家庭消費、收入、支出等經(jīng)濟(jì)價值變量可能存在異方差和非線性，以及考慮到相關(guān)變量存在零值和極小值的可能性，將這部分變量進(jìn)行對數(shù)處理，得到lnX=ln(1+X)?？紤]到年齡對消費的非線性影響，在人口統(tǒng)計特征中同時引入年齡和年齡的平方項。家庭的風(fēng)險分擔(dān)是一個動態(tài)互助的過程，家庭間的饋贈和禮金往往存在于已有的社會網(wǎng)絡(luò)中。構(gòu)建模型(1)對假設(shè)1進(jìn)行檢驗。

lntransferexi=α+β1lntransferini+β2lnW+γXi+εi

(1)

transferex代表家庭轉(zhuǎn)移支出，transferin代表家庭轉(zhuǎn)移收入。W代表家庭財富水平，包含家庭年度收入、家庭資產(chǎn)水平。X為其他控制變量，包含家庭資產(chǎn)水平、家庭規(guī)模及人口統(tǒng)計特征等。除此之外，實證分析中將對模型(1)分不同樣本進(jìn)行分析，以考察城鄉(xiāng)風(fēng)險分擔(dān)效應(yīng)的差異。為驗證假設(shè)2和假設(shè)3，本文以家庭消費為因變量，家庭風(fēng)險分擔(dān)為自變量進(jìn)行建模，考察家庭風(fēng)險分擔(dān)與家庭消費之間的關(guān)系。同樣將家庭消費等經(jīng)濟(jì)價值變量進(jìn)行對數(shù)處理。

consumption為家庭年度總消費，risksharing為風(fēng)險分擔(dān)變量，income為家庭年度總收入。由于家庭風(fēng)險分擔(dān)的程度不能直接測度，本文借鑒楊汝岱等[18]的方法，分別用親兄弟姐妹數(shù)量(hhsiblings)、家庭轉(zhuǎn)移支出為家庭風(fēng)險分擔(dān)程度的代理變量。

由于家庭的風(fēng)險分擔(dān)機制對家庭不同類型的消費行為所產(chǎn)生的影響存在差異。因此，根據(jù)消費的不同類型，本文進(jìn)一步將家庭支出分解為基本生活支出、家庭消費性支出、商業(yè)保險支出和住房投資支出。分別以受訪家庭的親兄弟姐妹數(shù)量和家庭轉(zhuǎn)移支出為自變量對家庭基本生活支出(hhbasicexa)和家庭消費性支出(consumpex)進(jìn)行回歸，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)

進(jìn)一步，構(gòu)建模型(6)和模型(7)，以家庭年度商業(yè)保險支出(hhcinsurex)為因變量，通過檢驗不同風(fēng)險分擔(dān)代理變量——親兄弟姐妹數(shù)量、家庭轉(zhuǎn)移動出——對家庭商業(yè)保險配置的效應(yīng)來探究二者的作用機制是否存在差異。

lnhhcinsurexi=α+β1hhsiblingsi+β2lnincomei+γiXi+εi

(6)

lnhhcinsurexi=α+β1lntransferexi+β2lnincomei+γiXi+εi

(7)

構(gòu)建模型(8)分析家庭風(fēng)險分擔(dān)(risksharing)與住房投資支出(houseconsumption)間的關(guān)系。分別以首套房住房面積、二套房住房面積為住房投資支出的代理變量。

lnhouseconsumptioni=α+β1risksharingi+γXi+εi

(8)

四、實證結(jié)果及分析

(一)家庭風(fēng)險分擔(dān)機制存在性檢驗

本文進(jìn)一步將樣本分為農(nóng)村地區(qū)和城鎮(zhèn)地區(qū)，回歸結(jié)果如表2所示。結(jié)果顯示轉(zhuǎn)移收入對轉(zhuǎn)移支出有顯著影響。模型(1)的全樣本及分農(nóng)村和城市子樣本回歸中，家庭的轉(zhuǎn)移支出均在1%的顯著水平下受到家庭轉(zhuǎn)移收入的正向影響。說明不論是城市還是農(nóng)村，家庭通過社會網(wǎng)絡(luò)這種非正式機制來分擔(dān)風(fēng)險的情況是現(xiàn)實存在的。每增加1%的轉(zhuǎn)移收入，對于農(nóng)村地區(qū)的家庭而言，會增加約0.28%的轉(zhuǎn)移支出，而對于城市地區(qū)家庭而言，只增加了約0.18%的轉(zhuǎn)移支出。

家庭的轉(zhuǎn)移支出顯著受到家庭收入、家庭消費及家庭資產(chǎn)水平的正向影響。在收到等量的轉(zhuǎn)移收入時，富裕家庭的轉(zhuǎn)移支出量要高于財富水平較低的家庭。而家庭的轉(zhuǎn)移支出金額在5%的顯著水平下受到家庭負(fù)債狀況的影響。當(dāng)家庭有負(fù)債時，其轉(zhuǎn)移支出的水平顯著低于無負(fù)債家庭。

已婚人士的家庭轉(zhuǎn)移支出顯著高于未婚人士，城鄉(xiāng)層面上結(jié)果保持一致。婚姻關(guān)系所帶來的社會關(guān)系及親屬關(guān)系使得已婚人士家庭面臨更為廣泛的社會網(wǎng)絡(luò)，已婚家庭的轉(zhuǎn)移支出會更高，其風(fēng)險分擔(dān)的能力也顯著高于單身人士家庭。

當(dāng)戶主是中共黨員時，家庭的轉(zhuǎn)移支出顯著高于戶主是群眾的家庭。一方面，黨員群體自身的素質(zhì)較高，其社會地位和收入水平要普遍高于非黨員群體。另一方面，黨派作為一種社會組織的存在，本身就構(gòu)成了一個社會網(wǎng)絡(luò)，這種社會網(wǎng)絡(luò)間關(guān)系的維系也部分通過轉(zhuǎn)移支出來體現(xiàn)。

戶主有工作的家庭，其轉(zhuǎn)移支出顯著高于戶主沒有工作的家庭。在農(nóng)村地區(qū)，有工作這一虛擬變量僅在10%的水平下顯著，而城市地區(qū)則在1%的水平下顯著。因為農(nóng)村地區(qū)的人際關(guān)系主要集中在親緣關(guān)系和地緣關(guān)系上，是否有工作對于其社會網(wǎng)絡(luò)的邊界無太大影響。而在城市地區(qū)，工作關(guān)系構(gòu)成了家庭社會網(wǎng)絡(luò)的重要部分，戶主有無工作也對其家庭轉(zhuǎn)移支出有顯著影響。戶主是否是本地戶口對其家庭的轉(zhuǎn)移支出也有顯著影響。農(nóng)村地區(qū)中，戶主為非本地戶口的家庭僅占0.08%，因而這一變量在農(nóng)村地區(qū)不顯著。城市的本地家庭社會關(guān)系比外地人要復(fù)雜得多，相應(yīng)的轉(zhuǎn)移支出也要顯著高于戶主的戶口是外地的家庭。

家庭的人數(shù)越多時，轉(zhuǎn)移支出越低。一是多人口家庭花銷更高，沒有多余的資金用于轉(zhuǎn)移支出；二是家庭內(nèi)部就已經(jīng)構(gòu)建了一個小型風(fēng)險分擔(dān)網(wǎng)絡(luò)，對于外部風(fēng)險分擔(dān)的依賴性低于人數(shù)少的家庭。親兄弟姐妹數(shù)量與家庭轉(zhuǎn)移支出間的關(guān)系存在城鄉(xiāng)差異。在農(nóng)村地區(qū)，親兄弟姐妹數(shù)量對家庭轉(zhuǎn)移支出無顯著影響，因為農(nóng)村地區(qū)家庭的群體意識高于城市地區(qū)，轉(zhuǎn)移支出的對象多、受眾廣，遠(yuǎn)親鄰里、同村同姓的人都是農(nóng)村家庭風(fēng)險分擔(dān)對象的組成部分。而城市家庭的社會網(wǎng)絡(luò)構(gòu)成相對單一，以親兄弟姐妹和朋友同事為主，所以親兄弟姐妹數(shù)量對轉(zhuǎn)移支出的影響在城市家庭樣本中更為顯著。

東部、西部地區(qū)的轉(zhuǎn)移支出顯著低于中部地區(qū)。東部地區(qū)整體經(jīng)濟(jì)水平較高、金融市場相對發(fā)達(dá)、家庭分散風(fēng)險的方式多樣，對社會網(wǎng)絡(luò)風(fēng)險分擔(dān)的依賴性要低于中部地區(qū)。而西部地區(qū)人口結(jié)構(gòu)的民族多樣性高，其文化和社會風(fēng)俗區(qū)別于中部地區(qū)，風(fēng)險分擔(dān)的形式和理念或有不同。

表2 家庭風(fēng)險分擔(dān)機制存在效應(yīng)估計

注: 在回歸中控制變量還包括政治面貌類型中的共青團(tuán)員、民主黨派，戶主的身體狀況，戶主父母是否健在等，結(jié)果部分予以省略；括號內(nèi)為t統(tǒng)計量。***、**和*分別表示在1%、5% 和10%的水平上顯著。下同。

(二)家庭風(fēng)險分擔(dān)與消費行為

本文借鑒張大永和曹紅[11]的處理方法，將樣本限制在戶主有工作的家庭中，共17 534戶有效樣本。統(tǒng)計顯示，戶主工作類型中，受雇于他人的約占45.11%，在家務(wù)農(nóng)約占34.40%，私營企業(yè)或創(chuàng)業(yè)約占13.90%。以在家務(wù)農(nóng)的家庭為基準(zhǔn)組，引入不同工作性質(zhì)為虛擬變量。

1.親兄弟姐妹數(shù)量與家庭消費

對風(fēng)險分擔(dān)的第一個代理變量——親兄弟姐妹數(shù)量——與家庭消費間關(guān)系的實證結(jié)果如表3所示。已婚人士家庭的基本支出和消費要顯著高于未婚人士家庭，但在消費性支出上二者沒有顯著差異。親兄弟姐妹數(shù)量對家庭總消費和家庭基本生活支出無顯著影響，影響家庭基本生活支出的主要因素是家庭收入和資產(chǎn)水平。但每增加一個親兄弟姐妹，家庭的消費性支出會增加1.59%。這驗證了假設(shè)2。家庭在面臨購房、購車等大額支出時能夠從親兄弟姐妹處獲得低成本的資金支持，從而使得用于其他消費的可支配收入占比增加，從而促進(jìn)了消費意愿的提高。

家庭的總消費、基本生活支出和消費性支出均受到家庭當(dāng)期收入和資產(chǎn)水平的影響，但資產(chǎn)水平的影響效應(yīng)要高于當(dāng)期收入。同時，不同負(fù)債類型對家庭消費的影響效應(yīng)顯著不同。當(dāng)家庭是因為生產(chǎn)經(jīng)營活動負(fù)債時，其整體消費水平要高于那些不負(fù)債的家庭。因為生產(chǎn)經(jīng)營性負(fù)債的目的是增加未來產(chǎn)出，從而提高了未來可支配收入的預(yù)期。當(dāng)家庭因日常消費、看病、婚喪嫁娶等其他類型的原因負(fù)債時，其消費性支出要顯著低于無其他負(fù)債的家庭，因為這類家庭是真正的資金缺乏者，要通過負(fù)債才能滿足正常的生存需求。

戶主的不同工作類型對家庭消費的影響也不同。當(dāng)戶主是私營企業(yè)主或受雇于他人時，該類家庭的消費更高。當(dāng)戶主身體狀況差時，該家庭的基本生活支出顯著高于其他家庭，消費性支出顯著低于其他家庭，因為這類家庭的醫(yī)療支出高，在同等收入和資產(chǎn)水平下，消費性支出顯然會被壓低。

家庭消費的地區(qū)差異非常明顯，總體來看，東部、西部地區(qū)的消費水平都顯著地高于中部地區(qū)。但在基本生活支出層面，中部地區(qū)與西部地區(qū)的差異不明顯，東部地區(qū)要顯著高于這兩個地區(qū)。因為東部地區(qū)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總支出的比重更高，這同樣導(dǎo)致了在消費性支出層面，東部地區(qū)顯著低于其他地區(qū)。

消費的城鄉(xiāng)差異也很明顯。城市地區(qū)的家庭基本生活支出要顯著高于農(nóng)村，因為后者在食物上可以自給自足，極大了削減了家庭的基本生活開支。消費性支出層面，城鄉(xiāng)間的消費行為無顯著差異。

表3 親兄弟姐妹數(shù)量與家庭消費

注:控制變量還包括戶主特征、政治面貌、戶主其他工作類型、所在地區(qū)等控制變量，結(jié)果部分予以省略。

2.家庭轉(zhuǎn)移支出與家庭消費

對風(fēng)險分擔(dān)的第二個代理變量——家庭轉(zhuǎn)移支出——與家庭消費間關(guān)系的實證結(jié)果如表4所示。與家庭親兄弟姐妹數(shù)量僅對家庭消費性支出有影響不同，轉(zhuǎn)移支出越高，家庭總消費、基本生活支出及消費性支出也越高。高轉(zhuǎn)移支出代表了更加深厚、廣泛的社會關(guān)系，家庭在其中所獲取的有效信息和分散風(fēng)險的能力要高于那些社會網(wǎng)絡(luò)薄弱的家庭。由于存在有效的風(fēng)險分擔(dān)，降低了家庭的預(yù)防性儲蓄動機，從而增加了家庭可支配收入中用于消費的比重。

表4 家庭轉(zhuǎn)移支出與家庭消費

注:控制變量還包括戶主特征、政治面貌、戶主的其他工作類型、所在地區(qū)等控制變量，結(jié)果部分予以省略。

家庭的總消費、基本生活支出和消費性支出均受到家庭當(dāng)期收入和資產(chǎn)水平的影響，但家庭資產(chǎn)水平的影響效應(yīng)要高于家庭的當(dāng)期收入。家庭的負(fù)債情況對家庭消費的影響依然存在，有生產(chǎn)經(jīng)營性負(fù)債的家庭，消費水平顯著高于無這類型負(fù)債的家庭。

(三) 家庭風(fēng)險分擔(dān)機制差異性分析

為分析不同風(fēng)險分擔(dān)機制對于家庭消費行為的影響是否存在差異，本文以家庭的商業(yè)保險支出為因變量進(jìn)行驗證，結(jié)果如表5所示。結(jié)果顯示親兄弟姐妹數(shù)量越多，家庭的商業(yè)保險支出越?。欢彝マD(zhuǎn)移支出越多，商業(yè)保險支出越多。親兄弟姐妹數(shù)量與家庭轉(zhuǎn)移支出對家庭保險配置的效果顯著不同，原因在于血緣關(guān)系是一種“強關(guān)系”，能有效分擔(dān)家庭成員所面臨的健康、財產(chǎn)等風(fēng)險，可以減少在商業(yè)保險上的支出，屬于基本保障型關(guān)系。而家庭轉(zhuǎn)移支出的對象更為豐富，除家人和親屬外還有同事朋友等，存在更多的“弱關(guān)系”，主要是通過增加有效信息途徑影響家庭的收入和資產(chǎn)水平，屬于經(jīng)濟(jì)發(fā)展型關(guān)系?！叭蹶P(guān)系”越多，家庭所在社會階層越高，對發(fā)生意外的自我保護(hù)意識越好，市場意識也越強，因而更有能力和動機通過市場來保證發(fā)生意外后的家庭經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定，這樣的家庭也會更傾向于購買商業(yè)保險。

表5 家庭風(fēng)險分擔(dān)機制差異性分析

注:控制變量還包括戶主特征、政治面貌、戶主身體狀況的其他情況、戶主父母是否健在，或戶主其他工作類型，結(jié)果部分予以省略。 戶主的工作性質(zhì)對家庭商業(yè)保險支出也存在顯著的影響，當(dāng)戶主是私營企業(yè)主時，該類家庭的商業(yè)保險支出要顯著高于其他家庭。一方面，因為私營企業(yè)主的收入不確定性高，而中國現(xiàn)有的社會保險制度還未深入普及，對于這類在非公有制主體內(nèi)的家庭而言，自我保險相當(dāng)重要。另一方面，由于私營企業(yè)主的高收入使之有富余資金用于購買商業(yè)保險。另外，當(dāng)家庭有負(fù)債時，其商業(yè)保險的支出要顯著低于沒有負(fù)債的家庭。

商業(yè)保險支出的地區(qū)差異與城鄉(xiāng)差異明顯。東部地區(qū)和城鎮(zhèn)家庭的商業(yè)保險支出顯著高于非東部地區(qū)及農(nóng)村，這說明在市場發(fā)達(dá)地區(qū)，人們更傾向于采用市場手段而非人際關(guān)系來規(guī)避風(fēng)險。

(四) 家庭住房投資中的“親兄弟姐妹效應(yīng)”

由于CHFS 2013中的回訪不再詢問房產(chǎn)部分的細(xì)節(jié)問題，因而本文只選取2013年度的首訪家庭作為研究對象，共19 969戶。統(tǒng)計顯示“有房家庭”占87.86%，且主要以自建、擴建及購買商品房為主，這與中國農(nóng)村人口多，且多以宅基地建房的社會現(xiàn)狀相符。首套房中有銀行貸款的受訪家庭占8.80%。其中，77.78%的無銀行貸款原因是“不需要”；5.80%的家庭已經(jīng)還清銀行貸款，其余家庭雖然有銀行貸款需求，但由于無合適抵押品、無擔(dān)保、收入低、有欠款尚未還清等原因無法進(jìn)行銀行貸款。二套房有銀行貸款的家庭僅占15.36%。其中，無銀行貸款家庭中有87.81%不需要進(jìn)行貸款，首套房中有其他渠道借款的受訪家庭占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遠(yuǎn)高于有銀行貸款渠道的家庭。

受訪家庭在配置房產(chǎn)時，總體上對銀行資金的需求不大。首套房中，無銀行貸款也無其他渠道借款的家庭占比66.64%。值得關(guān)注的是，23.30%受訪家庭的住房投資資金需求是直接通過其他渠道解決的，說明其他渠道的資金供給是中國家庭的住房投資資金的重要來源之一。

將房屋不同獲得方式的分布情況作為基準(zhǔn)組，對比銀行貸款、其他渠道借款在房屋不同獲取方式下的分布情況可知，無銀行貸款、無其他渠道借款的家庭，不同購房方式的分布與基準(zhǔn)組分布基本保持一致，不再單獨匯報?？梢园l(fā)現(xiàn)，當(dāng)家庭是通過購買商品房獲得房屋時，不管是首套房還是二套房，有銀行貸款的家庭比重遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于基準(zhǔn)組的比重。一方面，購買商品房的花費是以上各類房屋獲得方式中最高的一種，僅靠家庭現(xiàn)有的收入和積蓄難以購房，家庭需要借助外部力量來分擔(dān)購房壓力。另一方面，商品房由于規(guī)范化、可抵押等特點滿足了銀行貸款的相關(guān)要求，所以通過購買商品房這一渠道獲得首套房的家庭，有銀行貸款的比重明顯高于其他方式。當(dāng)家庭是通過自建或擴建方式獲得房屋時，有其他渠道借款家庭的比重顯著高于基準(zhǔn)組的比重。一方面，家庭以自建或擴建方式獲得房屋時，一般不符合銀行住房貸款申請的相關(guān)要求。另一方面，這種房屋獲得方式的平均成本相對較低，如有資金缺口可以通過其他渠道來彌補。

本文進(jìn)一步分析家庭其他渠道借款的具體來源。CHFS 2013問卷詢問了家庭最大一筆其他渠道借款的借處，以及該借款的擔(dān)保方式、利息情況等。在首套房和二套房的其他渠道借款來源中，約40.40%來自于親兄弟姐妹，其次是其他親屬約占30.00%、朋友同事約占15.59%。說明中國家庭在面臨大額資金需求時，社會網(wǎng)絡(luò)內(nèi)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幾乎不需要擔(dān)保和抵押，只有極少數(shù)需要支付利息。說明社會網(wǎng)絡(luò)內(nèi)的非正式借款為家庭提供了低成本的資金。

接下來，本文分析了社會網(wǎng)絡(luò)模式下的家庭風(fēng)險分擔(dān)機制是否對中國家庭住房投資產(chǎn)生了影響。分別以首套房住房面積二套房住房面積作為住房投資支出的代理變量，控制家庭獲得房屋時的花銷、家庭當(dāng)期收入和家庭當(dāng)期非住房資產(chǎn)等關(guān)鍵變量和家庭的人口特征，驗證戶主及配偶的親兄弟姐妹數(shù)量對家庭住房投資支出是否存在影響。根據(jù)模型(8)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表6所示。

結(jié)果顯示，親兄弟姐妹數(shù)量對家庭住房的使用面積存在顯著的正向影響。說明家庭住房投資確實存在著“親兄弟姐妹效應(yīng)”，由于家庭能從其親兄弟姐妹處獲得低成本的資金，親兄弟姐妹數(shù)量越多，就越容易將住房投資的大額資金需求分散解決，從而促進(jìn)了家庭的住房投資。

家庭的當(dāng)期非住房資產(chǎn)水平對家庭住房投資也產(chǎn)生了顯著的正向影響，家庭的當(dāng)期收入與家庭住房投資間無顯著關(guān)系。值得關(guān)注的是，東部地區(qū)家庭的住房使用面積顯著小于非東部地區(qū)，這是因為東部地區(qū)的平均房價普遍偏高，在購房支出相同的情況下，只能買到面積更小的房屋。同時，家庭住房投資的城鄉(xiāng)差異也非常明顯。

表6 親兄弟姐妹數(shù)量與家庭住房消費

注: 控制變量還包括戶主性別、民族、婚姻狀況、政治面貌、工作性質(zhì)、教育程度、身體狀況、父母是否健在、戶口類型等，結(jié)果部分予以省略。

本文還進(jìn)行了家庭轉(zhuǎn)移支出與住房投資間的回歸分析，結(jié)果表明，家庭的轉(zhuǎn)移支出對家庭住房投資無顯著影響。說明社會網(wǎng)絡(luò)的“弱關(guān)系”并不能促進(jìn)家庭房產(chǎn)投資。由于消費粘性的存在，使得家庭消費不僅取決于當(dāng)期收入，還同時受到過去消費習(xí)慣的影響。本文通過匹配回訪家庭在上一個受訪年度(2011年)的消費數(shù)據(jù)分別對風(fēng)險分擔(dān)的兩個代理變量——親兄弟姐妹數(shù)量、家庭轉(zhuǎn)移支出——與家庭消費的關(guān)系進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果與上文實證回歸的結(jié)論保持一致。

五、 結(jié) 論

本文探討了家庭風(fēng)險分擔(dān)機制與其消費行為間的關(guān)系，依次驗證了家庭風(fēng)險分擔(dān)機制的存在性、家庭風(fēng)險分擔(dān)與消費間的關(guān)系、不同風(fēng)險分擔(dān)機制間的差異，以及家庭住房投資中的“親兄弟姐妹效應(yīng)”。親兄弟姐妹是家庭風(fēng)險分擔(dān)機制中的“強關(guān)系”，具有范圍小、效率高的特點。這種基于血緣關(guān)系構(gòu)建的風(fēng)險分擔(dān)機制在應(yīng)對健康、養(yǎng)老、其他大額支出等風(fēng)險時有顯著的效果。其作用機制是通過分擔(dān)贍養(yǎng)老人的成本、為家庭提供低成本的融資渠道等來降低家庭可支配收入中用于儲蓄的部分。親兄弟姐妹間的風(fēng)險分擔(dān)并不會使家庭的基本生活水平有質(zhì)的提高，但當(dāng)家庭真正面臨重大風(fēng)險沖擊時，這種“強關(guān)系”效果顯著，往往起到“雪中送炭”的作用。而家庭轉(zhuǎn)移支出所代表的風(fēng)險分擔(dān)機制則是由更為廣泛的社會網(wǎng)絡(luò)所構(gòu)成，社會網(wǎng)絡(luò)對家庭而言是一種“弱關(guān)系”，主要起到“信息橋”的作用。家庭通過轉(zhuǎn)移支出來拓展和維系現(xiàn)有的社會網(wǎng)絡(luò)以達(dá)到風(fēng)險分擔(dān)的目的，這個層面上的風(fēng)險分擔(dān)主要是通過增加家庭獲取有效信息的途徑、降低家庭的信息搜索成本，以及增加未來轉(zhuǎn)移收入的可能性來形成家庭社會網(wǎng)絡(luò)內(nèi)互幫互助的正向關(guān)系，具有范圍廣、作用弱的特點。

家庭住房投資存在 “親兄弟姐妹效應(yīng)”。由于家庭能從其親兄弟姐妹處獲得低成本的資金，當(dāng)家庭的親兄弟姐妹數(shù)量越多時，就越容易將住房投資的大額資金需求分散解決，從而促進(jìn)了家庭的住房投資，進(jìn)一步驗證了親兄弟姐妹作為家庭風(fēng)險分擔(dān)“強關(guān)系”的結(jié)論。

家庭基于社會網(wǎng)絡(luò)的風(fēng)險分擔(dān)對消費與投資確實起到了促進(jìn)作用。在千年農(nóng)耕文化的熏陶下，中國這種非正式的相互保險制度發(fā)揮著重要作用。構(gòu)建和諧的鄰里關(guān)系、加強社會網(wǎng)絡(luò)內(nèi)的互聯(lián)，有效發(fā)揮家庭社會網(wǎng)絡(luò)的保障功能，不失為應(yīng)對風(fēng)險的一種補充方式。然而，社會網(wǎng)絡(luò)內(nèi)的禮金風(fēng)俗也急需正確的引導(dǎo)，特別是在廣大的農(nóng)村地區(qū)，高額的禮金支出已經(jīng)成為了家庭的負(fù)擔(dān)，這不僅不利于家庭的風(fēng)險分擔(dān)，還在某些程度上對家庭消費產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”。此外，社會的變遷使得傳統(tǒng)宏大家族的模式式微，家庭規(guī)模向小型化發(fā)展，社會流動性的增加也削弱了鄉(xiāng)土情誼與人情關(guān)系。急需非正式保險與正規(guī)社會保障、商業(yè)保險的相互支撐，才能在宏觀層面上為家庭構(gòu)建全面完善的風(fēng)險分擔(dān)，從而進(jìn)一步提高家庭的消費意愿。