袁 益 萬(wàn)仞雪

一、引言

隨著改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依靠的“出口導(dǎo)向+投資拉動(dòng)”發(fā)展模式在全球貿(mào)易保護(hù)主義抬頭中逐漸式微，如何加快培育、發(fā)展和形成強(qiáng)大的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，促進(jìn)內(nèi)源型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成為亟待解決的問(wèn)題。黨的二十大報(bào)告明確指出，“著力擴(kuò)大內(nèi)需，增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用”①資料來(lái)源：黨的二十大報(bào)告《高舉中國(guó)特色社會(huì)主義偉大旗幟為全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國(guó)家而團(tuán)結(jié)奮斗》，http://www.npc.gov.cn/npc/c30834/202210/572b16d3e9224d81868e2dcd73337d0b.shtml。。消費(fèi)信心不足是當(dāng)前構(gòu)建國(guó)內(nèi)大市場(chǎng)和優(yōu)化經(jīng)濟(jì)大循環(huán)面臨的主要問(wèn)題，其關(guān)鍵表現(xiàn)之一是中國(guó)農(nóng)村家庭的高儲(chǔ)蓄率。

東亞地區(qū)在二戰(zhàn)后的高儲(chǔ)蓄率與高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率并存現(xiàn)象有悖于現(xiàn)代儲(chǔ)蓄理論，曾引起廣泛關(guān)注。高儲(chǔ)蓄率的成因是學(xué)術(shù)界研究的重點(diǎn)，從而形成大量文獻(xiàn)，預(yù)防性儲(chǔ)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(chǔ)蓄率在東亞國(guó)家具有持久性和普遍性，在東西方的地區(qū)和國(guó)別比較中被稱為“高儲(chǔ)蓄文化”。自2008年以來(lái)，全球性經(jīng)濟(jì)危機(jī)、貿(mào)易保護(hù)主義興起等黑天鵝事件加劇了宏觀環(huán)境的不確定性，焦慮已經(jīng)成為不確定性時(shí)代的一種基本社會(huì)心態(tài)（王小章，2015）。與此同時(shí)，互聯(lián)網(wǎng)的普及是中國(guó)農(nóng)村近十年最大的變化之一，是農(nóng)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(huì)情緒體驗(yàn)（袁光鋒、李曉愚，2022）。本文試圖綜合社會(huì)心理學(xué)和新聞傳播學(xué)的理論，以互聯(lián)網(wǎng)的傳播特性為切入點(diǎn)，為焦慮心理對(duì)農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率的影響提供間接證據(jù)。

基于上述現(xiàn)實(shí)背景，本文的研究問(wèn)題和邊際貢獻(xiàn)如下：

一是焦慮心理對(duì)中國(guó)農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率有何影響？農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率是發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典議題，以往的研究大多在轉(zhuǎn)型背景下關(guān)注人口因素、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、勞動(dòng)力流動(dòng)等對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響（史曉丹，2013；王春超、袁偉，2016；尹志超等，2020），較少關(guān)注到作為一種較為普遍存在的情感體驗(yàn)，焦慮心理如何影響農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄決策。本文以互聯(lián)網(wǎng)導(dǎo)致的上偏社會(huì)比較為基礎(chǔ)，闡述由互聯(lián)網(wǎng)引發(fā)的焦慮心理和農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄決策的關(guān)系，有助于豐富發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于中國(guó)農(nóng)村儲(chǔ)蓄率的相關(guān)文獻(xiàn)。

二是焦慮心理影響農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率的機(jī)制若何？經(jīng)濟(jì)學(xué)中關(guān)于焦慮心理和投資行為的關(guān)系已有少量研究（Gambetti and Giusberti，2012），而心理學(xué)關(guān)注焦慮的類型（司繼偉等，2022）、誘發(fā)因素（郭材欣，2022）和心理后果（成童等，2022），焦慮心理與家庭儲(chǔ)蓄決策的中間作用渠道并不清晰，本文驗(yàn)證了經(jīng)由互聯(lián)網(wǎng)引發(fā)的焦慮心理影響農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率的具體機(jī)制。結(jié)果表明，焦慮心理會(huì)降低個(gè)人的主觀經(jīng)濟(jì)地位，出于預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)中非生活必需品的比重會(huì)降低，提高了農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率。結(jié)論不僅驗(yàn)證了互聯(lián)網(wǎng)使用所產(chǎn)生的上偏社會(huì)比較效應(yīng)，也為中國(guó)農(nóng)村儲(chǔ)蓄率的研究提供了新的傳播學(xué)視角。

三是互聯(lián)網(wǎng)引發(fā)的焦慮心理對(duì)農(nóng)村居民是否有異質(zhì)性影響？關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)對(duì)個(gè)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(kāi)（魯元平、王軍鵬，2020），極少?gòu)幕ヂ?lián)網(wǎng)的傳播特性切入，分析經(jīng)濟(jì)行為的變化。隨著農(nóng)村的現(xiàn)代化發(fā)展，農(nóng)村居民本身也在出現(xiàn)分化，本文驗(yàn)證了互聯(lián)網(wǎng)作為信息傳播媒介引發(fā)的焦慮心理對(duì)農(nóng)村居民的異質(zhì)性影響。研究結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)引發(fā)了易焦慮群體的焦慮心理，使其主觀經(jīng)濟(jì)地位相對(duì)于不易焦慮群體出現(xiàn)更大幅度的下降，這對(duì)反思互聯(lián)網(wǎng)在社會(huì)經(jīng)濟(jì)中的作用具有一定的啟示意義。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假說(shuō)

（一）東亞高儲(chǔ)蓄率的現(xiàn)有解釋

國(guó)際學(xué)術(shù)界對(duì)東亞國(guó)家高儲(chǔ)蓄率的關(guān)注源于這些國(guó)家在二戰(zhàn)后的發(fā)展過(guò)程中呈現(xiàn)出有悖于現(xiàn)代儲(chǔ)蓄理論的“反常”經(jīng)驗(yàn)?，F(xiàn)代儲(chǔ)蓄理論認(rèn)為，投資和消費(fèi)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿?huì)降低整個(gè)社會(huì)的儲(chǔ)蓄率，作為東亞傳統(tǒng)的高儲(chǔ)蓄率文化應(yīng)當(dāng)被消融，即現(xiàn)代化理論認(rèn)為的理性和效率將抹殺地區(qū)性的差異，導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率降低。然而，東亞的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和儲(chǔ)蓄率呈現(xiàn)出明顯的正相關(guān)，儲(chǔ)蓄率要高于歐美發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體（Muradoglu and Taskin，1996），這種“反?！币脖环Q為“高儲(chǔ)蓄率之謎”。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展和現(xiàn)代化的推進(jìn)為何沒(méi)有消解東西方的儲(chǔ)蓄率差異，眾多學(xué)者從東亞轉(zhuǎn)型中尋找答案，預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論和生命周期理論成為東亞高儲(chǔ)蓄率的主流解釋，韓國(guó)、日本、新加坡和馬來(lái)西亞成為主要的早期研究樣本。人口轉(zhuǎn)型過(guò)程中個(gè)人的老年健康風(fēng)險(xiǎn)、長(zhǎng)期照料需求等導(dǎo)致了醫(yī)療保健支出的不確定性，強(qiáng)化了預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)（Kopecky and Koreshkova，2014；Imrohoroglu and Zhao，2018）。Adams and Prazmowski（2003）則發(fā)現(xiàn)，在生命周期的理論框架下，當(dāng)收入和消費(fèi)快速增長(zhǎng)時(shí)，消費(fèi)的“棘輪效應(yīng)”會(huì)促使消費(fèi)者更多地儲(chǔ)蓄以應(yīng)對(duì)老年消費(fèi)。

隨著中國(guó)的崛起，儲(chǔ)蓄的“反常”現(xiàn)象在中國(guó)同樣出現(xiàn)。Ma and Yi（2010）詳細(xì)歸納出導(dǎo)致中國(guó)高儲(chǔ)蓄率的原因，分為結(jié)構(gòu)性因素和制度性因素。其中，結(jié)構(gòu)性因素包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變、鄉(xiāng)城勞動(dòng)力遷移和城市化、人口轉(zhuǎn)型；制度性因素包括國(guó)企重組、養(yǎng)老金制度改革和房地產(chǎn)改革。楊志媛、蓋驍敏（2020）、尹志超等（2020）對(duì)上述部分因素進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，豐富了中國(guó)高儲(chǔ)蓄率成因的經(jīng)驗(yàn)研究。

實(shí)際上，預(yù)防性儲(chǔ)蓄和生命周期等理論解釋雖是從不同側(cè)面解釋高儲(chǔ)蓄率，但都反映了一個(gè)共同的社會(huì)心理特征——對(duì)社會(huì)轉(zhuǎn)型中的養(yǎng)老、醫(yī)療和教育等的焦慮心理對(duì)高儲(chǔ)蓄率行為的助推作用。一方面，包括中國(guó)在內(nèi)的東亞國(guó)家的高儲(chǔ)蓄率本身是在人口轉(zhuǎn)變和社會(huì)保障制度不完善情況下家庭的自我保險(xiǎn)，是對(duì)養(yǎng)老焦慮等的應(yīng)激反應(yīng)。另一方面，中國(guó)社會(huì)在改革開(kāi)放后不到半個(gè)世紀(jì)經(jīng)歷了快速的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而農(nóng)村的現(xiàn)代化發(fā)展相對(duì)遲滯。當(dāng)互聯(lián)網(wǎng)實(shí)現(xiàn)農(nóng)村與現(xiàn)代城市之間的信息銜接，逐漸填補(bǔ)信息鴻溝，中國(guó)農(nóng)村居民和家庭將被置于更為廣闊的社會(huì)群體和更為豐富的信息環(huán)境中，其心理將一定程度受到互聯(lián)網(wǎng)的影響。

（二）互聯(lián)網(wǎng)使用、上偏社會(huì)比較與焦慮心理

近年來(lái)，普遍蔓延在中國(guó)社會(huì)的焦慮心理逐漸引起學(xué)界的關(guān)注。Zhang（2020）從本土情景出發(fā)，在基于心理治療的田野觀察中指出，中國(guó)社會(huì)的劇烈轉(zhuǎn)型帶來(lái)的不止是經(jīng)濟(jì)的變革，還有“內(nèi)心的變革”，即人們面對(duì)轉(zhuǎn)型時(shí)感受到的巨大壓力和普遍的社會(huì)焦慮心態(tài)。根據(jù)認(rèn)知對(duì)象，焦慮可以分為教育焦慮（丁亞?wèn)|、薛海平，2022）、養(yǎng)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(huì)比較（social comparison）理論提出，在缺少客觀標(biāo)尺的情況下，人們會(huì)通過(guò)與他人的主觀比較來(lái)評(píng)估自己的看法以及能力，從而獲得自我的認(rèn)知和評(píng)價(jià)。上偏社會(huì)比較（upward social comparison）是社會(huì)比較的主要形式，指的是個(gè)人會(huì)自主地在能力、成就、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等各方面與具有積極特征的他人進(jìn)行社會(huì)比較的過(guò)程，上偏社會(huì)比較會(huì)因比較的多維性和比較對(duì)象信息的不完整性使個(gè)人產(chǎn)生焦慮心理（Markus and Kitayama，1991）。

互聯(lián)網(wǎng)在信息傳播形式和傳播內(nèi)容方面具有獨(dú)特性。信息傳播形式上，互聯(lián)網(wǎng)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(nèi)容上，互聯(lián)網(wǎng)信息本身具有“互動(dòng)性”（Im et al.，2014）和“情緒性”（王慶、余紅，2015）?；ヂ?lián)網(wǎng)的傳播特性決定了農(nóng)村居民感知外部世界渠道的拓展，處于一個(gè)更為豐富的信息環(huán)境中，焦慮心理已經(jīng)借由互聯(lián)網(wǎng)的傳播特性成為一種普遍性的社會(huì)情緒體驗(yàn)（袁光鋒、李曉愚，2022）。具體而言，隨著互聯(lián)網(wǎng)普及，尤其是移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的使用會(huì)擴(kuò)大參照系的范圍和距離，將個(gè)人置于更大的社會(huì)比較群體中，更易于互聯(lián)網(wǎng)的使用者進(jìn)行上偏社會(huì)比較（Feinstein et al.，2013；Vogel et al.，2014）。通過(guò)來(lái)自自我和他人的不同參照系形成上偏社會(huì)比較，會(huì)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用者造成認(rèn)知壓力和自我認(rèn)知的偏差，導(dǎo)致焦慮心理（文湘漓等，2019；李松等，2022）。

（三）研究假說(shuō)

在傳統(tǒng)農(nóng)村社會(huì)有限的信息集和狹窄的參考群體下，農(nóng)村居民缺少對(duì)外界社會(huì)的感知（Knight and Gunatilaka，2011），而互聯(lián)網(wǎng)是當(dāng)代農(nóng)村家庭感知外在世界、擴(kuò)大自身經(jīng)驗(yàn)的重要渠道?；ヂ?lián)網(wǎng)的信息傳播形式和內(nèi)容會(huì)使個(gè)人暴露在更大的社會(huì)比較中，上偏社會(huì)比較產(chǎn)生的認(rèn)知偏差會(huì)形成更強(qiáng)的向上流動(dòng)的欲望和風(fēng)險(xiǎn)感知（袁光鋒、李曉愚，2022；武靖國(guó)，2023）；但是，網(wǎng)絡(luò)中充斥的高房?jī)r(jià)、醫(yī)療難、“雞娃”等各種負(fù)面信息，導(dǎo)致個(gè)人在上偏社會(huì)比較中形成的欲望難以被滿足，出現(xiàn)無(wú)力感（齊格蒙特·鮑曼，2012）。因此，互聯(lián)網(wǎng)持續(xù)生產(chǎn)著難以被滿足的欲望，導(dǎo)致社會(huì)焦慮。家庭儲(chǔ)蓄行為作為經(jīng)濟(jì)決策的一個(gè)方面，受到焦慮心理的影響。就個(gè)體認(rèn)知而言，焦慮心理體現(xiàn)為對(duì)事物產(chǎn)生消極預(yù)期的心理期待，會(huì)對(duì)個(gè)體的心理認(rèn)知和行為決策產(chǎn)生影響。經(jīng)濟(jì)決策方面，焦慮的個(gè)體呈現(xiàn)出更高程度的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)判，傾向于采取確定性最高，收益相對(duì)低的經(jīng)濟(jì)行為（Gambetti and Giusberti，2012；Hartley and Phelps，2012）。預(yù)防性儲(chǔ)蓄是儲(chǔ)蓄決策的重要影響因素，個(gè)體產(chǎn)生焦慮心理會(huì)激發(fā)預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，降低家庭的儲(chǔ)蓄率。因此，本文的研究假說(shuō)如下：

研究假說(shuō)1：相比于不使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)村家庭，使用互聯(lián)網(wǎng)引發(fā)的焦慮心理會(huì)提高儲(chǔ)蓄率。

使用互聯(lián)網(wǎng)引發(fā)的焦慮心理影響農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率的傳導(dǎo)機(jī)制主要從農(nóng)村居民個(gè)人和家庭兩個(gè)維度依次展開(kāi)。

個(gè)人層面，焦慮心理作為一種主觀的負(fù)面情緒表達(dá)，會(huì)與主觀自我評(píng)價(jià)呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)（劉麗紅，2021）。因此，使用互聯(lián)網(wǎng)引起的焦慮心理會(huì)導(dǎo)致其相比不使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)村居民有更強(qiáng)的相對(duì)剝奪感，對(duì)自身的經(jīng)濟(jì)地位評(píng)價(jià)更低。然而，對(duì)自身經(jīng)濟(jì)地位的負(fù)面評(píng)價(jià)，不代表經(jīng)濟(jì)行為上會(huì)出現(xiàn)明顯的增加儲(chǔ)蓄的行為。個(gè)人的焦慮心理以及經(jīng)此產(chǎn)生的主觀經(jīng)濟(jì)地位評(píng)價(jià)降低能否通過(guò)事實(shí)性的消費(fèi)行為傳導(dǎo)到家庭儲(chǔ)蓄率可以通過(guò)家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)加以考察。影響儲(chǔ)蓄的直接因素是消費(fèi)結(jié)構(gòu)中非生活必需品支出比重（張應(yīng)良、徐亞?wèn)|，2022）。王毅杰等（2019）發(fā)現(xiàn)主觀經(jīng)濟(jì)地位越低的城鎮(zhèn)居民，屬于非生活必需品的綠色消費(fèi)行為越少；彭開(kāi)麗、楊宸（2021）的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民的主觀經(jīng)濟(jì)評(píng)價(jià)越低，屬于非生活必需品的個(gè)人文化消費(fèi)支出越少。因此，焦慮心理導(dǎo)致的主觀經(jīng)濟(jì)地位下降會(huì)進(jìn)一步降低非生活必需品支出，最終提高家庭的儲(chǔ)蓄率。據(jù)此引出本文的另一條研究假說(shuō)：

研究假說(shuō)2：使用互聯(lián)網(wǎng)引發(fā)的焦慮心理會(huì)降低農(nóng)村居民的主觀經(jīng)濟(jì)地位，導(dǎo)致農(nóng)村家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)中的非生活必需品比重減少。

認(rèn)知行為模型和反應(yīng)風(fēng)格理論認(rèn)為，上偏社會(huì)比較中的認(rèn)知偏差會(huì)產(chǎn)生被動(dòng)、反復(fù)地回憶，在此過(guò)程中形成的對(duì)自我主觀負(fù)面的評(píng)價(jià)受到個(gè)體特征的影響（Rapee and Heimberg，1997；文湘漓等，2019）。例如，相比于獨(dú)立型個(gè)體，依存型個(gè)體在互聯(lián)網(wǎng)的上偏社會(huì)比較中更容易感受到壓力，形成對(duì)自身的主觀負(fù)面評(píng)價(jià)（Alloy et al.，2000；Kawabata et al.，2014）。中國(guó)的農(nóng)村居民具有一定的同質(zhì)性，表現(xiàn)為長(zhǎng)期處于閉塞的信息環(huán)境中，存在一定的保守主義傾向；但隨著農(nóng)村現(xiàn)代化的發(fā)展，農(nóng)村居民本身出現(xiàn)了一定的分化（李超海，2022）。就焦慮心理而言，不同的農(nóng)村居民具有不同類型和程度的焦慮敏感性。一般來(lái)說(shuō)，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠降低陷入老年貧困的風(fēng)險(xiǎn)，養(yǎng)老焦慮更弱（李萌等，2019）；較高的家庭少兒撫養(yǎng)比會(huì)增加家庭的養(yǎng)育負(fù)擔(dān)，容易出現(xiàn)撫養(yǎng)焦慮心理。所以，具備未參與養(yǎng)老保險(xiǎn)計(jì)劃和較高的家庭少兒撫養(yǎng)比等特征的人群為易焦慮群體。焦慮敏感性的差異會(huì)導(dǎo)致不同類型的農(nóng)村居民在使用互聯(lián)網(wǎng)過(guò)程中形成的上偏社會(huì)比較效應(yīng)的異質(zhì)性，表現(xiàn)為主觀經(jīng)濟(jì)地位評(píng)價(jià)的差異。本文的第3條研究假說(shuō)如下：

研究假說(shuō)3：相比于不易焦慮的農(nóng)村居民，互聯(lián)網(wǎng)的上偏比較效應(yīng)會(huì)使易焦慮農(nóng)村居民的主觀經(jīng)濟(jì)地位出現(xiàn)更大幅度下降。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文實(shí)證部分的個(gè)體、家庭和村莊層面的數(shù)據(jù)來(lái)自中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心公布的2016 年“中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查”數(shù)據(jù)（下文簡(jiǎn)稱CLDS2016）。該調(diào)查在中國(guó)29 個(gè)省、直轄市和自治區(qū)展開(kāi)，共完成401 份村居問(wèn)卷，14226 份家庭問(wèn)卷和21086 份15—64 歲勞動(dòng)力人口個(gè)人問(wèn)卷。本文的研究場(chǎng)景為中國(guó)農(nóng)村，故剔除城市而保留農(nóng)村樣本。2020年10月發(fā)布的2017年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（下文簡(jiǎn)稱CGSS2017）中有詳細(xì)的個(gè)人使用互聯(lián)網(wǎng)的數(shù)據(jù)，本應(yīng)作為本文最理想的實(shí)證數(shù)據(jù)來(lái)源，但農(nóng)村樣本中用于計(jì)算儲(chǔ)蓄率的收入和消費(fèi)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，缺失比例在30%以上。筆者不清楚數(shù)據(jù)的缺失是隨機(jī)還是非隨機(jī)，貿(mào)然用插值法填補(bǔ)缺失值極易引起估計(jì)偏誤。因而，本文以CLDS2016作為基準(zhǔn)回歸、部分穩(wěn)健檢驗(yàn)和機(jī)制檢驗(yàn)的數(shù)據(jù)來(lái)源，以CGSS2017作為跨數(shù)據(jù)庫(kù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。下文涉及的地級(jí)市和省份層面的數(shù)據(jù)分別來(lái)自2016年的《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)。

（二）模型設(shè)定與變量選擇

在識(shí)別焦慮心理和家庭儲(chǔ)蓄率的因果關(guān)系時(shí)（研究假說(shuō)1），模型設(shè)定如下：

其中，Yh表示家庭h 的儲(chǔ)蓄率，Ih表示家庭h 的互聯(lián)網(wǎng)使用情況，X 為控制變量，包括了家庭、村莊和地級(jí)市三個(gè)層面，ρ為省份固定效應(yīng)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

由于焦慮心理不能直接觀察得到，考慮到互聯(lián)網(wǎng)的上偏社會(huì)比較在引發(fā)焦慮心理中的作用，本文實(shí)證以家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用情況作為焦慮心理的代理變量，為焦慮心理和農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率的關(guān)系提供間接證據(jù)。王春超、袁偉（2016）發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)具有分散風(fēng)險(xiǎn)的功能，對(duì)儲(chǔ)蓄率有負(fù)面影響，村莊的宗族文化是農(nóng)村家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的良好代理變量。因此，本文以村內(nèi)是否有宗族祠堂衡量宗族文化?？紤]到中國(guó)農(nóng)村的宗族祠堂因歷史問(wèn)題破壞嚴(yán)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(jīng)歷過(guò)自然災(zāi)害會(huì)影響到家庭預(yù)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(guī)模、家庭主事人及其配偶是否獨(dú)生子女、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、是否從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)；村莊層面的變量為本村是否經(jīng)歷過(guò)自然災(zāi)害、第一大姓比重、是否有宗族祠堂和村莊的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；地級(jí)市層面的變量為地級(jí)市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和第一產(chǎn)業(yè)比重。變量基本信息和賦值方法見(jiàn)表1。

表1 變量描述與賦值

（三）模型的內(nèi)生性解決與估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于本文回歸模型的因變量為連續(xù)變量，故而以最小二乘法（OLS）進(jìn)行估計(jì)。但互聯(lián)網(wǎng)使用具有很強(qiáng)的內(nèi)生性，特別是與因變量的互為因果和遺漏重要控制變量會(huì)導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)的不一致。為解決內(nèi)生性問(wèn)題，本文使用了工具變量法進(jìn)行兩階段最小二乘法估計(jì)（2SLS）。本文選擇了4個(gè)工具變量，分別是家庭所在村莊到鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府和縣區(qū)政府距離，家庭所在地級(jí)市的移動(dòng)電話用戶數(shù)和互聯(lián)網(wǎng)寬帶用戶接入數(shù)。村莊層面工具變量選擇主要考慮兩點(diǎn)：一是距離政府越近，鋪設(shè)電信光纜接通網(wǎng)絡(luò)的可能性越高，決定了家庭能否使用網(wǎng)絡(luò)。二是距離政府越遠(yuǎn)，表明地理位置偏僻，信息閉塞，對(duì)互聯(lián)網(wǎng)等媒介的依賴程度可能更高。地級(jí)市層面工具變量選擇考慮地級(jí)市的移動(dòng)電話和寬帶普及率相對(duì)于家庭而言是嚴(yán)格外生的，家庭層面的變量難以影響到地級(jí)市，不存在反向因果。盡管如此，本文出于工具變量選擇的嚴(yán)謹(jǐn)性考慮，將通過(guò)一系列的方法檢驗(yàn)工具變量和內(nèi)生變量之間的強(qiáng)弱關(guān)系和識(shí)別效果。

在參數(shù)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)方面，本文一共使用了三種方法。首先，更換核心自變量互聯(lián)網(wǎng)使用的衡量方法，以互聯(lián)網(wǎng)使用頻率高低替代是否使用互聯(lián)網(wǎng)。一般而言，手機(jī)的便捷性會(huì)促使使用者上網(wǎng)頻率相對(duì)于電腦增加（變量賦值見(jiàn)表1）。如果基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健，我們?nèi)詫⒖吹绞褂没ヂ?lián)網(wǎng)的頻率對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的顯著影響。其次，盡管可以通過(guò)一系列的檢驗(yàn)證明工具變量的有效性，但存在個(gè)別工具變量對(duì)使用互聯(lián)網(wǎng)的影響不顯著。因此，本文剔除了不顯著的工具變量，重新進(jìn)行兩階段最小二乘估計(jì)，預(yù)期互聯(lián)網(wǎng)使用的估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果無(wú)論是參數(shù)值還是顯著性上，均沒(méi)有太大差異。最后，本文更換數(shù)據(jù)庫(kù)，以2020 年10 月發(fā)布的2017 年中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查（簡(jiǎn)稱CGSS2017）的農(nóng)村家庭樣本（剔除單身、離異、喪偶等樣本），再次估計(jì)了互聯(lián)網(wǎng)使用和家庭儲(chǔ)蓄率之間的關(guān)系。如果基于CLDS2016數(shù)據(jù)得到的參數(shù)估計(jì)結(jié)果具有一般性，那基于CGSS2017的數(shù)據(jù)得到的結(jié)果也應(yīng)當(dāng)與CLDS2016結(jié)果保持一致。由于CGSS2017問(wèn)卷為居民個(gè)體問(wèn)卷，家庭和村莊層面的題項(xiàng)非常少，并且不公布個(gè)體所在的地級(jí)市，可能存在因遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。在內(nèi)生性解決方面，依據(jù)選擇工具變量的嚴(yán)格外生性標(biāo)準(zhǔn)，以省份的光纜線路長(zhǎng)度、長(zhǎng)途光纜線路長(zhǎng)度、移動(dòng)電話交換機(jī)容量、移動(dòng)電話普及率作為互聯(lián)網(wǎng)使用的工具變量（變量賦值見(jiàn)表1）。如果參數(shù)估計(jì)結(jié)果能夠經(jīng)受前述三種方法的檢驗(yàn)，那么，基準(zhǔn)回歸結(jié)果所得到的互聯(lián)網(wǎng)使用與家庭儲(chǔ)蓄率的因果關(guān)系就是穩(wěn)健的。

四、回歸分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表2的第（1）至（3）列分別匯報(bào)了在核心自變量互聯(lián)網(wǎng)使用基礎(chǔ)上，不斷加入控制變量和省份固定效應(yīng)的最小二乘法的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。第（4）列是應(yīng)用4 個(gè)工具變量的兩階段最小二乘估計(jì)結(jié)果。使用工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘估計(jì)之前，需要檢驗(yàn)工具變量的有效性，表2 匯報(bào)了有效性檢驗(yàn)的結(jié)果。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2 的第（1）列結(jié)果表明，使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭儲(chǔ)蓄率比不使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭高3.943 個(gè)單位，但回歸系數(shù)至少在10%的水平不顯著?？紤]到回歸中可能遺漏了家庭、村莊和地級(jí)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(yīng)，兩列回歸結(jié)果表明，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)村家庭比不使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率分別高1.154 和1.165 個(gè)單位，互聯(lián)網(wǎng)使用的參數(shù)估計(jì)結(jié)果均在5%的水平上顯著。鑒于使用互聯(lián)網(wǎng)在引發(fā)焦慮心理中的作用，實(shí)證結(jié)果也說(shuō)明焦慮心理顯著提升了農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率，研究假說(shuō)1得證。

在分析第（4）列參數(shù)估計(jì)結(jié)果之前，需要對(duì)本文所選的4個(gè)工具變量進(jìn)行有效性檢驗(yàn)，包括不可識(shí)別檢驗(yàn)、過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)和弱工具變量檢驗(yàn)。不可識(shí)別檢驗(yàn)中，LM 統(tǒng)計(jì)量值為33.814，P值為0.000，強(qiáng)烈拒絕“不可識(shí)別”的原假設(shè)。過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)中，Hansen J 統(tǒng)計(jì)量值為0.532，P 值為0.912，說(shuō)明所有工具變量均為外生變量，不會(huì)通過(guò)隨機(jī)誤差項(xiàng)影響因變量。第一階段的F 值為23.72，對(duì)應(yīng)P 值為0.000，弱工具變量檢驗(yàn)的F 值為15.605，對(duì)應(yīng)P 值為0.000，說(shuō)明不存在弱工具變量?？偠灾疚倪x擇的4個(gè)工具變量滿足了有效性，可以用作互聯(lián)網(wǎng)使用的工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘估計(jì)。

第（4）列為兩階段最小二乘結(jié)果，第一階段為互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)控制變量和工具變量的回歸估計(jì)結(jié)果，第二階段為互聯(lián)網(wǎng)使用和控制變量的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，所得互聯(lián)網(wǎng)使用的估計(jì)參數(shù)比第（1）至（3）列的偏誤更小。第一階段主要關(guān)注工具變量的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，到鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府距離和互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)對(duì)家庭互聯(lián)網(wǎng)使用有顯著影響，表現(xiàn)為家庭所處村莊到鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府距離越遠(yuǎn)，家庭使用互聯(lián)網(wǎng)的可能性越高；而家庭所在地級(jí)市互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)越多，家庭使用互聯(lián)網(wǎng)的概率越低，可能存在以手機(jī)為載體的移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)寬帶的替代作用?？傮w而言，一系列的工具變量檢驗(yàn)體現(xiàn)了工具變量的有效性，而4個(gè)工具變量中有2個(gè)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用影響顯著，說(shuō)明本文的工具變量選擇具有一定的科學(xué)性。

第二階段回歸結(jié)果表明，使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭儲(chǔ)蓄率比不使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭高8.404個(gè)單位，參數(shù)估計(jì)在10%的水平上顯著。結(jié)合第（2）（3）列結(jié)果，內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)導(dǎo)致對(duì)參數(shù)估計(jì)結(jié)果的低估。如前文所述，互聯(lián)網(wǎng)的傳播特性引發(fā)的上偏社會(huì)比較會(huì)造成農(nóng)村家庭的焦慮心理。因此，實(shí)證結(jié)果呈現(xiàn)的互聯(lián)網(wǎng)使用與儲(chǔ)蓄率的關(guān)系間接表明焦慮心理會(huì)造成農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率提高。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

從表2的基準(zhǔn)回歸結(jié)果來(lái)看，還存在兩個(gè)可能影響參數(shù)結(jié)果的因素。一是核心自變量互聯(lián)網(wǎng)使用僅僅以“有”和“無(wú)”的區(qū)別進(jìn)行賦值，無(wú)法體現(xiàn)家庭使用互聯(lián)網(wǎng)的頻率。特別是隨著基于智能手機(jī)的移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及，大大方便了互聯(lián)網(wǎng)的使用。二是表2 的第（4）列第一階段回歸中，4 個(gè)工具變量盡管可以通過(guò)工具變量的有效性檢驗(yàn)，但有兩個(gè)工具變量對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用的影響不顯著，互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)的顯著性也達(dá)不到1%的顯著性。為體現(xiàn)參數(shù)估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健性，而非偶然性，本文使用了如下兩種穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法，即對(duì)核心自變量重新賦值以體現(xiàn)家庭使用互聯(lián)網(wǎng)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(jì)互聯(lián)網(wǎng)使用的參數(shù)。此外，為了證明估計(jì)結(jié)果的一般性，本文更進(jìn)一步地使用2020 年10 月公布的CGSS2017 數(shù)據(jù)，重新估計(jì)了模型1。表3 的第（1）和（2）列是在基準(zhǔn)回歸基礎(chǔ)上分別對(duì)核心自變量互聯(lián)網(wǎng)使用的重新賦值和剔除部分工具變量的參數(shù)估計(jì)結(jié)果；第（3）列則是基于CGSS2017數(shù)據(jù)對(duì)模型1回歸的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。三列均加入了控制變量、省份固定效應(yīng)，使用工具變量法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第（1）列的結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高，家庭儲(chǔ)蓄率越高。互聯(lián)網(wǎng)使用頻率每上升1 個(gè)單位，家庭儲(chǔ)蓄率增加4.21 個(gè)單位，參數(shù)估計(jì)結(jié)果在10%的水平上顯著。第（2）列的實(shí)證結(jié)果則說(shuō)明，剔除顯著性低的工具變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用與否對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率仍有顯著的正向影響。使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率比不使用互聯(lián)網(wǎng)的高6.958個(gè)單位，這一數(shù)值與表2的第（4）列的第二階段回歸中互聯(lián)網(wǎng)使用的參數(shù)結(jié)果比較接近。進(jìn)一步地，第（3）列的實(shí)證結(jié)果顯示，使用互聯(lián)網(wǎng)的中國(guó)農(nóng)村家庭的儲(chǔ)蓄率比不使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭高2.333個(gè)單位?？傊陨先N穩(wěn)健性檢驗(yàn)仍舊支持研究假說(shuō)1。

五、機(jī)制檢驗(yàn)

（一）變量選擇與模型設(shè)定

1.焦慮心理影響農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率的機(jī)制

農(nóng)村個(gè)人層面的機(jī)制模型設(shè)定如下：

其中，Ei為個(gè)體i 的主觀經(jīng)濟(jì)地位，主觀經(jīng)濟(jì)地位是個(gè)體對(duì)個(gè)人和家庭兩個(gè)層面經(jīng)濟(jì)地位的感知，因此對(duì)個(gè)人收入和家庭經(jīng)濟(jì)狀況的滿意度的均值進(jìn)行衡量，賦值方法見(jiàn)表4。Ih為家庭h的互聯(lián)網(wǎng)使用，變量賦值見(jiàn)表1。X為個(gè)人、家庭和村莊三個(gè)層級(jí)的控制變量。個(gè)人層面的控制變量見(jiàn)表4，家庭和村莊層面的控制變量見(jiàn)表1。ρ為省份固定效應(yīng)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表4 變量描述與賦值

農(nóng)村家庭層面的機(jī)制模型設(shè)定如下：

其中，Ch表示中國(guó)農(nóng)村家庭h的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，以非生活必需品支出占家庭總消費(fèi)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(shè)備支出、禮金禮品支出、旅游度假支出。Ih為家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用情況，賦值方法同模型1（見(jiàn)表1）。X 為家庭和村莊層級(jí)的控制變量（見(jiàn)表1）。ρ為省份固定效應(yīng)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

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(duì)研究假說(shuō)2的驗(yàn)證。

2.互聯(lián)網(wǎng)作為中間媒介的上偏社會(huì)比較異質(zhì)性分析

隨著農(nóng)村現(xiàn)代化和個(gè)體化發(fā)展的加速，農(nóng)村居民出現(xiàn)了一定的分化，在互聯(lián)網(wǎng)的上偏社會(huì)比較中也存在一定的異質(zhì)性。為進(jìn)一步驗(yàn)證互聯(lián)網(wǎng)作為傳播媒介的上偏社會(huì)比較效應(yīng)的異質(zhì)性，模型設(shè)定為：

其中，Mi為調(diào)節(jié)變量，是一系列區(qū)分易焦慮和不易焦慮群體的變量。

受制于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、制度和文化等，農(nóng)村家庭承擔(dān)著比城市更重的撫養(yǎng)壓力（嚴(yán)瓊、童連，2019），撫養(yǎng)壓力是農(nóng)村焦慮心理的主要來(lái)源。撫養(yǎng)壓力來(lái)自撫養(yǎng)對(duì)象和撫養(yǎng)能力，撫養(yǎng)對(duì)象包含子代和父輩以及個(gè)人和個(gè)人進(jìn)入老年期后的經(jīng)濟(jì)自給能力，而農(nóng)村由于“男主外、女主內(nèi)”的文化更濃厚，男性的撫養(yǎng)壓力比女性更大。撫養(yǎng)能力則有個(gè)人收入、教育水平兩個(gè)維度，越低的個(gè)人收入和教育水平表明個(gè)人的撫養(yǎng)能力越差，容易出現(xiàn)焦慮心理。因此，本文把高少兒撫養(yǎng)比、無(wú)養(yǎng)老保險(xiǎn)、老世代、低個(gè)人收入、低教育水平和男性界定為相對(duì)易焦慮群體，反之則為不易焦慮群體，賦值方法見(jiàn)表4。其余變量與模型2一致。

（二）焦慮心理影響農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率的機(jī)制檢驗(yàn)

表5 為前述機(jī)制闡述基礎(chǔ)上的實(shí)證分析結(jié)果，包含對(duì)模型2 和模型3 的基準(zhǔn)回歸結(jié)果和對(duì)應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。第（1）列的基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)的使用顯著降低了個(gè)人的主觀經(jīng)濟(jì)地位，相比于不使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭，使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭中，個(gè)人的主觀經(jīng)濟(jì)地位低0.499個(gè)單位。對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用重新賦值后，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率每上升1 個(gè)單位，個(gè)人的主觀經(jīng)濟(jì)地位下降0.289 個(gè)單位。一般而言，接入互聯(lián)網(wǎng)的家庭經(jīng)濟(jì)條件比沒(méi)有互聯(lián)網(wǎng)的家庭好，但兩項(xiàng)實(shí)證結(jié)果表明，接入互聯(lián)網(wǎng)的家庭，個(gè)人主觀經(jīng)濟(jì)地位反而更差，充分說(shuō)明了互聯(lián)網(wǎng)引發(fā)的焦慮心理會(huì)導(dǎo)致自身主觀經(jīng)濟(jì)地位下降，也表明互聯(lián)網(wǎng)作為信息傳播中介，實(shí)際造成了上偏社會(huì)比較，使用互聯(lián)網(wǎng)導(dǎo)致農(nóng)村居民深感“自不如人”。

表5 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

個(gè)人的焦慮心理能否傳導(dǎo)到家庭的儲(chǔ)蓄率，需要通過(guò)家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行驗(yàn)證。表5 的第（3）列基準(zhǔn)回歸結(jié)果中，使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭，非生活必需品的消費(fèi)支出比例比不使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭低0.671 個(gè)單位。穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率每上升1 個(gè)單位，非生活必需品的比重下降0.329 個(gè)單位。

以上的實(shí)證結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)的上偏社會(huì)比較引發(fā)的社會(huì)焦慮心理會(huì)導(dǎo)致個(gè)人的主觀經(jīng)濟(jì)地位下降，降低家庭的非生活必需品消費(fèi)，提高農(nóng)村家庭的儲(chǔ)蓄率，研究假說(shuō)2得到證明。

（三）互聯(lián)網(wǎng)引發(fā)的上偏社會(huì)比較的異質(zhì)性分析

圖1 為對(duì)模型4 進(jìn)行前述6 個(gè)不同群體的交互效應(yīng)估計(jì)結(jié)果，以驗(yàn)證互聯(lián)網(wǎng)引發(fā)的上偏社會(huì)比較的異質(zhì)性。通過(guò)圖1 可得到如下兩點(diǎn)發(fā)現(xiàn)：第一，使用互聯(lián)網(wǎng)會(huì)降低所有群體（除新世代以外）的主觀經(jīng)濟(jì)地位，這一點(diǎn)與前文的實(shí)證結(jié)果相吻合，說(shuō)明互聯(lián)網(wǎng)作為信息傳播媒介具有上偏比較效應(yīng)。第二，使用互聯(lián)網(wǎng)使得易焦慮群體的主觀經(jīng)濟(jì)地位下降幅度遠(yuǎn)大于不易焦慮群體，擴(kuò)大了易焦慮群體和不易焦慮群體的主觀經(jīng)濟(jì)地位差距。例如，圖1 顯示，使用互聯(lián)網(wǎng)會(huì)導(dǎo)致高少兒撫養(yǎng)比的主觀經(jīng)濟(jì)地位下降幅度高于低少兒撫養(yǎng)比。家庭的少兒撫養(yǎng)比越高，教育等支出會(huì)造成家庭撫養(yǎng)壓力，為子女未來(lái)婚配積累財(cái)富的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，更容易焦慮。互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)生的上偏社會(huì)比較以及教育內(nèi)卷、高房?jī)r(jià)等信息會(huì)使高少兒撫養(yǎng)比家庭感受到更大的壓力，出現(xiàn)焦慮心理，表現(xiàn)為高少兒撫養(yǎng)比家庭使用互聯(lián)網(wǎng)，主觀經(jīng)濟(jì)地位下降幅度高于低少兒撫養(yǎng)比家庭。對(duì)易焦慮和不易焦慮群體的實(shí)證結(jié)果圖示充分說(shuō)明，由于農(nóng)村居民在農(nóng)村發(fā)展過(guò)程中的分化，互聯(lián)網(wǎng)的上偏社會(huì)比較效應(yīng)具有異質(zhì)性。研究假說(shuō)3得到證明。

圖1 互聯(lián)網(wǎng)上偏社會(huì)比較效應(yīng)的異質(zhì)性圖示

六、結(jié)論與展望

隨著宏觀環(huán)境的不確定性增加，社會(huì)焦慮逐漸成為不確定性時(shí)代的基本社會(huì)心態(tài)。本文在對(duì)已有文獻(xiàn)進(jìn)行綜述的基礎(chǔ)上，以互聯(lián)網(wǎng)的傳播特性引起的上偏社會(huì)比較效應(yīng)為切入點(diǎn)，為焦慮心理影響農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率和作用機(jī)制提供了間接證據(jù)，研究結(jié)論如下：（1）經(jīng)由互聯(lián)網(wǎng)的上偏社會(huì)比較而引發(fā)的焦慮心理會(huì)對(duì)農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄決策造成影響，具體表現(xiàn)為相比于不使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率更高。（2）本文以CLDS2016和CGSS2017為主要實(shí)證數(shù)據(jù)的研究表明，經(jīng)由互聯(lián)網(wǎng)引發(fā)的焦慮心理會(huì)使個(gè)人對(duì)自身主觀經(jīng)濟(jì)地位呈現(xiàn)負(fù)面評(píng)價(jià)，進(jìn)而在家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)中出現(xiàn)更少的非生活必需品的消費(fèi)，提高了農(nóng)村家庭的儲(chǔ)蓄率。（3）互聯(lián)網(wǎng)的上偏社會(huì)比較效應(yīng)在農(nóng)村居民中呈現(xiàn)明顯的異質(zhì)性，表現(xiàn)為互聯(lián)網(wǎng)的上偏社會(huì)比較效應(yīng)會(huì)導(dǎo)致易焦慮群體主觀經(jīng)濟(jì)地位下降幅度遠(yuǎn)高于不易焦慮群體。本文的研究結(jié)論對(duì)當(dāng)前增強(qiáng)國(guó)內(nèi)大市場(chǎng)和優(yōu)化經(jīng)濟(jì)大循環(huán)具有一定的啟示意義。

首先，需要重視社會(huì)焦慮在降低家庭儲(chǔ)蓄率和激發(fā)消費(fèi)活力，從而增強(qiáng)國(guó)內(nèi)大市場(chǎng)和優(yōu)化經(jīng)濟(jì)大循環(huán)中的負(fù)面作用。增強(qiáng)國(guó)內(nèi)大市場(chǎng)和優(yōu)化經(jīng)濟(jì)大循環(huán)需要聚焦“堵點(diǎn)”的疏通，具體措施包括防止地方保護(hù)主義和地區(qū)間的過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)、減少行政力量對(duì)資源配置和要素流動(dòng)的影響以及暢通物流運(yùn)輸體系等方面①資料來(lái)源：《中共中央國(guó)務(wù)院關(guān)于加快建設(shè)全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)的意見(jiàn)》,https://www.gov.cn/zhengce/2022-04/10/content_5684385.htm。。前述措施主要針對(duì)供給端，能否增強(qiáng)國(guó)內(nèi)大市場(chǎng)和優(yōu)化經(jīng)濟(jì)大循環(huán)，需求端的消費(fèi)信心不振和消費(fèi)能力不足是核心挑戰(zhàn)。在宏觀環(huán)境不確定性增加的背景下，社會(huì)焦慮引發(fā)的消費(fèi)需求不足值得政策制定者關(guān)注，甚至可能通過(guò)“流動(dòng)性陷阱”導(dǎo)致政府提振經(jīng)濟(jì)的貨幣政策和財(cái)政政策失效。

其次，加強(qiáng)預(yù)期管理，穩(wěn)定社會(huì)預(yù)期。黑天鵝、灰犀牛事件頻發(fā)對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)造成了巨大的負(fù)面作用，宏觀政策的不確定性嚴(yán)重干擾生產(chǎn)生活，不利于社會(huì)焦慮的緩解和社會(huì)正面預(yù)期的形成。因此，第一，要以人民為中心高效統(tǒng)籌黑天鵝事件和經(jīng)濟(jì)發(fā)展、生產(chǎn)生活的關(guān)系，形成社會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人民生活的正面預(yù)期；第二，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)政策的透明度和連續(xù)性，穩(wěn)定社會(huì)預(yù)期；第三，采用社會(huì)心理學(xué)手段，以社區(qū)為單位，了解個(gè)人焦慮心理的起因，及時(shí)給予干預(yù)疏導(dǎo)。

最后，提升社會(huì)對(duì)農(nóng)村人口“生老病死”的保障能力，緩解農(nóng)村家庭焦慮心理。在長(zhǎng)期歷史發(fā)展過(guò)程中，小農(nóng)“靠天吃飯”的“弱質(zhì)性”使得中國(guó)農(nóng)村家庭有很強(qiáng)的養(yǎng)老焦慮、醫(yī)療焦慮等，“生老病死”等是個(gè)人生命歷程中的必經(jīng)環(huán)節(jié)，但農(nóng)村相關(guān)社會(huì)保障制度的保障能力相對(duì)不足。以養(yǎng)老為例，養(yǎng)老保險(xiǎn)作為一種通過(guò)多主體分?jǐn)傪B(yǎng)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(fēng)險(xiǎn)（李萌等，2019）。即使目前在農(nóng)村地區(qū)推廣了新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，但相比于城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)，新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的養(yǎng)老金待遇低，經(jīng)濟(jì)保障能力相對(duì)不足，不利于農(nóng)村家庭消費(fèi)信心和能力的提升。因此，需要通過(guò)多途徑的籌資渠道為農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)籌集更多的保障資金，進(jìn)而提高農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇，緩解養(yǎng)老引發(fā)的焦慮心理。

除了政策層面的啟示，本文為繼續(xù)社會(huì)焦慮的相關(guān)研究提供了理論與實(shí)證創(chuàng)新的可能。社會(huì)焦慮不是簡(jiǎn)單的個(gè)人焦慮的集合，而是脫胎于特定社會(huì)歷史時(shí)期的社會(huì)癥候。有學(xué)者提出“中國(guó)式焦慮”命題（王小章，2015；Zhang，2020），它是人們對(duì)中國(guó)不到半個(gè)世紀(jì)中發(fā)生的住房、醫(yī)療、教育、消費(fèi)等領(lǐng)域的快速革新帶來(lái)的生存機(jī)遇和壓力的回應(yīng)。其中，受制度和文化慣習(xí)的影響，農(nóng)村人口由上述民生問(wèn)題引發(fā)的社會(huì)焦慮更為凸顯（施從美、江亞洲，2016）。因此，有必要對(duì)社會(huì)焦慮進(jìn)行更為細(xì)致的劃分，考察不同焦慮對(duì)農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄的影響機(jī)制，這將是未來(lái)研究中可進(jìn)一步探索的方向。