非正式保險(xiǎn)制度與農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)建模與政策含義*——來自CFPS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

王曉全 駱帝濤 王 奇

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非正式保險(xiǎn)制度與農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)建模與政策含義*——來自CFPS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

王曉全 駱帝濤 王 奇

（西南財(cái)經(jīng)大學(xué)保險(xiǎn)學(xué)院 四川成都 611130）

在傳統(tǒng)文化和習(xí)俗保存相對(duì)較好的農(nóng)村，人們更重視社會(huì)關(guān)系和人情往來。當(dāng)農(nóng)戶面對(duì)外來不確定的經(jīng)濟(jì)沖擊時(shí)，往往會(huì)依靠社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)等非正式保險(xiǎn)制度來進(jìn)行互助和分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)。本文利用中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查（CFPS）2010年全國(guó)范圍內(nèi)的數(shù)據(jù)，對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在我國(guó)農(nóng)村的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)功能進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)有助于平滑消費(fèi)和分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，但這種風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)是不完全的。本研究啟示我們，要重視儒家傳統(tǒng)文化在建立和發(fā)展我國(guó)現(xiàn)代保險(xiǎn)市場(chǎng)中的影響和作用。

非正式保險(xiǎn)制度 社會(huì)網(wǎng)絡(luò) 風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān) CFPS

一、引 言

我國(guó)農(nóng)村家庭在生產(chǎn)和生活過程中會(huì)面臨多重風(fēng)險(xiǎn)，如各種自然災(zāi)害給種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)、家庭財(cái)產(chǎn)和家庭成員人身健康帶來損失和傷害，疾病、紅白喜事等會(huì)損害健康、帶來收入的下降和支出的增加。這些風(fēng)險(xiǎn)會(huì)減少農(nóng)戶的當(dāng)期收入和消費(fèi)水平，引起消費(fèi)在不同時(shí)期之間的波動(dòng)，進(jìn)而減少了農(nóng)戶家庭的福利水平。持久收入假說（Freidman，1957）認(rèn)為家庭當(dāng)期的消費(fèi)取決于長(zhǎng)期穩(wěn)定的持久性收入，而不確定的、短暫的收入變化并不會(huì)引起消費(fèi)的波動(dòng)。生命周期消費(fèi)理論（Modigliani，1986）認(rèn)為每個(gè)家庭都是根據(jù)一生的全部預(yù)期收入來安排當(dāng)期的消費(fèi)支出，人們總是在一生中平滑消費(fèi)：在年輕時(shí)，家庭消費(fèi)大于收入，因此會(huì)借貸進(jìn)行消費(fèi)；在中年時(shí)，收入大于消費(fèi)，此時(shí)一方面進(jìn)行還債，另一方面進(jìn)行儲(chǔ)蓄；到老年時(shí)，消費(fèi)大于收入，會(huì)動(dòng)用中年時(shí)的儲(chǔ)蓄來進(jìn)行消費(fèi)。這兩個(gè)理論都假定每個(gè)家庭的經(jīng)濟(jì)決策是完全理性的，他們會(huì)追求一生總的效用最大化，并且金融市場(chǎng)是完全的，沒有借貸約束和風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的限制等（Campbell，2006）。這樣當(dāng)家庭面臨各種風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，總是能通過借貸、儲(chǔ)蓄或保險(xiǎn)來轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)、平滑消費(fèi)，從而避免消費(fèi)水平的大起大落，提高一生總的福利水平。

對(duì)于一般消費(fèi)者來說，進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的目的是減少各種風(fēng)險(xiǎn)給家庭帶來的不利影響，平滑各期的消費(fèi)水平。從某種意義上講，風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)和消費(fèi)平滑是一個(gè)等價(jià)命題。從財(cái)務(wù)型風(fēng)險(xiǎn)管理的角度來看，居民應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的手段通常有以下幾大類：社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)保障、商業(yè)保險(xiǎn)、正式借貸和預(yù)防性儲(chǔ)蓄。前四者都屬于風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移，即通過第三方來補(bǔ)償風(fēng)險(xiǎn)帶來的財(cái)務(wù)損失。其中社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是人們之間的互助，屬于非正式的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制（或非正式保險(xiǎn)制度）。而社會(huì)保障和商業(yè)保險(xiǎn)則屬于正式的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)制度，有正規(guī)的行為主體和制度安排，居民可通過參加社會(huì)保障、購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)等正式保險(xiǎn)渠道的方式進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)。通過臨時(shí)借貸獲得資金是家庭應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)帶來財(cái)務(wù)損失的常用手段。預(yù)防性儲(chǔ)蓄屬于自我保險(xiǎn)，即通過平時(shí)的儲(chǔ)蓄以備不時(shí)之需。由于農(nóng)村家庭的收入水平普遍較低，對(duì)很多家庭來說難以有足夠多的儲(chǔ)蓄來預(yù)防各種風(fēng)險(xiǎn)（馬小勇和白永秀，2009）。同時(shí)目前通過購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)，這在偏遠(yuǎn)的農(nóng)村地區(qū)依然是效率較低的方式（陳玉宇和行偉波，2006）。雖然近年來新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)和新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)不斷推廣，社會(huì)保險(xiǎn)制度在農(nóng)村逐步建立和完善，但是社會(huì)保障提供的保障水平只能是基礎(chǔ)性的，難以完全分擔(dān)農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)（王增文和鄧大松，2015）。我國(guó)農(nóng)戶家庭通過正規(guī)金融渠道借貸資金的能力受到嚴(yán)重制約（李銳和朱喜，2007；薛薇和謝家智，2010）。因此正式的保險(xiǎn)渠道和家庭自身的儲(chǔ)蓄都不能很好地保障農(nóng)戶面臨的各種風(fēng)險(xiǎn)。與此同時(shí)，非正式制度提供的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制在農(nóng)村普遍存在。非正式的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制的形式包括：非正式借貸（Rosenzweig，1988；Rosenzweig和Stark，1989）、禮品往來（Dercon和Krishnan，2000；Fafchamps和Lund，2003）。非正式風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制主要局限于個(gè)人社會(huì)網(wǎng)絡(luò)之中。例如，當(dāng)一個(gè)貧困家庭成員突發(fā)大病，必然會(huì)面臨大量的醫(yī)藥開銷、不能勞動(dòng)等外生沖擊，而當(dāng)面臨這樣的情況時(shí)，存在的普遍現(xiàn)象是向親友借貸、親友贈(zèng)送禮品或現(xiàn)金。

社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的建立分為情感性關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和工具性關(guān)系網(wǎng)絡(luò)（張文宏，2005）。構(gòu)建情感性關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是基于人的情感需要，是對(duì)心理滿足感的一種追求，情感性關(guān)系網(wǎng)絡(luò)上的每一個(gè)人之間是相互傾訴的對(duì)象，又或者是互相消遣時(shí)間的對(duì)象，這類網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建更多的是基于共同的興趣愛好，這一類的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與正式制度間并不存在矛盾。工具性的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建是基于生理上的需要，工具性網(wǎng)絡(luò)上的每一個(gè)人的目的在于追求“利益”的最大化，這里的“利益”更多的表現(xiàn)在物質(zhì)與金錢方面。正是由于關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中存在工具性關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，從而關(guān)系網(wǎng)絡(luò)才具有風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的功能，使得工具性的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與正式制度之間存在可以相互替代、相互補(bǔ)充的關(guān)系。

兩千多年以來，儒家文化一直在中華文明中占據(jù)主導(dǎo)地位。儒家文化倡導(dǎo)的“群體主義”、“和諧互助”等人與人之間關(guān)系的理念貫穿于中國(guó)人的生活中。對(duì)于“關(guān)系”的重視在華人社會(huì)中普遍存在，社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)影響到人們經(jīng)濟(jì)生活的方方面面。費(fèi)孝通（1986）在他的博士論文《江村經(jīng)濟(jì)》中深入考察了中國(guó)農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)行為，發(fā)現(xiàn)以父系和母系為樞紐的親屬關(guān)系在中國(guó)農(nóng)戶的生活中占有重要的地位。狄百瑞（2012）認(rèn)為，儒家文化強(qiáng)調(diào)個(gè)體與社群、與他人之間的相互幫助、和諧共處的關(guān)系：個(gè)人認(rèn)同和價(jià)值觀透過個(gè)人與其所著根的社群間的對(duì)話關(guān)系形成；強(qiáng)調(diào)個(gè)人權(quán)利對(duì)于社會(huì)的依賴性，同時(shí)社群和國(guó)家對(duì)個(gè)人權(quán)利的實(shí)現(xiàn)負(fù)有不可推卸的責(zé)任；主張個(gè)人的善與社群的善統(tǒng)一起來，社群成員以“共同合作”的方式來促進(jìn)共同善等。

我國(guó)農(nóng)村地區(qū)相對(duì)于城市，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低，保險(xiǎn)市場(chǎng)發(fā)展還很落后，多數(shù)農(nóng)村家庭收入相對(duì)較低，借貸能力受到嚴(yán)重制約，普通農(nóng)戶通過自身儲(chǔ)蓄和正規(guī)保險(xiǎn)制度來抵御和分擔(dān)相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)的能力較弱。同時(shí)傳統(tǒng)習(xí)俗和文化在農(nóng)村社會(huì)有著較好的傳承和較大的影響力，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和人際互助在人們生產(chǎn)生活中的作用更顯著、影響也更大。在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)，社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是否能有效地分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)或者說有助于農(nóng)戶平滑消費(fèi)呢？這正是本文要研究的主題。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國(guó)外文獻(xiàn)綜述

耶魯大學(xué)教授Scott于1976年出版的經(jīng)典著作《農(nóng)民的道義經(jīng)濟(jì)學(xué)：東南亞的反叛與生存》最先討論了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)機(jī)制。該書指出，農(nóng)戶應(yīng)對(duì)危機(jī)的方式是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，而形成這類機(jī)制的基礎(chǔ)是情感與道德。Kimball（1988）認(rèn)為時(shí)間貼現(xiàn)率在很大程度上能夠影響社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，倘若時(shí)間貼現(xiàn)率越低，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)機(jī)制則越有可能存在，也就是說居民如果更重視未來，那么社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制就越能夠發(fā)揮作用。Coate 和 Ravaillon（1993）用非合作動(dòng)態(tài)博弈模型討論了缺乏承諾能力時(shí)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)機(jī)制是如何實(shí)現(xiàn)次優(yōu)的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的，他們證明了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)機(jī)制作為非正式保險(xiǎn)制度實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的條件和局限，及其對(duì)初始條件的依賴性：比如成員風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的下降或貼現(xiàn)率的上升可能導(dǎo)致非正式保險(xiǎn)制度的消失。Posner（1980）認(rèn)為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)機(jī)制較正式的保險(xiǎn)制度有一定程度上的優(yōu)點(diǎn)，他認(rèn)為在家族層面的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制解決了逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)等問題，因?yàn)榧易寰哂卸嘀毓δ?，退出家族的成本很高，此外家族成員間信息更充分。如果我們將家族層面擴(kuò)大到村級(jí)層面，由于村民間信息更充分、懲罰機(jī)制的存在，村級(jí)層面的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)同樣能夠避免逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)的問題。Rosenzweig和Stark（1989）利用ICRISAT（印度國(guó)際半干旱熱帶研究中心）的數(shù)據(jù)來探討農(nóng)民對(duì)收入異質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的轉(zhuǎn)移，研究發(fā)現(xiàn)和其他家庭聯(lián)系較多的家庭更能夠有效地分擔(dān)收入風(fēng)險(xiǎn)。Ligon等（2002）同樣使用ICRISAT的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，村莊內(nèi)存在明顯的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)網(wǎng)絡(luò)。Fafchamps 和 Lund（2003）發(fā)現(xiàn)在菲律賓，農(nóng)戶可以通過禮品贈(zèng)送、收入轉(zhuǎn)移和非正式貸款的方式進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)，而風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)主要是在親戚和以宗族為基礎(chǔ)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中進(jìn)行，比較近的親戚主要是通過贈(zèng)送禮物的方式、而比較遠(yuǎn)的親戚則主要通過非正式借貸的方式進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)。Weerdt 和 Dercon（2006）利用坦桑尼亞的數(shù)據(jù)研究了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是否能實(shí)現(xiàn)完全的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)，研究結(jié)果雖然不能拒絕食品消費(fèi)在村莊層面是完全保險(xiǎn)的假設(shè)，但是非食品類消費(fèi)通過社會(huì)網(wǎng)絡(luò)只能達(dá)到部分保險(xiǎn)。Ambrus等（2014）證明了保險(xiǎn)程度受制于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的廣度，他們發(fā)現(xiàn)在秘魯?shù)囊粋€(gè)村莊內(nèi)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠充分地進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)。

（二）國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)綜述

從國(guó)內(nèi)已有文獻(xiàn)來看，陳傳波（2005）的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)農(nóng)戶同其他發(fā)展中國(guó)家的農(nóng)戶一樣，也會(huì)通過社會(huì)網(wǎng)絡(luò)來平滑跨期消費(fèi)和應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)，但是他更多關(guān)注各類風(fēng)險(xiǎn)沖擊對(duì)農(nóng)戶收入轉(zhuǎn)移或借貸行為的影響，未能對(duì)各種風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)機(jī)制在緩解農(nóng)戶消費(fèi)波動(dòng)方面的作用進(jìn)行嚴(yán)格的檢驗(yàn)。陳玉宇和行偉波（2006）利用廣東省家庭收支調(diào)查數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了中國(guó)城鎮(zhèn)家庭在面臨外生經(jīng)濟(jì)沖擊時(shí)能否對(duì)消費(fèi)進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)以達(dá)到完全保險(xiǎn)，他們的研究拒絕了家庭消費(fèi)完全保險(xiǎn)的假設(shè)，但他們沒有解釋消費(fèi)平滑的機(jī)制。郭云南等（2012）研究發(fā)現(xiàn)，相比于當(dāng)選村主任來自其他姓氏的村莊，來自最大姓村莊的農(nóng)戶消費(fèi)平滑程度更低。甘犁等（2007）運(yùn)用8個(gè)省農(nóng)村家庭16年的面板數(shù)據(jù)證明了當(dāng)村民有非正規(guī)的融資機(jī)會(huì)時(shí)，村民能夠更有效進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)。馬小勇和白永秀（2009）使用陜西農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)內(nèi)的風(fēng)險(xiǎn)統(tǒng)籌能夠緩解收入風(fēng)險(xiǎn)所帶來的消費(fèi)波動(dòng)；跨時(shí)期消費(fèi)平滑機(jī)制也發(fā)揮著重要作用；但從內(nèi)部結(jié)構(gòu)來看，通過儲(chǔ)蓄實(shí)現(xiàn)的自我保險(xiǎn)的作用最為重要，信貸市場(chǎng)借款的作用較為有限。

本文用中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查（CFPS）2010年全國(guó)范圍內(nèi)的數(shù)據(jù)，實(shí)證研究社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在我國(guó)農(nóng)村家庭分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)、平滑消費(fèi)水平方面的作用。我們的主要貢獻(xiàn)是首次采用全國(guó)范圍內(nèi)的微觀數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了非正式保險(xiǎn)制度的分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)功能，為正確理解和處理傳統(tǒng)文化與現(xiàn)代正式保險(xiǎn)制度之間的關(guān)系提供了有益的啟示。

下文的結(jié)構(gòu)安排如下：第三部分介紹本文使用的數(shù)據(jù)、變量設(shè)定和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，第四部分為研究的模型和實(shí)證結(jié)果分析，最后是文章的結(jié)論和建議。

三、數(shù)據(jù)與變量設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心于2010年開展的“中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查”（CFPS）。該調(diào)查是一項(xiàng)全國(guó)性的動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查，旨在通過跟蹤調(diào)查個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的樣本，反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷。該項(xiàng)目的全國(guó)性調(diào)查采用分層抽樣的方法，覆蓋范圍除了西藏、青海、新疆、寧夏、內(nèi)蒙古、海南、香港、澳門和臺(tái)灣以外的25個(gè)省、直轄市和自治區(qū)。本文所使用的數(shù)據(jù)是CFPS 2010年調(diào)查的截面數(shù)據(jù)，包括社區(qū)問卷、家庭問卷和成人問卷三個(gè)部分，來自全國(guó)162個(gè)區(qū)縣和635個(gè)社區(qū)的14798個(gè)家庭，包括7104個(gè)城市樣本，7694個(gè)農(nóng)村樣本。由于研究主題為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的消費(fèi)平滑，我們只選擇了農(nóng)村7694個(gè)觀測(cè)樣本，同時(shí)刪除了缺漏值，得到實(shí)際研究數(shù)據(jù)為5834個(gè)農(nóng)村地區(qū)樣本。

（二）變量設(shè)定

根據(jù)持久收入假說（Freidman，1957）和生命周期消費(fèi)理論（Mordigliani，1986），家庭的當(dāng)期消費(fèi)取決于一生預(yù)期的收入水平，而非當(dāng)期收入。當(dāng)農(nóng)戶遭遇外來沖擊導(dǎo)致收入水平下降時(shí)，一般都會(huì)通過對(duì)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行管理，避免消費(fèi)水平劇烈波動(dòng)而降低一生總的福利水平。風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)與消費(fèi)平滑是一個(gè)等價(jià)命題。因此，我們只需觀測(cè)收入沖擊發(fā)生時(shí)是否影響到農(nóng)戶當(dāng)期消費(fèi)水平，即可了解到農(nóng)戶是否將風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行分散：如果當(dāng)期消費(fèi)對(duì)當(dāng)期收入依賴程度越高，則消費(fèi)平滑和分散風(fēng)險(xiǎn)的程度越低；反之，如果當(dāng)期消費(fèi)對(duì)永久收入依賴程度越高，則消費(fèi)平滑和分散風(fēng)險(xiǎn)的程度越高。為了研究社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是否能夠分散風(fēng)險(xiǎn)、平滑消費(fèi)，我們將選取家庭消費(fèi)作為被解釋變量，實(shí)證探討引入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)前后農(nóng)戶消費(fèi)水平對(duì)永久收入的依賴程度是否增加。

由于消費(fèi)平滑的程度是指消費(fèi)者的當(dāng)期消費(fèi)水平依賴于一生收入的程度，也就是對(duì)當(dāng)期收入的獨(dú)立程度。但是對(duì)于單個(gè)的消費(fèi)者來說，衡量其一生的收入水平是不可行的，我們的樣本數(shù)據(jù)也不支持這樣的計(jì)量，因此需要找出一生收入水平的代理變量。結(jié)合生命周期理論和持久收入假說，同時(shí)借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)（Townsend，1994；郭云南等，2012）的處理辦法，我們選取家庭所在村的平均消費(fèi)作為其持久收入的代理變量。這樣處理具有理論和現(xiàn)實(shí)意義，這是因?yàn)椋菏紫龋寮?jí)平均消費(fèi)能夠反映消費(fèi)者面臨的總體經(jīng)濟(jì)環(huán)境、消費(fèi)習(xí)慣、文化等因素；其次，消費(fèi)理論里面有一個(gè)示范性消費(fèi)理論，那么村級(jí)平均消費(fèi)可以體現(xiàn)消費(fèi)的“示范性”作用；最后，持久收入是家庭一生的收入水平，我們的樣本數(shù)據(jù)是一個(gè)截面數(shù)據(jù)，不能夠從時(shí)間序列上提供這樣的數(shù)據(jù)，只能用截面數(shù)據(jù)來進(jìn)行處理。村級(jí)平均消費(fèi)即能夠體現(xiàn)出家庭持久收入狀況，也具有可操作性。因此，我們定義家庭的持久收入為，也就是持久收入等于除自身家庭外的村級(jí)平均消費(fèi)。我們把家庭除禮品外收入作為當(dāng)期的純收入。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（）是一個(gè)虛擬變量，涵義為是否有社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，在本文中我們使用是否收到禮金、春節(jié)期間是否有親戚來訪以及春節(jié)期間是否有朋友來訪等不同方式來度量，有則取1，否則取0。我們的關(guān)注變量包括：持久收入、家庭除禮品外的收入以及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)?？刂谱兞堪☉糁魅丝诮y(tǒng)計(jì)學(xué)特征、教育水平、是否是黨員、自評(píng)健康、宗教信仰、是否購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)、村居自然條件和地形、新農(nóng)合開展年限等。具體的變量名稱、釋義及其賦值見表1；相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

表1 變量名稱、釋義與賦值

表2 相關(guān)變量描述性統(tǒng)計(jì)

由表2描述性統(tǒng)計(jì)我們可以看出，農(nóng)村家庭年均消費(fèi)20171.93元；平均每個(gè)家庭擁有4.22個(gè)人口；81.45%的家庭戶主為男性，而家庭除社會(huì)網(wǎng)絡(luò)收入外，凈收入的均值為22242.41元。其中值得注意的是，家庭年均消費(fèi)的標(biāo)準(zhǔn)差為22708.5，說明家庭年均消費(fèi)在全國(guó)范圍來講波動(dòng)較大，這也是區(qū)域發(fā)展不平衡所導(dǎo)致的，居民消費(fèi)的最小值為175元，而最大值達(dá)到433680.5元。除禮品收入外的居民收入平均值為22242.41元，最小值為0元，最大值達(dá)到2040300元，直接說明農(nóng)戶貧富差距較大。家庭所在村除自身家庭外的平均消費(fèi)的均值為20161.92元，最小值為3478.286元，最大值為66684.99元，從村級(jí)層面上講，差距較大，這表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展極不平衡。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的代理變量，春節(jié)期間親戚、朋友分別平均有86%、51%到訪家庭，同時(shí)平均有45%的家庭收到禮金。

四、研究模型與實(shí)證結(jié)果

（一）模型設(shè)定

檢驗(yàn)消費(fèi)平滑可以建立如下模型：

Townsend（1994）指出，在效用函數(shù)滿足CRRA 的情況下，完全平滑消費(fèi)意味著且。這表明農(nóng)戶消費(fèi)水平完全依賴于持久收入，而與當(dāng)期收入完全無關(guān)，即農(nóng)戶消費(fèi)能夠得到完全平滑。在模型中我們還控制了一些影響家庭消費(fèi)的特征變量。

由模型（2）可以得到以下模型：

（二）實(shí)證結(jié)果

為了更好地發(fā)現(xiàn)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是否具有分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)、平滑消費(fèi)的功能，我們先對(duì)模型1（沒有考慮社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和永久收入的交互項(xiàng)）做回歸分析，然后對(duì)模型2（考慮了交互項(xiàng)）進(jìn)行回歸。通過對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行比較分析，我們發(fā)現(xiàn)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)確實(shí)能夠平滑農(nóng)戶的當(dāng)期消費(fèi)。

表3 模型1實(shí)證回歸結(jié)果

續(xù)表3

解釋變量被解釋變量：LNConsumption被解釋變量：LNConsumption被解釋變量：LNConsumption （1）（2）（3） Permanentincome0.489***0.483***0.480*** （0.040）（0.040）（0.041） 控制變量 Size-0.0304-0.0323 （0.023）（0.023） Age0.03650.0352 （0.024）（0.024） Agesqure-0.000537**-0.000523** （0.001）（0.001） Sex0.419***0.417*** （0.102）（0.012） Education0.01640.0165 （0.010）（0.10） Party-0.196-0.204 （0.137）（0.137） Selfhealth0.0728*0.0733 （0.037）（0.038） Fhealth0.05420.0536 （0.033）（0.034） Religion0.08400.0802 （0.145）（0.145） Nhazard-0.0342-0.0225 （0.084）（0.084） Pollution-0.0632-0.0311 （0.105）（0.107） Nrc0.00005660.00000154 （0.001）（0.001） Distance0.001650.00200 （0.002）（0.002） 村居地形控制控制控制 常數(shù)項(xiàng)1.026**0.2040.0587 （0.445）（0.759）（0.08） R20.0720.086 觀測(cè)值417041244124

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平，括號(hào)中的數(shù)字為穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤差。

在表3第一列我們僅僅考慮除禮金收入外的家庭收入與持久收入，并未考慮其他變量，實(shí)證結(jié)果表明當(dāng)期收入對(duì)消費(fèi)的彈性為0.378，而持久收入對(duì)消費(fèi)的彈性為0.489。相對(duì)于當(dāng)期收入，消費(fèi)更多依賴于持久收入，但是持久收入對(duì)消費(fèi)的彈性僅僅為0.489，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于1，消費(fèi)沒有達(dá)到完全平滑。在第二列和第三列，我們考慮其它更多的控制變量，實(shí)證結(jié)果表明收入，對(duì)消費(fèi)的彈性分別為0.351和0.359，而持久收入對(duì)消費(fèi)的彈性為0.483和0.480。相對(duì)于當(dāng)期收入消費(fèi)更多依賴于持久收入，但是持久收入對(duì)消費(fèi)的彈性僅僅為0.483和0.480，都遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于1，消費(fèi)依然未達(dá)到完全平滑。

模型1的回歸結(jié)果表明，當(dāng)我們不考慮社會(huì)網(wǎng)絡(luò)時(shí)，農(nóng)戶的消費(fèi)遠(yuǎn)未能實(shí)現(xiàn)完全平滑，說明農(nóng)戶遭遇風(fēng)險(xiǎn)時(shí)未能將風(fēng)險(xiǎn)完全分散，降低了當(dāng)期的消費(fèi)和福利水平?，F(xiàn)在我們將社會(huì)網(wǎng)絡(luò)代理變量考慮進(jìn)模型，對(duì)模型2進(jìn)行重新估計(jì)。實(shí)證結(jié)果如表4：

表4 模型2實(shí)證回歸結(jié)果

續(xù)表4

解釋變量被解釋變量：LNConsumption被解釋變量：LNConsumption被解釋變量：LNConsumption （1）（2）（3） Commist-0.128（0.120）-0.126（0.120）-0.124（0.120） Selfhealth0.029（0.033）0.028（0.033）0.028（0.032） Fhealth0.074**（0.029）0.072**（0.029）0.075***（0.029） Religion0.130（0.113）0.133（0.113）0.134（0.113） Insurance0.000（0.000）0.000（0.000）0.000（0.000） Nhazard-0.011（0.729）-0.010（0.073）0.004（0.073） Pollution-0.003（0.915）0.003（0.092）0.007（0.091） Nrc0.000（0.000）0.000（0.000）0.000（0.000） Distance0.002（0.002）0.002（0.002）0.002（0.002） 村居地形控制控制控制 常數(shù)項(xiàng)-0.721（0.630）-0.721（0.631）-0.683（0.628） R20.1150.1150.117 觀測(cè)值537553755375

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平，括號(hào)中的數(shù)字為穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤差。

朋友關(guān)系更多建立在利益上，是工具型社會(huì)網(wǎng)絡(luò)；親戚關(guān)系更多建立在血緣、道德上，是情感型社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（張文宏，2005）。因此，在表4的三個(gè)模型中，我們分別使用春節(jié)期間是否有朋友來訪（Friend）、春節(jié)期間是否有親戚來訪（Relatives）以及是否收到禮金（Giftincome）作為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的代理變量，把社會(huì)網(wǎng)絡(luò)代理變量與持久收入代理變量相乘，作為檢驗(yàn)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)平滑功能的交互項(xiàng)。

根據(jù)生命周期理論和永久收入理論，居民當(dāng)期消費(fèi)不依賴于當(dāng)期收入而依賴于永久性收入，也就是說居民會(huì)在整個(gè)生命周期上對(duì)消費(fèi)進(jìn)行安排，從而對(duì)消費(fèi)進(jìn)行平滑。為了檢驗(yàn)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的消費(fèi)平滑作用，我們加入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與永久收入的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸分析。在表4的第一列和第二列，我們分別用春節(jié)期間是否有朋友來訪、春節(jié)期間是否有親戚來訪作為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的代理變量，此時(shí)交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均為正值，這表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的確具有消費(fèi)平滑的功能，但這一結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。在表4的第三列，我們用是否收到禮金作為代理變量與永久收入的交互項(xiàng)繼續(xù)考察社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的消費(fèi)平滑功能，實(shí)證結(jié)果表明交互項(xiàng)回歸系數(shù)（）與永久收入回歸系數(shù)（）都在1%的顯著水平下為正。因?yàn)橛谰檬杖雽?duì)當(dāng)期消費(fèi)的影響為交互項(xiàng)系數(shù)和永久收入系數(shù)之和（見前一小節(jié)“模型設(shè)定”里的分析），雖然交互項(xiàng)的系數(shù)很小，僅僅為0.027，但是考慮社會(huì)網(wǎng)絡(luò)后當(dāng)期消費(fèi)水平對(duì)永久收入的彈性系數(shù)為0.543（），大于沒有考慮交互項(xiàng)時(shí)的彈性系數(shù)0.480，但仍然小于1。這表明考慮社會(huì)網(wǎng)絡(luò)因素后農(nóng)戶消費(fèi)平滑程度更高，說明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的確具有平滑消費(fèi)和分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的功能；但是這種消費(fèi)平滑和風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)不是完全的，農(nóng)戶依然承擔(dān)著消費(fèi)水平下降和福利損失的風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)我們看到，消費(fèi)水平對(duì)當(dāng)期收入的彈性系數(shù)，在不考慮社會(huì)網(wǎng)絡(luò)時(shí)為0.359；考慮社會(huì)網(wǎng)絡(luò)時(shí)為0.389。雖然都在5%的水平上顯著，但系數(shù)變化不大，這對(duì)我們所要研究的問題沒有影響，故在此不作更多的分析和討論。

使用是否有親戚來訪與是否有朋友來訪作為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的代理變量，并不能顯著地表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)具有風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的作用，其原因我們認(rèn)為有：春節(jié)期間來訪的朋友或親戚數(shù)量?jī)H僅代表其社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的強(qiáng)度，并沒有在網(wǎng)絡(luò)上產(chǎn)生實(shí)際的交易。但以是否收到禮金為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的代理變量，這直接影響到居民的生活水平。中國(guó)是一個(gè)傳統(tǒng)文化深厚的國(guó)家，春節(jié)期間走親訪友是習(xí)俗，單純地衡量春節(jié)期間來訪的親戚朋友數(shù)量并不能真正意義上體現(xiàn)出社會(huì)網(wǎng)絡(luò)分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)和平滑消費(fèi)的功能；但是當(dāng)我們使用是否收到禮金作為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)代理變量的時(shí)候，得到了顯著的結(jié)論。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到少量的親戚、朋友春節(jié)期間來訪或者少量的禮金往來并不能明確說明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)平滑消費(fèi)的作用。為了討論上述估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們以村莊平均春節(jié)期間親戚來訪量、村莊平均春節(jié)期間朋友來訪量與村莊平均禮金量三個(gè)村莊平均量為衡量標(biāo)準(zhǔn)，家庭是否超出村莊平均春節(jié)期間朋友來訪量、是否超出村莊平均春節(jié)期間親戚來訪量與是否超出村莊平均禮金收入量為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的虛擬代理變量，超出村莊平均則取1，否則取0。分別定義為T_Friend、T_ Relatives與T_Cashgift。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)表

續(xù)表5

解釋變量被解釋變量：LNConsumption被解釋變量：LNConsumption被解釋變量：LNConsumption 模型1模型2模型3 --0.027***（0.008） R20.1150.1150.117 觀測(cè)值537553755375

注：（1）*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平，括號(hào)中的數(shù)字為穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤差；（2）篇幅所限，部分控制變量的結(jié)果沒有在表中列出，包括家庭規(guī)模、戶主性別、戶主年齡、戶主受教育年限、戶主是否是黨員、戶主自評(píng)健康、丘陵地區(qū)、高山地區(qū)、平原地區(qū)、草原地區(qū)、漁村、村到縣城距離、新農(nóng)合開展年限。

由表4可以看出，三個(gè)超出村莊平均變量得到的回歸結(jié)果與表3社會(huì)網(wǎng)絡(luò)代理變量所估計(jì)的結(jié)果基本一致。因此，更穩(wěn)健的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系所得到的結(jié)果更能說明在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)有助于農(nóng)戶的消費(fèi)平滑和風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)。

五、結(jié) 論

在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)，保險(xiǎn)市場(chǎng)發(fā)展還相對(duì)落后，多數(shù)農(nóng)村家庭收入較低，正式借貸融資受到嚴(yán)重的約束，農(nóng)村家庭通過自身儲(chǔ)蓄和正規(guī)金融來抵御和分擔(dān)相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)的能力較弱。同時(shí)傳統(tǒng)習(xí)俗和文化在農(nóng)村有較好的保留和繼承，人們常常通過互助等非正式金融制度安排來共渡難關(guān)。

本文利用中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查（CFPS）2010年全國(guó)范圍內(nèi)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)有利于平滑農(nóng)戶的消費(fèi)水平，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的確具有風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的功能。即使加入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)代理變量對(duì)模型重新進(jìn)行估計(jì)，實(shí)證結(jié)果表明家庭依然未能達(dá)到消費(fèi)完全平滑，這也說明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)未能對(duì)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行完全分擔(dān)。

研究結(jié)果對(duì)我們的啟示：1、加快建立和發(fā)展我國(guó)農(nóng)村地區(qū)現(xiàn)代正式的保險(xiǎn)制度，為農(nóng)村家庭提供更好的風(fēng)險(xiǎn)保障服務(wù)；2、重視傳統(tǒng)非正式保險(xiǎn)制度在社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)中的作用。充分發(fā)揮儒家傳統(tǒng)文化在社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和轉(zhuǎn)型中的作用，能夠保證農(nóng)村家庭消費(fèi)的穩(wěn)定性，更好地分散風(fēng)險(xiǎn)，使被保險(xiǎn)人在遭遇不測(cè)災(zāi)難和風(fēng)險(xiǎn)時(shí)能夠盡快地恢復(fù)正常的生產(chǎn)和生活，從而為社會(huì)的穩(wěn)定提供切實(shí)有效的保障。傳統(tǒng)非正式保險(xiǎn)制度和現(xiàn)代市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的正式保險(xiǎn)制度互相補(bǔ)充、共同發(fā)展，有助于減少我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和制度變遷中的社會(huì)成本，增強(qiáng)社會(huì)的穩(wěn)定性，促進(jìn)社會(huì)的和諧健康發(fā)展。

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（G）

* 感謝匿名審稿人的修改意見。