“家庭網(wǎng)”中的風(fēng)險分擔(dān)

梁騰堅,劉 奇,郭志芳

(1.中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,北京100083;2.國務(wù)院參事室參事業(yè)務(wù)二司,北京100008)

一、研究背景

什么樣的組織/網(wǎng)絡(luò)最適合充當(dāng)分擔(dān)風(fēng)險的組織/網(wǎng)絡(luò)?相關(guān)研究認(rèn)為,小型社會網(wǎng)絡(luò)的成員之間更有可能實現(xiàn)風(fēng)險分擔(dān),因為這些成員往往更加關(guān)心彼此的經(jīng)濟(jì)狀況,也更為信任彼此,同時也更有可能通過社會排斥等方式對違約的成員進(jìn)行懲罰[1]。因此,家庭應(yīng)該是最為重要和可能的風(fēng)險分擔(dān)組織/網(wǎng)絡(luò),個人往往首先在家庭內(nèi)部尋求風(fēng)險分擔(dān)。人們組建家庭的目的之一就是為了統(tǒng)籌資源以應(yīng)對風(fēng)險的沖擊,即使在富裕的經(jīng)濟(jì)體中,家庭仍然是重要的保險組織[2]。

傳統(tǒng)中國家庭的主要功能之一就是保護(hù)其成員免受外部風(fēng)險的沖擊。長期以來,面對人口過剩和資源缺乏等問題,個體之間的競爭往往很激烈,并且缺乏正式的社會保障制度,在這種環(huán)境下,強(qiáng)勢的家庭制度能夠抵御險惡多變的環(huán)境,農(nóng)民唯一能夠相信的人就是自己家庭的成員[3]。

近幾十年來,我國的家庭結(jié)構(gòu)出現(xiàn)“核心化”趨勢,即由傳統(tǒng)的三代(或世代)同堂家庭向現(xiàn)代核心家庭[注]“核心家庭”是由父母雙親和未婚子女所組成的家庭(包括只有夫妻2人而無子女或者只有雙親中1人與未婚子女組成的家庭)。轉(zhuǎn)變[4-5]。標(biāo)準(zhǔn)的經(jīng)濟(jì)分析可以解釋家庭的“小型化”和“核心化”,即共同生活能夠節(jié)約經(jīng)濟(jì)花費(fèi),但是也會提高生活成本——特別是在喪失個人自主性的情況下,只要這些成本超過了共同生活的收益,家庭就會分解。隨著市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,家庭更容易獲得所需要的產(chǎn)品和服務(wù),從而組成和維持大家庭的激勵就會削弱,這也是發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體中的家庭,特別是城市家庭變得“小型化”和“核心化”的根本原因[4]。因此,隨著我國市場經(jīng)濟(jì)的深入發(fā)展,農(nóng)村家庭也會趨向“小型化”和“核心化”。

隨著家庭的“小型化”和“核心化”,“家庭網(wǎng)”孕育而生?！凹彝ゾW(wǎng)”是指有親屬關(guān)系的家庭組成的社會網(wǎng)絡(luò),就多數(shù)情況而言,它是由能夠組成主干家庭[注]“主干家庭”是指父母雙親僅和一對已婚子女(兒子、兒媳或女兒、女婿)所組成的家庭(包括兩對不同代夫妻有缺損的情況)。和聯(lián)合家庭[注]“聯(lián)合家庭”是指由父母雙親和2對及2對以上已婚子女所組成的家庭(包括無父母而兄弟姐妹婚后不分家的情況)。的幾個獨(dú)立的核心家庭組成的一種特殊的社會組織,具有特殊的結(jié)構(gòu)和功能[4]。換句話說,“家庭網(wǎng)”是在傳統(tǒng)的主干家庭和聯(lián)合家庭向核心家庭轉(zhuǎn)變的過程中形成的,原來的主干家庭和聯(lián)合家庭由于兒子分爨、兄弟分家以及女性出嫁等原因分解成多個獨(dú)立家庭,這些獨(dú)立的另組家庭以及原屬家庭就構(gòu)成了一張“家庭網(wǎng)”。

從某種程度上來說,“家庭網(wǎng)”是傳統(tǒng)家庭的另外一種再現(xiàn)形式,在傳統(tǒng)家庭分解后,核心家庭與“家庭網(wǎng)”保持著密切的聯(lián)系,在經(jīng)濟(jì)上相互幫助、生活上相互支持、情感上相互交流[6],這就意味著“家庭網(wǎng)”是一個非常重要的風(fēng)險分擔(dān)網(wǎng)絡(luò)/組織。在家庭“核心化”的過程中,家庭內(nèi)部的親屬關(guān)系變成了家庭之間的親屬關(guān)系,即家庭內(nèi)的親子關(guān)系變成親代家庭和子代家庭的關(guān)系,家庭內(nèi)兄弟姐妹的關(guān)系變成兄弟姐妹家庭間的關(guān)系。如果家庭內(nèi)的親屬能夠相互分擔(dān)風(fēng)險,那么就有理由相信親屬家庭之間也會分擔(dān)風(fēng)險。在經(jīng)濟(jì)分析中,把“家庭網(wǎng)”當(dāng)作風(fēng)險分擔(dān)的組織/網(wǎng)絡(luò)有其合理性,因為“家庭網(wǎng)”中的成員家庭充分掌握著彼此的信息,了解彼此的行為和過往,能夠形成有效的監(jiān)督,同時能對背信棄義的成員家庭施加強(qiáng)大的社會壓力,更為重要的是,成員家庭之間往往具有血緣上的聯(lián)系,這有助于產(chǎn)生利他主義的感情和情緒,這種利他主義往往能夠減少甚至消除囚徒困境下的搭便車行為,如果雙方相互利他,就更容易實現(xiàn)對公共物品(比如共同的保險計劃)的自愿捐助。

雖然國內(nèi)外研究農(nóng)村風(fēng)險分擔(dān)組織的文獻(xiàn)較多,但大多都把“村莊”當(dāng)作風(fēng)險分擔(dān)的組織/網(wǎng)絡(luò)[7-8],或是研究社會中早已存在的特定組織的風(fēng)險分擔(dān)功能,比如孟加拉國的“bari”組織[9]和中國的宗族組織[10],少有文獻(xiàn)把“家庭網(wǎng)”當(dāng)作風(fēng)險分擔(dān)的組織/網(wǎng)絡(luò)來研究。為此,本文將利用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)農(nóng)村地區(qū)的數(shù)據(jù),實證分析在面臨收入風(fēng)險沖擊時,我國農(nóng)村家庭能否通過“家庭網(wǎng)”來分擔(dān)風(fēng)險。

二、理論框架及實證模型

(一)“家庭網(wǎng)”的風(fēng)險分擔(dān)模型及研究假說

在風(fēng)險分擔(dān)組織/網(wǎng)絡(luò)中,風(fēng)險的有效配置等同于在組織/網(wǎng)絡(luò)總的資源約束下,社會計劃者最大化家庭期望效用的加權(quán)和[8]。作為一種潛在的風(fēng)險分擔(dān)組織/網(wǎng)絡(luò),“家庭網(wǎng)”中風(fēng)險的帕累托配置可以用同樣的方法進(jìn)行論證。

式(1)為每一自然狀態(tài)s每一時期t“家庭網(wǎng)”的資源約束條件,式(2)為非負(fù)約束條件,如果“家庭網(wǎng)”在任何歷史中的每一期都有任何資源,則不會取等式。

(1)

cist≥0,?i,s,t

(2)

相應(yīng)于cist,cjst,一階條件見式(3)。如上所述,家庭的邊際效用函數(shù)u′(·)是可微的,它在每一時期都保持不變,cist,cjst分別是成員家庭i和j在t時期s狀態(tài)下的消費(fèi)水平,家庭權(quán)重λi不隨時間的變化而變化。

(3)

對于“家庭網(wǎng)”中的任一成員家庭,式(3)在任何時期t和任何自然狀態(tài)s下都是成立的?！凹彝ゾW(wǎng)”中所有成員家庭的邊際效用都是同向移動的,他們的消費(fèi)水平也是同向移動的。因此,在任何自然狀態(tài)s下,任一成員家庭i的邊際效用都是“家庭網(wǎng)”中所有成員家庭平均邊際效用的單調(diào)遞增函數(shù)。這意味著任一成員家庭i的消費(fèi)都是“家庭網(wǎng)”平均消費(fèi)的單調(diào)遞增函數(shù)。在風(fēng)險的帕累托配置中,收入的任何一個暫時性變化都能夠在“家庭網(wǎng)”水平上得到完全的統(tǒng)籌和分擔(dān)。既然在控制了“家庭網(wǎng)”總消費(fèi)后,家庭消費(fèi)不受家庭收入的影響,成員家庭就沒有在家庭層次上進(jìn)行風(fēng)險多元化的激勵,其面臨的唯一風(fēng)險就是“家庭網(wǎng)”層面上的總風(fēng)險。

(4)

和上述情況一樣,對于“家庭網(wǎng)”中的任一家庭i,式(4)在任何時期t和任何自然狀態(tài)s下都是成立的。如果把N個等式加總,就可以得到式(5):

(5)

因此,家庭的消費(fèi)等于“家庭網(wǎng)”的平均消費(fèi)加上不隨時間變化而變化的家庭固定效應(yīng),這個固定效應(yīng)取決于家庭的相對權(quán)重。此外,家庭收入yits沒有出現(xiàn)在式(5)中,這意味著在控制了平均消費(fèi)后,一個家庭的消費(fèi)不會受到自家收入的影響。在風(fēng)險分擔(dān)理論中,家庭收入沖擊表示家庭面臨的特異性風(fēng)險,風(fēng)險分擔(dān)組織/網(wǎng)絡(luò)的平均消費(fèi)沖擊表示該組織/網(wǎng)絡(luò)的總風(fēng)險。換句話說,根據(jù)式(5)可以提出以下研究假說:如果“家庭網(wǎng)”中存在完全的風(fēng)險分擔(dān),那么在控制“家庭網(wǎng)”的總風(fēng)險后,一個家庭的消費(fèi)不會受到自家特異性收入風(fēng)險的影響。

(二)計量模型

(6)

(7)

如前所述,“家庭網(wǎng)”中風(fēng)險分擔(dān)的程度由兩個系數(shù)決定:一個是家庭收入差分的估計系數(shù),另一個是“家庭網(wǎng)”平均消費(fèi)差分的估計系數(shù)。當(dāng)“家庭網(wǎng)”中存在完全的風(fēng)險分擔(dān)時,前者取值為0,且在統(tǒng)計上不顯著;后者取值為1,且在統(tǒng)計上顯著。

不過,這種估計方法往往會導(dǎo)致估計系數(shù)β過度敏感,從而產(chǎn)生估計偏誤。特別是當(dāng)β>0時,估計系數(shù)會向值偏誤[8],這會產(chǎn)生完全風(fēng)險分擔(dān)的假象。因此,可以用風(fēng)險分擔(dān)組織/網(wǎng)絡(luò)與時間交互的虛擬變量來捕捉風(fēng)險分擔(dān)組織/網(wǎng)絡(luò)面臨的總風(fēng)險[11]。沿用這種方法,本文使用“家庭網(wǎng)”—時間虛擬變量來捕捉“家庭網(wǎng)”面臨的總風(fēng)險,用家庭收入來捕捉家庭的特異性風(fēng)險。最終的計量模型設(shè)定如下:

(8)

被解釋變量Δcift為家庭消費(fèi)的差分,采取人均的形式,即家庭人均消費(fèi)的差分。具體的消費(fèi)分類包括了總消費(fèi)、食物消費(fèi)、非食物消費(fèi),而非食物消費(fèi)又進(jìn)一步細(xì)分為衣著、家庭設(shè)備用品、醫(yī)療保健、交通和通訊、教育文化娛樂、居住、雜項等各項消費(fèi)支出。

關(guān)鍵解釋變量Δyift為家庭人均純收入的差分?？刂谱兞喀ift為家庭人口特征變量的差分。家庭的人口特征變量包括了家庭人口規(guī)模、人口結(jié)構(gòu)——家庭中未成年人的比例、17—59歲(男性/女性)成年人的比例、60歲及以上(男性/女性)成年人的比例,家庭成員的最高教育水平,家庭財務(wù)負(fù)責(zé)人的性別和年齡以及家庭是否從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的虛擬變量等。其中,家庭人口規(guī)模的差分是重要的控制變量,家庭人口規(guī)模的變化既有可能直接影響家庭人均消費(fèi)的變化,也可能是形成“家庭網(wǎng)”的重要原因,如果不對它進(jìn)行控制,則有可能造成遺漏重要變量的估計偏誤。

三、數(shù)據(jù)來源與“家庭網(wǎng)”的結(jié)構(gòu)

本文使用的數(shù)據(jù)來自于北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實施的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)。該調(diào)查于2010年正式開展,2012年、2014年和2016年對樣本家庭進(jìn)行了追蹤調(diào)查,收集社區(qū)、家庭、個體3個層次的數(shù)據(jù),包含了家庭收入、支出和資產(chǎn)等方面的信息,非常適合用于對風(fēng)險分擔(dān)的檢驗。本研究側(cè)重于家庭收入和消費(fèi)的變動,因此主要使用的是2012年、2014年和2016年CFPS的農(nóng)村家庭數(shù)據(jù)。

為了具有可操作性,本文將“家庭網(wǎng)”進(jìn)一步定義為源于同一基期(2010年)家庭的一組家庭。從而,“家庭網(wǎng)”由原屬家庭[注]“原屬家庭”是當(dāng)期調(diào)查前存在于家庭成員數(shù)據(jù)庫中的受訪家庭。和另組家庭[注]“另組家庭”是當(dāng)期調(diào)查從原屬家庭中分裂出來,與原屬家庭經(jīng)濟(jì)上相互獨(dú)立的個體。組成。利用分家基因成員的信息,可以識別出另組家庭的原屬家庭,從而構(gòu)造一個“家庭網(wǎng)”的數(shù)據(jù)集,并利用這個數(shù)據(jù)集進(jìn)行風(fēng)險分擔(dān)的檢驗。圖1顯示了2014年“家庭網(wǎng)”f可能的家庭構(gòu)成,包括持續(xù)追蹤家庭A、另組家庭B、另組家庭C和另組家庭D,它們之所以被納入到同一“家庭網(wǎng)”,是因為都可以溯源至基期家庭A。其中,有些家庭既是另組家庭又是原屬家庭,比如另組家庭C的原屬家庭為另組家庭B,而另組家庭B則是從它的原屬家庭——基期家庭A中分裂出來的。因此,從另組家庭的角度來看,“家庭網(wǎng)”是由持續(xù)追蹤并且分過家的家庭[注]“持續(xù)追蹤家庭”指的是從基期(2010年)到調(diào)查當(dāng)期持續(xù)追蹤調(diào)查的家庭。和溯源于它的另組家庭所組成的。對于持續(xù)追蹤但未分過家的家庭來說,其“家庭網(wǎng)”只包含該家庭自身,不是嚴(yán)格意義上的“家庭網(wǎng)”,因此本文所指涉的“家庭網(wǎng)”僅限于由持續(xù)追蹤并分過家的家庭和一戶及以上另組家庭所組成的“家庭網(wǎng)”。

圖1 “家庭網(wǎng)”f的構(gòu)造

表1為CFPS在2010年、2012年、2014年和2016年的受訪家庭數(shù)量及其結(jié)構(gòu)。2010年(基期)有9 700戶受訪家庭。2012年CFPS調(diào)查了9 061戶家庭,這些受訪家庭分為三類:(1)從基期到2012年持續(xù)追蹤并且從未分過家的家庭,有8 240戶;(2)從基期到2012年持續(xù)追蹤并且分過家的家庭,有483戶;(3)另組家庭338戶,它們是在2012年從上述分過家的483戶家庭中分裂出來的。如上所述,“家庭網(wǎng)”由第(2)類和第(3)類受訪家庭構(gòu)成。2014年有9 933戶受訪家庭,包括7 720戶持續(xù)追蹤并未分過家的家庭、1 213戶持續(xù)追蹤并分過家的家庭和1 000戶另組家庭,其中有723戶另組家庭是調(diào)查當(dāng)期剛從原屬家庭分解出來的。同樣的,2016年受訪家庭10 059戶,包括持續(xù)追蹤并未分過家的家庭7 117戶、持續(xù)追蹤并分過家的家庭1 584戶和另組家庭1 358戶,其中有589戶另組家庭是調(diào)查當(dāng)期剛從原屬家庭分解出來的。

有多少另組家庭是由于兒子的分爨以及女兒出嫁形成的呢?表1最后一行顯示了各個調(diào)查期(當(dāng)期)另組家庭與其原屬家庭為親子關(guān)系[注]另組家庭中至少有一名成員與其原屬家庭的一名成員有親子關(guān)系。的比例。從中可以看出,絕大部分的另組家庭與其原屬家庭是子代家庭與親代家庭的關(guān)系,換句話說,絕大部分另組家庭是由于兒子的分爨或女兒出嫁等原因所形成的。

表2為不同調(diào)查時期受訪者家庭類型的變化。從中可以看出,核心家庭已經(jīng)是我國農(nóng)村地區(qū)最主要的家庭類型:2012年、2014年和2016年的受訪家庭中分別有60.11%、61.11%和63.98%的比重為核心家庭。在持續(xù)追蹤的家庭中,分過家的家庭為核心家庭的比重系統(tǒng)性地高于未分過家的家庭,而另組家庭(當(dāng)期)絕大多數(shù)為核心家庭。這說明,另組家庭及“家庭網(wǎng)”的形成很大程度上是家庭的“核心化”造成的。

另外,2016年CFPS中家庭人口規(guī)模的數(shù)據(jù)也顯示:那些持續(xù)追蹤并且未分過家的家庭,其人口規(guī)模平均值為4.16人,中位數(shù)為4;那些持續(xù)追蹤并分過家的家庭,其人口規(guī)模平均值為3.59人,中位數(shù)為3;而另組家庭(當(dāng)期)的人口規(guī)模平均值為2.68人,中位數(shù)為3。2—3人的規(guī)模與核心家庭的人口規(guī)模是一致的,這進(jìn)一步支持了家庭分家的過程就是“核心化”和“小型化”的過程?？傊?“家庭網(wǎng)”的數(shù)據(jù)集表明,有相當(dāng)一部分另組家庭是因為孩子的分爨或出嫁而形成的,而家庭的“核心化”是“家庭網(wǎng)”形成的重要原因。

表3對相關(guān)變量進(jìn)行了統(tǒng)計,并按照“家庭網(wǎng)”中不同的家庭類型進(jìn)行了分類。從中可以看出,與持續(xù)追蹤并分過家的家庭相比,另組家庭的人均消費(fèi)和人均純收入都要更高一些,這一方面是因為另組家庭的總消費(fèi)和純收入更高一些,另一方面是因為另組家庭的人口規(guī)模更小一些。此外,另組家庭也顯得更為年輕,其未成年比例和17—59歲男(女)性成年人比例要更大,而60歲及以上男(女)性成年人比例更小一些。另組家庭受教育水平最高成員的教育水平更高,家庭更少從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營,其財務(wù)負(fù)責(zé)人的年齡也更小。顯然,在這些可觀察的特征上,持續(xù)追蹤的家庭與另組家庭存在著顯著差異。這表明,家庭的分裂是非隨機(jī)性的,如果不包括另組家庭,那么分析將會受到選擇性偏誤的影響。

表1 受訪家庭數(shù)量:持續(xù)追蹤的家庭與另組家庭(單位:戶)

注:A是從基期(2010年)到調(diào)查當(dāng)期持續(xù)追蹤的家庭,“家庭網(wǎng)”由B類和C類家庭構(gòu)成。

表2 受訪者家庭類型的變化

表3 相關(guān)變量統(tǒng)計結(jié)果

注:所有的價格變量都使用《中國統(tǒng)計年鑒》中各省的CPI折算為2016年的價格。

四、實證結(jié)果分析

(一)家庭總消費(fèi)的風(fēng)險分擔(dān)

表4匯報了家庭總消費(fèi)風(fēng)險分擔(dān)的檢驗結(jié)果。其中,模型(1)的解釋變量僅包含家庭人均純收入的差分,構(gòu)成了估計的基準(zhǔn)模型;模型(2)在模型(1)的基礎(chǔ)上控制了家庭規(guī)模大小的差分;模型(3)在模型(1)的基礎(chǔ)上控制了家庭其他特征變量的差分;模型(4)則在模型(3)的基礎(chǔ)上控制了家庭規(guī)模大小變量的差分。

從基準(zhǔn)模型(1)可以看出,在控制“家庭網(wǎng)”—時間虛擬變量之前,有16.37%的收入波動轉(zhuǎn)為了總消費(fèi)的波動,而在控制了該變量之后,家庭人均純收入差分的估計系數(shù)為0.0762,也就是說,只有7.62%的收入波動轉(zhuǎn)為了總消費(fèi)的波動。雖然這個估計系數(shù)不等于0,但是它還是遠(yuǎn)小于控制之前的估計系數(shù)(0.1637),并且在統(tǒng)計上不顯著。模型(2)的估計結(jié)果則表明,在考慮了家庭規(guī)模變化的因素以后,模型(1)的基本結(jié)論還是成立的,即在控制了“家庭網(wǎng)”—時間虛擬變量之后,家庭人均純收入的估計系數(shù)大幅度減少,雖然不等于0,但是在統(tǒng)計上不顯著。模型(3)和模型(4)的估計結(jié)果同樣顯示:與基準(zhǔn)模型(1)相比,在考慮了家庭其他特征變量以及所有的控制變量以后,模型(1)的基本結(jié)論還是成立的。

表4 “家庭網(wǎng)”中總消費(fèi)風(fēng)險分擔(dān)檢驗結(jié)果

注:***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著,括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。

表5 “家庭網(wǎng)”中食物/非食物消費(fèi)風(fēng)險分擔(dān)檢驗

注:***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著,括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。

綜上所述,當(dāng)家庭的效用函數(shù)為指數(shù)型時,家庭人均總消費(fèi)拒絕了完全風(fēng)險分擔(dān)的假說,但是實現(xiàn)了部分風(fēng)險分擔(dān):在控制“家庭網(wǎng)”—時間虛擬變量之后,家庭人均純收入差分的估計系數(shù)都大幅度地減少,并且在統(tǒng)計上都不顯著。在不同控制變量的設(shè)定下,這個基本的結(jié)論都是穩(wěn)健的。因此,遺漏重要變量所導(dǎo)致的估計偏誤不是一個嚴(yán)重的問題。

(二)不同消費(fèi)分類中的風(fēng)險分擔(dān)檢驗

表5匯報了家庭食物/非食物消費(fèi)風(fēng)險分擔(dān)檢驗結(jié)果。從中可以看出,家庭的食物消費(fèi)并沒有實現(xiàn)完全的風(fēng)險分擔(dān):在控制“家庭網(wǎng)”—時間項之后,估計系數(shù)減少的幅度并不明顯,雖然兩者在統(tǒng)計上都不顯著。這說明,在“家庭網(wǎng)”中幾乎沒有食物消費(fèi)的風(fēng)險分擔(dān)。與之形成對比的是,“家庭網(wǎng)”對非食物消費(fèi)的風(fēng)險分擔(dān)非常顯著,盡管也不是完全的風(fēng)險分擔(dān)。在控制“家庭網(wǎng)”—時間項之前,家庭人均純收入差分的估計系數(shù)為0.0981。控制之后,這個估計系數(shù)大幅減少為-0.0131,并在統(tǒng)計上不顯著。在進(jìn)一步細(xì)分非食物消費(fèi)類型后,除了醫(yī)療保健消費(fèi),其他項目的消費(fèi)都拒絕了完全風(fēng)險分擔(dān)的原假設(shè)[注]為節(jié)省篇幅,不再匯報相關(guān)的結(jié)果,感興趣的讀者可以向筆者索取。。

(三)按資產(chǎn)分組的消費(fèi)風(fēng)險分擔(dān)檢驗

“家庭網(wǎng)”對風(fēng)險的分擔(dān)會因家庭擁有資產(chǎn)的分層而呈現(xiàn)出顯著的差異嗎?一般認(rèn)為,高資產(chǎn)組的家庭面對收入沖擊時有能力更好地對消費(fèi)進(jìn)行平滑,從而更不依賴“家庭網(wǎng)”來分擔(dān)風(fēng)險?？赡艿脑蛴袃蓚€,一是高資產(chǎn)組的家庭擁有更多的可抵押資產(chǎn),從而能有效利用信貸市場來實現(xiàn)消費(fèi)的平滑,將未來的資源用于今天的消費(fèi);二是高資產(chǎn)組的家庭即使借貸受到限制,還可以將積攢的金融和實物資產(chǎn)變現(xiàn)以應(yīng)對風(fēng)險的沖擊,實現(xiàn)自我保險。借貸市場和自我保險機(jī)制的存在,使得高資產(chǎn)家庭對“家庭網(wǎng)”這種非正式的風(fēng)險分擔(dān)組織/網(wǎng)絡(luò)的需求并不太強(qiáng)烈。

與高資產(chǎn)家庭相比,低資產(chǎn)家庭可能更加厭惡風(fēng)險,其有更強(qiáng)的激勵去分擔(dān)風(fēng)險,但并不意味著其需求一定會得到滿足。較少的資產(chǎn)限制了他們?nèi)蘸蠡貓笏说哪芰?由于存在這種預(yù)期,其他人與他們共同分擔(dān)風(fēng)險的激勵就會下降。另外,與低資產(chǎn)家庭同屬一個“家庭網(wǎng)”的家庭也往往擁有較少的資產(chǎn),這會限制他們之間的風(fēng)險分擔(dān)。相比之下,中等資產(chǎn)家庭更有可能在“家庭網(wǎng)”中實現(xiàn)風(fēng)險分擔(dān),因為他們有分擔(dān)風(fēng)險的需求,同時也更有可能獲得風(fēng)險分擔(dān)的供給。

為了驗證上述觀點(diǎn),本文把所有的家庭按照擁有的資產(chǎn)高低分為不同的資產(chǎn)組進(jìn)行了分組回歸。其中,家庭資產(chǎn)包含了10個子類別:農(nóng)業(yè)機(jī)械、經(jīng)營資產(chǎn)、債權(quán)——別人欠自家的錢、耐用品、金融資產(chǎn)、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、土地、現(xiàn)住房、其他房產(chǎn)和儲蓄。把家庭按照資產(chǎn)排序后分為三個資產(chǎn)組,分別是最低資產(chǎn)戶30%、中等資產(chǎn)戶40%和最高資產(chǎn)戶30%。分別對這三個資產(chǎn)組的總消費(fèi)進(jìn)行完全風(fēng)險分擔(dān)的檢驗,結(jié)果如表6所示。對于低資產(chǎn)戶而言,在控制了“家庭網(wǎng)”—時間項后,家庭人均純收入差分的估計系數(shù)雖然變小了,但是降幅并不顯著。這說明低資產(chǎn)戶利用“家庭網(wǎng)”實現(xiàn)了部分的風(fēng)險分擔(dān),但是風(fēng)險分擔(dān)的程度是非常有限的。與預(yù)期相符的是,中等資產(chǎn)戶風(fēng)險分擔(dān)的程度超過了最低資產(chǎn)戶和最高資產(chǎn)戶。而在控制了“家庭網(wǎng)”—時間項后,高資產(chǎn)家庭人均純收入差分的估計系數(shù)不僅沒有趨向值反而變得更大。

高資產(chǎn)家庭的反?，F(xiàn)象,可能跟“親屬稅”有關(guān)。從高資產(chǎn)戶的角度來說,親屬家庭間的風(fēng)險分擔(dān)可能是不“公平”的,他們實際給予親屬的幫助往往超過了他們?yōu)轱L(fēng)險分擔(dān)所愿意的支付。換句話說,對高資產(chǎn)戶而言,家庭間的風(fēng)險分擔(dān)包含了收入再分配的成分。在這種情況下,親屬網(wǎng)絡(luò)反而成為高資產(chǎn)/收入家庭的一種負(fù)擔(dān),即對他們征收的“親屬稅”。為了逃避這種“親屬稅”,家庭傾向于增加消費(fèi),特別是增加不可分享的非耐用品的消費(fèi)[12]。基于這樣的分析,在控制“家庭網(wǎng)”—時間項后,高資產(chǎn)家庭的消費(fèi)不僅不會減少,反而會增加。此時,對高資產(chǎn)家庭而言,“家庭網(wǎng)”—時間項捕捉到是隨著時間變化而變化的“親屬稅”。

表6 家庭按資產(chǎn)分組的消費(fèi)風(fēng)險分擔(dān)檢驗結(jié)果

注:***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著,括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。

(四)穩(wěn)健性分析

在實際調(diào)查中,家庭的收入是非常難測量的,經(jīng)常產(chǎn)生測量誤差。當(dāng)測量誤差為經(jīng)典變量誤差時,OLS的估計將會產(chǎn)生衰減偏誤,即所估計的影響將變小,特別是如果待估參數(shù)為正數(shù),被誤測變量系數(shù)的OLS估計量會產(chǎn)生向零值的偏誤。由于家庭消費(fèi)經(jīng)常隨著家庭收入的波動而同向波動,在這種情況下,如果不考慮收入的潛在測量誤差,就可能會低估家庭收入對消費(fèi)的影響。為了檢驗測量誤差可能帶來的估計偏誤,這一部分使用工具變量對主要的風(fēng)險分擔(dān)檢驗重新進(jìn)行了估計。另外,使用工具變量法還有助于緩解家庭收入變化潛在的內(nèi)生性問題。比如家庭偏好的變化等不可觀測因素可能同時影響家庭的收入和消費(fèi)的變化,這會造成潛在的內(nèi)生性問題。

如前所述,CFPS的時間跨度為2010—2016年,而這段時間(2010年第2季度至2016年第2季度)恰好是我國第6個經(jīng)濟(jì)收縮期[13]。面對突如其來的經(jīng)濟(jì)危機(jī),家庭可以通過變賣實物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的方式來平滑家庭的收入波動[14]。也就是說,家庭擁有的初始資產(chǎn)可以用來預(yù)測家庭收入的變化。這部分使用家庭初始的人均實物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)作為家庭人均收入波動的工具變量。

表7匯報了工具變量估計的結(jié)果。在所有的回歸當(dāng)中,都分別以Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量來檢驗工具變量是否是弱工具變量,以Sargan統(tǒng)計量的p值來檢驗工具變量的過度識別問題。結(jié)果顯示,與把家庭人均純收入的波動作為外生變量相比,工具變量估計的系數(shù)要更大一些。估計系數(shù)更高的一個可能原因是工具變量法修正了家庭收入變量中的測量誤差。另外一個可能的原因是工具變量捕捉到的是家庭永久性收入,而不是暫時性收入。表7中的總消費(fèi)檢驗與OLS估計結(jié)果一致,在控制“家庭網(wǎng)”—時間項后,家庭人均純收入差分的估計系數(shù)變小了,從0.2224減小到0.1510。在對消費(fèi)進(jìn)一步細(xì)分后發(fā)現(xiàn),家庭人均純收入差分對家庭人均食物消費(fèi)和非食物消費(fèi)的影響也在變小。不管是在總消費(fèi)還是在分項的食物消費(fèi)和非食物消費(fèi)的風(fēng)險分擔(dān)檢驗中,家庭人均純收入差分的估計值都不等于0。這說明,“家庭網(wǎng)”中的家庭實現(xiàn)了部分風(fēng)險分擔(dān),但沒有實現(xiàn)完全的風(fēng)險分擔(dān)。

這個結(jié)論并不意外,大多數(shù)研究表明,即使在單個家庭內(nèi)部,完全的風(fēng)險分擔(dān)也是不太可能的。不過,在控制了“家庭網(wǎng)”—時間項后,家庭人均純收入波動的估計系數(shù)都變小了。這表明,“家庭網(wǎng)”中的家庭確實在統(tǒng)籌使用他們所擁有的經(jīng)濟(jì)資源。換言之,至少就消費(fèi)的風(fēng)險分擔(dān)而言,把“家庭網(wǎng)”而不是家庭當(dāng)作基本的決策單位似乎更為合理一些。

表7 消費(fèi)風(fēng)險分擔(dān)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

注:***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著,括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤;Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量括號里的值為弱工具變量檢驗的10%水平標(biāo)準(zhǔn)值。

表7中,Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計值符合Stock和Yogo(2002)10%的臨界值,表明所選擇的工具變量對內(nèi)生解釋變量——家庭人均純收入的變化有較強(qiáng)的預(yù)測能力。同時,Sargan檢驗的高水平p值表明不能拒絕所有工具變量均為外生的原假設(shè)。盡管這些檢驗不能證明識別策略的完全成功,但是它們確實為所選工具變量的合理性提供了一些證據(jù)。

五、結(jié)論與啟示

利用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)農(nóng)村地區(qū)的數(shù)據(jù),本文首先構(gòu)造了“家庭網(wǎng)”的數(shù)據(jù)集,并利用這個數(shù)據(jù)集來檢驗在面臨收入風(fēng)險沖擊時,我國農(nóng)村家庭能否通過“家庭網(wǎng)”來分擔(dān)風(fēng)險,從而達(dá)到完全的消費(fèi)保險。實證結(jié)果表明:“家庭網(wǎng)”中的家庭實現(xiàn)了部分風(fēng)險分擔(dān),但沒有實現(xiàn)完全的風(fēng)險分擔(dān);相比于食物消費(fèi),家庭非食物消費(fèi)的風(fēng)險分擔(dān)程度更為顯著;相比于高資產(chǎn)家庭和低資產(chǎn)家庭,中等資產(chǎn)家庭實現(xiàn)風(fēng)險分擔(dān)的程度更大。這意味著,雖然“家庭網(wǎng)”并沒有完全像單個家庭那樣發(fā)揮作用,但是在“家庭網(wǎng)”的層面上確實發(fā)生了經(jīng)濟(jì)資源的統(tǒng)籌配置。換句話說,家庭的消費(fèi)決策很大程度上是在“家庭網(wǎng)”的層面上做出的,一個家庭的消費(fèi)受限于“家庭網(wǎng)”中的其他家庭所擁有的經(jīng)濟(jì)資源。

盡管經(jīng)濟(jì)分析單位的選擇取決于研究本身的性質(zhì),但是本文研究結(jié)果仍然有兩個啟示。一是在一些情況下,比如研究收入和消費(fèi)的變化,把“家庭網(wǎng)”而不是單個家庭當(dāng)作經(jīng)濟(jì)分析的基本決策單位或許更為合適;二是在面板數(shù)據(jù)的分析中,把持續(xù)追蹤家庭當(dāng)作數(shù)據(jù)單位會導(dǎo)致估計的偏誤。因為家庭的分解是非隨機(jī)的,家庭的“核心化”使得經(jīng)過分解的持續(xù)追蹤家庭與基期的原屬家庭之間存在著系統(tǒng)性的差異。

另外,本文的研究結(jié)果對于我國公共政策——特別是當(dāng)下的精準(zhǔn)扶貧政策的制定也有一定的啟示意義。為了幫助農(nóng)戶擺脫貧困,近些年各地政府先后出臺了各種精準(zhǔn)扶貧政策,比如貼息貸款、政策性農(nóng)作物保險等,以降低貧困戶的收入風(fēng)險。換言之,相當(dāng)一部分扶貧政策的初衷是為了給窮人提供某種形式的保險。它們的預(yù)設(shè)前提是,如果沒有這些政策的扶持,貧困戶將無法得到充分的保障。但是,事實并非如此簡單,即使在其他情況都相同的情況下,由于“家庭網(wǎng)”的不同,貧困戶也不是同等的貧困。有些貧困戶能利用“家庭網(wǎng)”實現(xiàn)相當(dāng)程度的風(fēng)險分擔(dān),而有些貧困戶則必須獨(dú)自面對收入風(fēng)險的沖擊。那些得到分居親屬(父母、子女等)強(qiáng)有力支援的貧困戶,比如已經(jīng)有孩子在城市安家落戶的貧困戶,甚至比一些非貧困戶更有能力應(yīng)對風(fēng)險的沖擊,從而實現(xiàn)較高的消費(fèi)水平。因此,在貧困戶的識別中,以家庭作為識別單位可能會造成扶貧政策的不精準(zhǔn)。那些有強(qiáng)大“家庭網(wǎng)”支援的貧困家庭與其他貧困家庭一起獲得扶貧項目的同等支持,會造成新的不平等?？傊?如果忽視“家庭網(wǎng)”中經(jīng)濟(jì)資源的統(tǒng)籌配置,精準(zhǔn)扶貧政策的實際效果將會大打折扣。