受教育水平、社会资本与居民人情消费

林小莉，潘寄青，张 涛

(1.天津理工大学社会发展学院，天津300384；2.天津理工大学马克思主义学院，天津300384)

一、问题提出与文献综述

我国自古以来就有“礼尚往来”的文化传统，中国社会也是一个关系网络所构成的情理社会。[1]人情消费是维系和扩展人际关系的重要方式，这种以感情关系为基础完成的人情交换，实质是社会资本理论视角下的资源交换。周兢(2010)基于选择理论角度对农村居民的人情消费问题进行探析发现，人情消费对农民而言实际上是社会关系、亲情和资金的储蓄，社会资本的增加使农民积极地参与人情消费。[2]人情交往会使人们形成一个以亲缘、地缘和友缘为关系的群体,在这个群体中长期的人际关系交往形成一种社会资本,当自己有求于人时可以支取这种资本。马春波和李少文(2004)通过对鄂北山村的100户村民调查发现，农村村民主要是以人情交换的方式对社会资本进行"投资"或"购买"，其本质更多地体现为一种文化的惯性。[3]对农村居民来说，建立后天的获得性关系几乎没有可能，因此他们对以血缘和地缘为基础建立起来的亲属关系依赖性更大。这种关系的保持需要依靠个人与网络成员有规律的社会接触，以及提供物质和社会情感的资源交换来巩固和加强。李晓青(2012)认为，农村居民的人情消费是构筑社会关系网络、获得社会资本的一种方式。[4]

人情消费作为获得社会资本的重要方式不仅在农村居民身上得以反映，在青年群体中，通过人情关系增强彼此间的情感和信任，增强个人的社会资本的客观事实同样存在。林江等人(2017)通过对京津冀三地青年人情消费的实证研究发现，青年人的人情消费主要发生在维系社会关系中的强关系场合。经济尚未独立的大学生在学校积累文化资本的同时，通常会采用“轮流支付”等消费方式来拓宽次级关系网络，积累少量的社会资本。[5]翟学伟(2004)探讨了这一现象背后的原因，认为人情是在一种报和欠的过程中获得的权力，面子是在关系的关联中获得的权力，其效果都是为了建立与他人的特殊关系，并将能够从中构建自己的社会关系网络。[6]张金荣等人(2016)从权力传递的角度认为人情消费是人们强化和扩大社会资源以传递和再生产权力的运作方式。人情消费在扩大社会支持网络、增强社会信任、促进社会互助上，发挥着无法比拟的重要调节作用。[7]

学界在受教育水平对社会资本的影响方面也早有研究。法国社会学家皮埃尔·布迪厄在20世纪80年代正式提出社会资本的概念。布迪厄认为，社会资本或者说社会关系资本是以社会声望、社会头衔为符号，以社会规约为制度化形式的资本，它与经济资本、文化资本共同在社会中发挥作用。布迪厄的社会资本理论与他对教育的研究紧密相连，他把教育体系看做社会地位获得和权力分配的主要机构。[8]林南认为社会网络资本是指为实现工具性或情感性的目的，透过社会网络来动员的资源或能力的总和。普特南将社会资本定义为社会组织中那些表现为网络、规范和信任的特征，这些特征能促进成员为达到共同利益而团结合作，并减少群体内部的机会主义行为。[9]布劳(PeterM.Blau)认为在社会交往过程中，一方为了获得来自另一方的回报而支付的报酬是社会互动的“启动机制”，互惠是重要社会交往规则。[10]爱默森(RichardM.Emerson)认为，互惠交换是一方以随后的期待回报为基础地为另一方先单方面提供资源。[11]人们在义务性的人情往来之间互相信任、互惠帮助并共同遵守有序而“非制度化”的规则，能够维持强化并创造人们间的社会关系，形成重要的社会资本。[12]社会资本的数量取决于网络规模和网络成员的社会资本状况，它强调的是内嵌于社会关系网络中的资源总和。对于受教育者而言，社会关系网络规模会随着结识人员的异质性而扩大；拥有的社会关系资源的质量会随着受教育者层次的升高而提高，社会资本成为受教育者个人发展过程中积累的重要无形资产。[13]人力资本理论认为，接受高等教育的个体有更多机会获得高收入的职业，并逐步形成一个具有较高社会地位的阶层。个体在接受教育的过程中会参与更多的社会活动，获得更多的社会支持，增强了个体社会归属感。不仅如此，相同或者相似的教育背景会使个体产生“同源感”，并在社会关系网络中形成扩张效应，不同层次的社会关系网络对个体产生了不同层次的社会支持。[14]有研究认为，社会资本与教育之间存在着互为因果的关系。一方面，教育对社会资本的产生、维持和消亡有着重要作用；另一方面，社会资本也被看做行动者教育经验的重要解释性因素。

随着研究的进一步深入，赖凯声等人(2016)研究发现家庭人情消费支出存在城乡、地区差异，同时受到家庭主客观经济地位的影响。除此之外，家庭成员特征如男户主的受教育程度、党员身份等均对人情消费支出有显著影响。[15]人情消费与我国居民日常生活紧密相关，但目前现有的研究大部分是对农村居民的理论分析和小规模调查，并将人情消费的增长归结于社会结构和文化传统，更为严格深入的实证分析和机制研究理应受到关注。人情消费是人们在与社会成员的交往互动过程中为建立或维持关系网络而产生的经济支出，因此可视为一种具有人际社会互动特征的家庭支出决策。然而，受教育水平会显著影响人们的社会资本，并进而作用于人们的人情消费支出尚未得到经验研究的支持。本文利用2010年中国综合社会调查(CGSS)的数据，选取居民受教育水平、社会资本以及家庭人情消费支出等重要变量的整体评价指标以及其他相关变量，从理论假设和实证检验的角度分析了居民受教育水平对家庭人情消费支出的内在影响机制。文章后文结构安排如下：第二部分为研究数据与研究方法设计；第三部分为实证回归结果及其影响机制分析；第四部分为最后的结论与讨论。

二、研究设计

(一)数据来源

本研究使用的数据来自中国综合社会调查(CGSS)2010年度调查项目。CGSS2010在全国范围内的调查具有较高的代表性，并且已经被广泛地应用于社会科学的大量实证研究。该调查采用多阶分层概率抽样设计方案，调查点覆盖中国大陆的全部31个省级行政单位，调查对象为17岁以上的中国居民。CGSS 2010调查数据总样本量为11783,剔除了在重要变量上存在缺失值的样本后，最终进入各分析模型的实际样本量为9127。

(二)变量选取

1.因变量

人情消费支出。本研究使用家庭人情消费支出作为因变量。CGSS问卷中关于人情消费的问题是：“在您全家去年全年的总支出中，人情送礼支出有多少？”受访者根据自己的实际情况填写具体数字。考虑到消费支出具有偏态特征，我们对家庭人情消费支出变量进行对数化处理。

2.自变量

受教育年限。我们将受教育水平赋值为受教育年限：没受过任何教育=0年；小学=5年；初中=9年；职业高中/普通高中/中专/技校=12年；大学专科=15年；大学本科=16年，研究生及以上=19年。为了进一步研究不同教育阶段的影响差异，我们构建了教育水平的虚拟变量：没受过任何教育=0，小学=1，初中=2，职业高中/普通高中/中专/技校=3，高等教育(大学专科及以上)=4。

3.中介变量

本研究采用普特南关于社会资本的界定，即社会资本指的是社会组织的特征，能够推动协调和行动来提高社会效率。社会资本包括三个组成部分：信任、互惠规范和社会网络。[16]我们参照以往学者关于社会资本变量的量化研究，将社会资本变量定义为：社会信任、社会参与网络和互惠。[17][18]社会信任主要界定为被调查对象对社会成员的信任程度，社会参与网络参考被调查者的社会交往和参与活动频率，互惠主要表现为个人与其它社会成员之间联系程度相关的互助行为。相关变量的具体问题如下。

社会信任。CGSS问卷中关于社会信任的问题是：“总的来说，您同不同意在这个社会上绝大多数人都是可以信任的？”。该问题的回答选项是：“完全不同意”=1，“比较不同意”=2，“无所谓同意不同意”=3，“比较同意”=4，“完全同意”=5。

社会参与网络。CGSS问卷中关于社会参与网络的问题有：“过去一年，您是否在空闲时间经常从事看电影、逛街购物、参加文化活动比如听音乐会和看演出？”、“过去一年，您是否在空闲时间经常与亲戚、朋友聚会？”以及“过去一年，您是否在空闲时间经常参加体育锻炼以及观看体育比赛？”。以上问题的回答选项均为：“每天”=1，“一周数次”=2，“一月数次”=3，“一年数次或更少”=4，“从不”=5。考虑到后文对变量回归分析的一致性，我们对以上问题进行反向赋值计分并对问题得分进行累加计算其平均值。

互惠规范。CGSS问卷中关于互惠规范的问题是：“在您目前的工作岗位上，是否经常有人希望通过您的工作便利帮他办事？”。该问题的回答选项分别是：“总是”=1，“经常”=2，“有时”=3，“很少”=4，“从没有”=5。我们同样对该问题进行反向赋值计分。

4.其它相关变量

本研究的控制变量包括性别、年龄、户口、民族、政治面貌、婚姻状态、阶层认同、家庭收入等。相关变量的具体操作以及描述性统计如下表所示。

表1 变量说明及其描述性统计

(三)研究步骤与模型设计

本研究借鉴温忠麟等人(2014)提出的新的中介效应检验方法进行分析。自变量X对因变量Y的影响，如果X通过影响变量M而对Y产生影响，则称M为中介变量。为了避免在回归方程中出现与研究问题无关的截距项，我们将所有变量都进行中心化处理，具体步骤如下。

Y=cX+ε1

(1)

M=aX +ε2

(2)

Y=c′X+bM+ε3

(3)

上述公式中，Y代表居民的人情消费支出，X为居民的受教育程度，M为中介变量(社会资本)。方程(1)代表受教育程度对居民家庭的人情消费支出的总影响；方程(2)代表居民受教育程度对中介变量的影响；方程(3)代表教育程度通过中介变量对居民家庭人情消费支出的影响。按照温忠麟等人在Baron和Kenny(1986)的逐步法、Sobel检验法基础上总结的检验步骤：第一步，如果系数c显著，按中介效应立论，否则按遮掩效应立论；第二步，若系数a、b都显著，进行下一步检验；若有一个不显著，则用Bootstrap法检验H0：ab=0，若显著则间接效应显著；第三步，检验c′是否显著，若不显著说明只有中介效应，若显著则直接效应显著。第四步，比较ab和c′的符号，若同号属于部分中介效应，若异号属于遮掩效应。[19]考虑到步骤调整的合理性以及减少篇幅，本研究首先呈现方程(2)的结果，然后共同呈现方程(1)和方程(3)的结果。由于所有模型的被解释变量均为连续变量，故采用OLS进行多元回归。

三、实证结果

(一)受教育水平对社会资本的影响

按照研究步骤，我们首先检验了居民受教育水平对社会资本变量的影响。如表2所示，我们将受教育水平分为教育年限模型和教育级别模型。在受教育年限模型中，受教育年限对人们的社会参与网络(B=0.0266，P<0.001)、互惠规范(B=0.0320，P<0.001)产生了显著的正向影响，说明居民的受教育年限越长，拥有资源更为丰富的社会参与网络以及互惠规范。受教育年限对居民社会信任的影响不显著而且呈现负相关，这也与学界之前的观点较为一致。在受教育级别模型中，随着居民受教育级别越高，居民所拥有的社会资本也整体趋高。具体来看，四个级别的教育水平对“社会信任”变量虽未产生显著影响，但我们注意到，初中、高中教育对居民“社会信任”变量影响为负，而大学及以上教育对“社会信任”变量产生了较为积极的正向影响，说明高等教育在一定程度上提升了人们的社会信任。在以“社会参与网络”为因变量的教育级别模型中，受教育水平为小学(B=0.101，P<0.001)、初中(B=0.186，P<0.001)、高中(B=0.319，P<0.001)、大学及以上(B=0.420，P<0.001)的居民个体均对其社会参与网络产生了显著影响。从回归系数来看，居民的受教育级别对社会资本的影响呈梯级增长，说明教育发挥了积极影响。在以“互惠规范”为因变量的模型中，我们观测到了类似的趋势。尤其是大学及以上(B=0.395，P<0.001)的教育水平对居民的互惠规范产生了显著影响。综合以上两个模型的结果我们可以发现，受教育程度越高，居民的社会资本水平越高。这与既有的研究表现出较强的一致性，教育作为一种文化资本对社会资本的重要性日益显现。

表2 受教育水平对居民社会资本的影响

续表

注：括号内的数值为标准误，*p<0.05,**p<0.01，***p<0.001

(二)社会资本在受教育水平对人情消费影响中的中介作用

表3呈现了社会资本在受教育水平对居民人情消费支出影响中的中介作用。模型1作为对照组显示了其它相关控制变量对人情消费的影响。模型2在模型1的基础上加入受教育年限变量。结果显示，受教育年限(B=0.0135，P<0.001)对居民的人情消费支出产生显著影响。模型3至模型5分别在模型2的基础上依次加入社会信任、社会参与网络、互惠规范变量。结果显示，社会参与网络(B=0.137，P<0.001)、互惠规范(B=0.0735，P<0.001)均对居民人情消费支出产生了显著影响。与此同时，受教育年限对人情消费支出的影响均出现了不同程度的下降。从模型的R2来看，在依次加入自变量和中介变量之后模型的解释力均呈现不同程度的增强。模型6将所有变量均纳入全模型中，结果显示，受教育年限对居民人情消费支出的影响不再显著，社会参与网络(B=0.120，P<0.01)、互惠规则(B=0.0676，P<0.001)对居民人情消费支出的影响依然显著，说明居民受教育水平主要是通过社会资本变量中的社会参与网络以及互惠规范来影响居民家庭的人情消费支出。社会参与网络与互惠规则教育年限对人情消费支出的影响中起到了中介作用。

表3 受教育年限、社会资本与居民人情消费

续表

注：括号中的数值为标准误，*p<0.05,**p<0.01，***p<0.001

表4呈现出社会资本变量在不同的受教育级别模型中对居民人情消费支出的中介作用。模型7同样作为对照组显示了其它相关变量对居民人情消费支出的影响。模型8在控制其它变量不变的情况下，加入四个教育级别变量。结果显示，小学(B=0.0905，P<0.05)、初中(B=0.128，P<0.01)、高中(B=0.181，P<0.001)、大学及以上(B=0.222，P<0.001)的教育均对人情消费支出产生了显著影响。从回归系数来看，居民受教育水平对人情消费支出的影响的显著性随受教育级别的升高而增强，这个结果说明教育对人情消费支出的影响具有阶段性和累积性。模型9至模型11在模型8的基础上依次加入社会信任、社会参与网络以及互惠规范三个变量。结果表明，社会参与网络(B=0.136，P<0.001)、互惠规范(B=0.0728，P<0.001)均能够显著影响居民的人情消费支出，而社会信任变量对人情消费支出的影响并不显著。通过模型12我们发现，在加入社会资本变量之后，受教育水平对居民人情消费支出影响不再显著，说明社会资本在居民教育水平对人情消费支出的影响在某种程度上发挥了完全的中介作用。这些发现与已有的研究经验表现出一致性，并进一步支持了我们的研究结论:受教育水平更高的群体有着较好的人力资本积累，拥有着更丰富的社会网络资源和人际互惠规范往来，进而影响着其家庭的人情消费支出。

表4 受教育级别、社会资本与居民人情消费

注：括号中的数值为标准误，*p<0.05,**p<0.01，***p<0.001

四、结论与讨论

正如马克思所说：“社会不管其形式如何，都是人们交互作用的产物”。[20]群体社会规则以及中国讲人情面子的社会传统使人们不得不遵守人情的礼尚往来。人情消费是人们扩大人际交往、增强彼此间情感和信任的重要途径，也是获得社会资本的一种方式。近年来人情消费影响因素的相关研究也备受学者关注。从外生的角度看，传统文化惯性以及信息资源交换和维持社交网络秩序的需要是人情消费延续的主要原因。翟学伟认为，与市场的等价交换法则不同，人情是双方在交换过程中形成的一种封闭而稳定的“报”的交换结构。[21]有学者认为，中国人独有的“面子”情结使得人们在人情消费中存在攀比心理。[22]也有学者认为，居民的婚丧嫁娶等支出具有明显的地位寻求特征，且富裕家庭的消费会对其他家庭产生显著的示范效应，而人情消费中的礼金支出具有隐蔽性的特点，因此居民人情消费并非地位寻求性支出而是一种“随大流”的从众心理。[23]从内生的角度看，人情消费支出作为一种家庭消费支出决策，家庭成员自身特征也产生了不容忽视的影响。受教育水平作为重要的家庭成员特征，在一定程度上决定了居民的家庭社会资本水平。一般而言，家庭的人情消费支出与家庭社会资本积累以及潜在经济利益成正比。[24]本文利用中国综合调查的数据从实证角度验证了家庭成员受教育程度通过社会资本对居民的人情消费支出产生影响。社会资本中的社会参与网络和互惠因素在其中发挥着不可忽视的中介作用。从内生性变迁的角度来看，居民整体受教育水平和质量的提升能够在一定程度上挖掘传统道德文化中的积极因素，实现居民家庭社会资本质量等内在素质积累的自我扬弃更新。希望本文的研究结论能为我们理解居民人情消费提供一个新的视角和证据，对未来居民消费结构的优化和幸福感的提升有一定的政策启示。

本研究也存在一些局限有待于进一步改进。例如，研究使用的社会资本变量，虽然具备一定信效度且被广泛使用，但在学界尚未有一致的测量标准且受到个体的主观影响，期望未来的研究使用更为准确客观的指标进行测量。此外，中国社会综合调查是一个截面数据，为了更好的揭示居民受教育程度与人情消费之间的因果关系，可能需要使用动态追踪调查数据进行更为严格的讨论。