按照梁漱溟先生的观点，中国是个“关系无界”的人情社会。如何维持和发展人情往来，是中国居民日常生活里不可缺少的构成元素。人情支出不但是一个社会文化现象，更有非常明显的经济特征。从现有文献看，许多学者从中国社会的关系结构、面子、权力等视角对人情往来及其支出做了深入分析，指出人情支出是衡量中国居民社会网络关系、社会地位、社会互动乃至经济交易等社会事实的重要指标[1]。可以说，对人情支出的研究，有助于更好地从居民的日常行为去认识社会发展的社会属性和经济属性，也能为政策决策者如何理性地认识和引导人情支出行为提供有效参考。

遗憾的是，囿于缺乏历时性的全国大型数据，过往有关人情支出的研究大多集中在定性研究或某个横截面的数据分析上，较少深入比较人情支出在过去长时期内的变化趋势及其对居民生活的影响。在我国社会经济发展转型的大背景下，家庭总收入和家庭总支出都在逐年增加，人情支出是否也有类似的变化趋势、三者之间有何关系、人情支出有何特点、它的特点是否会随时间变化，这些议题均需历时性的大型数据方能予以更加准确和量化的回答。

本研究通过使用五期重复横截面全国大型调查数据，即中国社会状况综合调查数据(Chinese Social Survey，简称CSS)，围绕以上议题着重回答四个问题：在过去十年，(1)我国居民的人情支出有何变化？它在家庭总支出、家庭总收入中的占比有何变化？(2)人情支出是不是家庭负担，它对我国居民的主观幸福感和生活满意度有何影响？(3)在城乡二元结构下，人情支出是否存在城乡二元差异？(4)哪些因素促使人情支出成为家庭负担？

一、人情支出、家庭负担与影响因素

1.人情负担假说与棘轮效应

礼尚往来是中国传统文化对人与人之间友好往来的约定，人情往来可以维持、强化并创造各种社会关联。研究人情支出、礼物交换等相关现象为理解和诠释中国社会文化规则及社会关系结构提供了一条有效途径[2]。如今，越来越多的学者开始关注人情往来的负外部效益，认为人情支出数额逐年增长且已成为许多家庭的负担，不利于社会良性运行。尤其在农村，人情异化现象比较严重，农民收入的三分之一用于人情支出，人情往来成为家庭不能承受的负担。其具体表现为农村人情消费的礼节名单越来越多，礼金数额增大、送礼周期变短、频率加快[3]。本研究把这种提法简称为“人情负担假说”。

人情支出能成为家庭负担，有一定的理论依据。在经济学领域，古典经济学认为消费是可逆的，即绝对收入水平变动会引起消费水平的相应变化；但经济学家杜森贝利却提出相反的观点，认为消费决策取决于消费习惯，受到多种因素的影响，比如生理和社会需要、个人经历、个人经历的后果等，特别是个人在收入最高期所达到的消费标准对消费习惯的形成有很重要的作用。也就是说，杜森贝利认为人的消费习惯在短期内是不可逆的，消费者易随收入的增加而提高消费，但收入减少时并不易降低消费水平[4]。这种现象被称为“棘轮效应”。这意味着，作为消费的一种，人情支出一旦升高则很难再被降低，人情支出成为家庭负担的现象可能会越来越严重。为此，本研究在大型数据分析基础上验证回答本文提出的问题。

在五次调查中，认为人情支出为家庭负担的比例依次为2006年34.7%，2008年32.7%，2011年20.0%，2013年29.9%，2015年29.7%。除2011年外，其他年份的比例均在30%左右。把认为人情是家庭负担的人群与认为人情不是家庭负担的人群相比，结果发现，前者的人情支出占总支出比重大，人情支出金额高，并且家庭总收入少。在人情支出金额方面，两种家庭在五次调查中的差距分别是520.1元，850.4元，2262.4元，3182.4元，3045.8元。而家庭总收入方面，差距依次是6606.8元，5435.8元，7437.9元，9866.1元，13545.7元。两类人群在人情支出和家庭总收入上的差距随着时间的推移在逐渐加大。综合来看，70.7%的受访者认为人情支出并没有成为负担，但仍有29.3%认为人情支出是难以承受的负担。比较这两类人群的家庭人情年支出在家庭总支出中的占比，结果显示，认为家庭人情年支出是负担的人群比不认为人情支出是负担的人群具有较高的人情-总支出占比。前者的人情-总支出占比为14.1%，比后者高了近六个百分点(在99%水平上显著)。

在当前相关研究的基础上，本研究还着重分析了引致人情支出成为家庭负担的主要因素：人情支出在家庭总支出中的占比、家庭总收入、家庭人口规模、居住社区类型、主观社会经济地位等因素。

人情支出是维持或拓展人际关系的消费性支出，属于家庭支出的一部分。它在家庭支出中的占比会影响家庭支出中的其他消费。有研究发现，人情支出的增加能提升家庭的正常消费倾向，但当人情支出占比达到一定程度时会对正常消费产生净挤出效应[5]。因此，本研究认为很有必要分析人情支出在总支出的占比指标。同时，李源利用Tobit模型，从微观层次指出收入差距扩大是形成人情支出增加的原因之一[6]。本研究认同家庭总收入对人情支出的影响，并进一步认为家庭的人口规模也将直接影响人情支出的绝对金额。

相对农村的乡土社会，城镇是半熟人社会或陌生人社会，社会关系的维护和互动法则有所不同[7]。同时，城乡二元结构带来的资源分配不均等问题导致城镇居民和农村居民在生活和行为上存在许多差异。有研究显示，居民的生命历程存在明显的城乡差异[8]，进而影响城乡居民人情互动的目标、方式和回报。正如前文提及，许多研究也已显示，农村居民的人情往来导致家庭承受着沉重的负担[9]。因此，本研究认为很有必要从城乡二元性来考察人情支出发展和负担假说。

翟学伟在其研究中认为，中国是个情理社会，而人情往来实际上是面子和权力双重作用下的社会交换[10]。中国人的交换行为由于受到情和理的共同作用而具有极大的潜在回报价值，从而实现对制度与权力的再建构，进而促成参与交换的人得到原本无法具备的支配力量和威力。换言之，嵌入在人情往来中的权力[11]和资源可能是导致人情支出居高不下的重要因素。目前，主观社会经济地位是衡量权力和资源的指标之一，本研究将此指标纳入模型分析中。

二、数据、变量和模型

(3) 岩体裂隙倾角和浆液扩散方位角均会对注浆压力随着时间和空间变化产生显著影响。当浆液扩散方位角θ≤90°时，同一时间下，浆液压力随着注浆孔距的增加呈现先增大后减小的特征，且浆液压力和注浆压力均随着倾角增加而减小；当90°<θ≤180°，同一时间下，浆液压力由注浆孔向四周衰减，浆液压力和注浆压力均随着倾角增加而增大，增大的注浆压力用于克服浆液自重和粘滞阻力双重作用。可见，考虑裂隙面的空间产状是非常必要的。

人情支出。本研究中的人情支出是指居民因为人际关系而非直接消费所产生的消费支出。这种消费支出以维护或拓展日常基本的人际关系为目的，包括红白喜事和其他人情往来开支。尽管CSS调查在不同年份会有不同的调查侧重点，但历次调查中都有相对固定的指标模块以便分析、比较社会经济的发展变化趋势。其中，固定模块中“全家的生活消费支出”指标里包括了“人情支出”子指标。该指标主要测量了受访者家庭全年的红白喜事和其他人情往来支出(如礼品、现金等)。尽管五次调查中该指标的表述稍有不同，但含义比较明确统一，可做纵向分析以比较人情支出的变化趋势。“人情支出”变量在分析以上四个研究问题时均有使用。

家庭年收入、家庭年支出。为了分析家庭人情年支出与家庭年收入、家庭年支出的关系，本研究使用了家庭年支出指标(过去一年家庭各项支出之和)和家庭年收入指标(过去一年家庭各项收入之和)。

依据受访者居住的社区类型进行整理(表7)，我们发现农村社区比其他“非农村社区”人情-总支出占比增加3.78%，但金额减少750.99元。此差异在90%水平上显著。

人情支出负担。CSS调查请受访者对人情支出做了主观感受测评。例如，2013年的调查问卷询问受访者“在过去12个月中，您或您家庭遇到下列哪些生活方面的问题？(可多选)”，其中第11项是“家庭人情支出大，难以承受”。其他年份也有同样的问题，只是表述和选择项目稍有差异，但均是测量受访者对家庭人情支出是否成为家庭负担的有效指标。

主观幸福感和生活满意度。五期数据中的第四期和第五期数据测量受访者的主观幸福感和生活满意度。问卷使用“总的来说，我是一个幸福的人”指标请受访者评估自己主观幸福感的程度，使用“总体来说，你对生活的满意程度”指标来测量受访者对自己生活的总体满意程度。

其他变量。在回答问题四“哪些因素促使人情支出成为家庭负担？”时，笔者还分析了受访者的年龄、性别、受访者家庭人口数、受访者居住社区的性质、主观社会经济地位、教育、是否为党员等变量。

本研究主要采用相关分析、CATMOD模型、Logit模型等对以上问题进行分析。分析软件为SPSS19和SAS9。

 

三、研究结果

 

表1 人情支出基本统计描述

  

人情支出/元样本数平均值标准差中值2006年67861481213710002008年67111821292510002011年656546721418520002013年961947351346920002015年96635291138083000人情支出占家庭总支出比例2006年678510.5%9.9%7.7%2008年66919.1%9.6%6.4%2011年655510.9%12.8%7.1%2013年96109.8%11.2%6.3%2015年965211.1%13.0%6.9%人情支出占家庭总收入比例2006年662515.4%38.1%7.6%2008年655013.9%47.2%5.6%2011年638115.6%94.4%5.5%2013年947624.2%179.6%5.8%2015年935336.3%638.9%6.3%

1.在过去近十年时间里，家庭人情支出逐年增长，呈现“棘轮效应”；家庭人情年支出在家庭生活消费支出中的占比变化不明显，但在家庭总收入中的占比有显著增加，可见家庭人情年支出的增长速度相对快于家庭总收入增长速度。

锅炉汽包水位自动调节的任务是使给水量与锅炉的蒸发量相平衡，并维持汽包中的水位在工艺允许的范围内。水位过高，会影响汽包内汽水分离效果，使汽包出口的饱和蒸汽带水增多，造成不良后果；水位过低则造成水的急速蒸发，汽水自然循环破坏，锅炉壁容易被烧坏，严重时会造成爆炸事故。

为考察过去十年的人情支出变化，本研究不仅分析了受访者家庭人情支出的绝对值变化，还分析了人情支出占家庭总支出的比例变化以及人情支出占家庭总收入的比例变化。表1给出人情支出绝对数额、人情支出与家庭总支出比例、人情支出与家庭总收入比例的基本统计描述。结果显示：(1)受访者家庭人情年支出的绝对值在逐年增长。2006年和2008年的调查显示，受访者的家庭人情支出年均水平不足2000元，2011年、2013年数据显示增至4000多元，而2015年数据显示家庭人情支出年均突破5000元。家庭人情年支出在过去十年的年增长率为15.2%。(2)人情年支出占家庭年总支出的比例变化并不明显，呈波浪式上升。2006年至2015年，家庭人情年支出在家庭总支出的占比非线性式上升，并且上升幅度非常有限，均未超过2%。(3)人情支出占家庭年总收入的比例逐年大幅增加。数据显示，家庭人情年支出在2006年占家庭总收入比15.4%，但在2015年达到36.3%，年均增长率为9.9%。这说明，尽管我国居民的家庭年收入在稳步增长，但家庭总收入的增长速度要低于家庭人情年支出的增加速度。(4)各个年份的标准差较大。意味着同年的家庭人情支出及其两类占比都具有非常大的差异性，尤其2011年及其以后的数据显示，2010年以来居民的家庭人情年支出、家庭年总支出、家庭年总收入存在非常大的内部差异。

可见，尽管人情支出的绝对值在逐年明显增长，但它在家庭总支出中的比例份额并未随之显著增大，人情关系的拓展和维护是居民日常生活中较为稳定的支出行为。同时，由于人情支出绝对数和其在家庭总收入中的占比均有较明显的增长，说明我国居民家庭收入的增长和日常消费支出的增长不是同步进行的，家庭年收入的增速低于人情支出的增速。此外，我国城镇居民在家庭年收入、家庭人情年支出等方面存在很强的异质性。

但车镇凹陷大王北西次洼沙三下具有良好的生油条件、储盖层条件和形成有利圈闭的地质条件，蕴藏着巨大的勘探潜力。因此，强化该区地质研究，弄清油气成藏特征、成藏规律和成藏控制条件，具有重要的理论和现实意义。

每期CSS数据都包含了同样表述的两个问题：“与5年前相比，您的生活水平有什么变化？”“在未来的5年中，您的生活水平将会怎样变化？” 这两个问题反映了被调查者对自身生活水平的主观评估。本研究着重分析人情支出负担是否会影响居民“对过去5年生活水平变化(及将来5年生活水平变化)”的判断。因变量是调查者对过去5年生活水平变化(及将来5年生活水平变化)的判断。我们去除“不好说”的回答，这样因变量只有“1，2，3，4，5”五种响应，“1”表示“上升很多”，数值增加则反之。影响这个判断的因素有很多，我们这里主要关注人情支出负担的作用。调查者对“人情支出是否是负担”的回答是二选一，是或者不是。同时，由于采用的是多次重复测量的调查数据，我们还要考虑不同年代的因素。这样，自变量共有10种状态，与自变量相对的因变量的不同响应的比例如表2、表3所示。

2.人情支出与主观幸福感、生活满意度之间存在正相关关系，但有部分受访者表示人情支出已成为家庭负担。与人情支出不是家庭负担的人群相比，有人情负担的人群具有更低水平的主观幸福感和生活满意度。可见，适度的人情支出才能对居民生活起到促进作用。

2.影响人情支出成为家庭负担的因素分析

同时，本研究把家庭人情年支出、“家庭人情支出是否成为负担”变量分别与主观幸福感、生活满意度做相关分析，结果发现：(1)家庭人情年支出与主观幸福感、生活满意度均显著正相关，即人情支出越多则主观幸福感越高(皮尔逊相关系数为0.044，P=0.000)、生活满意度也越高(皮尔逊相关系数为0.035，P=0.000)；(2)认同家庭人情支出是负担的居民具有更低水平的主观幸福感(皮尔逊相关系数为-0.04，在99%水平上显著)和较差的生活满意度(皮尔逊相关系数为-0.087，在99%水平上显著)。这意味着，人情支出越高，居民的社会人情往来、社会关系维持得越好，他们的主观幸福感评估、对生活的满意度评估都会更好，但同时，人情支出超出家庭的承受范围时，极易成为居民的家庭负担，降低居民的主观幸福感和生活满意度。

应用热力学第一定律对循环流化床锅炉的计算得到锅炉各处烟气温度以及各换热器出口温度进而应用热力学第二定律进行 分析。

值得注意的是，虽然人情支出是我国大多数居民家庭日常消费支出中的重要组成部分，但仍有10%左右的家庭没有人情支出的花费。数据显示，2006年，家庭人情年支出为零的比例达到6.6%(N=6786)，2008年为10.5%(N=6711)，2011年为14.7%(N=6565)，2013年为11.0%(N=9619)，2015年为11.9%(N=9633)。除2006年的家庭人情年支出为零的比例为6.6%，其他年份的比例均超过10%。过去十年，我国有约一成左右的家庭在人情支出上没有任何花费。分析这部分人群的主观社会经济地位评估指标，结果发现这群人认为自己社会经济地位处于“上”和“中上”两个层次的比例不足5%，认为自己处于“中下”或“下”级水平的比例达到63.8%。这说明，家庭人情年支出为零的居民有较低的主观社会经济地位。从家庭年收入来看，这类居民的家庭年收入均值为37648元，比整个样本的均值(46054元)低了8000多元，并且统计显示75%该人群的家庭年收入低于46000元。可见，人情支出为零的居民是家庭收入偏低的群体。

 

表2 因变量(对过去5年生活水平变化的判断)行百分比描述

  

样本分类人情支出是否是负担调查年份/年响应1响应2响应3响应4响应5样本总计1020069.9554.0222.249.364.43372820200813.2456.1318.449.562.63399630201122.6151.3518.016.041.99478140201321.9253.7716.585.272.4759595020150.574.7334.0530.2230.4264436120069.8853.0721.838.426.81192471200814.4657.1515.638.953.81188881201123.8950.6615.166.264.04121491201319.7153.9216.616.393.37261310120150.614.5228.328.3838.182611

 

表3 因变量(对将来5年生活水平变化的判断)行百分比描述

  

样本分类人情支出是否是负担调查年份/年响应1响应2响应3响应4响应5样本总计10200610.8652.9823.959.043.17372820200811.5853.4523.159.022.81399130201120.7153.5816.847.381.49478040201320.3656.2316.415.571.4359585020152.9519.9140.1720.7316.25644561200613.2549.2222.3510.44.78192471200812.6151.8820.6111.663.23188781201122.5150.4515.098.743.22121391201317.3855.6318.036.742.22261210120152.4117.1537.3123.5419.592613

假定表中每一行的响应服从多项式分布(multinomial distribution)，我们需要观察不同样本状态是否会影响这个分布的参数。进一步假定分布的参数是解释变量的线性函数。我们这里选用的分布参数是每一响应的概率与“上升很多”响应概率之比之对数。而我们的解释变量是：人情支出是否是负担的哑变量和4次年代哑变量。也就是说，我们试图在控制年份因素之后，分析“人情支出是不是负担”会不会影响对过去生活的判断和对将来的预期。在因变量和解释变量都是分类变量的情况下，我们以SAS® CATMOD程序进行分析，解释变量的系数如表4所示。

考虑到船舶在航行中都会与周围的船舶保持一定的安全距离，对于单条船,随着时间的推移，其周围的船舶会不断出现。选取一条船作为目标船，通过搜索该目标船周围距其最近船舶的航行轨迹，找到目标船距每条轨迹距离最近时他船的位置，即可得到单条目标船周围最近船舶相对目标船的位置分布。单条船舶周围最近船舶分布不足以说明问题，将具有相同特征的船舶作为特定类型的目标船，叠加每条特定类型目标船周围最近船舶的相对位置分布，随着数据量的不断增大，不同类型的目标船周围最近船舶的相对位置分布将呈现一定的特征。特定类型目标船周围最近船舶的搜索计算的伪代码见Algorithm 1。

 

表4 CATMOD模型估值结果

  

因变量与5年前相比,生活水平变化在未来的5年中,生活水平变化解释变量函数估计值标准差ChiSqp-value估计值标准差ChiSqp-value常数17.193770.159342038.280.0005.490320.111342431.690.000常数27.541800.089877042.970.0006.038940.090614441.820.000常数33.435730.081491777.670.0003.311130.091831300.010.000常数41.713540.08928368.390.0002.183740.09896486.970.000是否负担10.185420.0273745.910.0000.156630.0297427.740.000是否负担20.178440.0233058.660.0000.177210.0258447.020.000是否负担30.215180.0224791.690.0000.165340.0258840.820.000是否负担40.164030.0238747.230.0000.055140.028303.800.0512006年1-2.344790.07811901.130.000-1.493000.05220818.090.0002006年2-2.149870.040142868.520.000-1.276750.039851026.400.0002006年3-0.740360.03498448.050.000-0.518680.04020166.440.0002006年4-0.333420.0389673.240.000-0.361380.0441566.990.0002008年1-2.777010.080831180.460.000-1.616230.05436883.960.0002008年2-2.448700.046582763.150.000-1.401670.042841070.420.0002008年3-0.897930.04280440.210.000-0.608520.04325197.980.0002008年4-0.625030.04526190.690.000-0.495680.04655113.360.0002011年1-3.124750.082001452.300.000-2.118030.060181238.690.0002011年2-2.489720.049962483.400.000-1.615700.05157981.770.0002011年3-0.980400.04636447.160.000-0.672030.05253163.670.0002011年4-0.501290.0510296.540.000-0.597880.05576114.980.0002013年1-3.042270.077511540.550.000-2.143070.055221506.440.0002013年2-2.468200.042413387.170.000-1.711370.045911389.370.0002013年3-0.912990.03761589.150.000-0.750680.04641261.670.0002013年4-0.412670.0420196.500.000-0.523820.05029108.470.000

据表4可知，“是否负担”因素的8个系数皆显著为正(7个1%显著，1个10%显著)；这意味着人情支出是否为负担全面影响居民对过去和将来生活的判定。正系数表示响应函数会因此因素而增加，即其他响应的概率相对于选择“上升很多”的概率之比增加。如果人情支出变为负担，这个家庭对过去的评判是负面的，或趋于负面；对将来的预期也是负面的，或趋于负面。

中国香港学者赖恬昌先生用一副对联更加生动形象地说明了诗歌翻译尴尬：“中译英诗，如着马褂长衫，带红领拖翎，醉跳华尔兹舞，西翻韵句，如穿燕裁礼服，佩黑身蝶结，闲看三叠飞泉”[6]。经过多年实践，国内外学者们现在也普遍认为诗歌翻译大致有四种情形：全可译，大半可译，小半可译和不可译[7]。因此，古代诗歌在翻译过程中诗意损失是必然的，只不过损失有大有小。举以下实例说明：

3.人情支出存在显著的城乡二元差异，即与非农村户口、居住在非农村居住地/非农村社区的居民相比，农村户口、居住在农村地区或社区的居民的人情支出的绝对值更低，但人情-总支出占比却更高。

在CSS数据中，有多个变量显示家庭的城乡差别。第一，依据户主的户口性质；第二，受访者的地区类型；第三，所住社区的性质。由于五次调查所用分类不尽相同，因此我们对原始数据进行重新分类，以明确的农村户口、明确的农村居住地、明确的农村社区为“农村”，其余则归为“城镇”。样本个数、样本比例、人情支出均值、中值如表5、表6、表7。

通过分析表5发现，与非农业户口相比，农业户口的人情-总支出占比高了三个百分点，在99%水平上显著。从每年情况看，农业户口的人情-总支出占比也高于非农业户口。但若仅考察人情支出的金额时就会发现，农村户口的人情支出总是小于城镇户口的人情支出，综合五期总样本，平均每年少支出约1702元，在90%水平上显著。如果纵向来看，无论是农村还是城镇，人情支出的绝对金额都是单向递增，从2006年到2015年，农村户口的人情支出金额增长率为262%，城镇户口的人情支出金额增长率为248%，两者相差不多，年均增长率约为15%。

本研究使用由李培林教授发起、中国社会科学院社会学所组织实施的中国社会状况综合调查数据。此调查是全国范围内的大型随机抽样调查，总共进行了五次，分别于2006年、2008年、2011年、2013年和2015年实施，历时十年。为提高调查样本对全国人口结构的代表性，该调查采用地图地址抽样、多阶段分层随机抽样、PPS等多种抽样方式结合的方式抽取样本。五次调查数据的样本总数为41685个，受访者为18-69岁的中国公民。分析中用到的变量如下。

 

表5 人情支出依据户口的差别

  

年份户口选项样本数人情-总支出占比平均值人情-总支出占比中位数人情支出金额平均值人情支出金额中位数2006城镇28118.37%6.00%15581000农村425012.34%9.54%133410002008城镇31078.18%5.33%17641000农村403212.57%8.33%154810002011城镇376911.01%6.67%56032000农村278914.38%8.75%397620002013城镇290811.04%6.67%51273000农村729812.99%7.50%420420002015城镇284810.18%6.25%54163000农村739513.32%8.00%48332000总计城镇147079.74%6.25%51612000农村2697813.12%8.20%34591500农村-城镇3.38%***-1702*

注：***表示1%水平下显著，**表示5%水平下显著，*表示10%水平下显著(下表同)

 

表6 人情支出在不同居住地区的差别

  

年份户口选项样本数人情-总支出占比平均值人情-总支出占比中位数人情支出金额平均值人情支出金额中位数2006农村328112.61%10.00%1340.651000城镇33428.83%6.25%1610.3110002008农村302512.38%8.33%1616.201000城镇34518.71%6.00%1965.2110002011农村239210.43%6.06%2144.071000城镇39387.07%4.00%2797.5315002013农村486112.55%8.00%4001.702000城镇42399.81%6.67%4999.6130002015农村445913.18%8.83%5014.632000城镇51939.32%5.85%5527.563000总计农村2134912.27%8.59%3320.191500城镇179448.56%5.73%4208.362000农村-城镇3.71%*-888.17*

依据受访者的地区进行分类(表6)，我们发现农村居住地同样有较高的人情-总支出占比，与城镇相比有3.71%的差异，但绝对金额农村少于城镇888.17元。此种差异在90%水平下显著。

近一个多月以来，虽然在11月初尿素价格迎来了小幅反弹，但总体行情始终处于震荡下行区间。其原因无非是高价位带来高风险，加之需求疲软，引发下游观望，市场信心不足，厂家适当妥协，在没有上涨动力支撑的情况下，价格逐渐回落。

人情-总收入占比和人情-总支出占比。前者等于家庭人情年支出额与家庭年收入的比值，后者等于家庭人情年支出与家庭年支出的比值。

其中，因变量是两种家庭(人情支出不是负担=0、负担=1)概率之比。解释变量意义如下：dummy2006、dummy2008、dummy2011、dummy2013为2006年、2008年、2011年、2013年四个年份虚拟变量，2015年为参照组。renqing_ratio 指人情支出占家庭总支出之比。 L_income 指的是家庭总收入之对数。family-number指的是家庭规律，community 是居住社区性质。凡是居住社区为“农村”的社区性质(community)变量赋值为1，其他类型社区为0*五次CSS调查社区性质的选项不同，为统一标准，我们将社区进行二元化处理，只区分农村选项与非农村选项。农村选项是明确的“农村”，而非农村选项则包括老城区、单位社区、商品房小区、集镇社区、城中村、别墅区等。。status_self 是受访者自身关于社会经济地位的主观评估指标——“您认为您本人的社会经济地位在本地大体属于哪个层次”。选项有“上，中上，中，中下，下”五个选项，标记为1，2，3，4，5*主观社会经济地位，是社会个体通过与周围环境/群体的比较而形成对的自己社会经济地位的评估。绝对社会经济地位(SES)可以通过相关指标估算出来，相对客观但不能完全反映社会经济地位对受访者的影响。自伊斯特林悖论提出以后，研究者非常关注受访者对自身社会经济地位的主观评估，并由此产生的影响。本研究采用CSS调查中的"主观社会经济地位"评估指标。该调查参照李克特量表的设计原理，以及收入五等分组的计算原理，将主观社会经济地位划分五个层次。。控制变量如下：age, age_squared分别指受访者年龄、受访者年龄平方项；gender指受访者性别，education指教育程度，party指是否为中共党员。回归结果如表8所示。

 

表7 人情支出在不同社区类型的差别

  

年份户口选项样本数人情-总支出占比平均值人情-总支出占比中位数人情支出金额平均值人情支出金额中位数2006农村349212.72%10.00%1387.481000城镇31318.46%6.15%1576.2510002008农村324412.76%9.09%1669.131000城镇32328.08%5.56%1935.7410002011农村26969.94%5.56%2086.411000城镇36347.15%4.17%2894.9715002013农村517312.55%8.16%4020.052000城镇39279.59%6.58%5054.7230002015农村411612.8%8.5%4986.102000城镇55088.8%5.6%5697.953000总计农村1848812.08%8.3%3448.781800城镇207188.3%5.56%4199.772000农村-城镇3.78%*-750.99*

综上述，不管是农村户口还是居住在农村地区或农村社区，人情-总支出占比都要比相应的非农村户口、非农村居住地、非农村社区更高一些，这反映了人情支出在农村更加普遍，人情支出维系着“人情社会”或熟人社会，而非农村则可相对地称为人情淡薄，是陌生人社会。不过，尽管农村的人情支出比例高，但绝对金额低，这意味着城镇的家庭总支出要远高于农村的家庭总支出。这也是我国二元化社会的一个缩影。我们在考察人情支出增速，及其是否成为家庭负担时必须考虑这种城乡差别。

4.过去十年里，人情支出随着时间的增加而成为负担的可能性在减弱；同时，这种可能性还会受到来自人情-总支出占比、家庭人口数、居住社区类型、是否为党员、家庭总收入、主观社会经济地位、年龄、性别等因素不同方向和不同程度的影响。

在上述人情支出二元化特征的基础之上，我们回答“哪些因素引致人情支出成为家庭负担？”这个问题。我们用LOGIT模型进行分析，模型如下：

g= α+β1*dummy2006+β2*dummy2008+β3*dummy2011+β4*dummy2013+

β5*renqing_ratio+β6*L_income+β7*family_number+

β8*community+β9*status_self+β10*age+β11*age_squared+β12*gender+

β13*education+β14*party+ε

2.2 武术对外教材是武术“走出去”的有力推手 武术对外教材是指用于武术国际推广与传播使用的正式出版教材、教学影像等出版物。武术教材在中国武术传播史上的贡献巨大，随着科技时代的到来，教学影像的出现打破了书籍这一唯一的传播媒介，生动的视频影像使武术的教学变得更加方便快捷，受到广大武术习练者的喜爱。在中国武术的国际推广进程中，武术对外教材为武术的国际化发展奠定了坚实的基础。但是由于种种原因，目前的武术对外教材在“走出去”方面还存在着许多问题亟待解决。

网络文学变现方式多样化，尤其是优质网络文学作品，主要通过创新性和趣味性满足受众的心理需求，持续关注和讨论即可实现内容变现。如盛大文学拥有的内容资源，它的变现方式分为以下几种。

统计结果显示，与2015年相比，居民在2006年、2008年和2013年更易认为人情支出是负担，而2011年恰相反，“人情支出是家庭负担”的可能性降低，只有0.881倍。可见，人情支出是否为负担并非是恒定的，它成为家庭负担的可能性在不同年份有所不同。过去十年时间里，2011年的人情支出成为负担的可能性最低，其次是2015年、2013年(OR为1.032)、2008年(OR为1.157)、2006年(OR为1.327)，大体呈现年份越近则人情支出成为负担的可能性越低。在一定程度上，这种趋势意味着人情支出现象正在理性化发展。

 

表8 人情支出是否负担的LOGIT模型回归分析

  

解释变量系数估计值标准偏差Wald卡方测试发生比(OR)点估计值2006年.283***.03952.3351.3272008年.145***.01959.5951.1572011年-.127***.01486.933.8812013年.031***.00814.2311.032人情-总支出占比/(%).041***.0011514.8081.042家庭总收入对数-.125***.02819.755.882家庭人口数.050***.00751.9781.051农村社区(0=非农社区).166***.02835.5181.181主观社会经济地位.182***.014176.8641.200户主年龄.065***.006124.2991.067户主年龄平方-.001***.000151.026.999性别(1=女).062**.0246.7201.064教育程度-.013.0092.205.987中共党员(0=其他).129***.0448.7251.138常数项-3.007.207211.372.049模型整体Wald卡方测试=2806.56(df=14,p-value=0.000<.0001)N=41685,其中无人情负担样本量为29362

人情-总支出占比越高，则产生人情支出成为家庭负担的可能性越大。人情-总支出占比每增加一个百分点，则人情支出成为家庭负担的可能性增加4.2%。相反，家庭收入对数值每增加一个单位，人情支出成为家庭负担的可能性减少11.8%。此外，家庭规模也影响显著，家庭规模每增加一个人口，“人情支出成为家庭负担”的可能性增加5.1%。

与非农村社区相比，人情支出在农村社区成为家庭负担的可能性更大，增加了18.1%。而居民对自身社会经济地位的评估越低，人情支出成为家庭负担的可能性也越高。年龄系数为正和年龄二次项系数为负，则说明随着年龄的增加，家庭人情支出成为负担的可能性也在增大，优势比为1.067，但这种增加趋势在年龄达到一定岁数后会到达顶峰从而呈现下降趋势，即呈现倒U形曲线。此外，与男性相比，女性面临人情支出是家庭负担的可能性增加了6.4%。与非党员相比，党员的人情支出成为家庭负担的可能性更高。

可见，人情支出是否为负担，在不同年份有所不同。此外，人情支出负担还受到多因素的影响，人情-总支出占比越高、家庭总收入越低、家庭人口规模越大、在农村社区居住、主观社会经济地位越弱、中共党员、女性面临人情支出成为家庭负担的可能性更大。

《中国造纸》国内总发行：北京市报刊发行局，邮发代号：2-194；国外总发行：中国出版对外贸易总公司，发行代码：DK11070。

四、总结与讨论

人情支出是衡量社会和经济的有效指标，了解并掌握它的发展规律，有助于把握社会发展脉络。从政策制定的角度看，这类研究帮助我们更理性地看待中国居民的人情往来现象，准确地把握哪些影响因素可以归于市场、哪些影响因素可以通过政策协调予以改变，以便有效地引导人情支出行为朝着更加符合社会良性运行的方向发展。因此，针对有学者提出人情支出成为家庭负担的假说，本研究通过分析五期大型全国随机抽样调查数据，着重分析过去十年我国居民的人情支出发展变化趋势和社会影响，并进一步分析它在哪些因素/条件下会成为居民的家庭负担。通过各类相关检验分析、CATMOD模型和Logit模型，本研究得到以下发现。

(1)过去十年，我国居民的人情支出的确在逐年增长，呈现“棘轮效应”。同时，人情支出在家庭总支出中的占比波动不明显，但在家庭总收入中的占比增长明显，说明家庭人情年支出的增长速度相对快于家庭总收入增长速度。

(2)人情支出的增长与主观幸福感、生活满意度之间存在正相关关系，但也发现有部分居民的人情支出金额已经超出家庭承受能力并成为了家庭负担，拉低了居民的主观幸福感和生活满意度。可见，“人情支出负担假说”对于部分居民来说是成立的。在尊重我国礼尚往来的传统文化的前提下，适度的人情支出有利于家庭和社会建设，但应避免人情支出成为家庭负担的现象。在我国经济转型、刺激居民消费、规范社会交往的大环境下，如何平衡人情支出是一个需要认真对待的问题。

一直很好奇雅昌到底有着怎样的魅力，不仅被视为深圳印刷业的一张名片，更被称为一家“文化艺术服务机构”，这次走访或许让我们初步找到了答案。

(3)人情支出存在显著的城乡二元差别。与城镇户籍或居住在城镇地区的居民相比，农村户籍或居住在农村地区/社区的居民具有更低金额的人情支出，但却有更高比例的人情-总支出占比。人情支出更易在农村成为家庭负担，并不是因为农村居民的人情支出金额高于城市居民，而是人情-总支出的占比过高。人情往来在农村居民的日常生活中占据过高的比重，有待合理引导。

前面所描述的行为逻辑表示任意的动态事件，不仅改变了变元指派或者计算机状态。逻辑更适合处理自然语言，而且适用于会话、博弈策略等。所有涉及语言动态效果的意识，都可以认为是基于初始状态的可计算情况，自然语言是基于认知行为的程序语言。

(4)“人情支出如何变成家庭负担”实际上受到多种因素的共同影响。本研究发现人情-总支出占比、家庭总收入、居住社区类型、主观社会经济地位、家庭规模、年龄、性别、是否为党员等多因素在同时发挥作用。不过，需要指出的是，尽管不同时期都有居民的人情支出成为家庭负担，但调查数据显示这种人情负担的比例在逐渐减少(2011年调查数据除外)。本研究初步认为这种减少趋势可能来自相关政策的良性引导和居民对人情往来认知的理性回归，仍有待进一步研究予以证实。

参考文献：

[1]李伟民：《论人情──关于中国人社会交往的分析和探讨》，载《中山大学学报(社会科学版)》1996年第2期。

[2]阎云翔：《礼物的流动》，上海：上海人民出版社2000年版。

[3]刘军：《农村人情消费的经济学思考》，载《消费经济》2004年第4期。

[4]Duesenberry,J S. Income, Saving and the Theory of Consumer Behavior，Harvard University Press,1959.

[5]周广肃、马光荣：《人情支出挤出了正常消费吗——来自中国家户数据的证据》，载《浙江社会科学》2015年第3期。

[6]李源：《中国农村居民人情支出行为研究：基于微观数据的实证分析》，载《山西财经大学硕士论文》2013年版。

[7]费孝通：《乡土中国》，北京：生活·读书·新知三联书店2005年版。

[8]王鹏：《生命历程、社会经济地位与生育性别偏好》,载《山东社会科学》2015年第1期。

[9]马春波、李少文：《农村人情消费状况研究——鄂北大山村调查》，载《青年研究》2004年第12期。

[10]翟学伟：《人情、面子与权力的再生产——情理社会中的社会交换方式》，载《社会学研究》2004年第5期。

[11]黄光国、胡先缙：《人情与面子——中国人的权力游戏》，载《党政干部参考》2005年第7期。