金　江， 吳培冠

宗教、文化與主觀幸福感*

——基于中國勞動力動態(tài)調(diào)查的實證研究

金江， 吳培冠

摘要：采用2012年中國勞動力動態(tài)調(diào)查(CLDS)數(shù)據(jù)，對文化、宗教與幸福的關(guān)系進(jìn)行了考察。研究結(jié)果表明：信教能夠顯著地改善居民的幸福水平，但是，信教并不能削弱收入波動和健康惡化對幸福產(chǎn)生的不利影響，且忽視內(nèi)生性問題會高估宗教對幸福的影響。在考慮了文化的作用后，個體和社區(qū)(村)層面的文化能夠顯著影響人們的幸福水平，同時削弱宗教對幸福的影響。在考慮省區(qū)層面的文化后，宗教與幸福的關(guān)系不再顯著。進(jìn)一步，宗教對幸福的積極影響在農(nóng)村地區(qū)表現(xiàn)得更強(qiáng)烈，說明城鄉(xiāng)間的文化差異會顯著影響宗教與幸福的關(guān)系。

關(guān)鍵詞：宗教信仰； 文化； 主觀幸福感

一、引言

中國自古便是一個有著深厚宗教文化傳統(tǒng)的國家。從古老的祖先崇拜和圖騰崇拜，到基督教等西方宗教的傳入，直至當(dāng)前散落在全國各地的寺院、教堂乃至神壇，一方面說明了宗教信仰在中國社會幾乎無所不在的影響力，另一方面也間接證實了中國居民巨大的信仰需求。根據(jù)2007年一項有關(guān)“中國人精神生活狀況”的調(diào)查(楊鳳崗，2012)，在年滿16周歲的人口中，85%的人持有某種超自然信仰或者從事某種宗教活動，明確承認(rèn)具有某種宗教信仰的人也占23.2%；如果按照人口比例推算，具有宗教信仰的人口約有2.4億。其他調(diào)查也證實宗教在中國正經(jīng)歷快速的發(fā)展，信教群體的規(guī)模日益壯大(參見樂君杰和葉晗，2012)。

面對宗教發(fā)展的這一現(xiàn)狀，值得我們思考的問題是：在以無神論意識形態(tài)作為指導(dǎo)思想的中國，人們的宗教需求從何而來？宗教市場繁榮和發(fā)展的動力又是什么？對此最為樸素的回答可能是宗教參與能夠滿足人們非世俗化的價值需求，給人帶來一種心靈上的慰藉。然而，從宗教功能論*Malinowski Bronislaw著、李安宅編譯：《巫術(shù)、科學(xué)、宗教與神話》，上海：上海文藝出版社，1987年，第121頁。以及宗教經(jīng)濟(jì)理論*[美]羅德尼·斯達(dá)克、羅杰爾·芬克著，楊鳳崗譯：《信仰的法則：解釋宗教之人的方面》，北京：中國人民大學(xué)出版社，2004年，第59頁。的研究范式看，人們選擇信教的收益卻包含了更多的內(nèi)容。如果說人們的宗教參與是一種理性選擇行為，是在進(jìn)行理性決策之后所做出的收益最大化決策，那么，人們信教的收益主要表現(xiàn)在哪些方面？對于這一問題，既有文獻(xiàn)結(jié)合中國居民的宗教參與現(xiàn)狀，對宗教信仰與社會資本(李峰，2013)、健康狀況(江求川和張克中，2013)以及收入(何蓉和Mencken，2010；樂君杰和葉晗，2012)之間的關(guān)系進(jìn)行了有益的探索。

如果說追求幸福是人類生活的終極目標(biāo)，那么，信教是否能夠提升人們的主觀福利水平？理論上，宗教信仰既可以以其教義精神和價值主張作為引導(dǎo)工具改變?nèi)说男撵`世界，也可以通過改善人們的物質(zhì)生活進(jìn)而對幸福產(chǎn)生影響(Azzi & Ehrenberg，1975)。實證文獻(xiàn)也大部分證實，信教對幸福有積極的影響，如Ellison(1991)、Lelkes(2006)、Clark & Lelkes(2006)以及Dehejia et al.(2007)等。一些針對中國農(nóng)村居民的研究也發(fā)現(xiàn)，信教能夠使人們的生活變得更幸福(阮榮平等，2011；樂君杰和葉晗，2012)。然而，在有關(guān)宗教信仰與幸福的實證文獻(xiàn)中，很少有研究明確考慮文化的作用。盡管一些文獻(xiàn)提及，不同的文化會導(dǎo)致人們對待宗教的態(tài)度存在差異，從而影響他們的宗教選擇行為*Inglehart R., Klingemann H.D: Genes, Culture, Democracy, and Happiness, In E.Diener & M. Suh (Eds.), Culture and subjective well-Abeing, 2000, Cambridge: MIT press, pp.165—183.，但是，這些研究一方面沒有將文化作為一個變量納入到計量模型中，另一方面也沒有系統(tǒng)考察文化、宗教與幸福三者之間的關(guān)系。

基于此，本文采用2012年中國勞動力動態(tài)調(diào)查(CLDS)數(shù)據(jù)，重新考察宗教信仰與幸福之間的關(guān)系，并在這一過程中考慮文化可能對宗教與幸福的關(guān)系所產(chǎn)生的影響。在充分考慮內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，本文的研究結(jié)果表明：信教總體上能夠顯著改善個體的幸福水平，但在考慮文化的作用后，宗教與幸福的關(guān)系將發(fā)生變化。如果在模型中納入文化變量，宗教信仰對幸福的影響將顯著降低，特別是當(dāng)我們從省區(qū)層面控制文化變量后，宗教對幸福的影響甚至變得不顯著；如果進(jìn)一步考慮城鄉(xiāng)文化差異，宗教信仰對幸福的影響也會發(fā)生顯著變化。

從研究內(nèi)容看，本文力圖解決的問題以及可能的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：(1)以往針對中國的研究，主要是從中國農(nóng)村社會存在的“宗教熱”現(xiàn)象出發(fā)，采用農(nóng)村樣本對宗教與幸福的關(guān)系進(jìn)行研究(如阮榮平等，2011；樂君杰和葉晗，2012)，而本文所采用的數(shù)據(jù)同時包含了來自城鎮(zhèn)的居民，對已有研究是一個有益的補(bǔ)充；(2)本文一方面從三個層面(省區(qū)、社區(qū)或村、個體)出發(fā)對文化進(jìn)行衡量，實證檢驗了文化、宗教與幸福之間的關(guān)系，另一方面基于城鄉(xiāng)文化差異，考察了宗教與幸福的關(guān)系可能存在的不同表現(xiàn)形式。

本文接下來的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為計量模型和數(shù)據(jù)；第三部分從實證的角度探討宗教與幸福的關(guān)系，并同時對模型的內(nèi)生性問題和估計結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行分析和檢驗；第四部分通過在模型中加入文化變量，系統(tǒng)考察文化、宗教與幸福的關(guān)系，并基于城鄉(xiāng)文化差異，對宗教與幸福的關(guān)系進(jìn)行檢驗；最后為結(jié)語。

二、計量模型和數(shù)據(jù)

(一)計量模型

假定個體主觀幸福感的決定函數(shù)如下所示：

SWBi=f(religioni,inci,Zi)

(1)

其中SWBi和religioni分別表示個體i的主觀幸福感水平和宗教信仰狀況，inci表示與收入相關(guān)的變量，Zi表示其他控制變量向量，所有變量的含義及其衡量方法詳見下文介紹。由于人們的幸福體驗不僅由其絕對收入水平?jīng)Q定，同時也受到相對收入水平的影響(Easterlin，1995；Clark & Oswald，1996)，因而在與收入相關(guān)的變量中，我們同時考慮了絕對收入水平和收入滿意度兩個因素。

以(1)為基礎(chǔ)，本文在考察宗教信仰對個體幸福水平的影響效應(yīng)時，所采用的計量模型如下所示：

(2)

在模型(2)中，αj(j=0,1,2,3)和β表示待估參數(shù)(向量)，inc1i和inc2i分別表示個體i的絕對收入水平和收入滿意度。

最后，Dehejia et al.(2007)的研究表明：當(dāng)人們的收入和消費水平發(fā)生波動時，宗教信仰能夠弱化這些風(fēng)險事件對個體主觀福利狀況產(chǎn)生的不利影響。Chen(2010)也指出，在宗教組織中內(nèi)含著一種風(fēng)險化解機(jī)制。如果說在宗教組織內(nèi)存在這一保障機(jī)制，那么，宗教信仰除了能夠弱化收入波動對個體幸福水平產(chǎn)生的不利影響之外，是不是還意味著：當(dāng)人們的健康狀況變差時，宗教信仰也能削弱其對幸福產(chǎn)生的不利影響？為此，我們在方程(2)的基礎(chǔ)上，同時將絕對收入與宗教信仰的交叉項(rinc1i)以及健康與宗教信仰的交叉項(rhealthi)也引入到模型中，如(3)所示：

(3)

(二)數(shù)據(jù)和變量

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2012年中國勞動力動態(tài)調(diào)查(China Labor Force Dynamic Survey，CLDS)。該項目由中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心組織實施*本文數(shù)據(jù)由中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心提供，作者在此感謝該機(jī)構(gòu)相關(guān)人員的幫助和支持。，在中國大陸29個省區(qū)(不含海南和西藏)每隔兩年進(jìn)行一次動態(tài)追蹤調(diào)查，到目前為止已進(jìn)行一次，并于2011年在廣東省開展了試調(diào)查。2012年的調(diào)查數(shù)據(jù)包含303份村委會問卷、10612份家庭問卷和16253份勞動力個體問卷。本文使用的是其中的勞動力個體調(diào)查數(shù)據(jù)。勞動力個體問卷的調(diào)查對象為15—64周歲人口，調(diào)查內(nèi)容涵蓋教育、工作、遷移、健康、社會參與、經(jīng)濟(jì)活動、基層組織等眾多議題。

在樣本包含的所有個體中，其中有1971人信教，所占比重為15.56%。阮榮平等(2014)比較了不同調(diào)查數(shù)據(jù)中信教群體所占比重，其中2006年中國綜合社會調(diào)查(CGSS)的信教比重為13%，2007年世界價值觀調(diào)查(WVS)和2005年當(dāng)代中國人精神生活調(diào)查的信教比重分別為22%和31%。與這三項調(diào)查的結(jié)果相比，CLDS中教徒所占比例處于中間。由此可見，本文所采用的數(shù)據(jù)具有較強(qiáng)的代表性。不同類型宗教群體在信教總?cè)丝谥兴挤蓊~如圖1所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，信奉佛教的人占比在50%以上，表明中國居民的宗教構(gòu)成以佛教為主，中國傳統(tǒng)文化中的儒家思想對人們的信仰選擇仍具有較為深遠(yuǎn)的影響。除此之外，需要指出的是，為了捕捉宗教信仰的虔誠程度和復(fù)雜含義，宗教活動參與率也是現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)心的一個重要變量，但結(jié)合CLDS的調(diào)查數(shù)據(jù)，本文將主要從個體是否信教這一角度出發(fā)，對宗教與幸福的關(guān)系進(jìn)行衡量。

圖1　不同類型宗教的市場份額(%)

本文對主觀幸福感的衡量采用了主觀自評指標(biāo)，對應(yīng)為一個六分量表，1表示“很不幸?！保?表示“非常幸?！?。 表1從三個層面對個體主觀幸福水平的分布狀況進(jìn)行了統(tǒng)計。從整個樣本看，可以發(fā)現(xiàn)幸福水平大于3的個體所占比例為65.63%，說明大部分人對其自身主觀福利狀況的評價較為樂觀。與此同時，我們還計算了教徒與非教徒主觀幸福水平的均值(分別為4.219和4.060)，高于平均幸福水平的教徒所占比例為45.46%，而高于平均幸福水平的非教徒所占比例則為38.32%。當(dāng)然，這是否能夠說明宗教參與有助于提升人們的幸福水平，仍有待后文的檢驗。

表1　不同群體主觀幸福水平的頻數(shù)分布　(%)

最后，基于樣本數(shù)據(jù)，我們給出了本文在實證分析中所涉及的其他解釋變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，如表2所示。

表2　變量含義及描述性統(tǒng)計結(jié)果

三、估計結(jié)果分析

(一)相關(guān)計量問題

由于Ferrer-i-Carbonell & Frijters(2004)發(fā)現(xiàn)在主觀幸福感的經(jīng)驗研究中，無論采用OLS回歸還是受限因變量回歸方法，得到的參數(shù)估計值在影響方向和顯著性上并不存在顯著差異，因而我們接下來以O(shè)LS方法為基礎(chǔ)對模型進(jìn)行估計。

計量模型中可能存在的內(nèi)生性問題不容忽視。人們的宗教需求往往與一些不可觀測的因素相關(guān)，比如人生經(jīng)歷以及家庭因素等。雖然我們在回歸中盡可能地控制了可能影響個體幸福水平的變量，但由于一些變量的難以衡量性以及調(diào)查數(shù)據(jù)的欠缺，不可避免地會導(dǎo)致遺漏偏誤問題的存在。與此同時，當(dāng)人們沉浸在對其幸福狀況產(chǎn)生消極影響的悲傷事件中時，往往會借助宗教訴求的滿足以得到心靈的慰藉而走出困境，這說明宗教信仰與幸福之間還可能存在雙向因果關(guān)系。因此，在實證研究中既可能因為遺漏變量，也可能因為聯(lián)立性偏差而導(dǎo)致內(nèi)生性問題的產(chǎn)生?？紤]到這一點，本文采用2SLS法對上述模型進(jìn)行估計。

(二)估計結(jié)果分析

本小節(jié)首先采用OLS方法對模型進(jìn)行估計：第一步，模型中沒有加入其他任何控制變量，以考察宗教信仰對幸福水平的直接影響；第二步，我們在模型中加入了個體i的絕對收入水平以及收入滿意度；第三步，所有其他控制變量被全部引入到模型中；最后，為了考察宗教信仰對個體幸福水平可能存在的保障效應(yīng)(insurance effect)(Dehejia et al.，2007)，我們在模型中同時加入兩個交叉項rinc1i和rhealthi，具體估計結(jié)果如表3所示。

從估計結(jié)果看，當(dāng)模型中加入兩個交叉項(rinc1和rhealth)之后，宗教信仰對個體主觀福利狀況的影響效應(yīng)不再顯著，且參數(shù)估計值的符號與之前相比也發(fā)生了變化。因此，基于本文的研究樣本，并不能證實在宗教組織中內(nèi)含的風(fēng)險化解機(jī)制存在。由于rinc1和rhealth與religion間的相關(guān)系數(shù)分別為0.833和0.954，與三個變量相對應(yīng)的方差膨脹因子(VIF)分別為4.80、19.08和19.17，其中rhealth與religion的方差膨脹因子均超過10，我們認(rèn)為，在引入交叉項后變量間存在的較為嚴(yán)重的共線性問題是導(dǎo)致第(4)組回歸估計結(jié)果發(fā)生變化的主要原因。與此同時，F(xiàn)rey & Stutzer(2002)指出大部分研究證實了年齡與幸福之間的U型關(guān)系，但本文未能證實這一關(guān)系。

接下來，我們將以第(1)—(3)組回歸為基礎(chǔ)，對估計結(jié)果進(jìn)行分析。表3的估計結(jié)果表明：宗教信仰的估計系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，說明宗教參與能夠顯著改善人們的幸福水平。平均而言，具有宗教信仰的個體其平均幸福水平要比無神論者高0.131—0.159。結(jié)合已有文獻(xiàn)，宗教信仰對主觀福利水平的積極影響效應(yīng)可能主要是通過直接和間接兩個途徑發(fā)生作用的。首先，基于對宗教價值觀的認(rèn)同和來世(afterlife)回報的追求，宗教參與能夠重塑信徒的生活態(tài)度，引導(dǎo)其追求一種契合心靈的現(xiàn)實生活，從而影響其幸福體驗(Azzi & Ehrenberg，1975)，通過這一路徑對幸福產(chǎn)生的影響是宗教信仰影響幸福的直接途徑。其次，宗教參與具有一種俱樂部效應(yīng)。各類宗教組織能夠為人們提供一個溝通平臺，通過參與各類宗教活動，有利于個體社交網(wǎng)絡(luò)的拓展和社會資本的培育、積累，進(jìn)而改善其幸福水平。最后，雖然在本文中通過收入和健康兩個傳導(dǎo)渠道并沒有證實宗教信仰所具有的保障效應(yīng)，但是，這一影響機(jī)制仍有可能通過消費、就業(yè)等其他渠道而發(fā)揮作用(Chen，2010)，從而提升人們的幸福水平。

表3　估計結(jié)果：OLS

注：(1)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；(2)括號中為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，下同。

表3還證實，年收入水平與收入滿意度對個體幸福水平也具有積極的影響。但若在模型中進(jìn)一步控制收入滿意度，年收入水平對個體幸福水平的影響變?nèi)?，且與收入滿意度水平相比，年收入水平對幸福的影響效應(yīng)也更弱。由于收入滿意度反映了個體對其當(dāng)前經(jīng)濟(jì)狀況的滿意程度，因此，上述結(jié)論證實了人們不僅關(guān)心絕對收入水平的增加，也關(guān)心其相對經(jīng)濟(jì)地位的改善(Clark & Oswald，1996；Easterlin，2001)。健康對幸福的積極效應(yīng)也得到了證實，說明現(xiàn)實中人們對健康的追求，并不僅僅在于這些事物本身，同時還在于它能夠為我們提供一種幸福生活的保證。其他變量對主觀幸福感的影響效應(yīng)則與預(yù)期相符。那些更為樂觀的人，其幸福水平也越高。平均來看，女性要比男性更幸福；具有黨員身份和非農(nóng)戶籍的個體，其幸福水平也要更高。由于本文的社會平等程度這一變量是采用自評的方式進(jìn)行評價，得分越高，社會平等程度也越高，因而估計結(jié)果說明社會平等程度對個體幸福水平有積極的影響。此外，受教育水平對幸福的影響效應(yīng)為正，意味著隨著受教育水平的增加，個體幸福水平也更高。

(三)內(nèi)生性問題

如前所述，遺漏變量和聯(lián)立性偏差問題的存在，可能導(dǎo)致計量模型存在內(nèi)生性問題。接下來我們采用工具變量法對上述模型重新進(jìn)行估計。一般而言，一個恰當(dāng)?shù)墓ぞ咦兞恳环矫嫘枰c被工具的變量相關(guān)，另一方面必須滿足外生性要求。經(jīng)常采用的一個尋找工具變量的思路是以內(nèi)生變量的滯后期作為其工具變量。基于此，本文以2004年中國各省群眾團(tuán)體、社會團(tuán)體和宗教組織數(shù)量作為宗教信仰的工具變量。很顯然，該變量與宗教信仰高度相關(guān)。與此同時，由于工具變量的統(tǒng)計時間點為2004年，而本文的數(shù)據(jù)調(diào)查時間為2012年，因而可以保證工具變量的外生性要求。在估計過程中，參照阮榮平等(2014)的處理方法，我們將各省群眾團(tuán)體、社會團(tuán)體和宗教組織數(shù)量除以2004年各省年末人口數(shù)，作為最后采用的工具變量。由于在表4的估計結(jié)果中，交叉項并不顯著，因此，在采用2SLS對模型進(jìn)行估計時，我們并沒有納入交叉項。除此之外，以表3第(2)和第(3)組回歸為基礎(chǔ)，我們做了2組回歸，估計結(jié)果如表4所示。

表4　估計結(jié)果：2SLS

注：(1)相應(yīng)的控制變量參見表3。

2SLS的估計結(jié)果表明：在解決模型的內(nèi)生性問題后，宗教信仰對個體幸福水平具有顯著的積極影響，且要小于OLS情形下的估計結(jié)果，說明在存在內(nèi)生性問題的情形下，宗教信仰對幸福的影響效應(yīng)存在向上的估計偏誤。在此我們可以對背后的原因做一簡單的描述性推斷。在OLS的情形下，之所以會高估宗教對個體幸福水平的影響，是因為在宗教的影響效應(yīng)中，很有可能同時也包含了其他因素對幸福的影響。如果這些因素能夠通過宗教而對幸福產(chǎn)生間接影響，而在模型中又未對這些因素進(jìn)行控制，則極有可能高估宗教的幸福影響效應(yīng)。因此，本文第四部分將從文化角度做進(jìn)一步分析。

在回歸的第一階段，我們同時對工具變量的有效性進(jìn)行了檢驗。表5給出了與表4相對應(yīng)的兩種情形下第一階段相關(guān)檢驗統(tǒng)計量的值，其中Chi2統(tǒng)計量和p值分別對應(yīng)Durbin-Wu-Hausman檢驗的2統(tǒng)計量和p值，用于檢驗宗教信仰是否為外生變量，Shea’s Prtial R2和F統(tǒng)計量用于判斷是否存在弱工具問題。根據(jù)Chi2統(tǒng)計量的p值來看，說明模型確實存在內(nèi)生性問題(可以拒絕宗教信仰為外生的原假設(shè))。與此同時，由于所有F統(tǒng)計量均大于10，根據(jù)經(jīng)驗原則*陳強(qiáng)：《高級計量經(jīng)濟(jì)學(xué)及Stata應(yīng)用》，北京：高等教育出版社，2010年，第127頁。，可以認(rèn)為采用2004年各省群眾團(tuán)體、社會團(tuán)體和宗教組織數(shù)量作為工具變量是合適的。

表5　工具變量的有效性檢驗

(四)穩(wěn)健性檢驗

本文從兩個方面對上述結(jié)論的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗。首先，我們基于Oprobit模型重新對參數(shù)進(jìn)行估計。其次，由于在CLDS的調(diào)查問卷中還設(shè)計了另一個問題衡量個體幸福水平，因而我們可以通過定義一個新的被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。該問題為：“您覺得您與大多數(shù)同齡人相比，幸福程度如何？”采用的仍為六分量表，其中1代表“沒那么幸?！保?代表“更幸?！?，表6是相應(yīng)的估計結(jié)果。相應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表6所示。

表6　穩(wěn)健性檢驗

注：(1)Oprobit模型對應(yīng)的是Pseudo R2，第(8)組回歸采用的是OLS估計方法，沒有報告常數(shù)項的估計結(jié)果；(2)該表只給出在幸福水平為1和6處的邊際效應(yīng)，為了節(jié)省篇幅沒有報告相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

從Oprobit模型的估計結(jié)果看，與表3相比，除了各變量的參數(shù)估計值存在差異之外，變量的符號和顯著性水平均保持一致。由于在Oprobit模型中當(dāng)因變量在低端取值時邊際效應(yīng)與系數(shù)估計值方向相反，在高端取值時邊際效應(yīng)與系數(shù)估計值方向相同*靳云匯、金賽男等：《高級計量經(jīng)濟(jì)學(xué)》下冊， 北京：北京大學(xué)出版社，2011年，第227頁。，我們在表6中計算了幸福水平在等于1和6兩處的邊際效應(yīng)，正好體現(xiàn)了這一規(guī)律，從而也證實了前文的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。而從OLS回歸的結(jié)果來看，當(dāng)我們采用不同的變量衡量個體幸福水平時，宗教信仰對幸福仍具有顯著的積極影響，其他變量的顯著性水平及影響效應(yīng)也均與前文保持一致，再次說明本文的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、拓展分析

文化會影響宗教與幸福之間的關(guān)系嗎？我們試圖從兩個方面對此進(jìn)行檢驗：一方面，我們通過在模型中納入文化變量，考察宗教對幸福的影響可能發(fā)生的變化；另一方面，由于中國的農(nóng)村和城市可以看作是兩個截然不同的文化單元，因此，我們同時從城鄉(xiāng)兩個地區(qū)出發(fā)，考察宗教信仰與幸福的關(guān)系。

(一)遺漏文化變量會高估宗教對幸福的影響嗎？

本文上一部分的研究結(jié)果表明：如果模型存在遺漏變量問題，將高估宗教對幸福的影響效應(yīng)。我們認(rèn)為，文化是其中一個重要的可能因素。因此，這一部分我們將文化納入模型中，對宗教與幸福的關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步分析。事實上，從已有文獻(xiàn)來看，文化除了能夠影響幸福水平之外(如Diener et al.，2003；Ye et al.，2015)，對宗教也有重要的影響。例如，在一本論文集中，埃杰頓(2010)借用人類學(xué)家的觀點指出，不同地區(qū)的傳統(tǒng)信念和習(xí)俗對人們的生活有重要的影響，其中便包括巫術(shù)、宗教信仰等*[美]羅伯特·埃杰頓著、程克雄譯：《傳統(tǒng)信念與習(xí)俗：是否有一些比另一些好》，[美]塞繆爾·亨廷頓、勞倫斯·哈里森主編：《文化的重要作用——價值觀如何影響人類進(jìn)步》，北京：新華出版社，2010年，第175頁。；馬克斯·韋伯(2010)則指出，不同宗教的出現(xiàn)均能從其背后找到獨特的文化解釋*[德]馬克斯·韋伯著、閻克文譯：《馬克斯·韋伯社會學(xué)文集》，北京：人民出版社，2010年，第251頁。。以中國為例，作為一個多民族和多元文化共存的國家，在少數(shù)民族聚居地，其文化傳統(tǒng)與其他地區(qū)差異極大，而這種差異往往也蘊(yùn)育著地區(qū)間的不同宗教傳統(tǒng)。

實證研究中面臨的一個重要問題是對文化的衡量。一般而言，對文化的衡量主要采取三種方法：其一是將其視為一個虛擬變量，例如國家虛擬變量(Heukamp & Arino，2011)、語言虛擬變量(Diener et al.，2003)以及個人主義—集體主義虛擬變量(Lu & Gilmour，2004)等；其二是借鑒組織行為學(xué)領(lǐng)域的研究思路，從不同角度出發(fā)對文化進(jìn)行衡量，檢驗不同層面的文化所發(fā)揮的作用，如Chui & Kwok(2009)和Ye et al.(2015)等*這些文獻(xiàn)對文化的衡量主要基于Hofstede的方法。Hofstede及其合作者(Hofstede & Bond，1988)從五個角度出發(fā)刻畫一個國家文化的主要特征，包括：個人主義傾向(individualism)、權(quán)力差距(power distance)、男子氣概(masculinity)、不確定性規(guī)避(uncertainty avoidance)以及儒家思想(Confucian dynamism)。隨后，GLOBE(Global Leadership and Organizational Behavior Effectiveness)將其擴(kuò)展至九個維度。；其三是將文化的積累視為一個資本形成過程，根據(jù)政府和居民在文化方面的財政支出、消費支出以及固定資產(chǎn)投資額度對文化資本存量進(jìn)行計算，如李娟偉和任保平(2013)等。這些處理方法都是從國家或者省區(qū)層面出發(fā)對文化進(jìn)行衡量，在以微觀數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的實證研究中有一定的局限性。

由于本文采用的是個體橫截面數(shù)據(jù)，因此，采用以上方法衡量文化并不能反映個體之間的差異以及其生活環(huán)境所蘊(yùn)含的文化差異。為此，我們結(jié)合調(diào)查問卷，從三個層面(省區(qū)、社區(qū)或村、個體)出發(fā)對文化進(jìn)行衡量，并結(jié)合Hofstede & Bond(1988)的思路，在每一層面納入多個指標(biāo)反映文化的內(nèi)涵。具體而言，(1)省區(qū)層面：借鑒王會昌(1992)的思路，我們按照地理位置將中國劃分為8個文化區(qū)*分別為：(1)北方文化區(qū)：秦嶺淮河以北的中國所有地區(qū)；(2)江南文化區(qū)：長江中下游一帶，包括江蘇、安徽、上海、浙江、江西、湖北、湖南；(3)四川文化區(qū)：四川、重慶；(4)嶺南文化區(qū)：包括廣東、廣西、海南；(5)閩臺文化區(qū)：包括福建、臺灣；(6)新疆文化區(qū)：新疆；(7)西南文化區(qū)：云南、貴州；(8)青藏文化區(qū)：西藏、青海、四川西部。參見王會昌：《中國文化地理》，武漢：華中師范大學(xué)出版社，1992年，第227—308頁。，并以此為基礎(chǔ)在模型中引入虛擬變量，從省區(qū)層面對文化進(jìn)行衡量；(2)社區(qū)(村)層面：以一個社區(qū)(村)居民之間的熟悉程度、信任程度以及互幫互助的頻率作為代理變量；(3)個體層面：由于與個體相關(guān)的價值觀也是文化的反映，因而，我們通過一系列反映個體對待工作態(tài)度的變量作為個體價值觀的代理變量。不同層面所包含的變量如表7所示。

表7　不同層面的文化及其衡量方法

以表3第(3)組回歸為基礎(chǔ)，我們通過在模型中逐步加入三個層面的文化變量，共做了5組回歸，如表8所示。可以發(fā)現(xiàn)，在模型中加入宗教與收入以及健康的交叉項之后，交叉項仍然不顯著，與前文的估計結(jié)果保持一致，也再一次說明在本文的樣本中，并不能確定宗教信仰所具有的保障效應(yīng)。

表8　加入文化變量后的估計結(jié)果

注：(1)本表沒有報告常數(shù)項的估計結(jié)果，下同。

表8體現(xiàn)出四個重要特征。首先，與之前的推斷保持一致，在模型中加入文化變量后，宗教信仰對幸福的影響效應(yīng)降低，特別是在加入省區(qū)層面的文化變量后，宗教對個體幸福水平的影響不再顯著。這一結(jié)論說明在模型中遺漏了文化變量，會高估宗教對幸福的影響。其次，如果以價值觀衡量個體層面的文化，變量的估計結(jié)果與我們的直覺是保持一致的。工作在個人生活中作為謀生手段的重要性越強(qiáng)烈，個體幸福水平越低；而工作在充實內(nèi)心和發(fā)揮自身能力方面的重要性越強(qiáng)，個體的幸福水平也越高。再次，從社區(qū)(村)層面看，社區(qū)(村)居民間的熟悉程度越高，也能極大提升居民的幸福水平。表8的結(jié)果還在一定程度上印證了Lim & Putnam(2010)的結(jié)論。他們基于美國2006—2007年的成人調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)如果在模型中控制了教友之間的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，總體信任水平對幸福的影響效應(yīng)也會減弱。本文的研究結(jié)果表明：在控制社區(qū)(村)層面的信任水平后，一方面這一變量對居民幸福水平具有積極的影響，另一方面社會信任對幸福的影響也有顯著的降低。最后，在模型中加入省區(qū)層面的虛擬變量后，宗教信仰對幸福的影響顯著降低，且不再顯著。進(jìn)一步，我們還發(fā)現(xiàn)，四川文化和嶺南文化對幸福有顯著的消極影響，而新疆文化則對居民幸福水平存在積極的影響。結(jié)合以上結(jié)果，基于本文的研究樣本，我們發(fā)現(xiàn)如果在研究過程中遺漏了文化變量，將會高估宗教對幸福的影響。

(二)城鄉(xiāng)文化差異會影響宗教與幸福的關(guān)系嗎？

馬克斯·韋伯(2010)指出：“農(nóng)民始終就有巫術(shù)傾向。他們的整個經(jīng)濟(jì)生活特別受制于大自然……只有生活取向的巨大變化，才能把他們從這種普遍而原始的宗教意識中拖出來。”*[德]馬克斯·韋伯著、閻克文譯：《馬克斯·韋伯社會學(xué)文集》，第266頁。此外，中國農(nóng)村社會是典型的“熟人社會”*費孝通：《鄉(xiāng)土中國》，北京：人民出版社，2008年，第31頁。。在傳統(tǒng)宗族觀念影響下，人們在日常生活中具有較強(qiáng)的集體主義傾向，各類宗教組織和宗教活動作為人們交往溝通的媒介發(fā)揮著更大的作用，它們不僅能夠滿足農(nóng)村居民的信仰需求，也是其積累社會資本的重要途徑。而在城市社會中，以正式制度和市場機(jī)制為主導(dǎo)的文化則意味著人們具有更加強(qiáng)烈的個人主義傾向。在市場化進(jìn)程不斷加深的過程中，非正式制度和社會習(xí)俗在人際交往中發(fā)生的作用也日漸式微。

城鄉(xiāng)文化的差異在一定程度上決定了城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民對待宗教信仰的不同態(tài)度。從中國宗教市場的構(gòu)成看，過往研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)：宗教參與在農(nóng)村地區(qū)表現(xiàn)出更加繁榮的態(tài)勢，一些農(nóng)村地區(qū)出現(xiàn)了不同程度的“宗教熱”現(xiàn)象(宋躍華，2009)。本文的樣本也在一定程度上證明了這一點。從城鄉(xiāng)兩個子樣本來看，城鎮(zhèn)內(nèi)部信教人口所占百分比為12.91%，而在農(nóng)村內(nèi)部這一比例為16.63%。城鄉(xiāng)間差異性的文化是否會進(jìn)一步影響宗教信仰與幸福之間的關(guān)系呢？一種可行的分析辦法應(yīng)當(dāng)是分別從城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個層面分別衡量文化，并將其納入計量模型中。但是，由于要具體衡量城鄉(xiāng)文化較為困難，我們只能將其視為一個地區(qū)虛擬變量，并根據(jù)受訪者的戶籍身份，從農(nóng)村和城鎮(zhèn)兩個群體出發(fā)，分別檢驗宗教信仰與幸福的關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，基于2SLS的估計結(jié)果如表9所示。

表9　基于城鄉(xiāng)樣本的估計結(jié)果

注：(1)本表采用的估計方法為2SLS。

從第一階段的估計結(jié)果看，無論在城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，將各省群眾團(tuán)體、社會團(tuán)體和宗教組織數(shù)量作為宗教信仰的工具變量是合適的。同時，估計結(jié)果還表明：宗教參與均能顯著改善居民的主觀福利水平，且城鎮(zhèn)地區(qū)教徒比非教徒的平均幸福水平要高0.630，農(nóng)村地區(qū)的幸福差異則為0.816，說明宗教參與在農(nóng)村地區(qū)對居民幸福水平產(chǎn)生的積極影響更大，城鄉(xiāng)間的文化差異會顯著影響宗教與幸福的關(guān)系。

盡管本文未能確定城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)的文化所包含的具體內(nèi)容，但我們?nèi)钥梢詮娜齻€角度對上述差異進(jìn)行解釋。首先，宗教參與對其他生產(chǎn)性活動具有一定的擠出效應(yīng)：由于城鎮(zhèn)和農(nóng)村的勞動生產(chǎn)率存在顯著差異，對于城鎮(zhèn)居民而言參與宗教活動的機(jī)會成本更高，對生產(chǎn)性活動產(chǎn)生的負(fù)外部性也就更強(qiáng)，從而弱化了宗教信仰在城鎮(zhèn)地區(qū)對居民幸福水平產(chǎn)生的積極影響。其次，由于中國農(nóng)村社會是典型的“熟人社會”，宗教參與作為人們交往溝通的媒介也發(fā)揮著更大的作用，各類宗教組織不僅能夠滿足農(nóng)村居民的信仰需求，也是其積累社會資本的重要途徑，因此，對主觀福利的影響效應(yīng)更大。最后，從風(fēng)險的角度看，處于經(jīng)濟(jì)弱勢地位的農(nóng)村居民往往面臨著更大的風(fēng)險，在農(nóng)村公共服務(wù)供給不足的情形下，農(nóng)村居民的宗教訴求更強(qiáng)烈，在其生活中也占據(jù)著更為重要的地位，導(dǎo)致宗教參與對農(nóng)村居民主觀福利水平產(chǎn)生的積極影響更大。

五、結(jié)語

本文采用2012年中國勞動力動態(tài)調(diào)查(CLDS)數(shù)據(jù)，對宗教、文化與幸福的關(guān)系進(jìn)行了考察。本文的研究結(jié)果表明：(1)總體而言，信教能夠顯著地改善居民的幸福水平，但并不能削弱收入波動和健康惡化對幸福產(chǎn)生的不利影響；(2)在考慮了文化的作用后，一方面?zhèn)€體層面和社區(qū)(村)層面的文化能夠顯著改善人們的幸福水平，另一方面也會削弱宗教對幸福的影響，而在考慮省區(qū)層面的文化后，宗教與幸福的關(guān)系不再顯著；(3)在考慮了城鎮(zhèn)和農(nóng)村的文化差異后，信教仍能提升人們的幸福水平，但是，宗教對幸福的影響在農(nóng)村地區(qū)表現(xiàn)得更強(qiáng)烈，說明城鄉(xiāng)間的文化差異會顯著影響宗教與幸福的關(guān)系。

本文的研究不僅為我們更好地理解宗教信仰與幸福的關(guān)系提供了來自中國的證據(jù)，而且也具有較強(qiáng)的公共政策含義。首先，由于宗教參與能夠提升人們的主觀福利水平，那么，從宏觀層面看，各級政府應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)與宗教組織的合作，引導(dǎo)各類宗教組織健康發(fā)展，以更好地“發(fā)揮宗教界人士和信教群眾在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中的積極作用”*參見《李克強(qiáng)作的政府工作報告(摘登)》，《人民日報》2015年3月6日，第2版。。其次，由于文化能夠削弱宗教對幸福的影響，因此，通過合適的文化建設(shè)和引領(lǐng)，不僅能夠引導(dǎo)人們樹立起科學(xué)、正確的宗教觀，還能豐富人民群眾的業(yè)余活動，從而改善其幸福水平。最后，如果說宗教能夠通過其所具有的社會關(guān)懷改善人們的福利水平，這意味著宗教組織在某種程度上扮演了政府民政部門的角色。因此，各級政府應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步加大公共服務(wù)支出，逐步完善社會保障制度，這不僅有利于緩解當(dāng)前中國社會的“宗教熱”現(xiàn)象，還有利于人們幸福生活的實現(xiàn)。

需要指出的是，本文對文化的衡量仍有值得商榷的地方。由于省區(qū)層面以及城鄉(xiāng)地區(qū)文化測量的不具體，一方面，導(dǎo)致我們不能夠從實證的角度具體討論文化如何影響人們的宗教行為，從而未能基于“文化→宗教→幸?！边@一影響鏈條更加清晰地解釋三者之間的關(guān)系；另一方面，也使得我們只能籠統(tǒng)地確定文化與幸福之間的關(guān)系，而未能具體探討不同文化的內(nèi)涵影響幸福的內(nèi)在機(jī)制和原因，這也是在未來的研究中需要進(jìn)一步解決的問題。

[參考文獻(xiàn)]

何蓉、F. Carson Mencken. 當(dāng)代中國宗教信仰與社會經(jīng)濟(jì)地位的初步考察.世界宗教文化，2010, (6): 14—20.

江求川、張克中.宗教信仰影響老年人健康嗎.世界經(jīng)濟(jì)文匯，2013, (5): 85—106.

樂君杰、葉晗.農(nóng)民信仰宗教是價值需求還是工具需求——基于CHIPs數(shù)據(jù)的實證檢驗.管理世界，2012, (11): 67—76.

李峰.對宗教組織之信任的探索性研究：以上海數(shù)據(jù)為例.社會，2013, (2): 85—110.

李娟偉、任保平.中國經(jīng)濟(jì)增長新動力：是傳統(tǒng)文化還是商業(yè)精神——基于文化資本視角的理論與實證研究.經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2013, (4): 5—15.

阮榮平、鄭鳳田、劉力.宗教信仰、宗教參與與主觀福利：信教會幸福嗎？中國農(nóng)村觀察，2011, (2): 74—86.

阮榮平、鄭風(fēng)田、劉力.宗教信仰與社會沖突：根源還是工具？經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2014, (2): 793—816.

阮榮平、鄭風(fēng)田、劉力.信仰的力量：宗教有利于創(chuàng)業(yè)嗎? 經(jīng)濟(jì)研究，2014, (3): 171—184.

宋躍華.中國宗教的“長期性”：對當(dāng)今農(nóng)村宗教熱的一種闡讀.廣東省社會主義學(xué)院學(xué)報，2009, (2): 105—112.

楊鳳崗.當(dāng)代中國的宗教復(fù)興與宗教短缺.文化縱橫，2012, (1): 26—31.

Azzi. C., R. Ehrenberg, 1975. Household Allocation of Time and Church Attendance. Journal of Political Economy, 83, (1): 27—56.

Chaeyoon Lim, Robert D.Putnam, 2010. Religion, Social Networks, and Life Satisfaction. American Sociological Review, 75, (6): 914—933.

Chui A., Kwok C., 2009. Cltural Practices and Life Insurance Consumption: An International Analysis Using GLOBE Score. Journal of Multinational Financial Management, 19, (4): 273—290.

Clark. A.E., O. Lelkes, 2006. Deliver Us from Evil: Religion as Insurance. PSE Working Paper.

Clark, A.E., A.J. Oswald, 1996. Satisfaction and Comparison Income. Journal of Public Economics, 61, (3): 359—381.

Daniel L. Chen, 2010. Club Goods and Group Identity: Evidence from Islamic Resurgence during the Indonesian Financial Crisis. Journal of Political Economy, 118, (2): 300—354.

Dehejia. R., T. DeLeire and E. Luttmer, 2007. Insuring Consumption and Happiness through Religious Organizations. Journal of Public Economics. 91, (1): 259—279.

Dezhu Ye, Yew-Kwang Ng, Yujun Lian, 2015. Culture and Happiness. Social Indicators Research, 123, (2): 519—547.

Diener E., Oishi S., Richard E., & Lucas R., 2003. Personality, Culture, and Subjective Well-being: Emotional and cognitive evaluations of life. Annual Review of Psychology, 54, (1): 403—425.

Easterlin. R, 1995. Will Raising the Incomes of All Increase the Happiness of All. The Journal of Economic Behavior and Organization, 27, (1): 35—47.

Easterlin, Richard, 2001. A. Income and Happiness: Towards a Unified Theory. Economic Journal, 111, (3): 465—484.

Ellison. C, 1991. Religious Involvement and Subjective Well-Being. Journal of Health and Social Behavior, 32, (1): 80—99.

Ferrer-i-Carbonell, A, P. Frijters, 2004. How Important Is Methodology for the Estimates of the Determinants of Happiness. Economic Journal, 114, (7): 641—659.

Frey B S, Stutzer A, 2002. What Can Economists Learn from Happiness Research? Journal of Economic Literature, 40, (2): 402—435.

Heukamp F.H., Arino M.A., 2011. Does Country Matter for Subjective Well-being? Social Indicators Research, 100, (1): 155—170.

Hofstede G., Bond M.H., 1988. The Confucius Connection: From Cultural Roots to Economic Growth. Organizational Dynamics, 15, (1): 4—21.

Lelkes O, 2006. Tasting Freedom: Happiness, Religion and Economic Transition. The Journal of Economic Behavior and Organization, 59, (2): 173—194.

Lu. L., Gilmour R., 2004. Culture and Conceptions of Happiness: Individual Oriented and Social Oriented SWB. Journal of Happiness Studies, 5, (3): 269—291.

【責(zé)任編輯：楊海文；責(zé)任校對：楊海文，趙洪艷】

*收稿日期：2015—09—04

基金項目：廣州市社科聯(lián)規(guī)劃項目資助(1512009—41000—42220009)

作者簡介：金江，中山大學(xué)國際金融學(xué)院(珠海519082)；

DOI：10.13471/j.cnki.jsysusse.2016.03.016

吳培冠，中山大學(xué)國際金融學(xué)院(珠海519082)。