林玉嬋，羅明忠，2*

（1.華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 廣州 510642；2.華南農(nóng)業(yè)大學(xué)鄉(xiāng)村振興研究院，廣東 廣州 510642）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

增進(jìn)民生福祉，實(shí)現(xiàn)共同富裕，已成社會(huì)共識(shí)。取得脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的全面勝利，標(biāo)志著中國(guó)進(jìn)入以緩解相對(duì)貧困和促進(jìn)共同富裕為重點(diǎn)的“后減貧時(shí)代”。緩解相對(duì)貧困和促進(jìn)共同富裕實(shí)際上是“一枚硬幣的兩面”，究其根本，都是為人民謀福利，以滿足人民對(duì)美好生活的不斷追求。其最終目的是增進(jìn)民生福祉，提升人民安全感、獲得感和幸福感，促進(jìn)共同富裕宏偉目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。在全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興的進(jìn)程中，防止返貧，不僅需要立足當(dāng)下，解決以生存為核心的收入貧困問題，還需著眼未來，重視農(nóng)戶因可行能力不足引發(fā)的相對(duì)貧困問題，減貧治理工作重心將轉(zhuǎn)向解決人群范圍廣、脫貧標(biāo)準(zhǔn)高的相對(duì)貧困問題［1］，其影響因素及其解決路徑多樣，更具復(fù)雜性、多樣性和艱巨性。

中國(guó)農(nóng)村是傳統(tǒng)鄉(xiāng)土社會(huì)，具有“聚族而居”的特征。以血緣、親緣為基礎(chǔ)的宗族作為我國(guó)農(nóng)村特有的傳統(tǒng)組織，在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展進(jìn)程中扮演著重要角色［2-5］。尤其對(duì)于物質(zhì)資本和人力資本較為匱乏的農(nóng)戶而言，其社會(huì)交往行為往往依賴于宗族展開?！颁噶餍?yīng)”認(rèn)為，基于完善的市場(chǎng)機(jī)制，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的紅利最終由富裕群體惠及貧困群體［6］。然而，由于貧困人群缺乏社會(huì)參與，最終難以共享社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展紅利［7］。事實(shí)證明，農(nóng)戶相對(duì)貧困問題未能通過“涓流效應(yīng)”得以緩解［8］。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2020年全國(guó)農(nóng)村居民人均可支配收入僅為全國(guó)居民人均可支配收入的53.22%，只及城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的39.07%。按照國(guó)際上60%的相對(duì)貧困線標(biāo)準(zhǔn)，我國(guó)農(nóng)村相當(dāng)部分居民還普遍處于相對(duì)貧困狀態(tài)［9］。而宗族參與作為農(nóng)戶社會(huì)參與的重要組成部分，是有效積累“窮人資本”的前提以及獲得禮金饋贈(zèng)等經(jīng)濟(jì)支持的重要途徑［10］，還能有效提升農(nóng)戶應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)沖擊的抵御能力。實(shí)證檢驗(yàn)表明，宗族參與對(duì)提高農(nóng)戶融資能力、推進(jìn)土地調(diào)整、改善農(nóng)戶主觀福利、縮小收入差距、改善村莊公共品供給、輔助鄉(xiāng)村治理等方面均有顯著積極作用［11-13］，進(jìn)而可能對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困起緩解作用。

既往有關(guān)農(nóng)戶相對(duì)貧困的研究主要集中于以下三個(gè)方面：一是相對(duì)貧困的定義及特征。相對(duì)貧困指因社會(huì)分配不公平所引發(fā)的社會(huì)資源不平等現(xiàn)象［14］，具體表現(xiàn)為貧困個(gè)體或者家庭的生活狀況、生存能力明顯低于社會(huì)平均水平，呈現(xiàn)相對(duì)性、多元性和長(zhǎng)期性［15］。二是相對(duì)貧困指標(biāo)及測(cè)度。主要采用家庭平均收入比例或總收入中位數(shù)比例［16-18］、醫(yī)療保險(xiǎn)或養(yǎng)老保險(xiǎn)［19］等社會(huì)保障、受教育程度［20］等指標(biāo)。Liu等［21］的研究結(jié)果表明，我國(guó)農(nóng)村絕對(duì)收入貧困雖逐步得到緩解和消除，但相對(duì)貧困狀況未見明顯改善［22-23］。三是相對(duì)貧困影響因素。既包括年齡、就業(yè)、風(fēng)險(xiǎn)偏好等個(gè)人特征［24-26］，也包括家庭人數(shù)、土地面積等家庭特征［27］，還包括交通條件、地形等區(qū)域特征［28-29］。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)宗族參與的積極效應(yīng)和相對(duì)貧困的內(nèi)涵、測(cè)度及其影響因素等進(jìn)行了較廣泛的探究，但基于宗族參與視角，對(duì)農(nóng)戶減貧治理的影響研究主要局限于絕對(duì)收入貧困。事實(shí)上，相對(duì)貧困具有相對(duì)性，擺脫絕對(duì)收入貧困并不意味著擺脫相對(duì)貧困。相對(duì)貧困治理不僅要解決經(jīng)濟(jì)維度的“貧”，還要解決社會(huì)發(fā)展維度的“困”，以達(dá)到促進(jìn)共同富裕要旨。依照相對(duì)貧困測(cè)算標(biāo)準(zhǔn)，農(nóng)戶是否處于相對(duì)貧困并非以絕對(duì)收入作為衡量基準(zhǔn)，而是以農(nóng)戶總收入或家庭人均收入的一定比例作比較［30］。正如亞當(dāng)·斯密“麻布襯衫”①亞當(dāng)·斯密在《國(guó)富論》中，以麻布襯衫例子強(qiáng)調(diào)“體面生活”的重要性，即在18 世紀(jì)晚期的格拉斯哥街頭，如果一位男士不能身穿一件麻布襯衫，那就是不體面的。所揭示的含義，相對(duì)貧困還涉及到“社會(huì)融入”，具有參照性，若貧困人群的絕對(duì)收入增加，但增速小于富裕階層的絕對(duì)收入，仍將長(zhǎng)期處于相對(duì)貧困中。而宗族參與是增強(qiáng)農(nóng)戶交往、獲得稀缺資源、有效提升抵御風(fēng)險(xiǎn)能力的主要途徑［31］，有利于提高農(nóng)戶收入、縮小收入差距，可能對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解產(chǎn)生積極作用?；诖耍疚牟捎?017 年河南省部分農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，將經(jīng)濟(jì)相對(duì)貧困和社會(huì)相對(duì)貧困納入相對(duì)貧困指標(biāo)體系，實(shí)證檢驗(yàn)宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困、經(jīng)濟(jì)相對(duì)貧困和社會(huì)相對(duì)貧困的影響，并進(jìn)一步探究其作用機(jī)制，旨在為建立“后減貧時(shí)代”減貧治理長(zhǎng)效協(xié)同機(jī)制、實(shí)現(xiàn)鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接、增進(jìn)民生福祉、推動(dòng)共同富裕提供有益借鑒。

二、理論分析與研究假說

宗族有別于其他社會(huì)組織，其依靠血緣、親緣將農(nóng)戶聚集于特定組織中，并與宗族以外的社會(huì)農(nóng)戶予以區(qū)分，形成宗族內(nèi)部農(nóng)戶獨(dú)有的強(qiáng)社會(huì)關(guān)系。宗族參與不僅為農(nóng)戶交流協(xié)作提供平臺(tái)，形成宗族內(nèi)部信任，還促進(jìn)農(nóng)戶互惠互助，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)，改善農(nóng)戶相對(duì)貧困狀況［32］。因而，宗族不僅是血緣共同體，還是規(guī)范共同體，更是互助共同體、利益共同體［33］。

（一）宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的影響

首先，宗族參與為農(nóng)戶信息交流提供平臺(tái)，降低因信息不對(duì)稱陷入相對(duì)貧困的可能性。農(nóng)戶通過修族譜、建祠堂、祭祀等宗族活動(dòng)加強(qiáng)交流協(xié)作，有利于提高農(nóng)戶間信息傳遞速度，促進(jìn)稀缺信息與資源共享，如市場(chǎng)信息、技術(shù)信息、社會(huì)聲譽(yù)等獨(dú)有資源，進(jìn)而解決逆向選擇問題，避免農(nóng)戶因信息不對(duì)稱帶來的投資風(fēng)險(xiǎn)或生產(chǎn)不確定性。其次，宗族參與加強(qiáng)族內(nèi)信任，為農(nóng)戶合作互助提供平臺(tái)。不同于“依法而治”的現(xiàn)代“法治”社會(huì)，鄉(xiāng)土社會(huì)秩序的維持更多地依靠“依傳統(tǒng)和道德規(guī)范而治”的“禮治”［34］。在呈現(xiàn)“團(tuán)體格局”和“差序格局”特點(diǎn)的農(nóng)村，宗族作為重要的非正式組織，通過倫理規(guī)范約束、輿論壓力、聲譽(yù)激勵(lì)等傳統(tǒng)道德規(guī)范和非正式制度，有效監(jiān)督和制約宗族內(nèi)部農(nóng)戶的意識(shí)和行為舉止，提高宗族內(nèi)部農(nóng)戶的相互信任程度，進(jìn)而降低交易成本，避免“搭便車”行為，促進(jìn)農(nóng)戶合作互助，發(fā)揮減貧作用［35］，促進(jìn)村內(nèi)農(nóng)戶走向共同富裕。同時(shí)，宗族參與形成的內(nèi)部信任和內(nèi)部聲譽(yù)可視為信用機(jī)制，具有“自我履行”特征，可替代傳統(tǒng)的物質(zhì)抵押品，有效制約農(nóng)戶違約行為，緩解農(nóng)戶信貸約束［36］，互幫互助，發(fā)揮減貧效應(yīng)。最后，宗族參與促進(jìn)宗族網(wǎng)絡(luò)形成，有效發(fā)揮非正式風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制，緩解農(nóng)戶收入波動(dòng)。基于貧困脆弱性視角，無論是個(gè)體暴露在沖擊和風(fēng)險(xiǎn)的外部環(huán)境下，還是處于應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)無人相助的內(nèi)部環(huán)境中，均屬于缺乏應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的可行能力［37］?，F(xiàn)階段，我國(guó)農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)機(jī)制不完善，農(nóng)戶在面對(duì)較大收支沖擊時(shí)，還可能要依靠宗族內(nèi)部農(nóng)戶間的互助行為，發(fā)揮“族內(nèi)團(tuán)結(jié)”功能，實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)，進(jìn)而提高農(nóng)戶抵御風(fēng)險(xiǎn)能力，降低農(nóng)戶陷入相對(duì)貧困可能性［38］。因而，宗族參與可以發(fā)揮宗族在經(jīng)濟(jì)維度的“利益共同體”功能和社會(huì)發(fā)展維度的“互助共同體”功能。基于此，提出第一個(gè)研究假說：

H1：宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解具有積極影響。

（二）社會(huì)支持在宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解中的作用

農(nóng)村鄉(xiāng)土社會(huì)是所有農(nóng)戶長(zhǎng)期共同生活的互助社會(huì)［34］。《呂氏鄉(xiāng)約》①鄉(xiāng)約是人民公約，《呂氏鄉(xiāng)約》是呂氏族人的公約，也是我國(guó)最早的成文鄉(xiāng)約?！秴问相l(xiāng)約》提出“德業(yè)相勸、過失相規(guī)、禮俗相交、患難相恤”的四條約文，強(qiáng)調(diào)宗族內(nèi)部是一種共同社會(huì)，族內(nèi)成員利害相同，應(yīng)社會(huì)互助?！读x莊規(guī)矩》②義莊是宗族所有的田產(chǎn)。范仲淹在蘇州用俸祿購置田產(chǎn)，以田租用于支助族人衣食及婚嫁喪葬費(fèi)用，是一種善舉，表明患難相助的宗族作用。有云，患難相恤、貧困相濟(jì)是宗族組織的重要功能之一。宗族內(nèi)部農(nóng)戶不僅應(yīng)當(dāng)互助互愛，還應(yīng)當(dāng)對(duì)貧困農(nóng)戶“以財(cái)濟(jì)之，或?yàn)橹儋J置產(chǎn)，以歲月償之”，發(fā)揮宗族日?；ブ徒?jīng)濟(jì)扶持等社會(huì)支持功能。宗族參與無論是通過交流協(xié)作，提高有益信息流通速度，降低信息不確定性；還是加強(qiáng)族內(nèi)信任，促進(jìn)合作互助；抑或是作為“非正式風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制”，幫助農(nóng)戶應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)沖擊，其本質(zhì)均屬于農(nóng)戶間的社會(huì)支持，發(fā)揮互助減貧功能。

宗族作為非正式組織，依托以儒家倫理道德為核心的族訓(xùn)，對(duì)農(nóng)戶具有道德約束作用，使得宗族內(nèi)部農(nóng)戶間的相互協(xié)作攜帶道德義務(wù)的色彩，可以增強(qiáng)宗族內(nèi)部農(nóng)戶的凝聚力，把同族的人口納入“圈內(nèi)”，有效發(fā)揮互助共濟(jì)等社會(huì)支持功能。宗族人情倫理道德主張的患難相恤思想，主導(dǎo)農(nóng)戶的貧困相濟(jì)行為，不僅體現(xiàn)在農(nóng)戶間的日常扶持，還體現(xiàn)在農(nóng)忙時(shí)節(jié)互助共濟(jì)等勞作方式、婚喪嫁娶或應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)沖擊的“人情往來”，有效緩解農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)相對(duì)貧困和社會(huì)相對(duì)貧困。實(shí)證檢驗(yàn)表明，宗族內(nèi)部農(nóng)戶的“人情往來”等社會(huì)支持或?yàn)檗r(nóng)戶提供資金援助［39］，或作為“非正式社會(huì)保障機(jī)制”，有效降低農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)成本［5］，緩解農(nóng)戶資金約束，防止返貧致貧，共享全面小康社會(huì)，促進(jìn)共同富裕宏偉目標(biāo)實(shí)現(xiàn)?；诖?，提出第二個(gè)研究假說：

H2：社會(huì)支持在宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解中發(fā)揮中介效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于課題組2017 年對(duì)河南省6 個(gè)縣的農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，其內(nèi)容包含祭祀等宗族特征、農(nóng)戶教育水平等個(gè)人特征、家庭總收入等家庭特征及社會(huì)保險(xiǎn)等社會(huì)保障信息。課題組對(duì)河南省進(jìn)行兩次問卷調(diào)查。第一次調(diào)查依據(jù)村人均收入等指標(biāo)，在正陽縣抽取10 個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取5個(gè)村，每個(gè)村抽取40 戶樣本戶，共得到2 000 戶樣本，剔除不完整訪談樣本后，最終獲得1 914 戶有效樣本。第二次調(diào)查采用分層抽樣等方法，選取上蔡縣、杞縣、舞陽縣、安陽縣與新安縣5 個(gè)縣，全面覆蓋豫東、西、南、北、中。按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，將每個(gè)縣等分為5組，并在每組中隨機(jī)抽取一個(gè)樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)；同樣地，按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，進(jìn)一步將樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)的村莊分為2 組，每組隨機(jī)抽取一個(gè)樣本村，每個(gè)樣本村隨機(jī)抽取40 戶樣本戶，共獲得25 個(gè)樣本鎮(zhèn)50 個(gè)樣本村，2 000 個(gè)樣本戶，有效樣本2 000 戶。兩次調(diào)查共發(fā)放問卷4 000份，獲得最終獲得有效問卷3 914份，最終采用樣本1 378份。

（二）變量選取

1.被解釋變量 研究農(nóng)戶相對(duì)貧困，不僅要反映農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)維度的“貧”，還要反映農(nóng)戶社會(huì)發(fā)展維度的“困”。參考羅明忠等［17］、王小林和馮賀霞［20］、邱海蘭等［40］的研究，基于可行能力視角，將經(jīng)濟(jì)相對(duì)貧困和社會(huì)相對(duì)貧困納入相對(duì)貧困識(shí)別指標(biāo)體系（表1），用以衡量農(nóng)戶相對(duì)貧困狀況。同時(shí)，參考張全紅和周強(qiáng)［22］、王小林和馮賀霞等［20］的研究，若有一半及以上指標(biāo)處于被剝奪狀態(tài)，則定義該農(nóng)戶處于相對(duì)貧困。

表1 農(nóng)戶相對(duì)貧困識(shí)別指標(biāo)體系

2.解釋變量 本文研究目的在于分析農(nóng)戶宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困的影響。有關(guān)宗族的現(xiàn)有研究通常基于農(nóng)戶個(gè)體行為和活動(dòng)載體上進(jìn)行測(cè)度，選取代理指標(biāo)主要集中于親戚間禮金支出［41］、是否為第一大姓［42］、是否參與祭祀、修建族譜等宗族活動(dòng)，或是否存在祠堂等宗族活動(dòng)載體方面［43-44］。然而，禮金支出可能存在內(nèi)生性問題，其通常受農(nóng)戶性格特征、經(jīng)濟(jì)收入水平的影響。事實(shí)上，一方面，祭祀、修族譜是農(nóng)戶宗族參與的主要途徑之一；另一方面，祠堂是農(nóng)戶宗族參與的主要場(chǎng)所，具有祭祀祖先、商議宗族大事等功能，有利于凝聚內(nèi)部力量和產(chǎn)生文化共鳴；另外，清明節(jié)是我國(guó)重要傳統(tǒng)節(jié)日之一，公共墳場(chǎng)作為宗族舉行拜掃先墓、添土筑墳等祭祀儀式的載體，發(fā)揮著宗族參與、認(rèn)祖歸宗、團(tuán)結(jié)宗族的作用。因此，祠堂和公共墳場(chǎng)的存在往往伴隨著家祭、墓祭和祠祭三大宗族活動(dòng)的舉行，是加強(qiáng)宗族交流協(xié)作、增強(qiáng)宗族凝聚力的主要載體。基于此，本文采用“是否有祭祀、族譜維護(hù)、祠堂、公共墳場(chǎng)等宗族活動(dòng)或活動(dòng)載體？”對(duì)宗族參與進(jìn)行度量。

3.中介變量 本文以社會(huì)支持作為中介變量，研究宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困的作用機(jī)制。依據(jù)問卷信息，選用“農(nóng)戶之間是否相互幫忙？”作為社會(huì)支持的代理變量。若農(nóng)戶間相互幫忙，視為存在社會(huì)支持，賦值為1，反之賦值為0。

4.控制變量 借鑒羅明忠等［17］的研究，選取農(nóng)戶年齡、性別、風(fēng)險(xiǎn)偏好、社會(huì)信任以及是否為黨員、是否純務(wù)農(nóng)等變量來反映農(nóng)戶個(gè)人特征；選取家庭總?cè)藬?shù)、承包地面積、貸款需求變量來描述農(nóng)戶家庭特征；選取村莊事務(wù)決定權(quán)、交通條件、所在村莊與距縣中心車程等變量來反映區(qū)域特征。各變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

表2 變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)

（三）模型構(gòu)建

1.Logit模型 由于被解釋變量“農(nóng)戶相對(duì)貧困”屬于二分變量，構(gòu)建Logit模型探究宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困的影響：

式（1）～式（2）中，Yi為被解釋變量，表示農(nóng)戶相對(duì)貧困；X1為解釋變量，表示農(nóng)戶宗族參與；Dni為控制變量，表示農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭特征與區(qū)域特征；a0為常數(shù)項(xiàng)，a1為宗族參與的回歸系數(shù)，a2n為控制變量的回歸系數(shù)。

2.中介效應(yīng)模型 本文采取常用的中介效應(yīng)依次回歸檢驗(yàn)方法，構(gòu)建三個(gè)計(jì)量模型，具體如下：

式（3）～式（5）中，relative povertyi、clani、helpi分別表示農(nóng)戶相對(duì)貧困、宗族參與和社會(huì)支持，controlni表示全部控制變量，包括農(nóng)戶個(gè)體、家庭、區(qū)域等特征；a0、b0、c0為常數(shù)項(xiàng)，a1、a2n、b1、b2n、c1、c2n、c'1為待估參數(shù)；εi、μi、ρi為擾動(dòng)項(xiàng)。

中介效應(yīng)具體檢驗(yàn)步驟如下：第一步，檢驗(yàn)回歸系數(shù)c1是否顯著，若顯著，則進(jìn)行第二步檢驗(yàn)，若不顯著，停止中介效應(yīng)檢驗(yàn)；第二步，依次檢驗(yàn)回歸系數(shù)a1、b1顯著性，若都顯著，則進(jìn)行第三步檢驗(yàn)；第三步，檢驗(yàn)回歸系數(shù)c'1的顯著性，若顯著，則為部分中介效應(yīng)。

四、結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸估計(jì)

表3 報(bào)告了宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解影響的模型估計(jì)結(jié)果。首先，宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，即宗族參與能有效緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困；其次，將相對(duì)貧困細(xì)分為經(jīng)濟(jì)相對(duì)貧困和社會(huì)相對(duì)貧困，進(jìn)一步探究宗族參與的減貧效應(yīng)。結(jié)果表明，宗族參與對(duì)農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)相對(duì)貧困和社會(huì)相對(duì)貧困均有顯著緩解作用，H1得以驗(yàn)證。

表3 的模型（1）顯示，相對(duì)于無宗族參與的農(nóng)戶，有宗族參與的農(nóng)戶陷入相對(duì)貧困的可能性降低13.9%。模型（2）顯示宗族參與對(duì)農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)相對(duì)貧困的緩解程度較高，與無宗族參與的農(nóng)戶相比，有宗族參與農(nóng)戶陷入經(jīng)濟(jì)相對(duì)貧困的可能性降低20.8%，同時(shí)模型（3）表明，陷入社會(huì)相對(duì)貧困的可能性降低6.2%。究其原因，一是宗族參與可以加強(qiáng)農(nóng)戶間的交流協(xié)作，有利于打破信息壁壘，降低農(nóng)戶因信息不對(duì)稱造成的經(jīng)濟(jì)損失；而“窮人”之所以陷入“貧困”，其重要原因之一就是缺乏獲得正確信息的渠道。二是宗族參與可以降低農(nóng)戶間的交易成本，提高信任程度，促進(jìn)合作互利行為。三是宗族參與形成的合作互助關(guān)系，可充當(dāng)“非正式風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制”，幫助農(nóng)戶應(yīng)對(duì)消極沖擊，平滑消費(fèi)，有助于緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困，共享全面小康社會(huì)。

表3 宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解影響的估計(jì)結(jié)果

控制變量中，年齡、是否為黨員、家庭總?cè)藬?shù)、風(fēng)險(xiǎn)偏好、交通條件等變量對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困有顯著緩解作用。黨員、家庭總?cè)藬?shù)多的農(nóng)戶，其社會(huì)交往較為廣泛，更容易獲取有益的政策信息；相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡型農(nóng)戶而言，風(fēng)險(xiǎn)中立型和風(fēng)險(xiǎn)激進(jìn)型農(nóng)戶對(duì)新生事物厭惡程度較低，采納有利可圖的新技術(shù)、吸收新知識(shí)和信息的可能性更高；交通條件差的地方，經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后，難以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)全面發(fā)展，距縣中心車程對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困有顯著正向影響，地處偏遠(yuǎn)的農(nóng)戶，難以共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展紅利。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)前文估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，采用替換核心自變量方法，對(duì)模型重新估計(jì)。本文采用“宗族活動(dòng)或載體數(shù)量”替代“是否有宗族活動(dòng)或活動(dòng)載體”進(jìn)行度量。結(jié)果如表4所示：宗族參與數(shù)量對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困和經(jīng)濟(jì)相對(duì)貧困具有顯著負(fù)向影響，對(duì)社會(huì)相對(duì)貧困的影響雖未通過顯著性檢驗(yàn)，但其回歸方向依舊為負(fù)向。在控制變量不變的情況下，農(nóng)戶宗族參與數(shù)量每增加一單位，農(nóng)戶處于相對(duì)貧困、經(jīng)濟(jì)相對(duì)貧困和社會(huì)相對(duì)貧困的可能性分別降低6.7%、13.3%和2.0%，表明宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困治理有積極影響，前文研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表4 宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（三）中介檢驗(yàn)

實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困及其經(jīng)濟(jì)相對(duì)貧困和社會(huì)相對(duì)貧困均有顯著負(fù)向影響，但其影響機(jī)制尚未明確。為此，運(yùn)用中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，進(jìn)一步探究社會(huì)支持在宗族參與影響農(nóng)戶相對(duì)貧困治理的中介效應(yīng)。結(jié)果如表5所示，社會(huì)支持在宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困、經(jīng)濟(jì)相對(duì)貧困和社會(huì)相對(duì)貧困緩解的影響中，均發(fā)揮部分中介效應(yīng)。這意味著處于“鄉(xiāng)土社會(huì)”的中國(guó)農(nóng)村，宗族參與通過提高農(nóng)戶獲得社會(huì)支持的可能性，進(jìn)而獲得諸如經(jīng)濟(jì)上的“無私幫助”，信息、技術(shù)乃至社會(huì)交往中的情感互動(dòng)等支持，促進(jìn)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解。

表5 宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解影響的作用機(jī)制

（四）內(nèi)生性檢驗(yàn)

農(nóng)戶宗族參與屬于農(nóng)戶自選擇行為，導(dǎo)致前文模型可能存在因自選擇偏差而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。為此，本文將采用傾向得分匹配法重新估計(jì)宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的影響。表6 為宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的半徑匹配、核匹配、近鄰匹配與局部線性回歸匹配的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果表明，宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困具有顯著負(fù)向影響，表明宗族參與有利于緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困?？梢?，傾向得分匹配法的估計(jì)結(jié)果與前文基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果基本一致，研究結(jié)論可信。

表6 宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困的傾向得分匹配法的估計(jì)結(jié)果

表7 是平衡性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果，其目的是檢驗(yàn)傾向得分匹配法是否較好地平衡數(shù)據(jù)。以半徑匹配法為例，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，匹配后，有宗族參與組與無宗族參與組的樣本均值大致接近，偏差率降低至10%以下。因此，傾向得分匹配結(jié)果通過平衡性檢驗(yàn)。

表7 半徑匹配法平衡性檢驗(yàn)

（五）進(jìn)一步分析

為進(jìn)一步探究宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的具體作用，在相對(duì)貧困劃分為經(jīng)濟(jì)相對(duì)貧困和社會(huì)相對(duì)貧困的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步將社會(huì)相對(duì)貧困指標(biāo)細(xì)分為教育、培訓(xùn)、合同、醫(yī)療、養(yǎng)老和認(rèn)知相對(duì)貧困。結(jié)果表明，宗族參與對(duì)農(nóng)戶教育相對(duì)貧困緩解有顯著的積極作用，從而印證中國(guó)傳統(tǒng)社會(huì)宗族互濟(jì)支持子女教育的現(xiàn)實(shí)；對(duì)培訓(xùn)、醫(yī)療、養(yǎng)老和認(rèn)知相對(duì)貧困也具有緩解作用，但未通過顯著性檢驗(yàn)。值得注意的是，宗族參與降低農(nóng)戶外出打工簽訂勞動(dòng)合同的可能性，可能的原因是在宗族社會(huì)中，社會(huì)信任受到宗族背書，宗族的內(nèi)部信任可視為隱形合同。而離開宗族外出務(wù)工的農(nóng)戶，未能完全意識(shí)到宗族社會(huì)和現(xiàn)代社會(huì)的信任區(qū)別，容易陷入合同相對(duì)貧困。

表8 宗族參與對(duì)農(nóng)戶社會(huì)相對(duì)貧困緩解影響的進(jìn)一步分析

五、主要結(jié)論與政策建議

基于2017年河南省6個(gè)縣的農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，將經(jīng)濟(jì)維度的“貧”和社會(huì)發(fā)展維度的“困”納入相對(duì)貧困指標(biāo)體系，探究宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困的影響及其作用機(jī)制。結(jié)果表明：在鄉(xiāng)土社會(huì)，農(nóng)戶社會(huì)交往常圍繞宗族展開，無論是經(jīng)濟(jì)相對(duì)貧困，抑或是社會(huì)相對(duì)貧困，宗族參與均有不同程度的緩解作用，尤其能顯著降低教育相對(duì)貧困的可能性。進(jìn)一步對(duì)作用機(jī)制研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)支持在宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困的緩解起中介效應(yīng)，即宗族參與為農(nóng)戶交流、互助、協(xié)作和情感互動(dòng)提供有效平臺(tái)，促使宗族參與農(nóng)戶獲得更多社會(huì)支持，進(jìn)而對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解起積極作用，有利于農(nóng)戶共享全面小康社會(huì)?？梢?，作為一種特殊的社會(huì)參與，宗族參與發(fā)揮“族內(nèi)團(tuán)結(jié)”“風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)”功能，能有效提高農(nóng)戶間的社會(huì)支持，緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困。

基于以上研究結(jié)論，提出如下政策建議：首先，加強(qiáng)對(duì)祭祀等宗族活動(dòng)監(jiān)管力度，弘揚(yáng)宗族“紓貧濟(jì)困”“共享成果”的積極理念，進(jìn)而發(fā)揮社會(huì)支持在宗族參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解中的中介效應(yīng)；其次，助力農(nóng)村宗族開展積極的文化活動(dòng)，以此拓寬農(nóng)戶交往半徑與信任半徑，促進(jìn)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解，助力社會(huì)和諧與穩(wěn)定；再次，貫徹“發(fā)展全過程人民民主，維護(hù)社會(huì)公平正義”的精神，建立健全農(nóng)村居民在鄉(xiāng)村治理中的民主參與制度。既要發(fā)揮宗族作為非正式組織的益貧效應(yīng)，合理利用宗族患難相恤、貧困相濟(jì)等社會(huì)支持功能，又要正確引導(dǎo)宗族組織，形成文明鄉(xiāng)風(fēng)和淳樸民風(fēng)，促進(jìn)民主發(fā)展，讓廣大農(nóng)民過上更加美好的生活。