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(shí)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(gè)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(shí)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(gè)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(shí)了中國居民巨大的信仰需求。根據(jù)2007年一項(xiàng)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(shí)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(jià)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(jià)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(shí)證文獻(xiàn)也大部分證實(shí)，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(shí)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(gè)變量納入到計(jì)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(gè)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(shí)包含了來自城鎮(zhèn)的居民，對已有研究是一個(gè)有益的補(bǔ)充；(2)本文一方面從三個(gè)層面(省區(qū)、社區(qū)或村、個(gè)體)出發(fā)對文化進(jìn)行衡量，實(shí)證檢驗(yàn)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(jì)量模型和數(shù)據(jù)；第三部分從實(shí)證的角度探討宗教與幸福的關(guān)系，并同時(shí)對模型的內(nèi)生性問題和估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行分析和檢驗(yàn)；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(yàn)；最后為結(jié)語。

二、計(jì)量模型和數(shù)據(jù)

(一)計(jì)量模型

假定個(gè)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(gè)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(yàn)不僅由其絕對收入水平?jīng)Q定，同時(shí)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(shí)考慮了絕對收入水平和收入滿意度兩個(gè)因素。

以(1)為基礎(chǔ)，本文在考察宗教信仰對個(gè)體幸福水平的影響效應(yīng)時(shí)，所采用的計(jì)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(gè)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(fèi)水平發(fā)生波動時(shí)，宗教信仰能夠弱化這些風(fēng)險(xiǎn)事件對個(gè)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(xiǎn)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(gè)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(shí)，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(shí)將絕對收入與宗教信仰的交叉項(xiàng)(rinc1i)以及健康與宗教信仰的交叉項(xiàng)(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(xiàng)目由中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心組織實(shí)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(gè)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(gè)體問卷。本文使用的是其中的勞動力個(gè)體調(diào)查數(shù)據(jù)。勞動力個(gè)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(gè)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(jià)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(xiàng)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(gè)重要變量，但結(jié)合CLDS的調(diào)查數(shù)據(jù)，本文將主要從個(gè)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(gè)六分量表，1表示“很不幸?！?，6表示“非常幸?！?。 表1從三個(gè)層面對個(gè)體主觀幸福水平的分布狀況進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)。從整個(gè)樣本看，可以發(fā)現(xiàn)幸福水平大于3的個(gè)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(jià)較為樂觀。與此同時(shí)，我們還計(jì)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(yàn)。

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(shí)證分析中所涉及的其他解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，如表2所示。

表2　變量含義及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

三、估計(jì)結(jié)果分析

(一)相關(guān)計(jì)量問題

由于Ferrer-i-Carbonell & Frijters(2004)發(fā)現(xiàn)在主觀幸福感的經(jīng)驗(yàn)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(jì)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(jì)。

計(jì)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(gè)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(shí)，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(shí)，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(shí)證研究中既可能因?yàn)檫z漏變量，也可能因?yàn)槁?lián)立性偏差而導(dǎo)致內(nèi)生性問題的產(chǎn)生?？紤]到這一點(diǎn)，本文采用2SLS法對上述模型進(jìn)行估計(jì)。

(二)估計(jì)結(jié)果分析

本小節(jié)首先采用OLS方法對模型進(jìn)行估計(jì)：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(gè)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(gè)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(shí)加入兩個(gè)交叉項(xiàng)rinc1i和rhealthi，具體估計(jì)結(jié)果如表3所示。

從估計(jì)結(jié)果看，當(dāng)模型中加入兩個(gè)交叉項(xiàng)(rinc1和rhealth)之后，宗教信仰對個(gè)體主觀福利狀況的影響效應(yīng)不再顯著，且參數(shù)估計(jì)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(shí)在宗教組織中內(nèi)含的風(fēng)險(xiǎn)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(gè)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(xiàng)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(jì)結(jié)果發(fā)生變化的主要原因。與此同時(shí)，F(xiàn)rey & Stutzer(2002)指出大部分研究證實(shí)了年齡與幸福之間的U型關(guān)系，但本文未能證實(shí)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(jì)結(jié)果進(jìn)行分析。表3的估計(jì)結(jié)果表明：宗教信仰的估計(jì)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(gè)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(gè)途徑發(fā)生作用的。首先，基于對宗教價(jià)值觀的認(rèn)同和來世(afterlife)回報(bào)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(shí)生活，從而影響其幸福體驗(yàn)(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?yàn)槿藗兲峁┮粋€(gè)溝通平臺，通過參與各類宗教活動，有利于個(gè)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(gè)傳導(dǎo)渠道并沒有證實(shí)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(fèi)、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(jì)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(shí)，年收入水平與收入滿意度對個(gè)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(gè)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(gè)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(shí)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(shí)，說明現(xiàn)實(shí)中人們對健康的追求，并不僅僅在于這些事物本身，同時(shí)還在于它能夠?yàn)槲覀兲峁┮环N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(gè)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(jià)，得分越高，社會平等程度也越高，因而估計(jì)結(jié)果說明社會平等程度對個(gè)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(gè)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(jì)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(jì)。一般而言，一個(gè)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(gè)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?；诖耍疚囊?004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(shí)，由于工具變量的統(tǒng)計(jì)時(shí)間點(diǎn)為2004年，而本文的數(shù)據(jù)調(diào)查時(shí)間為2012年，因而可以保證工具變量的外生性要求。在估計(jì)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(jì)結(jié)果中，交叉項(xiàng)并不顯著，因此，在采用2SLS對模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，我們并沒有納入交叉項(xiàng)。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(jì)結(jié)果如表4所示。

表4　估計(jì)結(jié)果：2SLS

注：(1)相應(yīng)的控制變量參見表3。

2SLS的估計(jì)結(jié)果表明：在解決模型的內(nèi)生性問題后，宗教信仰對個(gè)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(jì)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(jì)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(gè)體幸福水平的影響，是因?yàn)樵谧诮痰挠绊懶?yīng)中，很有可能同時(shí)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(shí)對工具變量的有效性進(jìn)行了檢驗(yàn)。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(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值，其中Chi2統(tǒng)計(jì)量和p值分別對應(yīng)Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)的2統(tǒng)計(jì)量和p值，用于檢驗(yàn)宗教信仰是否為外生變量，Shea’s Prtial R2和F統(tǒng)計(jì)量用于判斷是否存在弱工具問題。根據(jù)Chi2統(tǒng)計(jì)量的p值來看，說明模型確實(shí)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(shí)，由于所有F統(tǒng)計(jì)量均大于10，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)原則*陳強(qiáng)：《高級計(jì)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(yàn)

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文從兩個(gè)方面對上述結(jié)論的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，我們基于Oprobit模型重新對參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。其次，由于在CLDS的調(diào)查問卷中還設(shè)計(jì)了另一個(gè)問題衡量個(gè)體幸福水平，因而我們可以通過定義一個(gè)新的被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。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?！?，6代表“更幸?！?，表6是相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。相應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表6　穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：(1)Oprobit模型對應(yīng)的是Pseudo R2，第(8)組回歸采用的是OLS估計(jì)方法，沒有報(bào)告常數(shù)項(xiàng)的估計(jì)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(bào)告相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

從Oprobit模型的估計(jì)結(jié)果看，與表3相比，除了各變量的參數(shù)估計(jì)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(shí)邊際效應(yīng)與系數(shù)估計(jì)值方向相反，在高端取值時(shí)邊際效應(yīng)與系數(shù)估計(jì)值方向相同*靳云匯、金賽男等：《高級計(jì)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(jì)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(shí)了前文的估計(jì)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(gè)體幸福水平時(shí)，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(jì)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(gè)方面對此進(jìn)行檢驗(yàn)：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(gè)截然不同的文化單元，因此，我們同時(shí)從城鄉(xiāng)兩個(gè)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(gè)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(shí)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(diǎn)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(jià)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(dú)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(gè)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(shí)證研究中面臨的一個(gè)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(gè)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(gè)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(yàn)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(gè)角度出發(fā)刻畫一個(gè)國家文化的主要特征，包括：個(gè)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(gè)維度。；其三是將文化的積累視為一個(gè)資本形成過程，根據(jù)政府和居民在文化方面的財(cái)政支出、消費(fèi)支出以及固定資產(chǎn)投資額度對文化資本存量進(jìn)行計(jì)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(shí)證研究中有一定的局限性。

由于本文采用的是個(gè)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(gè)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(gè)層面(省區(qū)、社區(qū)或村、個(gè)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(gè)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(gè)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(gè)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(gè)體層面：由于與個(gè)體相關(guān)的價(jià)值觀也是文化的反映，因而，我們通過一系列反映個(gè)體對待工作態(tài)度的變量作為個(gè)體價(jià)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(gè)層面的文化變量，共做了5組回歸，如表8所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，在模型中加入宗教與收入以及健康的交叉項(xiàng)之后，交叉項(xiàng)仍然不顯著，與前文的估計(jì)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(jì)結(jié)果

注：(1)本表沒有報(bào)告常數(shù)項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果，下同。

表8體現(xiàn)出四個(gè)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(gè)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(jià)值觀衡量個(gè)體層面的文化，變量的估計(jì)結(jié)果與我們的直覺是保持一致的。工作在個(gè)人生活中作為謀生手段的重要性越強(qiáng)烈，個(gè)體幸福水平越低；而工作在充實(shí)內(nèi)心和發(fā)揮自身能力方面的重要性越強(qiáng)，個(gè)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(gè)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(fèi)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(gè)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(diǎn)。從城鄉(xiāng)兩個(gè)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(gè)層面分別衡量文化，并將其納入計(jì)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(gè)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(gè)群體出發(fā)，分別檢驗(yàn)宗教信仰與幸福的關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，基于2SLS的估計(jì)結(jié)果如表9所示。

表9　基于城鄉(xiāng)樣本的估計(jì)結(jié)果

注：(1)本表采用的估計(jì)方法為2SLS。

從第一階段的估計(jì)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(shí)，估計(jì)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€(gè)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(xiǎn)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(xiǎn)，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(bào)告(摘登)》，《人民日報(bào)》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(shí)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(shí)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。

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【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(xiàng)目：廣州市社科聯(lián)規(guī)劃項(xiàng)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)。