林玉嬋，羅明忠，2*

（1.華南農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，廣東 廣州 510642；2.華南農(nóng)業(yè)大學鄉(xiāng)村振興研究院，廣東 廣州 510642）

一、引言與文獻綜述

增進民生福祉，實現(xiàn)共同富裕，已成社會共識。取得脫貧攻堅戰(zhàn)的全面勝利，標志著中國進入以緩解相對貧困和促進共同富裕為重點的“后減貧時代”。緩解相對貧困和促進共同富裕實際上是“一枚硬幣的兩面”，究其根本，都是為人民謀福利，以滿足人民對美好生活的不斷追求。其最終目的是增進民生福祉，提升人民安全感、獲得感和幸福感，促進共同富裕宏偉目標的實現(xiàn)。在全面推進鄉(xiāng)村振興的進程中，防止返貧，不僅需要立足當下，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、脫貧標準高的相對貧困問題［1］，其影響因素及其解決路徑多樣，更具復雜性、多樣性和艱巨性。

中國農(nóng)村是傳統(tǒng)鄉(xiāng)土社會，具有“聚族而居”的特征。以血緣、親緣為基礎(chǔ)的宗族作為我國農(nóng)村特有的傳統(tǒng)組織，在農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展進程中扮演著重要角色［2-5］。尤其對于物質(zhì)資本和人力資本較為匱乏的農(nóng)戶而言，其社會交往行為往往依賴于宗族展開?！颁噶餍?yīng)”認為，基于完善的市場機制，經(jīng)濟增長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參與，最終難以共享社會經(jīng)濟發(fā)展紅利［7］。事實證明，農(nóng)戶相對貧困問題未能通過“涓流效應(yīng)”得以緩解［8］。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2020年全國農(nóng)村居民人均可支配收入僅為全國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%。按照國際上60%的相對貧困線標準，我國農(nóng)村相當部分居民還普遍處于相對貧困狀態(tài)［9］。而宗族參與作為農(nóng)戶社會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等經(jīng)濟支持的重要途徑［10］，還能有效提升農(nóng)戶應(yīng)對風險沖擊的抵御能力。實證檢驗表明，宗族參與對提高農(nóng)戶融資能力、推進土地調(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］，進而可能對農(nóng)戶相對貧困起緩解作用。

既往有關(guān)農(nóng)戶相對貧困的研究主要集中于以下三個方面：一是相對貧困的定義及特征。相對貧困指因社會分配不公平所引發(fā)的社會資源不平等現(xiàn)象［14］，具體表現(xiàn)為貧困個體或者家庭的生活狀況、生存能力明顯低于社會平均水平，呈現(xiàn)相對性、多元性和長期性［15］。二是相對貧困指標及測度。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)療保險或養(yǎng)老保險［19］等社會保障、受教育程度［20］等指標。Liu等［21］的研究結(jié)果表明，我國農(nóng)村絕對收入貧困雖逐步得到緩解和消除，但相對貧困狀況未見明顯改善［22-23］。三是相對貧困影響因素。既包括年齡、就業(yè)、風險偏好等個人特征［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)有文獻對宗族參與的積極效應(yīng)和相對貧困的內(nèi)涵、測度及其影響因素等進行了較廣泛的探究，但基于宗族參與視角，對農(nóng)戶減貧治理的影響研究主要局限于絕對收入貧困。事實上，相對貧困具有相對性，擺脫絕對收入貧困并不意味著擺脫相對貧困。相對貧困治理不僅要解決經(jīng)濟維度的“貧”，還要解決社會發(fā)展維度的“困”，以達到促進共同富裕要旨。依照相對貧困測算標準，農(nóng)戶是否處于相對貧困并非以絕對收入作為衡量基準，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·斯密“麻布襯衫”①亞當·斯密在《國富論》中，以麻布襯衫例子強調(diào)“體面生活”的重要性，即在18 世紀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，相對貧困還涉及到“社會融入”，具有參照性，若貧困人群的絕對收入增加，但增速小于富裕階層的絕對收入，仍將長期處于相對貧困中。而宗族參與是增強農(nóng)戶交往、獲得稀缺資源、有效提升抵御風險能力的主要途徑［31］，有利于提高農(nóng)戶收入、縮小收入差距，可能對農(nóng)戶相對貧困緩解產(chǎn)生積極作用?；诖?，本文采用2017 年河南省部分農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，將經(jīng)濟相對貧困和社會相對貧困納入相對貧困指標體系，實證檢驗宗族參與對農(nóng)戶相對貧困、經(jīng)濟相對貧困和社會相對貧困的影響，并進一步探究其作用機制，旨在為建立“后減貧時代”減貧治理長效協(xié)同機制、實現(xiàn)鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接、增進民生福祉、推動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農(nóng)戶予以區(qū)分，形成宗族內(nèi)部農(nóng)戶獨有的強社會關(guān)系。宗族參與不僅為農(nóng)戶交流協(xié)作提供平臺，形成宗族內(nèi)部信任，還促進農(nóng)戶互惠互助，進而實現(xiàn)風險共擔，改善農(nóng)戶相對貧困狀況［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）宗族參與對農(nóng)戶相對貧困緩解的影響

首先，宗族參與為農(nóng)戶信息交流提供平臺，降低因信息不對稱陷入相對貧困的可能性。農(nóng)戶通過修族譜、建祠堂、祭祀等宗族活動加強交流協(xié)作，有利于提高農(nóng)戶間信息傳遞速度，促進稀缺信息與資源共享，如市場信息、技術(shù)信息、社會聲譽等獨有資源，進而解決逆向選擇問題，避免農(nóng)戶因信息不對稱帶來的投資風險或生產(chǎn)不確定性。其次，宗族參與加強族內(nèi)信任，為農(nóng)戶合作互助提供平臺。不同于“依法而治”的現(xiàn)代“法治”社會，鄉(xiāng)土社會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)“團體格局”和“差序格局”特點的農(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、聲譽激勵等傳統(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)戶的意識和行為舉止，提高宗族內(nèi)部農(nóng)戶的相互信任程度，進而降低交易成本，避免“搭便車”行為，促進農(nóng)戶合作互助，發(fā)揮減貧作用［35］，促進村內(nèi)農(nóng)戶走向共同富裕。同時，宗族參與形成的內(nèi)部信任和內(nèi)部聲譽可視為信用機制，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，宗族參與促進宗族網(wǎng)絡(luò)形成，有效發(fā)揮非正式風險分擔機制，緩解農(nóng)戶收入波動?；谪毨Т嗳跣砸暯?，無論是個體暴露在沖擊和風險的外部環(huán)境下，還是處于應(yīng)對風險沖擊時無人相助的內(nèi)部環(huán)境中，均屬于缺乏應(yīng)對風險的可行能力［37］?，F(xiàn)階段，我國農(nóng)戶風險應(yīng)對機制不完善，農(nóng)戶在面對較大收支沖擊時，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)團結(jié)”功能，實現(xiàn)風險共擔，進而提高農(nóng)戶抵御風險能力，降低農(nóng)戶陷入相對貧困可能性［38］。因而，宗族參與可以發(fā)揮宗族在經(jīng)濟維度的“利益共同體”功能和社會發(fā)展維度的“互助共同體”功能?；诖耍岢龅谝粋€研究假說：

H1：宗族參與對農(nóng)戶相對貧困緩解具有積極影響。

（二）社會支持在宗族參與對農(nóng)戶相對貧困緩解中的作用

農(nóng)村鄉(xiāng)土社會是所有農(nóng)戶長期共同生活的互助社會［34］?！秴问相l(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，強調(diào)宗族內(nèi)部是一種共同社會，族內(nèi)成員利害相同，應(yīng)社會互助。《義莊規(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)當互助互愛，還應(yīng)當對貧困農(nóng)戶“以財濟之，或為之假貸置產(chǎn)，以歲月償之”，發(fā)揮宗族日常互助和經(jīng)濟扶持等社會支持功能。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；還是加強族內(nèi)信任，促進合作互助；抑或是作為“非正式風險分擔機制”，幫助農(nóng)戶應(yīng)對風險沖擊，其本質(zhì)均屬于農(nóng)戶間的社會支持，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，對農(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)揮互助共濟等社會支持功能。宗族人情倫理道德主張的患難相恤思想，主導農(nóng)戶的貧困相濟行為，不僅體現(xiàn)在農(nóng)戶間的日常扶持，還體現(xiàn)在農(nóng)忙時節(jié)互助共濟等勞作方式、婚喪嫁娶或應(yīng)對風險沖擊的“人情往來”，有效緩解農(nóng)戶經(jīng)濟相對貧困和社會相對貧困。實證檢驗表明，宗族內(nèi)部農(nóng)戶的“人情往來”等社會支持或為農(nóng)戶提供資金援助［39］，或作為“非正式社會保障機制”，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，促進共同富裕宏偉目標實現(xiàn)?；诖耍岢龅诙€研究假說：

H2：社會支持在宗族參與對農(nóng)戶相對貧困緩解中發(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 年對河南省6 個縣的農(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)戶教育水平等個人特征、家庭總收入等家庭特征及社會保險等社會保障信息。課題組對河南省進行兩次問卷調(diào)查。第一次調(diào)查依據(jù)村人均收入等指標，在正陽縣抽取10 個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取5個村，每個村抽取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 個縣，全面覆蓋豫東、西、南、北、中。按經(jīng)濟發(fā)展水平，將每個縣等分為5組，并在每組中隨機抽取一個樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)；同樣地，按經(jīng)濟發(fā)展水平，進一步將樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)的村莊分為2 組，每組隨機抽取一個樣本村，每個樣本村隨機抽取40 戶樣本戶，共獲得25 個樣本鎮(zhèn)50 個樣本村，2 000 個樣本戶，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)戶相對貧困，不僅要反映農(nóng)戶經(jīng)濟維度的“貧”，還要反映農(nóng)戶社會發(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)濟相對貧困和社會相對貧困納入相對貧困識別指標體系（表1），用以衡量農(nóng)戶相對貧困狀況。同時，參考張全紅和周強［22］、王小林和馮賀霞等［20］的研究，若有一半及以上指標處于被剝奪狀態(tài)，則定義該農(nóng)戶處于相對貧困。

表1 農(nóng)戶相對貧困識別指標體系

2.解釋變量 本文研究目的在于分析農(nóng)戶宗族參與對農(nóng)戶相對貧困的影響。有關(guān)宗族的現(xiàn)有研究通?；谵r(nóng)戶個體行為和活動載體上進行測度，選取代理指標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，或是否存在祠堂等宗族活動載體方面［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)濟收入水平的影響。事實上，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)是我國重要傳統(tǒng)節(jié)日之一，公共墳場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、認祖歸宗、團結(jié)宗族的作用。因此，祠堂和公共墳場的存在往往伴隨著家祭、墓祭和祠祭三大宗族活動的舉行，是加強宗族交流協(xié)作、增強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、祠堂、公共墳場等宗族活動或活動載體？”對宗族參與進行度量。

3.中介變量 本文以社會支持作為中介變量，研究宗族參與對農(nóng)戶相對貧困的作用機制。依據(jù)問卷信息，選用“農(nóng)戶之間是否相互幫忙？”作為社會支持的代理變量。若農(nóng)戶間相互幫忙，視為存在社會支持，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、風險偏好、社會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)計如表2所示。

表2 變量說明與描述性統(tǒng)計

（三）模型構(gòu)建

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

式（1）～式（2）中，Yi為被解釋變量，表示農(nóng)戶相對貧困；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)戶個體特征、家庭特征與區(qū)域特征；a0為常數(shù)項，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)依次回歸檢驗方法，構(gòu)建三個計量模型，具體如下：

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

中介效應(yīng)具體檢驗步驟如下：第一步，檢驗回歸系數(shù)c1是否顯著，若顯著，則進行第二步檢驗，若不顯著，停止中介效應(yīng)檢驗；第二步，依次檢驗回歸系數(shù)a1、b1顯著性，若都顯著，則進行第三步檢驗；第三步，檢驗回歸系數(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）基準回歸估計

表3 報告了宗族參與對農(nóng)戶相對貧困緩解影響的模型估計結(jié)果。首先，宗族參與對農(nóng)戶相對貧困產(chǎn)生顯著的負向影響，即宗族參與能有效緩解農(nóng)戶相對貧困；其次，將相對貧困細分為經(jīng)濟相對貧困和社會相對貧困，進一步探究宗族參與的減貧效應(yīng)。結(jié)果表明，宗族參與對農(nóng)戶經(jīng)濟相對貧困和社會相對貧困均有顯著緩解作用，H1得以驗證。

表3 的模型（1）顯示，相對于無宗族參與的農(nóng)戶，有宗族參與的農(nóng)戶陷入相對貧困的可能性降低13.9%。模型（2）顯示宗族參與對農(nóng)戶經(jīng)濟相對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)濟相對貧困的可能性降低20.8%，同時模型（3）表明，陷入社會相對貧困的可能性降低6.2%。究其原因，一是宗族參與可以加強農(nóng)戶間的交流協(xié)作，有利于打破信息壁壘，降低農(nóng)戶因信息不對稱造成的經(jīng)濟損失；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“非正式風險分擔機制”，幫助農(nóng)戶應(yīng)對消極沖擊，平滑消費，有助于緩解農(nóng)戶相對貧困，共享全面小康社會。

表3 宗族參與對農(nóng)戶相對貧困緩解影響的估計結(jié)果

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

（二）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗前文估計結(jié)果的穩(wěn)健性，采用替換核心自變量方法，對模型重新估計。本文采用“宗族活動或載體數(shù)量”替代“是否有宗族活動或活動載體”進行度量。結(jié)果如表4所示：宗族參與數(shù)量對農(nóng)戶相對貧困和經(jīng)濟相對貧困具有顯著負向影響，對社會相對貧困的影響雖未通過顯著性檢驗，但其回歸方向依舊為負向。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)戶處于相對貧困、經(jīng)濟相對貧困和社會相對貧困的可能性分別降低6.7%、13.3%和2.0%，表明宗族參與對農(nóng)戶相對貧困治理有積極影響，前文研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表4 宗族參與對農(nóng)戶相對貧困影響的穩(wěn)健性檢驗

（三）中介檢驗

實證檢驗結(jié)果表明，宗族參與對農(nóng)戶相對貧困及其經(jīng)濟相對貧困和社會相對貧困均有顯著負向影響，但其影響機制尚未明確。為此，運用中介效應(yīng)檢驗方法，進一步探究社會支持在宗族參與影響農(nóng)戶相對貧困治理的中介效應(yīng)。結(jié)果如表5所示，社會支持在宗族參與對農(nóng)戶相對貧困、經(jīng)濟相對貧困和社會相對貧困緩解的影響中，均發(fā)揮部分中介效應(yīng)。這意味著處于“鄉(xiāng)土社會”的中國農(nóng)村，宗族參與通過提高農(nóng)戶獲得社會支持的可能性，進而獲得諸如經(jīng)濟上的“無私幫助”，信息、技術(shù)乃至社會交往中的情感互動等支持，促進農(nóng)戶相對貧困緩解。

表5 宗族參與對農(nóng)戶相對貧困緩解影響的作用機制

（四）內(nèi)生性檢驗

農(nóng)戶宗族參與屬于農(nóng)戶自選擇行為，導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宗族參與對農(nóng)戶相對貧困緩解的影響。表6 為宗族參與對農(nóng)戶相對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結(jié)果。結(jié)果表明，宗族參與對農(nóng)戶相對貧困具有顯著負向影響，表明宗族參與有利于緩解農(nóng)戶相對貧困?？梢?，傾向得分匹配法的估計結(jié)果與前文基準回歸估計結(jié)果基本一致，研究結(jié)論可信。

表6 宗族參與對農(nóng)戶相對貧困的傾向得分匹配法的估計結(jié)果

表7 是平衡性檢驗估計結(jié)果，其目的是檢驗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。

表7 半徑匹配法平衡性檢驗

（五）進一步分析

為進一步探究宗族參與對農(nóng)戶相對貧困緩解的具體作用，在相對貧困劃分為經(jīng)濟相對貧困和社會相對貧困的基礎(chǔ)上，進一步將社會相對貧困指標細分為教育、培訓、合同、醫(yī)療、養(yǎng)老和認知相對貧困。結(jié)果表明，宗族參與對農(nóng)戶教育相對貧困緩解有顯著的積極作用，從而印證中國傳統(tǒng)社會宗族互濟支持子女教育的現(xiàn)實；對培訓、醫(yī)療、養(yǎng)老和認知相對貧困也具有緩解作用，但未通過顯著性檢驗。值得注意的是，宗族參與降低農(nóng)戶外出打工簽訂勞動合同的可能性，可能的原因是在宗族社會中，社會信任受到宗族背書，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，未能完全意識到宗族社會和現(xiàn)代社會的信任區(qū)別，容易陷入合同相對貧困。

表8 宗族參與對農(nóng)戶社會相對貧困緩解影響的進一步分析

五、主要結(jié)論與政策建議

基于2017年河南省6個縣的農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，將經(jīng)濟維度的“貧”和社會發(fā)展維度的“困”納入相對貧困指標體系，探究宗族參與對農(nóng)戶相對貧困的影響及其作用機制。結(jié)果表明：在鄉(xiāng)土社會，農(nóng)戶社會交往常圍繞宗族展開，無論是經(jīng)濟相對貧困，抑或是社會相對貧困，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貧困的可能性。進一步對作用機制研究發(fā)現(xiàn)，社會支持在宗族參與對農(nóng)戶相對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)作和情感互動提供有效平臺，促使宗族參與農(nóng)戶獲得更多社會支持，進而對農(nóng)戶相對貧困緩解起積極作用，有利于農(nóng)戶共享全面小康社會。可見，作為一種特殊的社會參與，宗族參與發(fā)揮“族內(nèi)團結(jié)”“風險共擔”功能，能有效提高農(nóng)戶間的社會支持，緩解農(nóng)戶相對貧困。

基于以上研究結(jié)論，提出如下政策建議：首先，加強對祭祀等宗族活動監(jiān)管力度，弘揚宗族“紓貧濟困”“共享成果”的積極理念，進而發(fā)揮社會支持在宗族參與對農(nóng)戶相對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，以此拓寬農(nóng)戶交往半徑與信任半徑，促進農(nóng)戶相對貧困緩解，助力社會和諧與穩(wěn)定；再次，貫徹“發(fā)展全過程人民民主，維護社會公平正義”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、貧困相濟等社會支持功能，又要正確引導宗族組織，形成文明鄉(xiāng)風和淳樸民風，促進民主發(fā)展，讓廣大農(nóng)民過上更加美好的生活。