林玉婵，罗明忠，2*

（1.华南农业大学经济管理学院，广东 广州 510642；2.华南农业大学乡村振兴研究院，广东 广州 510642）

一、引言与文献综述

增进民生福祉，实现共同富裕，已成社会共识。取得脱贫攻坚战的全面胜利，标志着中国进入以缓解相对贫困和促进共同富裕为重点的“后减贫时代”。缓解相对贫困和促进共同富裕实际上是“一枚硬币的两面”，究其根本，都是为人民谋福利，以满足人民对美好生活的不断追求。其最终目的是增进民生福祉，提升人民安全感、获得感和幸福感，促进共同富裕宏伟目标的实现。在全面推进乡村振兴的进程中，防止返贫，不仅需要立足当下，解决以生存为核心的收入贫困问题，还需着眼未来，重视农户因可行能力不足引发的相对贫困问题，减贫治理工作重心将转向解决人群范围广、脱贫标准高的相对贫困问题［1］，其影响因素及其解决路径多样，更具复杂性、多样性和艰巨性。

中国农村是传统乡土社会，具有“聚族而居”的特征。以血缘、亲缘为基础的宗族作为我国农村特有的传统组织，在农村经济社会发展进程中扮演着重要角色［2-5］。尤其对于物质资本和人力资本较为匮乏的农户而言，其社会交往行为往往依赖于宗族展开。“涓流效应”认为，基于完善的市场机制，经济增长的红利最终由富裕群体惠及贫困群体［6］。然而，由于贫困人群缺乏社会参与，最终难以共享社会经济发展红利［7］。事实证明，农户相对贫困问题未能通过“涓流效应”得以缓解［8］。统计数据显示，2020年全国农村居民人均可支配收入仅为全国居民人均可支配收入的53.22%，只及城镇居民人均可支配收入的39.07%。按照国际上60%的相对贫困线标准，我国农村相当部分居民还普遍处于相对贫困状态［9］。而宗族参与作为农户社会参与的重要组成部分，是有效积累“穷人资本”的前提以及获得礼金馈赠等经济支持的重要途径［10］，还能有效提升农户应对风险冲击的抵御能力。实证检验表明，宗族参与对提高农户融资能力、推进土地调整、改善农户主观福利、缩小收入差距、改善村庄公共品供给、辅助乡村治理等方面均有显著积极作用［11-13］，进而可能对农户相对贫困起缓解作用。

既往有关农户相对贫困的研究主要集中于以下三个方面：一是相对贫困的定义及特征。相对贫困指因社会分配不公平所引发的社会资源不平等现象［14］，具体表现为贫困个体或者家庭的生活状况、生存能力明显低于社会平均水平，呈现相对性、多元性和长期性［15］。二是相对贫困指标及测度。主要采用家庭平均收入比例或总收入中位数比例［16-18］、医疗保险或养老保险［19］等社会保障、受教育程度［20］等指标。Liu等［21］的研究结果表明，我国农村绝对收入贫困虽逐步得到缓解和消除，但相对贫困状况未见明显改善［22-23］。三是相对贫困影响因素。既包括年龄、就业、风险偏好等个人特征［24-26］，也包括家庭人数、土地面积等家庭特征［27］，还包括交通条件、地形等区域特征［28-29］。

现有文献对宗族参与的积极效应和相对贫困的内涵、测度及其影响因素等进行了较广泛的探究，但基于宗族参与视角，对农户减贫治理的影响研究主要局限于绝对收入贫困。事实上，相对贫困具有相对性，摆脱绝对收入贫困并不意味着摆脱相对贫困。相对贫困治理不仅要解决经济维度的“贫”，还要解决社会发展维度的“困”，以达到促进共同富裕要旨。依照相对贫困测算标准，农户是否处于相对贫困并非以绝对收入作为衡量基准，而是以农户总收入或家庭人均收入的一定比例作比较［30］。正如亚当·斯密“麻布衬衫”①亚当·斯密在《国富论》中，以麻布衬衫例子强调“体面生活”的重要性，即在18 世纪晚期的格拉斯哥街头，如果一位男士不能身穿一件麻布衬衫，那就是不体面的。所揭示的含义，相对贫困还涉及到“社会融入”，具有参照性，若贫困人群的绝对收入增加，但增速小于富裕阶层的绝对收入，仍将长期处于相对贫困中。而宗族参与是增强农户交往、获得稀缺资源、有效提升抵御风险能力的主要途径［31］，有利于提高农户收入、缩小收入差距，可能对农户相对贫困缓解产生积极作用。基于此，本文采用2017 年河南省部分农户问卷调查数据，将经济相对贫困和社会相对贫困纳入相对贫困指标体系，实证检验宗族参与对农户相对贫困、经济相对贫困和社会相对贫困的影响，并进一步探究其作用机制，旨在为建立“后减贫时代”减贫治理长效协同机制、实现巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴有效衔接、增进民生福祉、推动共同富裕提供有益借鉴。

二、理论分析与研究假说

宗族有别于其他社会组织，其依靠血缘、亲缘将农户聚集于特定组织中，并与宗族以外的社会农户予以区分，形成宗族内部农户独有的强社会关系。宗族参与不仅为农户交流协作提供平台，形成宗族内部信任，还促进农户互惠互助，进而实现风险共担，改善农户相对贫困状况［32］。因而，宗族不仅是血缘共同体，还是规范共同体，更是互助共同体、利益共同体［33］。

（一）宗族参与对农户相对贫困缓解的影响

首先，宗族参与为农户信息交流提供平台，降低因信息不对称陷入相对贫困的可能性。农户通过修族谱、建祠堂、祭祀等宗族活动加强交流协作，有利于提高农户间信息传递速度，促进稀缺信息与资源共享，如市场信息、技术信息、社会声誉等独有资源，进而解决逆向选择问题，避免农户因信息不对称带来的投资风险或生产不确定性。其次，宗族参与加强族内信任，为农户合作互助提供平台。不同于“依法而治”的现代“法治”社会，乡土社会秩序的维持更多地依靠“依传统和道德规范而治”的“礼治”［34］。在呈现“团体格局”和“差序格局”特点的农村，宗族作为重要的非正式组织，通过伦理规范约束、舆论压力、声誉激励等传统道德规范和非正式制度，有效监督和制约宗族内部农户的意识和行为举止，提高宗族内部农户的相互信任程度，进而降低交易成本，避免“搭便车”行为，促进农户合作互助，发挥减贫作用［35］，促进村内农户走向共同富裕。同时，宗族参与形成的内部信任和内部声誉可视为信用机制，具有“自我履行”特征，可替代传统的物质抵押品，有效制约农户违约行为，缓解农户信贷约束［36］，互帮互助，发挥减贫效应。最后，宗族参与促进宗族网络形成，有效发挥非正式风险分担机制，缓解农户收入波动。基于贫困脆弱性视角，无论是个体暴露在冲击和风险的外部环境下，还是处于应对风险冲击时无人相助的内部环境中，均属于缺乏应对风险的可行能力［37］。现阶段，我国农户风险应对机制不完善，农户在面对较大收支冲击时，还可能要依靠宗族内部农户间的互助行为，发挥“族内团结”功能，实现风险共担，进而提高农户抵御风险能力，降低农户陷入相对贫困可能性［38］。因而，宗族参与可以发挥宗族在经济维度的“利益共同体”功能和社会发展维度的“互助共同体”功能。基于此，提出第一个研究假说：

H1：宗族参与对农户相对贫困缓解具有积极影响。

（二）社会支持在宗族参与对农户相对贫困缓解中的作用

农村乡土社会是所有农户长期共同生活的互助社会［34］。《吕氏乡约》①乡约是人民公约，《吕氏乡约》是吕氏族人的公约，也是我国最早的成文乡约。《吕氏乡约》提出“德业相劝、过失相规、礼俗相交、患难相恤”的四条约文，强调宗族内部是一种共同社会，族内成员利害相同，应社会互助。《义庄规矩》②义庄是宗族所有的田产。范仲淹在苏州用俸禄购置田产，以田租用于支助族人衣食及婚嫁丧葬费用，是一种善举，表明患难相助的宗族作用。有云，患难相恤、贫困相济是宗族组织的重要功能之一。宗族内部农户不仅应当互助互爱，还应当对贫困农户“以财济之，或为之假贷置产，以岁月偿之”，发挥宗族日常互助和经济扶持等社会支持功能。宗族参与无论是通过交流协作，提高有益信息流通速度，降低信息不确定性；还是加强族内信任，促进合作互助；抑或是作为“非正式风险分担机制”，帮助农户应对风险冲击，其本质均属于农户间的社会支持，发挥互助减贫功能。

宗族作为非正式组织，依托以儒家伦理道德为核心的族训，对农户具有道德约束作用，使得宗族内部农户间的相互协作携带道德义务的色彩，可以增强宗族内部农户的凝聚力，把同族的人口纳入“圈内”，有效发挥互助共济等社会支持功能。宗族人情伦理道德主张的患难相恤思想，主导农户的贫困相济行为，不仅体现在农户间的日常扶持，还体现在农忙时节互助共济等劳作方式、婚丧嫁娶或应对风险冲击的“人情往来”，有效缓解农户经济相对贫困和社会相对贫困。实证检验表明，宗族内部农户的“人情往来”等社会支持或为农户提供资金援助［39］，或作为“非正式社会保障机制”，有效降低农户非农就业成本［5］，缓解农户资金约束，防止返贫致贫，共享全面小康社会，促进共同富裕宏伟目标实现。基于此，提出第二个研究假说：

H2：社会支持在宗族参与对农户相对贫困缓解中发挥中介效应。

三、数据来源、变量选取与模型构建

（一）数据来源

本文数据来源于课题组2017 年对河南省6 个县的农户问卷调查数据，其内容包含祭祀等宗族特征、农户教育水平等个人特征、家庭总收入等家庭特征及社会保险等社会保障信息。课题组对河南省进行两次问卷调查。第一次调查依据村人均收入等指标，在正阳县抽取10 个乡（镇），每个乡镇抽取5个村，每个村抽取40 户样本户，共得到2 000 户样本，剔除不完整访谈样本后，最终获得1 914 户有效样本。第二次调查采用分层抽样等方法，选取上蔡县、杞县、舞阳县、安阳县与新安县5 个县，全面覆盖豫东、西、南、北、中。按经济发展水平，将每个县等分为5组，并在每组中随机抽取一个样本乡镇；同样地，按经济发展水平，进一步将样本乡镇的村庄分为2 组，每组随机抽取一个样本村，每个样本村随机抽取40 户样本户，共获得25 个样本镇50 个样本村，2 000 个样本户，有效样本2 000 户。两次调查共发放问卷4 000份，获得最终获得有效问卷3 914份，最终采用样本1 378份。

（二）变量选取

1.被解释变量 研究农户相对贫困，不仅要反映农户经济维度的“贫”，还要反映农户社会发展维度的“困”。参考罗明忠等［17］、王小林和冯贺霞［20］、邱海兰等［40］的研究，基于可行能力视角，将经济相对贫困和社会相对贫困纳入相对贫困识别指标体系（表1），用以衡量农户相对贫困状况。同时，参考张全红和周强［22］、王小林和冯贺霞等［20］的研究，若有一半及以上指标处于被剥夺状态，则定义该农户处于相对贫困。

表1 农户相对贫困识别指标体系

2.解释变量 本文研究目的在于分析农户宗族参与对农户相对贫困的影响。有关宗族的现有研究通常基于农户个体行为和活动载体上进行测度，选取代理指标主要集中于亲戚间礼金支出［41］、是否为第一大姓［42］、是否参与祭祀、修建族谱等宗族活动，或是否存在祠堂等宗族活动载体方面［43-44］。然而，礼金支出可能存在内生性问题，其通常受农户性格特征、经济收入水平的影响。事实上，一方面，祭祀、修族谱是农户宗族参与的主要途径之一；另一方面，祠堂是农户宗族参与的主要场所，具有祭祀祖先、商议宗族大事等功能，有利于凝聚内部力量和产生文化共鸣；另外，清明节是我国重要传统节日之一，公共坟场作为宗族举行拜扫先墓、添土筑坟等祭祀仪式的载体，发挥着宗族参与、认祖归宗、团结宗族的作用。因此，祠堂和公共坟场的存在往往伴随着家祭、墓祭和祠祭三大宗族活动的举行，是加强宗族交流协作、增强宗族凝聚力的主要载体。基于此，本文采用“是否有祭祀、族谱维护、祠堂、公共坟场等宗族活动或活动载体？”对宗族参与进行度量。

3.中介变量 本文以社会支持作为中介变量，研究宗族参与对农户相对贫困的作用机制。依据问卷信息，选用“农户之间是否相互帮忙？”作为社会支持的代理变量。若农户间相互帮忙，视为存在社会支持，赋值为1，反之赋值为0。

4.控制变量 借鉴罗明忠等［17］的研究，选取农户年龄、性别、风险偏好、社会信任以及是否为党员、是否纯务农等变量来反映农户个人特征；选取家庭总人数、承包地面积、贷款需求变量来描述农户家庭特征；选取村庄事务决定权、交通条件、所在村庄与距县中心车程等变量来反映区域特征。各变量说明与描述性统计如表2所示。

表2 变量说明与描述性统计

（三）模型构建

1.Logit模型 由于被解释变量“农户相对贫困”属于二分变量，构建Logit模型探究宗族参与对农户相对贫困的影响：

式（1）～式（2）中，Yi为被解释变量，表示农户相对贫困；X1为解释变量，表示农户宗族参与；Dni为控制变量，表示农户个体特征、家庭特征与区域特征；a0为常数项，a1为宗族参与的回归系数，a2n为控制变量的回归系数。

2.中介效应模型 本文采取常用的中介效应依次回归检验方法，构建三个计量模型，具体如下：

式（3）～式（5）中，relative povertyi、clani、helpi分别表示农户相对贫困、宗族参与和社会支持，controlni表示全部控制变量，包括农户个体、家庭、区域等特征；a0、b0、c0为常数项，a1、a2n、b1、b2n、c1、c2n、c'1为待估参数；εi、μi、ρi为扰动项。

中介效应具体检验步骤如下：第一步，检验回归系数c1是否显著，若显著，则进行第二步检验，若不显著，停止中介效应检验；第二步，依次检验回归系数a1、b1显著性，若都显著，则进行第三步检验；第三步，检验回归系数c'1的显著性，若显著，则为部分中介效应。

四、结果与分析

（一）基准回归估计

表3 报告了宗族参与对农户相对贫困缓解影响的模型估计结果。首先，宗族参与对农户相对贫困产生显著的负向影响，即宗族参与能有效缓解农户相对贫困；其次，将相对贫困细分为经济相对贫困和社会相对贫困，进一步探究宗族参与的减贫效应。结果表明，宗族参与对农户经济相对贫困和社会相对贫困均有显著缓解作用，H1得以验证。

表3 的模型（1）显示，相对于无宗族参与的农户，有宗族参与的农户陷入相对贫困的可能性降低13.9%。模型（2）显示宗族参与对农户经济相对贫困的缓解程度较高，与无宗族参与的农户相比，有宗族参与农户陷入经济相对贫困的可能性降低20.8%，同时模型（3）表明，陷入社会相对贫困的可能性降低6.2%。究其原因，一是宗族参与可以加强农户间的交流协作，有利于打破信息壁垒，降低农户因信息不对称造成的经济损失；而“穷人”之所以陷入“贫困”，其重要原因之一就是缺乏获得正确信息的渠道。二是宗族参与可以降低农户间的交易成本，提高信任程度，促进合作互利行为。三是宗族参与形成的合作互助关系，可充当“非正式风险分担机制”，帮助农户应对消极冲击，平滑消费，有助于缓解农户相对贫困，共享全面小康社会。

表3 宗族参与对农户相对贫困缓解影响的估计结果

控制变量中，年龄、是否为党员、家庭总人数、风险偏好、交通条件等变量对农户相对贫困有显著缓解作用。党员、家庭总人数多的农户，其社会交往较为广泛，更容易获取有益的政策信息；相对风险厌恶型农户而言，风险中立型和风险激进型农户对新生事物厌恶程度较低，采纳有利可图的新技术、吸收新知识和信息的可能性更高；交通条件差的地方，经济发展落后，难以实现经济社会全面发展，距县中心车程对农户相对贫困有显著正向影响，地处偏远的农户，难以共享经济发展红利。

（二）稳健性检验

为检验前文估计结果的稳健性，采用替换核心自变量方法，对模型重新估计。本文采用“宗族活动或载体数量”替代“是否有宗族活动或活动载体”进行度量。结果如表4所示：宗族参与数量对农户相对贫困和经济相对贫困具有显著负向影响，对社会相对贫困的影响虽未通过显著性检验，但其回归方向依旧为负向。在控制变量不变的情况下，农户宗族参与数量每增加一单位，农户处于相对贫困、经济相对贫困和社会相对贫困的可能性分别降低6.7%、13.3%和2.0%，表明宗族参与对农户相对贫困治理有积极影响，前文研究结果具有稳健性。

表4 宗族参与对农户相对贫困影响的稳健性检验

（三）中介检验

实证检验结果表明，宗族参与对农户相对贫困及其经济相对贫困和社会相对贫困均有显著负向影响，但其影响机制尚未明确。为此，运用中介效应检验方法，进一步探究社会支持在宗族参与影响农户相对贫困治理的中介效应。结果如表5所示，社会支持在宗族参与对农户相对贫困、经济相对贫困和社会相对贫困缓解的影响中，均发挥部分中介效应。这意味着处于“乡土社会”的中国农村，宗族参与通过提高农户获得社会支持的可能性，进而获得诸如经济上的“无私帮助”，信息、技术乃至社会交往中的情感互动等支持，促进农户相对贫困缓解。

表5 宗族参与对农户相对贫困缓解影响的作用机制

（四）内生性检验

农户宗族参与属于农户自选择行为，导致前文模型可能存在因自选择偏差而产生的内生性问题。为此，本文将采用倾向得分匹配法重新估计宗族参与对农户相对贫困缓解的影响。表6 为宗族参与对农户相对贫困缓解的半径匹配、核匹配、近邻匹配与局部线性回归匹配的估计结果。结果表明，宗族参与对农户相对贫困具有显著负向影响，表明宗族参与有利于缓解农户相对贫困。可见，倾向得分匹配法的估计结果与前文基准回归估计结果基本一致，研究结论可信。

表6 宗族参与对农户相对贫困的倾向得分匹配法的估计结果

表7 是平衡性检验估计结果，其目的是检验倾向得分匹配法是否较好地平衡数据。以半径匹配法为例，检验结果显示，匹配后，有宗族参与组与无宗族参与组的样本均值大致接近，偏差率降低至10%以下。因此，倾向得分匹配结果通过平衡性检验。

表7 半径匹配法平衡性检验

（五）进一步分析

为进一步探究宗族参与对农户相对贫困缓解的具体作用，在相对贫困划分为经济相对贫困和社会相对贫困的基础上，进一步将社会相对贫困指标细分为教育、培训、合同、医疗、养老和认知相对贫困。结果表明，宗族参与对农户教育相对贫困缓解有显著的积极作用，从而印证中国传统社会宗族互济支持子女教育的现实；对培训、医疗、养老和认知相对贫困也具有缓解作用，但未通过显著性检验。值得注意的是，宗族参与降低农户外出打工签订劳动合同的可能性，可能的原因是在宗族社会中，社会信任受到宗族背书，宗族的内部信任可视为隐形合同。而离开宗族外出务工的农户，未能完全意识到宗族社会和现代社会的信任区别，容易陷入合同相对贫困。

表8 宗族参与对农户社会相对贫困缓解影响的进一步分析

五、主要结论与政策建议

基于2017年河南省6个县的农户问卷调查数据，将经济维度的“贫”和社会发展维度的“困”纳入相对贫困指标体系，探究宗族参与对农户相对贫困的影响及其作用机制。结果表明：在乡土社会，农户社会交往常围绕宗族展开，无论是经济相对贫困，抑或是社会相对贫困，宗族参与均有不同程度的缓解作用，尤其能显著降低教育相对贫困的可能性。进一步对作用机制研究发现，社会支持在宗族参与对农户相对贫困的缓解起中介效应，即宗族参与为农户交流、互助、协作和情感互动提供有效平台，促使宗族参与农户获得更多社会支持，进而对农户相对贫困缓解起积极作用，有利于农户共享全面小康社会。可见，作为一种特殊的社会参与，宗族参与发挥“族内团结”“风险共担”功能，能有效提高农户间的社会支持，缓解农户相对贫困。

基于以上研究结论，提出如下政策建议：首先，加强对祭祀等宗族活动监管力度，弘扬宗族“纾贫济困”“共享成果”的积极理念，进而发挥社会支持在宗族参与对农户相对贫困缓解中的中介效应；其次，助力农村宗族开展积极的文化活动，以此拓宽农户交往半径与信任半径，促进农户相对贫困缓解，助力社会和谐与稳定；再次，贯彻“发展全过程人民民主，维护社会公平正义”的精神，建立健全农村居民在乡村治理中的民主参与制度。既要发挥宗族作为非正式组织的益贫效应，合理利用宗族患难相恤、贫困相济等社会支持功能，又要正确引导宗族组织，形成文明乡风和淳朴民风，促进民主发展，让广大农民过上更加美好的生活。