4.1 传统宗族文化对农村劳动力非农就业的影响
(1)基准回归结果。由表2可知,从逐步回归系数来看,宗族文化均显著促进了农村劳动力非农就业,即相比没有设立家族祠堂的村庄来说,村庄中建立家族祠堂会使得农村劳动力非农就业提高约3.57%。
从控制变量回归结果来看,个人层面控制变量显示,随着年龄的增加,农村非农就业的概率会下降,这是因为农村劳动力会选择在青壮年时期外出从事非农工作,但随着年龄的增长其劳动力下降而返乡从事农业工作; 相比于女性,男性从事非农的概率会更高,这可能是由于家庭中劳动分工所致; 受教育程度每增加一个单位,农村劳动力从事非农就业的概率会增加1.93%,这表明受教育程度是影响农村非农就业的一个重要因素; 已婚会降低农村劳动力非农就业的概率,这可能是因为结婚前农村劳动力会选择非农就业来为结婚所需要的彩礼、嫁妆等做准备; 自评健康对农村劳动力从事非农就业无显著的影响; 农村劳动力使用互联网对农村非农就业有着显著的正向影响,这与已有研究是一致的[29]。
家庭层面回归结果显示,家庭规模越大,农村非农就业的概率越低,农村地区家庭规模越大意味着其宗族势力较强,在土地流转中家族可能会成为土地流入方并进行农地规模化经营[22],进而提高农村劳动力从事农业就业的概率; 家庭人均收入对农村劳动力从事非农就业也有着显著的正向影响,这意味着家庭人均收入越高,为家庭人员从事非农工作提供了一定的技术支持,进而使从事非农就业的概率增大; 家庭有外出打工人员对农村非农就业具有显著的正向影响,家族中的成员间往往会存在一定的联系,外出打工人员将会带动其家族成员外出,进而促进农村劳动力从事非农就业。
村庄层面回归结果显示,村庄人口越多,农村劳动力选择从事非农就业的概率越高; 村庄人均收入对农村劳动力从事非农就业也有着显著的促进作用; 到本省省城距离对农村劳动力非农就业无显著影响; 村庄实施低保政策会降低农村非农就业的概率,低保政策可以缓解家庭经济压力,进而降低家庭成员外出务工,但结果不显著; 村庄属于平原会增加农村非农就业的机会,属于平原的村庄与外界联系较为密切,增加了更多的就业可能,因此会促进农村劳动力从事非农就业。
表2 宗族文化对农村劳动力非农就业的影响(OLS)
(2)Logit回归结果。表3是根据OLS回归得到的结果,核心解释变量的系数为0.035 7。由于本文中被解释变量“农村劳动力非农就业”属于二值选择变量,下面使用Logit模型进行回归,可以发现,与OLS回归结果相比,Logit回归得到的结果更为有效,因此以下分析均采用Logit模型进行回归。
表3 宗族文化对农村劳动力非农就业的影响(Logit)
4.2 稳健性检验
对于宗族文化的具体衡量指标,在现有研究中阮荣平认为宗族网络至少包含两个层面:一是网络规模,二是网络强度; 那么宗族力量的强弱可以使用两者相乘的指标表示[26]。而对于宗族网络规模的指标往往使用“村庄姓氏比重”衡量[23]; 宗族网络强度往往使用“是否存在宗族祠堂”和“家庭中是否保留家谱或者族谱”来衡量[25]。因此,在稳健性检验中,下面将核心解释变量宗族祠堂替换为村庄第一大姓占比和家族家谱以及两个指标和宗族祠堂的联合反应。表4和表5分别为将解释变量“宗族祠堂”替换为“村庄第一大姓占比”和“家族家谱”的估计结果。据此发现,将核心解释变量替换为村庄中大姓占比及家族家谱后,宗族文化对农村劳动力非农就业均具有显著的正向影响。这与本研究结论是一致的。
4.3 工具变量回归结果
村庄中是否有宗族祠堂可能会受到一些不可观测因素的影响,这些因素可能直接影响农村劳动力非农就业。测量误差、遗漏解释变量、互为因果等问题会导致传统宗族文化与农村劳动力非农就业之间产生内生性,从而使得估计结果存在偏差。为了解决这一问题所导致的估计偏差,本文参考阮荣平等[26]研究,将历史上宗族文化的区域差异作为传统宗族文化的工具变量。宗族文化按照地区差异划分为三类:广东、广西、福建和江西视为宗族力量较强的地区,赋值为2; 河北、山西、内蒙古、江苏、浙江、安徽、山东、河南、湖北、湖南、海南、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃视为宗族力量次强的地区,赋值为1; 黑龙江、吉林、辽宁视为宗族力量较弱的地区,赋值为0。由此生成宗族文化的历史区域差异这一工具变量。
从表6可以发现,无论使用宗族祠堂、大姓占比还是家族家谱,宗族文化均在1%的水平上对农村劳动力非农就业有着正向影响,而且与基准回归结果相比,宗族祠堂这一核心解释变量的系数有一定的提高。
4.4 异质性分析
由上述探究发现,宗族文化对农村劳动力非农就业存在显著的正向影响,为了探究宗族文化对于不同禀赋特征的农村劳动力非农就业产生的影响差异,下面从个人、家庭和地区三个层面进行讨论。在个人层面中,按年龄进行分组,根据罗淳[30]对人口年龄组的划分方法,将20～39岁视为青年组,将40～59岁视为壮年组。无论从生理变化角度还是社会角色分担强度来看,青年组正值活力的年岁,他们是社会经济活动最活跃的人群; 而壮年组进入“不惑”之年,他们的工作情况也相对稳定。由此,个人层面分为40岁以下和40岁以上两个组别。在家庭层面中按家庭总收入进行分组,将低于样本平均数视为家庭低收入组,高于样本平均数视为家庭高收入组。在地区层面,历史和人类学文献中记载:从宗族的地理分布来看,中国东南地区的宗族制度特别强大,中部地区的宗族制度比较发达,而北部和西部地区的宗族制度比较薄弱,那么不同地区的宗族文化对非农就业的影响也存在一定的差异。下面按照国家统计局的标准对我国东部、中西部进行划分,进而将样本分为东部地区和中西部地区两组。表7显示了使用模型2的异质性分析结果。
从年龄结构上看,宗族文化对40岁以下的农村劳动力从事非农就业起到了促进作用,并在统计上显著; 但其对40岁以上的农村个体从事非农就业并没有显著的影响。这可能是因为对于农村青年个体来说,正值奋斗的年纪,他们完成学业进入职场,成为社会劳动的新主力军,同时他们也面临着婚育高峰年龄,因此青年时期的农村劳动者会选择非农就业; 而对于年过40岁的壮年农村劳动者来说,无论是身心状态还是社会经验都处于巅峰期,他们的就业情况比青年组也相对稳定,甚至到达一定年纪,他们也可能会返回家乡从事农业工作。综上,宗族文化对农村青年个体的非农就业影响更为显著。
从家庭收入水平角度看,不同收入水平的农村家庭从事非农就业存在一定的差异。相对于高收入家庭,宗族文化会显著提高低收入家庭非农就业的概率,这说明在农村地区,低收入家庭更需要宗族祠堂中的社会关系来获得非农就业的帮助,而高收入家庭由于具有充足的资金支持,他们在就业中可能不需要宗族关系来获取就业帮助。由此,相对于高收入家庭,宗族文化对于低收入农村家庭从事非农就业具有显著的促进作用。
从地区差异上看,由于存在地形环境、经济发展水平等方面的差异,不同地区的宗族文化对农村劳动力非农就业的影响也可能存在一定的差异。回归结果显示,在东部地区和中西部地区,传统宗族文化对农村劳动力非农就业的影响存在差异性。在中西部地区,传统宗族文化将会增加其农村劳动力非农就业的概率,且在统计上显著; 而在东部地区,核心解释变量的系数并不显著。东部地区经济发展状况相对较好,农村地区较早进入市场经济和社会生产中,进而使得大量的农村劳动力较早地选择了非农就业工作。因此传统宗族文化对其非农就业的影响就变得没有那么显著了。而中西部地区则不同,其经济发展水平较弱于东部地区,而宗族作为一种社会组织,可以扩展社会关系网络,没有从事非农就业的人员通过这种关系获取信息进而改善就业机会。因此,相对于东部地区,传统宗族文化对中西部地区的农村劳动力非农就业具有显著的正向影响。
4.5 中介机制分析
上述分析得出,宗族文化对农村劳动力非农就业具有显著的积极影响。下面将对这一现象的作用机制进行讨论。根据前文分析,宗族文化促进农村劳动力非农就业的途径可能有两个:农村劳动力素质水平和社会关系网络。
为验证第一种机制,CFPS成人问卷中,询问了农村个体的最高学历,而学校教育不仅可以提高农村个体的学历水平还可以提高其素质水平,因此该部分引入“受教育程度”这个变量,即农村个体的受教育年限。农村劳动力素质水平的中介效应回归结果见表8。宗族文化对农村劳动力素质水平存在显著的正向影响,即宗族文化较强的地区农村劳动力整体的素质水平相对较高。宗族文化和素质水平对农村劳动力非农就业都具有显著的积极影响,即农村劳动力素质水平在宗族文化提高农村劳动力非农就业上发挥中介效应。综上,在宗族力量较强的地区,其学历水平是较高的,这也伴随着农村个体的素质水平增强,进而使更多的农村劳动力选择从事非农就业。
为了验证第二种机制,CFPS成人数据库中询问了与非同住亲戚之间的交往、联络频繁程度,由此下面引入了“亲戚交往联络”这个变量。根据频繁程度,经常交往(每月1次)赋值为4,偶尔交往(每半年1～3次)赋值为3,不常交往(1年1～2次)赋值为2,没有交往赋值为1。社会关系的中介效应回归结果见表9。宗族文化对社会关系存在显著正向影响,即宗族文化较强的地区其社会关系相对较强。宗族祠堂和社会关系对农村劳动力非农就业都具有显著的积极作用,也就是说,社会关系在宗族文化提高农村劳动力非农就业的过程中发挥中介效应。因此,在宗族力量较强的农村地区,亲戚交往联络是较为频繁的,这种频繁交往会使家族中从事非农就业的人员带动农业就业的人员,即促进家族人员从事非农就业。
