风险社会、保障性资源配置和神灵诉求行为——中国农村社会风险预警体系研究
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摘要
农村居民所面临的社会风险不能有效和合理规避、社会保障资源配置不合理导致了很大一部分农村居民在面临疾病、年老、伤残及灾害时,时常诉求于"神灵"。这使得社会保障制度缺失与神灵诉求行为之间产生了较强的相关性。理论分析表明,社会风险的加剧与社会保障资源的配置不合理是农村居民神灵诉求行为发生的决定性因素;实证研究显示,社会保障资源对其神灵诉求行为的影响是显著的,合理的社会保障资源配置对农村居民的神灵诉求行为具有抑制作用;而政府的社会保障制度实施的低水平是诱使农村居民神灵诉求行为扩大化的主要因素。目前首要和最紧迫的任务就是优化农村社会保障资源配置,提高农村社会保障水平。
引文
[1]阮荣平,郑风田,刘力,宗教信仰与社会冲突:根源还是工具[J].经济学(季刊),2014(2):793-816.
[2]谭飞,陈晓虎,刘书云,西部农村“信仰流失”警示[J].瞭望,2007(2):6-8.
[3]金泽,和谐社会构建与宗教研究[J].哲学研究,2006(6):24-33.
[4]魏德东,从经济学角度看宗教[J].世界宗教文汇,2005(3):1-4.
[5]郑风田,阮荣平,刘力.风险、社会保障与农村宗教信仰[J].经济学(季刊),2010(2):829-850.
[6]BROWN P,TIERNEY B.Religion and subjective well being among the elderly in China[J].Journal of Socio Economics,2009,38(2),310-319.
[7]GRUBER J,HUNGERMAN D.Faith based charity and crowd out during the great depression[J].Journal of Public Economics,2007,91(56):1043-1069.
[8]DEHEJIA R,DELEIRE T,LUTTMER E.Insuring consumption and happiness through religious organizations[J].Journal of Public Economics,2007,91(12):259-279.
[9]YANG F.The red,black,and gray markets of religion in China[J].The Sociological Quarterly,2006,47(1):93-122.
[10]KOCH J.Is religion a health resource for the poor?[J].Social Science Journal,2008,45(3):497-503.
[11]BERMAN E,LAITIN D.Religion,terrorism and public goods:testing the club model[J].Journal of Public Economics,2008,92(10-11):1-26.
[12]SANDER W.Religion and human capital[J].Economics Letters,2002,75(3):303-307.
[13]LEHRER E.Religion as a determinant of economic and demographic behavior in the United States[J].Population and Development Review,2004,30(4):707-726.
(1)根据世界价值观调查组织的研究,中国农村居民无神论的比例呈现出迅速下降的趋势。20世纪90年代,无神论者的比重是神灵诉求者比重的9倍。到21世纪初这个比重迅速下降到2倍,而且该组织2005年的统计数字出现了“反超”现象,神灵诉求者数量已成为无神论者的1.2倍。(参见阮荣平、郑风田、刘力:《宗教信仰选择——一个西方宗教经济学的文献梳理》,《社会》2013年第4期)。
(1)我们初步认为,农村居民的信仰行为并非完全是一种盲从的行为,而在很大程度上来说是一种理性的选择结果。从这个角度上来看,也可以用福利经济学理论来解释,即个体使自身效用最大化和投入—产出最大化。神灵诉求行为也是个体在投入成本最小实现个体所获利益最大化。
(2)Z变量组中包括年龄、性别、消费支出、收入、受教育程度、政治身份。
(3)该控制变量主要涵盖了年龄、性别、就业收入(以常用对数的形式表示)、受教育年限以及神灵诉求行为开始的时间等一系列反映农村居民个体特征的变量。
(4)但由于获取数据的难度较大,笔者不得不采用如下的处理方式:我们采用2010年农村居民是否有神灵诉求行为这个虚拟变量来代替上面的连续型变量。这个虚拟变量能较好克服连续性变量所带来的不可规避的难题。因为该变量误差较小,不存在样本选择性难题,便于调查者完成该指标及被调查者的回报,由于数据的可及性大,使得其数据的缺乏度降到最低。
(1)如(1)式所列变量。
(2)笔者所指的内生性问题主要是社会风险、社会保障资源配置、神灵诉求行为之间存在的内生性。
(3)具体来说就是那些与社会风险、社会保障资源配置与神灵诉求行为相关的变量。
(4)工具变量的选择具有较大的局限性,而笔者所采用的指标不太适合作为工具变量,但相关性分析表明,遗漏变量所导致的内生性问题在本文的研究范围内可以忽略。
(5)调查样本包括沂蒙地区的处于同一个行政区划——临沂专区下三区九县(兰山区、罗庄区、河东区、沂南县、沂水县、郯城县、费县、平邑县、苍山县、莒南县、蒙阴县、临沭县)和淄博市沂源县、日照市莒县。
(6)由于被调查户主要男性劳动力均外出务工,所以问卷调查对象近70%属于女性群体,而女性人群又是农村居民中神灵诉求者的主要参与对象。为了使得性别样本尽量做到均衡,我们则选取了500份问卷。
(1)调查的样本中,最低生活保障制度的实施时间是2007年,新型农村合作医疗制度实施时间为2005年。
(1)也就是身体状况越差,其神灵诉求行为就越强烈。
(2)OLS估计结果中,P值为0.003,稳健性标准差显示,P值为0.008。
(3)从调整的村庄数据来看,2000年神灵诉求者的人数为4328人,到2003年这个数字变为6740人,而2016年则变为19455人。
(4)由于每年的神灵诉求行为者数量很难获得,我们采用的是替代的方法,即我们仅仅询问农村居民被调查对象的神灵诉求行为的时间,然后,将处于该年份的神灵诉求者数量相加,便会获得该年份总的神灵诉求者的数量。我们将时间划分为三个阶段。即最低生活保障制度和新型农村合作医疗制度实施以前的2000-2005年、最低生活保障制度实施之前和新型农村合作医疗制度实施之后的2005-2007年以及最低生活保障制度和新型农村合作医疗制度都得到实施的2007-2016年。
(1)对于这一部分数据,由于篇幅所限,笔者没有以列表的形式给出,需要的读者可以直接和本人联系。
(2)为进一步探究农村最低生活保障制度和新型农村合作医疗制度实施之前的神灵诉求行为的状况,笔者将2005年前的神灵诉求行为状况的数值划分为六个阶段。
(3)其主要原因是2000年以来,中国政府逐步放松了对一些迷信活动的管制,这使得神灵诉求人数呈现出不断上升的趋势。
(4)本文把2000年神灵诉求人数、总人口、农村低保户数和所在乡镇医疗机构数量作为控制变量。
(1)虽然实证结果很好地验证了两者间的关系,但是存在内生性的问题。因此,本文将离乡镇政府的距离作为农村低保和新农合实施的工具变量,并且采用两阶段方法进行重新估计,得出与上述结果相同的结论。
(2)这种研究结果与国外的相关研究结果存在较大差异。我们可以从中国农村的实际状况来分析这一问题。由于农村社会保障制度实施的时间还较短,据目前仅仅只有5年的时间,所以其累积效应不强。目前虽有两项社会保障项目,但其标准相对较低,而且针对的群体也有限。
(3)且实证模型同时也显示,农村最低生活保障制度和新型农村合作医疗制度实施的时间与神灵诉求者人数具有显著的正相关性。
[2]谭飞,陈晓虎,刘书云,西部农村“信仰流失”警示[J].瞭望,2007(2):6-8.
[3]金泽,和谐社会构建与宗教研究[J].哲学研究,2006(6):24-33.
[4]魏德东,从经济学角度看宗教[J].世界宗教文汇,2005(3):1-4.
[5]郑风田,阮荣平,刘力.风险、社会保障与农村宗教信仰[J].经济学(季刊),2010(2):829-850.
[6]BROWN P,TIERNEY B.Religion and subjective well being among the elderly in China[J].Journal of Socio Economics,2009,38(2),310-319.
[7]GRUBER J,HUNGERMAN D.Faith based charity and crowd out during the great depression[J].Journal of Public Economics,2007,91(56):1043-1069.
[8]DEHEJIA R,DELEIRE T,LUTTMER E.Insuring consumption and happiness through religious organizations[J].Journal of Public Economics,2007,91(12):259-279.
[9]YANG F.The red,black,and gray markets of religion in China[J].The Sociological Quarterly,2006,47(1):93-122.
[10]KOCH J.Is religion a health resource for the poor?[J].Social Science Journal,2008,45(3):497-503.
[11]BERMAN E,LAITIN D.Religion,terrorism and public goods:testing the club model[J].Journal of Public Economics,2008,92(10-11):1-26.
[12]SANDER W.Religion and human capital[J].Economics Letters,2002,75(3):303-307.
[13]LEHRER E.Religion as a determinant of economic and demographic behavior in the United States[J].Population and Development Review,2004,30(4):707-726.
(1)根据世界价值观调查组织的研究,中国农村居民无神论的比例呈现出迅速下降的趋势。20世纪90年代,无神论者的比重是神灵诉求者比重的9倍。到21世纪初这个比重迅速下降到2倍,而且该组织2005年的统计数字出现了“反超”现象,神灵诉求者数量已成为无神论者的1.2倍。(参见阮荣平、郑风田、刘力:《宗教信仰选择——一个西方宗教经济学的文献梳理》,《社会》2013年第4期)。
(1)我们初步认为,农村居民的信仰行为并非完全是一种盲从的行为,而在很大程度上来说是一种理性的选择结果。从这个角度上来看,也可以用福利经济学理论来解释,即个体使自身效用最大化和投入—产出最大化。神灵诉求行为也是个体在投入成本最小实现个体所获利益最大化。
(2)Z变量组中包括年龄、性别、消费支出、收入、受教育程度、政治身份。
(3)该控制变量主要涵盖了年龄、性别、就业收入(以常用对数的形式表示)、受教育年限以及神灵诉求行为开始的时间等一系列反映农村居民个体特征的变量。
(4)但由于获取数据的难度较大,笔者不得不采用如下的处理方式:我们采用2010年农村居民是否有神灵诉求行为这个虚拟变量来代替上面的连续型变量。这个虚拟变量能较好克服连续性变量所带来的不可规避的难题。因为该变量误差较小,不存在样本选择性难题,便于调查者完成该指标及被调查者的回报,由于数据的可及性大,使得其数据的缺乏度降到最低。
(1)如(1)式所列变量。
(2)笔者所指的内生性问题主要是社会风险、社会保障资源配置、神灵诉求行为之间存在的内生性。
(3)具体来说就是那些与社会风险、社会保障资源配置与神灵诉求行为相关的变量。
(4)工具变量的选择具有较大的局限性,而笔者所采用的指标不太适合作为工具变量,但相关性分析表明,遗漏变量所导致的内生性问题在本文的研究范围内可以忽略。
(5)调查样本包括沂蒙地区的处于同一个行政区划——临沂专区下三区九县(兰山区、罗庄区、河东区、沂南县、沂水县、郯城县、费县、平邑县、苍山县、莒南县、蒙阴县、临沭县)和淄博市沂源县、日照市莒县。
(6)由于被调查户主要男性劳动力均外出务工,所以问卷调查对象近70%属于女性群体,而女性人群又是农村居民中神灵诉求者的主要参与对象。为了使得性别样本尽量做到均衡,我们则选取了500份问卷。
(1)调查的样本中,最低生活保障制度的实施时间是2007年,新型农村合作医疗制度实施时间为2005年。
(1)也就是身体状况越差,其神灵诉求行为就越强烈。
(2)OLS估计结果中,P值为0.003,稳健性标准差显示,P值为0.008。
(3)从调整的村庄数据来看,2000年神灵诉求者的人数为4328人,到2003年这个数字变为6740人,而2016年则变为19455人。
(4)由于每年的神灵诉求行为者数量很难获得,我们采用的是替代的方法,即我们仅仅询问农村居民被调查对象的神灵诉求行为的时间,然后,将处于该年份的神灵诉求者数量相加,便会获得该年份总的神灵诉求者的数量。我们将时间划分为三个阶段。即最低生活保障制度和新型农村合作医疗制度实施以前的2000-2005年、最低生活保障制度实施之前和新型农村合作医疗制度实施之后的2005-2007年以及最低生活保障制度和新型农村合作医疗制度都得到实施的2007-2016年。
(1)对于这一部分数据,由于篇幅所限,笔者没有以列表的形式给出,需要的读者可以直接和本人联系。
(2)为进一步探究农村最低生活保障制度和新型农村合作医疗制度实施之前的神灵诉求行为的状况,笔者将2005年前的神灵诉求行为状况的数值划分为六个阶段。
(3)其主要原因是2000年以来,中国政府逐步放松了对一些迷信活动的管制,这使得神灵诉求人数呈现出不断上升的趋势。
(4)本文把2000年神灵诉求人数、总人口、农村低保户数和所在乡镇医疗机构数量作为控制变量。
(1)虽然实证结果很好地验证了两者间的关系,但是存在内生性的问题。因此,本文将离乡镇政府的距离作为农村低保和新农合实施的工具变量,并且采用两阶段方法进行重新估计,得出与上述结果相同的结论。
(2)这种研究结果与国外的相关研究结果存在较大差异。我们可以从中国农村的实际状况来分析这一问题。由于农村社会保障制度实施的时间还较短,据目前仅仅只有5年的时间,所以其累积效应不强。目前虽有两项社会保障项目,但其标准相对较低,而且针对的群体也有限。
(3)且实证模型同时也显示,农村最低生活保障制度和新型农村合作医疗制度实施的时间与神灵诉求者人数具有显著的正相关性。