一、引言

改革开放政策实施后, 随着中国经济的高速发展, 全面深化改革开启新征程, 经济发展处于转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的攻关期, 随之而来的是经济社会结构、生活行为方式以及价值观念等方面的剧烈变化。价值观念变化的表现之一, 即各地陆续出现了“宗教热”的情况。这一现象是否与经济的快速发展具有某种联系, 以及它是否受到社会因素和其他客观因素的影响, 成为了一个重要的研究课题。经济发展的不确定性、传统文化的逐渐流逝以及快餐型娱乐生活的大肆盛行, 使得人们容易缺失社交安全感, 且不易获得情感满足, 进而人们可能企图依靠宗教信仰来弥补这一缺失。

针对上述宗教信仰的选择问题, 宗教社会学和宗教经济学的学者均进行了大量的相关研究。现有文献已经识别出的影响因素有婚姻、人口流动性、地缘政治、年龄、家庭、受教育程度、宗教多元性、信仰管制等(阮荣平等, 2013)。相对而言, 个人早期经历或者某种外生冲击对宗教信仰选择影响的研究比较少, 但是早期经历对个人的价值观形成具有重大的影响, 而且采用外生冲击的研究既可以识别出其影响因素, 也可以识别出具体的影响路径和机制。大饥荒(“三年自然灾害”时期)对我国影响巨大且波及人群广泛, 是一个很好的自然实验。故而, 本文尝试将大饥荒作为外生冲击, 研究大饥荒对个体宗教信仰选择的长期影响。

饥荒等灾害与宗教有着密切的关系, 各类宗教中有很多祈福免灾的仪式, 也有很多救苦救灾的神迹、传说和故事。中国民间信仰中有很多献祭、祷告、祝愿等祈神庇佑、降福免灾的手段, 在“丁戊奇荒”中, 山东青州的官员就带领民众一起祈雨。藏传佛教中也有很多相关仪式, 例如每年农历正月三十, 北京雍和宫会举行“金刚驱魔神舞”—一种藏传佛教的仪式舞蹈, 旨在驱除邪恶, 祈愿天下太平。基督宗教和伊斯兰教也不乏相关的祈祷、祈福仪式, 还积极开展救灾活动, 尤其是基督新教。晚清以降, 马礼逊将新教传入中国后, 基督新教的传教士和信众在十九世纪末的多次灾荒中, 筹办了大量的赈灾活动。很多宗教参与和宗教活动是围绕灾荒展开的, 甚至可以认为, 这些活动亦是吸引民众归信的手段之一。李提摩太在其回忆录中明确表示:“我向饥民分发救济的经历, 对群众而言, 颇具说服力。这说明, 我的宗教是可靠的”; 当其得知可以去山西展开赈灾活动时, “一种深刻的感情支配了我, 我感到上帝给了我们一个机会, 使我们得以对数百万人施加影响。” (李提摩太, 2005, p.106)。那么饥荒等灾害经历是否会影响个体的宗教信仰选择呢？若有的话, 影响机制是如何的呢？上述两个问题正是本文要探讨的核心问题。本文选取1959年至1961年三年自然灾害作为研究的外生冲击, 利用CGSS微观数据, 研究大饥荒冲击是否影响了人们的宗教信仰决策, 并探讨具体的影响路径和机制。

随着世俗化之争的尘埃落定, 以理性选择理论为基础的宗教市场理论取得了压倒性胜利(杨凤岗, 2010)。基于理性选择理论, 学界涌现了大量关于宗教的定量研究, 根据研究者群体的不同可以分为两大阵营。阵营一是经济学背景的研究者, 这类研究主要着眼于相关性的研究(McCleary and Barro, 2006); 阵营二是宗教社会学背景的研究者, 这类研究更为重视因果关系的检验(杨凤岗, 2010), 通过建立模型, 分析宗教对个人行为的影响以及影响的具体路径, 并创立了宗教经济学学科。宗教经济学的研究可以概括为宗教供给和宗教需求两个方面。早期的研究多数集中于宗教供给方面, 后期一些研究者认为, 宗教需求固定化的假定过于严苛, 他们试图从宗教需求的角度解释宗教信仰选择, 并建立了分析模型。理论模型主要有宗教社会网络模型、宗教家庭生产模型、宗教人力资本模型、宗教事后保障模型等理论模型(阮荣平等, 2013)。

上述理论大多是基于基督教大背景下的研究, 关于伊斯兰教和犹太教的研究偏少。而这类宗教与我国传统的民间宗教有较大的差别, 这类一神论宗教是具有高度排他性的, 相反, 中国的民间宗教是多神信仰; 这类堂会宗教强调委身, 从而保证宗教产品的质量, 相反, 中国民间信仰是非常不严格的, 信众的行为一切本着自觉, 强调心“诚”(卢云峰, 2013)。尽管东西方的宗教信仰有着多方面的差异, 但是基于信仰的共同性, 很多宗教信仰选择理论也具有一定的适用性, 比如宗教社会网络模型和宗教事后保障模型。

为此, 本文力图通过研究大饥荒这一外生冲击对民众宗教信仰选择的影响, 来验证宗教社会网络模型和宗教事后保障模型在中国的适用性, 并识别出宗教选择过程中的重要影响因素以及具体的影响机制。本文的主要贡献有:第一、不同于以往研究, 本文首次探讨大饥荒与宗教信仰选择之间的勾连; 第二, 本文力图识别出大饥荒对宗教信仰选择影响的具体路径和机制, 在结合已有宗教社会学和宗教经济学的理论模型下, 找到了基于人际依赖和信任的社交机制以及基于健康状况的保障机制。

本文其余部分结构如下:第二节是相关文献的回顾和总结; 第三节介绍历史背景和描述性统计分析; 第四节构建计量模型及实证结果, 并进行了稳健性分析; 第五节分析具体影响路径和机制; 第六节是本文的主要结论, 并在总结研究结果的基础上, 提出了相应的政策建议。

二、文献综述 (一) 宗教市场理论的演变

探讨宗教和经济发展之间的关系, 一定无法绕过马克斯·韦伯, 他创建了研究宗教伦理与资本主义思想之间关系的方法论。在韦伯看来, 在资本主义经济发展的动力问题上, 精神所起的作用是决定性的, 远远大于物质所起的作用(马克斯·韦伯, 1987)。不同于韦伯, 经济学家企图利用经验研究说明, 宗教与经济发展的关系是通过一些非精神层面的路径, 比如社会网络(Glaeser and Sacerdote, 2008)、人力资本(Becker and Woessmann, 2009)等。总体而言, 经济学背景的研究者主要着眼于相关性的研究, 宏观上研究教义对经济发展的直接影响, 如斋月、朝觐等由于挤出了工作时间而直接影响国家的GDP; 微观上, 研究宗教对个体经济行为的影响, 比如工作态度、储蓄行为、风险偏好、信任等(McCleary and Barro, 2006)。

宗教社会学背景的研究者更为重视因果关系的检验, 建立模型并分析宗教对个人行为的影响, 更重视影响路径的分析, 研究内容更为广泛, 并确立了宗教市场理论。比如Chen(2005)研究宗教信仰对移民女性日常生活的塑造, 分析台湾移民女性作为宗教信仰者, 如何利用佛教和基督教来构建家庭中独特的自我意识。这一阵营的领军人物是Laurence R.Iannaccone, 在芝加哥大学攻读博士学位时, 他就开始关注宗教参与问题, 并一直坚守在该研究领域, 创立了宗教经济学学科。早期的研究多数集中于宗教供给方面, 比如试图利用教会教派的出现来分析宗教组织模式(Iannaccone, 1988); 利用理性选择理论解释了严格型教派的成果, 即越严格的组织越可以减少信众搭便车的行为(Iannaccone, 1994); 将宗教组织的发展模式视作时间和金钱投入中获得的“产品”, 分析时间和金钱等资源与教会增长的关系(Iannaccone et al., 1995); 分析由不同的替代性风险降低策略而形成的不同宗教风格(Iannaccone, 1995)。Iannaccone(1998)总结了宗教经济学的早期研究, 其中主要研究领域为宗教性质、个人宗教信仰与参与率的决定因素、宗教转换和流动、宗教机构的出现和演变、世俗化和多元化、宗教偏离、信众的社会经济相关性、教会国家等问题, 提出了现有的不足和以后发展的方向。

(二) 宗教信仰选择理论

上述研究的基本假设:宗教需求为相对不变的, 而宗教供给为可变的, 即认为信众并不是由于个体原因选择某种信仰或是转换信仰。一些研究者认为, 宗教需求固定化的假定过于严苛, 试图从宗教需求的角度解释宗教信仰选择, 并由此发展了大量的分析模型。主要有宗教社会网络模型, 宗教家庭生产模型, 宗教人力资本模型, 宗教事后保障模型等理论(阮荣平等, 2013)。模型一, 宗教社会网络模型认为, 影响宗教信仰选择的重要因素是对宗教组织内成员的人际依恋程度, 这种依恋基于对组织内同质身份的信任, 有利于构建稳定的社会网络, 进而阻碍了宗教信仰的转换和改变, 可以称之为一种人际网络形成的社会压力。模型二, 宗教家庭生产模型认为, 家庭的效用由现世效用(对世俗产品的消费或生产数量)和来世效用(对宗教产品的消费或生产数量)组成, 个体基于效用最大化原则进行决策(Azzi and Ehrenberg, 1975)。模型三, 宗教人力资本模型认为, 宗教人力资本—对特定宗教文化的熟悉程度、与教会内成员间的友谊和对宗教组织的依恋—影响个体生产宗教产品的能力, 从而拥有更多宗教人力资本的个体, 其生产宗教产品的效率越高, 宗教参与度也会提高。模型四, 宗教事后保障模型认为, 宗教可以为个体提供一种类似于社会保障的事后保障, 比如宗教的社会制裁机制可以有效阻止收入水平高于平均值信众的脱离, 而这些人的参与可以为收入水平低于平均值的人提供一定的保障和帮扶, 从而激励了低水平收入者的宗教参与(Chen and Daniel, 2010)。

但是西方的宗教与我国传统的民间宗教有着十分大的差别, 西方一神论宗教具有高度排他性, 明清时期传入中国的天主教是无法容忍祖先崇拜的, 相反, 中国的民间宗教是多神信仰, 并在宋代一度出现了三教合一的情形; 西方堂会宗教十分强调委身, 强调信徒的宗教参与程度, 通过信徒时间、精力、金钱和情感的投入来维持宗教团体的活力, 保证宗教产品的质量, 相反, 中国民间信仰是非常不严格的, 信众的行为一切本着自觉, 不论是朝圣、进香还是苦行, 都不强调信众的时间、精力、金钱和情感的投入, 而强调心“诚”(卢云峰, 2013)。故而由于上述的差异, 对于中国信徒, 有些宗教信仰选择理论是不适用的, 比如宗教人力资本理论, 中国信徒人力资本的作用相对比较微弱, 因为宗教文化的获取并不能完全等同于虔诚, 故而它对宗教产品生产效率的提升就会大打折扣; 同时, 由于民间信仰的包容性, 信徒对宗教的组织依恋是微弱的, 这样也无法保证宗教参与度, 故而宗教人力资本并不会阻碍中国信徒从一个信仰转换到另一个信仰。

(三) 国内相关研究

国内已有一些学者尝试利用中国数据来验证宗教信仰选择理论, 比较突出的研究团队是阮荣平、郑风田和刘力。已有的研究大致可以分为三个方面。一是研究宗教信仰对个体主观感受的影响, 利用微观调查数据, 分析宗教信仰是否可以影响个体的主观福利感受, 是否可以削弱创伤性事件对其精神层面的不利影响, 是否影响信徒冤屈情绪的产生, 是否影响信徒群体性事件的参与度, 进而对农村宗教文化与传统文化、世俗文化之间的冲突是否有影响(阮荣平、郑风田, 2011; 乐君杰、叶晗, 2012; 阮荣平等, 2011, 2014a)。二是研究宗教信仰对社会保障、借款、公司治理等行为的影响, 通过统计学方法, 说明宗教信仰与农村社会养老保险参与行为之间的替代关系(郑风田等, 2010; 阮荣平等, 2015a), 分析了宗教对财产赠与、劳动供给、借贷施与、财产汲取、劳动汲取、借贷接受等行为的影响(阮荣平、刘力, 2011; 潘黎、钟春平, 2015), 探讨了宗教对上市公司违规行为的影响(陈冬华等, 2013)。三是研究宗教信仰与教育、创业等行为的关系, 基于CGSS数据, 分析宗教信仰与教育的代际传递效应(阮荣平等, 2015b; 2016), 说明了宗教信仰可以通过偏好效应、歧视效应等机制影响个体的创业决策(阮荣平等, 2014b)。

从上面的回顾可以看出, 大饥荒与宗教信仰选择之间关系的讨论并不充分。现有研究中, 关于宗教信仰选择影响因素的讨论主要集中在年龄、性别、家庭、婚姻等个人特征, 或者是社会保障相关的政策性冲击(郑风田等, 2010), 涉及其余方面的研究并不多。有关大饥荒的研究, 着眼点更多在健康(马光荣, 2011)、储蓄行为(程令国、张晔, 2011)、风险偏好(陶丽, 2015)等, 较少关注其自身的长期宗教效应。作为宗教信仰选择影响因素的代表性研究, 郑风田等(2010)借助“新农合”政策开展的外生冲击, 验证了风险是宗教选择和宗教参与的一个重要决定因素。但是新农合的开展是渐进的, 各地区的开展时间有一定的差异, 即新农合政策在开展过程中对民众的影响也是渐进而多方面的, 不易识别出具体是何种影响对民众的宗教信仰选择产生了影响。

三、历史背景与描述统计分析 (一) 大饥荒的历史背景

1959-1961年, 中国经历了大饥荒, 文献中称其为“三年自然灾害”或“三年困难时期”。1958年12月, 粮食部党组向中央反映1958年7-10月粮食征购比去年同期减少88亿斤, 同年10月底, 全国粮食库存减少100多亿斤。1959年初, 全国各省市共有8228万人面临缺少粮食的困境, 其中河北省、山东省、河南省受灾比较严重。1960年春荒, 缺粮人口共计12977万人, 其中山东省最多, 其次河北省、四川省。1961年春荒, 缺粮人口为近几年之最, 达21813万人, 其中缺粮人口在1500万人的省份就有四川、河南、河北等七省(中华人民共和国国家统计局、中华人民共和国民政部编, 1995, p.273-275)。

参照国家统计局20世纪80年代公布的人口统计资料, 1959-1961三年的死亡率明显高于其他年份(周飞舟, 2003)。基于人口总数, 1959年中国人口总数为6.7亿人, 1961年则下降为6.6亿, 不考虑人口的自然增长率, 人口直接损失达1千万(陶丽, 2015)。综合上述的各类统计数据可知, 1959-1961年间, 中国各省民众都面临着程度不同的饥荒问题。

(二) 核心变量的定义

本文采用的数据主要是:(1)2010年—2013年中国综合社会调查(CGSS)(共四年), 共36548个样本。(2)2000年0.95‰的人口普查数据, 共118万个样本。(3)1982年人口普查的抽样数据(共1003万个样本)。(4)1990年人口普查的抽样数据(共1183万个样本)。

本文的主要被解释变量为宗教信仰。本文的定义为, 若有宗教信仰, 则为1, 否则为0。

本文的核心解释变量主要有以下两个。

第一、大饥荒程度指标的计算。文献中有两种常用的度量大饥荒程度的指标, 即各年县级人口死亡率数据方法(马光荣, 2011)和人口普查数据反推法(Huang and Martorell, 2010)。但是, 饥荒不仅造成了大量的人口死亡, 还会减少新生儿的数量, 造成一定程度的妇女生育推迟, 因此人口死亡率数据不能完全说明饥荒的严重程度。参考Huang and Martorell(2010)、程令国、张晔(2011)的测度方法, 本文采用“大饥荒三年平均出生人口与正常年份的减少程度”来测度大饥荒的严重程度。具体计算方法为:第一步, 采用2000年0.95‰的人口普查数据, 计算大饥荒三年期间各省份的平均出生人口(num _famine); 第二步, 计算大饥荒前三年和大饥荒后三年的各省份平均出生人口(num _normal); 第三步, 计算大饥荒严重程度的指标(big _famine), 计算公式big _ famine=(num _normal-num_famine)/num _ normal。big _ famine值越大, 表明受到大饥荒影响的程度越严重。

不过, 由于2000年人口普查数据得到的样本是在2000年被调查时存活的样本, 而不是大饥荒三年期间的存活人数, 那么采用2000年人口普查数据估计大饥荒时存活人数可能存在偏差。为了解决这个问题, 本文也采用了1982年人口普查的抽样数据和1990年人口普查的抽样数据对大饥荒指标进行了再计算, 发现各个省份的数值虽有小幅变化, 但是趋势和省份排序情况变化不大。同时, 由于1982年和1990年人口普查数据中不包含重庆市、西藏自治区, 为了保证样本的完全性, 因此, 本文最终采用2000年0.95‰人口普查数据计算大饥荒指标。

另外, 由于各个省份受到大饥荒影响的程度差异很大, 为了保证样本的变异性和结果的稳健性, 基于上面计算的大饥荒程度指标, 本文采用两种大饥荒的度量方法。第一种度量方法是“大饥荒最严重的五个省份为1, 最不严重的五个省份为0 ” (Big _hun_top5), 第二种定义是“大饥荒最严重的十个省份为1, 最不严重的十个省份为0”(Big_hun_top10)。

第二、出生队列的定义。参考马光荣(2011)、程令国、张晔(2011)的出生队列划分方法, 本文根据出生年份将人群分为五组, 分别命名为cohort1~cohort5。第一组为出生年份在1962年及其之后, 由于该人群在大饥荒时期未出生, 所以本文认为该人群未受到饥荒的影响, 作为后续回归的对照组; 第二组为出生年份在1958年至1961年之间, 这部分人群在大饥荒中为0-3岁, 处于婴儿时期, 根据马光荣(2011)的研究发现该部分人群在成年后的健康状况会更差; 第三组为出生年份在1955年至1957年之间, 这部分人群在大饥荒中为3-6岁, 处于幼儿期; 第四组为出生年份在1942年至1954年之间, 这部分人群在大饥荒时期为7-17岁, 处于“童年和青少年时期”; 第五组为出生年份在1941年之前人群, 这部分人群在大饥荒时期为18岁以上, 处于“成年时期”。

(三) 描述统计

宗教信仰不仅受到大饥荒和出生队列的影响, 还与民族、性别、健康程度、收入水平、婚姻状况和受教育程度相关, 因此本文控制了一系列个体和家庭层面的特征信息, 相关变量的定义和描述统计见表 1。

四、计量模型与实证结果 (一) 大饥荒对于个人宗教信仰的影响

为了验证经历过大饥荒的人群是否会更加倾向于信仰宗教, 分别用probit和logit模型对变量进行了回归。各地区的宗教信仰情况有很强的异质性, 比如, 西藏、新疆等少数民族相对聚集的省份, 由于藏族、维吾尔族等民族本身具有宗教信仰, 这些省份相对于其他省份宗教信仰比例高很多; 并且, CGSS调查为横截面调查, 每年调查样本之间也可能存在异质性。因此, 为了控制地区和时间层面的异质性, 本文在所有回归中都控制了地区和时间变量。

同时, 本节主要采用大饥荒的定义一和定义二, 并没有采用大饥荒指数的度量方法, 主要有以下两个原因。第一、大饥荒变量是随着省份变化的, 那么, 必然与省份控制变量存在多重共线性, 为了解决这个问题, 本文采用了大饥荒的定义一和定义二。第二、由于大饥荒指数是根据2000年人口普查计算得到, 具体数值难免存在偏误, 而采用排序的dummy也可以避免大饥荒指数测度方法存在偏误的问题。

从表 2回归结果可以看出, 在控制其他变量影响的情况下, 成年时期经历过大饥荒的人群(cohort5*big_hun)会更加倾向于信仰宗教, 并且回归结果非常稳健。这个结论与我们的假设相符合。一些考察信仰转型发生年龄的研究发现, 宗教信仰转换平均发生在16、17岁时(Pressey and Kuhlen, 1957), 也就是说清晰的宗教选择意识大约在17岁左右开始觉醒, 而成年时候的经历才足以影响其宗教信仰选择。尤其对于非原生宗教家庭的个体来说, 他们宗教信仰选择的决策会更晚一些, Iannaccone(1990)发现在非天主教家庭长大的人转信天主教的年龄平均在20岁左右。同时, 相比于1962年及其以后出生人群, 婴儿时期、幼儿期、童年和青少年时期经历大饥荒的人群(cohort2*big_hun、cohort3*big_hun和cohort4*big_hun)系数是不显著的, 即为上述理论推论的佐证。同时, 回归控制了年龄变量, 因为有研究发现年龄与宗教参与有正向相关关系(Iannaccone, 1998), 故而分组回归结果中成人时期经历过大饥荒的个体更易信仰宗教则具有两种可能原因, 一是大饥荒对个体的影响, 二是年龄对个体的影响, 两种影响都是正向的, 为了剔除第二种影响, 本文在回归中进行了控制。

另外, 在Panel B中, 加入控制变量后, 第五组人群(成年时期经历大饥荒)的交叉项从显著变成了不显著。这个变化其实也很正常, 根据2000年人口普查测算的数据, “前五和后五”的大饥荒程度分别是0.532(贵州)和0.226(上海), 相差135%, 而“前十和后十”的大饥荒程度分别是0.422(甘肃)和0.256(新疆), 相差65%。可以看出, “前十和后十”的大饥荒程度变化不如“前五和后五”的变化程度。但是, 本文认为“前十和后十”的大饥荒程度定义方式主要是作为稳健性分析的一部分, 且后续大部分回归系数是显著为正, 所以, 这个系数的变化是合理和可以接受的。

(二) 稳健性检验 1. 考虑流动人口

由于人口流动和人口迁移的原因, 存在个人被调查的地区与个人的出生地不相符的情况。为了解决人口流动导致的估计误差, 本文将非本地户口人群的出生地更换为之前的常住地^①, 然后对这部分人群的大饥荒受影响程度进行重新赋值。在表 3的回归结果中可以看到, 成年时期经历大饥荒的人群(cohort5*big _ hun)回归系数仍然显著为正, 回归结果很稳健。并且, 表 3的该系数与表 2相比有所减少。这可能是由于宗教信仰选择的群体性效应。因为在定义受灾省份的时候, 研究发现受灾较为严重的省份多为人口净流出省份, 而受灾较轻甚至未受影响的省份多为人口净流入省份。故而, 本文猜想, 经历过饥荒的个体在迁移到受灾较轻的省份生活后, 可能由于整体环境与受灾省份不同, 生活环境和社交人际环境都有所改变, 故而减弱了其进行宗教信仰选择的动机, 即居住地理位置的变化, 会降低社会网络的人际依恋(阮荣平等, 2013), 从而降低了信仰选择的可能。整体来看, 就是受灾个体中进行宗教信仰选择个体的比例下降, 即系数减少。

^①在CGSS调查问卷中, 存在一个问题, 即“您是从哪里(常驻地)来到本地(本区/县/县级市)居住的”。

2. DID方法及其检验

为了解决可能存在的内生性问题, 本文借鉴Chen and Zhou(2007)以及程令国、张晔(2011)的做法, 构建了DID模型(Difference-in-Difference)。在“不考虑流动人口”和“考虑流动人口”的情况下, 分别采用DID方法进行回归发现, 成年时期经历大饥荒的人群(cohort5*big _ hun)回归系数显著为正, 结果比较稳健。

虽然上述回归结果显示大饥荒对于不同出生队列的宗教选择都有影响, 但是, 仍存在一种潜在的可能性, 即宗教信仰在大饥荒冲击前后的变化可能不是由于该冲击导致的, 而是同时期的其他政策或者地区遗漏变量导致的。为了排除这个潜在的干扰因素, 本文通过虚构处理组的方法进行安慰剂(placebo)检验, 即把大饥荒后出生人群分为四个新的出生队列newcohort, 以1962年-1967年出生队列为对照组, 采用DID方法进行重新回归。从表 5的回归结果可以看到, 相对于1962-1967年出生队列, 大饥荒与三个出生队列的交叉项系数都不显著, 说明大饥荒对于相应出生队列的宗教选择没有影响。这表明上述DID结果主要是由于大饥荒冲击导致的, 而不是其他政策或者地区遗漏变量。

五、机制分析 (一) 社交动机

根据宗教社会网络或社会资本理论, 影响宗教信仰选择的重要因素是对组织内成员的人际依恋, 这种依恋基于对组织内同质身份的信任。即个体的人际需求是促使宗教信仰选择发生的重要因素, 同时对周围人的信任、对陌生人的信任都会影响个体的社交网络。而大饥荒影响广泛, 左右了成千上万人的生死和生活, 也改变了身处其中的每一位。故而, 本文猜想, 基于信任和人际依恋的社交动机是个体进行宗教选择的重要机制。也就是说, 大饥荒经历降低了个人对他人的信任和人际依恋程度, 促使他们通过宗教的途径来得到自身社交需求的满足。

从表 6的回归结果可以看出, 大饥荒定义一和定义二的估计系数都是显著为负, 这表明大饥荒对个人的社交频率有负向影响。在三年自然灾害期间, 由于特殊时期的特殊背景—统购统销政策以及浮夸风、反瞒产的盛行—部分官员为了个人利益, 罔顾民众生死, 比如河南某县领导默许下, 全区打人成风, 若哪个农民交不够粮食, 就会被捆起来, 吊打追逼, 关押拘留, 拆毁房屋(楚汉, 1996, p.65);下令限期消灭人员的外流, 要求社队干部民兵封锁村庄, 不准群众外出逃荒, 也指示各级企事业单位不准收留农村来人。灾民夜晚走小路逃荒, 被民兵发现后, 不仅毒打而且游街示众(楚汉, 1996, p.68), 甚至出现了灾民之间互相举报的情况。陕西关中某地, 由于缺水而出现了“抢水风波”, 导致两个生产队大打出手, 造成4人死亡, 15人重伤(楚汉, 1996, p.53)。这些情况都会导致民众对他人信任度的降低, 同时导致民众之间交往密切程度的下降。因此, 大饥荒可能降低人们之间的信任程度、减弱人际依恋程度, 从而削弱了人们的社会交往。

(二) 保障动机

宗教事后保障模型认为, 宗教可以为个体提供一种类似于社会保障的事后保障。郑风田等(2010)考察了社会保障与信仰选择之间的关系, 发现“新农合”政策的实施可以减缓农村信徒增长的速度, 同时政策实施越早的地区信教比例越低。个体的健康状况会影响其对事后保障制度的需求情况。马光荣(2011)分析了中国大饥荒对饥荒经历者健康的长期影响。目前学界采用的一种重要指标是身高, Chen and Zhou(2007)发现1959、1960和1962年出生的人, 身高要显著低于其他年份出生的人; Meng and Qian(2009)发现饥荒会显著地降低1952-1954和1955-1958两段时间内出生的人的身高。

本文采用被调查者报告的自评健康程度作为个人健康状况的代理变量, 根据表 7结果可以发现, 大饥荒对于个人健康有显著为负的影响。因为健康状况会影响个体对未来的预期, 拥有长期无法摆脱的生理痛苦或疾病的个体更易通过宗教途径来寻求解脱(Idler, 1987; Ellison, 1996;Koenig, 2012)。因此, 以健康状况为基础的保障动机, 是大饥荒影响成人经历者宗教信仰选择的另一个有效机制。

本文采用被调查者报告的自评健康程度作为个人健康状况的代理变量, 根据表 7结果可以发现, 大饥荒对于个人健康有显著为负的影响。因为健康状况会影响个体对未来的预期, 拥有长期无法摆脱的生理痛苦或疾病的个体更易通过宗教途径来寻求解脱(Idler, 1987; Ellison, 1996;Koenig, 2012)。因此, 以健康状况为基础的保障动机, 是大饥荒影响成人经历者宗教信仰选择的另一个有效机制。

六、结论

本文利用中国综合社会调查(CGSS)的四年微观数据, 对大饥荒在个人宗教信仰选择方面的长期影响进行了全面考察。回归结果表明, 大饥荒的成年经历者相较于未经历者更易选择宗教信仰, 且差异具有显著性。同时, 大饥荒通过降低经历者的人际依恋和信任程度, 降低了其人际交往的密切程度, 从而增加了其选择宗教信仰的可能性; 大饥荒通过削弱经历者的身体健康, 增加了其对保障制度的需求, 从而增加了其选择宗教信仰的可能性。因此, 以信任和人际交往为基础的社交动机和以健康状况为基础的保障动机是两者相互影响的主要机制。

基于以上回归结论, 本文有以下两点政策含义。第一、灾害不可避免, 但是政府应该格外重视每一次自然灾害的应对。自然灾害造成的影响不仅是短期和身体层面的, 也可能影响人们的长期决策。同时, 自然灾害的风险管理体系建设, 不仅包括应急物资和灾后重建体系, 也应该包括个人的灾害心理辅导。第二、政府应该提升和完善居民的社会保障程度(特别是对于弱势群体)。参与宗教和社会保障都能满足人们的避险需求, 那么, 提升社会保障程度对于减弱大饥荒冲击造成的宗教信仰选择具有很大的替代性效应。

由于数据的局限性, 本文仍有以下两点不足。第一、由于样本量的原因, 本文在实证部分没有详细区分宗教类别, 但是, 不同宗教之间是有差异的。第二、虽然本文采用了四年的CGSS调查数据, 但是由于数据是年度的截面数据, 并非面板, 从而无法研究个人进行具体宗教选择的时间以及宗教改宗行为。相关问题还需进一步研究。