宗族网络与农村劳动力流动，本文主要内容关键词为：宗族论文,农村劳动力论文,网络论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言与文献述评
中国有着世界上规模庞大的农村人口，却是近30年来经济增长最快的国家之一。这不免让人想到农村巨大的劳动力流动。特别是1992年邓小平同志南巡后，改革开放进入了一个新的时代。随着东南部省份经济特区的设立，农民进城限制的放松，农民大规模外出打工的序幕逐步拉开了。据统计，1995年外出打工人数约为6600多万人，约占农村非农劳动力总数的70.5%(李培林，1996)。国家统计局农民工统计监测调查显示，截至2009年底，外出打工总人数为22978多万人，比上年增长1.9%，其中到本乡镇以外打工的人数为14533万人，占外出打工总人数的62.3%①。现代工业社会的诉求无疑拉动了农村劳动力外流，而几千年的传统农业社会对劳动力流动也形成了一股推力。乡土社会聚族而居的典型特点到现在依然广泛存在，人们的行为也往往以宗族为基础的网络而展开，并有着深远的影响。本文将以传统社会中的宗族网络为切入点，探究转型期间农村劳动力流动的行为。
社会网络(俗称：关系)是一个来自社会学的概念，被广泛应用到经济学中。这种网络的形成纽带在不同国家中是有差异的，如现有印度基于种姓的网络、美国由俱乐部形成的网络、部分非洲国家以种族为纽带的网络，以及中国农村以血缘为纽带的网络等。研究发现，这些网络在分担风险(Munshi and Rosenzweig，2009；Angelucci et al.，2008)、扩大融资渠道(Kinnan and Townsend，2012；马光荣、杨恩艳，2011；杨汝岱等，2011)、降低贫困并改善收入分布状况(Chantarat and Barrett，2008；张爽等，2007；赵剑治、陆铭，2009)、改善村庄治理状况(沈艳、姚洋，2006；郭云南等，2012)等方面扮演着重要角色。此外，大量文献考察了社会网络在劳动力流动和就业中的重要作用。章元和陆铭(2009)和章元等(2008)指出在具有较高竞争性的城市劳动力市场上，社会网络的主要角色是配给工作或增强农民工的流动性。与以往文献不同，Zhang和Li(2003)分析了不同类型的社会网络对非农工作的作用不同。能获得亲属或朋友帮助的个人更可能选择外出打工，家里有村干部的个人更可能获得当地的非农工作。进一步地，人们从劳动力市场信息共享的角度探讨社会网络对打工的影响。研究发现，来自同一社区的成员在迁入地形成的社会网络，有助于共享各种就业信息，从而帮助后续迁移者在新的迁入地找到高薪非农工作(Munshi，2003，2011；Dolfin and Genicot，2010)。文献中Zhao(2003)、Chen等(2008)、边燕杰和张文宏(2001)运用中国劳动力迁移或就业的相关数据也发现类似的结果。
从现有研究看，社会网络在理论上是非常宽泛的概念，实证上根据研究对象的不同，对社会网络的度量差别较大。除少数以外，主要从行为指标对社会网络进行度量。文献中提到的有，“亲友间的礼金往来”(赵剑治、陆铭，2009；章元、陆铭，2009；马光荣、杨恩艳，2011；杨汝岱等，2011)、“需要时可提供帮助的亲友数量”(李爽等，2008；张爽等，2007；Kinnan and Townsend，2012)、“找工作时老乡关系”(Zhao,2003；Dolfin and Genicot,2010；Chen et al.，2008)、“党员干部政治关联”(Zhang and Li，2003；夏立军等，2011)等。这些指标难免会产生内生性问题。例如，亲友间的礼金往来往往依赖于家庭的富裕程度或户主的性格特征等，并不一定能真实反映亲属间的关系。再者，穷人可能更需要扩大社会网络来提高收入，从而与亲友间礼金往来较多。不过，和本文相关，较少文献从姓氏宗族的角度来度量农村社会网络，主要集中于人口规模、修建祠堂等指标，这使得研究结论具有一定的可比性。如，Peng(2004)运用“第一大姓在村庄中所占人口比例”来度量农村企业家的社会网络，Angelucci等(2008)以“家庭姓氏在村庄中所占人口比例”来度量家庭层面的社会网络，Tsai(2007)运用“村庄是否有祠堂”来度量村庄层面的社会网络。
另一方面，既有的研究多数笼统地探讨社会网络对劳动力流动的影响，或从信息共享的角度去分析社会网络在劳动力市场中的作用。上述文献没有讨论社会网络促进农村劳动力流动的另外一个重要渠道。在中国传统农村，人们的行为往往围绕着宗族关系而展开，宗族成员间相互赠送或往来礼金，以及由宗族成员而引发的外部资源(如姻亲，朋友等)的往来，形成了所谓的“人情”，巩固了宗族成员间的社会关系，有助于帮助宗族成员抵御当地的负面冲击，为农民外出打工提供支持。换言之，以血缘为纽带的宗族网络提供了一种社会保险，为其成员的劳动力流动提供保障。此外，随着经济发展和社会转型，传统农村会逐渐向现代农村转变，市场化的力量正逐步向农村渗透。宗族作为传统民间组织不再是人们进行风险分担的唯一方式，以宗族网络为基础的劳动力流动可能将趋于弱化。
在现有研究成果的基础上，本文拟解决两方面的问题：(1)家庭所属的宗族网络对家庭劳动力流动的影响；(2)宗族网络对农村劳动力流动的影响如何从宗族的典型特征来解释？且这种影响是如何随经济发展而发生变化的？本文余下部分结构安排如下：第二部分是关于宗族网络与劳动力流动的数据来源及描述统计，第三部分实证检验宗族网络对劳动力流动的影响，第四部分探讨这种影响的作用渠道，第五部分进一步讨论随着中国传统农村向现代农村的转变，宗族网络对劳动力流动的影响如何变化，第六部分简要总结全文。
二、数据及描述统计
(一)数据
本文数据来源于两方面，一是农业部农村经济研究中心的“固定观察点调查”，二是在此基础上北京大学中国经济研究中心于2006年和2011年进行的两次“村庄选举调查”。前者为我们提供了1986-2008年全国11个省77个村8493户家庭的详细信息。包括家庭收入、支出、消费结构、人口结构、外出打工经历及收入、村庄的土地面积、人口规模及外出打工人员情况等数据。该调查没有获取1992年和1994年的情况，且仅获取了约1/4的被调查家庭21年的完整信息，因此，前者提供的是非平衡面板数据。后者提供了这些村庄的姓氏结构及宗族的详细数据，如村庄中的姓氏数目，前四大姓氏人口所占比例，祠堂和(或)家谱在各姓氏中的存在情况等。另外，这11个省份分别是：广东省、福建省、浙江省、江西省、湖北省、湖南省、河南省、山西省、吉林省、四川省和甘肃省。这些省份的经济发展程度和家庭富裕情况各不相同，相对较穷的省份是山西省和甘肃省；较富的省份是浙江省和广东省。另外，各省在人口规模及结构、社会结构及其他经济条件等方面也存在较大差异。这为研究农村家庭的行为提供了一个比较好的样本。
(二)宗族、礼金往来与外出打工
一般而言，中国农村大部分的村庄将会有多个姓氏宗族。本文用“家庭姓氏在村庄中所占人口比例”来刻画家庭的宗族网络规模。研究中国农村宗族的先驱者Freedman(1971，2004)指出，村庄中同姓的家庭往往是从同一个宗族中分离出来的，他们虽然独门独户，但并不妨碍他们相互协作的可能性，宗族的各种活动能为家庭之间的合作提供机会。又如，王铭铭(1996)在福建省的田野调查中发现，单个家庭与其宗族的关系非常密切，同宗族的家庭共用一些大型生产农具，并积极参与宗族一年一度的祭祀活动等。因此，如果家庭的姓氏在村庄中所占人口比例越大，其亲属间交往的范围将更广，家庭宗族网络规模越大②。然而，姓氏人口比例高的宗族可能会比较松散和缺乏凝聚力，组织起来也有一定的难度(Freedman，1971；2004)。类似的，章元等(2008)指出，家庭“拥有”的社会网络(如亲属数量)和“使用”的社会网络(如交往频度)并非完全相同，“拥有”社会网络的家庭不一定会“使用”这种网络。Huang(1998)也发现风险分担或互惠行为等主要体现血统较近的亲属网络中。因此，除了采用“家庭姓氏的人口比例”刻画家庭宗族网络规模外，这里还采用“家庭所属宗族是否有祠堂或家谱”来刻画家庭的宗族网络强度。祠堂或家谱③的存在往往会伴随着宗族的集体仪式或活动(如崇拜祖先的仪式，平息纷争的宗族长老会议等)，加强相互间的责任意识或网络凝聚力(Tsai，2007)。也就是说，祠堂修建或家谱联系为宗族内部成员的交流与协作提供一个基础和可能性，使得他们具备更便利的条件去使用网络。祠堂或家谱一定程度上可以用来反映家庭的宗族网络强度或凝聚力④。
样本中1064个姓氏在村庄中所占人口比例平均为12%，第一大姓的人口比例平均接近42%。其中，23个姓氏的人口比例超过50%，只占姓氏总数的2.2%%。这意味着大多数村庄没有数量占绝对优势的大姓。另外，205个姓氏有祠堂或家谱⑤，约占姓氏总数的19.3%。图1显示了姓氏人口规模以及宗族组织在各省的分布情况。在福建、江西、广东等东南部省份的村庄中，姓氏在村庄中所占人口比例较高(平均接近40%)，姓氏结构比较单一，祠堂或家谱比较常见；而在西北部省份，如甘肃、四川、山西等省份的村庄中，不仅姓氏更加多样化，而且祠堂或家谱也更加少见。这些发现基本上与Freedman(2004)、王铭铭(1996)关于宗族组织在东南部省份更加发达的结论一致。
数据中包括家庭的总收入、当地经营收入、外出打工收入等收入变量⑥。其中，有47%的家庭其成员外出打工。图2对比了有外出打工家庭和没有外出打工家庭的姓氏宗族的人口比例及祠堂或家谱的情况。结果发现，对于有成员外出打工的家庭，其姓氏宗族在村庄中所占人口比例平均为33.8%，这略微高于没有成员外出打工的家庭的姓氏人口比例30.2%。类似的，对比有成员外出打工的家庭和没有成员外出打工的家庭，前者的姓氏宗族有祠堂或家谱的可能性平均为42.3%，后者平均为37.9%。这表明，家庭所属姓氏宗族的人口比例及祠堂或家谱的存在与家庭外出打工正相关，也就是说，家庭的宗族网络规模和强度可能对家庭的劳动力流动有促进作用。
图1 中国村庄姓氏宗族的人口规模及发达程度的地区差异
图2 宗族网络与劳动力流动的关系
图3 宗族网络与礼金往来的关系
数据中还提供了家庭获得的来自农村亲友的赠送礼金以及赠送给农村亲友的礼金。当家庭姓氏在村庄中的人口比例越大或姓氏宗族有祠堂或家谱，亲属间的交往会更加频繁，相应地礼金往来也更多。从图3可以看出，姓氏在村庄中的人口比例越大的家庭(以均值为分割点)，礼金收入和礼金支出将越多。此外，这两项的对比结果也依赖于姓氏宗族的祠堂或家谱的情况。相比于姓氏没有祠堂或家谱的家庭，礼金收入和支出均在姓氏有祠堂或家谱的家庭中更高。这意味着，农村家庭之间相互赠送或往来礼金都是围绕着宗族关系展开，由此形成的所谓的“人情”，也进一步加强了宗族成员间的密切关系。其余变量如表1所示。
以上经验事实表明，家庭所属姓氏宗族的人口比例及祠堂或家谱的存在对家庭外出打工有促进作用。如果这一假设成立，下一个问题即是如何解释家庭的宗族网络规模和强度对劳动力流动的影响。经验事实也说明，当家庭姓氏在村庄中的人口比例越大或姓氏宗族有祠堂或家谱时，家庭的礼金收入或支出会更多。可以猜想，由家庭背后的宗族网络所引发的农村家庭间的赠送或往来礼金，有助于抵御家庭当地的负向冲击，为家庭成员的外出打工提供了保险。第三部分和第四部分将分别对这些假设进行检验。
三、宗族网络与劳动力流动：实证结果
为考察家庭所属的宗族网络对家庭劳动力流动的影响，我们构造如下方程进行检验：
表2报告了方程(1)的参数估计值。其中，第1、2列为宗族网络变量分别为HHcjd和HHshare时的结果，第3列模型同时包括这两个宗族网络变量的结果，第4列则为模型引入了这两个宗族网络变量及其交互项的结果，第5、6列分别为同时包括这两个宗族网络变量的Probit估计结果。结果一致发现，变量HHcjd的系数显著为正，这表明，相比姓氏没有祠堂或家谱的家庭，姓氏有祠堂或家谱的家庭外出打工的可能性将高出1.39～1.69个百分点，或外出打工率平均值0.472的2.9%～3.6%。
值得指出的是，变量HHshare的系数不显著，且两个宗族网络变量的交互项系数也不显著。这些结果表明，家庭姓氏的人口比例对家庭外出打工的影响不明显，而真正起作用的是家庭的宗族网络强度(11)。换言之，姓氏宗族通过修建祠堂或家谱而加强成员间的交流协作，使得宗族内部成员更有意愿或财力去互相帮助。这一发现类似于章元等(2008)提出的“拥有”社会网络的家庭不一定会“使用”这种网络的结论。这一点并不奇怪，姓氏人口比例高的姓氏宗族在组织上会更松散(Freedman，1971)，这也与Huang(1998)关于中国农村的亲属网络在风险分担中的作用的研究类似，他指出家庭可能更注重于个体利益而非整个宗族的整体利益，于是风险分担或互惠行为可能主要体现在血统较近的亲属网络中。
其他解释变量的系数，也与直觉相符合。家庭外出打工的概率会随着家庭当地生产能力的增加而下降。人口规模大的家庭，更倾向于外出打工。人口抚养比高，增加了家庭的负担，会限制家庭外出打工的可能性。村庄前一年外出打工的人数多，借助地缘关系或外出就业信息，对家庭的外出打工有显著正的作用。
上述回归结果中，变量HHcjd“家庭所属宗族有祠堂或家谱”可能存在潜在的内生性问题。一种可能是，方程(1)中村庄的固定效应可以控制不随时间变化的村庄特征，如姓氏结构、地理位置、历史背景等，但不能控制可能随时间变化的因素，比如文化特征、环境因素等。而祠堂或家谱的存在往往与村庄的文化特征或环境因素相关，同时这些不可观测的因素在促进农民外出打工中也可能发挥着重要作用(遗漏变量问题)；另一种可能是“家庭所属宗族有祠堂或家谱”与家庭外出打工决策间互为因果，家庭因外出打工而增加收入，收入或消费水平的提高使得其宗族也更有能力修建祠堂或修订家谱。此时内生性会造成上述方程(1)中的β参数值被错误估计。
为有效规避遗漏变量问题，我们将样本范围缩小为仅包括“有祠堂或家谱的村庄”的子样本，并控制村庄的固定效应，对方程(1)进行重新回归。在这些村庄内，以姓氏没有祠堂或家谱的家庭作为对照组，进行村庄内的比较，以确定宗族网络的确切作用。结果如表3所示。其中，第1、2列为宗族网络变量分别为HHcjd和HHshare时的结果，第3列为同时包括这两个宗族网络变量的结果，第4列则为引入了这两个宗族网络变量及其交互项的结果，第5、6列分别为同时包括这两个宗族网络变量的Probit估计结果。结果发现，变量HHcjd的系数估计值依然显著为正，变量HHshare的系数不显著，且与表2中的估计值基本相当。以姓氏没有祠堂或家谱的家庭作为对照组，外出打工的可能性在有祠堂或家谱的家庭中将高出1.29～1.86个百分点，或平均值的2.7%～3.9%。这意味着，在村庄内部，家庭的宗族网络凝聚力越强，其外出打工的概率更大。这个发现有助于我们理解“祠堂或家谱”与“文化因素”之间的关系。在排除了不可观测的可能随时间变化的村庄特征后(如与祠堂或家谱修建相关的文化因素等)，相对于姓氏没有祠堂或家谱的家庭，姓氏有祠堂或家谱的家庭外出打工的可能性更高。这种差异性存在于村庄内部，从而有助于消除“祠堂或家谱是由于村庄的文化因素而对农民外出打工发挥作用”的疑虑。
为解决潜在的双向因果问题，在2011年“村庄选举的回溯性调查”问卷中，我们补充了上述77个村庄前四大姓氏祠堂的修建及重修年份。表4列出了278个姓氏及其所在村庄修建或重修祠堂的分布状况。可以发现：(1)278个姓氏中，修建祠堂的姓氏有41个，其中在1986年以前修建的有24个，其余17个修建于1986-2008年(本文样本的年份跨度)。(2)77个村庄中，有祠堂的村庄有25个，其中在1986年前修建的村庄有16个，于1986-2008年间修建的村庄有9个。(3)祠堂被重修于1986-2008年的村庄或姓氏接近45%，祠堂没有被重修的村庄或姓氏接近50%。
值得注意的是，“家庭所属宗族有祠堂”是在1978年前(改革开放年份)就确定了的，不会与影响样本期内的劳动力流动的经济因素相关，因此其外生性是可靠的。于是，我们将样本范围缩小为仅包括“姓氏在1978年前修建祠堂的家庭和姓氏没有祠堂的家庭”的子样本，对比姓氏没有祠堂的家庭，姓氏在1978年前修建祠堂的家庭外出打工的可能性是否更高？同时，类似前文处理，我们也将这个子样本限制在“有祠堂或家谱的村庄”中，比较这两类家庭外出打工可能性的差异。为此，我们定义一个二值虚拟变量“Citang”，若家庭所属宗族有祠堂时为1，其他情况下为0。将“Citang”替代方程(1)中的“HNet”变量，重复方程(1)的回归，结果见表5。
表5前两列为使用所有村庄的估计结果。其中，第1列使用普通OLS，第2列是Probit的结果。结果一致显示，β的估计值显著为正，且高于使用全样本的β估计值(与表2中的第3、6列比较)。这表明，相比姓氏没有祠堂的家庭，姓氏有祠堂的家庭外出打工的可能性将高出5.12～5.93个百分点(或平均值的10.8%～12.6%)。与表2中类似，变量HHshare的系数估计值仍然不显著，进一步验证了“姓氏的人口比例对家庭外出打工的作用不明显”的结论。表5后两列为仅包含有祠堂或家谱的村庄的估计结果，β估计值与前一组样本类似。这两种情况的结果说明，家庭宗族网络的凝聚力更强，外出打工的概率将更大。在控制了村庄层面不可观测的因素，如与祠堂或家谱修建相关的历史背景或文化因素，以及考虑了潜在的双向因果问题，这种直接效应仍然是稳健的。
上述结果显示了宗族网络对劳动力流动的平均效应，我们还感兴趣的是，宗族网络的影响是如何随时间发生变化的。也就是说，祠堂修建后的第1年、第2年以至第n年，宗族网络的影响是否依然存在。可以猜想，祠堂作为宗族成员联结的纽带，促进成员间后期的交流与协作，宗族网络的影响因此可能持续。为了考察宗族网络对劳动力流动的影响在时间上的变化趋势，这里构造了新的虚拟变量来刻画这一效应，“CitDum0”，仅在祠堂修建的当年取值为1，否则取值0；“CitDum1”，在祠堂修建后第1年取值为1，否则为0；依次类推。我们用这些虚拟变量代替方程(1)中的宗族网络变量HNet，重复方程(1)的回归。这里的样本选择有两种(12)：一是“有祠堂的村庄”中“姓氏在1986-2008年之间修建祠堂的家庭和姓氏没有祠堂的家庭”的子样本；二是“有祠堂的村庄”中“姓氏在1978年之前修建祠堂的家庭和姓氏没有祠堂的家庭”的子样本。前一种情况下，由于祠堂修建第11年之后的数据量较少，于是这些虚拟变量只到祠堂修建之后第11年，之后的年份视同未修建祠堂年份。后一种情况下，考虑到文章样本的年份跨度是1986-2008年，于是这些虚拟变量是从祠堂修建后的第8年到第30年。
表6的第1、2列报告了第一种情况下修建祠堂之后的每一年对家庭外出打工可能性的结果。祠堂修建当年的影响显著为正，但不稳健。除祠堂修建之后第2年(13)，修建祠堂对家庭外出打工的影响在前5年都显著为正；修建祠堂之后第6年的影响是我们预期的方向，但并不显著异于0；从第7年开始影响为负，也不再显著。表6的后两列给出了第二种情况下的估计结果。此时，如果将1985年作为修建祠堂的初始年份，不难发现，修建祠堂在之后的2年内对家庭外出打工的影响不明显，而在修建祠堂后3-9年的效果都在1%的水平上显著为正，从修建祠堂之后第10年开始，修建祠堂的影响不再显著。值得注意的是，“修建祠堂之后第8年及第9年”的系数估计值低于“修建祠堂之后第6年及第7年”的系数，显示出修建祠堂的影响在后期有所减弱。总的来说，经验证据表明，修建祠堂对促进农民外出打工的影响在之后的1年或2年才开始体现出来，且这种正影响至少可以持续到第5年。当然，由于样本中修建祠堂的姓氏宗族较少(41个姓氏约占278个总姓氏数的15%，如表4所示)，其中，超过一半的祠堂是在1978年以前修建的，时间跨度太长，对于修建祠堂的长期影响的预期因此不能过于乐观。
四、作用渠道：社会保险
前文实证结果表明，以家庭姓氏的人口比例衡量的家庭宗族网络的规模，对促进家庭外出打工的作用不明显，而真正发挥作用的是家庭的宗族网络强度。也就是说，以姓氏没有祠堂或家谱的家庭作为对照组，姓氏有祠堂或家谱的家庭外出打工的可能性更高。换言之，祠堂的建立或家谱的修订而相继产生的一系列宗族活动或仪式，促进成员之间的交流与协作，有助于加强宗族成员间的密切关系，这种关系在中国农村促进劳动力流动中具有举足轻重的影响力。那么，这种宗族网络效应的作用机制是什么？不免让人联想到，文献中较常提及的社会网络的风险分担作用。如网络成员间通过互惠行为或相互接济等方式，抵御负向的收入冲击，更倾向于平滑消费(Munshi and Rosenzweig,2009；Townsend,1995)。可以猜想，宗族成员间相互赠送或往来礼金，以及由宗族成员而引发的外部资源(如姻亲，朋友等)的往来，形成了所谓的“人情”，巩固了宗族成员间的社会关系，为家庭的劳动力流动提供了一种社会保险，从而促进外出打工。具体而言，一方面，对于受初始能力或财富约束的穷人而言，赠送或往来礼金有效缓解流动性约束，为外出打工提供资金支持；另一方面，围绕着家庭背后的宗族网络所引发的赠送或往来礼金，有助于抵御家庭当地的负面冲击(如欠收或疾病等)，为家庭劳动力的流动提供了保障。这部分将进行两点检验(14)：(1)家庭的宗族网络如何影响家庭的礼金收入？(2)礼金收入是否对家庭的劳动力流动发挥作用？
(一)宗族网络与礼金收入
为考察家庭所属的宗族网络对其礼金收入的影响，类似方程(1)，我们进行如下检验：
观察样本中家庭的礼金收入信息，发现存在大量缺省值(礼金收入可能为0)。例如，在2008年4905户家庭中，1728户家庭有礼金收入，约占35%，另外，3177户家庭没有礼金收入，约占65%。其他年份也有类似现象。这里可以有两种处理方式：一种是使用所有样本，对没有礼金收入的家庭，以礼金收入为0处理；另一种是只使用有礼金收入的家庭的子样本。对于这两种处理方式，直接使用OLS估计方法将可能存在很大问题。家庭没有礼金收入并不意味着没有礼金需求，可能是因为受到一些客观因素的限制，比如没有子女婚嫁、孩子考上大学、老人做寿等，存在着一定的选择性偏误问题。因此，如果直接使用方程(2)检验宗族网络对家庭礼金收入的影响，不管是用全部样本，还是用有礼金收入家庭子样本，均容易造成对参数β的估计偏误。对于这一独特数据，Tobit模型是一个较好的解决方法。按照该模型的思想，可将家庭礼金收入的决定分为两步，一是决定家庭是否有礼金收入，二是如果有礼金收入，进一步决定礼金收入的金额。为此，我们报告了使用全样本和有礼金收入家庭子样本对方程(1)的OLS估计结果，同时也报告了Tobit估计结果作为稳健性检验。如表7所示。其中，第1、2列为宗族网络变量分别为HHcjd和HHshare的结果，第3列则为同时包括了这两个宗族网络变量的估计结果。类似前三列，第4～9列分别为使用有礼金收入子样本和Tobit的估计结果。
从回归结果可以发现，变量HHcjd的系数显著为正。从经济意义上看，以姓氏没有祠堂或家谱的家庭作为对照组，礼金收入在有祠堂或家谱的家庭中将高出28元，或礼金收入平均值238.5元的11.7%%(表7第1列)。这意味着，家庭宗族网络的凝聚力越强，礼金收入也越多。同时，变量HHshare对礼金收入的影响也显著为正，即家庭姓氏的人口比例增加1倍，其礼金收入将提高15元，或礼金收入平均值的6.3%(表7第2列)。这表明，家庭的宗族网络规模越大，礼金收入会增加。当方程(2)中同时包括这两个宗族网络变量进行检验时，这两个变量的系数仍然显著为正，说明家庭的宗族网络规模和强度在提高家庭礼金收入中均发挥着重要的正向作用。值得指出的是，这两个变量在使用全样本回归时的系数与只使用有礼金收入子样本时的回归系数差别不大，说明选择性偏误问题可能不太严重。使用Tobit方法估计后显示，变量HHcjd和HHshare的系数依然显著为正，只略微高于前六列的估计结果，从而加强了结论的稳健性。其他控制变量的估计结果也基本符合直觉。固定资产持有量的系数显著为负，越富裕的家庭，农村亲友的赠送将越少。家庭上期储蓄量和土地持有量的系数均显著为正，表明流动性资产越多或农业收入越高的家庭，有助于吸引农村亲友的礼金往来。人口抚养比的系数显著为正，意味着家庭负担越重，农村亲友的赠送礼金将越多。户主教育水平对礼金收入的影响显著为负，类似于固定资产持有量的影响方式，较高的教育水平会更有能力创造家庭财富，亲友间的赠送将偏少。村庄中的小姓的系数显著为正，这和人口抚养比的影响类似，小姓家庭对礼金的需求会更大。家庭人口规模对礼金收入的影响不太稳健，可能反映劳动力越多，礼金需求越低，也可能反映老人小孩越多的家庭对礼金的需求会更大。
为使结果更加稳健，我们也考虑了宗族网络变量的潜在内生性问题。村庄不可观察且随时间变化的文化特征、环境因素等可能同时影响到祠堂或家谱的存在和礼金往来(遗漏变量问题)。同时，祠堂或家谱的存在与礼金收入间可能互为因果，因家庭收入水平的提高，使得其宗族也更有能力修建祠堂或修订家谱。如果这种内生性存在，上述的OLS和Tobit估计方法会导致参数的不一致估计。类似前文处理方法，为回避因遗漏变量而引起的内生性问题，本文只使用“有祠堂或家谱的村庄”样本，重复方程(2)的回归。同时，使用“姓氏在1978年前修建祠堂的家庭和姓氏没有祠堂的家庭”样本，并定义一个二值虚拟变量“Citang”(若家庭所属宗族有祠堂时为1，其他情况下为0)替代方程(2)中的“HNet变量，对方程(2)进行重复估计，以解决因双向因果所导致的内生性问题。
表8前三列报告了“有祠堂或家谱的村庄”样本的估计结果。当不存在选择性偏误时，我们可以直接采用OLS估计，使用全样本和有礼金收入子样本的估计结果分别见表8中第1、2列。当存在选择性偏误时，我们直接使用Tobit估计这个样本的结果列于表8中的第3列。表8后三列为“姓氏在1978年前修建祠堂的家庭和姓氏没有祠堂的家庭”样本的对方程(2)的估计结果。其中，第4、5列分别为使用全样本和有礼金收入子样本的结果，第6列为考虑了选择性偏误时的Tobit估计结果。
从表8可以看出，在考虑了宗族网络变量潜在的内生性后，变量HHcjd的系数依然显著为正，家庭的宗族网络强度对家庭礼金收入的影响依然有正向作用。变量HHshare的系数也显著为正，但不太稳健。当同时考虑了选择性偏误和宗族网络内生性问题后，两个宗族网络变量的系数仍然显著为正，家庭的宗族网络规模和强度均有助于提高家庭的礼金收入，检验结果非常的稳健。比较表8的结果与普通OLS、Tobit估计结果(表7)可以看出，考虑了内生性后的HHcjd系数的估计值略微高于没有考虑内生性的系数估计值，而相比之下，HHshare系数的估计值略微偏低，但差别不大。这些结果一致说明，在控制了村庄层面不可观测的因素以及考虑了潜在的双向因果问题，宗族网络对礼金收入的正向作用仍然是稳健的。
(二)礼金收入与劳动力流动
上一节的实证结果表明宗族网络可以提高家庭的礼金收入，从而支持了宗族网络是家庭礼金收入的载体。为进一步检验礼金收入对家庭劳动力流动的影响，我们采用如下方程：
回归结果如表9前三列，第1列直接使用OLS估计，第2列额外添加了控制变量，第3列是Logit的估计结果。结果发现，在添加了控制变量后，β的估计值不再显著，甚至符号相反。这可能是礼金收入的双向因果问题而引起的内生性所致。比如，家庭可能外出打工而弱化了与农村内部亲友间的关系，农村亲友在赠送礼金的数额上将偏少。这时内生性会造成β被低估，甚至系数符号可能为负。为此，我们使用Lag Gift“滞后一期的礼金收入”作为关键解释变量，替代方程(3)中的“Gift”，进行重复回归。这在一定程度上会弱化劳动力流动对礼金收入的反向作用。回归结果列于表9后三列。其中，第4列直接报告OLS的估计结果，第5列是额外添加了控制变量的结果，第6列为Logit的估计结果。在考虑了潜在的内生性后，礼金收入对家庭外出打工可能性的影响仍然显著为正，进一步支持了文章实证结果。在其他控制变量中，家庭人口规模、户主受教育年限，以及村庄前一年外出打工的人口比例的影响依然显著为正，家庭当地收入的滞后一期值及人口抚养比的影响依然显著为负，与普通OLS、Logit估计结果一致，表明结论的稳健性。
五、进一步讨论：宗族网络的作用是否随经济发展而减弱？
上述实证分析已证实，以血缘为纽带的宗族网络有助于促进农民外出打工。这种影响主要体现在宗族网络的社会保险作用。也就是说，围绕着家庭背后的宗族关系所引发的赠送行为或礼金，为家庭的劳动力流动提供资金支持或保障，以降低迁移风险。可以认为，宗族作为一种传统文化，在中国农村劳动力流动中具有举足轻重的影响力。随着经济发展和市场化进程的不断深入，农村传统的乡土社会也正经历着激烈的转型，农村无疑逐渐被打上了现代化的烙印。宗族作为传统民间组织不再是人们进行风险分担的唯一方式，正规的市场化力量会逐渐影响到人们的行为决策(如劳动力流动)。那么，以宗族网络为载体的劳动力流动是否会受到经济发展的影响。为此，我们将村庄的经济发展指标及其与宗族网络变量的交互项添加到方程(1)中，于是新的检验方程为。
图4 人均净收入与人均消费的关系
这里设定了衡量村庄经济发展水平的3个指标：(1)村庄人均消费水平“VConsum”。为了规避因收入低报或双向因果引起的内生性问题，文献中常用消费替代收入，随着收入水平的增加，消费水平也将提高。图4支持了两者之间的正向相关关系。(2)村庄所在乡镇有银行或农村信用合作社的二值变量“Bank”。正规金融机构的介入是农村信贷市场化的主要表现，也将与村庄的经济发展水平息息相关。图5显示，相比于所在乡镇没有银行或农信社的村庄，村庄人均净收入在有银行或农信社的村庄中将高出约1000元。(3)村庄离公路干线距离“Distance”。随着农村经济发展，对农村基础设施的建设也逐步在跟进，这将为农民增收提供大大的便利。图6显示了村庄人均净收入与村庄离公路干线距离的关系，结果发现，离公路干线距离越近，村庄人均净收入将更高。这3个指标是村庄层面的，不会受家庭劳动力流动行为的影响，有效避免了联立性问题。另外，类似前文处理，这里选择“有祠堂或家谱的村庄”中“姓氏在1978年之前修建祠堂的家庭和姓氏没有祠堂的家庭”的子样本对方程(4)进行OLS和Probit估计。
表10第1、2列给出了村庄经济发展指标为“村庄人均消费水平(VConsum)”的结果。
和
在1%的水平上显著为正，交互项的系数
显著为负。这意味着，宗族网络对劳动力流动的作用会随着村庄人均消费水平而减弱。表10第3、4列是以“村庄所在乡镇有银行或农村信用合作社(Bank)”刻画村庄经济发展水平的结果。与前两列的结果一致，和显著为正，在1%的水平上显著为负。相比于所在乡镇没有银行或农信社的村庄，宗族网络对促进农民外出打工的影响在有银行或农信社的村庄中更低。表10后两列是选择“村庄离公路干线距离(Distance)”为村庄经济发展指标的估计结果。显著为正，在5%的水平上显著为负，交互项系数在10%的水平上显著为正，这表明，村庄离公路干线的距离越近，宗族网络在促进劳动力流动中发挥的作用就越小。这些结果一致表明，以宗族网络为载体的劳动力流动随着经济发展而趋于弱化(16)。
图5 人均净收入与是否有银行或农信社的关系
图6 人均净收入与离公路干线距离的关系
在中国传统农村，人们的行为往往围绕着宗族关系而展开，宗族成员间相互赠送或往来礼金，以及由宗族成员而引发的外部资源(如姻亲，朋友等)的往来，形成了所谓的“人情”，巩固了宗族成员间的社会关系，有助于宗族成员抵御各种冲击，为农民外出打工提供支持。换言之，以血缘为纽带的宗族网络提供了一种社会保险，为其成员的劳动力流动提供保障。随着经济发展和社会转型，传统农村会逐渐向现代农村转变，市场化的力量正逐步向农村渗透，以宗族网络为基础的劳动力流动将趋于弱化。比如，随着人们消费水平的提高，短期的资金周转将不再是个难题，而正规金融机构(如银行、农信社等)的介入，也为农民的资金需求提供了新的渠道，有效抵制了劳动力流动的风险，往往受初始财富约束的农民有了外出打工的机会。又如，交通设施的改善(如村庄离公路干线较近)，降低了外出打工成本，也大大便利了农村的劳动力流动。正是经济发展及市场化力量的渗透，以宗族这种民间组织为基础的关系的影响会逐渐弱化。这也为前文关于“修建祠堂对促进农民外出打工的影响在后期有所减弱”的结论提供了依据。
六、主要结论
以农业部固定观察点调查和中国经济研究中心的补充调查数据为基础，本文从宗族网络的角度考察了农村劳动力流动的行为。第一，以家庭姓氏的人口比例衡量的宗族网络规模对家庭外出打工影响不大，而真正发挥作用的是家庭的宗族网络强度或凝聚力。也就是说，相比于姓氏没有祠堂或家谱的家庭，外出打工的可能性在姓氏有祠堂或家谱的家庭中更高。换言之，姓氏宗族通过修建祠堂或家谱而促进成员间的交流协作，使得宗族内部成员更有意愿或财力去互相帮助。这一发现有助于支持以往文献中关于“社会网络强度或凝聚力在风险分担及互惠行为中发挥着关键作用”的结论(Huang，1998；Karlan et al.，2009)。第二，围绕着宗族网络而产生的赠送或往来礼金，形成了所谓的“人情”，巩固了宗族成员间的社会关系，有助于帮助宗族成员抵御各种冲击，为农民外出打工提供支持。换言之，以血缘为纽带的宗族网络提供了一种社会保险，为其成员的劳动力流动提供保障。第三，随着经济发展和社会转型，传统农村会逐渐向现代农村转变，市场化的力量正逐步向农村渗透。宗族作为传统民间组织不再是人们进行风险分担的唯一方式，以宗族网络为基础的劳动力流动趋于弱化。
本文的发现有助于理解传统组织(如宗族)和现代制度(如市场化)之间的互动关系。农村是一个传统乡土社会和现代工业社会并存的组织形态，以血缘为纽带的宗族网络作为乡土社会的典型特征，对转型期间农村劳动力流动进而农民增收都有着举足轻重的影响力。在经济越不发达的村庄，宗族网络对促进农村劳动力流动所发挥的作用越大。这意味着，宗族作为一种民间组织，对农村现代制度的发展起到了互补作用。考虑这些乡土社会的特点，对我们理解现代农村及其制度建设具有一定的意义。
注释：
①国家统计局在2009年初对全国31个省(自治区、直辖市)、857个县、7100个村和6.8万个农村住户进行了一次大规模的抽样调查。具体数值详见国家统计局网站：http://www.stats.gov.cn/was40/gjtjj_detail.jsp?searchword=%C5%A9%C3%F1%B9%A4%BC%E0%B2%E2%B5%F7%B2%E9%B1%A8%B8%E6&channelid=6697&record=1。
②家庭姓氏人口比例高的人群包括了同姓但是不属于同一宗族的居民，而修建祠堂的人群则是真正属于同一宗族而且又有财力和意愿将这种关系传承化的居民。根据以往Freedman(1971；2004)等对中国村庄宗族的研究，村庄中同姓家庭往往是从同一个宗族中分离出来的。在调研过程中，问卷设计主要关注姓氏在村庄中所占人口比例、姓氏是否有祠堂或家谱等，将“同姓”简单理解为“同族”，这可能存在着偏差，也有待进一步探讨。出于语言习惯，本文“姓氏”、“宗族”及“姓氏宗族”均表示同一个概念。
③在农村，祠堂最初的功能是祭祀祖先，而后与祠堂伴随产生组织——祠堂会，成为了宗族内最有力、功能最多的组织，兼有经济、政治、社交等功能的综合单位(林耀华，1936)。因此，祠堂在中国农村社会中的作用不言而喻，也必然成为宗族内部控制的机构。类似的，家谱是血缘关系的一种相对正式的体现。按照Freedman(2004)的说法，“血统和家谱是使宗族合理化的手段”。家谱虽然可能存在伪造的成分，并且常常混合了历史事实，但家谱的存在表明宗族是有组织的。
④需要指出的是，与章元等(2008)提出的家庭“使用”的社会网络(交往频度)这一概念不同，我们这里采用“姓氏是否有祠堂或家谱”测度的是宗族网络的强度或凝聚力，而不是其中的人如何去使用它。也就是说，祠堂修建或家谱联系为宗族内部成员的交流与协作提供一个基础和可能性，使得他们具备更便利的条件去使用网络。实际上，劳动力流动可以看作一种使用，即我们的被解释变量是使用，而解释变量是社会网络的强度。
⑤样本中有祠堂的姓氏基本上都有家谱，而有家谱的姓氏不一定有祠堂，这主要体现在中部省份。
⑥这里所指的收入都是人均净收入，且按照2008年的不变价格进行调整。以家庭总收入为例，净收入为总收入减去生产成本。
⑦固定观察点数据记录了1986-2008年家庭外出打工收入，但只获取了2003-2008年二值变量“家庭有成员外出打工”的信息。在此，根据外出打工收入定义家庭是否有成员外出打工。另外，采用2003-2008年二值变量“家庭有成员外出打工”的信息进行比对，并无显著性差异。此处的外出打工，主要是指离开本村去省内城里、外省或境外。
⑧值得说明的是，2011年村庄选举的回溯性调查仅获得了77个村庄中前四大姓的人口比例以及祠堂或家谱的信息。为保持样本量的一致性，村庄中其余姓氏宗族的人口比例或祠堂或家谱信息与村庄中第四大姓氏的情况相同。
⑨考虑若以村为单位进城打工，家庭外出打工的成本可能更低(Phan and Coxhead，2010)；另外，以村为单位形成的地缘网络也可能有效降低外出打工成本，从而影响家庭外出打工的决策(Munshi，2011)。
⑩方程(1)中的关键变量是家庭所属的宗族网络变量，于是该方程仅控制了村庄的虚拟变量，而没有包含家庭层面的虚拟变量。原因在于，一方面家庭个体的能力或性格特征等会影响家庭的外出打工决策，但对整个宗族祠堂或家谱的形成的影响较小；另一方面，村庄的文化特征、历史背景等不可测因素会同时影响家庭的外出打工决策和祠堂或家谱的形成。
(11)需要说明的是，全样本中HHshare和HHcjd这两个宗族网络变量的相关系数为0.42；当我们将样本范围缩小为仅包括“姓氏在1978年前修建祠堂的家庭和姓氏没有祠堂的家庭”的子样本时，这两个变量的相关系数为0.27。这意味着人口规模大的姓氏有祠堂或家谱的可能性更高，也就是说，这两个宗族网络变量是相辅相成的，但并非完全共线性。所以，在实证检验中，我们同时做了单个变量逐一回归和双变量回归的检验(类似表2第1～3列)。
(12)该样本限制在“有祠堂的村庄”中，进行村庄内的比较，并控制了村庄的固定效应。这可以规避因不可观察的村庄特征所带来的组内差异。
(13)考虑到1986-2008年之间有祠堂的12438个样本观察值，其中，在1992年修建祠堂的样本观察值为1359，约占10%。由于样本中没有1994年的数据，“修建祠堂之后第2年”缺失这部分信息，对其显著性水平可能有影响。
(14)礼金收入和支出是农村家庭之间相互的“随礼”，都是加强感情的重要途径。样本中两者的相关系数为0.18。在此，只以“礼金收入”作为被检验变量。当用“礼金支出”作第四部分的重复检验时，结果类似于“礼金收入”的检验结果。
(15)固定观察点调查问卷获得了非收入所得项下面的“农村亲友赠送礼金”。
(16)我们尝试采用人均净收入作为村庄经济发展指标，对方程(4)进行检验，结果无显著差异。