農(nóng)村自娛文化與互動(dòng)文化對宗教的擠出效應(yīng)差異——基于河南48村345份農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)分析*

丁 冬，陳 雪，阮榮平，鄭風(fēng)田

(1．中國人民大學(xué)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京100872;2．浙江師范大學(xué)農(nóng)村研究中心，浙江金華321000)

一、引言

近些年我國農(nóng)村文化建設(shè)取得了很大成就，同時(shí)也存在著明顯問題，其中問題之一即是農(nóng)村公共文化供給貧乏，農(nóng)民文化生活枯燥。從財(cái)政對文化投入的構(gòu)成看，存在明顯“城市偏向”，農(nóng)村文化財(cái)政投入占比較低。農(nóng)村地區(qū)的居民文化娛樂項(xiàng)目相對單一、內(nèi)容相對單調(diào)，通常以自娛文化為主，看電視成了當(dāng)前很多農(nóng)村居民的唯一娛樂。

與此相對應(yīng)的是，中國中東部農(nóng)村地區(qū)宗教發(fā)展迅速，掀起了一股“宗教熱”(譚飛等，2007)。關(guān)于農(nóng)村文化與“宗教熱”的關(guān)系問題，阮榮平等(2010)證明農(nóng)村文化供給對宗教信仰具有擠出效應(yīng)，江金啟等(2010)指出農(nóng)村居民的精神文化消費(fèi)存在“私性不足，公性錯(cuò)位”的問題。實(shí)際上，江金啟等(2010)并非最先提出“私性文化”與“公性文化”概念的學(xué)者，例如，吳理財(cái)和夏國鋒(2007)曾對“私性文化”與“公共文化”進(jìn)行過闡釋。但是，不論是“私性文化”“公性文化”或“公共文化”都是難以辨析、難以界定的概念，不如“自娛文化”“互動(dòng)文化”直接且簡單易懂。

人有兩種基本的生存狀態(tài):“獨(dú)處狀態(tài)”與“人際交往狀態(tài)”。相應(yīng)地，本文將“獨(dú)處狀態(tài)”時(shí)人們的娛樂方式稱之為“自娛文化”，例如看電視、讀書;將“人際交往狀態(tài)”時(shí)人們的娛樂方式稱之為“互動(dòng)文化”，互動(dòng)文化帶來的愉悅感需要他人活動(dòng)的外部性直接作用，例如打籃球、搓麻將。

農(nóng)村自娛文化和互動(dòng)文化二者對于宗教信仰的擠出效應(yīng)有差異嗎?自娛文化對宗教信仰的擠出效應(yīng)更大還是互動(dòng)文化對宗教信仰的擠出效應(yīng)更大?發(fā)展自娛文化與互動(dòng)文化所需的農(nóng)村公共文化設(shè)施大相徑庭，因此有必要對二者作用加以辨析。

二、文獻(xiàn)回顧

Iannoccone(1998)對經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域內(nèi)的信仰研究進(jìn)行了介紹、總結(jié)，Yang(2006)對中國宗教信仰研究的歷程、階段特點(diǎn)、成果進(jìn)行了回顧。在此基礎(chǔ)上，本文重點(diǎn)回顧兩方面文獻(xiàn):一類文獻(xiàn)反映自娛文化與宗教信仰之間的關(guān)系，另一類文獻(xiàn)反映互動(dòng)文化與宗教信仰之間的關(guān)系。

(一)自娛文化與宗教信仰之間的關(guān)系

關(guān)于自娛文化與宗教之間關(guān)系的文獻(xiàn)目前并不多，但有一些文獻(xiàn)資料可以從側(cè)面對二者關(guān)系予以論證。例如，Putnam(1995)利用美國的資料研究社會(huì)資本的長時(shí)間變化，認(rèn)為美國社會(huì)資本下降的原因在于電視的興起;Olken(2006)利用印尼的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)看電視時(shí)間的增加伴隨著社會(huì)組織參與的下降，而社會(huì)組織參與包含宗教參與。與此同時(shí)，目前國內(nèi)研究二者關(guān)系的文獻(xiàn)大多缺乏理論和實(shí)證的系統(tǒng)分析，觀點(diǎn)陳述型文章較多，結(jié)論大多認(rèn)為農(nóng)村文化(包含自娛文化、互動(dòng)文化)貧瘠與農(nóng)村宗教興起之間具有負(fù)相關(guān)關(guān)系(吳理財(cái)，2007;譚飛等，2007)。

(二)互動(dòng)文化與宗教信仰之間的關(guān)系

現(xiàn)有文獻(xiàn)直接討論互動(dòng)文化與宗教關(guān)系的文獻(xiàn)也不多，但有關(guān)“世俗公共品”供給與宗教信仰關(guān)系的研究很多。Dehejia等(2007)發(fā)現(xiàn)受到收入沖擊時(shí)參與宗教活動(dòng)的人幸福感更穩(wěn)定。Iannoccone提出了“宗教俱樂部”模型強(qiáng)調(diào)宗教在公共品供給中的效率。

宗教和世俗公共品供給間的替代關(guān)系研究與本文主題更為密切。事實(shí)上，大量研究表明政府公共開支與宗教組織的公共品供給間存在替代效應(yīng):政府公共品供給減少時(shí)，宗教組織的公共福利支出會(huì)相應(yīng)增加(例如，1996年美國聯(lián)邦福利法改革后，政府減少了公眾福利供給，此時(shí)教堂慈善支出顯著增加);當(dāng)政府加大公共開支時(shí)，宗教公共福利支出卻大幅減少(例如，羅斯福新政時(shí)較高的政府支出導(dǎo)致了較少的教堂慈善活動(dòng))。需指出的是，當(dāng)前我國政府的公共物品供給，除了少數(shù)能帶動(dòng)自娛文化發(fā)展(如有線電視設(shè)施)之外，大部分屬于能夠帶動(dòng)互動(dòng)文化的社會(huì)活動(dòng)設(shè)施投資。

文化產(chǎn)品有其自身的特性，不論是自娛文化還是互動(dòng)文化，均與精神福利有著密切關(guān)系?，F(xiàn)有文獻(xiàn)中，直接探討自娛文化、互動(dòng)文化與宗教間關(guān)系的研究不多，因此，本文對農(nóng)村自娛文化、互動(dòng)文化與農(nóng)村宗教之間關(guān)系的實(shí)證研究，可為新農(nóng)村建設(shè)中政府的公共品供給提供科學(xué)依據(jù)。

三、理論框架

該部分主要介紹世俗化理論、宗教俱樂部模型以及精神合作社假說，并提出假設(shè)。

(一)世俗化理論

馬克思、弗洛伊德等人均支持世俗化理論①隨著宗教經(jīng)濟(jì)學(xué)發(fā)展及許多地區(qū)并未出現(xiàn)世俗化理論所預(yù)期的事實(shí)，世俗化理論受到了廣泛質(zhì)疑，但這也不能說明世俗化理論毫無可取之處，它對很多現(xiàn)象仍有解釋力。。該理論認(rèn)為，隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人民受教育水平提高以及城市化推進(jìn)，宗教將不斷衰退直至消失。依據(jù)該理論，宗教起源于人們的“原始頭腦”(斯達(dá)克、芬克，2006)與認(rèn)識(shí)能力的不足，文化與宗教的關(guān)系是負(fù)向的。無論是自娛文化還是互動(dòng)文化都具有很強(qiáng)的現(xiàn)代性和科普性，據(jù)此均應(yīng)對宗教有擠出效應(yīng)。

因此，本文研究假設(shè)1為:

自娛文化、互動(dòng)文化均會(huì)降低宗教選擇的概率。

(二)宗教俱樂部理論和宗教“精神合作社”假說

如Iannoccone(1998)所言，宗教經(jīng)濟(jì)學(xué)中簡單的最大效用模型已被強(qiáng)調(diào)宗教商品生產(chǎn)專業(yè)化公司或俱樂部模型所替代。

俱樂部模型認(rèn)為，宗教類似“俱樂部”，宗教聚會(huì)之作用類似互惠組織，熱衷于崇拜服務(wù)、宗教教誨及其他準(zhǔn)公共“俱樂部物品”生產(chǎn)。信教者從宗教禮儀中所獲得的快樂和教化并非取決于參與者個(gè)體所帶給教會(huì)的東西(參與、專注、歌詠等)，而是取決于有多少其他人參與以及該個(gè)體受歡迎程度、歌唱水平、誦讀和祈禱是否有激情、對教會(huì)的委身程度等。

關(guān)于互動(dòng)文化與宗教信仰之間的關(guān)系，從另一觀點(diǎn)中也可以進(jìn)行推斷，該觀點(diǎn)認(rèn)為人們信教主要是因?yàn)槿狈M織歸屬感(Yang，2006)。市場化改革導(dǎo)致村莊變化巨大。改革前，熟人社會(huì)具有較強(qiáng)社會(huì)整合功能，改革后人們自利的一面凸顯，導(dǎo)致村莊成員原子化，村莊社會(huì)整合功能下降，成員組織歸屬感喪失。阮榮平等(2010)“精神合作社”假設(shè)強(qiáng)調(diào)了宗教參與的外部性，認(rèn)為教會(huì)所宣揚(yáng)的博愛、互助類似“精神合作社”，能提升人們的組織歸屬感。

顯然，無論宗教俱樂部模型還是宗教“精神合作社”假說，均強(qiáng)調(diào)宗教參與者行為的正外部性以及由此產(chǎn)生的參與者互惠。值得注意的是，已有文獻(xiàn)在討論文化供給時(shí)忽略了“外部性”與“互惠”討論，而是否因外部性互惠正是本文區(qū)分自娛文化和互動(dòng)文化的重要標(biāo)準(zhǔn)。

由此本文可以提出如下假設(shè)2:

互動(dòng)文化比自娛文化的宗教信仰擠出效應(yīng)更顯著，村民間互動(dòng)文化較發(fā)達(dá)的村莊信教比重較低，參與互動(dòng)文化活動(dòng)較多的居民選擇宗教的概率較低。

四、實(shí)證分析

(一)自娛文化、互動(dòng)文化與信教:村級(jí)數(shù)據(jù)

本文設(shè)定了OLS模型考察農(nóng)村自娛文化、互動(dòng)文化供給與農(nóng)村宗教之間的關(guān)系①本文所使用軟件為stata10。:

其中，R表示村莊信教比重，值為全村信教人數(shù)②本文宗教僅包括基督教、天主教、佛教、道教和伊斯蘭教，不含其他宗教;其中，信基督教者最多。與村莊總?cè)丝谥?。本文對于自娛文化、互?dòng)文化供給的指標(biāo)選取分別為農(nóng)村自娛文化設(shè)施(P)和互動(dòng)文化設(shè)施(C)。自娛文化設(shè)施和互動(dòng)文化設(shè)施的具體衡量指標(biāo)分別是其各自的數(shù)量。自娛文化設(shè)施包括圖書室、有線廣播、有線電視、閱報(bào)欄、電影放映室、健身場地和設(shè)施、網(wǎng)吧等，村莊自娛文化設(shè)施數(shù)量之和為P。同時(shí)，互動(dòng)文化設(shè)施包括文化大院、活動(dòng)室、老年室、戲臺(tái)、莊戶劇團(tuán)及設(shè)施、歌舞廳、游藝活動(dòng)室等，村莊互動(dòng)文化設(shè)施數(shù)量之和為C。

αi(i=0，…，9)是待估參數(shù)。如果 α1、α4、α7、α8為負(fù)，則表明自娛文化、互動(dòng)文化的宗教擠出效應(yīng)存在。比較自娛文化和互動(dòng)文化的系數(shù)正負(fù)和絕對值大小，可以判斷互動(dòng)文化的宗教信仰擠出效應(yīng)是否更顯著。X表示控制變量，包括有無村集體收入、最近公路到村中心的距離、五保戶數(shù)量和村民借貸可得性。εi表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)(i=1，2，3)。

模型(1)(2)(3)可能存在內(nèi)生性問題，這是因?yàn)樽诮绦叛雠c文化供給間可能存在聯(lián)立，即可能因?yàn)樽诮绦叛稣邔κ浪孜幕枨笙陆担瑥亩鴮?dǎo)致文化設(shè)施供給缺乏。本文使用Ⅳ估計(jì)法解決內(nèi)生性問題。借鑒阮榮平等(2010)的做法，本文選擇“村莊到縣政府所在地的距離”作為Ⅳ，這一變量能夠代表村莊公共設(shè)施與交通條件，是基層政府進(jìn)行文化供給決策時(shí)主要考慮的因素，同時(shí)，對于宗教信仰而言，該變量是外生的。

(二)自娛文化、互動(dòng)文化與信教:農(nóng)戶數(shù)據(jù)

本文使用Logit模型分析自娛文化、互動(dòng)文化供給與農(nóng)戶個(gè)體宗教信仰的相關(guān)關(guān)系:

(4)(5)(6)中，R表示是否信教(信教=1;不信教=0)。P代表自娛文化參與，包括看電視、看書報(bào)雜志、聽廣播、玩電子游戲、上網(wǎng)、體育健身、看文藝演出等，農(nóng)戶每月參與以上活動(dòng)時(shí)間之和為P。C代表互動(dòng)文化參與，包括串門聊天、打麻將、打撲克、下棋、KTV娛樂、參加文藝演出、逛集市等，農(nóng)戶每月參與以上活動(dòng)時(shí)間之和為C。X為控制變量，包括性別、年齡、年齡的平方、受教育年限、家庭支出對數(shù)、是否戶主、是否擔(dān)任過村干部、本人健康情況、家人健康狀況、家庭社會(huì)保障水平、家人信教狀況等①有關(guān)控制變量的詳細(xì)說明參見阮榮平等(2010)。。μi為隨機(jī)擾動(dòng)。

為避免內(nèi)生性問題，本部分選用“最近日用品集市距離”作為Ⅳ進(jìn)行估計(jì)。

五、數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)取自河南嵩縣的隨機(jī)抽樣調(diào)查。嵩縣轄318個(gè)行政村，總?cè)丝?5萬。調(diào)查共計(jì)回收村級(jí)有效問卷48份、農(nóng)戶有效樣本345份。嵩縣位于于建嶸所言的基督教分布密集帶，加之該縣為國家級(jí)貧困縣，具有一定的典型性。

模型(1)(2)(3)所使用村級(jí)變量和模型(4)(5)(6)所使用農(nóng)戶變量特征見表1。

表1 變量特征

從表1中數(shù)據(jù)可以看出，不同村莊的信教比重、自娛文化設(shè)施以及互動(dòng)文化設(shè)施數(shù)量差異較大，最近公路離村莊距離、村中心到縣城距離以及五保戶數(shù)量等同樣存在較大差異，部分村莊存在集體收入，多數(shù)村莊借貸不便。

從表1中可以看出，樣本村民的年齡分布區(qū)間為17歲至86歲，以中年人為主，受教育年限從0至16年不等，平均受教育水平為小學(xué)畢業(yè)(6年)。此外，村民自娛文化時(shí)間與互動(dòng)文化時(shí)間差異較大，自娛文化時(shí)間遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過互動(dòng)文化時(shí)間，村民家人社會(huì)保障狀況和信教狀況同樣存在較大差異。

六、分析結(jié)果

利用村級(jí)問卷數(shù)據(jù)，對模型(1)(2)(3)分別進(jìn)行回歸分析，分析結(jié)果見表2。

表2 村級(jí)回歸結(jié)果

村級(jí)數(shù)據(jù)模型(1)中并未放入互動(dòng)文化因子，由其回歸結(jié)果可以看出，自娛文化設(shè)施和村莊離縣城的距離顯著負(fù)向影響了村莊的信教比重;村級(jí)數(shù)據(jù)模型(2)中并未放入自娛文化因子，由其結(jié)果可以看出互動(dòng)文化設(shè)施對村莊信教比重也有顯著負(fù)向影響，但需注意的是，模型(2)互動(dòng)文化因子的影響系數(shù)絕對值要高于模型(1)的自娛文化因子影響系數(shù)絕對值;村級(jí)數(shù)據(jù)模型(3)同時(shí)放入了互動(dòng)文化因子和自娛文化因子，結(jié)果顯示僅互動(dòng)文化設(shè)施顯著負(fù)向影響村級(jí)信教比重。

從該結(jié)果中不難得出結(jié)論，互動(dòng)文化設(shè)施比自娛文化設(shè)施對于村莊信教比重的負(fù)向影響程度更大，互動(dòng)文化對于宗教的擠出效應(yīng)更強(qiáng)，本文的假設(shè)成立。

利用農(nóng)戶問卷數(shù)據(jù)，對模型(4)、(5)、(6)分別進(jìn)行回歸分析，分析結(jié)果見表3。

農(nóng)戶數(shù)據(jù)模型(4)中并未放入互動(dòng)文化因子，由其回歸結(jié)果可以看出，自娛文化設(shè)施和家人健康情況、家人信教情況顯著正向影響了村民信教，性別因素則對村民信教有負(fù)向影響;農(nóng)戶數(shù)據(jù)模型(5)中并未放入自娛文化因子，由其結(jié)果可以看出互動(dòng)文化設(shè)施和性別因素對農(nóng)戶信教有顯著負(fù)向影響，而家人信教情況則有正向影響;農(nóng)戶數(shù)據(jù)模型(6)同時(shí)放入了互動(dòng)文化因子和自娛文化因子，結(jié)果顯示自娛文化設(shè)施和家人信教情況、家人社會(huì)保障、家人健康因素對農(nóng)戶信教有顯著正向影響，而互動(dòng)文化設(shè)施和性別因素則對農(nóng)戶信教有負(fù)向影響。不難看出，在農(nóng)戶層面，互動(dòng)文化對宗教信仰存在擠出效應(yīng)，而自娛文化則與宗教信仰呈現(xiàn)共生性，本文假設(shè)僅部分成立，這一結(jié)論是對阮榮平等(2010)研究的有益補(bǔ)充。

表3 農(nóng)戶回歸結(jié)果

七、結(jié)論

阮榮平等(2010)研究表明文化對于村民信教具有擠出效應(yīng)，但其并未進(jìn)一步分析互動(dòng)文化與自娛文化擠出作用的差異，本文對此進(jìn)行了進(jìn)一步研究。

本文研究表明:對于村莊而言，互動(dòng)文化供給增加比自娛文化供給增加能夠更顯著地降低村莊內(nèi)的信教比重;對于農(nóng)戶而言，互動(dòng)文化供給增加能夠顯著降低農(nóng)戶的宗教選擇概率和宗教參與程度，但是，自娛文化供給的增加卻使得農(nóng)戶宗教參與同樣增加。這說明，若將農(nóng)村文化供給進(jìn)一步細(xì)分為互動(dòng)文化供給和自娛文化供給，農(nóng)村互動(dòng)文化供給相對于自娛文化供給對宗教信仰的擠出效應(yīng)更強(qiáng)。

本文的政策含義是:并非所有的農(nóng)村文化供給都有助于減少村民信教，農(nóng)村自娛文化供給增加未必能起到“擠出宗教”的作用，甚至可能適得其反;為了緩解我國農(nóng)村當(dāng)前的“宗教熱”現(xiàn)象，今后進(jìn)行新農(nóng)村文化設(shè)施建設(shè)時(shí)，應(yīng)注重互動(dòng)文化供給，加強(qiáng)村莊互動(dòng)文化設(shè)施建設(shè)，亦即應(yīng)增加農(nóng)村文化大院、文化活動(dòng)室、老年活動(dòng)室、戲臺(tái)、莊戶劇團(tuán)、游藝活動(dòng)室等互動(dòng)文化設(shè)施的供給。

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