君主素質(zhì)、宗教約束與中國歷代王朝農(nóng)民起義

黃冠佳， 溫思美

(華南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 廣州 510642)

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君主素質(zhì)、宗教約束與中國歷代王朝農(nóng)民起義

黃冠佳， 溫思美

(華南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 廣州 510642)

為了探究君主素質(zhì)、宗教約束和氣候沖擊對農(nóng)民起義的影響機(jī)理，構(gòu)建中國君主面板數(shù)據(jù)集，以君主為橫截面，時間跨度為前221年至1911年，并使用隨機(jī)效應(yīng)的面板負(fù)二項回歸模型作為基準(zhǔn)模型。研究表明：在秦朝到清朝這個歷史階段，君主的個人素質(zhì)會顯著影響農(nóng)民起義，盛世能減少農(nóng)民起義的發(fā)生；宗教約束中的佛教能緩解農(nóng)民起義，而基督教則更容易導(dǎo)致農(nóng)民起義的發(fā)生；嚴(yán)重的自然災(zāi)害所導(dǎo)致的嚴(yán)重饑荒能誘發(fā)農(nóng)民起義；其他變量的影響不顯著或不穩(wěn)健。

農(nóng)民起義； 君主素質(zhì)； 宗教； 佛教； 自然災(zāi)害

一、引言

農(nóng)民起義貫穿整個中國封建社會時期，是中國封建時期社會沖突的主要形式，這些暴亂影響著中國歷史的進(jìn)程。農(nóng)民起義早期的研究往往帶有較強(qiáng)的意識形態(tài)。恩格斯[1]詳盡分析了德國農(nóng)民起義的特點，站在階級斗爭的角度將德國農(nóng)民頑強(qiáng)堅韌的一面展現(xiàn)出來；中國的歷史學(xué)家則注重分析農(nóng)民起義的特征，以及探討起義的先進(jìn)性。之后，學(xué)者對于農(nóng)民起義的經(jīng)濟(jì)和文化內(nèi)涵有了更深入的研究。就農(nóng)民戰(zhàn)爭的影響因素而言，在經(jīng)濟(jì)方面有兩種主流學(xué)說。第一種是“氣候沖擊說”，持這種觀點的學(xué)者認(rèn)為氣候惡劣會使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受到影響，當(dāng)社會普遍民不聊生之時，農(nóng)民起義便會爆發(fā)[2-4]。尤其在北方，自然生態(tài)環(huán)境相對脆弱，一旦出現(xiàn)寒冷天氣或者自然災(zāi)害，農(nóng)業(yè)的抵抗性會比南方弱，一個顯著的例子是山東的農(nóng)民起義相對頻繁[5]12。第二種是“王朝周期說”，這種學(xué)說主要認(rèn)為一個王朝會經(jīng)歷由弱變強(qiáng)，然后再由盛轉(zhuǎn)衰的過程[6-8]?！巴醭芷谡f”反映了大多數(shù)王朝的存在歷程，而且被認(rèn)為是比“個人素質(zhì)說”更有信服力的觀點[9]，但是，“個人素質(zhì)說”仍有其合理性。

在文化方面，宗教對農(nóng)民起義也有重要的作用。之前有學(xué)者研究過宗教對中國古代社會的影響，發(fā)現(xiàn)儒教的禮儀規(guī)范能有效減少農(nóng)民起義[5]25，新教通過傳播現(xiàn)代知識促進(jìn)了晚清的經(jīng)濟(jì)[10]。但是，有些宗教不僅不能減緩農(nóng)民起義，甚至成為農(nóng)民起義的利用工具。例如，洪秀全借助“拜上帝教”發(fā)起太平天國運動，就是在曲解基督教的基礎(chǔ)上引入道教的教義來吸納信徒[11]。

現(xiàn)階段研究者引入了計量分析方法對北方農(nóng)民起義、游牧民族的征服、農(nóng)業(yè)社會的穩(wěn)定等問題[5，7，10，12-15]展開討論。然而，宗教對農(nóng)民起義的影響在計量上的研究還較為匱乏，除了個別研究儒教對清朝農(nóng)民起義影響[5]3，以及晚清宗教沖突的促因[16]等，其他的更多是研究宗教對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響[10，17-19]。

基于以上的文獻(xiàn)梳理，本文的主要貢獻(xiàn)有兩方面：一方面使用了“年度—君主”的面板數(shù)據(jù)定量探究宗教對農(nóng)民起義的作用，并重新定量分析了“個人素質(zhì)說”的合理性；另一方面，關(guān)于宗教傳播方面的解釋變量的選取，在一定程度上克服了現(xiàn)有文獻(xiàn)選取截面數(shù)據(jù)變量所造成的誤差。

二、君主素質(zhì)與宗教約束的度量及數(shù)據(jù)來源

(一)變量的選取及數(shù)據(jù)來源

被解釋變量為年度農(nóng)民起義的次數(shù)，這是一個計數(shù)變量。該數(shù)據(jù)可以從《中國歷代戰(zhàn)爭年表(上下)》中獲得[20]。本文研究的范圍是記錄中含有“起義”且是農(nóng)民發(fā)起的農(nóng)民戰(zhàn)爭*有記載最早的農(nóng)民起義是周朝的國人暴動，但由于周朝宗教還沒有成型，故不考慮該次起義。。

解釋變量包括王朝實力、君主素質(zhì)、氣候因子和宗教傳播。其中，王朝實力由王朝存在時間和中原王朝是否統(tǒng)一兩個變量度量，君主素質(zhì)由君主的在位時間和是否為盛世兩個變量度量，氣候因子由干旱和嚴(yán)重饑荒兩個變量度量，宗教的傳播由道教、佛教、禪宗、華嚴(yán)宗、律宗、三論宗、基督教和伊斯蘭教等8個變量度量。

王朝存在時間反映了一個王朝的大致實力。該數(shù)據(jù)可以從《中國通史》中獲得[21]，其中，元朝和清朝的王朝壽命是從第一代領(lǐng)袖鐵木真和努爾哈赤算起，而不是從建立國號或者入關(guān)后算起。中原王朝是否統(tǒng)一是影響農(nóng)民起義次數(shù)的重要因素。該數(shù)據(jù)可以從文獻(xiàn)《氣候沖擊、王朝周期與游牧民族的征服》中獲得[7]378-379，這是一個0-1變量，當(dāng)中原王朝是統(tǒng)一時，該變量則記為1，反之記為0。

君主的在位時間是反映君主個人素質(zhì)的重要指標(biāo)，一般任期較長的君主，往往也會出現(xiàn)王朝周期類似的情況。該數(shù)據(jù)也可以從《中國通史》中獲得[21]。君主的開明度是對農(nóng)民起義有直接影響的變量，但由于歷史學(xué)家對君主的評價，本文使用是否為盛世這個0-1變量來反映君主的開明度，這是因為歷史學(xué)家對是否為盛世的評價更為統(tǒng)一，0代表不是盛世，1代表盛世，相關(guān)數(shù)據(jù)源自《中國通史》[21]。

氣候因子是導(dǎo)致農(nóng)民起義的外因，這里的氣候因子是一個廣義概念，既包括農(nóng)業(yè)氣象災(zāi)害中的旱災(zāi)，也包括由氣候?qū)е碌纳鐣C(jī)。氣候因子的數(shù)據(jù)可從《中國農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害史料集》獲得[22]，旱災(zāi)和嚴(yán)重饑荒都是0-1變量，如果當(dāng)年有旱災(zāi)的紀(jì)錄，旱災(zāi)這個變量則記為1，否則記為0；如果饑、荒、賑災(zāi)類紀(jì)錄有“大饑”“人相食”字眼，嚴(yán)重饑荒這個變量記為1，否則記為0。

宗教傳播是本文的主要解釋變量，因為帶有宗教性質(zhì)的農(nóng)民起義具有持續(xù)時間較長、遍及地域較廣、參與人數(shù)較多的特點。道教、佛教、禪宗、華嚴(yán)宗、律宗和三論宗的傳播用是否有著名的宗教著作作為代理變量[23-28]，以檢驗這些宗教傳播的影響力。是否有著名的宗教著作，既包括撰寫出版的典籍*不少著作的撰寫時間超過一年，本文以撰寫完畢的那一年作為新著作的面世時間。，也包括翻譯外國經(jīng)書，還包括帶回中原的國外經(jīng)典。而基督教*本文的基督教是一個統(tǒng)稱，包括基督教、天主教和新教，下同。較少有著作出版，于是選取傳教士入華傳教作為宗教傳播的代理變量[29]*基督教的傳教時間是指傳教士來華的年份，這里不選用傳教士的逝世年份作為傳教時間，是因為不少傳教士在中途都會回國，極少在中國終老。。伊斯蘭教是由阿拉伯半島傳入中國的宗教，早年活躍在中東，本文選取伊斯蘭教和中國有關(guān)的事件作為宗教傳播的代理變量[30]。

(二)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性描述

由表1可以看出，每一位君主的平均在位時長是13.15年，如果君主的在位時間低于10年，那么君王的從政理念未必能很好地展現(xiàn)，也就是說個人素質(zhì)未必能反映出來，因此有必要在穩(wěn)健型檢驗中探討這一問題。一個王朝的平均持續(xù)時間是90.57年，說明一個王朝平均會有7位君主。中原王朝統(tǒng)一、盛世年份、旱災(zāi)的發(fā)生頻率分別是0.618、0.305、0.525，這些可以認(rèn)為是大概率事件，應(yīng)該對農(nóng)民起義會有較顯著的影響。對于宗教傳播的代理變量，道教、佛教、禪宗、華嚴(yán)宗、律宗、三論宗、基督教和伊斯蘭教有宗教傳播事件發(fā)生的頻率分別是0.033、0.028、0.022、0.030、0.019、0.025、0.027和0.011，雖然宗教傳播事件的發(fā)生頻率不高，但可能會對農(nóng)民起義產(chǎn)生一定的影響。此外，有0.061的年份，中國處于嚴(yán)重饑荒之中。

表1 變量的統(tǒng)計特征

特別需要提及的是，農(nóng)民起義這個被解釋變量的均值不代表農(nóng)民起義的發(fā)生頻率。因為本文把被解釋變量設(shè)置成計數(shù)變量，因此這里表示每年發(fā)生0.212次農(nóng)民起義。將農(nóng)民起義這個變量中不為0的數(shù)據(jù)都換成1，則可以算得農(nóng)民起義發(fā)生的頻率是0.100，這比宗教的傳播、嚴(yán)重饑荒的發(fā)生頻率要略高。

(三)數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性與關(guān)聯(lián)性分析*為節(jié)省空間，本小節(jié)不列出變異系數(shù)的表格和相關(guān)矩陣，直接給出分析結(jié)果。

為了考察數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，需計算各變量的變異系數(shù)，即標(biāo)準(zhǔn)差與均值之比。所有變量的變異系數(shù)在0.79到9.55之間，總體而言，數(shù)據(jù)具有一定的穩(wěn)定性。反映君主素質(zhì)的變量的變異系數(shù)在1以下，是變異系數(shù)最小的變量，說明各朝代君主的素質(zhì)較為穩(wěn)定。氣候因子的變異系數(shù)次之，宗教約束的變異系數(shù)最大，說明宗教事件比起氣候異常更具偶然性。通過關(guān)聯(lián)性分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民起義與王朝存在時間、中原王朝是否統(tǒng)一、基督教、干旱和嚴(yán)重饑荒在1%水平上顯著正相關(guān)，與是否為盛世在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)。

三、君主素質(zhì)、宗教約束的強(qiáng)度測算

被解釋變量農(nóng)民起義是計數(shù)變量，而且是面板數(shù)據(jù)，因此可以考慮使用計數(shù)模型中的泊松回歸和負(fù)二項回歸進(jìn)行估計。其中泊松回歸的假設(shè)是方差等于期望，即數(shù)據(jù)分散得比較均勻；而負(fù)二項回歸的假設(shè)是方差大于期望，即數(shù)據(jù)存在過度分散[31-32]。由表1可知，農(nóng)民起義次數(shù)的方差是其均值的4.09倍，可初步判斷使用負(fù)二項回歸。通過LR(似然比)檢驗，拒絕“不存在過度分散”的原假設(shè)，因此選用負(fù)二項回歸進(jìn)行估計。進(jìn)一步地，由于農(nóng)民起義次數(shù)中有大量的“0”值，占總量的90%，自然可以想到使用零膨脹負(fù)二項回歸，但目前尚沒有現(xiàn)成的工具可以做面板數(shù)據(jù)的零膨脹負(fù)二項回歸，因此暫不選用該模型作為基準(zhǔn)模型*如果不把本文的數(shù)據(jù)當(dāng)作面板數(shù)據(jù)，使用Vuong統(tǒng)計量檢驗該用零膨脹負(fù)二項回歸還是標(biāo)準(zhǔn)的負(fù)二項回歸，結(jié)果是Vuong統(tǒng)計量不大，應(yīng)該使用標(biāo)準(zhǔn)負(fù)二項回歸。但對零膨脹泊松回歸和標(biāo)準(zhǔn)的泊松回歸而言，Vuong統(tǒng)計量表明需要使用零膨脹泊松回歸，在下文會選用該模型作為比較模型。。故本文選用以下的面板負(fù)二項回歸模型：

確定模型結(jié)構(gòu)之后，則需要考慮是選擇混合回歸、固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型作為基準(zhǔn)模型。直觀上看，君主個體效應(yīng)應(yīng)該存在，也就是說不該采用混合回歸模型。通過LR檢驗，驗證了在混合回歸模型和隨機(jī)效應(yīng)模型中應(yīng)選擇后者。進(jìn)一步地，直觀上看君主個體效應(yīng)和解釋變量中的宗教傳播、氣候因子沒有明顯相關(guān)，應(yīng)該使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計。豪斯曼檢驗結(jié)果印證了這一觀點，在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型中應(yīng)選擇后者。

宗教傳播是一種文化傳播，也就是說宗教的著作需要一段時間才能傳播到民間，于是需要考慮其滯后性。為了分析可能存在的滯后性，本文試圖將宗教傳播變量的二階滯后項引入到基準(zhǔn)模型中，但滯后項的系數(shù)均不顯著*根據(jù)AIC及BIC準(zhǔn)則，均是選擇二階滯后為最佳。?；鶞?zhǔn)模型的結(jié)果如表2所示。

表2 農(nóng)民起義的影響因素

注：括號內(nèi)的數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著。

表2第(1)列匯報了包括所有變量隨機(jī)效應(yīng)面板負(fù)二項回歸模型的估計結(jié)果；第(2)列匯報了作為對比的混合回歸模型的估計結(jié)果，雖然LR檢驗選擇的是隨機(jī)效應(yīng)模型；第(3)列是去除了不顯著的宗教傳播變量后的混合回歸模型估計結(jié)果。

從隨機(jī)效應(yīng)的面板負(fù)二項回歸模型的估計結(jié)果來看，衡量君主個人素質(zhì)的解釋變量均顯著，其中君主的在位時間在5%水平上顯著為正，說明君主任期的后期農(nóng)民起義數(shù)量要比前期多；盛世在1%水平上顯著為負(fù)，說明如果君主勵精圖治，使得國家繁榮富強(qiáng)，就會減少農(nóng)民起義的發(fā)生。即“個人素質(zhì)說”有一定的道理，君主的統(tǒng)治是影響農(nóng)民起義的一個重要因素。

對于氣候因子，干旱對農(nóng)民起義影響不顯著，但嚴(yán)重饑荒在10%水平上顯著為正。這說明干旱可能不會立刻導(dǎo)致農(nóng)民起義，但如果發(fā)生了嚴(yán)重饑荒，則會立馬導(dǎo)致農(nóng)民的揭竿起義。進(jìn)一步地，可以認(rèn)為農(nóng)民在一般災(zāi)害面前不會輕易發(fā)動起義，只有在生存受到嚴(yán)重威脅的時候，才可能鋌而走險，發(fā)動暴亂。

對于宗教傳播，佛教在10%水平上顯著為負(fù)，說明佛教能有效地減少農(nóng)民起義的發(fā)生，這與佛教“慈悲為懷”的理念相符。道教的系數(shù)不顯著，這可能與道教“無為而治”的理念有關(guān)。禪宗、華嚴(yán)宗、律宗、三論宗的系數(shù)均不顯著，伊斯蘭教的系數(shù)也不顯著，可能是因為這一宗教和中國的關(guān)聯(lián)不多，農(nóng)民起義中也鮮有伊斯蘭教的記錄*根據(jù)《中國歷代戰(zhàn)爭年表》，農(nóng)民暴動的首領(lǐng)是伊斯蘭信仰的僅有兩起，分別是蘭州回民蘇四十三起事和甘肅回民田五、馬四圭起事，這兩次暴動事件都不在本文的樣本中。?；浇痰南禂?shù)雖然不顯著，但P值很接近10%水平的臨界值*基督教系數(shù)的P值為0.109。，因此也極有可能會對農(nóng)民起義有促進(jìn)的作用，清朝洪秀全的太平天國運動就和基督教有關(guān)聯(lián)。

此外，中原王朝是否統(tǒng)一的系數(shù)不顯著，說明無論是不是亂世，農(nóng)民起義都有可能爆發(fā)。王朝存在時間在1%水平上顯著為正，說明了王朝末期更容易發(fā)生農(nóng)民起義，這與歷史相吻合。

值得注意的是，解釋變量“君主在位時間”的系數(shù)為0.0124，“王朝存在時間”的系數(shù)是0.00445，說明君主在位時間每增加一年，農(nóng)民戰(zhàn)爭的次數(shù)增加1.24%，而王朝存在時間每增加一年，農(nóng)民戰(zhàn)爭的次數(shù)增加0.445%。這說明如果王朝壽命比較長，在王朝后期，農(nóng)民戰(zhàn)爭次數(shù)主要由“王朝存在時間”的系數(shù)起作用。

第(2)列是作為對比的混合回歸模型的估計結(jié)果，和第(1)列的結(jié)果相比，主要的不同點是：首先，由于不考慮君主的個人異質(zhì)性，君主的在位時間變得不再顯著，說明這個變量未必穩(wěn)健，需要進(jìn)一步探討；其次，基督教的系數(shù)變得顯著，在1%水平上顯著為正，說明基督教的傳播容易導(dǎo)致農(nóng)民起義的爆發(fā)；最后，中原王朝是否統(tǒng)一和干旱的系數(shù)都變得顯著為正。第(3)列除去了不顯著的宗教傳播變量，其估計結(jié)果和第(2)列相近。

四、君主在位時間長短與明清時期宗教對農(nóng)民起義的影響

上一部分驗證了作為“王朝周期說”的推論——“基于王朝周期的個人素質(zhì)說”，基準(zhǔn)模型的結(jié)果認(rèn)同了“個人素質(zhì)說”，即盛世的農(nóng)民起義較少，而君主在位后期的農(nóng)民起義較多。為了驗證結(jié)果的穩(wěn)健性，本部分將進(jìn)行三方面的檢驗。首先，用不同的模型檢驗結(jié)論；然后，君主在位時長也可能影響到“個人素質(zhì)說”的結(jié)論，因為在位時間比較短的君主，即使英明神武，也沒有足夠的時間實施自己的治國理念，本文采用10年作為分界值，把樣本分為短時間執(zhí)政(小于等于10年)和長時間執(zhí)政(大于10年)兩部分進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗；最后，由于基督教和伊斯蘭教都在明清時期較為活躍，于是檢驗這兩個朝代宗教傳播對農(nóng)民起義的影響跟全樣本的差異。

(一)替代方法的檢驗

為了考慮在不同假設(shè)條件下估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別采用混合Poisson回歸、隨機(jī)效應(yīng)Poisson、固定效應(yīng)Poisson、零膨脹Poisson回歸和零膨脹負(fù)二項回歸進(jìn)行檢驗，具體結(jié)果見表3。

表3 不同方法的估計結(jié)果

注：括號內(nèi)的數(shù)值為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著; 宗教控制變量包括道教、佛教、禪宗、華嚴(yán)宗、律宗、三論宗、基督教和伊斯蘭教；氣候控制變量包括干旱和嚴(yán)重饑荒。

由表3可以看到，是否為盛世這個衡量君主個人素質(zhì)的指標(biāo)，除了固定效應(yīng)Poisson無法估計其系數(shù)之外，其他模型均在1%水平上顯著為負(fù)，結(jié)合基準(zhǔn)模型，可以認(rèn)為該系數(shù)是穩(wěn)健的，即可以確認(rèn)盛世能減少農(nóng)民起義這個結(jié)論。作為衡量君主個人素質(zhì)的另一個指標(biāo)君主的在位時間，其系數(shù)的估計結(jié)果卻不穩(wěn)健，即不能簡單認(rèn)為在君主在位后期農(nóng)民起義次數(shù)就會增多。此外，王朝存在時間的系數(shù)也不穩(wěn)健，雖然基準(zhǔn)模型得到的結(jié)論是王朝末期更容易發(fā)生農(nóng)民起義。中原王朝統(tǒng)一的系數(shù)相對還是穩(wěn)健的，雖然基準(zhǔn)模型的系數(shù)估計不顯著，但P值接近0.1水平的臨界值*“中原王朝統(tǒng)一”系數(shù)的P值是0.129。，于是可以認(rèn)為中原王朝統(tǒng)一時更容易導(dǎo)致農(nóng)民起義。

(二)君主的在位時間

君主在位時間會一定程度影響君主的“個人素質(zhì)”，如果在位時間太短，“個人素質(zhì)”將難以反映。把在位時間10年作為分界點，將樣本分成兩部分，第一部分是在位時間大于10年的君主的子樣本，該子樣本中共有120位君主，2719個觀測值；第二部分是在位時間小于或等于10年的君主的子樣本，該子樣本中共有117位君主，481個觀測值。使用隨機(jī)效應(yīng)的負(fù)二項回歸模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，并和全樣本的估計結(jié)果作對比，結(jié)果詳見表4。

表4 君主在位時間的穩(wěn)健性檢驗

注：括號內(nèi)的數(shù)值為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著;宗教控制變量包括道教、佛教、禪宗、華嚴(yán)宗、律宗、三論宗和伊斯蘭教。

可以看到，在位時間較長的君主其在位期間，宗教的傳播能有效影響農(nóng)民起義，而自然災(zāi)害不能直接導(dǎo)致農(nóng)民起義。這可能是因為在位時間較長的君主更注重民生建設(shè)，例如在災(zāi)害年份會開倉賑災(zāi)，而且宗教文化的力量能有所體現(xiàn)。在位時間較短的君主其在位期間，嚴(yán)重饑荒的系數(shù)在5%水平上顯著為正，說明這一時期農(nóng)民起義的主要誘因是氣候沖擊。君主的在位時間在1%水平上顯著為負(fù)。

(三)明清時期的農(nóng)民起義

明清時期，基督教和伊斯蘭教開始在中國活躍，從16世紀(jì)開始，不斷有基督教傳教士進(jìn)入中國傳教，而伊斯蘭教在這一時期，也有一些著名的宗教人物誕生，因此宗教的傳播對農(nóng)民起義的影響比起前朝會有一些變化。這兩個朝代中原王朝都是統(tǒng)一的，故刪除中原王朝統(tǒng)一這一變量。估計結(jié)果如表5所示。

表5 明清時期農(nóng)民起義的影響因素

注：括號內(nèi)的數(shù)值為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

表5分別是混合負(fù)二項回歸、零膨脹Poisson回歸、零膨脹負(fù)二項回歸、混合Poisson回歸和隨機(jī)效應(yīng)Poisson的估計結(jié)果?？梢钥吹剑欠駷槭⑹肋@個衡量君主個人素質(zhì)的指標(biāo)，所有模型均在1%水平上顯著為負(fù)，結(jié)合基準(zhǔn)模型，再次驗證了該系數(shù)是穩(wěn)健的，即可以確認(rèn)即使到了明清時期，盛世能減少農(nóng)民起義這個結(jié)論依然成立。宗教在明清時期對農(nóng)民起義的影響，確實和總體樣本有所不同：首先，佛教的系數(shù)變得不再顯著，而禪宗的系數(shù)除了隨機(jī)效應(yīng)Poisson模型外，其他結(jié)果至少在10%水平上顯著為正，說明這一時期禪宗取代了佛教，成為主要影響農(nóng)民起義的宗教；其次，律宗也會影響農(nóng)民起義，但結(jié)果不穩(wěn)??；最后，基督教在明清時期，所有模型至少在10%水平上顯著為正，說明基督教的影響也是穩(wěn)健的。其他宗教變量以及氣候因子的系數(shù)均不顯著或不穩(wěn)健，伊斯蘭教的系數(shù)不顯著，說明該宗教在我國歷史上的影響相對不大。

五、結(jié) 論

中國秦朝到清朝的農(nóng)民起義有兩個特點，一個是農(nóng)民起義往往在嚴(yán)重的天災(zāi)之后爆發(fā)，另一個是帶有宗教性。在對農(nóng)民起義的研究中，一般都考慮氣候沖擊的影響，但容易忽略君主個人素質(zhì)對起義的影響，本文為了重新定量分析“個人素質(zhì)說”的合理性，構(gòu)建了中國秦朝到清朝(前221年至1911年)的君主面板數(shù)據(jù)集?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)，君主素質(zhì)對農(nóng)民起義有顯著影響，盛世能有效減少農(nóng)民起義；佛教和基督教對起義的影響較大，分別能緩解和加劇農(nóng)民起義；嚴(yán)重的自然災(zāi)害如嚴(yán)重饑荒能誘發(fā)農(nóng)民起義；其他變量的影響不顯著或不穩(wěn)健。此外，通過穩(wěn)健性檢驗，還發(fā)現(xiàn)兩個結(jié)論：第一，君主在位時間的長短對農(nóng)民起義的影響機(jī)理是不同的，在位時間較長的君主的個人素質(zhì)更能體現(xiàn)，宗教的傳播能有效影響農(nóng)民起義；第二，在明清時期，宗教對農(nóng)民起義的影響機(jī)理跟整個封建時期有所不同，這一時期禪宗取代了佛教，成為主要影響農(nóng)民起義的宗教，而且外來的基督教對農(nóng)民起義的影響顯著為正。

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Monarch Capacity, Religion Constraint and Peasant Uprisings during Chinese Dynasties

HUANG Guan-jia, WEN Si-mei

(CollegeofEconomicsandManagement,SouthChinaAgriculturalUniversity,Guangzhou510642,China)

In order to explore the influencing mechanism of monarchal capacity, religion and climate shock on the peasant uprising,we use a monarchal panel dataset from 221 B.C. to 1911 A.D. and a negative binomial regression model of the random effect. Results show that in Chinese feudal society period (the Qin Dynasty -the Qing Dynasty), while the monarchal capacity could significantly affect peasant uprisings, the flourishing age may help reduce this phenomenon. Buddhism may help relieve peasant uprisings and Christianity may aggravate it. Severe famine caused by natural disasters may induce peasant uprisings. In the meanwhile, other variables were not significant or not robust.

peasant uprisings; monarch capacity; religion; buddhism; natural disaster

2017-04-16

10.7671/j.issn.1672-0202.2017.04.001

國家自然科學(xué)基金重點項目(71633002)；教育部人文社會科學(xué)研究一般項目(14YJA630099)

黃冠佳(1990—)，男，廣東中山人，華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，主要研究方向為經(jīng)濟(jì)史、農(nóng)業(yè)社會沖突與戰(zhàn)爭。E-mail: 1252422131@qq.com

F329

A

1672-0202(2017)04-0001-10