一、引言
改革开放以来直到“新农合”的开展，我国农村社会保障的正式制度供给不足【1】（马小勇等，2009），政府、市场在农村社会保障供给中均尚未完全到位，但中国农村却很少因为在面临风险时由于缺乏社会保障而引发大的动荡，这说明农村内部存在某种风险分担机制，不但存在而且其所提供的社会保障具有维持社会稳定的作用。在所有供给主体都未充分发挥其功能的情况下，农村的社会保障究竟是如何供给的呢？不少研究指出，家庭、社区以及亲朋网络等非正式社会保障供给是社会保障的重要来源，除此之外，还有其他来源吗？现有非正式社会保障供给研究往往忽视了农村中最大的非正式组织——宗教组织。根据刘永东等（2008）对中国农民组织的调查，宗教组织是当今农村的第一大组织，占所有农民组织的18.1%.在更具有公民社会性质的“半独立社团”【2】中，宗教组织更是占据绝对优势，所占比重达64.5%【3】。该组织是否是农村社会保障的一个来源？其发生机制又是什么？回答这些问题对于提高农村社会事业建设工作的有效性具有重要意义，特别是在中国政府开始逐步加大农村社会事业建设投入，旨在推动农村全面进步的举措（新农合、新农保等）开始逐步实施推广的背景下，研究这些问题具有较强的现实意义。
改革开放以来我国农村宗教发展极为迅猛（郑风田等，2010），出现“宗教热”（谭飞等，2007）。根据World Value Survey的调查结果，2007年中国有宗教信仰的比重已经超过了无神论者的比重，而在1990年无神论者的比重却是有宗教信仰者比重的8倍。截至到2007年中国人中明确认为自己有宗教信仰的人所占比重已经达到了21.79%【4】。本文对宗教组织社会功能的分析，有助于解释农村非正式社会保障供给，同时有助于从侧面提高对我国宗教组织存在的社会机理的认识。
现有有关中国农村社会保障非正式制度的总体研究思路是从现有非正式组织中寻求答案，本文也遵循这一思路。与正式组织相比，非正式组织更能有效地克服逆向选择和道德风险【5】。但是现有研究更多的是从家族、宗族等组织中寻找社会保障供给的来源【6】，而往往忽略了农村中最大的非正式组织——宗教【7】。因此，目前对农村社会保障供给的社会生态系统的描述是不完整的。在现有研究中，虽然有不少学者证明了宗教在社会资本积累过程中的重要作用，但是具体研究宗教与社会保障关系的文献并不多见（Dehejia et al.，2007）。在对宗教社会保障功能为数不多的研究中，虽然指出了宗教社会保障功能的存在，但大都使用迂回法，即通过对消费以及主观福利的影响予以证明，而不是通过直接研究宗教社会保障的具体表现形式（如财产转移、劳动互助、借贷供给等）来验证。迂回法虽然能在一定程度上说明宗教具有社会保障功能，但并不能充分证明，如Scheve等（2006a，2006b ）指出，宗教与社会福利需求的负相关关系主要因为宗教影响了人们对创伤性事件的看法，从而降低了创伤性事件对其造成的影响。如果真像是Scheve等（2006a ，2006b ）指出的那样，迂回法所得出的结论并不能说明宗教会形成风险分担机制。
另外现有研究也不能很好地回答宗教社会保障发生机制的问题。宗教组织的社会保障功能是通过其组织性来实现的呢，还是通过教义对世界观的改造而实现的呢？两种作用渠道有完全不同的政策含义，其中最为明显的政策含义就是如果宗教组织的社会保障功能是通过组织效应来实现的，那么其社会保障功能就具有可替代性，而如果宗教组织的社会保障是通过信仰效应来实现的，那么其社会保障功能就不具有可替代性，或者替代的难度将会很大。
本文主要研究的问题是宗教是否具有社会保障功能，其发生机制是什么？相对于以往研究，本文的主要贡献在于对社会保障正式供给制度不完善背景下的非正式制度供给进行了更为全面的勾勒，以一种更直接的方式检验了宗教社会保障功能的存在性，同时试图厘清宗教社会保障功能的发生机制。
本文结构安排如下：第二节简单回顾已有相关研究；第三节对宗教与非正式社会保障供给关系进行简要的理论分析；第四节给出计量模型以及对计量模型的一些考虑；第五节介绍本文使用的调查数据；第六节报告计量模型的回归结果；第七节是本文的主要结论以及相关政策含义。
二、文献回顾
现有研究中不少学者注意到了宗教在社会资本形成中的重要作用，但是其关注的侧重点主要集中在社会资本的形成层面，如宗教与信任之间的关系，而相对忽略了宗教在社会资本功能层面的作用，如宗教对社会支持、社会保障等的影响（Dehejia et al.，2007；Clark et al.，2005）。有关宗教与信任之间的关系，阮荣平等（2011）进行了总结。这里本文主要关注宗教与社会资本功能，即宗教与社会保障之间关系的相关研究。
总体来看，目前有关宗教与社会保障关系为数不多的研究视角主要集中在社会保障的功能层面，如在面对创伤性事件时，宗教所表现出来的削弱效应等，而对社会保障的具体形式，如劳动互助、货币互助等，关注得并不是很多。最先引起经济学家关注的宗教社会保障功能是其对主观福利的保障，即在遭受到创伤性事件时，宗教能够削弱创伤性事件对主观福利的影响，从而起到了对主观福利的社会保障作用。Lelkes（2006）发现当控制了受访者的个人特征之后，对信教者来说，金钱对幸福的影响就不再显著。这也就是说在面临收入波动的时候，宗教能够平滑收入波动对主观福利的影响。Dehejia 等（2007）研究了参与宗教组织是否有助于确保幸福感。运用美国家庭调查数据（NSFH），他们的结果表明进行宗教服务的人能够在面临收入波动时保障他们的幸福水平。Clark 和Lelkes（2005）表明，与非信者相比，失业给教会成员所造成的负面影响则要小很多。
之后宗教的物质社会保障功能也开始得到重视。首先体现在对一些国家或地区宗教组织的非正式观察中。在对印度尼西亚的观察中，不少研究指出宗教在慈善活动以及社会保障方面扮演着重要角色，如宗教领导者实际上是很多慈善活动的组织实施者、教会基金的管理者、宗教学校的创办和经营者，同时宗教领袖还会经常帮助村民寻找工作和进行借贷（Hadiwinata，2003；Schiller，1996；Moran，1996；Marty et al.，1992）。在对以色列的观察中，宗教也具有互助性的社会保障功能，具体表现为教会成员对生病者的看望、对婚丧家庭、生育者和老年人的免费照顾，以及无息借贷（Berman，2000；Landau，1993）。
虽然这些观察涉及了宗教物质社会保障的具体形式，但是有关二者之间关系的判断大都基于非正式的观察，严肃地论证二者之间关系的研究并不多见，且仍然主要集中在宗教社会保障的功能层面，即通过研究宗教在收入波动影响消费的过程中所起的作用来证明宗教社会保障功能是否存在。Chen（2010）利用印度尼西亚在金融危机前后的数据，十分谨慎地分析了二者之间的关系，提出了宗教社会风险分担机制模型。该模型指出，当存在另一种社会风险分担机制时，宗教组织对遭受收入波动者的吸引力将会弱化。Chen通过在回归等式中引入人均每月非食物消费支出与信贷可获得性的交互项，对这一理论预期进行了检验。其研究结果表明，信贷的可获性使经济危机对宗教影响下降80%。Dehejia 等（2007）运用美国消费支出调查（CEX ）数据，也十分小心地研究了宗教参与对信徒消费平衡的保障机制。其结果发现，对宗教组织进行捐赠的家庭能够更好地保障其受到收入波动冲击时的消费平衡。郑风田等（2010）基于对中国宗教的观察，也发现社会保障增加能够显著地降低宗教选择概率和个体宗教性。
还有一些研究从宗教与政府之间的替代效应论述了宗教物质保障功能的存在。Hungerman （2005）研究发现，宗教作为公共物品的供给者，对政府活动有一定的挤出效应。当政府的公共品供给减少时，宗教组织会来弥补这一不足。美国1996年联邦福利法改革后，政府减少了福利服务供给，此时教堂的慈善支出增加。Gruber和Hungerman （2007）在研究20世纪30年代罗斯福新政对教堂慈善支出的挤出程度时发现，较高的政府支出导致了教堂慈善活动减少。Scheve等（2006a，2006b ）使用个体层面数据和国家层面数据发现，对于宗教性更强的个体或者地区而言，社会保障需求就更少。阮荣平等（2010）基于河南嵩县数据发现农村公共文化供给与农村宗教发展之间呈现出显著的负相关关系。
从上面的回顾中可以看出，现有关于宗教与社会保障关系的研究，无论是主观福利保障还是物质保障均是从社会保障的功能层面来展开的，对宗教与社会保障形式之间关系的研究尚不多见。已有的相关分析主要是在观察层面，缺乏严肃的论证。同时现有研究还忽略了一个重要的问题，即宗教究竟是通过什么渠道影响了社会保障。因此，本文从社会保障的形式对宗教社会保障功能的研究和对宗教社会保障发生机制的研究有助于深化对宗教社会保障的认识。
三、理论分析与研究假设
(一)分析的起点:非正式社会保障制度的绩效
本文对宗教与非正式社会保障关系的理论分析主要建立在Kimball(1988)和Coate等(1993)的非正式社会保障制度模型之上。依据Kimball (1988)和Coate等(1993),假设社区中有两个农户。在每一时期，每个农户k=A, B获取可能收人集{y1，......，yn}(y1<......中的一个具体收人yk。
πij=prob{(yA,yB)=(yi,yj)} 。仅考虑对一称概率情况，即对一所有i，j�{1,......n,}, πij=πji>0。参与者的偏好相同并且由收人唯一决定，其效用函数可以表不为u(y)。假定对所有y>0，有u’(y)>0和u’’(y)<0。每个农户的效用折旧率或者说是主观时间偏好率为r。收人转移是社会保障的唯一手段，不考虑农户的自我储蓄情况。
非正式社会保障制度安排可以表不为一个n×n的矩阵，θ=(θij)，θij表A得到yi, B得到yj时A向B的净转移。转移可行性要求θij�[-yj,yi]，在制度安排口中，A每期的预期效用为:
B每期的预期效用为，
令v表示每个农户在缺乏非正式社会保障制度下的每期预期效用为，
当且仅当如下条件成立时，非正式社会保障制度安排才是可行的，
并且，
如果非正式社会保障制度安排是对一称的，即θij=-θij，则两农户的效用函数可以改写为，
制度可行性约束条件可以改写为
最优非正式社会保障制度安排为在无约束条件下关于θ对v(θ)求最大化的解，令其为θ。可行性最优制度则为在(3}式约束下关于A对v (θ)求最大化的解，令其为θ*。于是有如下命题成立，
如果r0并且假设θ*(r1)≠0，那么θ*ij(r1)≦θ*ij(r0)。
详细证明参见Coate等(1993)。命题的含义是农户效用折旧率越大，那么其可行性最优转移量就越小，即其可行性的非正式社会保障制度偏离最优社会保障制度的程度就越大，其绩效表现就越差，进而该制度存在概率也就越小。反之反是。
(二)宗教作为非正式社会保障制度的存在机理
效用折旧率主要反映的是对未来博弈持续进行下去概率的判断和对现世效用的偏好程度( Coate et al. , 1993 )。宗教可以通过两条作用机制影响降低效用折旧率，进而使其能够作为一种绩效表现优良的非正式社会保障制度而存在。
第一条影响渠道是宗教的组织效应，组织效应是有宗教信仰者通过加人宗教组织积累了其整合性社会资本(( bonding social capital ) ( Putnam ,2000)，教会成员通过定期的共同宗教活动而紧密地联系在一起。由于信徒会定期参与宗教活动、仪式，宗教参与者A很清楚宗教参与者B将有机会回报他，A很可能会给B一些好处与合作，以期望获得更大的好处。从而宗教的组织效应将会使得信徒更加乐观，提高其对博弈持续进行概率的判断( Simth , 2007 )，进而会促成非正式社会保障制度的形成并且使之朝向最优保障制度靠近。
第二条影响渠道信仰效应，信仰效应是指加入宗教以后，宗教组织会通过教义等重新塑造信徒的世界观、价值观。信仰效应对社会保障影响具体表现为以下几点。
1.信仰效应增加了博弈重复时间。由于宗教信仰强调来世，因此这样就使得博弈的可重复时间变得无限长，从而有利于提高对博弈持续进行下去概率的判断。
2.信仰效应降低了对现世时间偏好。宗教信仰强调来世收益，这样会降低对现世收益的偏好，从而降低效用折旧率。
3.信仰效应具有信号功能。宗教会鼓励某些类型的行为，并劝阻或禁止其他类型的行为【9】。教会依靠道义上的劝告，鼓励那些遵守规则的人，使不遵守教规的人产生罪恶感。这种做法惩罚了宗教规则的破坏者，并奖励了规则的追随者。那些行为偏好严重偏离教会规则者，不会从宗教参与中获取任何回报，这些人将拒绝参与宗教活动。同时，那些行为更加接近宗教教规的人更能从宗教参与中得到回报，所以这些人会积极参与宗教活动。因此加入宗教本身可能就是一种诚实的体现，从而个体所认为的博弈持续进行概率会增加【10】。
由于宗教可以通过组织效应和信仰效应等降低农户的效用折旧率，从而提高了宗教作为一种非正式社会保障制度安排的生存概率。据此，本文提出宗教社会保障功能存在性假设。
H1.宗教具有社会保障功能，是一种非正式的社会保障制度安排。
虽然组织效应和信仰效应对社会保障影响的方向是相同的，但是其影响强度可能会存在较为显著的差异。阮荣平等(2011)研究了宗教对社会信任的作用机制，发现信仰效应要明显高于组织效应。在宗教对社会保障的影响中，信仰效应和组织效应的影响又会表现出怎样的一种特点?哪种效应才是主效应?关注这一问题主要是因为两种效应具有不同的政策含义。如果宗教对社会保障的影响主要是通过组织效应产生的，那么世俗组织，如政府社会保障体系的完善，以及其他商业保险或者非政府组织建立起来的社会保障均会对宗教社会保障产生替代效应。不少研究已经表明了这一替代作用的存在，如Hungerman(2005)和Grbuer等(2007)发现教会的支出和政府支出具有很强的替代效应，Chen(2010)的研究表明，信贷的可得性能削弱收人波动对一宗教性的影响。Chen等(2007)和Seheve等(2006a,2006b)也指出社会保守主义与财政保守主义总是共生共现，参加了宗教组织的人对政府公共福利支出的需求明显减少。而如果宗教对一社会保障的影响主要是通过信仰效应，那么世俗组织的社会保障功能则很难会对一宗教社会保障产生替代效应。因此，国家在农村所建立的新农合、新农保等制度则不会对宗教信仰产生较大的影响。根据以往研究有关政府与宗教之间具有替代效应的结论，本文提出宗教社会保障功能作用机制假设。
H2.宗教社会保障的组织效应大于信仰效应。
四、识别策略
(一)模型设定
1.存在性假设检验。为了检验宗教信仰对一社会保障的影响，本文对一模型(4)进行了回归，由于因变量均为二值变量，因此具体的估计过程使用了pro-bit模型估计。
Sij表不地区j中个体i的社会保障水平。Rij表不的是宗教信仰状况，问卷中该指标也是一个二值变量。ξj指地区固定效应，按照《中国第二次全国农普资料综合提要》又寸中国地区的划分力一法，本文将中国划分为了4个地区，即东、中、西和东北地区。Xij是调查对象的个体和家庭特征，根据以往研究【11】，具体包括年龄、性别、政治面貌、婚姻状况、受教育程度、家庭收人等变量。各变量的具体衡量指标参见下节。
2.作用机制假设检验。从实证的角度来完全区分组织效应和信仰效应并不容易。本文所采取的策略是对比制度宗教信仰和普化宗教信仰对社会保障的影响，试图借此厘清信仰效应和组织效应之间的差异。制度化宗教仅指官方认可的五大宗教，普化宗教指包含鬼神信仰、祖先崇拜等民间信仰等。由于制度化宗教信仰的组织效应更强，而普化宗教信仰主要指的是个体宗教信仰行为，几乎没有什么组织化，因此，对比二者对社会保障影响的程度，就能对组织效应和信仰效应的强弱做出判断。
问卷中对宗教的定义主要是对我国官方认可的五大宗教(佛教、道教、基督教、天主教和伊斯兰教)的信奉情况，因此问卷中的宗教信仰主要指的是制度化宗教信仰，同时具有组织效应和信仰效应。问卷还询问了对参拜神灵的看法，这指标可以被视为是仅有信仰效应而不具有组织效应，因为这一指标更多的体现的是个体的世界观。由于制度化宗教信仰既包含组织效应同时也包含信仰效应，而鬼神信仰只包含信仰效应，因此鬼神信仰要比制度化宗教信仰的范畴更大，因此从人数来讲，鬼神信仰的比重要远远高于宗教信仰比重，而由于制度化宗教信仰包含在鬼神信仰当中，因此，制度化信仰与鬼神信仰应具有较强的相关性。图1对比了鬼神信仰和制度化宗教信仰的信仰比重，从中可以看出，鬼神信仰比重达到了52.66%【12】，要远远高于制度化宗教信仰比重( 28.62% )。并且这一差异具有很强的统计显著性，p=0.0000。另外，制度化宗教信仰与鬼神信仰具有很强的相关关系(p=0.000 ) ,制度化宗教信仰可以解释鬼神信仰的30%之多。这些结果表明，将鬼神信仰作为剥离制度化宗教信仰的组织效应和信仰效应的参照组具有合理性。
具体地讲，为了考察宗教影响社会保障的渠道，本文在模型(4)中加入了鬼神信
仰，得到了模型(5)。
Gij表不鬼神信仰状况。本文将鬼神信仰视为宗教的信仰效应，而制度化宗教信仰则包含了组织效应和信仰效应，通过对信仰效应的控制，可以对组织效应和信仰效应进行比较，从而对宗教影响社会保障的主要作用机制进行识别。其他符号含义同模型(4)。
(二)有关计量模型的一些考虑
1.可能面临的问题。准确估计模型(4)和模型(5)可能面临的最大问题是内生性问题，根据伍德里奇(2003) ,Agrist等X2001)等，内生性的来源主要有3个:测量误差、遗漏变量和联立性。以下分别予以讨论。
(1)测量误差。并不是所有测量误差必然导致内生性问题，只有测量误差系统性地相关时，内生性问题才会产生。由于本文所选择的社会保障测量指标和宗教信仰状况指标均为二值变量，因此该指标存在测量误差的风险将会大大降低。在可能的测量误差中，也没有足够的理由认为其系统性相关的概率很大，因此由测量误差所导致的内生性问题应该不是太大。
(2)遗漏变量。在模型(4)和(5)中，遗漏变量主要指的是模型中可能遗漏了那些与宗教信仰相关，同时也与社会保障水平相关的变量，由于遗漏掉了这些变量，模型中所展不出来的宗教与社会保障之间的联系其实是一种虚假联系。因为是宗教信仰所代表的那些被遗漏的变量造成了宗教信仰与社会保障之间的关系，而不是宗教信仰本身会产生对一社会保障的影响。一旦在模型中引人了这些变量，那么宗教与社会保障之间的关系将变得不再显著。尽管模型(4)和(5)已经尽可能多地包含这样的变量，但是要穷尽这样的变量则是不可能的，因此，有必要对遗漏变量等问题进行更为细致的考察。
(3)联立性。模型中的联立性问题主要表现为，不但宗教信仰会影响社会保障，同时社会保障也会对一宗教信仰造成影响。目前已经有不少研究证明了后一种影响的存在。Chen(2010)发现，金融危机可以显著提高宗教性，但是信贷的可得性则可以大大降低金融危机对一宗教性的影响。Hungerman(2005)和G rhuer等(2007)基于美国数据也发现，政府的公共支出对教会的公共支出具有很强的挤出效应。郑风田等(2010>基于对中国农村的观察也发现，世俗社会保障是宗教参与、宗教贡献重要决定因素之一。基于这些理由，也需要认真对待联立性问题。
2.解决思路。首先作为模型(4)和(5)估计结果稳健性的一种检验，本文对遗漏变量问题进行较为细致考虑。借鉴Dehejia等(2007)的做法，本文使用两种方法来解决这一问题。第一种方法是在模型(4)中加入尽可能多的可以作为宗教替代变量的遗漏变量。一些研究表明，个体所面临的风险(Chen,2010;Stark et al.，1985;Blomberg et al.，2006)、风险态度(Miller et al.，1995 ; Dehejia et al. , 2007)和财富(Iannoccone, 1998;Azzi et al., 1975)是宗教参与的重要决定因素。因此，本文将对个体风险态度和财富等变量进行控制，进而来检验模型(4)回归结果的稳健性。第二种方法是配对法。本文构造了一个配对样本，在该样本中运用最近相邻法(near-est-neighbor method)对每一个信教者与非信教者进行配对，从而使得信教者和非信教者的预期信教概率大体相当【13】。这样的一个配对过程就能产生一个样本，在该样本中，与宗教信仰选择相关的可观测特征的概率分布对信教者和非信教者而言是相似的。因此，使用该样本进行回归时，就能较好地剔除那些与宗教信仰选择相关变量所产生的影响。
作为对总体内生性问题的考虑，本文采用了工具变量法来消除或者削弱这一问题。这一方法既可以解决测量误差、遗漏变量所造成的内生性，也可以解决联立性所造成的内生性。本文所选择的工具变量是个体所处环境的宗教性。个体所处环境的宗教性会影响到个体宗教人力资本和社会资本的积累，进而会对个体宗教性产生深刻影响(Ian-naccone , 1990 ,1998 ; Stark et al. , 2004 )。而相对于个体社会保障水平对个体宗教性的影响而言，其对环境宗教性的影响要弱许多，往往是在个体出生以前其生活环境的宗教性就已经形成并且确定，因此环境宗教性相对于个体宗教性具有较强的外生性，使用环境宗教性作为工具变量能够在很大程度上解决内生性问题。本文所选择的环境宗教性的具体衡量指标有两个，一个是亲戚中信教比重，一个是附近是否有宗教场所。为了简单起见，本文分别将二者称之为社会网络宗教性和生活环境宗教性。
五、数据及变量描述
本文所使用的数据来自中国人民大学农村公共事业与农村宗教课题组于2008-2009年对全国60多个村庄进行的抽样调查，由于宗教问题的敏感性，抽样的层面仅局限在了村庄内部，每个村庄抽取30个左右的农户进行面对面的调查，共访问约1800户。调查村庄覆盖了东、中、西和东北四大地区。
本文对社会保障的衡量包括了社会保障给与和社会保障汲取两个方面，社会保障给与其实是个体社会资本或者社会保障资本积累的一个过程，是社会保障的一个重要方面，具体指个体给其他人的劳动或者物品帮助，一般而言这些帮助都是无偿的，接受这些帮助的唯一成本是在供给者因为风险等需要劳动或者物品等帮助时，接受者同样要无偿地提供帮助。社会保障汲取是指个体获取社会保障的能力，具体指个体能够从其他人那里获得的劳动或者物品帮助。为了检验宗教对社会保障的影响，本文对社会保障的衡量选取了多个指标，其中衡量社会保障给与的指标有财产赠与、劳动给与、借贷施与等，衡量社会保障汲取的指标有财产汲取、劳动汲取、借贷接受等。在调查问卷中，这些变量均为二值变量。
本文对宗教信仰的定义是制度化宗教信仰，具体指的是对佛教、道教、基督教、伊斯兰教和天主教的信仰状况。为了纠正由内生性所造成的估计偏误，本文引入了社会网络宗教性和生活环境宗教性作为其工具变量。在检验宗教对社会保障的影响渠道时，本文引入了鬼神信仰用来识别宗教的信仰效应。
另外，本文还对个体特征、家庭特征以及地区特征进行了控制，具体的控制变量包括年龄、性别、政治面貌、婚姻状况、受教育程度、健康状况、风险态度、家庭收入、房屋面积、所在地区等。表1对各个变量进行了更为细致描述。
六、结果
(一)宗教具有社会保障功能吗
1.基本模型。表2给出了宗教对社会保障的估计结果。第一列表示宗教对财产赠与的影响，由表2可知，与非信教者相比，有宗教信仰者进行财产赠与的概率更大。本文进一步计算了宗教信仰对社会保障的边际影响，计算结果表明，与非信教者相比，信教者在去年进行财产赠与的概率比非信教者高5%。在财产赠与方面，宗教所揭示的社会保障水平为6%(参见表2注释)。第二列给出的是宗教对劳动给与的影响。估计结果表明，宗教对劳动给与具有显著的正向影响(p=0.000 )。信教者在过去一年对别人进行劳动帮助的概率比非信教高16%，在劳动给与方面宗教所揭示的社会保障水平达31%。第三列给出的是宗教对借贷施与的影响。估计结果表明，信教者进行借贷施与行为的发生概率要明显高于非信教者，其显著水平达1%。信教者在过去一年借给别人钱的概率比非信教高16%，宗教的借贷施与社会保障水平达41%。
表2第四列到第六列给出的是宗教对社会保障汲取的影响。第四列表示的是宗教对财产汲取的影响，由表2可以看出，宗教对财产汲取具有显著的正向影响，其显著水平为5%。与非信教者相比，信教者过去一年收到别人赠送礼品或金钱的概率要高10%，宗教所揭示的财产汲取社会保障水平达18%，远远高于其财产赠与社会保障水平。第五列给出的是宗教对劳动汲取的影响。估计结果表明，宗教的劳动汲取保障功能也具有统计显著性，其显著水平达到了1%。边际影响估计结果表明，信教者去年接受到他人劳动帮助的概率比非信教者高18%，宗教的劳动汲取社会保障水平达35%。第六列表示宗教对借贷接受的影响。由表1可以看出，虽然宗教对借贷接受也是正向影响，但是总体上二者之间不具有显著性。
总体上，表2的估计结果表明，宗教对社会保障给与和社会保障汲取均有正向影响，因此可以认为宗教具有社会保障功能。
正如前面已经指出的那样，表2的估计结果可能面临着因遗漏变量和联立性等问题造成的内生性问题，从而可能使得其估计结果存在偏误。下面本文将着重对遗漏变量和内生性等问题进行处理，试图减少或者纠正估计偏误。
2.对内生性问题的处理:变量加入法与配对法。尽管模型(4)中包括了其他诸多个体和家庭的特征变量，但是仍然存在这样担心，即宗教对社会保障的影响不是宗教本身的影响，而是宗教所代表的其他不可观测特征所造成的影响。为了考察这一问题，本文分别使用了变量加入法和配对法。
表3报告了这两种方法的回归结果。对比表3和表2可以看出，表3中个别变量的估计结果与表2是有所差异的，如尽管表2中宗教对财产赠与的影响程度与表3中两种方法所估计出来的影响程度没有太大的差异，但是二者所展示出的统计显著性则有较大的差异。在表2中宗教对财产赠与的影响在巧%的水平才具有显著性，这与表3中控制变量法所估计的结果相差不大甘，但是与配对法所估计出的统计显著性则有较为明显的差异，表3中配对法估计出的统计显著性达到了5%。另外在表2中宗教对借贷接受的影响无论是经济显著性还是统计显著性与表3所估计出的结果均有较大的差异。
尽管如此，总体来看，无论是变量加入法还是配对法重新得到的估计结果与表2中的估计结果没有太大的差异，如宗教对劳动给与、借贷施与、财富汲取和劳动汲取的影响无论是经济显著性还是统计显著性差异均不是很大，均表现出了较强的稳健性。
这表明，总体来看模型（4）中的遗漏变量问题并不很严重，宗教本身而不是与宗教信仰选择的其他不可观测特征解释了宗教对社会保障的影响。并且对比表2和表3的估计差异可以看出，差异与表2所估计结果的统计显著性有很大的相关性，在表2中估计结果的统计显著性越高，表2和表3的差异就越小，说明其稳健性就越高。反之亦反。另外，尽管宗教对财产赠与和借贷接受的影响在表2和表3中有较大差异，可能说明了表2中相应估计存在遗漏变量问题，但是表3中的估计结果无论是在经济显著性上还是在统计显著性上均要高于表2，这说明当解决了或者部分解决了遗漏变量问题以后，宗教对社会保障的影响不是被削弱了而是增强了，所以总体来看，宗教对社会保障具有正向影响的结果还是成立的。
3.对内生性问题的处理:工具变量法。本文对内生性总体解决思路是使用工具变量法，估计结果参见表4。表4A部分给出的是宗教对社会保障给与的2SLS估计结果。其中对于财产赠与，无论是单独使用社会网络宗教性指标，还是单独使用生活环境宗教性指标，还是同时使用二者作为工具变量，估计结果均表明，宗教对财产赠与具有显著的正向影响，并且其显著水平均达到了1%，无论是经济显著性还是统计显著性使用工具变量法所得出的估计结果均高于OLS估计结果。对于劳动给与，单独使用社会网络宗教性作为工具变量和同时使用社会网络宗教性和生活环境宗教性作为工具变量，其估计结果均表明宗教对劳动给与具有显著的正向影响，而使用生活环境宗教性作为工具变量的2SLS估计结果虽然表明二者之间仍然是正相关关系，但是不再具有统计显著性。在借贷施与方面，无论使用何种工具变量,2SLS估瑞计结果均表明信教者进行借贷施与的概率均要高于非信教者，这一结果至少在巧%的水平上显著，其中单独使用社会网络宗教性和同时使用社会网络宗教性与生活环境宗教作为工具变量的2SLS估计结果表明，宗教对借贷施与的正相关关系在1%的水平上具有统计显著性。因此，总体来看，表4A部分估计结果表明，即使剔除掉宗教与社会保障给与之间的内生性，宗教对社会保障依然有显著的正向影响，并且与OLS估计结果相比，2SLS估计结果的经济显著性更局。
表4B部分给出的是宗教对社会保障汲取的2SLS估计结果。对于财产汲取而言，无论使用何种工具变量,2SLS估计结果均表明宗教对财产汲取具有显著性较强的正向影响，其显著水平均为1% o并且无论是统计显著性，还是经济显著性，2SLS的估计结果均要明显高于OLS估计结果。对于劳动汲取而言，使用社会网络宗教性和使用生活环境宗教性以及同时使用二者作为工具变量均表明，宗教具有显著的劳动汲取保障功能， OLS与2SLS的估计结果均表明二者之间的这一关系具有较高的显著水平(p=0.000 )，但与OLS估计结果相比，2SLS估计结果的经济显著性要更高。对于借贷接受而言，社会网络宗教性工具变量和联合工具变量估计结果均表明，宗教对借贷接受有显著的正向影响，这表明剔除掉内生性问题以后，宗教对借贷接受影响的统计显著性和经济显著性均有很大幅度的增加。生活环境宗教性工具变量的2SLS估计结果也表明，宗教与借贷接受之间的正相关关系也在接近15%的水平上显著（p=0.161），远远高于OLS估计结果(p=0.34 )。因此，表4B部分的估计结果表明，剔除掉宗教与社会保障汲取之间的内生性，宗教依然具有较为显著的社会保障汲取功能。表4A和表4B的估计结果则共同显示了剔除掉内生性问题后，宗教对社会保障的正向影响依然存在。
(二)宗教社会保障的发生机制
表5给出了组织效应和信仰效应的比较结果。从中可以看出，对于财产赠与，鬼神信仰不具有统计显著性，而当控制了信仰效应以后，制度化宗教对财产赠与依然具有显著的正向影响，这说明宗教信仰对财产赠与的影响渠道主要是组织效应而非信仰效应。对于劳动给与而言，信仰效应和组织效应均具有统计显著性，说明宗教对劳动给与的影响渠道既有组织效应也有信仰效应，但是组织效应的统计显著性(p=0.000)要明显高于信仰效应的统计显著性(p=0.071)，说明组织效应高于信仰效应。对于借贷施与而言，信仰效应不具有统计显著性，而组织效应在1%的水平具有统计显著性，说明宗教对借贷施与的影响主要通过组织效应而非信仰效应。对于财产汲取和借贷汲取，信仰效应和组织效应在10%的水平上均不具有统计显著性，但是组织效应的统计显著性均高于信仰效应的统计显著性。对于劳动汲取而言，组织效应在1%的水平上具有统计显著性，而信仰效应不具有统计显著性。因此，从表4中可以看出，宗教对社会保障的影响渠道主要是组织效应而非信仰效应。这一结论预示着其他供给社会保障的组织能够与宗教组织在社会保障供给方面产生替代，这与Hungerman(2005)、Grbuer等(2007)、Chen(2010)、Chen等(2007),Scheve等(2006a,2006b)、郑风田等(2010)和阮荣平等(2010)等的发现是一致的。相对于他们的发现而言，本文的研究进一步解释了宗教组织与其他组织存在替代性的内在机理，即宗教社会保障的供给途径与其他组织社会保障的供给途径具有相似性，即主要是通过解决道德风险和逆向选择等途径来实现社会保障。
七、主要结论及政策含义
本文较为详细地研究了宗教对社会保障的影响，使用财产赠与、劳动给与、借贷施与等3个社会保障给与指标和财产汲取、劳动汲取、借贷接受等3个社会保障汲取指标，来对非正式的社会保障供给进行了测度，分析结果表明，宗教对社会保障具有显著的正向影响，宗教具有风险分担功能的假说基本成立。宗教所揭示的财产汲取保障水平达6%、劳动给与保障水平达31%、借贷施与保障水平达41%、财产汲取保障水平达18%、劳动汲取保障水平达35%、借贷接受保障水平达11%.另外，使用工具变量法、配对法以及变量加入法等对宗教社会保障功能进行稳健性检验，结果表明宗教对社会保障的正向影响具有很强的稳健性。接着本文分析了宗教社会保障功能的发生机制，结果表明鬼神信仰对社会保障的影响比较小，而制度化宗教对社会保障有显著的正向影响，这说明宗教对社会保障的影响主要是通过组织效应而非信仰效应。
本文研究结果表明，在社会保障正式制度供给不充分的社会生态系统中，宗教组织也是社会保障供给的一个来源。这一发现对有关社会保障的非正式制度研究有推动作用。现有非正式社会保障制度供给研究所关注的焦点主要集中在家族及宗族等非正式组织，而忽略在农村同样具有广泛影响的另一类非正式组织——宗教组织。本文对宗教组织社会保障功能的分析有助于拓展对农村社会生态的社会保障制度认识。
本文另一贡献在于本文所发现的“宗教社会保障功能的存在以及其发生机制的主效应是组织效应”等结论，在一定程度上解释了农村宗教发展迅速这一现象。根据本文的结论可以合理地做出如下推断：正式制度所供给的社会保障缺乏，而风险恒在，所以农民不得不寻求其他的社会保障，因此社会保障正式制度供给越缺乏，其他社会保障非正式制度供给就具有更大吸引力，在这样的一个社会生态系统中，宗教组织作为农村中一个主要社会保障非正式制度供给者则会对农民产生较大的吸引力。而宗教组织社会保障功能的俱乐部产品性质会诱使农民加入其中，这一过程将会导致宗教组织的壮大。
本文的第三个贡献主要在于能够对“宗教组织与其他世俗组织如政府、信贷机构等之间存在替代效应”（Hungerman ，2005；Grbuer et al.，2007；Chen，2008；Chen et al.，2007；Scheve et al.，2006a ，2006b ；郑风田等，2010；阮荣平等，2010）的结论进行解释。本文研究结果表明，宗教组织的社会保障功能更多是通过组织效应而非信仰效应来实现的，因此宗教组织对社会保障的作用机制与其他世俗组织的作用机制有很强的相似性，因此会表现出较强的替代性。
在实践层面，本文结论所蕴含的政策含义是大力发展农村社会事业是遏制极端宗教组织发展的一个有力手段。极端宗教组织与一般宗教组织不同，对于社会稳定具有较大的危害性，并且极端宗教组织在从事危害社会行动时与其他组织相比更加有效，Berman等（2008）的研究表明，极端宗教组织成功实施自杀式袭击的概率要远远高于其他组织。因此，有效地控制极端宗教组织是世界各国面临的主要问题之一。Berman等（2008）对极端宗教组织发展的原因进行了分析，认为公共物品供给的缺乏和极端宗教组织对公共物品的供给是极端宗教组织产生和发展的一个重要原因。Chen（2007）的研究也表明当人们面临的相对风险增加的时候，宗教组织与社会动乱的联系就十分密切。本文结论在侧面支持了这些的结论。因此，增加农村公共物品供给、大力发展农村社会事业对遏制极端宗教组织的发展具有重要的积极作用。
（作者单位：阮荣平，北京大学国家发展研究院中国经济研究中心；刘力，德国基尔大学农业经济所）
注释：
【1】即使目前新农合、新农保的实施在一定程度上缓解了农村社会保障供给严重不足的问题，但是距离有效地解决该问题
还相距甚远。
【2】即不完全受政府控制、具有较强自主性的社团(刘明兴等,2010)。
【3】作者根据刘明兴等(2010)数据计算。
【4】其他全国性调查以及地区局部调查也都显不，宗教在我国，特别是在农村地区，发展迅速。华东师范大学当代中国人精神生活调查组公布的中国信教比重达31.4% 。World Christian Encyclopedia。将一些民间信仰也包括在了信教者当中，这样使得信教者的比重更高，1970年信教比重为35.8%, 2000年则上升到了49.7%。针对中国中西部(谭飞等,2007)、东南沿海(闭伟宁，2001）、江苏(张厚军，2005)、河南(赵社民，2004)等地的调查也表明宗教正在迅速发展。信教群体主要集中在农村，根据2006年中国综合社会调查，可以推算，农村信教者约占全国信教者的65 %。金泽等(2009)指出，中国基督教徒中80%中在农村。
【5】教会克服免费搭便车行为的手段主要是禁忌和牺牲，禁忌是非宗教活动税，因此可以通过提高非宗教活动的参与成本，提高宗教参与;牺牲是个体宗教性的一种显不机制，据此教会可以对个体宗教性进行判断，井且对教会产品按照宗教性进行分配。详细论述参见Iannacconc(1992),Berman(2000),Mcbride (2006)，Mcbirde( 2007) , Wang（2009}。
【6】这此组织具体的保障手段包括增加储蓄( Lcland,1968 ) ,增加家庭劳动供给(Cullen et al. , 2000 )，社会互助网络( Putnam,2000)等。
【7】 Tsai(2007)发现中国农村宗教组织在农村公共物品供给中扮演着重要的角色，但是她所讨论的公共物品主要集中在修路、建学校等，宗教与社会保障之间的关系井不是她所关注的重点。杜赞奇(1994)强调了宗教在乡村治理以及乡村与国家关系中的作用，但是在他的研究中也没有提及宗教的非正式社会保障功能。
【8】既包含物质层面，如收入波动等，也包括精神层面，如疾病、离婚、丧偶等。
【9】例如，摩门教要求其成员不喝酒、}帅啡或茶，不吸食烟、大麻、可卡因和其他毒品，不使用“污言秽语”。犹太教、基督教和伊斯兰教禁庄婚前和婚外性行为。宗教其他更普遍的行为要求是:不撒谎，欺骗，井消除对他人仇恨，同时宗教还鼓励其成员要仁慈、公正、诚实。
【10】有关宗教的信号功能,Iannacconc(1992)建立起的宗教俱乐部模型给出深入细致的分析。其他研究参见Bormxn(2000),Mcbirdc(2006,2007)。
【11】具体参见郑风田等(2010)。
【12】这一结果没有包含无法对自己鬼神信仰做出明确判断者，如果将这一部分包含则鬼神信仰当中，则鬼神信仰比重将达56%。
【13】在配对的过程中，本文包含了个体及其家庭更多的可观测变量，除了模型(4)所包含的变量外，还包含了户口类型、住宅面积、收入在村中位置、是否经常去镇里、耕地面积、健康状况、是否会购买农业保险等变量。
【14】表中控制变量法所估计出的宗教对财产赠与影响的p值为0.162，与表1所估计出的p值(0.141)相差不是太大。
【15】不但是宗教所供给的社会保障具有俱乐部性质，其所供给的其他物质或者精神产品也都具有很强的俱乐部性质，以至于很多经济学家都愿意将宗教组织作为一个俱乐部进行分析，并且据此发展了宗教俱乐部模型，如Iannaconc (1992 ) , Bcrman(2000),Mcbridc(2006,2007)。
转自《管理世界》，2011年第4期；转载请注明来源。
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