摘 要：文章利用2011年和2013年中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据，系统考察了农村宗族网络对农民主观福利的影响及其作用机制。研究发现：（1）宗族网络有助于改善农村居民精神健康与身体健康维度的主观福利，在运用多种策略克服可能的内生性问题后所得的结果依然稳健。（2）宗族网络发挥的主观福利改善效应将随村庄宗族结构差异的扩大而减小。对于宗族结构单一稳定的村庄，宗族异质性的增加将导致农村居民整体福利水平下降。（3）宗族网络促进农村居民主观福利的原因主要来自“代际团结”和“族内团结”两个层面在物质和精神生活上的风险化解作用，这种以血缘为纽带的“强连带”关系比普通社会网络更具凝聚力，并且在情感上的联系更加紧密。文章从宗族网络的角度为近年来大规模村庄撤并与搬迁可能带来的农民福利损失提供了经验证据，并为优化城乡发展提供了参考与借鉴。
关键词：城镇化；宗族网络；主观福利；村庄撤并
1 引 言
增进人民福祉是政策制定和制度改革的最终目标。随着经济与社会的发展，福祉的内涵不再仅限于经济与物质层面的客观福利，还包括个体精神与情感层面的主观福利，并且后者已经成为人民福祉与生活状态的重要组成部分，同时也是衡量改革成效与社会进步的重要评价标准（崔红志，2015［1］）。在人口老龄化与城镇化的进程中，中国农村社会正在经历深刻转型。在农村经济和农民收入不断增长的同时，大规模劳动力向城市迁移促使农村家庭的核心化与小型化格局日益显现，乡土“熟人社会”逐渐弱化，农村的人际信任状况面临危机（贺雪峰，2000［2］）。因此，研究农村居民主观福利的决定因素，尤其是体现转型时期特点的因素，对当前与未来的农村居民福利改善、农村社会稳定以及城乡均衡发展均有重要意义。
此碑有约摸一半的字迹磨平，还是可以猜出七八分意思来。种收稻麦，在农家是大事，关乎一年的收成，这时若有卖烟酒粿糖的商贩不断到田里去吆喝，会扰乱人心，尤其原本就好烟酒的人，忍不住沽酒来喝，喝得醉如烂泥，岂不耽误农事。至于僧道游唱在此时不准下田，恐怕是出于避讳吧——在世人眼中，这些都属于“不发”的人，在种植生养上，不能带来好的运气和兴旺之兆。
自Easterlin（1974）［3］提出著名的“幸福悖论”以来aEasterlin（1974）基于19个国家居民调查数据的研究发现，从时序角度来看，国民收入水平的提高与居民整体幸福感并没有明显的正向相关性。“收入的增长并不明显促进幸福感的增加”就是著名的“幸福悖论”，或称“幸福—收入之谜”、“Easterlin悖论”。，许多国内外学者从不同角度考察了居民主观福利的决定因素，包括收入与财富、个体与家庭特征、自然与生活环境、制度与政策、社会关系和社会资本等（王艳萍，2017［4］）。然而，关于主观福利的成因仍有不少问题值得进一步探索，尤其是在中国语境下形成的独有特征。中国是一个典型的关系型社会，农村地区至今仍广泛存在以血缘与地缘为基础的宗族网络，农村居民的行为往往以宗族网络展开并受其深远影响（郭云南等，2014［5］）。因此，农村宗族网络很可能与农民主观福利有着密切的内在联系。另一方面，城镇化的快速推进不仅使得中国农村青壮年劳动力大量外流，同时还导致了农村地区大规模的村庄撤并、撤村并居（村改居）以及整村拆迁等。根据民政部的统计数字b资料来源：历年民政部发布的《社会服务发展统计公报》。，中国的行政村委会数量从2001年的70万个减至2017年55.4万个，减少比例为20.8%。与此同时，居委会数量从9.2万个增加至10.6万个，提高了15.2个百分点。虽然撤并村庄有助于提升城镇化水平，提高行政、经济和社会管理效率，但中国的村庄不仅是空间层面的格局，它更是血缘的投影，并维系着乡土社会的秩序和规则（费孝通，1998［6］）。因而，村庄撤并也可能对村庄的乡土秩序和结构带来负面影响，进而不利于乡村治理和农民福利，政策制定者需要给予必要的关注与重视。
在此背景下，研究农村宗族网络与农民主观福利的关系不仅有助于丰富幸福成因研究在中国的实践，同时也能为优化城乡发展提供经验证据和政策参考依据。有鉴于此，本文结合利用2011年和2013年中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据，以45岁及以上的农村中老年人为研究对象，从村庄姓氏分布角度切入，系统考察了宗族网络对农村居民主观福利的影响及其作用机制。相比以往文献，本文的主要贡献在于：第一，基于具有全国代表性的数据，从多数现有研究所忽略的宗族网络视角探究农民主观福利的决定因素，为该领域研究提供了新的经验证据；第二，针对不同村庄宗族结构、宗族规模和农村居民群体进行影响异质性考察，以此促进深入理解城镇化背景下农村居民福利变化的可能原因，特别是农村宗族结构变异对农村居民福利产生的作用，有助于更加全面地评估近年来大规模村庄撤并与搬迁行动带来的影响；第三，通过本文提出的“代际团结”和“族内团结”两个层面的原因进行作用机制分析，进而更好地提出改善农村居民福利、促进城乡均衡发展的对策建议。
2 文献回顾与研究假说
中国农村的宗族网络是以血缘为纽带的同个族群成员形成的社会网络。在乡村人际关系以“己”为中心向外“越推越薄”的差序格局下，一般社会网络是更加注重工具性的“熟人连带”或“弱连带”关系，而农村宗族网络形成的则是情感性的“强连带”关系，因而宗族网络往往是农村社会中最为重要和稳定的社会网络（费孝通，1998［6］；高名姿等，2015［7］）。在传统的乡土社会，居住地域的远近往往代表着血缘的亲疏，村庄聚族而居来生产协作和抵御风险的现象十分普遍，因而农村宗族网络通常表现在村庄的姓氏分布上（陈斌开和陈思宇，2018［8］）。尽管农村宗族组织在新中国成立后的集体经济时期遭遇了打压和破坏，这种具有强大生命力的非正式秩序在改革开放后迅速复兴，并对乡村社会产生了诸多影响（孙秀林，2011［9］）。
表4的估计结果显示，在宗族结构方面，相比没有大姓的村庄，不论大姓数量的多少，拥有大姓的村庄居民抑郁程度均更低，自评健康状况都更好。比较不同宗族结构虚拟变量的估计系数不难看出，随着村庄大姓数量的增加，宗族网络的主观福利改善作用逐渐下降。在宗族规模方面，当村庄第一大姓比例小于50%时，宗族网络水平的提高并不明显增进村庄居民总体的主观福利，而村庄第一大姓比例大于50%时，宗族网络对农村居民主观福利水平有显著的改善作用。这可能是因为，从村庄整体来看，某一宗族家户数量增加意味着其他宗族势力的弱化，尽管宗族网络扩大对该宗族成员的福利有增益作用，但与此同时其他宗族的规模减小也可能对其产生福利损失，因而当第一村庄大姓比例超过50%并成为村庄主要宗族时，宗族网络对整体村庄居民的主观福利的影响方向才为正。按照以上结果的逻辑，反过来讲，村庄宗族结构的大幅变化将不利于农村居民的主观福利，尤其是对那些处于宗族结构单一且宗族规模较大的村庄。
如前所述，本文通过“代际团结”和“族内团结”两个层面来检验宗族网络对农村居民主观福利的作用渠道。其一，在代际关系层面上，本文将检验宗族网络对中老年人获得的子女经济支持与情感支持的影响，以此验证“代际团结”假说。其二，在族内关系层面上，本文将检验宗族网络对农村中老年人获得的亲戚经济支持以及参加亲友交往活动的影响，以此证实“族内团结”的假说。
金融是经济的核心，而银行业作为金融的主导，好似国民经济的“气”和“血”，如果银行业利润高出其他行业太多，则表现为国民经济“气血旺”和“虚火上升”，导致经济的一种病态发展，不利于整个国民经济体系的协调运行。而且在经济下行压力加大的背景下，银行业与实体行业利润的巨大差异，会使一部分实业企业家不愿再埋头踏踏实实从事实体行业的研发、创新、转型和升级，转行加入金融业的“虚拟化经济循环”中，因为短期看，由此获取的收益远比从事实业容易得多、高得多，而这样一来，实体经济与虚拟经济的平衡便难以维持，从而容易吹大经济泡沫。
由图可见，授课对象为2017级非英语专业的A类学生，80位同学已经被分成了10组。A类为高考英语成绩相对较高的学生构成，其学习目的鲜明。另外课文B已作为其课外拓展阅读材料。手绘思维导图除了教学对象背景描述外，主要包含教学目标和教学过程。
那么，宗族网络如何影响农村居民主观福利？现有文献大多从社会资本角度来解释宗族网络与农村居民行为的关系（陈斌开和陈思宇，2018［8］）。社会资本是指通过协调行动来提高经济效率的社会网络、信任和规范（Putman，1993［18］）， 它有助于在相对稳定的关联网络内形成信息共享、资源配置和风险分担机制，从而促进这种非正式制度网络内成员的经济效率和福利。然而以上解释似乎适用于所有类别的社会网络，事实上，宗族网络也有其特殊性。本文进一步从“代际团结”和“族内团结”两个层面来讨论宗族网络对农村居民主观福利的作用机制。其一，在代际关系层面，宗族的血缘基础决定了宗族文化的核心是儒家“孝文化”，其中尤以“孝敬父母”为首，族内成员违反宗族伦理的行为通常会受到村庄习俗规定和村民舆论等方面的规制（狄金华等，2014［19］）。因而宗族网络的扩大有助于促进代际团结、增进亲子关系，这种代际关系的改善不仅表现在代际经济支持水平的提高，还体现于亲子间情感联系的增进（范辰辰和李文，2015［20］）。其二，在族内关系层面，相比一般社会网络，宗族网络表现出更强的凝聚力，因而在利益与信息共享、风险同担以及情感互动等方面有着更紧密的联系（郭云南等，2012［13］）。一方面，宗族组织与族外成员自觉区分，并在宗族内共享更新或更重要的资源和信息，比如重要市场信息和个人信用荣誉等。另一方面，不同于一般社会网络的“俱乐部”性质，宗族组织内成员的社会经济状况可能相差悬殊，因而宗族网络可能有更大的风险分散功能，尤其是对于较为贫困的家庭。除了经济利益关系以外，由于亲缘的联结，宗族内部家庭间能够进行更多的有效精神交流，这对改善农村居民的主观福利也具有重要作用。因此，“代际团结”和“族内团结”很可能是宗族网络影响农村居民主观福利的重要原因。
不过也有研究并不同意宗族网络总是有助于促进村民福利的观点，Feedman（2004）［21］认为，当单个宗族的规模过大时，宗族成员间的意见分歧反而可能不利于宗族组织的凝聚力。然而，由于中国多数村庄的空间和人口并不十分庞大，主流文献更加关注的是村庄异姓宗族产生的冲突与矛盾，这种因宗族习俗观念或者因权利竞争而产生的矛盾已经成为农村居民福利损失的一大来源。比如，秦勃（2010）［22］考察了湘南某村庄的一次选举过程中异姓宗族间的非合作博弈造成的冲突与困境，并认为当村庄的双方或几方宗族势力相当时，宗族间的利益冲突和非理性认同将导致选举失败，且不利于乡村治理和农民福利。因此，当村庄宗族结构差异扩大时，农村居民的主观福利水平很可能将会降低。结合以上论述，本文提出如下3个假说：
假说1：宗族网络对农村居民主观福利有正向影响。
表4给出了不同宗族结构、宗族规模对农村居民主观福利影响的估计结果。其中，在宗族结构方面，本文根据村庄大姓数量建立了三个虚拟变量，分别为1个大姓（是=1，否=0）、2个大姓（是=1，否=0）和3个及以上大姓（是=1，否=0），以此与无大姓的村庄参照组进行比较。在宗族规模方面，为显现出宗族规模增加与农村居民主观福利可能存在的非线性关系，本文基于有大姓的村庄居民样本，以第一大姓人口比例为50%作为分析节点（knot），将第一大姓比例划分为20%～50%和50%以上两个区间进行线性样条回归（linear spline regression）估计，以此比较不同水平宗族规模下宗族网络对农村居民主观福利影响的差异。
本文关注的因变量指标分别为抑郁指数（0～30）和自评健康（1～5）。其中，前者近似连续变量，一般可以运用简单的线性回归模型（OLS）进行估计；后者为顺序变量，通常运用有序Probit或有序Logit模型进行估计。Ferrer-i-Carbonell和Frijter（2010）［26］在研究主观福利决定因素的过程中发现，当主观福利指标为顺序变量时，运用OLS与有序概率（Probit/Logit）模型除了所得的估计系数上有所差异，系数符号和显著性水平是高度一致的。由于宗族网络对主观福利的边际影响并没有十分明显的经济含义，为使得结果解读较为直观明了，本文在进行基准估计时均运用了OLS回归a本文也进行了有序Probit模型回归估计，发现主要结论一致。限于篇幅，这里不再报告。，同时进行滞后项估计来缓解可能村庄的内生性问题，基准模型设定如下：
假说3：村庄宗族结构差异的扩大将对农村居民主观福利产生负面影响。
3 数据与变量说明
3.1 数据来源
本研究数据来自中国健康与养老追踪调查（China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS），CHARLS是由北京大学国家发展研究院主导的、全国首个以45周岁及以上的中老年人为调查对象的大型家户调查。CHARLS项目组在2011年开展基线调查，此后每两年进行一次全国追访，调查范围覆盖了全国28个省450个社区（村），调查问卷设计参考了多个发达国家的经验，采用多阶段PPS抽样，样本具有较强的代表性。CHARLS不仅在每轮调查中收集了被访中老年人家庭成员信息、个人健康状况、生活方式、家庭成员交往、家庭收入等方面信息，还获取了社区（村庄）主要的社会经济特征信息，并对每个农村的宗族网络（姓氏分布）状况进行了调查，这使得本研究的进行成为可能。由于官方仅对外公布了基线调查中的社区变量信息，因而本文结合2011年和2013年CHARLS数据进行实证分析。根据研究目标，剔除关键变量存在严重缺失的观测值，最终得到305个村庄的农村中老年人样本11171个。
3.2 变量测量与描述
（1）因变量：主观福利。根据以往研究的指标选取以及数据可得性，本文采用抑郁指数与自评健康分别农村居民考察精神健康与身体健康维度的主观福利（王萍等，2018［23］；张川川等，2014［24］）。其中，抑郁指数由流调中心简版抑郁自评量表（CES-D10）所得，CES-D10量表广泛运用于成年人抑郁症状的测定，它可以避免通过单个问题测量抑郁状况可能产生的偏差，且具有较高信度和效度（Andresen等，1994）［25］。该量表由10个被访者近一周心理状态的问题组成，每个问题均有四个选项代表程度的高低，将每题反映的抑郁程度从低到高分别赋值0～3分，问题得分汇总即得到抑郁指数，取值范围为0～30分a。抑郁指数越高代表抑郁状况越严重，主观福利水平越低；自评健康由“您认为您的健康状况怎样”这一题项测量，其选项包括“很不好”、“不好”、“一般”、“好”和“很好”，分别赋值为1～5。自评健康分值越高表示主观福利状况越好。
此处与天葬院隔着百余丈，并无明显的道路，到处都是荒草灌木和岩石。蜘蛛精一路直行，逢木便踏，遇石便踩，似乎没有什么能够挡住它的脚步。青辰从地上爬起来，捡起一根粗木棍，悄悄跟在它的身后，借着沿途的障碍物掩藏身形。
（2）关键自变量：农村宗族网络。由于同个村庄中有着相同姓氏的居民往往来自同一个宗族，村庄存在大姓通常代表有相对较强的宗族网络（Feedman，2004［21］）。借鉴已有研究研究的指标选取（郭云南等，2014［5］；范辰辰和李文，2014［20］），本文采用“村庄有否大姓”作为宗族网络的代理指标。具体而言，根据CHARLS问卷设计，若当地村庄居民同属一个姓氏的人家占比超过20%，则认为该村庄有大姓，并赋值为1，否则赋值为0。此外，本文还进一步考察了村庄宗族结构和规模。其中，宗族结构采用村庄大姓数量进行测量，并将大姓数量分为四类，分别是：无大姓、1个、2个、3个及以上，并分别赋值为0～3。宗族规模通过村庄第一大姓人家占比表征，具体测算过程为：（村庄第一大姓户数/村庄常住家户数量）×100%。
图1展现了村庄宗族网络与农村居民主观福利的关系。从中可以发现，相比有大姓的村庄，无大姓的村庄整体表现出相对更高的抑郁水平和更差的自评健康状况，这初步显示村庄宗族网络有助于改善农村居民的主观福利。此外，随着大姓个数的增加，村庄平均自评健康水平逐渐降低，抑郁指数也有提高的倾向，表明宗族结构的异质性的提高将不利于农村居民整体主观福利。由此可以初步推测，宗族网络规模的增强对主观福利有正面作用，而村庄中宗族差异的扩大可能对主观福利有负向影响。
（3）控制变量。本文的控制变量包括村庄特征以及个人与家庭特征等因素。其中，村庄特征控制变量来自社区问卷，包括村庄人均收入、高中以上学历占比、体育文化基础设施b、医疗机构等；个人与家庭特征控制变量来自个人问卷，包括性别、年龄、婚姻状况、教育程度、个人收入、医疗保险、养老保险、残疾、慢性病、家庭规模、子女同住等。此外，本文还在实证分析中加入了省份虚拟变量以控制地区a 抑郁量表的10个问题包括：过去一周“我因一些小事而烦恼”、“我在做事时很难集中精力”、“我感到情绪低落”、“我觉得做任何事都很费劲”、“我对未来充满希望”、“我感到害怕”、“我的睡眠不好”、“我很愉快”、“我感到孤独”、“我觉得我无法继续我的生活”。各个问题均有相同的四个选项，分别为：(1)很少或者根本没有(＜1天)，(2) 不太多(1-2天)、(3)有时或者说有一半的时间(3-4天)、(4)大多数的时间(5-7天)。在对每题赋值时，第5题与第8题(下划线标注)的赋值方向与其余题目相反，按照选项分别赋值3-0。
b 村庄体育文化设施变量由7类体育文化基础设施（有=1，无=0）降维后的主成分得分表示，这7类体育文化基础设施包括：篮球场、游泳池、露天健身器材、露天乒乓球桌、棋牌活动室、乒乓球室和老年活动室。其中，前4类是户外设施，而后3类为室内设施。差异。本文所用的主要变量含义、赋值以及描述性统计如表1所示。
图1 村庄宗族网络与农村居民主观福利的关系初探
表1 变量描述性统计
变量 变量含义与赋值 样本量 均值 标准差因变量抑郁指数 被访者抑郁指数，取值范围：0～30。 10294 8.405 5.986自评健康 被访者自评健康，很不好=1，不好=2，一般=3，好=4，很好=5。11171 2.948 0.922关键自变量村庄大姓 村庄是否有大姓（当地居民同属一个姓氏的人家占比超过20%），无大姓=0，有大姓=1 11171 0.798 0.401村庄大姓数 村庄的大姓数（每个大姓人家占比超过20%），无大姓=0，1个大姓=1；2个大姓=2，3个及以上大姓=3 11171 1.516 1.030第一大姓比例 有大姓的村庄中第一大姓比例（%）8551 48.07 27.42村庄特征控制变量村庄人均收入 村庄人均月收入（元）的对数 11171 7.877 1.173高中以上学历占比 村庄高中以上学历人口比例（%）11171 19.757 13.178体育文化基础设施 村庄体育文化设施水平，由7类体育文化基础设施（有=1，无=0）降维后的主成分得分表示 11171 -0.306 0.883医疗机构 村庄有否医疗机构（包括卫生服务中心、卫生服务站、诊所、医务室等），有=1，无=0 11171 0.809 0.393个人与家庭控制变量性别 男=1，女=0 11171 0.488 0.500
续表
变量 变量含义与赋值 样本量 均值 标准差年龄 被访者年龄（岁）11171 59.275 9.576婚姻 已婚同居=1，其他=0 11171 0.880 0.326教育程度 受教育年限（年）11171 4.469 3.917个人收入 每月工资收入与转移收入之和（元）的对数 11171 2.284 3.621医疗保险 是否参加医疗保险，是=1，否=0 11171 0.891 0.312养老保险 是否参加养老保险，是=1，否=0 11171 0.318 0.466残疾 是否身体残疾，是=1，否=0 11171 0.044 0.206慢性病 是否患有慢性病（如高血压、糖尿病等），是=1，否=0 11171 0.675 0.468家庭规模 家庭人口数（人）11171 3.211 1.720子女同住 是否与子女同住，是=1，否=0 11171 0.118 0.323
4 实证分析
4.1 基准模型设定
围手术期过敏反应是全身麻醉期间严重的并发症之一，全麻期间常见的致敏原及发生率如下[3-5]：乳胶制品(4%-30%)、抗生素(5%-20%)和神经肌肉阻 滞剂 （neuromuscular blocking agent，NMBA）(50%-90%)等，其中导致过敏反应的NMBA以琥珀酰胆碱和罗库溴铵最常见，米库氯铵和顺式阿曲库铵较少。
其中，SWBt表示第t期（2013年）农村居民的主观福利水平，LSURt-1代表t-1期（2011年）村庄的宗族网络情况。Xt-1为t-1期的一系列控制变量，ε为随机扰动项。β0～β2为模型的待估参数，其中，β1为本文关心的宗族网络对农村居民主观福利的影响系数。本文进行滞后项估计基于两方面的考虑：其一，虽然村庄大姓是相对稳定的，但仍不能排除人口流动产生的影响，进行滞后项估计有助于筛选出两轮调查都受访的农村居民，进而能在很大程度上排除估计样本中混入流动人口导致估计偏误的可能性；其二，尽管可能性较低，但宗族网络与农村居民主观福利也可能存在逆向因果关系，譬如，那些认为生活不如意的家庭有可能举家迁出当前村庄，总体幸福感比较高的村庄可能会吸引其他地区的家庭迁入，以上情况都可能影响村庄的宗族网络，采用滞后估计还可以解决此类逆向因果的内生性问题。
以上述操作为理念，根据实际地图大小及其复杂程度自定义初始，而网格密度以及网格密度升级速度降低算法搜索空间，提升算法搜索速度，加强针对性，以更高效率寻求最优路径。
4.2 基准估计结果
表2报告了宗族网络与农村居民主观福利关系的OLS回归结果。观察估计结果可以发现，不论是否加入所有控制变量，模型1和模型2的村庄大姓变量估计系数均显著为负，表明在其他条件不变的情况下，相比没有大姓的村庄，村庄有大姓的农村居民精神抑郁程度明显更低。在模型3和模型4也得到了类似结论，在这两个模型中，村庄大姓变量的估计系数均显著为正，显示了村庄大姓对农村居民自评健康有正向影响。以上结果初步表明宗族网络有利于改善农村居民的主观福利。
Docker是基于LXC（Linux Container）的容器引擎[1] [2]。由图 11可以看出，与传统的虚拟化不同之处在于Docker容器是直接在操作系统层面上实现虚拟化，通过操作系统的进程进行区分，与其他容器共享内核。不需要如传统的VM 技术一样对硬件进行仿真，没有带来额外的中间层开销。因此Docker容器资源利用率极高，并且执行效率可以近似达到宿主机的物理机性能。
从控制变量来看，农村居民的主观福利还受到村庄社会经济发展水平以及个人与家庭特征因素的影响。在村庄层面，村庄人均收入、高中以上学历占比以及体育文化基础设施水平越高，农村居民的抑郁程度越低，自评健康水平越高。在个人与家庭层面，男性比女性的主观福利状况更好，教育程度、收入水平、参加养老保险等有助于改善主观福利，而患有残疾或慢性病的农村居民抑郁程度更高、自评健康更差，这与一般的理论预期相符。
与《孟子》中很少对于人性之恶的探讨类似，孟子“没有设置一个‘正当防卫’的底线，而是从伦理的角度断言：人性善”[8]。面对袭来的暴力，孟子“仁者无敌”“人恒爱之”的说法无力对此做出应对。
表2 宗族网络与农村居民主观福利：基准估计结果
因变量：抑郁指数 因变量：自评健康模型1 模型2 模型3 模型4村庄大姓 -0.359** (0.146) -0.280** (0.142) 0.075*** (0.022) 0.056*** (0.021)村庄人均收入 -0.426*** (0.051) -0.371*** (0.050) 0.068*** (0.008) 0.057*** (0.007)高中以上学历占比 -0.027*** (0.005) -0.021*** (0.005) 0.003*** (0.001) 0.002** (0.001)体育文化基础设施 -0.345*** (0.070) -0.265*** (0.068) 0.032*** (0.010) 0.015 (0.010)医疗机构 0.103 (0.150) 0.162 (0.145) -0.011 (0.022) -0.017 (0.021)性别 -1.417*** (0.126) 0.113*** (0.018)年龄 -0.003 (0.007) -0.006*** (0.001)婚姻 -0.938*** (0.191) -0.045* (0.027)户口 0.506* (0.302) -0.015 (0.044)教育程度 -0.116*** (0.017) 0.010*** (0.003)个人收入 -0.070*** (0.017) 0.019*** (0.002)医疗保险 -0.016 (0.207) -0.008 (0.030)变量
续表
注：*、**和***分别表示在10%、5%、1%的统计水平上显著；括号内为标准误。
因变量：抑郁指数 因变量：自评健康模型1 模型2 模型3 模型4养老保险 -0.395*** (0.124) 0.078*** (0.018)残疾 1.564*** (0.281) -0.314*** (0.040)慢性病 1.853*** (0.122) -0.450*** (0.018)家庭规模 -0.077** (0.033) 0.004 (0.005)子女同住 0.228 (0.179) -0.029 (0.026)常数项 12.403*** (0.439) 12.670*** (0.738) 2.318*** (0.065) 3.007*** (0.107)省级虚拟变量 控制 控制 控制 控制样本量 10294 10294 11171 11171 R2 0.019 0.085 0.014 0.103变量
4.3 宗族网络与农村居民主观福利关系的异质性
接下来，本文通过群体差异和宗族网络差异两个方面考察宗族网络与农村居民主观福利关系的异质性，以此进一步理解宗族网络与农村居民主观福利的关系。首先，在群体异质性分析中，本文采用了加入交互项的形式进行回归估计分析，以此来避免分组回归中样本量下降可能导致的估计有效性不足。在群体划分上，本文选取了四个标准，分别是性别、年龄、个人收入和居住模式。其中，年龄分组按照被访者年龄划分为三组群体，分别是中年人（45～59岁）、低龄老人（60～74岁）、中高龄老人（75岁及以上）a根据世界卫生组织（WHO）的年龄分段，45岁至59岁为中年人，60岁至74岁为年轻老年人，75岁至89岁为老年人，90岁及以上为长寿老人。。表3 Panel A的交互作用结果显示，在性别差异方面，村庄大姓与性别的交互项估计系数为正，表明宗族网络对女性的抑郁缓解作用有强于男性的倾向，但这一差异在统计上并不显著；在年龄差异方面，从村庄大姓与不同年龄段的交互项估计系数可知，随着年龄的增加，村庄有大姓的居民平均抑郁程度更低。其中，村庄大姓与高龄老人的交互项显著为负，表明宗族网络对农村高龄老人的抑郁改善作用更为明显；从收入和居住模式差异来看，村庄大姓与个人收入的交互项系数为正，而与子女同住的交互项系数为负。 虽然这在一定程度上表明了宗族网络对低收入和子女同住的农村中老年人的抑郁缓解作用可能更大，但是两者也未通过统计性检验。类似的，表3 Panel B的估计结果也并没有显现出宗族网络对农村中老年人自评健康影响关于性别、年龄、收入以及居住模式的显著差异。综合而言，尽管宗族网络对农村居民的主观福利改善作用可能对处于社会经济弱势的群体有更大影响的倾向，但是除了存在显著的年龄异质性 （以抑郁指数为主观福利指标）外，其他方面的群体差异在统计上并不显著。因此，总体上，宗族网络与农村居民主观福利之间关系的群体异质性并不明显存在。
表3 宗族网络与农村居民主观福利关系的群体异质性
注：*、**和***分别表示在10%、5%、1%的统计水平上显著；括号内为标准误。
变量 Panel A 因变量：抑郁指数模型1 模型2 模型3 模型4村庄大姓 -0.373* (0.197) -0.119 (0.164) -0.419** (0.168) -0.207 (0.151)交互作用大姓×性别 0.191 (0.281) — — — — — —大姓×年龄（60～74）— -0.256 (0.189) — — — —大姓×年龄（≥75）— -1.246*** (0.377) — — — —大姓×个人收入 — — — 0.060 (0.039) — —大姓×子女同住 — — — — — -0.619 (0.435)村庄特征 控制 控制 控制 控制个人与家庭特征 控制 控制 控制 控制省级虚拟变量 控制 控制 控制 控制样本量 10294 10294 10294 10294 R2 0.085 0.086 0.086 0.086 Panel B 因变量：自评健康村庄大姓 0.083*** (0.029) 0.053** (0.024) 0.072*** (0.025) 0.047** (0.022)交互作用大姓×性别 -0.056 (0.041) — — — — — —大姓×年龄（＜75岁）— — 0.000 (0.028) — — — —大姓×年龄（≥75岁）— — 0.051(0.053)— — — —大姓×个人收入 — — — — -0.007 (0.006) — —大姓×子女同住 — — — — — — 0.076 (0.064)村庄特征 控制 控制 控制 控制个人与家庭特征 控制 控制 控制 控制省级虚拟变量 控制 控制 控制 控制样本量 11171 11171 11171 11171 R2 0.103 0.103 0.103 0.103
假说2：宗族网络通过经济和情感维度的“代际团结”和“族内团结”促进农村居民主观福利。
既有研究从农户行为和乡村发展两个层面多个角度考察了农村宗族网络发挥的作用。在农户层面，以往文献发现宗族网络将影响农民的收入与贫困、促进农民创业和劳动力流动、拓展民间融资渠道、平滑收入与消费、提高农户信用等级、促进土地流转等（Peng, 2004 ［10］；Kinnan 和 Townsend, 2012 ［11］；伍骏骞等，2016［12］）。在乡村社会层面，既往研究结果显示，宗族网络有助于促进公共品供给与改善村庄治理、缓解村庄收入差距，并对乡村企业的发展产生影响（郭云南等，2012［13］；阮荣平和郑风田，2012［14］）。
表4 宗族结构、规模与农村居民主观福利
注：*、**和***分别表示在10%、5%、1%的统计水平上显著；括号内为标准误。
因变量：抑郁指数 因变量：自评健康模型1 模型2 模型3 模型4宗族结构1个大姓 -0.356** (0.165) 0.080*** (0.024)2个大姓 -0.324** (0.165) 0.050** (0.024)3个及以上大姓 -0.319* (0.180) 0.045* (0.026)第一大姓比例（≤50%）0.010 (0.007) -0.002 (0.002)第一大姓比例（＞50%）-0.020* (0.011) 0.002* (0.001)村庄特征 控制 控制 控制 控制个人与家庭特征 控制 控制 控制 控制省级虚拟变量 控制 控制 控制 控制样本量 10294 7871 11171 8551 R2 0.086 0.078 0.103 0.101变量
4.4 内生性讨论与稳健性检验
尽管本文在基准估计时运用了滞后项估计避免了流动人口因素以及逆向因果导致的估计偏误，但仍需考虑其他可能存在的内生性问题。除了逆向因果，本文可能存在内生性的另外一大主要来源就是遗漏变量问题。虽然村庄大姓情况总体是稳定的，但还是会受到村庄地界变化、土地流转和人口迁移等因素的影响，而这些因素也可能影响农村居民的主观福利水平。因此，本文进一步运用工具变量法中的两阶段最小二乘（2SLS）估计克服这些可能的内生性问题。借鉴阮荣平和郑风田（2012）［14］的工具变量选取思路，本文采用县级层面有大姓的村庄占全部村庄的比例作为2SLS估计的工具变量。一方面，中国的宗族分布有较强的地域性，不同地区的宗族网络水平可能相差悬殊a通常而言，相比北方，南方聚族而居的概率更高，宗族网络更盛。根据CHARLS调查数据进行统计发现，不同地区有大姓村庄的比例相差悬殊，比如，内蒙古自治区有大姓的村庄占比仅10.5%，而江西省有大姓的村庄占比高达92%。，同时村庄宗族网络状况与地区总体宗族网络水平显著相关；另一方面，相比单个村庄，地区的宗族组织有更强的稳定性，与某一村民主观的福利水平直接相关的可能性较小。因此该变量在理论上满足工具变量所需的相关性与外生性条件
表5报告了2SLS估计结果b限于篇幅，这里仅汇报了2SLS估计的第二阶段结果，读者如对第一阶段结果感兴趣，可向作者索取。以及其他稳健性检验结果。2SLS第一阶段估计结果显示，县级层面有大姓的村庄比例与村庄有否大姓在1%的统计水平下显著正向相关，估计系数为1.004，第一阶段F值远大于20，相应的p值为0.000，说明不存在弱工具变量问题。同时，针对抑郁指数与自评健康的内生性（DWH）检验p值为0.065和0.044。如果以10%作为显著性标准，则村庄大姓变量存在一定程度的内生性问题，此时OLS估计可能有偏，2SLS估计结果更加一致。第二阶段估计结果显示，村庄大姓变量仍对农村居民抑郁指数有显著的负向影响，对自评健康有显著的正面作用，这表明基准估计结果并没有较大偏误，所得结论稳健可靠。
此外，本文还通过三种不同标准的样本调整来验证基准估计结果的稳健性，如表5所示。具体而言，首先，本文在第一个稳健性检验中剔除了同时有村委会和居委会的村庄样本来排除非农户籍人群对基准回归结果的影响，而后进行滞后项估计，结果仍然显示宗族网络有助促进农村居民主观福利水平。其次，考虑到村庄地界变化可能对估计结果产生影响，本文剔除了村庄地界在建国后曾发生过变化的村庄后再次进行估计，发现结果依然稳健，并且相比基准估计结果的系数值，未发生过地界变化的村庄宗族网络的主观福利改善效应更大。最后，考虑到人口迁移的对估计结果的影响，本文剔除了外出务工人口比例较高（50%）的村庄样本，再次估计后的结果仍然显示宗族网络对农村居民主观福利有正向影响。同时，对于外出务工人口保持在50%以下的村庄，宗族网络的作用更加明显。以上结果侧面表明，不论是其他宗族人口的迁入或者本族人口的迁出，村庄宗族结构的稳定性下降将导致村民的福利损失。
改革工艺，尽量减少选矿药剂的使用，减少选矿过程中的污染物的产生，特别是对有机药剂的使用进行筛选或替代使用。对尾矿废水中的有机物采取有效的控制措施，消除潜在的环境因素。
表5 内生性讨论与稳健性检验
注：*、**和***分别表示在10%、5%、1%的统计水平上显著；括号内为标准误。
2SLS （IV：县级层面村庄大姓比率）剔除同时有居/村委会的村庄抑郁指数 自评健康 抑郁指数 自评健康村庄大姓 -0.493*** (0.183) 0.091*** (0.027) -0.272* (0.147) 0.059*** (0.022)村庄特征 控制 控制 控制 控制个人与家庭特征 控制 控制 控制 控制省级虚拟变量 控制 控制 控制 控制样本量 10294 11171 9779 10623 R2 0.085 0.103 0.084 0.103变量 剔除地界曾发生变化的村庄 剔除外出务工人口超过50%的村庄抑郁指数 自评健康 抑郁指数 自评健康村庄大姓 -0.634*** (0.159) 0.103*** (0.023) -0.400*** (0.152) 0.075*** (0.022)村庄特征 控制 控制 控制 控制个人与家庭特征 控制 控制 控制 控制省级虚拟变量 控制 控制 控制 控制样本量 8923 9669 8798 9551 R2 0.083 0.101 0.087 0.105变量
4.5 宗族网络对农村居民主观福利的作用机制讨论
然而，目前国内从农村居民个体层面系统讨论与检验宗族网络对主观福利影响的研究仍然比较罕见。相关文献多为考察社会网络（俗称“关系”）与居民主观福利关系的研究。例如，李树和陈刚（2012）［15］基于2006年中国综合社会调查（CGSS）数据的研究表明，“关系”对农村居民幸福感有促进效应，且随居民收入的增加而递减。李平和朱国军（2014）［16］利用了相同数据中的城市样本进行实证分析，并发现社会网络对城市居民幸福感有提升作用，且存在显著的个体身份差异。虽然从范围上看，宗族网络是社会网络的一种，但宗族网络的血缘基础决定了其在乡土秩序中的重要性和特殊性。就已有的文献资料来看，目前国内仅有职嘉男和陈前恒（2018）［17］实证检验了宗族网络与农村居民主观福利的关系。然而遗憾的是，该研究并没有考察两者关系关于不同群体、宗族结构和规模等方面的差异，同时也没有探究宗族网络对农村居民主观福利的作用机制，此外研究数据也不完全具有全国代表性。这些不足也是本研究致力于解决的问题。
在实证分析中，代际经济支持和亲戚经济支持变量分别是过去一年所有非同住子女的经济支持和所有非同住亲戚的经济支持水平a经济支持包括钱和物，不包括借贷，全部换算为货币（元），为减少异方差和异常值等的影响，本文将经济支持取对数处理。。由于经济支持水平在很大程度上是一种自选择行为，通常与接受者和赠与者家庭社会经济水平等因素相关，因此本文运用Heckman两步法来矫正此类可能存在的自选择偏误。首先在第一步中建立选择方程（Probit）分析农村居民接受经济支持的发生概率，并得到逆米尔斯比（inverse Mill’s ratio）代入第二步回归方程（OLS）得到宗族网络对经济支持水平影响的一致估计。代际情感支持变量包括子女看望变量和子女通讯变量，分别由所有非同住子女平均看望频率和通讯频率指标表示，本文运用OLS滞后项估计考察宗族网络与代际情感支持的关系a每个非同住子女的看望频率和通讯频率均分为9级，分别是“几乎从来没有”、“每年一次”、“半年一次”、“三个月一次”、“每月一次”、“半个月一次”、“每周一次”、“每周2～3次”、“差不多每天”，并分别赋值为1～9。。亲友交往变量由过去一个月是否参与“串门、跟朋友交往”活动以及参与频率测量，分别运用Probit和有序Probit模型考察宗族网络对两者的影响b 亲友交往频率包括四个等级，分别是“未参与”、“不经常”、“差不多每周”和“差不多每天”，分别赋值为 0～4。。
表6给出了宗族网络对农村居民主观福利影响机制的模型估计结果。从代际关系来看，不论因变量是经济支持还是情感支持指标，各个模型结果中村庄大姓变量均显著为正。这表明宗族网络有助于提高子女提供代际经济支持的概率，且对经济支持水平有正向影响，这一结果与范辰辰和李文（2015）［20］的研究结论一致；同时，宗族网络也有利于增加子女看望和通讯的频率，进而促进亲子间的情感联系与精神交流。从族内关系来看，对于有大姓的村庄居民，亲戚提供经济支持的概率显著更高，且在经济支持水平上也有更高的倾向；同时，这部分农村居民参加亲友交往活动的概率显著更大，且交往频率明显更高。因此，宗族网络有助于促进家庭的融资水平和代际关系，同时也有利于族内成员的经济风险分担以及情感互动。以上结果证实了宗族网络通过促进“代际团结”和“族内团结”改善农村居民主观福利的假说。
表6 宗族网络对农村居民主观福利的影响机制
代际经济支持：Heckman两步法 代际情感支持：OLS滞后项估计第一步：有否支持 第二步：支持水平 子女看望 子女通讯村庄大姓 0.121*** (0.032) 0.296** (0.117) 0.145*** (0.054) 0.314*** (0.058)逆米尔斯比 -1.366 (1.097) — — — — — —村庄特征 控制 控制 控制 控制个人与家庭特征 控制 控制 控制 控制省级虚拟变量 控制 控制 控制 控制变量
续表
注：*、**和***分别表示在10%、5%、1%的统计水平上显著；括号内为标准误。
代际经济支持：Heckman两步法 代际情感支持：OLS滞后项估计第一步：有否支持 第二步：支持水平 子女看望 子女通讯样本量 11264 11264 9876 8469 R2— — 0.066 0.169变量亲戚经济支持：Heckman两步法 亲友交往：Probit/有序Probit第一步：有否支持 第二步：支持水平 有否亲友交往 亲友交往频率村庄大姓 0.108** (0.046) 0.363 (0.286) 0.168*** (0.061) 0.175*** (0.060)逆米尔斯比 -0.662 (1.354) — — — — — —村庄特征 控制 控制 控制 控制个人与家庭特征 控制 控制 控制 控制省级虚拟变量 控制 控制 控制 控制样本量 11264 11264 11260 11260伪R2 — — 0.050 0.041变量
5 结论与政策启示
本文结合运用2011年和2013年中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据，以村庄姓氏分布为切入点，系统考察了农村宗族网络对农民主观福利的影响及其作用机制。研究结果表明，第一，宗族网络有助于缓解农村居民的抑郁程度以及提高村民的自评健康水平，在运用工具变量进行2SLS估计克服内生性以及调整估计样本后，所得结果依然稳健。第二，宗族网络对农村居民主观福利的影响并不存在显著的群体异质性，但存在宗族结构和宗族规模差异。在宗族结构差异上，宗族网络的主观福利改善效应随着大姓数增加而边际递减；在宗族规模上，村庄第一大姓家户占比在50%以下时，村庄居民总体福利水平并不明显提高，而当该姓氏家族占比超过50%后，宗族网络对村庄居民整体主观福利水平有正面影响；这些关于宗族结构与规模的分析结果显示了村庄宗族异质性的增加将导致农村居民整体福利的损失，尤其是对于宗族结构单一稳定的村庄。本文关于村庄地界调整与人口流动的样本调整估计结果进一步验证了这一结论。第三，宗族网络主要通过“代际团结”和“族内团结”两条途径对农村居民主观福利产生影响，并且同时表现在经济支持与情感支持维度。一方面，村庄有大姓的农村中老年人获得子女代际经济支持的概率和水平更高，同时子女给予了父母更多的情感支持。另一方面，有大姓村庄的农村居民获得亲戚经济支持的概率和水平更高，且亲友交往也更加频繁。
以上结论验证了前文提出的3个假说，基于结论，本文所得的政策启示是：首先，需要避免激进和盲目地推进城镇化。近年来，在城镇化发展和新农村建设的过程中，中国农村地区的村庄撤并现象十分普遍，虽然这有助于提高行政与经济效率，但也可能破坏村庄原先稳定的宗族结构与秩序、弱化宗族网络，从而不利于村庄居民的整体福利。政策制定者在考虑空间与物质层面城镇化的同时，更应关注“人的城镇化”，尊重农民的意愿，而非强制农民“上楼”（王春光，2013）［27］。其次，需要在乡村振兴战略部署下增加乡村的“人气”。一方面，有必要培育发展乡村特色产业，吸引村庄外出青壮年劳动力返乡创业，在实现农村产业兴旺的同时促进宗族团结；另一方面，有必要提高农村公共文化服务的供给水平，广泛开展文化活动，从而增进不同宗族的农村居民之间的信任感、促进村民间的经济与情感联系。最后，需要继续完善农村社会保障体系，提高农村养老服务水平。农村社会保障需要成为家庭与族内经济与情感支持的重要补充，同时应向社会经济弱势的家庭进行倾斜，以此减轻城镇化背景下农村宗族网络弱化可能带来的负面影响。
限于数据，本文也存在一些不足之处。第一，村庄姓氏分布虽能代表宗族网络结构和规模，但并不能直接体现农村宗族网络的强度，即族内成员的实际交流协作水平，而这也是农村居民主观福利的重要决定因素，同时村庄大姓也有可能不完全代表同一宗族；第二，尽管农村老龄化日趋明显，但以农村中老年人作为研究对象仍不能代表所有农村居民，因此本研究的结论适用性能否拓展至全体农民还需未来研究进一步讨论与检验；第三，本文的影响机制讨论与检验主要也农村针对中老年人群体，因而可能并不完善，但家庭团结和族内团结两条途径的思路或许仍可适用于青年群体，例如，宗族网络可能对族内成员的教育程度和就业质量产生影响。因此，进一步从农村宗族网络与农民福利的关系来理解和思考城乡发展过程中可能存在的问题及对策也是未来的一个研究方向。
参考文献：
References：
［1］ 崔红志. 农村老年人主观幸福感影响因素分析——基于全国8省(区)农户问卷调查数据［J］.中国农村经济, 2015, 4：72-80.Cui H Z. Analysis on Influencing Factors of Subjective Well-being of the Rural Elderly：Evidence from a Questionnaire Survey of Farmers in 8 Provinces［J］. China Rural Economy, 2015, 4：72-80.
［2］ 贺雪峰. 论半熟人社会——理解村委会选举的一个视角［J］. 政治学研究, 2000, 3：61-69.He X F. An Analysis on Semi-acquaintance Society： A Perspective of Understanding Village Committee Election［J］. Journal of Political Science, 2000, 3：61-69.
［3］ Easterlin, R. A. Does Economic Growth Improve the Human Lot? Some Empirical Evidence［M］. Nations and Households in Economic Growth. New York： Academic Press, 1974： 89-125.
［4］ 王艳萍. 幸福经济学研究新进展［J］. 经济学动态. 2017, 10： 128-144.Wang Y P. New Progress in the Study of Happiness Economics［J］. Economics Information, 2017, 10： 128-144.
［5］ 郭云南, 姚洋, Foltz Jeremy. 宗族网络与村庄收入分配［J］. 管理世界. 2014, 1： 73-89.Guo Y N, Yao Y, Foltz, J. The Lineage Networks and the Income Distribution in Villages［J］.Management World, 2014, 1： 73-89.
［6］ 费孝通. 乡土中国 生育制度［M］. 北京：北京大学出版社, 1998.Fei X T. Rural China and Fertility System［M］. Beijing： Peking University Press, 1998.
［7］ 高名姿,张雷,陈东平. 差序治理、熟人社会与农地确权矛盾化解——基于江苏省695份调查问卷和典型案例的分析［J］. 中国农村观察. 2015, 6： 60-69.Gao M Z, Zhang L, Chen D P. Differential Order Governance, Acquaintance Society and Solve Disputes’ of Rural Collective Land Registration： Based on 695 Questionnaires and Typical Cases from Jiangsu Province［J］. China Rural Survey, 2015, 6： 60-69.
［8］ 陈斌开,陈思宇. 流动的社会资本——传统宗族文化是否影响移民就业?［J］. 经济研究.2018, 3： 35-49.Chen B K, Chen S Y. Flowing Social Capital： Can Traditional Clan Culture Affect Migrants’ Employment in Modern Society［J］. Economic Research, 2018, 3： 35-49.
［9］ 孙秀林. 华南的村治与宗族——一个功能主义的分析路径［J］. 社会学研究. 2011, 1： 133-166.Sun X L. Village Governance and Kinship in South China： A Functionalism Analysis［J］.Sociological Studies, 2011, 1： 133-166.
［10］ Peng, Y. Kinship Networks and Entrepreneurs in China’s Transitional Economy［J］.American Journal of Sociology, 2004, 109(5)：1045-1074.
［11］ Kinnan, C., Mit, R. M. T. Kinship and Financial Networks, Formal Financial Access and Risk Reduction［J］. American Economic Review, 2011, 102(3)：289-293.
［12］ 伍骏骞,齐秀琳,范丹,李谷成. 宗族网络与农村土地经营权流转［J］. 农业技术经济.2016, 7： 29-38.Wu J Q, Qi X L, Fan D, Li G C. Clan Network and Transfer of Rural Land Management Rights［J］. Journal of Agrotechnical Economics, 2016, 7： 29-38.
［13］ 郭云南,姚洋,Foltz Jeremy. 宗族网络、农村金融与平滑消费：来自中国11省77村的经验［J］. 中国农村观察. 2012, 1： 32-45.Guo Y N, Yao Y, Foltz, J. Clan Networks, Rural Finance and Consumption Smoothing：Empirical Evidence from 77 Villages in 11 Provinces in China［J］. China Rural Survey,2012, 1： 32-45.
［14］ 阮荣平,郑风田. 市场化进程中的宗族网络与乡村企业［J］. 经济学(季刊). 2013, 1： 331-356.Ruan R P, Zheng F T. Kin Networks and Rural Enterprises in the Process of Market Liberation［J］. China Economic Quarterly, 2013, 1： 331-356.
［15］ 李树,陈刚. “关系”能否带来幸福?——来自中国农村的经验证据［J］. 中国农村经济.2012, 8： 66-78.Li S, Chen G. Can Relationships Bring Happiness? Empirical Evidence from Rural China［J］. China Rural Economy, 2012, 8： 66-78.
［16］ 李平,朱国军. 社会资本、身份特征与居民幸福感——基于中国居民社会网络变迁的视角［J］.经济评论. 2014, 6： 113-125.Li P, Zhu G J. Social Capital, Identities and Well-being： A Perspective of Chinese Residents’ Social Networks Transition［J］. Economic Review, 2014, 6：72-80.
［17］ 职嘉男,陈前恒. 姓氏与幸福［J］. 世界经济文汇. 2018, 1： 104-120.Zhi J N, Chen Q H. Clan and Happiness［J］. World Economic Papers, 2018, 1： 104-120.
［18］ Putnam, R. D. The Prosperous Community［J］. The American Prospect. 1993, 4(13)：35-42.
［19］ 狄金华,季子力,钟涨宝. 村落视野下的农民机构养老意愿研究——基于鄂、川、赣三省抽样调查的实证分析［J］. 南方人口. 2014, 1： 69-80.Di J H, Ji Z L, Zhong Z B. Study on Farmers’ Institutional Pension Willingness from the Perspective of Villages： Based on the Empirical Analysis of Sampling Surveys in Hubei,Sichuan and Jiangxi Provinces［J］. South China Population, 2014, 1： 69-80.
［20］ 范辰辰,李文. 新农保、宗族网络与农村家庭代际转移［J］. 北京社会科学. 2015, 1： 18-25.Fan C C, Li W. New Rural Pension System, Lineage Networks and Households’Intergenerational Transfers in Rural China［J］. Beijing Social Sciences, 2015, 1： 18-25.
［21］ Feedman, B. M. Lineage Organization in Southeastern China by Maurice Freedman［M］.Oxford： Oxford University Press, 2004.
［22］ 秦勃. 村民自治、宗族博弈与村庄选举困局——一个湘南村庄选举失败的实践逻辑［J］.中国农村观察. 2010, 6： 86-94.Qin B. Village Autonomy, Game between Clans and Village Election Dilemma： A Practical Logic of Village Election Failure in a Southern Hunan Village［J］. China Rural Survey,2010, 6： 86-94.
［23］ 王萍,王静,连亚伟,李逸明. 几辈同堂更幸福? 农村老年人家庭结构变动后果分析［J］.人口研究. 2018, 4： 51-65.Wang P, Wang J, Lian Y W, Li Y M. How Many Generations Living together Makes Rural Elderly Happier? The Analysis of the Consequences of Household Composition Change［J］. Population Research, 2018, 4： 51-65.
［24］ 张川川,John Giles,赵耀辉. 新型农村社会养老保险政策效果评估——收入、贫困、消费、主观福利和劳动供给［J］. 经济学(季刊). 2015, 1： 203-230.Zhang C C, Giles, J., Zhao Y H. Policy Evaluation of China’s New Rural Pension Program： Income, Poverty, Expenditure, Subjective Well-being and Labor Supply［J］.China Economic Quarterly, 2015, 1： 203-230.
［25］ Andresen, E. M., Malmgren, J. A., Carter, W. B., Patrick, D. L. Screening for Depression in Well Older Adults： Evaluation of a Short Form of the CES-D ［J］. American Journal of Preventive Medicine, 1994, 10(2)：77-84.
［26］ Ferrer-i-carbonell, A., Frijters, P. How Important is Methodology for the Estimates of the Determinants of Happiness?［J］. Economic Journal, 2010, 114(497)：641-659.
［27］ 王春光. 城市化中的“撤并村庄”与行政社会的实践逻辑［J］. 社会学研究, 2013, 3：15-28.Wang C G. “The Withdraw of Villages” during Urbanization and the Practical Logic of the “Administrative Polity”［J］. Sociological Studies, 2013, 3：15-28.
Rural Clan Network and Farmers’ Subjective Well-being under the Process of Urbanization
ZHENG Xiao-dong, XU Ya-qi, PENG Zi-you, FANG Xiang-ming
Abstract：Using the data from China Health and Retirement Longitudinal Study (CHARLS) in 2011 and 2013, this paper discusses and examines the association between rural clan network and farmers’ subjective well-being and its internal mechanism. The fi ndings are as follows: First,clan network helps to improve the subjective well-being of rural residents at both mental and physical health levels, and the results are still robust after applying various strategies to overcome possible endogenous problems. Second, the positive effect of clan network on subjective well-being decreases with the expansion of the clan structure differences in the village. For villages with single and stable clan structure, the increase of village clan heterogeneity will lead to a decline of the overall subjective well-being of rural residents. Third,the channels of clan network’ effect on promoting the subjective well-being of rural residents mainly through the “inter-generational solidarity” and “intra-clan solidarity”. This kind of “strong ties” is tied by blood, which is more cohesive than the ordinary social network, and has closer emotional connection between clan network members. Based on the conclusions, this paper discusses the possible negative effects of the large-scale withdraw and transformation of villages in recent years, and provides policy implications for optimizing urban and rural development.
Key words：urbanization; clan network; subjective well-being; withdraw of villages
doi：10.3773/j.issn.1006-4885.2019.05.034
中图分类号：F323.89
文献标识码：A
文章编号：1002-9753（2019）05-0034-21
基金项目：国家社会科学基金（项目编号：17BRK018）。
作者简介：
郑晓冬（1991-），浙江杭州人，浙江工商大学经济学院讲师，研究方向：健康经济与农业经济。
徐雅琪（1997-），江苏扬州人，中国农业大学经济管理学院本科生，研究方向：国际经济与贸易。
初中阶段涉及的函数有一次函数、二次函数、正比例函数、反比例函数等，数学教师在教学过程中可以将初中阶段所涉及不同函数的概念、解析式、图像、性质等方面进行对比讲解，学生在学习时，可以更好的区分不同函数的相同点和不同点。教师将相关函数知识联系起来进行教学，可以更好的加深学生的记忆，有助于学生更好的掌握不同函数的相关知识，提高教学效率。
彭子又（1996-），湖北武汉人，中国农业大学经济管理学院本科生，研究方向：国际经济与贸易。
方向明（1971-），浙江义乌人，中国农业大学经济管理学院教授，研究方向：健康经济与农业经济。
（本文责编：小 木）
标签：宗族论文; 村庄论文; 大姓论文; 福利论文; 主观论文; 社会科学总论论文; 社会学论文; 社会结构和社会关系论文; 《科学决策》2019年第5期论文; 国家社会科学基金(项目编号:17BRK018)论文; 浙江工商大学经济学院论文; 中国农业大学经济管理学院论文;