文章信息
财经研究 2017年43卷第10期 |
- 燕红忠, 卫辛.
- Yan Hongzhong, Wei Xin.
- 晚清捐官、政治取向与辛亥革命
- The sale of offices, political values and the revolution of 1911
- 财经研究, 2017, 43(10): 122-133
- Journal of Finance and Economics, 2017, 43(10): 122-133.
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文章历史
- 收稿日期:2017-04-11
2017第43卷第10期
一、引言
辛亥革命是中国历史上政治制度变革的重要转折点,它在政治体制上结束了中国沿袭两千多年的封建专制,建立了资产阶级共和国。从革命的参与阶层来看,辛亥革命改变了以往农民武装反抗及不同封建利益集团的斗争局面,出现了以资产阶级、新兴知识分子等为代表的新兴社会力量,他们宣传民主共和思想,反对封建帝制,为清政府的瓦解和政治的转型奠定了重要的政治基础和准备。
关于清末民初时期的政治转型一直是学术界关注的焦点,但由于研究视角与研究方法的差异,现有研究对辛亥革命和清朝灭亡的原因仍然存在多种不同的解释。具体而言,主要集中在以下几种假说:(1) 新兴革命团体的推动。一些学者认为尽管清末十年没有特别明显的苛政行为,却仍然导致清朝灭亡与革命爆发,是因为晚清中西方文化、经济的碰撞,促使了中国新兴革命团体的出现,以及权势结构发生前所未有的巨变(吴玉章,1961;章开沅和林增平,1980;罗志田,2012)。(2) 科举废除的影响。科举制度的废除,中断了士人读书做官的传统发展途径,使得儒学经典教育的地位开始动摇,人们纷纷转而从商从军,加速了革命的爆发(沈渭滨,2011;Bai和Jia,2016)。(3) 近代新式教育奠定的思想基础。新式学堂的建立不仅为西方科学文化的传播提供了重要媒介,而且培养了大批具有忧患意识的新式知识分子,他们上书请愿,游行示威,兴办报刊,直接参与了近代革命的宣传与斗争(桑兵,1955;张静等,2011)。(4) 清政府的腐败与社会各阶层的反抗。在晚清新政背景下,政府增捐加税和横征暴敛的行为促使不同阶层揭竿而起,先后响应革命,最终推翻了腐朽的清政府(戴鞍钢,2011;金冲及,2011)。
社会变革是各种纷繁复杂因素共同作用的结果,那么究竟什么因素才是推动清朝政治体制发生变革的重要力量?各因素之间是相互孤立,还是相互影响?为了进一步丰富现有研究成果,从更深层次对辛亥革命的影响因素和制度变动进行梳理,本文以晚清捐纳为切入点,提出引发辛亥革命的新假说,同时也对各类影响因素和主要竞争性假说进行实证检验。捐官作为晚清个人提升社会阶层的重要途径,促使了近代新兴官僚阶层的发展,以及地方精英参与政治治理。作为新兴社会阶层的中坚力量,新兴官僚阶层和地方精英推动了辛亥革命的爆发。本文为理解中国传统社会精英群体的转变,以及其政治取向与政治制度间的关联变动提供了重要的实证依据。
二、历史背景
(一) 新兴官僚阶层
随着近代民族危机的加重和封建专制的瓦解,中国传统的社会经济形态与阶层构成发生了巨大变化,涌现出资产阶级、工人阶级、新型知识分子等各类近代新兴的社会力量。然而,由于经济实力有限、组织松散、政治文化素质低下和资本原始积累不充分,并不是所有的新兴社会力量都能够对晚清政治变革发挥决定性的作用。如若遇到金融危机、国外势力干预等情况,许多社会力量就显现出很强的软弱性和依赖性。在这样的背景下,新兴官僚阶层不仅熟悉与热衷于洋务,有着极强的救亡图存的民族责任感,能够在革命与光复运动中担任领导决策的关键角色,而且与地方社会精英相结合则直接推动了晚清权力格局的变化。之所以将这一批人称为新兴官僚阶层,是因为与传统官僚相比,他们大多具有商业背景,属于近代新生的社会力量,而且由于受到西方文化的影响,他们逐渐意识到传统的封建儒学教育已经无力扭转政府在政治、经济、技术发展上的劣势。他们或从开始读书时就接受西方新式教育,并致力于传播西学;或热衷于洋务,投身变革。最为重要的一点是,这些“新派”人士的理念与传统的封建顽固派既得利益者有着显著的差异。
首先,近代新兴官僚阶层不仅积极参加光复会等革命团体,而且结交各地方会党和政治精英,深入清政府统治内部,掌握军权,直接参与了近代革命起义的斗争运动,加速了清政府的解体。其次,新兴官僚阶层与近代西方文化的传播、文化制度的引进以及新式学堂的发展关系密切。在政府有关部门的支持下,新兴官僚阶层积极参与教育文化体制的改革,资助创办新式学堂,发展新学。军事学校培养的新型官员为军队建设输送了大量具有近代军事技能的军官与士兵;职业学校培养的技能人才为自然科学的推广和工商实业的发展奠定了重要的人才储备。最后,晚清新兴官僚阶层也推动了民主政治制度的建设。民国时期的许多高级官员都是从晚清新兴官僚阶层转化而来的。这不仅是因为晚清的新兴官僚阶层大多熟悉洋务,代表了这一时期最为先进的生产力,而且更重要的是因为他们大多曾不同程度地参与近代革命运动,为近代社会政治变革做出了重要贡献。
(二) 捐官制度与官员政治取向
随着捐纳制度在清政府官僚体制中的渗透,通过捐官来实现自己的政治抱负,成为晚清十分普遍的现象。虽然传统社会中个人提升社会流动性的渠道多样,不仅有科举考试、政治荫庇,捐纳选拔也是朝廷重要的选官方式。但是,由于荫庇是针对特殊群体的,并不具有普遍性。科举虽然没有明显的门槛,但是录取难度越来越高,据统计,明初乡试举人的录取率为6%,嘉靖以后下降到4%,清代进一步下降到1%-2%之间(巫仁恕,1999)。在这样的背景下,捐纳对于个人提升社会地位的作用越来越凸显,作为报捐者社会身份地位上升的“快车道”,也因此成为近代新兴官僚阶层崛起、官僚与地方精英团体互动、革命势力扩张的重要方式。根据光绪年间官员的档案数据统计,在4 498个历史人物信息中,具有捐纳经历的官员人数达到2 674人,占到了总数的59.45%(燕红忠和卫辛,2016)。晚清时期,报捐者的动机虽然是为满足个人社会身份荣誉或经济的需求,但是却推动了近代新兴官僚阶层力量的兴起和壮大。在清政府和外国资本的双重夹缝中,他们更渴望参与政治以维护自身的权利,支持民众反抗,参与革命团体。这些都为近代革命提供了重要的思想基础和准备。表 1列举了部分有捐纳经历的官员在辛亥革命和政治变革中所发挥的重要作用。
姓名 | 籍贯 | 捐纳名目 | 辛亥革命前后主要活动 |
沈秉堃 | 湖南省善化县 | 县丞、知县 | 1910年10月任广西巡抚,辛亥革命爆发后,宣布广西独立。此后,其先后担任南京留守府高等顾问和国民捐督办等职务 |
孙道仁 | 湖南省慈利县 | 员外郎、同知 | 辛亥革命爆发后,援助福州革命部队发动武装起义,先后担任新军第10镇统制、福建都督、北洋政府总统府高等顾问 |
徐锡麟 | 浙江省山阴县 | 太常寺典簿 | 1904年加入光复会,此后积极参加反清革命,筹备安庆起义,后英勇就义 |
唐绍仪 | 广东省香山县 | 县丞 | 支持民主共和,后加入同盟会,担任中华民国首任内阁总理,国民党政府官员 |
孙宝琦 | 浙江省钱塘县 | 候选道员 | 辛亥革命爆发后,孙宝琦(时任巡抚)顺应民意,宣布山东独立 |
伍廷芳 | 广东省新会县 | 道员 | 辛亥革命爆发后,在上海宣布支持共和;上海光复后,出任临时外交代表,代表共和利益,与外国人谈判。随后,分别出任南京临时政府司法总长等职 |
资料来源:《光复会史稿》(谢一彪,2009)、《清末民初政治研究》(李云峰和刘东杜,2008)、《地方督抚与清末新政:晚清权力格局再研究》(李细珠,2012)。 |
为了衡量捐官对近代政治变革的影响,本文分别以官员的任职地和籍贯地为基准进行考察。官员在其任职地的治理能力、政治意识和取向无疑会直接影响其对革命的响应。虽然清代官员任职有地区回避制度,但官员赴外地任职,其父母、亲戚、家族成员并不会随迁;而且一旦入仕为官,其将成为当地的社会名人,并与当地士绅群体、家族产生持久的互动关系。如上表中的徐锡麟,其父亲徐凤鸣就是当地有声望的士绅,而其本人也是家乡光复会的主要领导人。光绪三十三年(1907年),徐锡麟与秋瑾共同筹备在其任职地安徽和籍贯地浙江同时举行反清武装起义,后失败被捕就义。唐绍仪加入同盟会也得益于与孙中山、伍廷芳等人的同乡关系。而在清末四川保路运动中,当地民众对朝廷的诉求也都是通过四川籍京官团体代为沟通和表达的。因此,官员对其籍贯地精英群体的政治取向也会产生重要影响。
三、模型设定与数据来源
为准确度量晚清捐官对近代政治变革的影响,我们以辛亥革命的爆发为切入点,设定实证模型如下:
$ {\rm{Pr(}}\mathit{xinha}{\mathit{i}_\mathit{i}}{\rm{ = 1) = \Phi (}}\mathit{\alpha }{\rm{ + }}\mathit{\beta juann}{\mathit{a}_\mathit{i}}{\rm{ + }}\mathit{X'r}{\rm{ + }}{\mathit{\delta }_\mathit{i}}{\rm{ + }}{\mathit{\varepsilon }_\mathit{i}} $ | (1) |
其中,被解释变量xinhaii为i府在武昌起义后的响应情况,如若响应则为1,否则为0,数据来源于王兴科(2011) 的《辛亥革命历史地图集》。核心解释变量juannai为i府的捐纳程度,本文利用官员任职地和籍贯地捐纳人数的自然对数分别进行估计,如若任职地为省级官员,我们则默认对该省每一个府都有影响,因此任职地的人数统计会多于籍贯地。数据来源于第一历史档案馆收藏的《清代官员履历档案全编》(秦国经,1997),以光绪和宣统年间5 194个官员的档案资料为样本。X′为除捐纳因素以外的一系列可能影响辛亥革命爆发的控制变量。δi为省级固定效应,α、β和r为待估系数,ε为随机扰动项。
模型的控制变量包括一系列可能影响辛亥革命爆发的经济和地理因素:(1) 影响革命爆发的经济因素具体包括是否为通商口岸(是=1) 以及人口密度。如果一个地区是通商口岸或者人口稠密区,则该地区物质文化和人力资本的发展越好,为革命爆发奠定了更好的思想基础和物质准备。通商口岸的数据来自严中平(1955) 的《中国近代经济史统计资料选辑》,人口密度的数据来自曹树基(2001) 的《中国人口史》。(2) 庚子赔款数量代表了地区的财政压力,数据来源于王树槐(1974) 的《庚子赔款》。(3) 由于一个地区的政治程度不仅影响了该地区的经济发展水平,而且也是社会治安是否稳定的重要指标。本文控制了代表清代各地区人口、赋税、交通、行政业务差异的指标,即“冲、繁、疲、难”(简称冲繁疲难)。以上4个要素中,有1个则赋值为1,有2个则赋值为2,依此类推,有4个则赋值为4。该项数据来源于赵尔巽(1998) 的《清史稿·地理志》。(4) 本文还控制了该地区是否为太平天国战争区的虚拟变量,因为这场战争是影响晚清政治制度转变和政府财政体系的最大规模农民起义,波及南方大部分地区。数据来源于张海鹏(1984) 的《中国近代史稿地图集》和华强(1991) 的《太平天国地理志》。表 2给出了主要变量的统计描述。
变量名称 | 观测值 | 均值 | 方差 | 最小值 | 最大值 |
是否辛亥革命(是=1) | 262 | 0.61 | 0.49 | 0 | 1 |
捐纳人数(任职地) | 262 | 45.29 | 36.35 | 12 | 147 |
捐纳人数(籍贯地) | 262 | 8.05 | 17.21 | 0 | 163 |
1880年人口密度 | 262 | 114.14 | 105.91 | 1.4 | 727.6 |
冲繁疲难 | 262 | 2.44 | 0.95 | 1 | 4 |
是否通商口岸(是=1) | 262 | 0.14 | 0.34 | 0 | 1 |
是否沿海城市(是=1) | 262 | 0.17 | 0.38 | 0 | 1 |
庚子赔款数量(万两) | 262 | 97.10 | 73.50 | 3 | 250 |
是否太平天国战争区(是=1) | 262 | 0.39 | 0.49 | 0 | 1 |
民变数量(1902-1911年) | 262 | 4.71 | 9.00 | 0 | 87 |
全部团体数量(1905-1911年) | 262 | 0.26 | 0.57 | 0 | 2 |
四、捐纳对辛亥革命影响的实证分析
(一) 基准回归结果
1.以官员任职地为基准的考察。官员对任职地的管辖和影响能力,往往会随着其任职地区和职位的变更而发生变化。根据官员履历档案的统计,光绪和宣统时期的官员,平均在一地任职的时间大概为3年,甚至一些官员刚刚被任命不到半年,就由于各种原因被改派到其他地区。在这样的背景之下,我们分别对1900年至清朝灭亡前,不同时间段被任命官员对辛亥革命的影响进行估计。表 3的回归结果发现,1906年之后被任命的捐纳官员对辛亥革命的响应有着较强的促进作用,捐纳程度每增加1%,辛亥革命的响应概率会增加3.05%;①相反,1906年之前被任命的捐纳官员的影响并不显著。其原因在于:一方面,如上所述,由于清代官员调动、升迁频繁,越接近革命爆发的时间,官员在当地的影响力就越大;另一方面,随着1905年后立宪新政的逐步实施,早期拥护清政府的官员出现了动摇。
是否辛亥响应(是=1) | ||||
1900-1911年 | 1900-1905年 | 1906-1911年 | ||
(1) | (2) | (3) | (4) | |
捐纳人数(log) | 18.506***(7.765) | 12.485(8.204) | 0.661(5.376) | 13.019**(5.360) |
1880年人口密度(log) | 0.082(0.264) | 0.124(0.262) | 0.126(0.265) | |
是否为通商口岸 | 1.098***(0.352) | 1.124***(0.354) | 1.086***(0.360) | |
庚子赔款数量(log) | 92.860(58.951) | 9.412(48.831) | 87.687**(35.053) | |
是否太平天国发生地 | 0.264(0.285) | 0.293(0.283) | 0.303(0.293) | |
冲繁疲难(1-4) | 0.144(0.104) | 0.062(0.038) | 0.108(0.105) | |
是否沿海城市 | 0.151(0.355) | 0.192(0.351) | 0.164(0.358) | |
省级固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
观测值 | 262 | 262 | 262 | 262 |
(p-value) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) |
Pseudo R2 | 0.187 | 0.233 | 0.226 | 0.245 |
注:括号中的数值为对应的标准差;* * *、* *和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。以下各表同。 |
① 根据估计的Probit方程参数,当捐纳程度增加1%,革命响应会增加0.0203个百分点。给定原响应概率为0.6636,这一变化相当于原响应概率的3.05%。下面关于边际影响的计算过程相同。
2.以籍贯地为基准的估计。表 4以官员的籍贯地为基础,分析捐纳因素对官员籍贯地辛亥革命爆发的影响。列(1) 给出了以捐纳人数的自然对数为解释变量,并且不添加任何控制变量的回归结果。结果表明,如若捐纳人数增加1%,则该地区响应辛亥革命的概率会增加0.25%。由于经济发展水平对地区的政治环境稳定有着较强的正向影响,因此列(2) 进一步控制了初始人口密度以及是否通商口岸的影响,结果表明,捐纳对于辛亥革命的促进作用依旧显著,并且系数大小与列(1) 相比变化不大。此后,列(3) 与列(4) 分别控制了影响革命爆发的财政压力、地理位置等各项因素,回归结果依旧稳健。
是否辛亥响应(是=1) | ||||
(1) | (2) | (3) | (4) | |
捐纳人数(log) | 0.763***(0.165) | 0.746***(0.189) | 0.789***(0.177) | 1.077***(0.248) |
1880年人口密度(log) | -0.132(0.199) | -0.137(0.275) | ||
是否为通商口岸 | 0.929***(0311) | 1.060***(0.392) | ||
庚子赔款数量(log) | 0.067(0.156) | -1.484(5.440) | ||
是否太平天国发生地 | -0.115(0.180) | 0.300(0.297) | ||
冲繁疲难(1-4) | 0.060(0.109) | |||
是否沿海城市 | 0.117(0.375) | |||
省级固定效应 | 控制 | |||
观测值 | 262 | 262 | 262 | 262 |
(p-value) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) |
Pseudo R2 | 0.067 | 0.097 | 0.069 | 0.287 |
3.任职地捐纳与籍贯地捐纳的关系。从相关性来看,任职地捐纳官员和籍贯地捐纳官员之间的相关系数仅为0.28,这表明两个变量之间具有较高的独立性。但由于一个地区任职官员和籍贯官员的捐纳程度通过不同机制都会对辛亥革命的爆发产生影响,那么这两种机制之间具有怎样的相互关系?两个群体的官员之间是否存在相互影响呢?表 5的回归结果表明,如果同时考察这两种机制,无论是从显著性还是边际影响强度来看,籍贯地捐纳程度对辛亥革命的影响作用都非常稳健。也就是说,如果控制了任职地的捐纳程度,籍贯地捐纳程度每增加1%,该地区响应辛亥革命的概率仍然会增加0.2%。相反,任职地官员捐纳程度的影响强度和显著性方面则出现了较大下降。这说明对于一个地区的革命响应而言,地方社会精英群体可能更具有决定性作用,他们不仅与在外任职的(本籍)官员存在互动关系,而且也通过与本地官员的互动促进了其对革命的响应。清末,随着地方自治程度的增强,一个地区官员群体的政治取向在很大程度上也深受地方精英阶层的影响。也就是说,相对于籍贯地捐纳官员而言,任职地官员的捐纳程度对于辛亥革命响应的影响并非一个完全独立的机制。而地方精英阶层则与本籍官员、本地任职官员都存在广泛的联络和互动关系。
是否辛亥响应(是=1) | ||||
(1) | (2) | (3) | (4) | |
籍贯地捐纳人数(log) | 1.056***(0.256) | 1.104***(0.251) | 1.044***(0.237) | 1.000***(0.253) |
1900-1911年 任职地捐纳人数(log) |
2.881(9.043) | |||
1900-1905年 任职地捐纳人数(log) |
-4.126(5.804) | |||
1906-1911年 任职地捐纳人数(log) |
9.372*(5.322) | 8.518(5.529) | ||
1880年人口密度(log) | -0.141(0.275) | -0.142(0.275) | -0.112(0.277) | |
是否为通商口岸 | 1.057***(0.382) | 1.105***(0.392) | 1.044***(0.388) | |
庚子赔款数量(log) | 19.246(65.276) | -38.910(52.941) | 58.876(36.336) | |
是否太平天国发生地 | 0.292(0.298) | 0.311(0.299) | 0.305(0.304) | |
冲繁疲难(1-4) | 0.058(0.109) | 0.068(0.109) | 0.031(0.111) | |
是否沿海城市 | 0.107(0.376) | 0.127(0.377) | 0.106(0.379) | |
省级固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
观测值 | 262 | 262 | 262 | 262 |
(p-value) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) |
Pseudo R2 | 0.287 | 0.288 | 0.265 | 0.294 |
(二) 稳健性检验
上述估计表明捐纳是促进辛亥革命爆发的重要因素,但是清代个人提升阶层流动性或者入仕的途径,并不只有捐纳一种,科举和荫赐也是重要的渠道,那么其他方式也会促进革命的爆发吗?如果考虑了其他选官途径后,捐纳对辛亥革命响应的影响依然显著,那么到底是哪种类型的捐纳起着重要的作用?为了解答上述问题,我们利用官员籍贯地的数据对上述估计结果进行进一步的拓展。①
① 由于对任职地和籍贯地官员的估计结果类似,而且籍贯地官员捐纳程度对革命响应的影响更为稳定,因此限于篇幅,我们对任职地的情况不再展开讨论。
1.选官途径对辛亥革命响应的影响。由于清代个人提升阶层流动性或者入仕的方式,除了捐纳,科举和荫赐也是重要的途径。Bai和Jia(2016) 的研究发现,科举废除后,由于接受儒学教育的考生失去了参与考试选拔的机会,降低了社会流动性,因此激发了平民阶层参与革命的意愿。为了从更深层次理解不同选官途径对革命响应的影响,表 6对不同类型的入仕渠道分别进行估计。回归结果显示,即使我们考虑和控制了其他两种选官方式(科举和荫赐),捐纳制度对辛亥革命响应的促进作用依旧显著。同时,我们还发现,无论是考取了进士和举人,还是天生即享受荫赐,都不会直接推动其所在地区响应辛亥革命。由于捐纳与科举和荫赐具有交织性,因此科举和荫赐可能是通过捐纳途径来间接影响革命的。
是否辛亥响应(是=1) | ||||
(1) | (2) | (3) | (4) | |
捐纳人数(log) | 0.763***(0.165) | 0.639*(0.353) | 0.736*(0.381) | 1.091**(0.514) |
进士人数(log) | 0.125(0.374) | 0.108(0.375) | 0.587(0.519) | |
举人人数(log) | 0.113(0.483) | 0.101(0.483) | -0.351(0.597) | |
荫生人数(log) | -0.375(0.548) | -0.589(0.688) | ||
庚子赔款数量(log) | 0.080(5.623) | |||
冲繁疲难(1-4) | 0.037(0.110) | |||
是否为通商口岸 | 1.059***(0.385) | |||
是否太平天国发生地 | 0.352(0.305) | |||
是否沿海城市 | 0.100(0.377) | |||
省级固定效应 | 控制 | |||
观测值 | 262 | 262 | 262 | 262 |
(p-value) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) |
Pseudo R2 | 0.067 | 0.068 | 0.069 | 0.294 |
与其他入仕途径相比,捐纳程度越高的地区之所以对辛亥革命的响应更加强烈,是因为捐纳制度本身体现了一个地区社会经济的发展诉求。这些通晓西学和热衷于洋务的新兴阶层不仅渴望通过参政议政的方式来保护自己企业的正常发展,而且比学习儒家经典的八股考生更容易接受革命的理念,更愿意参与革命斗争。荫赐出身的官员,本身就受到封建制度利益的庇佑,因此他们没有动力去推翻清政府统治。与此同时,在科举录取难度逐渐增加的晚清时期,能够考中进士并入仕为官的人员,本身可能就是封建势力和新兴官僚阶层的交叉产物,因此他们响应辛亥革命的动机十分复杂,需要结合个人的具体情况进行分析。
2.捐纳名目对辛亥革命响应的影响。由于捐纳制度的多样性,为了更进一步地探究影响革命响应的重要因素,表 7将捐纳分解为实职性捐纳与虚衔性捐纳两类进行估计。列(1) 的回归结果显示,一个地区捐纳实职程度越严重,越有可能爆发辛亥革命。列(2) 是以捐纳虚衔人数为核心解释变量,回归系数仍然显著。但是,当列(3) 同时控制了捐纳实职和虚衔的人数时,捐纳虚衔的估计系数则不再显著,因此真正促使一个地方革命响应的关键因素是捐纳实职。列(4) 控制了更多可能影响革命响应的地理和经济因素,回归结果依然表明捐纳实职对辛亥革命响应具有正向的促进作用。之所以报捐实职的行为比荣誉性捐纳的影响更为显著,可能是因为捐实职是获取行政权力的重要前提,也是提升个人影响力的重要保障。与虚衔相比,实职捐纳与政治变革的关系更为密切。当然,由于清代报捐人数众多,而本文选取的样本仅为已经入仕的正式官员,这可能会低估报捐虚衔的影响。
是否辛亥响应(是=1) | ||||
(1) | (2) | (3) | (4) | |
捐纳实职人数(log) | 0.769***(0.174) | 0.620**(0.276) | 0.889**(0.357) | |
捐纳虚衔人数(log) | 1.152***(0.301) | 0.327(0.476) | 0.290(0.577) | |
1880年人口密度(log) | -0.063(0.271) | |||
庚子赔款数量(log) | -1.843(5.450) | |||
冲繁疲难(1-4) | 0.085(0.107) | |||
是否为通商口岸 | 1.004***(0.378) | |||
是否太平天国发生地 | 0.296(0.294) | |||
是否沿海城市 | 0.141(0.371) | |||
省级固定效应 | 控制 | |||
观测值 | 262 | 262 | 262 | 262 |
(p-value) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) |
Pseudo R2 | 0.061 | 0.048 | 0.062 | 0.289 |
五、捐纳对辛亥革命影响的机制分析
上述估计结果表明捐纳程度对辛亥革命爆发具有显著的正向影响,然而,影响辛亥革命爆发的因素十分复杂,那么捐纳是通过什么机制促使辛亥革命爆发的呢?
(一) 捐纳和革命团体
由于近代新兴团体的出现是推动辛亥革命爆发的重要因素(吴玉章,1961;章开沅和林增平,1980),为了识别捐纳如何通过革命团体影响辛亥革命的爆发,这里将方程(1) 分解为两个步骤进行估计,具体的回归模型设计如下:
$ \mathit{revolutionary}\;\mathit{group}{\mathit{s}_\mathit{i}}{\rm{ = }}\mathit{\alpha }{\rm{ + }}\mathit{\beta juann}{\mathit{a}_\mathit{i}}{\rm{ + }}\mathit{X'r}{\rm{ + }}{\mathit{\delta }_\mathit{i}}{\rm{ + }}{\mathit{\varepsilon }_\mathit{i}} $ | (2) |
$ {\rm{Pr(}}\mathit{xinha}{\mathit{i}_\mathit{i}}{\rm{ = 1) = \Phi (}}\mathit{\nu }{\rm{ + }}\mathit{\eta} \;\mathit{revolutionary}\;\mathit{group}{\mathit{s}_\mathit{i}}{\rm{ + }}\mathit{X'r}{\rm{ + }}{\mathit{\delta }_\mathit{i}}{\rm{ + }}{\mathit{\mu }_\mathit{i}}) $ | (3) |
其中,revolutionary groupsi为晚清革命团体数量的自然对数。我们统计了1894-1911年国内革命团体的分布情况,数据来源于王兴科(2011) 的《辛亥革命历史地图》。
表 8中的列(1) 与列(2) 是对方程(2) 的回归结果,考察的是捐纳对近代革命团体设立的影响。回归结果显示,无论是以籍贯地区为基准,还是以任职地区为基准的考量,捐纳都会促进近代新式革命团体的设立,①而且在任职地区的影响更强。列(3) 与列(4) 是对方程(3) 的估计,考察了近代革命团体设立情况对辛亥革命爆发产生的影响。回归结果显示,近代革命团体设立越多的地区,越容易爆发革命。因此,表 8的回归结果表明,捐纳可以通过影响官员籍贯地和任职地近代社会团体的设立,进而促使辛亥革命的爆发。
全部社会团体数量(log) | 是否辛亥响应(是=1) | |||
(1) 籍贯地区 |
(2) 任职地区 |
(3) | (4) | |
捐纳人数(log) | 0.098***(0.018) | 0.944***(0.331) | ||
全部社会团体数量(log) | 3.638***(0.782) | 3.438***(0.968) | ||
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | |
省级固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | |
观测值 | 262 | 262 | 262 | 262 |
(p-value) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) |
R2/Pseudo R2 | 0.357 | 0.304 | 0.084 | 0.270 |
注:列(1) 和列(2) 是OLS估计,列(3) 和列(4) 是Probit估计。控制变量包括1880年人口密度、冲繁疲难、庚子赔款数量、是否为太平天国战争区(是=1)、是否为沿海城市(是=1)、是否为通商口岸(是=1)。 |
① 由于官员对任职地区的影响会随着官员职位的变动而发生改变,具有明显的时间效应。因此,基于上节的检验,本节分析仅采用1906-1911年的任职官员数量,下同。
之所以捐纳对革命团体呈现出显著的正向作用,是因为捐纳与阶层流动、官员的社会网络和政治态度之间的关系密切。捐纳为晚清新兴官僚阶层力量的壮大提供了重要平台,他们大多家庭优渥,热衷于洋务,甚至有留学经历,受封建儒家文化的影响较小,更容易接受民主共和思想。与此同时,他们在发展实业的过程中,饱受外国资本和清政府的双重压榨,具有很强的反抗意识。因此,他们更倾向于支持或参与革命团体。
(二) 捐纳和新式教育
一些研究也指出,新式教育的发展是推动辛亥革命爆发的关键因素(桑兵,1955;张静等,2011)。为了验证这一假说,进而识别捐纳如何通过思想教育促进辛亥革命的爆发,这里将方程(1) 分解为两个步骤进行估计,具体的回归模型设计如下:
$ \mathit{educatio}{\mathit{n}_\mathit{i}}{\rm{ = }}\mathit{\alpha }{\rm{ + }}\mathit{\beta juann}{\mathit{a}_\mathit{i}}{\rm{ + }}\mathit{X'r}{\rm{ + }}{\mathit{\delta }_\mathit{i}}{\rm{ + }}{\mathit{\varepsilon }_\mathit{i}} $ | (4) |
$ {\rm{Pr}}(xinha{i_i}{\rm{ = 1}}){\rm{ = }}\Phi (\mathit{\sigma }{\rm{ + }}\eta \;\text{education}{_i}{\rm{ + }}X'r{\rm{ + }}{\delta _i}{\rm{ + }}{\mu _i}) $ | (5) |
其中,educationi代表新式教育的发展水平,具体采用光绪三十三年(1907年)学堂数量的自然对数和学生人数的自然对数,数据来源于学部总务司(1986) 的《学部奏咨辑要》。
表 9中的列(1)-列(4) 是对方程(4) 进行的估计,回归结果显示,无论是采取新式学堂数量还是学生数量作为新式教育的代理变量,捐纳都对官员籍贯地和任职地的新式教育具有显著的促进作用。列(5) 与列(6) 是对方程(5) 的回归,结果显示,无论是否添加控制变量,新式教育发展都为辛亥革命的响应奠定了重要的思想基础和人力准备。
新式学校数量(log) | 学生人数(log) | 是否辛亥响应(是=1) | ||||
(1) 籍贯地区 |
(2) 任职地区 |
(3) 籍贯地区 |
(4) 任职地区 |
(5) | (6) | |
捐纳人数(log) | 0.286*** (0.061) | 3.221*** (1.095) | 0.348*** (0.084) | 4.135*** (1.476) | ||
新式学校数量(log) | 0.442** (0.216) | |||||
学生人数(log) | 0.331** (0.155) | |||||
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
省级固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
观测值 | 262 | 262 | 262 | 262 | 262 | 262 |
(p-value) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) |
R2/Pseudo R2 | 0.742 | 0.728 | 0.774 | 0.765 | 0.238 | 0.239 |
注:列(1)-列(4) 是OLS估计,列(5) 和列(6) 报告的是Probit估计。控制变量同上表。 |
(三) 捐纳和民众响应
晚清的民变虽然比较分散,并未形成统一的政治力量,但是却加重了清政府的政治和财政危机,使得政府疲于应付,并不得不聚焦于社会治安管理以及法律制度的完善工作,从而给予地方精英掌握更多的准军事力量以维护社会稳定。而新兴官僚阶层和地方精英对民众反抗的同情和政治态度的转变,则进一步促进了人们的反抗情绪和社会不稳定,最终引发革命。为了识别捐纳如何导致民变并影响辛亥革命的爆发,这里将方程(1) 分解为两个步骤进行估计,具体的回归模型设计如下:
$ \mathit{Uprisin}{\mathit{g}_\mathit{i}}{\rm{ = }}\mathit{\alpha }{\rm{ + }}\mathit{\beta juann}{\mathit{a}_\mathit{i}}{\rm{ + }}\mathit{X'r}{\rm{ + }}{\mathit{\delta }_\mathit{i}}{\rm{ + }}{\mathit{\varepsilon }_\mathit{i}} $ | (6) |
$ {\rm{Pr(}}\mathit{xinha}{\mathit{i}_\mathit{i}}{\rm{ = 1) = \Phi (}}\mathit{\sigma }{\rm{ + }}\mathit{\eta }\;\mathit{Uprisin}{\mathit{g}_\mathit{i}}{\rm{ + }}\mathit{X'r}{\rm{ + }}{\mathit{\delta }_\mathit{i}}{\rm{ + }}{\mathit{\mu }_\mathit{i}}) $ | (7) |
其中,Uprisingi代表民变数量的自然对数,本文统计了1902-1911年全国各地的民变分布情况,数据来源于张振鹤和丁原英(1982) 的《清末民变年表》。
表 10中的列(1) 与列(2) 是对方程(6) 的估计,回归结果显示,捐纳因素对官员的籍贯地和任职地民变的促进作用都十分稳定。列(3) 与列(4) 是对方程(7) 的估计,回归结果显示,一个地区发生的民变程度越严重,越容易响应辛亥革命的爆发。因此,表 10的估计结果解释了另一个假说,即捐纳通过影响地方社会治理而促使普通民众响应辛亥革命的号召。
民变数量(log) | 是否辛亥响应(是=1) | |||
(1) 籍贯地区 |
(2) 任职地区 |
(3) | (4) | |
捐纳人数(log) | 0.272***(0.040) | 3.067***(0.730) | ||
民变数量(log) | 1.030***(0.209) | 1.874***(0.388) | ||
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | |
省级固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | |
观测值 | 262 | 262 | 262 | 262 |
(p-value) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) |
R2/Pseudo R2 | 0.660 | 0.622 | 0.078 | 0.303 |
注:列(1) 和列(2) 是OLS估计,列(3) 和列(4) 报告的是Probit估计。控制变量同上表。 |
(四) 各种因素之间的关系
为了对以上三种假说进一步加以检验,表 11对上述所有可能的影响因素进行回归。结果表明,一个地区的革命团体和民变数量是影响辛亥革命更为直接的因素,而捐纳程度、新式教育和革命宣传则是通过革命团体和民众反抗作用于辛亥革命的,即具有民主革命思想的新兴官员群体参与或支持革命团体,及其对民众反抗的同情和支持促进了革命的爆发。官员的政治取向决定了其是否响应辛亥革命,而捐官则是影响官员政治取向的关键因素。清末,随着地方自治程度的增强,地方精英阶层不仅与籍贯地捐纳官员存在互动关系,而且也直接影响本地任职官员的政治取向。因此,籍贯地官员的捐纳程度始终是影响辛亥革命响应的稳健因素。
是否辛亥响应(是=1) | ||||||||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | |
革命团体数量 | 3.984** (0.921) | 3.307*** (0.995) | 2.719** (1.054) | 3.014*** (1.035) | 2.686** (1.054) | |||
新式学校数量 | 0.565*** (0.193) | -0.061 (0.443) | -0.101 (0.451) | -0.031 (0.446) | -0.127 (0.442) | |||
学生人数 | 0.450** (0.142) | 0.219 (0.309) | 0.144 (0.312) | 0.164 (0.310) | 0.145 (0.306) | |||
民变数量 | 1.949*** (0.359) | 1.663*** (0.384) | 1.452*** (0.318) | 1.625*** (0.404) | 1.408*** (0.419) | |||
籍贯地捐纳人数 | 0.634** (0.292) | 0.601** (0.294) | ||||||
任职地捐纳人数 | 6.832 (5.821) | 5.438 (5.914) | ||||||
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
省级固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
观测值 | 262 | 262 | 262 | 262 | 262 | 262 | 262 | 262 |
(p-value) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) | (0.000) |
Pseudo R2 | 0.241 | 0.194 | 0.200 | 0.273 | 0.318 | 0.351 | 0.341 | 0.353 |
注:表中革命团体数量、新式学校数量、学生人数和捐纳人数均为log值。控制变量同上表。 |
六、结语
辛亥革命不仅标志着在中国历史上沿袭了两千多年的封建君主专制的终结,而且对于近代民族资本主义的迅速发展,具有划时代的历史意义。关于辛亥革命爆发原因的探讨,一直是学术界关注的焦点。以往的研究主要是从引发辛亥革命的直接因素,如近代革命团体的发展、思想教育的传播以及各阶层民众的反抗等不同角度进行探讨,本文则利用官员履历档案,从微观视角探讨了捐官制度与辛亥革命之间的关系。研究发现,捐纳在提升报捐者身份地位的同时,为热衷于民主共和思想的新兴官僚阶层参与政治改革提供了重要平台。由于捐纳官员大多熟悉洋务,更容易接受民主共和思想,因此他们更倾向于支持或参与革命团体,兴办新式教育进行革命宣传,同情或支持民众反抗。因此,捐纳程度是促使辛亥革命爆发的重要因素之一。捐纳官员的政治态度和取向不仅直接影响其所任职地区的革命响应,而且也通过乡土网络影响其籍贯地精英阶层的政治态度。同时,随着地方自治程度的增强,一个地区官员群体的政治取向也深受地方精英阶层的影响。相对于捐纳官员而言,科举和荫赐官员则更倾向于支持清政府,或者不直接响应革命。
本文不仅提出了引发辛亥革命的新假说,而且对目前存在的三种主要竞争性假说进行了实证检验,揭示了辛亥革命爆发背后的各种政治因素及其相关关系,为理解这一重要历史事件提供了新的视角。而且,本文首次从量化视角实证了官员的政治意识和政治取向、地方社会精英的态度与政治制度间的关联变动。当然,本文所得出的各项结论仅仅是初步的,关于不同出身的官员对于政治变革和革命态度的转变过程,以及官员群体和地方精英集团的互动关系,仍然有待于后续研究从史料和微观数据方面进行更深入的挖掘和深化。
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