科舉發(fā)端于隋朝，唐宋后在全國大范圍實(shí)行。明清時(shí)，科舉成為國家招募精英的主要渠道。清朝的科舉考試體系可分為三級(jí)，分別為：第一級(jí)是院試，三年兩考，在府一級(jí)舉行，通過的考生稱為秀才或生員。第二級(jí)是鄉(xiāng)試，三年一考，在省一級(jí)舉行，通過的考生稱為舉人。第三級(jí)是殿試，于鄉(xiāng)試后次年在京城舉行，通過的考生稱為進(jìn)士。（編者注：殿試前還有禮部主持的會(huì)試，通過的考試生稱為貢士。然而在明清時(shí)期，殿試一般情況下僅做排名，一律不黜落。換言之，通過了會(huì)試的考生事實(shí)上已經(jīng)成為進(jìn)士的一員了，故文章此處把兩級(jí)考試合并為一級(jí)說明。） 考生在考取秀才后，實(shí)際上擺脫了“民”的身份，進(jìn)入了精英士族集團(tuán)的下層，擁有了免除賦稅和體罰的特權(quán)。進(jìn)一步地，考生在考取舉人后，在政治上具有了入仕權(quán)，有資格擔(dān)任低級(jí)官員。最后，考生在考取進(jìn)士后，可以擔(dān)任京城和地方的高級(jí)別職務(wù)。本文研究的重點(diǎn)是第一級(jí)別的院試，因?yàn)檫@是平民階層進(jìn)入精英士族集團(tuán)的入口。圖1為三級(jí)科舉考試結(jié)果的示意圖。
圖1：三級(jí)科舉考試結(jié)構(gòu)
2.學(xué)額制度
清朝科舉中每級(jí)考試的通過考生人數(shù)由國家對各省各府（州）分配的配額決定。學(xué)額制度決定了各府（州）院試錄取的生員名額。學(xué)額制度一般被認(rèn)為是一種制度手段來限制和規(guī)范精英的權(quán)力，防止某一地區(qū)的精英規(guī)模擴(kuò)大。一個(gè)府（州）所得到的學(xué)額遵循逐級(jí)分配原則，主要包括兩部分：府（州）內(nèi)的每個(gè)縣的學(xué)額和整個(gè)府（州）各縣之間共享的額外學(xué)額。學(xué)額制度在清朝非常穩(wěn)定，僅在太平天國前后發(fā)生變化。1724年分配的學(xué)額制度一直持續(xù)到1851年。平息太平天國運(yùn)動(dòng)后，清政府于1873年修訂學(xué)額制度，其沿用至科舉廢除。因此，本文將學(xué)額制度分為早期（1724-1851年）和晚期（1873-1904年），并分別搜集了對應(yīng)數(shù)據(jù)。圖2分別展示學(xué)額和每百萬人學(xué)額的空間分布。
圖2：學(xué)額的空間分布
3.科舉廢除
隨著列強(qiáng)對華的侵略程度加深，清政府在一系列與列強(qiáng)的戰(zhàn)爭中敗北，國內(nèi)對科舉形式和目的的批評(píng)不斷出現(xiàn)。1901年，清政府改八股為策論，但仍保留科舉三級(jí)考試制度。1905年9月2日，清政府詔準(zhǔn)袁世凱、張之洞所奏，廢科舉而興學(xué)堂，科舉制度在全國范圍內(nèi)廢除。
已有研究認(rèn)為，影響科舉廢除的一個(gè)重要外部因素是1905年日本在日俄戰(zhàn)爭中戰(zhàn)勝了俄羅斯，將滿洲地區(qū)劃分進(jìn)其勢力范圍。日俄戰(zhàn)爭是近代亞洲強(qiáng)國第一次在軍事上戰(zhàn)勝歐洲強(qiáng)國。日本軍事上的成功被歸功于自上而下的明治維新所帶來的現(xiàn)代化成果。這激勵(lì)了清政府效仿日本明治維新，開展政治改革，學(xué)習(xí)西式教育體系。然而，因?yàn)樾率綄W(xué)堂選拔流程的不透明性和高昂的費(fèi)用，現(xiàn)有的精英階層相較于普通人更能適應(yīng)新的教育體系。對普通人而言，科舉廢除意味著他們基本喪失了合法取得精英地位的渠道。
4.早期革命活動(dòng)與武昌起義
19世紀(jì)90年代開始，出于對清政府戰(zhàn)爭失利和現(xiàn)代化改革進(jìn)程緩慢的不滿，反清革命組織不斷出現(xiàn)，試圖通過革命推翻清朝統(tǒng)治、建立共和制度，其中包括孫中山于1894年成立的興中會(huì)（Revive China Society）和于1905年成立的同盟會(huì)（Chinese Revolutionary Alliance）。早期的革命活動(dòng)大多數(shù)都被清政府鎮(zhèn)壓，以失敗告終。1911年10月武昌起義取得成功，全國各地爆發(fā)了響應(yīng)武昌起義的革命活動(dòng)。最后，革命以1912年2月末代皇帝溥儀退位而告終，這標(biāo)志著封建帝制的結(jié)束。值得注意的是，早期革命領(lǐng)袖清楚地意識(shí)到考試制度的重要性。1906年孫中山提出了“五權(quán)”憲法（“five-power” constitution）的政治構(gòu)想，在立法、司法和行政三權(quán)的基礎(chǔ)上，增加了監(jiān)察和考試權(quán)。
本文中的各府（州）的學(xué)額數(shù)據(jù)來自《大清律例》（Imperially Established Institutes and Laws of the Great Qing Dynasty），其中囊括了262個(gè)府（州）的學(xué)額規(guī)模。
本文使用Chang (1982) 提供的1900年至1906年活動(dòng)的六個(gè)主要革命組織（包括同盟會(huì)）的背景信息和注冊名單，追蹤了1304名革命者的姓名、出生地縣城和加入革命組織的時(shí)間，構(gòu)建了一個(gè)革命者的數(shù)據(jù)集。需要說明的是，在同盟會(huì)的注冊名單中記錄了革命者的加入月份，其他五個(gè)主要革命組織僅記錄了加入年份。圖3提供了學(xué)額和革命數(shù)據(jù)記錄的示例。
圖3 學(xué)額和革命者信息的記錄
為了避免注冊名單數(shù)據(jù)的非隨機(jī)缺失可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文采用1911年11月《東京日日新聞》（Tokyo Daily News）提供的中國各地響應(yīng)武昌起義情況的詳細(xì)地圖，并將其編碼為虛擬變量，表示一府（州）是否發(fā)生響應(yīng)武昌起義的革命活動(dòng)。因?yàn)樾梁ジ锩且粋€(gè)短期發(fā)而非長期擴(kuò)散的過程，因此可以合理認(rèn)為一個(gè)府（州）的革命者越多，那么發(fā)生響應(yīng)武昌起義的可能性越高。一府（州）是否發(fā)生響應(yīng)武昌起義可作為另一描述革命者數(shù)量的變量。圖4展示了各府（州）革命者數(shù)量和是否于1911年爆發(fā)革命。
圖4：各地革命者數(shù)量與1911年革命情況。
對于控制變量，本文使用了1880年的府（州）的人口規(guī)模、面積、是否位于沿海地區(qū)、是否位于主要河流沿岸、是否為通商口岸、城市化水平等作為基準(zhǔn)控制變量。其中城市化水平參照Rozman (1973) 對中國各城市的分類，分為大城市、中等城市和小城市。除此以外，本文使用一府（州）是否為省會(huì)、1820年人均土地稅水平、和 所屬“沖繁疲難”類別，用于進(jìn)行機(jī)制分析。其中，“沖繁疲難”是清朝對全國各縣的分類方式。交通頻繁曰沖，行政業(yè)務(wù)多曰繁，稅糧滯納過多曰疲，風(fēng)俗不純、犯罪事件多曰難。本文根據(jù)Liu (1993)在府（州）層面按沖、繁、疲、難進(jìn)行分類。 綜上所述，本文所用數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)和來源總結(jié)為表1
表1：數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)與來源
四、實(shí)證策略與結(jié)果
1.基準(zhǔn)回歸
本文使用雙重差分法（Difference-in-Differences , DID）作為基準(zhǔn)的因果識(shí)別策略，研究科舉廢除前后學(xué)額與革命參與之間的關(guān)系。本文使用一個(gè)府（州）-年份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，回歸方程如下
其中
，p表示府（州），t 表示年份，被解釋變量
表示是否有來自p府（州）的革命者于t年參加革命，時(shí)間虛擬變量表示是否年份是否大于1905年， 和 分別表示p府（州）的學(xué)額和人口的對數(shù)值， 包括府（州）的基準(zhǔn)控制變量，和分別為個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，為高維固定效應(yīng)，用于控制省級(jí)層面隨時(shí)間變化的趨勢。表2的第1列和第2列分別呈現(xiàn)了包括府（州）固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)，和在此基礎(chǔ)上加入省份與年度的交互固定效應(yīng)的結(jié)果。結(jié)果表明，學(xué)額較高的府（州）在科舉廢除后革命參與的概率較高。第3列和第4列展示加入時(shí)間虛擬變量與基準(zhǔn)控制變量的交互項(xiàng)的回歸結(jié)果，而第5列展示了按人口加權(quán)的回歸結(jié)果，核心解釋變量的系數(shù)和顯著性均未發(fā)生變化。
表2：基準(zhǔn)回歸結(jié)果
2.動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析
本文使用如下回歸方程，進(jìn)行動(dòng)態(tài)效應(yīng)的檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)不同學(xué)額的府（州）是否在科舉廢除之前就已經(jīng)存在不同的發(fā)展趨勢。
其中 表示是否為 年，1900年用于比較。
圖5（a）為動(dòng)態(tài)效應(yīng)的時(shí)間趨勢圖。由圖5（a）可知，1905年之前不同學(xué)額的府（州）在革命參與上并未有顯著差異，而1905年和1906年的交互項(xiàng)顯著為正且估計(jì)結(jié)果約為0.13，這與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。
3.1905年月度層面檢驗(yàn)
由于1905年既是科舉考試廢除的一年，也是早期中國最大的革命組織同盟會(huì)成立的一年。學(xué)額較高的府（州）于1905年后革命參與概率的增加可能是受是同盟會(huì)成立而非科舉廢除而驅(qū)動(dòng)。為了解決這一問題，本文使用同盟會(huì)革命參與數(shù)據(jù)（其時(shí)間精確到月度）開展1905年的月度層面分析。
在本文的數(shù)據(jù)中，同盟會(huì)最早一批成員是在1905年7月加入，即參與了籌建工作。1905年8月，同盟會(huì)與早期革命團(tuán)體結(jié)盟，正式宣布成立。1905年9月，科舉制度正式被廢除。本文對1905年7-12月的每一個(gè)月度截面，計(jì)算了各府（州）人均學(xué)額和革命參與的截面相關(guān)性，并控制了基準(zhǔn)控制變量，標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到府（州）層面。對于1905年1-6月，本文使用早期革命團(tuán)體的革命參與數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充。月度截面系數(shù)如圖5（b）所示。本文發(fā)現(xiàn)在1905年9月之前，人均學(xué)額和革命參與的相關(guān)關(guān)系較弱，9月-12月，相關(guān)性顯著為正。1905年9月科舉正式被廢除是對相關(guān)性非連續(xù)性變化的一個(gè)合理解釋。
圖5：年度動(dòng)態(tài)效應(yīng)(a)和月度截面系數(shù)(b)
本文通過如下方程進(jìn)行橫截面回歸，分析府（州）學(xué)額和1911年是否發(fā)生起義的關(guān)系。其中表示p府（州）是否于1911年發(fā)生起義。
表3第1-3列分別為僅控制了人口變量、控制了所有基準(zhǔn)控制變量和額外控制了人口變量的高階項(xiàng)的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，學(xué)額較高的府（州）有更大的概率于1911年發(fā)生起義。由于本文1911年的革命活動(dòng)數(shù)據(jù)來自當(dāng)時(shí)日本報(bào)紙的報(bào)道，在通訊水平較低地區(qū)，革命活動(dòng)可能會(huì)不在日本報(bào)紙的記錄當(dāng)中，進(jìn)而導(dǎo)致數(shù)據(jù)非隨機(jī)缺失的內(nèi)生性問題。表3第4列額外添加了人均報(bào)紙數(shù)量作為控制變量，結(jié)果無明顯變化。5.安慰劑檢驗(yàn)：義和團(tuán)運(yùn)動(dòng)前一部分的橫截面回歸存在一個(gè)潛在的內(nèi)生性問題，即府（州）的學(xué)額不僅反應(yīng)了該府（州）受科舉廢除影響程度，還可能反應(yīng)了該府（州）未被觀測的社會(huì)特征，比如民族情緒、對待革命的態(tài)度等。本文使用1899年至1901年的義和團(tuán)運(yùn)動(dòng)（Boxer rebels）作為一個(gè)安慰劑事件。如果擁有較高學(xué)額的府（州）有著更為強(qiáng)烈的民族情緒和更為激進(jìn)的斗爭態(tài)度，那么這些府（州）應(yīng)該在義和團(tuán)運(yùn)動(dòng)運(yùn)動(dòng)中有著更高的參與率。本文使用1901年《辛丑條約》（Boxer Protocol）附件中記錄的義和團(tuán)運(yùn)動(dòng)中在華外國人遇害地點(diǎn)，編碼為虛擬變量，表示一府（州）是否參加義和團(tuán)運(yùn)動(dòng)。表3第6-8列表明，府（州）的學(xué)額與義和團(tuán)運(yùn)動(dòng)的參與無關(guān)。由于義和團(tuán)運(yùn)動(dòng)主要集中在北方地區(qū)，本文還在回歸中剔除了維度低于義和團(tuán)運(yùn)動(dòng)范圍最南端的府（州）。表3第5列和第9列展示子樣本回歸結(jié)果，與全樣本結(jié)果相似。
表3：1911年起義和義和團(tuán)運(yùn)動(dòng)回歸結(jié)果對于雙重差分估計(jì)結(jié)果，除科舉廢除外的重大事件可能導(dǎo)致國內(nèi)動(dòng)蕩，進(jìn)而導(dǎo)致的高配額地區(qū)更積極地參與革命。本文把重大事件劃分為以下三類：在1895年至1905年期間，中國發(fā)生了三件重大歷史事件，即1895年甲午中國日戰(zhàn)爭（Sino-Japanese War）戰(zhàn)敗、1898年的戊戌變法（Hundred Days’ Reform）和1901年義和團(tuán)運(yùn)動(dòng)與《辛丑條約》的簽訂。本文主要使用的革命者數(shù)據(jù)集所涵蓋的時(shí)間范圍在1900年至1906年，這是因?yàn)?900年之前的革命組織成員主要集中在廣東。圖6 (a) 展示了廣東縣級(jí)層面和全國府（州）級(jí)層面革命者比例的變化趨勢。為了檢驗(yàn)這些國內(nèi)事件是否導(dǎo)致了基準(zhǔn)回歸的估計(jì)，本文另外構(gòu)建了一個(gè)1894年至1906年來自廣東的革命者數(shù)據(jù)集，形式了一個(gè)涵蓋廣東92個(gè)縣的縣級(jí)面板數(shù)據(jù)，并在縣一級(jí)層面進(jìn)行動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析。其中動(dòng)態(tài)效應(yīng)的結(jié)果如下圖6(b）。由圖6(b)可知，1895年、1898年和1901年的系數(shù)均不顯著。顯著為正的估計(jì)結(jié)果只在1905年（科舉廢除）后才出現(xiàn)。
圖6：革命者比例變化趨勢(a)和動(dòng)態(tài)處理效應(yīng)(b)1905年發(fā)生的某些重大國際事件也有可能加劇了國內(nèi)局勢的動(dòng)蕩。一個(gè)合理的假設(shè)是，在信息披露程度越高或者外國勢力越大的地區(qū)，國際事件所導(dǎo)致的影響程度越大。其中人均報(bào)紙數(shù)量和是否有外國飛地（foreign enclaves）分別作為信息披露和外國勢力的代理變量。本文在雙重差分估計(jì)模型的基礎(chǔ)上，分別生成人均報(bào)紙數(shù)量和是否有外國飛地與人均學(xué)額和時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)，組成一個(gè)三重差分模型（Difference-in- Difference-in-Difference，DDD）。表4的第1列和第2列表明雙重差分估計(jì)結(jié)果在信息披露和外國勢力上均不具有異質(zhì)性，同時(shí)地區(qū)間信息披露和外國勢力的差異也不會(huì)導(dǎo)致革命參與的差異。現(xiàn)有研究認(rèn)為1905年的日俄戰(zhàn)爭是加速科舉廢除進(jìn)程的重要外部因素。與國際事件的檢驗(yàn)類似，本文使用是否有日本飛地作為日本在華勢力的代理變量，并開展異質(zhì)性的分析。表4的第3列至第5列表明影響程度在日本勢力上不具有異質(zhì)性。日俄戰(zhàn)爭不太可能驅(qū)動(dòng)雙重差分的估計(jì)結(jié)果。
表4：國際事件與日俄戰(zhàn)爭檢驗(yàn)本文的雙重差分估計(jì)策略仍存在難以解決的遺漏變量問題，進(jìn)而引發(fā)內(nèi)生性。例如，科舉廢除以后，清政府的官僚選拔可能受到政治網(wǎng)絡(luò)的影響。在政治網(wǎng)絡(luò)的作用下，現(xiàn)有精英的同鄉(xiāng)、同門在科舉廢除以后有更高的概率得到選拔。政治網(wǎng)絡(luò)可能在精英選拔不透明的情況下發(fā)揮更大作用。因?yàn)楝F(xiàn)有精英大多來自高學(xué)額地區(qū)，那么這些地區(qū)的人受政治網(wǎng)絡(luò)的影響，可能有更高概率成為精英，進(jìn)而減少革命參與。在這種情況下，遺漏政治網(wǎng)絡(luò)變量會(huì)減少低估科舉廢除對革命參與的影響。在實(shí)踐中，一個(gè)地區(qū)政的治網(wǎng)絡(luò)是難以衡量的。因此，本文使用工具變量解決雙重差分法中遺漏變量所帶來的內(nèi)生性問題。因?yàn)閷W(xué)額分配遵循逐級(jí)分配原則，每個(gè)縣一定能分配到學(xué)額。對于兩個(gè)人口規(guī)模相同的府（州），縣數(shù)量越多的府（州）能得到更多的學(xué)額。河流的數(shù)量影響府（州）內(nèi)縣的形成，而不會(huì)通過其他渠道影響革命發(fā)生。一方面，縣城通常依水而建，另一方面，一個(gè)縣內(nèi)一般不會(huì)有多條河流穿過，因?yàn)檫@會(huì)帶來高昂的行政成本。因此，河流數(shù)量與縣數(shù)之間存在正相關(guān)關(guān)系。圖7展示了河流與縣城的空間分布情況。
然而，河流所帶來的充足的水源、便利的航運(yùn)和肥沃的土壤會(huì)影響地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，進(jìn)而可能影響革命的發(fā)生。本文排除了主要大河，并通過河流數(shù)量除以河流長度實(shí)現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)化。在給定河流長度下，河流數(shù)量可能是一個(gè)合理的工具變量，其傳導(dǎo)機(jī)制如下圖所示。
圖8(a)和(b)分別展示了在給定河流長度下，河流數(shù)量與縣數(shù)量正相關(guān)，縣數(shù)量與學(xué)額正相關(guān)。
圖8：河流數(shù)量與縣城數(shù)量散點(diǎn)圖(a)和縣城數(shù)量與學(xué)額散點(diǎn)圖(b)表5第1-3列說明了在給定河流長度下，河流數(shù)量與早期學(xué)額和晚期學(xué)額顯著正相關(guān)，與學(xué)額變化無關(guān)。此外，本文還檢驗(yàn)河流數(shù)量是否會(huì)通過其他機(jī)制影響革命參與。本文使用府（州）是否被劃分與“沖”（沖即交通要地）和府（州）內(nèi)被劃分為“沖”的縣城平均數(shù)量來衡量交通情況。表5第4列和第5列表明給定河流長度下，河流數(shù)量與交通情況無關(guān)。本文使用府（州）水稻，粟米和紅薯這三種主要作物的適宜程度來衡量農(nóng)業(yè)條件。表5第6列至第8列表明給定河流長度下，河流數(shù)量與農(nóng)業(yè)條件無關(guān)。最后，本文使用干旱/洪水指數(shù)（drought/flood index）和HH指數(shù)（Herfindahl–Hirschman index）分別衡量府（州）的氣候風(fēng)險(xiǎn)與流域碎片化程度。表5第9列和第10列表明，河流數(shù)量與氣候風(fēng)險(xiǎn)與流域碎片化程度無關(guān)。綜上所述，在給定河流長度下，河流數(shù)量是一個(gè)合理的工具變量（簡稱為小河工具變量）。
7.2. 工具變量2: 學(xué)額制度形成前的短期考試表現(xiàn)變化歷史上，學(xué)額制度是在1425–1436年間逐漸形成的。因此，各府（州）學(xué)額受1425年之前的科舉考試成績的影響。然而，1425年前的科舉考試成績并不是一個(gè)合理的工具變量，因?yàn)樗c地區(qū)長期的經(jīng)濟(jì)和教育發(fā)展水平相關(guān)，并不滿足外生假設(shè)。學(xué)額制度形成前的短期考試表現(xiàn)變化是本文選擇的第二個(gè)工具變量。一方面，短期的考試表現(xiàn)變化很大程度受到隨機(jī)因素的影響，與地區(qū)隨時(shí)間不變的特征無關(guān)，另一方面，學(xué)額制度形成前考試表現(xiàn)改善的府（州）有更高的概率得到更多的學(xué)額。本文重點(diǎn)關(guān)注學(xué)額制度形成前的60年的考試表現(xiàn)變化，使用1368–1398年間（即前三十年）的進(jìn)士數(shù)量對數(shù)值 與1399–1425年間（即后三十年）的進(jìn)士數(shù)量對數(shù)值 的差分 衡量短期考試表現(xiàn)變化（簡稱為考試工具變量）。
與小河工具變量相似，表6第1-3列說明了短期考試表現(xiàn)變化與早期學(xué)額和晚期學(xué)額顯著正相關(guān)，與學(xué)額變化無關(guān)。學(xué)額制度形成前的短期考試表現(xiàn)變化可能與地區(qū)的長期變化趨勢相關(guān)。本文將1368年至1795年七段時(shí)期的各府（州）進(jìn)士數(shù)量對數(shù)值的差分（即六個(gè)變量）與考試工具變量回歸，表6第4-9列表明考試工具變量與各時(shí)間段的考試表現(xiàn)變化均不相關(guān)，并沒有反映地區(qū)的長期變化趨勢。
本文使用二階段最小二乘法（2SLS）再次估計(jì)科舉廢除對革命參與的影響。其中一階段估計(jì)方程為
表7第1-3列展示了使用河流工具變量的2SLS估計(jì)結(jié)果。第1列報(bào)告了簡約式的估計(jì)結(jié)果，說明河流工具變量與革命參與有相關(guān)性。第2列展示了使用河流工具變量的估計(jì)值約為0.3，第3列將考試工具變量作為控制變量加入回歸當(dāng)中，結(jié)果表明考試工具變量系數(shù)不顯著，說明考試工具變量除了學(xué)額外沒有其他渠道影響革命參與。與小河工具變量相似，表7第4-6列展示了使用考試工具變量的2SLS估計(jì)結(jié)果。第7-8列報(bào)告了同時(shí)使用兩個(gè)工具的估計(jì)結(jié)果，約為0.249。二階段最小二乘法的估計(jì)結(jié)果約為雙重差分法估計(jì)結(jié)果的兩倍，印證了雙重差分估計(jì)結(jié)果可能存在向下偏誤的擔(dān)憂。
本文總結(jié)了四種可以解釋科舉廢除對革命參與影響的假說，分別為：1.國家能力（state capacity）：科舉廢除是國家統(tǒng)治能力惡化的體現(xiàn)，這在高學(xué)額府（州）更為顯著。 2.精英資格（elite eligibility）：準(zhǔn)精英群體因科舉廢除而利益受損，且準(zhǔn)精英大多來自高學(xué)額府（州）。 3.精英抵制（elite resistance）：現(xiàn)有精英群體因科舉廢除而利益受損，并且現(xiàn)有精英大多來自高學(xué)額府（州）。
4.現(xiàn)代人力資本（modern human capital）：科舉廢除后所實(shí)行的現(xiàn)代教育體系，在高學(xué)額府（州）形成了更多現(xiàn)代人力資本。其中，本文認(rèn)為精英資格假說是一個(gè)合理的機(jī)制。準(zhǔn)精英可能通過如下兩個(gè)渠道影響革命參與：1、向上流動(dòng)預(yù)期受到打擊。2、科舉廢除帶來更多的空閑時(shí)間，參與革命的機(jī)會(huì)成本減少。表8 展示了學(xué)額在政治選拔中作用的變化。第1-4列說明了，各府（州）學(xué)額與其在清朝累計(jì)出現(xiàn)的進(jìn)士和核心官員人數(shù)顯著正相關(guān)。第5-8列說明，各府（州）學(xué)額與1904年（科舉廢除前）的進(jìn)士數(shù)量正相關(guān)，與1907年（科舉廢除后）的“準(zhǔn)進(jìn)士”（quasi-presented scholars）（即擁有海外游學(xué)經(jīng)歷的學(xué)生被授予“等第出身”的身份）數(shù)量相關(guān)性較弱。這一相關(guān)性的減弱反映了科舉廢除后，學(xué)額在精英選拔的作用大幅減少。
府（州）的1905年前核心官員數(shù)量可以作為府（州）準(zhǔn)精英晉升前景的代理變量。本文使用三重差分模型檢驗(yàn)影響在不同晉升前景上的差異。表9第1-3列說明在晉升前景更高的地區(qū)，科舉廢除的影響更大。第4-5列加入1905年核心官員數(shù)量的交互項(xiàng)，回歸結(jié)果相似。如果機(jī)會(huì)成本的減少影響了革命參與，那么在不同晉升前景上的異質(zhì)性就不會(huì)出現(xiàn)。因此，本文認(rèn)為精英資格假說可以有效說明科舉廢除對革命參與影響機(jī)制，準(zhǔn)精英向上流動(dòng)預(yù)期受到打擊，進(jìn)而通過革命實(shí)現(xiàn)權(quán)力的再分配。
表9：晉升前景的異質(zhì)性分析
社會(huì)資本（social capital）可解釋為協(xié)調(diào)革命參與的難易程度和群體認(rèn)同的強(qiáng)度。較高的社會(huì)資本水平可以增加革命的預(yù)期收益或降低被政府察覺的概率。本文使用語言碎片化程度（linguistic fragmentation）來衡量社會(huì)資本水平。需要注意的是，語言碎片化程度越高，社會(huì)資本水平越低。對于語言碎片化程度，本文主要使用兩個(gè)ELF 指數(shù) (ethno-linguistic fragmentation) 和 PI指數(shù)（polarization index）兩個(gè)指標(biāo)，計(jì)算公式如下：
其中si 表示一府（州）方言 i 的比例。方言信息來自 Wurm et al. (1987) 的《中國語言地圖集》（Language Atlas of China)。表10第1-4列和第5-8列分別報(bào)告了ELF 指數(shù)和PI指數(shù)的異質(zhì)性分析結(jié)果。結(jié)果表明語言碎片化程度越高（即社會(huì)資本水平越低），科舉廢除對革命參與的影響越弱。
表10：社會(huì)資本水平的異質(zhì)性分析
現(xiàn)有精英可能通過以下兩個(gè)渠道影響革命參與：1、向上流動(dòng)預(yù)期受到打擊。2、現(xiàn)有精英消極處理地方事務(wù)（local affairs），導(dǎo)致當(dāng)?shù)仄胀ㄈ藚⑴c革命。 不同于前文用人均學(xué)額衡量準(zhǔn)精英的向上流動(dòng)預(yù)期，本文使用進(jìn)士人數(shù)和學(xué)額之比與核心官員人數(shù)和進(jìn)士人數(shù)之比衡量現(xiàn)有精英的向上流動(dòng)預(yù)期。表11第1-4列表明，現(xiàn)有精英的向上流動(dòng)預(yù)期受損不能解釋科舉廢除的影響。
表11：現(xiàn)有精英的向上流動(dòng)預(yù)期一個(gè)合理的假設(shè)是：如果現(xiàn)有精英提供公共產(chǎn)品（如教育、灌溉和賑災(zāi)等）的水平驅(qū)動(dòng)了本文的基準(zhǔn)結(jié)果，那么在氣候條件波動(dòng)較大的地區(qū)應(yīng)該有更大的影響。本文使用19世紀(jì)天氣指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差和干旱\洪水指標(biāo)作為氣候條件的代理變量，分別衡量了長期和短期氣候波動(dòng)情況。表12第1-2列和第3-4列分別這兩個(gè)指標(biāo)的異質(zhì)性分析結(jié)果。在不同氣候條件的地區(qū)，科舉影響無顯著差異。
在高學(xué)額的地區(qū)，往往擁有較高的現(xiàn)代人力資本。現(xiàn)代新式教育可能在擁有更多現(xiàn)代人力資本的地區(qū)發(fā)揮更大的作用，進(jìn)而促進(jìn)革命參與。本文使用1901年至1906年日本留學(xué)生人數(shù)和現(xiàn)代企業(yè)數(shù)量衡量現(xiàn)代人力資本。表13第1-4列展示科舉廢除對現(xiàn)代人力資本的影響，系數(shù)為正但不顯著，說明短期存在較弱的正向作用，這是由于赴日留學(xué)和興辦企業(yè)是準(zhǔn)精英除科舉考試以外的其他上升渠道。表13第5-8列展示了使用日本留學(xué)生和現(xiàn)代企業(yè)數(shù)量作為強(qiáng)度變量進(jìn)行雙重差分法的回歸結(jié)果。回歸結(jié)果均不顯著，現(xiàn)代人力資本假說在統(tǒng)計(jì)上并不具有解釋力。
科舉廢除可能反映了國家能力惡化。在學(xué)額較高的地區(qū)，國家能力惡化所帶來的負(fù)面影響可能越大，進(jìn)而促進(jìn)革命參與。本文使用稅收和地區(qū)緊要程度來檢驗(yàn)國家能力的變化。本文研究省級(jí)層面土地稅和非農(nóng)稅（包括厘金和海關(guān)關(guān)稅）是否受科舉廢除的影響。表14第1-3列和第4-6列分別展示了對土地稅和非農(nóng)稅的回歸結(jié)果，說明在高學(xué)額省份，科舉廢除并未導(dǎo)致稅收的下降。
如果科舉廢除是受國家能力惡化所驅(qū)動(dòng)的，那么受到清政府認(rèn)為緊要的地區(qū)（即受清政府較強(qiáng)政治控制的地區(qū)）在科舉廢除后有更高的概率參與革命。本文通過1820年的人均稅收、是否為省會(huì)和是否為“沖”（交通頻繁）、“繁”（商業(yè)發(fā)達(dá)）、“?！保ㄕ鞫惱щy）、“難”（犯罪率高）來衡量府（州）是否受到清政府較強(qiáng)的控制。表15第1-6列展示了分別加入上述變量與時(shí)間虛擬變量交互項(xiàng)的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，對應(yīng)系數(shù)大多不顯著。第7列同時(shí)加入所有交互項(xiàng)，核心解釋變量系數(shù)較基準(zhǔn)結(jié)果無明顯變化。事實(shí)上，盡管清政府最后十年的國家能力在不斷下降， 但沒有證據(jù)表明國家能力于1905年急劇惡化。
五、結(jié)論
通過分析科舉制度廢除這一相對外生的沖擊，本文發(fā)現(xiàn)了在人均學(xué)額更高的府（州），人們有更高的概率參與革命活動(dòng)。這一發(fā)現(xiàn)的一個(gè)合理的解釋是：科舉廢除對準(zhǔn)精英向上的階級(jí)流動(dòng)的預(yù)期產(chǎn)生了負(fù)面影響，從而促使他們參加革命活動(dòng)。這一經(jīng)驗(yàn)上的發(fā)現(xiàn)說明了政治穩(wěn)定的重要性。盡管科舉制度這一精英選拔方式是中國獨(dú)有的，本文的發(fā)現(xiàn)同樣可以推廣至精英選拔對政治穩(wěn)定的影響。事實(shí)上，1911年的辛亥革命是國內(nèi)外諸多因素共同作用的結(jié)果，科舉廢除只是其中的一個(gè)因素。正如亨延頓在《變化社會(huì)中的政治秩序》一書中所言，“革命必然涉及諸多群體對現(xiàn)有秩序的疏遠(yuǎn)”。除此以外，本文還分析了社會(huì)資本和現(xiàn)代人力資本在革命中發(fā)揮的作用，為相關(guān)研究開辟一條新路徑。
