農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)測(cè)度及風(fēng)險(xiǎn)抵御和防范機(jī)制研究——兼論農(nóng)村社會(huì)保障制度抵御風(fēng)險(xiǎn)的有效性

王增文，鄧大松

(1.南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，江蘇 南京 210023；2.武漢大學(xué) 社會(huì)保障研究中心，湖北 武漢 430072)

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農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)測(cè)度及風(fēng)險(xiǎn)抵御和防范機(jī)制研究
——兼論農(nóng)村社會(huì)保障制度抵御風(fēng)險(xiǎn)的有效性

王增文1，鄧大松2

(1.南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，江蘇 南京 210023；2.武漢大學(xué) 社會(huì)保障研究中心，湖北 武漢 430072)

摘要：中國(guó)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)體制改革的不完善使得農(nóng)村地區(qū)呈現(xiàn)出一種“高消費(fèi)、低收入”的不利格局，致使農(nóng)村家庭面臨的風(fēng)險(xiǎn)正逐漸提升。實(shí)證研究結(jié)果顯示，子女高等教育支出水平對(duì)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)影響的總效應(yīng)是負(fù)的；而“新農(nóng)?！焙汀靶罗r(nóng)合”能夠有效地減弱農(nóng)村家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力；家庭人口年齡結(jié)構(gòu)越傾向于“中青年化”，占有的社會(huì)資本越多，家庭規(guī)模越大對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)的抵御和防范能力就越強(qiáng)，這正好全面解釋了農(nóng)村地區(qū)社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與家庭宗族網(wǎng)絡(luò)對(duì)其抵御風(fēng)險(xiǎn)的重要作用。而提升農(nóng)村家庭收入是抵御和防范風(fēng)險(xiǎn)最直接和最有效的手段，在此基礎(chǔ)之上，本文提出了完善農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)抵御和防范機(jī)制的對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：風(fēng)險(xiǎn)；防范機(jī)制；測(cè)度；有效性；分解

一、引言

貝克在1986年首次采用“風(fēng)險(xiǎn)社會(huì)”來(lái)描述當(dāng)代社會(huì)。隨著一系列錯(cuò)綜復(fù)雜的全球性危機(jī)蔓延，風(fēng)險(xiǎn)理論成為政府、學(xué)者和社會(huì)關(guān)注的焦點(diǎn)。2014年中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了新常態(tài)發(fā)展模式，新常態(tài)可能會(huì)產(chǎn)生新的社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)。2015年全國(guó)“兩會(huì)”就三農(nóng)問題，提出了一系列的抵御和防范農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)的宏觀舉措。然而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新常態(tài)模式下，中國(guó)農(nóng)村家庭所面臨的風(fēng)險(xiǎn)有哪些呢？如何認(rèn)定這些風(fēng)險(xiǎn)呢？發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)定的農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)更多地是從貧困視角切入，核心內(nèi)容是消費(fèi)和收入的不足，他們認(rèn)為，貧困家庭所面臨的風(fēng)險(xiǎn)不僅直接會(huì)影響其福利狀況，還會(huì)影響其家庭的整體決策行為，并進(jìn)而影響其長(zhǎng)期發(fā)展(袁方等[1]，2014；Fletcher和Yamaguch，2011[2]；李云森[3]，2012；楊文等[4]，2012)。James(2012)認(rèn)為[5]，如果農(nóng)村家庭處在“水深及頸”的生活狀態(tài)中，即使收入和支出方面的“細(xì)波微瀾”亦會(huì)產(chǎn)生嚴(yán)重的負(fù)面效應(yīng)。在中國(guó)城鄉(xiāng)二元社會(huì)中，農(nóng)村社會(huì)所面臨的風(fēng)險(xiǎn)程度及風(fēng)險(xiǎn)種類均高于城鎮(zhèn)社會(huì)；而且2000年以來(lái)，中國(guó)農(nóng)村居民家庭的消費(fèi)不確定性呈現(xiàn)出顯著性上升趨勢(shì)，其可被分解為波動(dòng)性和不平等性(楊文等[4]，2012;You和Kobayashi[6]，2009；Wagstaff等[7]，2009)。然而，隨著中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，消費(fèi)的不平等性不僅僅在城鄉(xiāng)之間呈現(xiàn)出擴(kuò)大化趨勢(shì)(程令國(guó)、張日華[8]，2012)，而且是在農(nóng)村內(nèi)部不同區(qū)域、不同住戶之間更為突出和顯著(Knight 等[9]，2009；溫濤等[10]，2013)。農(nóng)村消費(fèi)波動(dòng)性產(chǎn)生的是“懸崖效應(yīng)”，這主要是收入不足導(dǎo)致的家庭消費(fèi)平滑能力的不足。從農(nóng)村家庭的效用和其福利水平的視角來(lái)看，消費(fèi)水平的不平等性、強(qiáng)烈波動(dòng)性將會(huì)給兩者帶來(lái)抑制效應(yīng)。通過(guò)對(duì)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)的測(cè)度可以更好地了解和分析其效用水平所處的狀況；同時(shí)，也能優(yōu)化農(nóng)村社會(huì)保障制度的設(shè)計(jì)及減貧政策的動(dòng)態(tài)改革狀況，從而在更大程度上提升中國(guó)農(nóng)村家庭福利水平及抗風(fēng)險(xiǎn)政策的瞄準(zhǔn)性和成效性。本文對(duì)農(nóng)村家庭所面臨的風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行了測(cè)度與分解，并從農(nóng)村社會(huì)保障制度抵御風(fēng)險(xiǎn)的有效性視角提出風(fēng)險(xiǎn)防范的對(duì)策建議。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

中國(guó)農(nóng)村家庭面臨的風(fēng)險(xiǎn)有多大？如何對(duì)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行測(cè)度與分解，以及如何抵御和防范異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)等方面的研究方法、過(guò)程及結(jié)果，并無(wú)一致性和可遵循的路徑?？v觀國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)農(nóng)村家庭所面臨風(fēng)險(xiǎn)的測(cè)度及分解，我們發(fā)現(xiàn)既有文獻(xiàn)是在不同風(fēng)險(xiǎn)概念基礎(chǔ)上展開的。通常采用財(cái)產(chǎn)、脆弱性和風(fēng)險(xiǎn)這三個(gè)概念(Christiaensen和Subb￣arao[11]，2004;Günther和Harttgen[12]，2006)。風(fēng)險(xiǎn)和財(cái)產(chǎn)具有兩方面的相互作用：一是家庭風(fēng)險(xiǎn)會(huì)隨財(cái)產(chǎn)的實(shí)際產(chǎn)出的動(dòng)態(tài)變動(dòng)而被擴(kuò)散(You和Kobayashi[6]，2009)；二是家庭風(fēng)險(xiǎn)的防范、規(guī)避及應(yīng)對(duì)過(guò)程，而家庭的整個(gè)決策是對(duì)財(cái)產(chǎn)的重新分配，即家庭做出的反風(fēng)險(xiǎn)行為，農(nóng)村家庭面臨風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，是否陷入貧困或低收入水平循環(huán)的貧困陷阱，最終取決于家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)能力測(cè)度及風(fēng)險(xiǎn)防范和風(fēng)險(xiǎn)管理的合力構(gòu)建(羅楚亮[13]，2004；Bertola，等[14]，2005)。對(duì)于長(zhǎng)期威脅農(nóng)村家庭的4種類型的風(fēng)險(xiǎn)——社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)、健康風(fēng)險(xiǎn)、生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)以及制度風(fēng)險(xiǎn)(應(yīng)美玲等[15]，2013)，也可以將其分為協(xié)變性風(fēng)險(xiǎn)和異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)。實(shí)際上，家庭的脆弱性和其面臨的風(fēng)險(xiǎn)是不可分的，這源于兩個(gè)方面：1.當(dāng)一個(gè)家庭遭遇外部沖擊時(shí)，會(huì)導(dǎo)致家庭消費(fèi)上升，而接下來(lái)便是消費(fèi)能力的下降，那么可以認(rèn)為家庭是脆弱的(Kurosaki[16]，2002)；也就是農(nóng)村家庭在面臨自然災(zāi)害和社會(huì)、經(jīng)濟(jì)及政治體制變動(dòng)沖擊時(shí)，家庭已有經(jīng)濟(jì)狀況、生活水平的響應(yīng)程度，這其中涵蓋了風(fēng)險(xiǎn)和脆弱性兩個(gè)方面。2.何平等(2010)將效用納入到期望效用的分析框架中[17]，并將其分為脆弱性和風(fēng)險(xiǎn)兩部分。本文將采用這種方法進(jìn)一步把家庭的脆弱性進(jìn)行細(xì)化，分解出農(nóng)村家庭所面臨的協(xié)同性風(fēng)險(xiǎn)和異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)。

基于不同的風(fēng)險(xiǎn)概念，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行了測(cè)量和分解，由于數(shù)據(jù)主要是來(lái)源于發(fā)展中國(guó)家，數(shù)據(jù)屬性是截面的，缺乏面板數(shù)據(jù)，這使得研究過(guò)程始終是靜態(tài)的。實(shí)際上，基于隨機(jī)誤差項(xiàng)的不同假設(shè)條件，采用的實(shí)證模型亦是不同的。有Glezser、Glodfeld-Quandt和White 3種方法可以對(duì)異方差進(jìn)行診斷，Imai等 (2009)對(duì)于隨機(jī)誤差項(xiàng)存在的異方差狀況進(jìn)行了檢驗(yàn)，探尋了異方差產(chǎn)生的現(xiàn)實(shí)原因，并采用了GLS方法和3GLS方法來(lái)估計(jì)模型[18]。此情況說(shuō)明，消費(fèi)處于低均值的農(nóng)村家庭比消費(fèi)處于高均值的家庭面臨更高概率的消費(fèi)波動(dòng)性及風(fēng)險(xiǎn)性；如果隨機(jī)誤差不存在異方差，可以直接采用OLS來(lái)估計(jì)模型，此情況說(shuō)明消費(fèi)處于高均值的農(nóng)村家庭比消費(fèi)處于低均值的家庭面臨更高概率的消費(fèi)波動(dòng)及風(fēng)險(xiǎn)性(何興強(qiáng)，史衛(wèi)[19]，2014)。然而，到目前為止，仍沒有文獻(xiàn)采用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。實(shí)際上，采用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析能夠在更大程度上規(guī)避由于被解釋變量不可觀測(cè)性帶來(lái)的內(nèi)生性難題，并且能夠得到參數(shù)的一致估計(jì)量。

綜合上述文獻(xiàn)，本文發(fā)現(xiàn)，不同的風(fēng)險(xiǎn)分類方式需要采用異質(zhì)性的方法來(lái)測(cè)算，異質(zhì)性方法需要不同屬性的實(shí)證數(shù)據(jù)來(lái)支撐；自然地，經(jīng)驗(yàn)分析的結(jié)果及風(fēng)險(xiǎn)防范機(jī)制亦是不同的。Günther和Harttgen(2006)采用Madagascar的家庭數(shù)據(jù)[12]，通過(guò)經(jīng)驗(yàn)分析發(fā)現(xiàn)，導(dǎo)致農(nóng)村居民貧困的主要因素是農(nóng)村家庭面臨的協(xié)同性風(fēng)險(xiǎn)；Kochar(1999)對(duì)印度風(fēng)險(xiǎn)防范機(jī)制的研究表明[20]，可以通過(guò)延長(zhǎng)勞動(dòng)時(shí)間來(lái)平滑農(nóng)村居民的跨期消費(fèi)及所受到的沖擊；賈男等(2011)認(rèn)為[21]，家庭風(fēng)險(xiǎn)防范機(jī)制的選擇方式取決于家庭主要成員的偏好。

既有研究能夠較好的將不同家庭間的消費(fèi)均值水平和異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)因素聯(lián)動(dòng)起來(lái)進(jìn)行分析，并探索了風(fēng)險(xiǎn)的分解和風(fēng)險(xiǎn)防范機(jī)制。這些都具有重要的學(xué)術(shù)貢獻(xiàn)，然而研究亦存在不足之處：1.在風(fēng)險(xiǎn)測(cè)度與分解方面，沒有對(duì)不同區(qū)域不同村落間的風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行橫向比較研究，因?yàn)椴煌瑓^(qū)域農(nóng)村間經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展不平衡性會(huì)產(chǎn)生不同的風(fēng)險(xiǎn)種類，各類風(fēng)險(xiǎn)的占比會(huì)有很大的差別，需要對(duì)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行測(cè)度和分解；2.在風(fēng)險(xiǎn)的防范和風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)方面，既有文獻(xiàn)不能夠平滑消費(fèi)、醫(yī)療和住房等大幅度消費(fèi)支出家庭所面臨的風(fēng)險(xiǎn)性，在家庭面臨消費(fèi)和區(qū)域特定的外生性沖擊時(shí)，農(nóng)村家庭如何對(duì)消費(fèi)進(jìn)行平滑缺乏細(xì)致論述；3.在實(shí)證研究方法的選擇方面，理論上診斷及規(guī)避異方差的方法是通過(guò)GLS方法或3GLS方法，但實(shí)證分析過(guò)程中，僅采用OLS估計(jì)方法來(lái)對(duì)消費(fèi)的條件期望作計(jì)量分析，使得消費(fèi)方程的估計(jì)參數(shù)產(chǎn)生不一致性問題；4.社會(huì)資本已經(jīng)成為影響中國(guó)農(nóng)村家庭消費(fèi)平滑能力的關(guān)鍵因素之一，而已有文獻(xiàn)均未將其作為解釋變量納入到農(nóng)村風(fēng)險(xiǎn)的測(cè)度和分解的研究框架中，鑒于此，本文將其納入到農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)及消費(fèi)方程中進(jìn)行分析。

三、農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)的測(cè)度及分解

(一)風(fēng)險(xiǎn)的測(cè)度與分解

根據(jù)楊文等[4](2012)及Imai 等[18](2009)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)和脆弱性的定義，本文假設(shè)i(i=1,2,…,n)為風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型家庭。因此，農(nóng)村家庭的效用函數(shù)滿足嚴(yán)格遞增的弱凹性，在實(shí)數(shù)集上的效用函數(shù)Vi(·):實(shí)數(shù)→實(shí)數(shù)，在特定時(shí)期，農(nóng)村家庭的脆弱性(含風(fēng)險(xiǎn))可定義為確定性等價(jià)的效用減去家庭的期望效用：

Ui=Vi(hek)-EVi(Ci)

(1)

其中，Ui表示家庭i的脆弱狀況，hek表示在零風(fēng)險(xiǎn)和平等條件下家庭i的消費(fèi)水平，稱之為確定性等價(jià)消費(fèi)；當(dāng)Ui>0時(shí)，家庭i是脆弱的，當(dāng)Ui≤0時(shí)，家庭i不具脆弱性。進(jìn)一步地，我們對(duì)脆弱性進(jìn)行分解，分解出家庭所面臨的異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)，分解的核心指標(biāo)為家庭i的消費(fèi)的平均水平及波動(dòng)水平。Ui可分解為農(nóng)村家庭所面臨的風(fēng)險(xiǎn)部分及貧困部分：

Ui-{Vi(hek)-Vi[E(Ci)]}=Vi[E(Ci)]-EVi(Ci)

(2)

其中，Vi(hek)-Vi[E(Ci)]表示確定性等值效用減去期望值消費(fèi)效用而得到的值，成為家庭的貧困部分；風(fēng)險(xiǎn)部分是家庭i從消費(fèi)中獲得的效用減去期望效用。為進(jìn)一步細(xì)分農(nóng)村家庭所面臨的風(fēng)險(xiǎn)，本文將方程(2)左邊方程部分用Di來(lái)表示，其含義為農(nóng)村家庭所面臨的風(fēng)險(xiǎn)總和：

Di=Ui-{Vi(hek,t)-V[hek,t,w]}=Dc+Dd+Du

(3)

(4)

(5)

(6)

其中，Vi(hek,t)-V[hek,t,w]表示農(nóng)村家庭的貧困或不平等水平；Dc表示其所面臨的協(xié)同性風(fēng)險(xiǎn)；Dd表示家庭異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)；而Du表示未知性風(fēng)險(xiǎn)，即不可解釋的風(fēng)險(xiǎn)。方程(3)—(6)中，協(xié)同性風(fēng)險(xiǎn)(Dc)涵蓋了區(qū)域虛擬變量及村落虛擬變量，不同區(qū)域、不同村落的農(nóng)村家庭由于經(jīng)濟(jì)水平、文化及宗教信仰的差異而可能會(huì)擁有不同的消費(fèi)習(xí)慣，進(jìn)而會(huì)影響一個(gè)家庭的消費(fèi)決策和消費(fèi)總量；異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)(Dd)涵蓋了與家庭i的特征相關(guān)且對(duì)家庭在某時(shí)期消費(fèi)產(chǎn)生影響的特征變量Zit，這其中包含了家庭所擁有的物質(zhì)資本、社會(huì)資本及年齡、性別、受教育狀況等人口特征變量等。對(duì)未知性風(fēng)險(xiǎn)(Du)，即不可解釋風(fēng)險(xiǎn)涵蓋了不可觀測(cè)的未知風(fēng)險(xiǎn)集合體及測(cè)度誤差。

從現(xiàn)有研究來(lái)看，一個(gè)家庭的貧困或不平等在很大程度上取決于村落內(nèi)部的不平等(楊文等[4]，2012；Berjamin 等[22]，2005)。鑒于此，為了進(jìn)一步細(xì)化村落內(nèi)部(I)及村落間的貧困及不平等狀況(O)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的實(shí)際影響效應(yīng)，本文對(duì)方程(3)進(jìn)一步分解：

Vi(hek,t)-Vi[E(Cit)]}=Vi(hek,t)-V[hek,t,t]}+Vi(hek,t)-Vi[E(Cit)]

(7)

(二)農(nóng)村家庭消費(fèi)效用函數(shù)和消費(fèi)期望模型的設(shè)定與估計(jì)

1.效用消費(fèi)函數(shù)的設(shè)定。一般來(lái)說(shuō)，效用消費(fèi)函數(shù)有3種形式，分別為常數(shù)風(fēng)險(xiǎn)厭惡(CRRA)效用函數(shù)、常數(shù)絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡(CARA)效用函數(shù)及二次效用函數(shù)。而CRRA效用函數(shù)更適合農(nóng)村家庭的效用消費(fèi)函數(shù)，消費(fèi)效用函數(shù)形式為：

(8)

其中，消費(fèi)的自變量為消費(fèi)，用確定性等價(jià)消費(fèi)hek對(duì)家庭消費(fèi)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，從而提升分析的敏感性，這樣便于分析家庭面臨風(fēng)險(xiǎn)的波動(dòng)性。研究假設(shè)為家庭為風(fēng)險(xiǎn)厭惡型，在不同的利益格局下，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度大致是相同的，δ表示家庭i的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避類型：δ>1為風(fēng)險(xiǎn)厭惡型，δ=1為風(fēng)險(xiǎn)中立類型。為了對(duì)家庭不同風(fēng)險(xiǎn)狀況δ的取值的敏感性進(jìn)行測(cè)度，本文將分別設(shè)定δ=2及δ=3的狀況進(jìn)行動(dòng)態(tài)敏感性分析。

2.消費(fèi)期望模型的估計(jì)。假定農(nóng)村家庭消費(fèi)服從半對(duì)數(shù)的正態(tài)分布形式，那么可以建立如下的消費(fèi)模型：

(9)

三、數(shù)據(jù)來(lái)源于變量的描述性統(tǒng)計(jì)

本文采用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2011年和2012年武漢大學(xué)社會(huì)保障研究中心(CSSS)的“中國(guó)農(nóng)村家庭社會(huì)保障調(diào)查”(CRSIS)。截止到目前，CSSS已在北京、上海、重慶、江西、江蘇、湖北和陜西等省市進(jìn)行了動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查。通過(guò)對(duì)2011年和2012年數(shù)據(jù)的整理與分析，本文獲得了涵蓋953個(gè)家庭2011-2012年的面板數(shù)據(jù)。為了得到更為平滑的消費(fèi)數(shù)據(jù)，本文選取5%樣本截取值，利用95%的剩下數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)度。因此，選取了905個(gè)家庭樣本的面板數(shù)據(jù)。

(一)因變量的選取

在消費(fèi)模型(8)式中，因變量為消費(fèi)，本文將每個(gè)農(nóng)村家庭i在t時(shí)的消費(fèi)取標(biāo)準(zhǔn)對(duì)數(shù)。根據(jù)各項(xiàng)消費(fèi)支出對(duì)總消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)因子，依次選取家庭食品支出額、醫(yī)療保健支出、文化教育支出、社會(huì)保障支出、居住支出、衣著支出、近五年耐用品消費(fèi)支出和交通支出共8項(xiàng)作為相應(yīng)年度支出和家庭主要消費(fèi)支出額。

(二)家庭特征變量及獨(dú)立解釋變量的選取

1.家庭特征變量。(1)家庭個(gè)體特征變量。這其中涵蓋了性別、年齡、年齡的交互項(xiàng)、文化水平、人口贍養(yǎng)比等變量。在指標(biāo)變量的選取和測(cè)算方面，本文將農(nóng)村家庭16-59歲人口平均受教育年限(包括了工作后接受在職培訓(xùn)的實(shí)際年限)、平均年齡及平均年齡的交互項(xiàng)來(lái)刻畫整個(gè)農(nóng)村家庭的文化程度和勞動(dòng)年齡分布狀況；而對(duì)于人口贍養(yǎng)比指標(biāo)，本文采用60歲以上人口與15歲以下未成年人口之和占總?cè)丝诘谋戎貋?lái)反映農(nóng)村家庭人口贍養(yǎng)比狀況。(2)家庭擁有的物質(zhì)資本。本文采用是否擁有拖拉機(jī)、收割機(jī)及小汽車(或摩托車)這三個(gè)啞變量來(lái)表示農(nóng)村家庭的物資資本形式。(3)家庭的純收入。從農(nóng)村家庭實(shí)際的收入形式來(lái)看，這其中包括了在農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)而獲取的純收入，從事個(gè)體私營(yíng)而獲取的經(jīng)營(yíng)性純收入，以及外出務(wù)工獲取的務(wù)工性收入，將這3項(xiàng)匯總而獲得家庭純收入這一指標(biāo)。(4)社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與家庭宗族網(wǎng)絡(luò)資本。對(duì)于這兩個(gè)指標(biāo)的衡量，本文將從這兩類社會(huì)資本的“進(jìn)”和“出”兩項(xiàng)指標(biāo)之和來(lái)刻畫。具體來(lái)說(shuō)就是一個(gè)家庭在面臨本家庭、本宗族家庭及親朋好友家庭等婚喪嫁娶、生孩子、做壽及升學(xué)等重要家庭事件等所給出和收到的禮金之和。在農(nóng)村社會(huì)保障制度及金融政策不完善的背景下，社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)資本和家庭宗族網(wǎng)絡(luò)資本可以在更大程度上發(fā)揮作用，從而平滑家庭在面臨不利沖擊時(shí)的消費(fèi)能力。其余變量涵蓋了是否參加了“新農(nóng)合”、“新農(nóng)?！?、“農(nóng)村低?！薄⒓彝コ蓡T的健康狀況、子女受教育狀況、所在存量離最近醫(yī)療點(diǎn)的距離等變量。

2.獨(dú)立解釋變量。(1)村落虛擬變量。村落虛擬變量用來(lái)反映異質(zhì)性的村落特征，對(duì)村落內(nèi)部異質(zhì)性消費(fèi)家庭的影響效應(yīng)，村落虛擬變量共有75個(gè)，各省市的村落數(shù)量分布如下：北京、上海、重慶、江西、江蘇、湖北和陜西依次為15個(gè)、13個(gè)、8個(gè)、11個(gè)、14個(gè)、9個(gè)和5個(gè)。(2)區(qū)域啞變量。區(qū)域啞變量反映了農(nóng)村家庭所在區(qū)域，用此啞變量來(lái)表示農(nóng)村家庭是否具有區(qū)域優(yōu)勢(shì)。本文針對(duì)上述7省市，對(duì)其進(jìn)行了區(qū)域劃分，依次為東部區(qū)域(北京、上海、江西和江蘇)、中部區(qū)域(湖北和陜西)以及西部區(qū)域(重慶)，表1報(bào)告了各變量的定義方式及描述性統(tǒng)計(jì)。

(三)數(shù)據(jù)預(yù)處理

1.相關(guān)變量的價(jià)格指數(shù)調(diào)整。為了使得家庭年度純收入、家庭年度總消費(fèi)支出、社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)資本與家庭宗族關(guān)系網(wǎng)絡(luò)資本等可用貨幣來(lái)衡量的變量具有可比性，本文將這些變量通過(guò)各省市的價(jià)格指數(shù)(CPI)進(jìn)行了動(dòng)態(tài)調(diào)整，從而增強(qiáng)了相關(guān)變量縱向與橫向的可比性。

2.農(nóng)村家庭異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)測(cè)度的指標(biāo)變量的數(shù)據(jù)預(yù)處理。由于家庭的脆弱性值扣除家庭所面臨的村內(nèi)和村落間的不平等及貧困部分，本文得到了一個(gè)家庭所面臨的各種風(fēng)險(xiǎn)。因此，我們必須先對(duì)家庭所面臨的村內(nèi)和村落間的不平等的衡量指標(biāo)進(jìn)行預(yù)處理。首先，本文將采用RE來(lái)估計(jì)消費(fèi)對(duì)數(shù)模型來(lái)估計(jì)異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)和協(xié)同性風(fēng)險(xiǎn)，估計(jì)結(jié)果如表2所示。

表1　變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2　消費(fèi)支出的回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示在0.01、0.05和0.1水平上是顯著的，Hauseman檢驗(yàn)的顯著性水平值為0.2115。

四、經(jīng)驗(yàn)結(jié)果分析

(一)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)的分解及敏感性分析

1.家庭風(fēng)險(xiǎn)的敏感性分析。從表3可以看出，家庭所面臨的各種風(fēng)險(xiǎn)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避類型系數(shù)有強(qiáng)烈的敏感性，當(dāng)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避類型δ=2時(shí)的各風(fēng)險(xiǎn)值及總風(fēng)險(xiǎn)值顯著性低于δ=3時(shí)的相應(yīng)值。無(wú)論是村內(nèi)不平等值還是村落間不平等值在δ=3時(shí)是δ=2時(shí)相應(yīng)值的2倍左右。異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)、協(xié)同性風(fēng)險(xiǎn)及未知性風(fēng)險(xiǎn)三者的比重在不同風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避類型δ條件下是相對(duì)穩(wěn)定的。在δ=2時(shí)，異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)、協(xié)同性風(fēng)險(xiǎn)及未知性風(fēng)險(xiǎn)的值依次為：0.232、0.052和0.031；而δ=3時(shí)，三者的值依次為0.545、0.120和0.042。

表3　農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)分解值及區(qū)域分布狀況

注：括弧內(nèi)的值表示樣本占總樣本的百分比。

2.家庭風(fēng)險(xiǎn)性及分解結(jié)果分析。(1)當(dāng)δ=2時(shí)，所考察的905個(gè)家庭中，面臨較大風(fēng)險(xiǎn)的家庭占到了總家庭數(shù)的65.64%；當(dāng)δ=3時(shí)，相應(yīng)值變?yōu)?9.17%，這表明多數(shù)農(nóng)村家庭暴露在社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)之中。(2)家庭所面臨的各種風(fēng)險(xiǎn)中，異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)成為家庭風(fēng)險(xiǎn)的主要組成部分。此結(jié)論既不同于楊文等[4](2012)所得出的未知性風(fēng)險(xiǎn)為主要風(fēng)險(xiǎn)的結(jié)論，亦不同于Günther和Harttgen[12](2006)和Benjamin[22](2005)的協(xié)同性風(fēng)險(xiǎn)為根本性風(fēng)險(xiǎn)的結(jié)論。

(二)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)狀態(tài)

1.貧困家庭面臨更大的風(fēng)險(xiǎn)。圖1報(bào)告了δ=2和δ=3時(shí)，農(nóng)村家庭平均風(fēng)險(xiǎn)水平和家庭跨期人均月消費(fèi)水平的散點(diǎn)圖分布狀況?？梢钥吹剑彝サ钠骄L(fēng)險(xiǎn)水平與跨期人均消費(fèi)水平呈現(xiàn)出此消彼長(zhǎng)的反方向變動(dòng)關(guān)系。從國(guó)際上規(guī)定的每人每天2美元的標(biāo)準(zhǔn)來(lái)看，本文將月人均收入低于400元人民幣的標(biāo)準(zhǔn)認(rèn)定為貧困家庭。而從圖1的實(shí)際分布來(lái)看，跨期人均消費(fèi)低于400元人民幣標(biāo)準(zhǔn)的農(nóng)村家庭幾乎都落在了區(qū)域Ⅰ內(nèi)，這表明農(nóng)村貧困家庭面臨風(fēng)險(xiǎn)的可能性明顯大于農(nóng)村的非貧困家庭。

2.非貧困家庭占非風(fēng)險(xiǎn)性家庭比重高達(dá)95%以上。表4報(bào)告了貧困狀態(tài)下，風(fēng)險(xiǎn)家庭與非風(fēng)險(xiǎn)家庭的分布狀況。在δ=2時(shí)，311個(gè)農(nóng)村非風(fēng)險(xiǎn)性家庭中，非貧困家庭占到了306個(gè)，而貧困家庭僅占了5個(gè)，即非貧困家庭占農(nóng)村非風(fēng)險(xiǎn)性家庭的比重達(dá)到了98.39%；δ=3時(shí)，這個(gè)比重達(dá)到了98.92%。從樣本的縱向跨期分布及橫向跨區(qū)域分布的狀況來(lái)看(如表4)，北京、湖北及上海的非貧困家庭所占比例依次排前3名。雖然湖北省農(nóng)村非貧困家庭占比較高，但其所屬的3戶樣本屬于貧困家庭。因此，北京市農(nóng)村非貧困家庭比重及非貧困家庭數(shù)在7省市中處于領(lǐng)先地位；無(wú)論是非風(fēng)險(xiǎn)性家庭數(shù)還是非貧困家庭數(shù)，江西省均排倒數(shù)第一。

圖1　不同風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避類型(δ=2和δ=3)的家庭風(fēng)險(xiǎn)水平與人均消費(fèi)支出的散點(diǎn)圖

區(qū)域非風(fēng)險(xiǎn)家庭數(shù)(比重)非風(fēng)險(xiǎn)性和非貧困性家庭數(shù)(比重)非風(fēng)險(xiǎn)性和貧困性家庭數(shù)(比重)風(fēng)險(xiǎn)家庭數(shù)(比重)風(fēng)險(xiǎn)性和非貧困性家庭數(shù)(比重)風(fēng)險(xiǎn)性和貧困性家庭數(shù)(比重)δ=2311(100%)306(%)5(1.61%)594(100%)389(65.48%)205(34.51%)北京54(17.36%)54(17.65%)0(0%)97(16.33%)68(17.48%)29(14.15%)上海48(15.43%)48(15.69%)0(0%)92(15.49%)61(15.68%)31(15.12%)重慶36(11.58%)36(11.76%)0(0%)76(12.79%)49(12.60%)27(13.17%)江西34(11.11%)32(10.46%)2(40%)68(11.45%)47(12.08%)21(10.24%)江蘇41(13.18%)41(13.40%)0(0%)83(13.97%)56(14.40%)27(13.17%)湖北57(18.33%)54(17.65%)3(60%)101(17.00%)80(20.57%)49(23.90%)陜西41(13.18%)41(13.40%)0(0%)77(12.96%)28(7.20%)21(10.24%)δ=3279(100%)276(98.92%)3(1.08%)626(100%)394(62.94%)232(37.66%)北京54(19.35%)54(19.57%)0(0%)104(16.61%)68(17.26%)36(15.52%)上海52(18.64%)52(18.84%)0(0%)98(15.65%)60(15.23%)38(16.38%)重慶34(12.32%)34(12.32%)0(0%)80(12.80%)47(11.93%)33(14.22%)江西32(11.47%)32(11.59%)0(0%)79(12.62%)50(12.69%)29(12.50%)江蘇43(15.41%)43(15.58%)0(0%)91(14.54%)58(14.72%)33(14.22%)湖北40(14.34%)37(13.41%)3(100%)119(19.01%)64(16.24%)55(23.71%)陜西24(8.60%)24(8.70%)0(0%)55(8.79%)47(11.93%)8(3.45%)

注：各省樣本所占比重總和處于[99%,101%]之間，這與測(cè)算過(guò)程中的四舍五入有關(guān)，屬于正常誤差。

注：***、**和*分別表示在0.01、0.05和0.1水平上是顯著的。

3.隨著風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)的上升，農(nóng)村貧困家庭占農(nóng)村風(fēng)險(xiǎn)家庭數(shù)的比重得到明顯的提升。表4顯示，在農(nóng)村風(fēng)險(xiǎn)家庭中，貧困家庭所占比重在δ=2時(shí)為31.51%，在δ=3時(shí)，為37.06%。這個(gè)數(shù)值顯著性的高于貧困家庭占農(nóng)村非風(fēng)險(xiǎn)性家庭的1.61%(δ=2)和1.08%(δ=3)比重，在風(fēng)險(xiǎn)性家庭數(shù)和比重中，北京最多，其比重高達(dá)17.48%(δ=2)和17.26%(δ=3)而湖北省的貧困家庭占比最高，達(dá)到了23.90%(δ=2)和23.71%(δ=3)。

(三)農(nóng)村家庭總風(fēng)險(xiǎn)及各部分風(fēng)險(xiǎn)的影響因素分析

本文將針對(duì)方程(3)所分解的三類農(nóng)村家庭所面臨的風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)影響因素進(jìn)行回歸分析，將總風(fēng)險(xiǎn)及3種不同風(fēng)險(xiǎn)的影響指標(biāo)變量進(jìn)行加權(quán)最小二乘估計(jì)(WLS)。同時(shí)，將2011年和2012年有關(guān)家庭的特征變量取均值作為自變量，對(duì)農(nóng)村家庭的消費(fèi)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，得到了家庭的風(fēng)險(xiǎn)均值(如表5所示)。在家庭所面臨的各種風(fēng)險(xiǎn)中，異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)成為總風(fēng)險(xiǎn)的主要組成部分，占總風(fēng)險(xiǎn)的的比重為41.55%(δ=2)和38.45%(δ=3).從表6各影響因素來(lái)看，有5個(gè)變量成為影響農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)大小的關(guān)鍵因素。

1.家庭的實(shí)際收入水平及再分配收入指標(biāo)。表5顯示，家庭收入的回歸系數(shù)為-0.6672，且在0.05水平上通過(guò)了檢驗(yàn)。這表明農(nóng)村中高收入家庭抵御和防范風(fēng)險(xiǎn)的能力更強(qiáng)。從再分配收入指標(biāo)來(lái)看，相對(duì)未參加“新農(nóng)合”制度的家庭，參加了“新農(nóng)合”制度的家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的抵御能力會(huì)提升55.47個(gè)百分點(diǎn)，其對(duì)協(xié)同性風(fēng)險(xiǎn)和異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的緩解力度分別為2.1%和41.16%；而農(nóng)村低保制度對(duì)農(nóng)村家庭特別是低收入和貧困家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)特別是異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)能力的提升具有顯著性的影響?？傮w來(lái)說(shuō)，無(wú)論是農(nóng)村家庭外出務(wù)工性收入、務(wù)農(nóng)性收入還是經(jīng)營(yíng)性收入對(duì)于其抵御和防范風(fēng)險(xiǎn)的能力均起到顯著性的提升作用。

2.農(nóng)村家庭16-59歲人員所占比重。家庭勞動(dòng)力所占比重能夠顯著性的降低該家庭異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)和協(xié)同性風(fēng)險(xiǎn)。由于15-59周歲人口占家庭總?cè)丝诘谋戎卦礁撸麄€(gè)家庭獲取收入的能力就越強(qiáng)，對(duì)于家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)能力的貢獻(xiàn)因子就越大，因而能夠起到抵御和防范風(fēng)險(xiǎn)的作用。家庭成員生過(guò)大病的次數(shù)會(huì)降低家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力，對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生的促進(jìn)效應(yīng)為0.4082，對(duì)異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生的促進(jìn)效應(yīng)為0.3417。從醫(yī)療點(diǎn)離家庭所在地的距離來(lái)看，這種距離越小，其家庭抵御和防范風(fēng)險(xiǎn)的能力就越強(qiáng)。

3.高等教育支出變量。高等教育支出能夠顯著性的提升農(nóng)村家庭的異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)水平，影響因子系數(shù)為0.4077，而對(duì)家庭異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)水平的影響系數(shù)為0.3076，且在0.05水平上通過(guò)了檢驗(yàn)。高等教育支出成為農(nóng)村家庭的重大支出項(xiàng)目，其幾乎擠占了一個(gè)中等收入家庭除食品和衣著支出的所有費(fèi)用的支出，使得一個(gè)家庭平滑消費(fèi)的能力大大下降；而大學(xué)生“后大學(xué)”時(shí)代的就業(yè)率低下、工資性收入偏低狀況會(huì)進(jìn)一步提升一個(gè)家庭的風(fēng)險(xiǎn)性水平，但這種風(fēng)險(xiǎn)性會(huì)隨著大學(xué)畢業(yè)后工作年限的延長(zhǎng)而逐漸降低，在0.05水平上通過(guò)了檢驗(yàn)，說(shuō)明教育支出并非完全意義上的消費(fèi)性支出，其滯后效應(yīng)表明，教育仍然是農(nóng)村家庭抵御和防范風(fēng)險(xiǎn)的有效手段之一。

4.家庭擁有的物質(zhì)資本及社會(huì)資本變量。對(duì)于家庭擁有的物質(zhì)資本，本文引入了2個(gè)變量衡量，即家庭擁有小汽車(或摩托車)和拖拉機(jī)(或收割機(jī))來(lái)衡量。從表5的結(jié)果來(lái)看，物質(zhì)資本能夠顯著性地降低農(nóng)村家庭的風(fēng)險(xiǎn)性，擁有拖拉機(jī)(或收割機(jī))的家庭比未擁有拖拉機(jī)(或收割機(jī))的家庭風(fēng)險(xiǎn)降低了6.23個(gè)百分點(diǎn)；擁有小汽車(或摩托車)與未擁有的家庭相比，風(fēng)險(xiǎn)降低了34.69個(gè)百分點(diǎn)，這在很大程度上說(shuō)明擁有小汽車仍然是中國(guó)農(nóng)村地區(qū)財(cái)富的象征之一。以年家庭人情世故支出和收入之和(親朋好友)的對(duì)數(shù)代表家庭宗族網(wǎng)絡(luò)資本對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性影響系數(shù)為-0.4855，并且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)；以年家庭送禮收入或收禮支支出之和(非親朋好友)對(duì)數(shù)代表社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)資本對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性的影響系數(shù)為-0.5179，并且也通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這表明家庭宗族網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)于農(nóng)村家庭的風(fēng)險(xiǎn)性具有抵御效應(yīng)。由于長(zhǎng)期以來(lái)農(nóng)村地區(qū)缺乏正式的社會(huì)保障制度，導(dǎo)致了家庭宗族網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)一度承擔(dān)了社會(huì)保障應(yīng)有的功能(王增文，2012)。

五、結(jié)論與對(duì)策建議

本文將農(nóng)村家庭所面臨的風(fēng)險(xiǎn)分解為異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)、協(xié)同性風(fēng)險(xiǎn)和未知性風(fēng)險(xiǎn)，并進(jìn)一步測(cè)得了各部分風(fēng)險(xiǎn)值和總風(fēng)險(xiǎn)值。研究過(guò)程中，假定農(nóng)村家庭成員的風(fēng)險(xiǎn)偏好是厭惡型的，考察了不同風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)對(duì)于效用函數(shù)不同取值的敏感性，采用了武漢大學(xué)社會(huì)保障部研究中心(CSSS)的農(nóng)村家庭跟蹤調(diào)查的905個(gè)2011-2012年度的農(nóng)村家庭特征面板數(shù)據(jù)。通過(guò)農(nóng)村家庭消費(fèi)平滑能力測(cè)得了家庭所面臨的三類風(fēng)險(xiǎn)。根據(jù)不同家庭的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避類型的兩類取值(δ=2和δ=3)，本文進(jìn)一步測(cè)得了家庭所面臨的三種風(fēng)險(xiǎn)對(duì)于不同風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避參數(shù)(δ)的敏感性取值，可以看出貧困家庭將面臨更大的風(fēng)險(xiǎn)。在此基礎(chǔ)之上，對(duì)農(nóng)村家庭的總風(fēng)險(xiǎn)及各部分分解風(fēng)險(xiǎn)的影響因素進(jìn)行了加權(quán)最小二乘回歸分析(WLS)，主要得出4個(gè)結(jié)論，針對(duì)這4個(gè)結(jié)論，并針對(duì)提升農(nóng)村居民的抗風(fēng)險(xiǎn)能力，本文給出了如下的對(duì)策建議：

1.農(nóng)村家庭的實(shí)際收入水平是影響家庭風(fēng)險(xiǎn)性大小的最為關(guān)鍵和直接因素。由于風(fēng)險(xiǎn)可以通過(guò)平滑家庭消費(fèi)來(lái)予以抵御和防范，而與消費(fèi)最為直接的相關(guān)變量便是收入，因此，要抵御和防范農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)，首要的渠道和手段便是提高農(nóng)村家庭的實(shí)際收入水平。農(nóng)村家庭中，16-59歲人員所占比重能夠顯著性且有效地抵御和防范農(nóng)村家庭所面臨的風(fēng)險(xiǎn)，特別是異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)。因此，為勞動(dòng)年齡人口提供更多的就業(yè)崗位相關(guān)就業(yè)培訓(xùn)來(lái)提升農(nóng)村家庭實(shí)際收入水平成為規(guī)避和防范農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)關(guān)鍵。按照農(nóng)村家庭的就業(yè)渠道和就業(yè)形式，本文認(rèn)為：(1)對(duì)于從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)獲取收入的“純農(nóng)民”，應(yīng)該在落實(shí)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的同時(shí)，鼓勵(lì)土地合理流轉(zhuǎn)，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能夠規(guī)?；瑧?yīng)該作為一種獲取收入的產(chǎn)業(yè)，使其與第二、三產(chǎn)業(yè)一樣也具有暢通的融資渠道，從而做到規(guī)?；?jīng)營(yíng)；(2)對(duì)于外出務(wù)工而獲取收入的“農(nóng)民工”，政府應(yīng)進(jìn)一步使得流動(dòng)更加暢通，在“同工同酬”的基礎(chǔ)上，更要做到“同制同策”，促進(jìn)其市民化；(3)對(duì)于從事經(jīng)營(yíng)活動(dòng)而獲取經(jīng)營(yíng)性收入的“農(nóng)民商人”，應(yīng)鼓勵(lì)銀行發(fā)放小額貸款，減免部分營(yíng)業(yè)稅收。

2.高等教育支出變量會(huì)在很大程度上提升農(nóng)村家庭的風(fēng)險(xiǎn)水平，因此，進(jìn)一步加大農(nóng)村居民的教育投入，在九年制義務(wù)教育落到實(shí)處的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探索和實(shí)施十二年制義務(wù)教育模式，對(duì)于農(nóng)村家庭特別是中低收入家庭子女的大學(xué)學(xué)雜費(fèi)應(yīng)予以減免。由于教育的收益具有長(zhǎng)期性和滯后性，其收益會(huì)在未來(lái)幾十年中逐步顯現(xiàn)，本文認(rèn)為政府對(duì)農(nóng)村教育的投入應(yīng)該制定中長(zhǎng)期教育投資計(jì)劃，避免“短視”行為。這種投入不僅僅是在其大學(xué)階段，還應(yīng)包括大學(xué)畢業(yè)后的就業(yè)或創(chuàng)業(yè)階段，為其提供資金、技術(shù)及優(yōu)惠政策。

3.農(nóng)村家庭擁有更多的物質(zhì)資本和社會(huì)資本是抵御及防范家庭風(fēng)險(xiǎn)的有效手段。物質(zhì)資本最為直接的表現(xiàn)形式為農(nóng)村家庭的生產(chǎn)資本。因此，應(yīng)進(jìn)一步落實(shí)和加大農(nóng)機(jī)購(gòu)置補(bǔ)貼政策，提高農(nóng)村家庭的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。農(nóng)村家庭宗族網(wǎng)絡(luò)與社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)在抵御家庭面臨的異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)方面發(fā)揮著重要作用，但其亦會(huì)在很大程度上損害公共利益。本文認(rèn)為，應(yīng)該使得這兩種非正式的風(fēng)險(xiǎn)抵御形式具備公共性，并向公共領(lǐng)域轉(zhuǎn)移，使其朝向與公共利益相重疊的方向發(fā)揮更大作用。在再分配領(lǐng)域方面，政府關(guān)注的重點(diǎn)應(yīng)轉(zhuǎn)向中低收入群體，保留通過(guò)家庭宗族網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)獲得私人抵御和防范風(fēng)險(xiǎn)的渠道的同時(shí)，進(jìn)一步加大農(nóng)村社會(huì)保障的財(cái)政投入力度，引導(dǎo)私人或非政府組織(NGO)參與創(chuàng)造公共福利，使得公共支出在一定程度上偏向農(nóng)村中低收入家庭。

4. 2015年中國(guó)“兩會(huì)”總理報(bào)告中提出了初次分配領(lǐng)域的技術(shù)創(chuàng)新與創(chuàng)業(yè)和再分配領(lǐng)域中的以社會(huì)保障及公共服務(wù)為核心的“雙引擎”發(fā)展戰(zhàn)略。這將會(huì)進(jìn)一步提升農(nóng)民和農(nóng)村家庭抵抗風(fēng)險(xiǎn)的能力。在上述分析中，本文僅僅是針對(duì)以政府為主導(dǎo)的再分配領(lǐng)域展開的論述。實(shí)際上，初次分配領(lǐng)域的特別是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)及農(nóng)業(yè)“全產(chǎn)業(yè)鏈”的生產(chǎn)銷售的“延展模式”將成為農(nóng)村居民抵御風(fēng)險(xiǎn)和提升農(nóng)村家庭抵抗風(fēng)險(xiǎn)的能力關(guān)鍵。因此，本文認(rèn)為，如果能夠進(jìn)一步落實(shí)初次分配領(lǐng)域中的以農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與創(chuàng)業(yè)的發(fā)展“引擎”戰(zhàn)略，以及再分配領(lǐng)域中以社會(huì)保障和公共服務(wù)為核心的另一發(fā)展“引擎”戰(zhàn)略，農(nóng)村居民將在“雙保險(xiǎn)”中，規(guī)避更多的生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)及生存風(fēng)險(xiǎn)，從而在更大程度上提升自身抵抗風(fēng)險(xiǎn)的能力。

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(本文責(zé)編：辛城)

Research on Risk Measurement and Risk Prevention Mechanism for Rural

Families：Validity of Social Security System against Risks in Rural Areas

WANG Zeng-wen1，DENG Da-song2

(1.SchoolofPublicAdministration，NanjingUniversityofFinanceandEconomics，Nanjing210023，China;

2.SocialSecurityResearchCenter，WuhanUniversity，Wuhan430072，China)

Abstract：The imperfect reform ofChina’s economic and society makes rural areas show an unfavorable pattern of “high-consumption and low-income”，which results in the risk faced by rural households is gradually improved.The empirical results show that the level of high education expenses of children risks affecting the total effect is negative for rural households;new rural pension insurance and NCMS can effectively weaken the ability of rural households to resist risks;the more household population age structure tends to “young”，the more social capital plays，the greater the family size，the stronger ability to resist and prevent risks，which can explain the social network in rural areas and the importance of their family lineage network against risks effect.The promotion of rural household income is to resist and prevent risks the most direct and effective means.On this basis，we propose to improve the rural households and risk prevention mechanism against countermeasures.

Key words:risk;prevention mechanism;measure;effectiveness;decomposition

中圖分類號(hào)：C939

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1002-9753(2015)07-0182-11

作者簡(jiǎn)介：王增文(1980-)男，山東臨沂人，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)公共管理學(xué)院副院長(zhǎng)、副教授，碩士生導(dǎo)師，博士，研究方向：養(yǎng)老保障與最低生活保障。

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(編號(hào):71003045)；江蘇高校優(yōu)勢(shì)學(xué)科建設(shè)工程資助項(xiàng)目；江蘇省“青藍(lán)工程”資助項(xiàng)目；江蘇省333工程資助。

收稿日期：2014-11-05修回日期：2015-06-02