生計資本抑制了農(nóng)村居民家庭相對貧困嗎?
——基于水平和結構的雙重視角

董艷敏 嚴奉憲*

(1.華中農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院,武漢 430070;2.華中農(nóng)業(yè)大學 綠色經(jīng)濟研究中心,武漢 430070)

2020年中國脫貧攻堅戰(zhàn)取得全面勝利,絕對貧困問題已經(jīng)得到歷史性解決。然而,貧困治理是1個永恒的話題,絕對貧困的消除并不象征貧困問題的終結,相對貧困問題還將伴隨著中國社會主義初級階段長期存在。農(nóng)村居民家庭陷入相對貧困的1個主要原因是生計資本不足[1]。豐富的生計資本是增強風險抵御能力,保障生產(chǎn)生活質(zhì)量的關鍵因素。提升農(nóng)村居民家庭的生計資本,可以多樣化農(nóng)村居民家庭的生計策略,提高農(nóng)村居民家庭的福利水平與可持續(xù)生計能力[2]。因此,分析農(nóng)村居民家庭的生計資本狀況及其對相對貧困的影響,不僅可以為提高農(nóng)村居民家庭的生計能力提供理論支撐,而且對完善相對貧困治理體系,建立解決相對貧困的長效機制具有一定的參考意義。

目前,學術界對相對貧困治理的研究主要集中在相對貧困的測度[3]、數(shù)字普惠金融對相對貧困的抑制效應[4]、社會保險與相對貧困長效治理[5]、精準扶貧政策對相對貧困的緩解[6]、社會網(wǎng)絡與相對貧困脆弱性[7]等方面,研究成果較為豐富,但以生計資本為切入視角探討農(nóng)村居民家庭相對貧困的實證研究較少。生計資本是農(nóng)村居民生存和發(fā)展的基本要素,是實現(xiàn)可持續(xù)生計的重要基礎[8]。生計資本水平越高,可持續(xù)生計能力越強[9]。生計資本維度下的人力資本和社會資本對阻止農(nóng)村居民返貧均有顯著的正向效應,與社會資本相比,人力資本防范返貧的效果更好,是鞏固脫貧攻堅成果的關鍵資本[10],其能夠有效抑制貧困發(fā)生[11]。雖然部分低收入農(nóng)村居民家庭其他類型的生計資本匱乏,對自然資本的依賴性較強[12],但較高的機會成本導致自然資本在一定程度上限制了農(nóng)村居民家庭收入的增長速度[13],甚至增加其陷入貧困的可能[14]。物質(zhì)資本對相對貧困的緩釋沒有顯著意義[2]。也有研究指出,金融資本對農(nóng)村居民家庭擺脫相對貧困的貢獻率最大,自然資本與物質(zhì)資本次之,人力資本和社會資本的貢獻最小[15]。

值得注意的是,現(xiàn)有研究多集中在生計資本某幾個維度與收入、返貧或相對貧困的關系,較少關注生計資本結構對相對貧困的影響。另外,計劃行為理論認為人的態(tài)度和心理會影響其行為。但關于生計資本與貧困的現(xiàn)有研究往往沒有納入心理資本這一維度。農(nóng)村居民是否積極樂觀、對未來是否充滿信心等主觀心理因素會顯著改善家庭生計狀況[16],在促進家庭收入增長、緩解相對貧困的過程中可能會發(fā)揮重要作用。基于此,本研究在可持續(xù)生計分析框架的基礎上,引入心理資本,將傳統(tǒng)的5類生計資本拓展為6類,并從生計資本水平和結構的雙重視角切入,利用中國家庭動態(tài)追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù),對農(nóng)村居民家庭擁有的生計資本進行量化,并探討生計資本對相對貧困的影響,以期為中國相對貧困問題的緩釋提供新的經(jīng)驗證據(jù)。

1 理論分析

生計資本是經(jīng)濟主體所擁有的能夠改善生活狀況,提高生活水平的能力與資源的集合[17]。在關于生計資本的現(xiàn)有研究中,英國國際發(fā)展署(DFID)開發(fā)的包括人力、社會、自然、物質(zhì)、金融5種資本類型的可持續(xù)生計分析框架最為典型。這5種生計資本是農(nóng)村居民家庭生計能力的重要構成要素[18],有助于提高農(nóng)村居民家庭風險抵御能力,避免其陷入貧困[19]。然而這5種生計資本主要是基于社會和物質(zhì)等外在層面的考慮,缺少對心理層面的探討。心理資本是繼上述5種生計資本之后又一關鍵的資本類型,在提升收入水平[20],激發(fā)內(nèi)生動力,提高脫貧質(zhì)量等方面具有重要作用[21]。對于農(nóng)村居民家庭而言,心理資本存量與其是否以積極樂觀的方式進行生產(chǎn)生活有著重要聯(lián)系。首先,心理資本可以反映農(nóng)村居民家庭追求美好生活的內(nèi)生動力。在實踐中,一些曾經(jīng)的貧困家庭依托政府幫扶掌握了一定的專業(yè)技能,拓展了增收途徑,增強了脫貧信心,能夠積極依靠自身努力實現(xiàn)收入增長,逐漸不在需要政府幫扶。而有小部分家庭雖然在政府幫扶下,實現(xiàn)了脫貧摘帽,但內(nèi)生動力不足,依舊延續(xù)著以往生產(chǎn)效率不高、生產(chǎn)技能不好、對未來沒有信心、害怕面對風險、得過且過的生活狀態(tài),對政府幫扶的依賴性較強,一旦政府幫扶力度減弱可能會有一定的返貧風險。其次,心理資本可以影響農(nóng)村居民家庭的風險處理方式。在農(nóng)村居民家庭的生產(chǎn)生活中,經(jīng)常會面臨一些風險沖擊,有些相對貧困家庭可以歷經(jīng)風險、積極適應、努力發(fā)展,進而擺脫相對貧困,有些家庭則聽之任之、放棄適應,陷入相對貧困無法脫離。此外,計劃行為理論認為人的態(tài)度和心理會影響其經(jīng)濟行為。積極的心理狀態(tài)會產(chǎn)生積極的行為選擇,提高生活水平。貧困家庭負面的心理特征對風險承擔等經(jīng)濟行為具有潛在的不利影響,使其難以擺脫貧困,從而陷入貧困心理陷阱[22]。因此,農(nóng)村居民家庭的經(jīng)濟狀況不僅受到外部社會和物質(zhì)條件的約束,同時也可能受到心理因素的影響,將心理資本引入可持續(xù)生計分析框架,可以從主客觀兩個方面探討生計資本對相對貧困的影響,有利于豐富研究視角。

人力資本被定義為知識、勞動能力和良好的健康狀況,使人們能夠采取各種生計策略并實現(xiàn)生計目標。勞動規(guī)模、受教育程度、健康狀況等是影響家庭層面人力資本的重要因素[23]。人力資本除了本身具有的內(nèi)在價值外,社會、自然、物質(zhì)、金融4類資本的運用也離不開知識、健康或勞動能力等人力資本的協(xié)助。就人力資本與貧困的關系而言,人力資本的累積可以提高人們的生產(chǎn)效率和收入水平,在減少貧困和削弱貧困強度等方面具有重要作用,增加人力資本投入可以幫助貧困家庭打破貧困的惡性循環(huán)[24]。

社會資本是人們在追求生計目標時所依賴的社會資源,其本質(zhì)是通過信任、規(guī)范和網(wǎng)絡促進互惠互利的合作。農(nóng)村居民家庭可以通過社會網(wǎng)絡獲得必要的知識和技術資源,降低生產(chǎn)經(jīng)營活動中的成本;可以通過社會資本獲取即時的情感支持、物質(zhì)或經(jīng)濟援助,以應對生產(chǎn)生活中的風險;可以通過社交網(wǎng)絡獲取有關工作和服務的信息,增加就業(yè)幾率;可以通過社會信任建立互惠互利的合作方式,從而降低交易成本,提高生產(chǎn)效率。隨著社會資本的豐富,農(nóng)村居民家庭可以依靠的資源越多,陷入貧困的可能越小[25]。

自然資本是指產(chǎn)生資源流動和提供生計服務的自然資源存量,可以是大氣和生物多樣性等無形的公共產(chǎn)品,也可以是土地等直接用于生產(chǎn)的可分割資產(chǎn)。自然資本對于完全或部分依靠資源型活動謀生的家庭來說至關重要。對于農(nóng)村居民家庭而言,土地和水源等自然資本是保障生產(chǎn)生活的基礎,與貧困脆弱性具有負相關關系[26]。

物質(zhì)資本包括維持生計所需的基礎設施和生活資產(chǎn)。物質(zhì)資本對農(nóng)村居民家庭人均年收入具有顯著的正向影響,物質(zhì)資本越豐富,家庭人均年收入越高[27]。當政府物質(zhì)資本投入達到一定水平之后,還可以有效降低貧困發(fā)生率[28]。

金融資本是指人們?yōu)閷崿F(xiàn)其生活目標而使用的金融資源,包括現(xiàn)金、銀行存款、流動資產(chǎn)、保險、股票等。金融資本對農(nóng)村居民家庭收入增長具有顯著的促進作用,低收入家庭的“儲蓄資本”可以縮小與高收入家庭的收入差距,降低低收入家庭陷入貧困的可能[29]。

心理資本是一種對個人發(fā)展具有積極影響的心理屬性,包括對未來充滿信心、對成功有積極預期、自力更生、勇于克服困難、生活積極樂觀等一系列心理成分[30],是一種汲取了積極心理學和組織行為學的思想建構,旨在捕捉個人的心理能力,這些能力對勞動效率具有積極影響[31]。農(nóng)村居民家庭的希望水平對福利知覺具有顯著的促進作用,可以有效提高其生產(chǎn)積極性[32]。心理資本可以提升農(nóng)村居民家庭的努力程度,為脫貧提供持續(xù)動力;可以促使其積極學習成功脫貧案例中的生產(chǎn)經(jīng)營細節(jié),積累更多可行的脫貧方案;面對風險沖擊,心理資本高的農(nóng)村居民家庭具有積極樂觀的生活態(tài)度,根據(jù)生產(chǎn)經(jīng)營經(jīng)驗,可以較為客觀的評估風險狀況,從而更有力地抵御風險[33]。作為一種無形資本,心理資本對農(nóng)村居民家庭擺脫貧困,實現(xiàn)富裕具有重要意義[16]。

此外,農(nóng)村居民家庭的生計資本還具有水平和結構差異。生計資本水平體現(xiàn)了農(nóng)村居民家庭生計資本存量的豐富程度,而生計資本結構則是生計資本存量內(nèi)部構成的反映,合理的結構配置是各類資本發(fā)揮作用的基礎。生計資本特征在很大程度上影響著家庭的決策行為和增收能力,是農(nóng)村居民家庭收入可持續(xù)增長的源泉[13]。農(nóng)村居民家庭生計資本越豐富,生計策略選擇也就越多,增收能力也就越強。反之,如果農(nóng)村居民家庭生計資本匱乏,則其生計策略單一,抵御風險的能力較弱,陷入相對貧困的概率較大。

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源及樣本描述性統(tǒng)計

本研究數(shù)據(jù)來源于CFPS數(shù)據(jù)庫,將家庭經(jīng)濟問卷和個人問卷數(shù)據(jù)進行匹配,從而使個人層面數(shù)據(jù)與家庭層面數(shù)據(jù)相結合。因為2010年沒有社會信任、家庭耐用品價值等衡量生計資本的指標,2020年家庭層面數(shù)據(jù)尚未發(fā)布,所以本研究僅保留在2012、2014、2016和2018年連續(xù)出現(xiàn)的家庭樣本。另外,本研究僅針對農(nóng)村居民家庭的相對貧困問題,不涉及城鎮(zhèn)居民家庭,故刪除了城鎮(zhèn)居民家庭樣本,最終得到4 034個家庭樣本,4年共計16 136個觀測值。需要注意的是,CFPS是對前一年情況的調(diào)查,為了避免混淆,在以下分析表述中將時間稱為2011、2013、2015和2017年。

在本研究所用的研究樣本中,戶主為男性的家庭占比略大,且呈下降趨勢。其中2011年男性戶主占比為60.56%,2013年為58.50%,2015年為56.77%,2017年為56.71%;2011年戶主年齡均值為50歲,隨著時間推移,戶主年齡不斷增大;戶主已婚的家庭數(shù)量遠大于未婚的家庭數(shù)量,且已婚家庭占比逐年減小。其中2011年已婚家庭數(shù)量占比為91.54%,2013年為90.90%,2015年為88.87%,2017年為87.75%;平均家庭規(guī)模為4人,且呈減小趨勢,2011年家庭規(guī)模均值為4.28,2013、2015和2017年家庭規(guī)模均值分為4.20、4.18和3.98。

2.2 生計資本評價指標

本研究的生計資本包括人力資本、社會資本、自然資本、物質(zhì)資本、金融資本、心理資本6個維度。借鑒現(xiàn)有文獻的研究成果,并結合數(shù)據(jù)的可獲得性與完整性,本研究選取以下18個指標來衡量農(nóng)村居民家庭的生計資本特征,具體的指標設置見表1。

表1 農(nóng)村居民家庭生計資本的測量指標Table 1 Measurement index of livelihood capital of rural households

2.3 研究方法

2.3.1熵值法

根據(jù)以上生計資本各維度的定義,用熵值法對上述18個指標進行加權,計算總生計資本的水平值和6個維度的水平值,從而了解農(nóng)村居民家庭生計資本總體及各維度的擁有狀況。

1)標準化處理。為了避免各指標量綱差異造成的影響,對各指標進行標準化處理。由于上述18個指標都是正向指標,沒有負向指標,所以標準化公式為：

(1)

式中：i是18個生計資本的衡量指標,j為家庭,t為年份,Aijt、max(Aijt)和min(Aijt)分別代表t年家庭j指標i的原始值、最大值和最小值。

2)確定權重。t年指標i的權重計算公式如下：

(2)

(3)

Eit=1-Dit

(4)

(5)

式中：n是家庭樣本數(shù)量,Cijt是t年家庭j指標i的比重,Dit是t年指標i的熵值,Eit是t年指標i的差異系數(shù),Fit是t年指標i的權重。

3)確定綜合指數(shù)。

(6)

當Bijt為人力資本的衡量指標,Fit為對應指標權重時,Gjt為人力資本水平值,Gjt越大,人力資本水平越高。同理得到生計資本其他維度的水平值。生計資本6個維度水平值相加,即為總生計資本水平值。為了解農(nóng)村居民家庭生計資本結構,參照現(xiàn)有研究,將農(nóng)村居民家庭總生計資本水平低于平均值的定義為弱生計資本型,反之為強生計資本型。將生計資本6個維度水平最高的定義為該類資本占優(yōu)型,例如人力資本占優(yōu)型表示在農(nóng)村居民家庭生計資本的6個維度中,人力資本水平最高[34]。

2.3.2模型選擇

為了驗證生計資本對農(nóng)村居民家庭相對貧困狀態(tài)的影響,本研究設定實證模型如下：

(7)

式中：Pjt代表t年家庭j相對貧困的概率?，F(xiàn)有文獻多將收入中位數(shù)或者平均數(shù)的一定比例設為相對貧困線,以此判斷居民的相對貧困狀態(tài)。由于與平均數(shù)相比,中位數(shù)更加穩(wěn)健[35],故本研究參考現(xiàn)有研究,以樣本家庭人均純收入中位數(shù)的40%作為相對貧困線[36]。如果人均純收入低于相對貧困線,則為相對貧困,賦值為1,否則賦值為0,并選擇面板probit模型進行回歸分析。由于在研究樣本中,一些農(nóng)村居民家庭的相對貧困狀態(tài)在2011—2017年沒有發(fā)生變化,使用固定效應則會丟棄這部分研究樣本,考慮到本研究的重點是考察生計資本對農(nóng)村居民家庭相對貧困的影響,而不是解釋農(nóng)村居民家庭在不同年份之間相對貧困狀態(tài)的變化,這種樣本的減少會造成信息損失,而隨機效應則可以利用全部樣本,得到更有效的估計[37]。另外,受制于伴生參數(shù)問題,面板probit模型不存在固定效應估計量[38],故本研究采取面板probit隨機效應模型進行回歸分析。

Xit代表t年家庭j擁有的生計資本,包括生計資本水平和生計資本結構。Zit代表控制變量,包括戶主性別、戶主年齡、戶主婚姻狀況、家庭規(guī)模、家庭是否享有低保戶、五保戶、特困戶補助以及各種救濟金等政府補助;Tj代表時間虛擬變量,由于中國2014年開始實施精準扶貧,因此加入時間固定效應不僅可以解決不隨個體而變但隨時間而變的遺漏變量問題,而且還可以通過不同年份的回歸系數(shù)判斷精準扶貧政策的實施對相對貧困的影響;Rjt代表省份虛擬變量;εjt代表隨機干擾項;β1和r1為待估系數(shù)。

為了驗證生計資本對農(nóng)村居民家庭相對貧困強度的影響,本研究設定實證模型如下：

Yit=α2+β2Xjt+γ2Zjt+Tj+Rjt+εjt

(8)

式中：Yjt代表t年家庭j的相對貧困強度,用相對貧困線與人均純收入的差值(萬元)衡量。由于相對貧困強度是連續(xù)變量,故用面板固定效應進行回歸分析。Xit、Zit、Tj的定義如上所述。Rjt為東、中、西部地區(qū)虛擬變量。由于2011—2017年部分農(nóng)村居民家庭所在省份沒有發(fā)生變化,在使用面板固定效應模型控制了家庭固定效應后,如果模型中再加入省份虛擬變量控制省份固定效應,則部分省份虛擬變量會存在完全多重共線性問題。故在該模型中加入的是地區(qū)虛擬變量,而不是省份虛擬變量。

3 實證結果與分析

3.1 生計資本測度結果分析

3.1.1農(nóng)村居民家庭生計資本水平測度結果和分析

表2為生計資本水平的測度結果。可以看出,2013年農(nóng)村居民家庭總生計資本水平值比2011年增加0.007,2015年比2013年增加0.011,2017年比2015年增加0.013,說明農(nóng)村居民家庭總生計資本水平逐年提升,且在2015年及之后的提升幅度明顯增大。其原因可能在于,2011年《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要(2011-2020年)》[39]提出到2020年實現(xiàn)扶貧對象兩不愁、三保障,全面建成小康社會的奮斗目標。該綱要涵蓋教育、醫(yī)療、住房、就業(yè)、交通、基礎設施建設等多個方面,使農(nóng)村居民從中受益,提升了農(nóng)村居民的生活質(zhì)量與生計能力。2014年中國開始實施精準扶貧,政府投入了大量的扶貧資源,中央財政專項扶貧資金從2015年的467.45億元增加到2020年的1 461億元。通過產(chǎn)業(yè)帶動、信貸扶持、智力幫扶等多個角度顯著提升了農(nóng)村居民家庭的生計能力。得益于中國扶貧政策,特別是2015年脫貧攻堅的全面展開,相對貧困發(fā)生率由2011年的21%下降至2017年的15.5%,且2015年的下降幅度最大。

表2 農(nóng)村居民家庭生計資本及相對貧困的歷年均值Table 2 The average of livelihood capital and relative poverty of rural households over the years

從生計資本各維度的整體水平來看,農(nóng)村居民家庭的心理資本均值最大,其次是人力資本、自然資本、社會資本,物質(zhì)資本和金融資本的均值較小,說明農(nóng)村居民家庭的心理資本最豐富,金融資本和物質(zhì)資本較為匱乏。

從生計資本各維度的歷年變動趨勢來看,2011年人力資本水平值為0.060,2013—2017年為0.058。對此可能的解釋是,教育扶貧等項目提升農(nóng)村居民家庭人力資本水平是一個長期過程,需要一定的時間積累[19]。家庭成人的受教育年限均值和勞動力數(shù)量在不同年份的變化幅度較小,是否有家庭成員住院又具有一定程度的不確定性。因此,農(nóng)村居民家庭的人力資本水平變化較小。今后在著力提升農(nóng)村居民受教育水平的同時,還應充分發(fā)揮鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來的就業(yè)帶動作用,技術培訓產(chǎn)生的勞動力供給質(zhì)量提升作用,從而提高農(nóng)村居民家庭的人力資本水平,使其獲得更多的勞動收入。

除人力資本之外的其他5類資本在2011—2017年基本呈增長趨勢。社會資本方面,2014年《關于創(chuàng)新機制扎實推進農(nóng)村扶貧開發(fā)工作的意見》[40]提出,整合開放各類信息資源,為農(nóng)民提供信息服務,到2015年,連片特困地區(qū)已通電的建制村,互聯(lián)網(wǎng)覆蓋率達到100%。移動互聯(lián)網(wǎng)的連通性實現(xiàn)了農(nóng)村居民家庭線上與線下社會資本的持續(xù)累積。《易地扶貧搬遷“十二五”規(guī)劃》[41]明確,對不具備基本生產(chǎn)和發(fā)展條件的農(nóng)村居民實施異地扶貧搬遷。通過地理空間轉(zhuǎn)換,提高了農(nóng)村居民家庭居住地的交通便捷性,減少了農(nóng)村居民家庭與外界交流聯(lián)系的成本,有助于社會資本累積。另外,據(jù)農(nóng)業(yè)部數(shù)據(jù)顯示,截止2015年12月底,約1億農(nóng)戶加入了農(nóng)民合作社,農(nóng)民合作社的快速發(fā)展不僅優(yōu)化了農(nóng)村居民的生產(chǎn)生活方式,還能促進社會資本的開發(fā)、建設與提升。因此2011—2017年農(nóng)村居民家庭的社會資本呈上升趨勢。隨著社會資本的豐富,農(nóng)村居民家庭可以依靠的資源越多,陷入貧困的可能越小。

自然資本方面,2011年農(nóng)地確權制度的全國試點,為農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)奠定了產(chǎn)權基礎。2014年農(nóng)村土地“三權分置”的提出保障農(nóng)村集體經(jīng)濟組織和承包農(nóng)戶的合法權益,促進了農(nóng)村土地有序流轉(zhuǎn),提高了土地的內(nèi)在價值。從2006年開始,中國農(nóng)村飲用水安全工程全面實施,2015年之前基本解決農(nóng)村飲水安全問題。“十三五”期間,中央決定實施農(nóng)村飲水安全鞏固提升工程,進一步提高農(nóng)村自來水普及率、水質(zhì)達標率和供水保證率,為全面建設小康社會提供良好的飲水安全保障。相關政策的出臺促進了土地流轉(zhuǎn)、提高了土地的內(nèi)在價值及飲水質(zhì)量,從而使農(nóng)村居民家庭的自然資本水平逐步提升。自然資本是保障生產(chǎn)生活的基礎,能有效降低農(nóng)村居民家庭的貧困脆弱性[27]。

物質(zhì)資本方面,《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十二個五年規(guī)劃綱要》[42]將農(nóng)村安居工程列為新農(nóng)村建設的重點工程。黨的十八大以來,中央財政累積投入2 077億元農(nóng)村危房改造補助資金,使貧困地區(qū)農(nóng)戶的住房安全得以保障。危房改造、易地扶貧搬遷和農(nóng)村安居工程的實施不斷提高農(nóng)村居民的住房條件與居住質(zhì)量。但與其他資本相比,農(nóng)村居民家庭的物質(zhì)資本水平相對較低。今后還應繼續(xù)完善農(nóng)村居民家庭的居住條件與配套的基礎設施建設,提高其物質(zhì)資本水平,從而激發(fā)其擺脫相對貧困、追求美好生活的動力。

金融資本方面,自2004年以來,每年的中央一號文件在指導三農(nóng)工作的同時,也對農(nóng)村保險給予了巨大支持。2014年國務院印發(fā)《關于加快發(fā)展現(xiàn)代保險服務業(yè)的若干意見》指出,逐步把商業(yè)保險發(fā)展成為社會保障體系的重要支撐[43]。《關于全面做好扶貧開發(fā)金融服務工作的指導意見》[44]提到,要積極發(fā)展農(nóng)村保險市場,完善農(nóng)村金融服務機制。金融扶貧還能緩解農(nóng)村居民家庭生產(chǎn)經(jīng)營活動中的流動性約束,提高其金融資本水平。但整體而言,農(nóng)村居民家庭的金融資本還處于相對較低水平,可能的解釋是,一方面一些金融扶貧措施往往和其他扶貧項目一起實施,其作用效果可能會被其他項目的影響吸收;另一方面農(nóng)村居民家庭的金融知識欠缺,資產(chǎn)配置能力不足,利用金融扶貧項目提高家庭金融資本的能力有待提高。今后需要對農(nóng)村居民加以宣傳、培訓和引導,完善農(nóng)村居民家庭的金融資產(chǎn)配置,提高其對金融資本的利用能力,充分釋放相關政策的作用效果。

心理資本方面,隨著中國各項扶貧政策的推進,農(nóng)村地區(qū)基礎設施不斷完善,社會保障機制不斷健全,居民生活水平不斷提高,從而增加了農(nóng)村居民對未來的信心程度。政府也通過宣傳先進典型、加強貧困地區(qū)鄉(xiāng)風文明建設等一系列措施提高農(nóng)村居民的心理資本,激發(fā)農(nóng)村居民的內(nèi)生動力。例如2015年《關于打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的決定》[45]明確,要大力營造良好氛圍,為脫貧攻堅提供強大精神動力,倡導現(xiàn)代文明理念和生活方式,激發(fā)貧困地區(qū)農(nóng)村居民奮發(fā)脫貧的熱情。

3.1.2農(nóng)村居民家庭生計資本結構測度結果和分析

表3為生計資本結構的測度結果。可以看出,強生計資本型的農(nóng)村居民家庭占比逐漸增多,弱生計資本型的農(nóng)村居民家庭占比逐漸減小。與強生計資本型的農(nóng)村居民家庭相比,弱生計資本型的農(nóng)村居民家庭的相對貧困發(fā)生率較大,說明弱生計資本型的農(nóng)村居民家庭更容易陷入相對貧困。從生計資本各維度占優(yōu)來看,2011—2017年各類資本占優(yōu)型的農(nóng)村居民家庭占比不斷波動,沒有較為規(guī)律的變動趨勢。整體而言,心理資本占優(yōu)型的農(nóng)村居民家庭數(shù)量最多,其次是自然資本占優(yōu)型和人力資本占優(yōu)型的農(nóng)村居民家庭,金融資本占優(yōu)型、物質(zhì)資本占優(yōu)型和社會資本占優(yōu)型的農(nóng)村居民家庭數(shù)量較少。在用等權重法對生計資本各維度進行加權,計算得到的各類資本占優(yōu)的農(nóng)村居民家庭占比排序為心理資本占優(yōu)型>人力資本占優(yōu)型>自然資本占優(yōu)型>金融資本占優(yōu)型>物質(zhì)資本占優(yōu)型>社會資本占優(yōu)型,和用熵值法加權計算得到的各類資本占優(yōu)型的排序基本一致。說明雖然通過熵值法加權得到的心理資本占優(yōu)型的農(nóng)村居民家庭數(shù)量較多,約占總樣本的50%,但并不影響各類生計資本占優(yōu)型的農(nóng)村居民家庭數(shù)量的相對大小。另外,金融資本占優(yōu)型和物質(zhì)資本占優(yōu)型的農(nóng)村居民家庭相對貧困狀態(tài)的均值相對較小,說明與其他資本占優(yōu)型的家庭相比,這兩類資本占優(yōu)型家庭陷入相對貧困的概率可能更小。綜合來看,生計資本結構會造成農(nóng)村居民家庭相對貧困狀態(tài)的均值分布差異。

表3 農(nóng)村居民家庭生計資本結構與相對貧困Table 3 Livelihood capital structure and relative poverty of rural households

3.2 生計資本對相對貧困的影響分析

生計資本對相對貧困狀態(tài)及相對貧困強度影響的回歸結果見表4。為了更好地驗證生計資本對相對貧困影響的穩(wěn)健性,本研究采用另外一種相對貧困的劃分標準,用樣本家庭人均純收入中位數(shù)的50%作為相對貧困線[7,35],對回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。其中,生計資本各指標對相對貧困狀態(tài)和相對貧困強度影響的估計結果與基準回歸結果基本一致,表明生計資本各指標對相對貧困的影響結果較為穩(wěn)健。

表4 生計資本對農(nóng)村居民家庭相對貧困的影響Table 4 Impact of livelihood capital on rural households’ relative poverty

人力資本方面,農(nóng)村居民家庭的受教育年限、健康狀況、勞動力數(shù)量對相對貧困狀態(tài)及相對貧困強度均有一致的抑制效應,這說明受教育年限越高、健康狀況越好、勞動力數(shù)量越多的農(nóng)村居民家庭陷入相對貧困的概率越低,相對貧困強度越小。其原因可能在于,教育可以增加人們的知識儲備和專業(yè)技能,提高其在勞動力市場的競爭能力與收入水平[46]。健康狀況不僅影響人們的未來收益,更是決定了其當前收益。身體健康狀況不佳會降低工作效率、減少工作時間、減小就業(yè)幾率,抑制工資水平提升。如果患病住院,需人照料,還會犧牲家人的勞動時間,增加醫(yī)療支出,致使家庭陷入相對貧困。勞動力數(shù)量可以產(chǎn)生增加生存能力和提高收入水平的雙重效益,減小家庭陷入相對貧困的可能。

社會資本方面,社會關系顯著負向影響農(nóng)村居民家庭相對貧困狀態(tài)和相對貧困強度。社會關系是農(nóng)村居民家庭獲取資源的有效途徑之一,其具有維系關系、共享信息、促進就業(yè)、相互合作等重要作用,有助于農(nóng)村居民家庭抵御風險沖擊,減緩相對貧困的發(fā)生。社會地位和社會信任對相對貧困狀態(tài)和相對貧困強度的影響沒有通過顯著性檢驗。

自然資本方面,土地流轉(zhuǎn)對相對貧困強度的影響顯著為負,土地價值對相對貧困狀態(tài)和相對貧困強度均有顯著的負向影響。土地流轉(zhuǎn)可以釋放農(nóng)村剩余勞動力,實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟,提高農(nóng)村居民家庭的收入水平。對土地轉(zhuǎn)出戶而言,土地轉(zhuǎn)出可以促使家庭剩余勞動力進入就業(yè)市場,工資收入完全可以抵消土地轉(zhuǎn)出后的風險顧慮[47]。對于土地轉(zhuǎn)入戶而言,土地流轉(zhuǎn)可以把分散的土地進行整合,提高生產(chǎn)效率,實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模效益。自古以來土地都是農(nóng)村居民賴以生存和發(fā)展的基石,具有基本的社會保障功能,能夠增加農(nóng)村居民家庭的抗風險能力。土地價值越高,抗風險能力越強,陷入相對貧困的可能越低。

物質(zhì)資本方面,居住房類型、居住房面積、耐用品價值能夠抑制相對貧困的發(fā)生,并且耐用品價值對相對貧困強度的抑制效應更為顯著。這說明居住房類型越好、居住房面積越大、耐用品價值越高的農(nóng)村居民家庭陷入相對貧困的概率越低。良好的居住環(huán)境可以提升農(nóng)村居民家庭的生活質(zhì)量,激發(fā)其追求美好生活的熱情,抑制相對貧困的發(fā)生。

金融資本方面,存款、商業(yè)保險和金融資產(chǎn)對相對貧困狀態(tài)具有顯著的負向影響,存款對相對貧困強度的影響也顯著為負。由于存款能夠反映家庭當下的現(xiàn)金流狀況,商業(yè)保險是未來可變現(xiàn)的資產(chǎn)或抵御未來風險的保障,基金、債券和股票等金融資產(chǎn)是家庭未來現(xiàn)金流的反映,三者都是能夠增加家庭現(xiàn)金流的資本,是提高家庭可持續(xù)生計能力的一項重要指標,能夠有效提高家庭的風險抵御能力。因此,家庭存款、商業(yè)保險和金融資產(chǎn)對相對貧困具有一定程度的緩釋效應。

心理資本方面,生活滿意度能夠顯著抑制相對貧困的發(fā)生,對未來的自信程度能夠顯著縮小相對貧困強度。心理資本累積可以激發(fā)農(nóng)村居民的活力與激情,樂觀的心態(tài)以及對生活的信心是對抗逆境的利器,能夠增加農(nóng)村居民直面困難的堅韌性、發(fā)奮圖強的積極性、擺脫相對貧困的主觀能動性。

控制變量方面,家庭規(guī)模在各模型中均呈現(xiàn)出顯著的正向影響,說明家庭規(guī)模越大,家庭人口負擔越重,家庭陷入相對貧困的可能性越高,相對貧困程度越強。政府補助對相對貧困強度具有顯著的抑制效應。與2011年相比,2015和2017年農(nóng)村居民家庭陷入相對貧困的概率更小,2013、2015和2017年農(nóng)村居民家庭的相對貧困強度更弱,說明精準扶貧政策和脫貧攻堅成效顯著,顯著地緩解了農(nóng)村居民家庭相對貧困狀況。戶主性別、年齡和婚姻狀態(tài)對相對貧困的影響沒有通過顯著性檢驗。

3.3 生計資本水平和結構對相對貧困的影響分析

3.3.1基準回歸

模型5和6總生計資本的回歸結果顯示,總生計資本對相對貧困狀態(tài)和相對貧困強度具有顯著的負向影響,說明總生計資本能夠緩解農(nóng)村居民家庭相對貧困狀況,減弱相對貧困強度,良好的生計資本是保障農(nóng)村居民家庭可持續(xù)生計和緩釋相對貧困的重要基礎。模型7和8的回歸結果顯示,人力資本、社會資本、自然資本、物質(zhì)資本、金融資本、心理資本的回歸系數(shù)均呈現(xiàn)出一致的負向影響,表明農(nóng)村居民家庭這6類資本越豐富,陷入相對貧困的概率越小。與心理資本相比,人力資本、社會資本、自然資本、物質(zhì)資本和金融資本在預防相對貧困發(fā)生、削弱相對貧困強度方面效果更加顯著。表明人力資本、自然資本、社會資本、物質(zhì)資本和金融資本是防止農(nóng)村居民家庭陷入相對貧困最主要的途徑。模型9和10的回歸結果顯示,與弱生計資本型的農(nóng)村居民家庭相比,強生計資本型的農(nóng)村居民家庭抵御風險沖擊的能力更強,陷入相對貧困的概率更小。模型11和12的回歸結果顯示,人力資本占優(yōu)型、自然資本占優(yōu)型、物質(zhì)資本占優(yōu)型、金融資本占優(yōu)型和心理資本占優(yōu)型對相對貧困狀態(tài)具有顯著的負向影響,對相對貧困強度的影響沒有通過顯著性檢驗。

3.3.2穩(wěn)健性檢驗

為了更好地驗證生計資本水平和結構對相對貧困影響的穩(wěn)健性,本研究參照現(xiàn)有研究,采用等權重法對生計資本各維度進行加權[6,48],得到生計資本水平和生計資本結構的綜合指標,從而進行穩(wěn)健性檢驗,回歸結果見表6。表6中總生計資本、生計資本各維度、強生計資本型、各類資本占優(yōu)型的回歸結果與表5的回歸結果基本保持一致,這表明生計資本水平和生計資本結構能夠防止農(nóng)村居民家庭陷入相對貧困這一結果較為穩(wěn)健。

表5(續(xù))

表6 更換指標加權方法的穩(wěn)健性檢驗Table 6 Robustness tests of replacement indicator weighting methods

表6(續(xù))

為了排除不顯著的生計資本指標對回歸結果的影響,本研究將表4中不顯著的生計資本指標進行刪除,用熵值法對生計資本的其他指標進行加權,然后對相對貧困狀態(tài)和相對貧困強度進行回歸分析,從而進行穩(wěn)健性檢驗,回歸結果見表7。表7中各類資本水平和資本結構的回歸結果與表5的回歸結果基本保持一致,表明當排除了不顯著的生計資本指標的影響后,生計資本水平和生計資本結構依舊能夠抑制農(nóng)村居民家庭相對貧困的發(fā)生。

表7 刪除不顯著生計資本指標后的穩(wěn)健性檢驗Table 7 Robustness test for removing insignificant indicators

表7(續(xù))

另外,為了排除心理資本的加入對其他資本作用的影響,本研究在刪除心理資本的相關指標,用熵值法對其他生計資本指標進行加權后,重新進行回歸分析,結果顯示其他5類資本水平和資本結構對相對貧困狀態(tài)和相對貧困強度的影響與表5基準回歸結果保持一致。說明在排除了心理資本的影響后,其他5類資本水平和資本結構對相對貧困的影響保持不變,再次證明了基準回歸結果的穩(wěn)健性。但由于篇幅所限,該回歸結果已略,感興趣的讀者可以聯(lián)系作者索取。

4 結論與政策建議

本研究引入心理資本這一維度對可持續(xù)生計框架進行擴展,利用2012、2014、2016和2018年CFPS數(shù)據(jù)庫中4 034個農(nóng)村居民家庭的平衡面板數(shù)據(jù),從生計資本水平和生計資本結構雙重視角出發(fā),分析了生計資本對相對貧困的影響。研究結論如下：

1) 農(nóng)村居民家庭的生計資本水平和結構存在一定差異。生計資本水平方面,總生計資本水平和各類資本水平基本呈上升趨勢。各類資本水平的均值大小依次為心理資本、人力資本、自然資本、社會資本、物質(zhì)資本和金融資本。生計資本結構方面,強生計資本型的農(nóng)村居民家庭占比逐漸增多,弱生計資本型的農(nóng)村居民家庭占比逐漸減小。在分維度的生計資本結構中,心理資本占優(yōu)型的農(nóng)村居民家庭數(shù)量最多,其次是自然資本占優(yōu)型和人力資本占優(yōu)型,金融資本占優(yōu)型、物質(zhì)資本占優(yōu)型和社會資本占優(yōu)型的農(nóng)村居民家庭數(shù)量較少。

2) 生計資本水平能夠緩解農(nóng)村居民家庭相對貧困狀況?？偵嬞Y本水平越高,農(nóng)村居民家庭陷入相對貧困的概率越小。與心理資本相比,人力資本、社會資本、自然資本、物質(zhì)資本、金融資本在預防相對貧困發(fā)生、削弱相對貧困強度方面的效果更加顯著。在更換賦權方法,用等權重法對生計資本構成指標進行加權、以及排除不顯著的生計資本指標的影響后,該回歸結果保持不變。另外,心理資本的加入不會影響其他5類資本對相對貧困的作用。

3) 生計資本結構能夠抑制農(nóng)村居民家庭相對貧困的發(fā)生。與弱生計資本型的農(nóng)村居民家庭相比,強生計資本型的農(nóng)村居民家庭陷入相對貧困的概率更小。與社會資本占優(yōu)型相比,人力資本占優(yōu)型、自然資本占優(yōu)型、物質(zhì)資本占優(yōu)型、金融資本占優(yōu)型和心理資本占優(yōu)型的農(nóng)村居民家庭陷入相對貧困的可能更小。各類資本占優(yōu)對相對貧困強度的影響沒有通過顯著性檢驗。

為了提高農(nóng)村居民家庭的生計資本水平,減小其陷入相對貧困的概率,削弱相對貧困強度,本研究提出如下建議：

1) 加強心理建設,提高農(nóng)村居民家庭心理資本累積,激發(fā)其擺脫相對貧困的積極性與主動性。可以通過典型案例宣傳等方式影響農(nóng)戶的心理預期,并熱情宣揚自強不息、勤勞致富的精神,讓相對貧困家庭有目標、有干勁,提振相對貧困家庭擺脫相對貧困、增加收入的精氣神。還可以讓基層政府工作人員對心理負擔較大的相對貧困農(nóng)戶進行心理疏導,使他們保持一種積極樂觀的心態(tài),即使身處困境,也要相信終會柳暗花明。

2) 提高教育、醫(yī)療、技能培訓等公共服務水平,增加農(nóng)村居民家庭人力資本積累,增強其擺脫相對貧困的可行能力。加大對農(nóng)村地區(qū),特別是相對貧困地區(qū)的教育投入,完善當?shù)氐慕逃Y源配置,確保農(nóng)村居民家庭可以就近獲得較為優(yōu)質(zhì)的教育資源,減少受教育成本。增加對相對貧困農(nóng)戶的醫(yī)療保險補貼力度與醫(yī)療救助,降低相對貧困人口的就醫(yī)負擔,避免“因病返貧”的現(xiàn)象發(fā)生。發(fā)展職業(yè)教育,規(guī)范就業(yè)培訓市場,為相對貧困人口提供及時有效的就業(yè)信息和滿足就業(yè)市場需求的技能培訓,提高非農(nóng)收入。

3) 加強社會資本構建與應用,優(yōu)化農(nóng)村居民家庭擺脫相對貧困的路徑選擇。加強農(nóng)村地區(qū),尤其是相對貧困地區(qū)信息網(wǎng)絡工程建設,利用網(wǎng)絡平臺促進信息公開共享,降低農(nóng)村居民的信息獲取成本,為農(nóng)村居民培育新的人際關系提供平臺。支持相對貧困人口幫扶團體的建立與發(fā)展,為相對貧困村或相對貧困農(nóng)戶建立點對點的關系網(wǎng)絡,指導其生產(chǎn),解決其面臨的困難。社會資本的提高能使相對貧困家庭獲得額外的資源支持,增加其擺脫相對貧困的路徑選擇。

4) 提高自然資本和物質(zhì)資本,豐富農(nóng)村居民家庭擺脫相對貧困的物質(zhì)支持。土地流轉(zhuǎn)、水源和土地價值是影響農(nóng)村居民家庭自然資本累積的關鍵。完善相關農(nóng)地流轉(zhuǎn)制度,確保各方主體的享有權益。可以鼓勵村兩委為土地流轉(zhuǎn)提供中介服務,為土地流轉(zhuǎn)雙方提供信息,降低交易成本,促進雙方流轉(zhuǎn)談判、簽訂合約,并對雙方的履約行為進行監(jiān)督,保障雙方利益[49]。加快相對貧困地區(qū)供水工程建設改造,進一步提高相對貧困家庭的自來水普及率與飲水質(zhì)量。另外,由于與其他資本相比,農(nóng)村居民家庭的物質(zhì)資本水平相對較低,要繼續(xù)加大對農(nóng)村地區(qū)道路交通、綠化衛(wèi)生等基礎設施投入,完善生活配套服務,提高居住質(zhì)量,從而豐富農(nóng)村居民家庭的物質(zhì)資本,助力其擺脫相對貧困。

5) 完善農(nóng)村金融市場,構建農(nóng)村居民家庭金融資本增長體系,彌合其擺脫相對貧困的金融能力鴻溝。整體而言,農(nóng)村居民家庭的金融資本還處于較低水平。通過多種媒介給農(nóng)村居民普及相關的保險知識,增強其保險意識。鼓勵其在經(jīng)濟狀況允許的條件下,參加除了農(nóng)村居民合作醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險之外的商業(yè)保險與農(nóng)業(yè)保險,提升風險抵御能力,最大程度平滑災害、健康、疾病等風險沖擊帶來的經(jīng)濟損失。在完善保險體系的同時,還應加快推動農(nóng)村普惠金融的發(fā)展,改善農(nóng)村信貸環(huán)境,并宣傳、培訓和引導農(nóng)村居民家庭,尤其是相對貧困家庭依托金融服務緩解生產(chǎn)經(jīng)營活動中的流動性約束等問題,提高其對金融服務的利用能力。

當然,本研究還存在一定的局限性,在后續(xù)的研究中有待進一步探索：一方面,本研究數(shù)據(jù)橫跨2012—2018年,在此期間,貧困問題亦或是相對貧困問題的探索離不開各項扶貧政策的作用,本研究闡述了部分扶貧政策在提升農(nóng)村居民家庭生計資本中作用,以及脫貧攻堅實施前后中國農(nóng)村居民家庭相對貧困發(fā)生率的變化,并未深入分析各類扶貧政策的動態(tài)變化及其對生計資本、相對貧困的動態(tài)影響;另一方面,受限于研究內(nèi)容,本研究所用方法較為常規(guī)。后續(xù)研究將運用多種研究方法,厘清各類扶貧政策改善農(nóng)村居民家庭生計資本的內(nèi)在機理,及其對相對貧困動態(tài)變化的影響,為鄉(xiāng)村振興階段相關政策的制定和實施提供參考。

致謝

感謝北京大學中國社會科學調(diào)查中心提供的“中國家庭追蹤調(diào)查”(CFPS)數(shù)據(jù)支持。