可持續(xù)生計(jì)框架下內(nèi)生動(dòng)力對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響

管 睿,王文略,余 勁

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,陜西 楊凌 712100)

引 言

集中連片貧困地區(qū)的減貧一直受到國內(nèi)外學(xué)者們的重點(diǎn)關(guān)注。2016年末,中國集中連片貧困地區(qū)貧困人口仍有2 182萬人,貧困發(fā)生率高達(dá)10.5%,農(nóng)村居民人均可支配收入雖提高至8 348元,但其實(shí)際增速卻明顯放緩。集中連片貧困地區(qū)貧困人口規(guī)模大、分布廣、貧困程度深、脫貧難度逐漸加大的基本特征和重要現(xiàn)實(shí)尚未完全改變[1-2]。

可持續(xù)生計(jì)的研究思想起源于20世紀(jì)80年代Sen關(guān)于貧困成因的研究,即除了關(guān)注傳統(tǒng)意義上的收入貧困外,還特別強(qiáng)調(diào)了發(fā)展能力的貧困[3]。由于其能夠較好地解釋貧困成因的復(fù)雜性,被廣泛用于貧困相關(guān)問題的研究及貧困治理模式的探索[4-5]。該框架認(rèn)為,生計(jì)資本存量低且配置不合理、生計(jì)策略選擇可行能力弱、生計(jì)途徑單一或缺乏等原因,是造成集中連片貧困地區(qū)農(nóng)戶墜入貧困陷阱的根本原因[6]?；诖?學(xué)術(shù)界大多從自然資本、人力資本、物質(zhì)資本、金融資本及社會(huì)資本5個(gè)層面測度了貧困人口的可持續(xù)生計(jì)能力,驗(yàn)證了生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶生計(jì)策略選擇的顯著影響,并指出農(nóng)戶生計(jì)策略轉(zhuǎn)型是增加農(nóng)戶家庭收入、提高農(nóng)戶生活水平、奪取脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)役勝利的關(guān)鍵[7-9]。

現(xiàn)有基于可持續(xù)生計(jì)框架的研究大多隱含著貧困人口可根據(jù)自身生計(jì)資本情況做出“完全理性”決策這一基本假設(shè)。然而,在個(gè)體自身稟賦差異與宏觀意識(shí)環(huán)境沖擊的影響下,個(gè)體的精神特征存在普遍差異,導(dǎo)致農(nóng)戶很難基于現(xiàn)有信息流做出“完全理性”的決策[10]。因此,可持續(xù)生計(jì)框架始終無法解釋當(dāng)外部性扶貧模式極大削弱貧困人口外部約束時(shí),仍存在部分貧困人口“無心脫貧”的內(nèi)生性困境,若僅僅考量貧困成因的經(jīng)濟(jì)屬性,不僅會(huì)造成現(xiàn)有扶貧資源的錯(cuò)配和浪費(fèi),也極可能造成嚴(yán)重的返貧問題。因此,有必要關(guān)注貧困成因的精神屬性,將精神貧困納入可持續(xù)生計(jì)框架的研究目標(biāo)中,由此跳出“貧困是什么”的貧困特征問題,轉(zhuǎn)向“為什么貧困”的貧困動(dòng)態(tài)問題[11]。

總體來看,在扶貧效率逐漸降低、脫貧難度逐漸增大的現(xiàn)實(shí)背景下,如何“激活貧困人口內(nèi)生動(dòng)力、引導(dǎo)貧困農(nóng)戶逐步消除精神貧困”已成為精準(zhǔn)扶貧工作中亟待解決的時(shí)代課題。同時(shí),由于精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的雙重要求,不同發(fā)展水平下的農(nóng)戶也需要差異化的政策扶持和發(fā)展路徑。基于此,本文重點(diǎn)考量了貧困成因的精神與經(jīng)濟(jì)二元屬性,在可持續(xù)生計(jì)框架的基礎(chǔ)下量化農(nóng)戶內(nèi)生動(dòng)力,并根據(jù)六盤山區(qū)等6個(gè)集中連片貧困地區(qū)的942戶農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù),通過分位數(shù)回歸模型分析不同收入水平下,內(nèi)生動(dòng)力及其他類型生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響機(jī)制,以期削弱貧困人口的外生約束,打破貧困人口的內(nèi)生壁壘,構(gòu)建貧困人口與扶貧主體間“雙向造血”的長效化貧困治理模式。

一、文獻(xiàn)回顧與理論分析

(一)文獻(xiàn)回顧

現(xiàn)階段學(xué)術(shù)界對(duì)精神貧困的研究尚未形成完善的理論體系,對(duì)于精神貧困的定義也存在一定爭議。部分學(xué)者聚焦于精神貧困的意識(shí)屬性,針對(duì)老年人、農(nóng)民工等特殊群體,指出精神貧困即為個(gè)體出現(xiàn)孤獨(dú)、自卑、狹隘、社會(huì)融入障礙等異常心理的現(xiàn)象[12-14];也有部分學(xué)者以物質(zhì)貧困為載體,指出精神貧困即為人的理想、道德、信仰、價(jià)值觀、風(fēng)尚、習(xí)慣等精神狀態(tài)、價(jià)值取向、生活觀念等不能滿足于現(xiàn)實(shí)生活需要,落后于社會(huì)主要物質(zhì)生產(chǎn)方式的狀態(tài)[15]。但上述研究尚未意識(shí)到,精神貧困具有意識(shí)與經(jīng)濟(jì)雙重屬性,其不僅僅是物質(zhì)貧困的結(jié)果,更是造成甚至是加重物質(zhì)貧困的重要原因。因此,本文擬將行為經(jīng)濟(jì)學(xué)納入精神貧困研究中,從個(gè)體偏好、抱負(fù)水平及自控能力三個(gè)角度探討貧困人口低質(zhì)量經(jīng)濟(jì)決策的原因,以補(bǔ)充并完善精神貧困的定義。

在不確定性風(fēng)險(xiǎn)條件下,個(gè)體偏好差異是有限理性個(gè)體做出經(jīng)濟(jì)決策的重要依據(jù)。風(fēng)險(xiǎn)偏好是影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和資本投入的重要因素[16],也是影響農(nóng)戶把握和嘗試脫貧機(jī)遇的主要制約因素[17]。諸多學(xué)者從風(fēng)險(xiǎn)偏好視角探討了貧困人口在面對(duì)各類型經(jīng)濟(jì)決策時(shí)的行為特征。Azam以非洲農(nóng)戶為研究對(duì)象,指出相對(duì)富裕的農(nóng)戶具有更強(qiáng)的冒險(xiǎn)精神,并能在未來的生計(jì)中獲得更高的收入[18];候麟科等通過實(shí)證分析表明,風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型農(nóng)戶傾向采用低風(fēng)險(xiǎn)農(nóng)作物品種[19];鄒薇等研究表明,家庭貧困所帶來的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)會(huì)削弱低收入家庭對(duì)人力資本的投資意愿[20]。

個(gè)體對(duì)收入的預(yù)期將對(duì)其經(jīng)濟(jì)決策產(chǎn)生重要影響,而預(yù)期收益則取決于個(gè)體的抱負(fù)或志向。“抱負(fù)”這一概念緣起于心理學(xué)科,指的是實(shí)現(xiàn)某一目標(biāo)的愿望或志向[21-22],其隸屬于個(gè)體認(rèn)知維度的主觀幸福感,超越了物質(zhì)幸福感和生活水平[23]。受到相對(duì)經(jīng)濟(jì)條件的約束,貧困人口往往會(huì)形成較低的抱負(fù)水平[24-25]。其一方面會(huì)抑制個(gè)體生產(chǎn)投資意愿的產(chǎn)生,使其不能或不愿抓住外部機(jī)遇實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)脫貧[26-27]；另一方面也會(huì)降低個(gè)體的努力程度,兩者間相互反饋、相互強(qiáng)化,由此形成的惡性循環(huán)將導(dǎo)致個(gè)體墜入貧困陷阱[28]。

認(rèn)知能力是個(gè)體進(jìn)行經(jīng)濟(jì)決策的基礎(chǔ),而控制執(zhí)行能力則是認(rèn)知能力的重要組成部分。Mani以印度甘蔗農(nóng)為對(duì)象進(jìn)行了執(zhí)行控制力測試,發(fā)現(xiàn)其在收割前(貧困狀態(tài))的響應(yīng)速度要比富裕狀態(tài)(收割后)慢11%,且比后者多出15%的錯(cuò)誤[29]。Banerjee也指出,窮人在選擇食品時(shí),主要考慮的并不是價(jià)格是否便宜,也不是有無營養(yǎng)價(jià)值,而是食品的口味如何[30]。而在我國,有些貧困戶在享受政府補(bǔ)貼的部分雞苗后,卻將其變成了第二天的下酒菜[31]。究其原因,個(gè)體的認(rèn)知系統(tǒng)有著有限的資源,貧困人口由于長期處于稀缺狀態(tài)下,其認(rèn)知能力已被日常消費(fèi)、生計(jì)選擇等基本問題牢牢俘獲,并沒有足夠的帶寬形成抵御誘惑的意志力,進(jìn)而導(dǎo)致個(gè)體執(zhí)行控制能力的削弱[32]。

綜上所述,本文將“精神貧困”定義為個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度保守、生產(chǎn)意愿低下及自控能力薄弱等內(nèi)生動(dòng)力嚴(yán)重匱乏的精神特征,并由此產(chǎn)生的偏好異常(preference failure)、抱負(fù)失靈(aspiration failure)及認(rèn)知失調(diào)(cognitive dissonance)等現(xiàn)象,其不僅受個(gè)體物質(zhì)貧困的嚴(yán)重制約,也進(jìn)一步阻礙了個(gè)體順利擺脫貧困陷阱并實(shí)現(xiàn)生活富裕?；诖?本文從風(fēng)險(xiǎn)偏好、抱負(fù)水平及自控能力三個(gè)方面測度個(gè)體內(nèi)生動(dòng)力情況,以探討精神貧困對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響機(jī)理,進(jìn)而構(gòu)建貧困人口與扶貧主體之間“雙向造血”的長效化貧困治理模式。

(二)理論分析

農(nóng)戶的內(nèi)生動(dòng)力及生計(jì)資本共同構(gòu)成了其經(jīng)濟(jì)決策的基礎(chǔ),而經(jīng)濟(jì)決策的質(zhì)量諸如生產(chǎn)規(guī)模、投資水平、工作時(shí)長等則決定了農(nóng)戶未來的生計(jì)結(jié)果,即其家庭收入是否增加,生活水平是否提高。對(duì)于貧困農(nóng)戶而言,受制于有限的家庭收入,其各類生計(jì)資本往往較為匱乏,內(nèi)生動(dòng)力也嚴(yán)重不足。因此他們想獲得收入提高只有兩種途徑：一是提高其他類型生計(jì)資本存量,通過生計(jì)資本的積累提高家庭抵御外部沖擊的能力,并為其做出合理的經(jīng)濟(jì)決策提供保障;二是培育內(nèi)生動(dòng)力,即改善貧困人口的風(fēng)險(xiǎn)偏好,引導(dǎo)其形成合理的抱負(fù)水平,并抑制其“等靠要”思想的滋生,進(jìn)而彌補(bǔ)其他類型生計(jì)資本的匱乏,以此獲得家庭收入的提高。

據(jù)此,提出假設(shè)H1:內(nèi)生動(dòng)力及生計(jì)資本的培育均能有效提高農(nóng)戶家庭收入,且對(duì)貧困農(nóng)戶而言邊際效應(yīng)更高。

內(nèi)生動(dòng)力與生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響并非相互獨(dú)立,生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響會(huì)受到內(nèi)生動(dòng)力的影響而呈現(xiàn)出差異,即內(nèi)生動(dòng)力作為交互變量將影響生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶家庭收入的作用。一般來說,內(nèi)生動(dòng)力與其他生計(jì)資本將產(chǎn)生互補(bǔ)效應(yīng)。因?yàn)閮?nèi)生動(dòng)力的培育有助于農(nóng)戶更充分地發(fā)揮其資產(chǎn)稟賦優(yōu)勢,進(jìn)而做出高質(zhì)量的經(jīng)濟(jì)決策,以此提高各類型生計(jì)資本的邊際效應(yīng),實(shí)現(xiàn)家庭收入的進(jìn)一步提高。而貧困人口受制于匱乏的生計(jì)資本,其內(nèi)生動(dòng)力往往較弱,兩者相互強(qiáng)化并形成“馬太效應(yīng)”,最終導(dǎo)致將貧困人口陷入收入不足的“貧困陷阱”。

據(jù)此,提出假設(shè)H2:內(nèi)生動(dòng)力的培育有助于提高生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響,即內(nèi)生動(dòng)力與生計(jì)資本存在互補(bǔ)效應(yīng)。

二、數(shù)據(jù)來源及研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來源于課題組2018年2月至9月于六盤山區(qū)、烏蒙山區(qū)、燕山-太行山區(qū)、滇桂黔鄉(xiāng)石漠化山區(qū)、呂梁山區(qū)、武陵山區(qū)等6個(gè)集中連片貧困地區(qū)的實(shí)地調(diào)研。課題組采用隨機(jī)抽樣的方法,在每個(gè)集中連片貧困地區(qū)抽取1～3個(gè)縣,每個(gè)縣抽取3～4個(gè)村,每村再隨機(jī)抽取20～30戶農(nóng)戶并采用問卷調(diào)查及半結(jié)構(gòu)化訪談等方式進(jìn)行數(shù)據(jù)收集。問卷內(nèi)容主要包括農(nóng)戶的內(nèi)生動(dòng)力、自然資本、人力資本、物質(zhì)資本、金融資本及社會(huì)資本等。由于本文重點(diǎn)關(guān)注內(nèi)生動(dòng)力對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響,而無勞動(dòng)能力的農(nóng)戶家庭并不能將內(nèi)生動(dòng)力有效轉(zhuǎn)化為實(shí)踐行動(dòng)。因此,本文通過剔除無勞動(dòng)能力的農(nóng)戶樣本后,共得到942個(gè)有效樣本。樣本分布見表1。

表1 樣本區(qū)域分布情況

(二)內(nèi)生動(dòng)力及生計(jì)資本的測度

本研究首先對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理;其次采用熵值法為內(nèi)生動(dòng)力及各項(xiàng)生計(jì)資本指標(biāo)的權(quán)重進(jìn)行賦值[33],結(jié)果如表2所示;最后根據(jù)上述結(jié)果構(gòu)成綜合標(biāo)準(zhǔn)模型計(jì)算農(nóng)戶生計(jì)資本總值:

(1)

式中：Z為農(nóng)戶生計(jì)資本總值,Wij表示第i類生計(jì)資本第j項(xiàng)的權(quán)重,Pij表示第i類生計(jì)資本第j項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化值。

(三)變量選擇與說明

1.核心解釋變量:內(nèi)生動(dòng)力。本文采用風(fēng)險(xiǎn)偏好、抱負(fù)水平及自控能力程度來測度農(nóng)戶家庭的內(nèi)生動(dòng)力。風(fēng)險(xiǎn)偏好表征農(nóng)戶對(duì)自身資源稟賦的挖掘及外部發(fā)展機(jī)會(huì)的渴望;抱負(fù)水平表征農(nóng)戶是否存在“等靠要”思想及其自主發(fā)展的意愿強(qiáng)度;自控能力表明了個(gè)體對(duì)自身認(rèn)知能力的主觀判斷。

2.控制變量。(1)自然資本。由于耕地所處地形不同,其生產(chǎn)效率也存在較大差別。因此,考慮到集中連片貧困區(qū)脆弱、多山的自然環(huán)境特征,故選用平地及坡地的承包面積和種植面積來測度農(nóng)戶家庭的自然資本。(2)人力資本。勞動(dòng)力數(shù)量及質(zhì)量是構(gòu)成家庭人力資本的重要因素,但考慮到不同農(nóng)戶間家庭規(guī)模的差異,故采用勞動(dòng)力數(shù)量占比作為衡量勞動(dòng)力數(shù)量的指標(biāo),采用平均教育水平與健康狀況代表農(nóng)戶家庭的勞動(dòng)力質(zhì)量,以此測度農(nóng)戶家庭的人力資本。(3)物質(zhì)資本。現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從農(nóng)戶生產(chǎn)和生活的場所及運(yùn)用工具來測度農(nóng)戶的物質(zhì)資本,故本文選擇生活性耐用消費(fèi)品、生產(chǎn)性耐用消費(fèi)品、住房類型及牲畜數(shù)量測度農(nóng)戶家庭的物質(zhì)資本。(4)金融資本。現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從自有資金和貸款可得性對(duì)金融資本進(jìn)行測度,故本文選擇家庭存款、貸款難易程度及私人借貸難易程度來測度農(nóng)戶家庭的金融資本。(5)社會(huì)資本。在農(nóng)村社會(huì)中,家庭中是否有村干部影響了農(nóng)戶家庭的社會(huì)地位;禮金支出的多少則反映了農(nóng)戶家庭的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模及其維持社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的意愿;家庭急需大筆開支時(shí)可求助的戶數(shù)表明了農(nóng)戶可利用的社會(huì)資本規(guī)模，故本文選擇社會(huì)地位、禮金支出及高質(zhì)量關(guān)系測度農(nóng)戶家庭的社會(huì)資本。

表2 變量選擇與權(quán)重設(shè)定

(四)模型構(gòu)建

本文采用分位數(shù)回歸模型探討在不同收入水平下,內(nèi)生動(dòng)力及各項(xiàng)生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響。分位數(shù)回歸由Koenker和Bassett提出[34],是一種基于被解釋變量的條件分布來擬合解釋變量與被解釋變量關(guān)系的線性回歸方法[35],其對(duì)異常值的敏感程度遠(yuǎn)小于均值回歸[36-37],且能提供關(guān)于條件分布的全面信息。因此,本文構(gòu)建如下計(jì)量模型:

Ii=β0+β1Mi+β2Xi+ε

(2)

式中：被解釋變量Ii表示家庭收入情況,Mi是加總后的農(nóng)戶家庭內(nèi)生動(dòng)力指數(shù),Xi是加總后的農(nóng)戶家庭其他類型生計(jì)資本指數(shù)。同時(shí),為了結(jié)果的穩(wěn)定性,本文在模型回歸中還采用了Bootstrap自助法。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)內(nèi)生動(dòng)力與生計(jì)資本評(píng)估結(jié)果

樣本農(nóng)戶中家庭人均可支配收入低于2017年國家貧困標(biāo)準(zhǔn)的共有107戶,樣本實(shí)際貧困發(fā)生率為11.36%。由此,本文將處于收入分配位置中的前10%作為高收入農(nóng)戶家庭,后10%作為低收入農(nóng)戶家庭,并通過獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)法對(duì)比高、低收入水平下農(nóng)戶家庭內(nèi)生動(dòng)力及各類型生計(jì)資本的差異。

由表3可知,集中連片貧困地區(qū)低收入農(nóng)戶表現(xiàn)出普遍的內(nèi)生動(dòng)力不足及生計(jì)資本匱乏。由于低收入農(nóng)戶在收入分配中的不利地位,其不僅會(huì)遭受社會(huì)排斥,也無法通過較高的禮金支出維持社會(huì)網(wǎng)絡(luò),進(jìn)而導(dǎo)致其社會(huì)資本最為匱乏,僅為0.028。同時(shí),由于其發(fā)展能力薄弱,其獲得貸款的可能性也相對(duì)較低,更無力購買生產(chǎn)資料,因此其金融資本與社會(huì)資本均較為匱乏,分別為0.113和0.117。相較而言,低收入農(nóng)戶有較為豐富的自然資本,且隨著公共服務(wù)及義務(wù)教育的推進(jìn),其人力資本也相對(duì)較高,但受限于極低的內(nèi)生動(dòng)力,其無法充分發(fā)揮其稟賦效應(yīng)擺脫貧困。

對(duì)高收入農(nóng)戶來說,自然資本的匱乏是其資本配置中的主要短板,但也可能是由于高收入農(nóng)戶以非農(nóng)生產(chǎn)為主要生計(jì)手段,進(jìn)而自主放棄了自然資本的積累。除此以外,高收入農(nóng)戶內(nèi)生動(dòng)力、人力資本與金融資本均較為豐富,分別為0.645、0.630和0.535,為其收入的提高打下了堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。但相較而言,集中連片貧困地區(qū)高收入農(nóng)戶的社會(huì)資本與物質(zhì)資本均較為匱乏,分別僅為0.279和0.215。

總體來看,除卻自然資本外,低收入農(nóng)戶的內(nèi)生動(dòng)力與其他各類生計(jì)資本均低于樣本均值,且與高收入農(nóng)戶間呈現(xiàn)出顯著差異,其中尤以內(nèi)生動(dòng)力與金融資本差異最大,分別相差0.325和0.420。

表3 農(nóng)戶家庭內(nèi)生動(dòng)力及生計(jì)資本評(píng)估結(jié)果

注:*、**、***分別表示10%、5%、1%的水平上顯著,括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差，下同

(二)農(nóng)戶內(nèi)生動(dòng)力與生計(jì)資本對(duì)家庭收入的影響

在進(jìn)行模型估計(jì)之前,考慮到內(nèi)生動(dòng)力與各生計(jì)資本間可能存在一定相關(guān)性,本研究對(duì)自變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。一般來說,當(dāng)VIF>10時(shí),表明各自變量之間存在嚴(yán)重的多重共線性。通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),VIF值最高為1.31,表明各自變量之間并不存在嚴(yán)重的共線性,分位數(shù)回歸結(jié)果較為可靠。同時(shí),為了探討內(nèi)生動(dòng)力與各類型生計(jì)資本對(duì)不同收入水平下農(nóng)戶家庭人均純收入的異質(zhì)性影響,本文選擇5個(gè)具有代表性的分位點(diǎn)10%、25%、50%、75%、90%進(jìn)行分位數(shù)回歸,相關(guān)分析結(jié)果見表4。

表4 農(nóng)戶內(nèi)生動(dòng)力及生計(jì)資本對(duì)家庭收入影響實(shí)證結(jié)果

內(nèi)生動(dòng)力對(duì)農(nóng)戶家庭人均純收入在各分位數(shù)上均存在顯著的正向影響,其增收效應(yīng)僅次于人力資本,這意味著精神貧困是深度貧困地區(qū)部分農(nóng)戶難以脫貧致富的重要原因,也表明了內(nèi)生動(dòng)力的培育對(duì)于促進(jìn)農(nóng)戶增收有著重要影響。具體來看,當(dāng)控制了其他類型生計(jì)資本時(shí),貧困農(nóng)戶是否能充分發(fā)揮其稟賦效應(yīng)并把握外部機(jī)會(huì),將直接影響貧困農(nóng)戶是否會(huì)選擇合適的生計(jì)策略,而個(gè)體是否足夠努力且有意愿獨(dú)立自主的發(fā)展,將決定貧困農(nóng)戶是否會(huì)更好地執(zhí)行其生計(jì)策略的選擇,由此影響了農(nóng)戶是否能擺脫貧困,實(shí)現(xiàn)生活富裕。同時(shí),通過比較各分位數(shù)上內(nèi)生動(dòng)力的系數(shù)發(fā)現(xiàn),內(nèi)生動(dòng)力對(duì)于農(nóng)戶家庭收入的影響逐漸減弱,即內(nèi)生動(dòng)力對(duì)家庭收入極低的貧困農(nóng)戶而言具有更高的增收效應(yīng)。因此,內(nèi)生動(dòng)力的培育還有助于縮小收入差距,改善貧困農(nóng)戶在收入分配中的不利地位。

自然資本對(duì)農(nóng)戶家庭人均可支配收入在各分位數(shù)上均存在負(fù)向影響,但其僅對(duì)貧困農(nóng)戶家庭收入的影響通過了顯著性檢驗(yàn)。可能的解釋是,由于其他類型生計(jì)資本的匱乏,貧困農(nóng)戶對(duì)自然資本的依賴更為嚴(yán)重,進(jìn)而導(dǎo)致其做出純農(nóng)業(yè)生產(chǎn)這一經(jīng)濟(jì)決策的概率更高。人力資本對(duì)農(nóng)戶家庭人均可支配收入在各分位數(shù)上均存在顯著的正向影響,且增收效應(yīng)最為明顯。這是因?yàn)闃颖緟^(qū)域農(nóng)戶以外出務(wù)工作為主要生計(jì)方式,而人力資本在以外出務(wù)工為核心的工資性收入中起到了重要作用[38]。因此,人力資本的積累是提高農(nóng)戶尤其是貧困農(nóng)戶家庭收入最有效的途徑。

除此以外,物質(zhì)資本及社會(huì)資本均對(duì)農(nóng)戶家庭人均純收入在各分位數(shù)上存在顯著的正向影響,且均對(duì)貧困農(nóng)戶的增收效應(yīng)更為明顯。同時(shí),通過觀察內(nèi)生動(dòng)力與各生計(jì)資本在各分位數(shù)上的系數(shù)發(fā)現(xiàn),其邊際影響基本呈現(xiàn)出遞減的趨勢,這符合規(guī)模報(bào)酬遞減規(guī)律,也意味著隨著農(nóng)戶收入的提高,單純通過生計(jì)資本的積累來實(shí)現(xiàn)家庭收入的提高將越來越困難。

但值得注意的是,金融資本對(duì)農(nóng)戶家庭人均可支配收入在各分位數(shù)上均存在顯著的正向影響,但卻呈現(xiàn)出規(guī)模遞增的特征。究其原因,充足的貨幣存量及豐富的貨幣來源,會(huì)幫助農(nóng)戶做出利潤更高的風(fēng)險(xiǎn)投資,進(jìn)而獲得更充足的貨幣流量,而貧困農(nóng)戶則受限于金融資本的匱乏,不能且不愿進(jìn)行利潤更高的風(fēng)險(xiǎn)投資。因此,金融資本對(duì)收入的影響呈現(xiàn)出規(guī)模遞增的特征。

(三)內(nèi)生動(dòng)力與生計(jì)資本的交互作用

上述研究驗(yàn)證了精神貧困、生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶家庭收入的顯著影響,并考慮到精神貧困會(huì)影響農(nóng)戶對(duì)自身資源稟賦的利用,故在方程(2)的基礎(chǔ)上加入內(nèi)生動(dòng)力與其他生計(jì)資本的交互項(xiàng)來驗(yàn)證內(nèi)生動(dòng)力對(duì)各生計(jì)資本影響農(nóng)戶家庭收入的交互作用。

(3)

表5 10%分位數(shù)下內(nèi)生動(dòng)力對(duì)各生計(jì)資本影響農(nóng)戶家庭收入的交互作用

表6 90%分位數(shù)下內(nèi)生動(dòng)力對(duì)各生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶家庭收入影響的交互作用

模型(1)～模型(5)在10%分位數(shù)回歸的基礎(chǔ)上引入了內(nèi)生動(dòng)力與自然資本、人力資本、物質(zhì)資本、金融資本及社會(huì)資本的交互項(xiàng)。由模型(1)可知,內(nèi)生動(dòng)力與自然資本的交互項(xiàng)系數(shù)為正,且通過顯著性檢驗(yàn),假設(shè)2得到部分證實(shí)。同時(shí),通過對(duì)自然資本指標(biāo)求偏導(dǎo)后得出,通過對(duì)貧困農(nóng)戶內(nèi)生動(dòng)力的培育,可以削弱自然資本對(duì)其家庭收入的負(fù)向影響,甚至能夠打破“資源詛咒”的困境?？赡艿慕忉屖?內(nèi)生動(dòng)力較高的貧困農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)偏好水平較高,其敢于通過采納新型技術(shù)、擴(kuò)大種植規(guī)模等方式提高土地利用效率,并在合理的抱負(fù)水平指導(dǎo)下發(fā)揮自然資本的稟賦效應(yīng),以此實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶家庭收入的提高。由模型(2)可知,內(nèi)生動(dòng)力與人力資本的交互項(xiàng)并不顯著,可能的原因是,由于人力資本作為農(nóng)戶生計(jì)的根本,其無法以農(nóng)戶個(gè)人意志為轉(zhuǎn)移,即使貧困農(nóng)戶有再高的內(nèi)生動(dòng)力,也難以彌補(bǔ)人力資本的匱乏。但較為有趣的是,由模型(3)～模型(5)顯示,內(nèi)生動(dòng)力與物質(zhì)資本、金融資本、社會(huì)資本的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù),且均通過顯著性檢驗(yàn),與假設(shè)H2不符?？赡艿慕忉屖?個(gè)體的內(nèi)生動(dòng)力應(yīng)與生計(jì)資本存量相匹配,絕對(duì)貧困農(nóng)戶的物質(zhì)資本、金融資本及社會(huì)資本均較為匱乏(見表3),若僅僅通過培育內(nèi)生動(dòng)力以期實(shí)現(xiàn)絕對(duì)貧困農(nóng)戶脫貧,則可能會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶出現(xiàn)過度風(fēng)險(xiǎn)偏好及抱負(fù)差距過大等個(gè)體失靈現(xiàn)象,導(dǎo)致其做出不切實(shí)際的經(jīng)濟(jì)決策,最終墜入貧困陷阱。

模型(6)～模型(10)在90%分位數(shù)回歸的基礎(chǔ)上引入了內(nèi)生動(dòng)力與自然資本、人力資本、物質(zhì)資本、金融資本及社會(huì)資本的交互項(xiàng)。由表6可知,除人力資本外,內(nèi)生動(dòng)力與其他生計(jì)資本的交互項(xiàng)系數(shù)均為正,即存在互補(bǔ)效應(yīng),但僅有與自然資本、物質(zhì)資本及金融資本的交互項(xiàng)通過顯著性檢驗(yàn),假設(shè)H2得到部分證實(shí)?？赡艿慕忉屖?由于高收入農(nóng)戶的內(nèi)生動(dòng)力與生計(jì)資本均較為豐富,遵循規(guī)模效應(yīng)遞減規(guī)律,這類家庭通過資本投入以獲得收入提高的效率更低。因此,即使內(nèi)生動(dòng)力能提高農(nóng)戶對(duì)其他資本的利用效率,但所表現(xiàn)出的互補(bǔ)效應(yīng)也將會(huì)十分有限。但對(duì)于自然資本、物質(zhì)資本及金融資本而言,有著較高內(nèi)生動(dòng)力的高收入農(nóng)戶往往能有效地實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì),提高生產(chǎn)水平,同時(shí)也能準(zhǔn)確地配置貨幣資本,提高投資水平,進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶收入的進(jìn)一步提高。

四、結(jié)論與建議

(一)研究結(jié)論

本文基于六盤山區(qū)等六大集中連片貧困地區(qū)942戶農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù),量化研究了內(nèi)生動(dòng)力對(duì)農(nóng)戶家庭增收的重要作用,并通過分位數(shù)回歸模型分析了不同收入水平下內(nèi)生動(dòng)力及各類型生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響機(jī)理。主要研究結(jié)論包括:

1.精神貧困是集中連片貧困地區(qū)農(nóng)戶陷入貧困陷阱、難以實(shí)現(xiàn)生活富裕的重要原因。樣本區(qū)域內(nèi)農(nóng)戶總體內(nèi)生動(dòng)力指數(shù)僅為0.487,且在低收入與高收入農(nóng)戶之間相差0.325,這表明集中連片貧困地區(qū)的貧困農(nóng)戶內(nèi)生動(dòng)力嚴(yán)重匱乏。通過理論分析及實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),內(nèi)生動(dòng)力從生產(chǎn)投資意愿、個(gè)體努力程度及政策依賴三個(gè)方面顯著促進(jìn)了農(nóng)戶家庭收入的提高。尤其對(duì)于貧困農(nóng)戶而言,內(nèi)生動(dòng)力每提高1%,農(nóng)戶家庭收入將提高1.916%,其增收效應(yīng)僅次于人力資本。同時(shí),內(nèi)生動(dòng)力對(duì)貧困農(nóng)戶的增收效率更高,這也意味著內(nèi)生動(dòng)力的培育也有助于縮小收入差距,改善貧困農(nóng)戶在收入分配中的不利地位。

2.不同收入水平下農(nóng)戶的各項(xiàng)生計(jì)資本存在顯著差異,尤以金融資本及社會(huì)資本差距最大,分別相差0.420及0.251。同時(shí),在不同分位數(shù)下的各項(xiàng)生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶的增收效應(yīng)差異明顯。人力資本、物質(zhì)資本及社會(huì)資本均呈現(xiàn)出邊際效應(yīng)遞減規(guī)律,其增收效應(yīng)分別從2.102%、1.690%和0.591%下降至1.415%、0.716%和0.335%;而金融資本則呈現(xiàn)出邊際效應(yīng)遞增現(xiàn)象,其增收效應(yīng)從0.537%提高至0.987%。

3.內(nèi)生動(dòng)力與生計(jì)資本在影響農(nóng)戶家庭收入時(shí)存在交互效應(yīng),且在不同收入水平下存在顯著差異。對(duì)于貧困農(nóng)戶而言,由于“小富即安”的小農(nóng)思想存在,內(nèi)生動(dòng)力與物質(zhì)資本、金融資本及社會(huì)資本均存在顯著的替代效應(yīng)。對(duì)于高收入農(nóng)戶而言,內(nèi)生動(dòng)力與各類型生計(jì)資本存在互補(bǔ)效應(yīng),但由于規(guī)模報(bào)酬遞減規(guī)律,內(nèi)生動(dòng)力與物質(zhì)資本及社會(huì)資本的互補(bǔ)效應(yīng)并不顯著。但由于內(nèi)生動(dòng)力提高能幫助農(nóng)戶進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)收益項(xiàng)目的投資以獲得更高收入,故內(nèi)生動(dòng)力與金融資本存在顯著的互補(bǔ)效應(yīng)。同時(shí),內(nèi)生動(dòng)力與自然資本在低收入及高收入農(nóng)戶中均表現(xiàn)出顯著的互補(bǔ)效應(yīng),且對(duì)低收入農(nóng)戶的互補(bǔ)效應(yīng)更高。

(二)政策建議

結(jié)合以上結(jié)論及相關(guān)分析,本文認(rèn)為,集中連片貧困地區(qū)現(xiàn)階段的貧困治理模式要將外部扶貧與內(nèi)部扶志相結(jié)合,不僅要削弱貧困人口的外生約束,更要打破貧困人口的內(nèi)生壁壘,培育貧困人口的內(nèi)生動(dòng)力,進(jìn)而構(gòu)建貧困人口與扶貧主體間“雙向造血”的長效化貧困治理模式。

1.扶貧要扶志,以社區(qū)為施政單位加強(qiáng)對(duì)貧困農(nóng)戶內(nèi)生動(dòng)力的培育。首先,要充分發(fā)揮農(nóng)村社區(qū)的治理功能,通過講課、宣傳等方式改善農(nóng)戶保守、短視的貧困意識(shí),提高其把握新型農(nóng)業(yè)技術(shù)、外出務(wù)工等外部機(jī)會(huì)的渴望度;其次,要以鄉(xiāng)風(fēng)文明建設(shè)為核心,構(gòu)建脫貧光榮為導(dǎo)向的社區(qū)氛圍,以引導(dǎo)貧困農(nóng)戶形成合理的抱負(fù)水平;最后,發(fā)揮基層干部信息對(duì)稱優(yōu)勢,以精煉簡潔、通俗易懂的方式向貧困農(nóng)戶宣傳扶貧政策,以此降低扶貧政策對(duì)貧困農(nóng)戶認(rèn)知系統(tǒng)的負(fù)擔(dān),提高貧困農(nóng)戶對(duì)扶貧政策的接受程度。

2.轉(zhuǎn)變外部性扶貧模式,以多重保障體系來引導(dǎo)農(nóng)戶逐步消除精神貧困。例如加大教育、醫(yī)療等公共服務(wù)供給,提高集中連片貧困地區(qū)農(nóng)戶教育、醫(yī)療等公共服務(wù)的可得性;在了解農(nóng)戶基本需求的條件下加強(qiáng)技術(shù)培訓(xùn),進(jìn)而發(fā)揮人力資本在勞動(dòng)力市場中的重要作用等;通過將貨幣形式的扶貧資源傾斜逐步轉(zhuǎn)向政策形式的外部機(jī)會(huì)供給,以此降低農(nóng)戶形成政策依賴的可能,也為農(nóng)戶進(jìn)行生產(chǎn)投資的自主發(fā)展創(chuàng)造更好的外部環(huán)境。

3.重視內(nèi)生動(dòng)力與各類型生計(jì)資本的結(jié)構(gòu)優(yōu)化,將外部扶貧與內(nèi)部扶貧相結(jié)合,通過雙管齊下的方式使內(nèi)生動(dòng)力與物質(zhì)資本、金融資本及社會(huì)資本將貧困農(nóng)戶家庭收入的替代效應(yīng)轉(zhuǎn)為互補(bǔ)效應(yīng),以此提高扶貧資源的使用效率。同時(shí),可以考慮為高收入農(nóng)戶提供更寬松的金融環(huán)境和更專業(yè)的生產(chǎn)投資培訓(xùn),進(jìn)而充分發(fā)揮內(nèi)生動(dòng)力與物質(zhì)資本及金融資本的互補(bǔ)效應(yīng),以發(fā)揮高收入農(nóng)戶在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中的帶動(dòng)作用。