收入差距對(duì)我國農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響
——以人力資本為中介變量

左孝凡, 蘇時(shí)鵬,2

(1.福建農(nóng)林大學(xué)可持續(xù)發(fā)展研究所; 2.福建農(nóng)林大學(xué)管理學(xué)院,福建 福州 350002)

貧困一直是困擾我國社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要問題。改革開放40年來，我國反貧困事業(yè)取得了一定的成績。國務(wù)院扶貧辦公室公布的數(shù)據(jù)顯示，我國貧困人口發(fā)生率從2012年的10.2%下降到2018年的1.7%[1]。隨著精準(zhǔn)扶貧與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的不斷推進(jìn)，我國反貧困事業(yè)取得了長足的進(jìn)步，但由于我國人口基數(shù)大、地區(qū)發(fā)展不均衡、收入差距較大等因素影響，我國貧困人口截至2018年底依然還有1 660多萬人[1]。同時(shí)，我國的收入不平等情況不容樂觀，國家統(tǒng)計(jì)局公布的2016年的基尼系數(shù)為0.465[2]，雖然較2012年的0.474有所下降[3]，但依然超過0.4的警戒線。因此，基于微觀數(shù)據(jù)庫測(cè)算我國的收入差距并研究收入差距對(duì)貧困的影響，對(duì)精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略的深入推進(jìn)具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述與問題的提出

經(jīng)濟(jì)發(fā)展是減貧的重要路徑，涓滴經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為政府救濟(jì)不是救助窮人最好的方法，應(yīng)通過經(jīng)濟(jì)增長使總財(cái)富增加，最終使窮人受益[4]。但涓滴效應(yīng)并不能起到反貧困作用，越來越多的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)顯示經(jīng)濟(jì)發(fā)展并未從高收入群體擴(kuò)散到低收入群體[5]，因此反對(duì)涓滴理論的經(jīng)濟(jì)學(xué)派提出了負(fù)向涓滴效應(yīng)的概念，以解釋理論與實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)的差異[6]，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展在減少貧困的同時(shí)帶來收入差距的擴(kuò)大，使得貧困發(fā)生率并沒有因?yàn)殇傅涡?yīng)而有所下降[7]。于是，經(jīng)濟(jì)增長帶來減貧效應(yīng)的同時(shí)，也在一定程度上擴(kuò)大了收入差距[8],收入差距對(duì)貧困發(fā)生率的提高具有推進(jìn)作用[9]。因此，緩解收入差距的擴(kuò)大成為反貧困的重要路徑[10]。

目前，學(xué)界較多地研究收入差距縮小對(duì)反貧困的效用。左停研究反貧困創(chuàng)新，提出社會(huì)保障對(duì)扶貧具有兜底作用和收入再分配功能，發(fā)展與創(chuàng)新積極的社會(huì)救助和社會(huì)保障政策具有重要的反貧困作用[11]。但相同的政策對(duì)不同群體可能帶來相反的效果。曾國彪等研究貿(mào)易開放、地區(qū)收入差距與貧困的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放擴(kuò)大了城鄉(xiāng)之間的收入差距，其在減少城市貧困群體的同時(shí)并沒有對(duì)農(nóng)村貧困群體產(chǎn)生顯著影響，這主要是緣于勞動(dòng)力流動(dòng)受阻[12]；劉一偉研究勞動(dòng)力流動(dòng)、收入差距與農(nóng)村居民貧困的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力流動(dòng)可以縮小收入差距，進(jìn)而改善農(nóng)村居民的收入不平等和貧困狀況[13]。同時(shí)，收入差距會(huì)從教育和健康兩個(gè)維度對(duì)居民的人力資本存量積累產(chǎn)生重要影響。呂煒等研究城鄉(xiāng)收入差距、城鄉(xiāng)教育不平等與政府教育投入的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距與城鄉(xiāng)教育不平等之間存在循環(huán)效應(yīng)，即城鄉(xiāng)收入差距會(huì)加劇城鄉(xiāng)教育不平等，城鄉(xiāng)教育不平等將進(jìn)一步擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距[14]；方超等研究教育對(duì)勞動(dòng)力收入差距的影響，發(fā)現(xiàn)教育擴(kuò)展并沒有縮小收入差距，但提高教育公平性可以有效控制收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大[15]。健康作為人力資本的重要代理變量，對(duì)緩解貧困也具有不可忽視的作用。程名望等基于收入增長和差距縮小的雙重視角對(duì)農(nóng)村減貧進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)提高農(nóng)村居民的健康水平和教育水平有利于農(nóng)村減貧，且在收入差距縮小的視角下健康比教育具有更顯著的農(nóng)村減貧效應(yīng)[9]；左孝凡等研究農(nóng)村居民健康與貧困的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民健康對(duì)貧困會(huì)產(chǎn)生顯著的惡性循環(huán)效應(yīng)[16]。

綜上所述，學(xué)界關(guān)于收入差距對(duì)反貧困產(chǎn)生阻力已達(dá)成共識(shí)，側(cè)重于研究收入差距縮小對(duì)反貧困的效用。但現(xiàn)有文獻(xiàn)較少研究農(nóng)村內(nèi)部收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困風(fēng)險(xiǎn)的影響?；诖?，本研究在既有文獻(xiàn)和中國家庭追蹤調(diào)查(Chinese Family Panel Studies, CFPS)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，對(duì)收入差距采用不同的代理變量，以對(duì)農(nóng)村居民2010年和2014年的貧困脆弱性進(jìn)行測(cè)度，研究收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響。本研究一方面?zhèn)戎赜趶撵o態(tài)和動(dòng)態(tài)兩個(gè)方面檢驗(yàn)收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困的影響，并采用多維貧困理論構(gòu)建貧困脆弱性測(cè)量模型，測(cè)算貧困脆弱性作為貧困的代理變量；另一方面聚焦農(nóng)村內(nèi)部的收入差距，以社區(qū)(村莊)為群組測(cè)算農(nóng)村居民的基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)和p90/p10，分析人力資本在收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響中的中介效應(yīng)。

二、研究框架與假設(shè)

(一)研究框架

收入差距拉大對(duì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長、城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展、社會(huì)和諧會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響[17]，收入差距拉大對(duì)農(nóng)村居民的收入及其波動(dòng)均產(chǎn)生消極作用，削弱了農(nóng)村居民抵御貧困風(fēng)險(xiǎn)的能力。在收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響的過程中，人力資本作為中介變量發(fā)揮中介效應(yīng)。而教育和健康是人力資本的重要代理變量，社會(huì)轉(zhuǎn)移分配則有利于教育的發(fā)展和健康的改善，有利于人力資本存量的積累。因此，本研究選取教育可及性、健康水平和社會(huì)轉(zhuǎn)移分配作為人力資本的代理變量。具體研究路徑如下：(1)“收入差距—教育可及性—貧困脆弱性”路徑。教育是阻斷貧困代際傳遞的根本途徑[18]，而收入分配基尼系數(shù)和教育基尼系數(shù)具有顯著的正相關(guān)性，即收入差距會(huì)拉大教育不平等[19]，收入差距不斷擴(kuò)大會(huì)帶來教育資源分配的不均衡，降低處于貧困地區(qū)的低收入群體的教育可及性，進(jìn)而形成貧困群體的脫貧阻力。(2)“收入差距—健康水平—貧困脆弱性”路徑。縮小收入差距是緩解健康不平等的主要貢獻(xiàn)因素[20]，而健康投資有利于農(nóng)村居民脫離貧困[21-22]。因此，縮小收入差距有利于低收入群體健康人力資本存量的積累，從而提高低收入群體抵御貧困的能力。(3)“收入差距—社會(huì)轉(zhuǎn)移分配—貧困脆弱性”路徑。收入差距會(huì)進(jìn)一步加劇城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的不均衡發(fā)展，對(duì)貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展帶來阻力，而社會(huì)轉(zhuǎn)移分配有助于充實(shí)貧困地區(qū)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，提高低收入群體在教育和醫(yī)療方面的可及性，從而降低低收入群體的貧困脆弱性。

基于此，本研究選取基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)和p90/p10作為收入差距的代理變量，具體研究框架如圖1所示。(1)通過可行廣義最小二乘法建立貧困脆弱性測(cè)量模型，用于分析2010年和2014年收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響，并通過似無相關(guān)模型檢驗(yàn)對(duì)2010年和2014年收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響的差異性進(jìn)行分析。(2)通過差異分析發(fā)現(xiàn)不同年份之間收入差距的影響效應(yīng)不同，具體通過建立貧困脆弱性轉(zhuǎn)換矩陣、計(jì)算收入差距變化等方法建立福利狀態(tài)變動(dòng)影響模型，采用有序Probit模型再次檢驗(yàn)收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響。(3)基于靜態(tài)和動(dòng)態(tài)的分析，采用CFPS 2010和CFPS 2014的數(shù)據(jù)構(gòu)建短面板固定效應(yīng)模型，并以教育可及性、健康水平和社會(huì)轉(zhuǎn)移分配為中介變量對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。

(二)研究假設(shè)

本研究基于既有的相關(guān)文獻(xiàn)研究與上述研究框架，提出以下假設(shè)：假設(shè)H1——收入差距擴(kuò)大會(huì)影響農(nóng)村居民收入及農(nóng)村居民收入的波動(dòng)程度，進(jìn)而提高農(nóng)村居民的貧困脆弱性；假設(shè)H2——人力資本在收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響中發(fā)揮中介效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選擇與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心的中國家庭追蹤調(diào)查。該調(diào)查樣本覆蓋全國25個(gè)省(市、區(qū))，樣本容量為16 000戶家庭的全部成員，目前已完成了2010年、2012年、2014年和2016年的調(diào)查和數(shù)據(jù)匯集。由于2016年數(shù)據(jù)尚未公布相關(guān)核心變量和社區(qū)層面數(shù)據(jù)，考慮到收入差距變化彈性較小，本研究選取時(shí)間跨度較長的2010年和2014年兩期數(shù)據(jù)，通過這兩期數(shù)據(jù)的匹配形成新的數(shù)據(jù)集，包含有效樣本6 447個(gè)。

(二)變量選擇和描述性統(tǒng)計(jì)

本研究將變量分為被解釋變量、核心解釋變量和控制變量。各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)詳見表1。

表1 各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)

1.被解釋變量。被解釋變量為家庭人均純收入，用家庭人均純收入的對(duì)數(shù)表示。其中，2010年的均值為8.293，2014年的均值為8.758，表明我國農(nóng)村家庭人均純收入從2010年到2014年呈增長趨勢(shì)，我國農(nóng)村地區(qū)的反貧困事業(yè)取得了一定的成績，農(nóng)村居民收入穩(wěn)步提升。

2.核心解釋變量。本研究采用國際通行的基尼系數(shù)作為收入差距的核心代理變量，同時(shí)為了進(jìn)一步檢驗(yàn)收入差距影響的穩(wěn)健性，采用泰爾指數(shù)和p90/p10作為代理變量檢驗(yàn)收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響的穩(wěn)健性?；嵯禂?shù)、泰爾指數(shù)和p90/p10均以社區(qū)為參照組，運(yùn)用Stata 13.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行測(cè)算，計(jì)算獲取的各項(xiàng)指數(shù)表示一個(gè)社區(qū)(村莊)內(nèi)的收入差距水平。由表1可知，基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、 p90/p10的均值均發(fā)生不同程度的增長。其中，基尼系數(shù)2010年的均值為0.362，2014年的均值為0.406(超過國際警戒線0.4)；泰爾指數(shù)2010年的均值為0.283，2014年的均值為0.411； p90/p10 2010年的均值為10.791，2014年的均值為109.961?；嵯禂?shù)和泰爾指數(shù)的測(cè)算結(jié)果均表明我國收入差距隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在進(jìn)一步惡化的趨勢(shì)； p90/p10的測(cè)算結(jié)果表明我國極端收入差距大幅度擴(kuò)大。收入差距的3個(gè)代理變量的數(shù)據(jù)表明我國收入差距不容樂觀，且收入差距存在惡化的趨勢(shì)。

3.控制變量。本研究的控制變量包括個(gè)體、家庭、社區(qū)和區(qū)域控制等4個(gè)層面，具體包括年齡、性別、受教育年限、工作情況、醫(yī)療保險(xiǎn)、健康狀況、政府補(bǔ)貼、婚姻狀況、家庭規(guī)模、縣城距離、村人均收入、東部地區(qū)、西部地區(qū)、中部地區(qū)等14個(gè)變量。其中，年齡2010年的均值為46.728歲，2014年的均值為50.728歲，標(biāo)準(zhǔn)誤均為13.506，表明我國農(nóng)村地區(qū)的年輕人多數(shù)在外務(wù)工，留守農(nóng)村的多數(shù)為年齡較大的中老年群體，且農(nóng)村地區(qū)居民的年齡分布具有較大的差異性；2010年和2014年的性別均值均為0.486，表明我國農(nóng)村地區(qū)的男性與女性人數(shù)相當(dāng)；2010年和2014年的受教育年限均在6年以下，表明我國農(nóng)村居民的受教育程度較低；工作情況2010年的均值為0.028,2014年的均值為0.009，表明我國農(nóng)村居民在政府、事業(yè)、國企等單位工作的占比從2010年的2.8%下降至2014年的0.9%，農(nóng)村居民在政府、事業(yè)、國企等單位工作的占比較低；醫(yī)療保險(xiǎn)的均值從2010年的0.907上升至2014年的0.957，表明我國農(nóng)村地區(qū)基本醫(yī)療保障的普及程度不斷提高；健康狀況的均值從2010年的1.909上升至2014年的3.140，表明我國農(nóng)村居民的健康水平呈下降趨勢(shì)；政府補(bǔ)貼的均值從2010年的0.148上升至2014年的0.782，表明我國政府對(duì)農(nóng)村地區(qū)的補(bǔ)貼范圍逐步擴(kuò)大；婚姻狀況的均值差異不大，表明我國農(nóng)村地區(qū)的婚姻狀況較為穩(wěn)固；家庭規(guī)模的均值差異不大，均為4.5人左右，表明我國農(nóng)村地區(qū)傳統(tǒng)大家庭逐漸瓦解，以4～5人組成的小家庭為主；縣城距離的均值從2010年的28.405 km下降至2014年的24.930 km，表明我國農(nóng)村地區(qū)的交通狀況逐步改善；村人均收入的均值從2010年的7.714上升至2014年的8.239，表明我國農(nóng)村地區(qū)整體經(jīng)濟(jì)水平有較大提升，農(nóng)村居民的生活水平逐步改善；區(qū)域控制層面以東北部地區(qū)為參照組進(jìn)行設(shè)置，旨在控制地區(qū)差異對(duì)模型的影響，描述統(tǒng)計(jì)無實(shí)際意義。

(三)模型設(shè)定

1.可行廣義最小二乘法。學(xué)界測(cè)量貧困脆弱性的方法主要有3種，分別為貧困期望的脆弱性(Vulnerability as Expected Poverty, VEP)、期望的低效用的脆弱性(Vulnerability as Low Expected Utility, VEU)、未被預(yù)防的風(fēng)險(xiǎn)暴露的脆弱性(Vulnerability as Uninsured Exposure to Risk, VER)。其中,VEP主要采用家庭的消費(fèi)或收入來測(cè)量個(gè)體陷入貧困的可能性[23]；VEU主要采用預(yù)期消費(fèi)水平效用與確定性效用的差值來衡量貧困脆弱性[24]；VER主要是指?jìng)€(gè)體受到各種風(fēng)險(xiǎn)沖擊后，應(yīng)對(duì)消費(fèi)水平下降狀況的能力[25]。本研究選用貧困期望的脆弱性(VEP)，主要運(yùn)用可行廣義最小二乘法進(jìn)行測(cè)算，具體測(cè)量步驟如下。

(1)計(jì)算貧困期望的脆弱性(VEP)。貧困脆弱性表示未來個(gè)體的消費(fèi)或收入低于某一消費(fèi)或收入水平的概率，具體計(jì)算公式如下：

Vt=Pr(Yt+1≤U)

(1)

其中,Vt表示樣本在t時(shí)期的貧困脆弱性;Yt+1表示樣本在t+1時(shí)期的消費(fèi)或收入水平,U表示確定性等價(jià)指標(biāo)，即貧困線標(biāo)準(zhǔn);Pr表示樣本在t+1時(shí)期陷入貧困的概率。

(2)構(gòu)建貧困脆弱性模型。根據(jù)變量的可獲取性，本研究選取家庭人均純收入對(duì)貧困脆弱性進(jìn)行測(cè)量，構(gòu)建了以個(gè)體層面、家庭層面、社區(qū)層面和區(qū)域控制層面等控制變量為特征變量的貧困脆弱性模型。

lnY=β0+β1Z+βrXr+ε

(2)

其中, lnY表示樣本家庭人均純收入的對(duì)數(shù)形式;Z表示收入差距;Xr表示個(gè)體層面、家庭層面、社區(qū)層面和區(qū)域控制層面等控制變量(r=1,2,…,14);β0表示常數(shù)項(xiàng);β1表示收入差距變量的待估計(jì)參數(shù);βr表示各個(gè)控制變量的待估計(jì)參數(shù);ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。根據(jù)方程回歸結(jié)果可獲得擬合值及殘差平方σe。

(3)計(jì)算家庭人均純收入對(duì)數(shù)值的期望值和方差。通過可行廣義最小二乘法獲得樣本的家庭人均純收入對(duì)數(shù)值的期望值E(lnY|Xr)和方差D(lnY|Xr)。

E(lnY|Xr)=βFXr

(3)

D(lnY|Xr)=ρFXr

(4)

其中,βF和ρF表示擬合值。

(4)計(jì)算農(nóng)村居民的貧困脆弱性。

(5)

2.有序Probit模型。有序Porbit模型要求模型被解釋變量為有序的離散型變量，本研究選取農(nóng)村居民貧困脆弱性轉(zhuǎn)換矩陣結(jié)果表征其所處的福利狀態(tài)，數(shù)值為[1,4]內(nèi)的離散型變量，符合模型設(shè)定對(duì)被解釋變量數(shù)據(jù)分布特征的要求。模型使用最大似然估計(jì)法對(duì)參數(shù)值進(jìn)行估計(jì)，具體計(jì)算公式如下：

v=α0+αpwp+π

(6)

其中,v表示樣本的福利狀態(tài)，通過2010年和2014年貧困脆弱性的變化狀態(tài)計(jì)算獲得;wp表示解釋變量，包括根據(jù)2010年和2014年的核心解釋變量收入差距與個(gè)體層面、家庭層面、社區(qū)層面、區(qū)域控制層面等控制變量計(jì)算獲得的可變變量與不變變量(此處僅介紹方程形式，下文將進(jìn)一步詳細(xì)闡釋變量計(jì)算);α0表示常數(shù)項(xiàng);αp表示收入差距和控制變量的待估計(jì)參數(shù)，其中,p=1,2,…,15。

3.中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀１狙芯窟M(jìn)一步采用家庭人均純收入為被解釋變量構(gòu)建中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜋z驗(yàn)人力資本在收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響中的中介作用。

Y=η0+ηaZ+ηrXr+μ1

(7)

R=w0+waZ+wrXr+μ2

(8)

Y=δ0+δaZ+δbR+δrXr+μ3

(9)

其中,Y表示家庭人均純收入;Z表示收入差距;R表示人力資本;X表示控制變量;η0、w0、δ0分別表示公式(7)～(9)的常數(shù)項(xiàng);ηa、wa、δa分別表示公式(7)～(9)中收入差距的待估計(jì)參數(shù);δb表示公式(9)中人力資本的待估計(jì)參數(shù);ηr、wr、δr分別表示公式(7)～(9)中控制變量的待估計(jì)參數(shù)(r=1,2,…,14);μ1、μ2、μ3分別表示公式(7)～(9)的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)的具體步驟包括：(1)檢驗(yàn)公式(7)中收入差距的系數(shù)ηa是否顯著。若不顯著即停止檢驗(yàn)；若顯著，則進(jìn)入第二步。(2)檢驗(yàn)公式(8)中收入差距對(duì)人力資本的影響系數(shù)wa與公式(9)中人力資本對(duì)家庭人均純收入的影響系數(shù)δb是否顯著。(3)若wa和δb在一定顯著性水平下全部通過檢驗(yàn)，再進(jìn)一步檢驗(yàn)公式(9)中收入差距的待估計(jì)參數(shù)δa。若δa通過顯著性檢驗(yàn)，則人力資本具有中介效應(yīng)；若δa未通過顯著性檢驗(yàn)，則人力資本具有完全中介效應(yīng)。若wa和δb至少一個(gè)未通過顯著性檢驗(yàn)，則需要進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)。若通過Sobel檢驗(yàn)，則人力資本具有中介效應(yīng)；若未通過Sobel檢驗(yàn)，則人力資本不具有中介效應(yīng)。

四、實(shí)證分析

(一)收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響的靜態(tài)分析

本研究對(duì)貧困脆弱性的研究主要基于家庭人均純收入及其波動(dòng)進(jìn)行衡量，通過可行廣義最小二乘法建立回歸模型，實(shí)證分析2010年和2014年收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響(表2和表3)。其中，模型1和模型2反映了采用基尼系數(shù)作為收入差距的代理變量對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響。實(shí)證分析結(jié)果顯示：基尼系數(shù)每增加1個(gè)單位，農(nóng)村居民家庭人均純收入在1%的水平上顯著降低3.554元；基尼系數(shù)每增加1個(gè)單位，農(nóng)村居民家庭人均純收入波動(dòng)在1%的水平上顯著提高4.514個(gè)單位。這表明基尼系數(shù)擴(kuò)大不利于農(nóng)村居民收入的提高和穩(wěn)定，即隨著收入差距的擴(kuò)大，農(nóng)村居民未來陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)提高。為了進(jìn)一步驗(yàn)證這一結(jié)論的穩(wěn)健性，本研究選取衡量收入差距的泰爾指數(shù)和p90/p10作為收入差距的代理變量再次進(jìn)行檢驗(yàn)。模型3～6的實(shí)證分析結(jié)果與模型1～2一致，即泰爾指數(shù)和p90/p10均在1%的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民的家庭人均純收入，泰爾指數(shù)和p90/p10均在1%的水平上顯著正向影響農(nóng)村居民的家庭人均純收入波動(dòng)。這表明隨著收入差距的擴(kuò)大，農(nóng)村居民未來陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)提高。模型7～12反映了2014年收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響，其實(shí)證分析結(jié)果與模型1～6一致，即2010年和2014年收入差距均顯著加劇了農(nóng)村居民的貧困脆弱性，收入差距擴(kuò)大會(huì)提高農(nóng)村居民未來陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)。

表2 2010年收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響

注：1)括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤;2)*、**、***分別表示估計(jì)參數(shù)在10%、5%、1%的水平上顯著

表3 2014年收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響

注：1)括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤;2)*、**、***分別表示估計(jì)參數(shù)在10%、5%、1%的水平上顯著

基于2010年和2014年收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性模型檢驗(yàn)結(jié)果，以基尼系數(shù)作為收入差距的代理變量構(gòu)建模型，進(jìn)一步分析控制變量對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響。由表2和表3的模型1、模型2、模型7和模型8可知：(1)個(gè)體層面。年齡僅2010年在5%的水平上顯著正向影響農(nóng)村居民的家庭人均純收入波動(dòng)，表明年齡的增長會(huì)加劇農(nóng)村居民的家庭人均純收入波動(dòng)，從而提高農(nóng)村居民的貧困脆弱性，這主要是緣于農(nóng)村居民隨著年齡增長容易受疾病等因素影響，導(dǎo)致其勞動(dòng)能力逐步降低；性別2010年和2014年均在1%的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民的家庭人均純收入，表明農(nóng)村地區(qū)的男性較女性而言能夠更好地改善家庭人均純收入，進(jìn)而提高農(nóng)村居民抵御貧困風(fēng)險(xiǎn)的能力，這主要是緣于農(nóng)村地區(qū)的男性較女性而言在體力勞動(dòng)方面具有性別優(yōu)勢(shì)，且較容易獲得工作機(jī)會(huì)；受教育年限2010年和2014年均在1%的水平上顯著正向影響農(nóng)村居民的家庭人均純收入，僅2010年在5%的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民的家庭人均純收入波動(dòng)，表明受教育年限能夠提高農(nóng)村居民的家庭人均純收入和降低農(nóng)村居民的家庭人均純收入波動(dòng)，這主要是緣于受教育年限能夠有效提高農(nóng)村居民的人力資本存量，進(jìn)而提高其抵御貧困風(fēng)險(xiǎn)的能力；工作情況2010年和2014年分別在1%和5%的水平上顯著正向影響農(nóng)村居民的家庭人均純收入，表明個(gè)體在政府、事業(yè)、國企等單位工作對(duì)家庭人均純收入的提高具有促進(jìn)作用，這主要是緣于在這些相對(duì)穩(wěn)定的單位工作提高了農(nóng)村居民的收入水平和社會(huì)資本存量，進(jìn)而提高其抵御貧困風(fēng)險(xiǎn)的能力；醫(yī)療保險(xiǎn)2010年在1%的水平上顯著正向影響農(nóng)村居民的家庭人均純收入，顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民的家庭人均純收入波動(dòng)，表明醫(yī)療保險(xiǎn)能夠提高農(nóng)村居民的家庭人均純收入和降低農(nóng)村居民的家庭人均純收入波動(dòng)，這主要是緣于醫(yī)療保險(xiǎn)能夠在農(nóng)村居民受到疾病影響時(shí)給予經(jīng)濟(jì)上的有效支持，緩解疾病帶來的家庭人均純收入波動(dòng)；健康狀況2010年和2014年均在1%的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民的家庭人均純收入，表明農(nóng)村居民健康狀況越好，其家庭人均純收入越高，這主要是緣于健康狀況直接影響農(nóng)村居民的勞動(dòng)力供給和獲取收入的能力，進(jìn)而提高其抵御貧困風(fēng)險(xiǎn)的能力。(2)家庭層面。政府補(bǔ)貼僅2014年在1%的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民的家庭人均純收入波動(dòng)，表明政府補(bǔ)貼可以有效降低農(nóng)村居民的家庭人均純收入波動(dòng)，這主要是緣于政府的各類補(bǔ)貼通過直接的經(jīng)濟(jì)支持有利于維持農(nóng)村居民的收入穩(wěn)定性；婚姻狀況僅2010年在10%的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民的家庭人均純收入，表明已婚狀態(tài)不利于家庭人均純收入的提高，這主要是緣于農(nóng)村居民組建家庭后，需留守部分家庭成員進(jìn)行家庭照料活動(dòng)，從而降低了家庭人均純收入；家庭規(guī)模2010年和2014年均在1%的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民的家庭人均純收入和家庭人均純收入波動(dòng)，表明家庭規(guī)模會(huì)降低家庭人均純收入和家庭人均純收入波動(dòng)，這主要是緣于家庭規(guī)模較大的家庭往往贍養(yǎng)老人和撫養(yǎng)孩子的負(fù)擔(dān)較重，導(dǎo)致其家庭人均純收入降低，且家庭規(guī)模的擴(kuò)大有利于拓寬家庭的收入來源，由此會(huì)降低家庭人均純收入的波動(dòng)程度。(3)社區(qū)層面?？h城距離2010年和2014均在1%的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民的家庭人均純收入，僅2014年在1%的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民的家庭人均純收入波動(dòng)，表明農(nóng)村居民所在村莊距離縣城越遠(yuǎn)，其家庭人均純收入越少，且隨著時(shí)間的推移，其家庭人均純收入波動(dòng)越小，這主要是緣于距離縣城越遠(yuǎn)的往往是收入水平越低的農(nóng)村居民群體，這一部分群體的收入波動(dòng)程度往往較低；村人均收入2010年和2014年均在1%的水平上顯著正向影響農(nóng)村居民的家庭人均純收入，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展越好的村莊，農(nóng)村居民家庭人均純收入越高，這主要是緣于經(jīng)濟(jì)發(fā)展越好的村莊越會(huì)提供提高家庭人均純收入的機(jī)會(huì)，從而提高農(nóng)村居民抵御貧困風(fēng)險(xiǎn)的能力。

基于2010年和2014年收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響的靜態(tài)分析，發(fā)現(xiàn)收入差距在2010年和2014年均顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民貧困脆弱性，但收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響存在時(shí)間差異。鑒于此，本研究進(jìn)一步以年份為組別進(jìn)行組間影響差異性分析?；谒茻o相關(guān)模型，運(yùn)用Stata 13.0軟件對(duì)組間影響差異性進(jìn)行檢驗(yàn)。由表4可知，基尼系數(shù)在2010年和2014年對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響差異顯著。以基尼系數(shù)為收入差距的代理變量時(shí)，家庭人均純收入和家庭人均純收入波動(dòng)性均在1%的水平上通過差異性檢驗(yàn)；以泰爾指數(shù)為收入差距的代理變量時(shí)，僅家庭人均純收入在10%的水平上通過差異性檢驗(yàn)，家庭人均純收入波動(dòng)未通過差異性檢驗(yàn)；以p90/p10為收入差距的代理變量時(shí)，家庭人均純收入和家庭人均純收入波動(dòng)均在1%的水平上通過差異性檢驗(yàn)?？梢姡杖氩罹嘣?010年和2014年對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響存在差異，應(yīng)進(jìn)一步考慮時(shí)間因素的影響，從動(dòng)態(tài)的角度構(gòu)建貧困脆弱性轉(zhuǎn)換矩陣檢驗(yàn)收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響。

表4 2010年和2014年收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響的差異性

注：1)表中數(shù)值為組間差異性檢驗(yàn)卡方檢驗(yàn)值;2)括號(hào)內(nèi)為組間差異性檢驗(yàn)卡方檢驗(yàn)的P值；3)*、***分別表示估計(jì)參數(shù)在10%、1%的水平上顯著

(二)收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響的動(dòng)態(tài)分析

在分析收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響時(shí)，需基于貧困脆弱性測(cè)量模型獲取貧困脆弱性的指標(biāo)數(shù)值。由表5可知，在不同貧困線標(biāo)準(zhǔn)下的貧困脆弱性分布存在差異。其中，從2010年和2014年來看，無論使用何種貧困線標(biāo)準(zhǔn)或收入差距作為代理變量，農(nóng)村居民貧困脆弱性均呈下降趨勢(shì)；從不同貧困線標(biāo)準(zhǔn)來看，描述性統(tǒng)計(jì)進(jìn)一步驗(yàn)證了隨著貧困線標(biāo)準(zhǔn)的提高，農(nóng)村居民陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)加大；在不同測(cè)量模型中，均值、標(biāo)準(zhǔn)誤和分位數(shù)均顯示農(nóng)村居民貧困脆弱性的數(shù)值和波動(dòng)均相近，表明采用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)和p90/p10作為收入差距的代理變量具有一定的穩(wěn)健性。

表5 農(nóng)村居民貧困脆弱性的描述性統(tǒng)計(jì)

結(jié)合收入差距矩陣設(shè)置農(nóng)村居民貧困狀態(tài)變量，根據(jù)貧困風(fēng)險(xiǎn)狀態(tài)的轉(zhuǎn)換情況反映農(nóng)村居民的福利狀態(tài)。矩陣結(jié)果可以總結(jié)為以下4種情況：(1) 將2010年非脆弱和2014年非脆弱賦值為1，表示持續(xù)高福利狀態(tài)；(2)將2010年脆弱和2014年非脆弱賦值為2，表示福利上升狀態(tài)；(3)將2010年非脆弱和2014年脆弱賦值為3，表示福利下降狀態(tài)；(4)將2010年脆弱和2014年脆弱賦值為4，表示持續(xù)低福利狀態(tài)。

基尼系數(shù)以目前國際通行的標(biāo)準(zhǔn)0.4作為臨界警戒值，基尼系數(shù)大于0.4表示收入差距處于較高水平。設(shè)置警戒差距矩陣和非警戒差距矩陣反映2010年和2014年農(nóng)村居民收入差距的變化情況。矩陣結(jié)果可以總結(jié)為以下4種情況：(1)將2010年非警戒和2014年非警戒賦值為1，表示持續(xù)低收入差距狀態(tài)；(2)將2010年警戒和2014年非警戒賦值為2，表示收入差距下降狀態(tài)；(3)將2010年非警戒和2014年警戒賦值為3，表示收入差距上升狀態(tài)；(4)將2010年警戒和2014年警戒賦值為4，表示持續(xù)高收入差距狀態(tài)。同時(shí)，采用2010年和2014年泰爾指數(shù)的差值和p90/p10的差值作為收入差距的代理變量，以充分反映收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響。

根據(jù)農(nóng)村居民福利狀態(tài)變量數(shù)據(jù)的分布特征，采用有序Probit模型分析收入差距對(duì)農(nóng)村居民福利狀態(tài)的影響(表6)，將控制變量的變化分為不變因素和可變因素。其中，不變因素包括年齡、性別、受教育年限、東部地區(qū)、西部地區(qū)、中部地區(qū)；可變因素包括工作情況、醫(yī)療保險(xiǎn)、健康狀況、政府補(bǔ)貼、婚姻狀況、家庭規(guī)模、縣城距離、村人均收入。由表6可知，在國家貧困線2 300元·年-1的標(biāo)準(zhǔn)下，泰爾指數(shù)變化和p90/p10變化分別在10%和1%的水平上顯著正向影響農(nóng)村居民的福利狀態(tài)，基尼系數(shù)變化未通過顯著性檢驗(yàn)，但影響方向也為正，表明收入差距擴(kuò)大不利于農(nóng)村居民的福利狀態(tài)向正向轉(zhuǎn)換。在世界銀行貧困線1.9美元·日-1的標(biāo)準(zhǔn)下，基尼系數(shù)變化、泰爾指數(shù)變化和p90/p10變化分別在1%、5%和1%的水平上顯著正向影響農(nóng)村居民的福利狀態(tài)，表明收入差距擴(kuò)大不利于農(nóng)村居民的福利狀態(tài)向正向轉(zhuǎn)換。在世界銀行貧困線3.1美元·日-1的標(biāo)準(zhǔn)下, p90/p10變化在1%的水平上顯著正向影響農(nóng)村居民的福利狀態(tài)，基尼系數(shù)變化和泰爾指數(shù)變化未通過顯著性檢驗(yàn)，但影響方向也為正，表明收入差距擴(kuò)大不利于農(nóng)村居民的福利狀態(tài)向正向轉(zhuǎn)換。

表6 收入差距對(duì)農(nóng)村居民福利狀態(tài)的影響

注：1)括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤;2)*、**、***分別表示估計(jì)參數(shù)在10%、5%、1%的水平上顯著;3)考慮到調(diào)查對(duì)象的平均年齡較高，繼續(xù)受教育的可能性較低，故將教育納入不變因素，采用2014年受教育年限的數(shù)據(jù)

綜合上述收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響的靜態(tài)分析和動(dòng)態(tài)分析，假設(shè)H1成立。

(三)人力資本的中介效應(yīng)分析

基于上述靜態(tài)層面和動(dòng)態(tài)層面的分析，發(fā)現(xiàn)收入差距顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民貧困脆弱性，收入差距擴(kuò)大會(huì)提高農(nóng)村居民陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)，不利于農(nóng)村居民的福利狀態(tài)向正向轉(zhuǎn)化。本研究進(jìn)一步以人力資本為中介變量，分析收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響的作用機(jī)制，即分析人力資本的中介效應(yīng)。

人力資本中的教育可及性和健康水平是影響農(nóng)村居民貧困脆弱性的重要因素，而社會(huì)轉(zhuǎn)移支配對(duì)教育事業(yè)和健康事業(yè)的發(fā)展具有重要的推進(jìn)作用。鑒于此，根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，采用家庭人均純收入作為被解釋變量，進(jìn)一步檢驗(yàn)收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響的穩(wěn)健性。在人力資本中介效應(yīng)檢驗(yàn)中，模型組1、模型組2和模型組3分別表示以教育可及性、健康水平和社會(huì)轉(zhuǎn)移分配為人力資本的代理變量的面板模型(表7)。其中，收入差距用基尼系數(shù)表示，教育可及性用學(xué)校距離表示，社會(huì)轉(zhuǎn)移分配用村級(jí)財(cái)政支出表示。對(duì)2010年和2014年農(nóng)村居民樣本數(shù)據(jù)建立面板模型，在進(jìn)行模型構(gòu)建前，對(duì)模型進(jìn)行Huasman檢驗(yàn)，以期獲取選擇固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的依據(jù)。通過Huasman檢驗(yàn)數(shù)值均在1%的水平上顯著可知，不能拒絕“固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型所估計(jì)的系數(shù)是一致的，且隨機(jī)效應(yīng)模型所估計(jì)的系數(shù)是最有效估計(jì)”的原假設(shè)，故選用固定效應(yīng)模型。其中，模型1、模型3、模型4、模型6、模型7和模型9中包括年齡、性別、受教育年限、工作情況、醫(yī)療保險(xiǎn)、健康狀況、政府補(bǔ)貼、婚姻狀況、家庭規(guī)模、縣城距離、村人均收入等控制變量；模型2考慮到教育可及性的影響因素，選取工作情況、縣城距離、村人均收入等控制變量；模型5考慮到健康水平的影響因素，選取工作情況、政府補(bǔ)貼、婚姻狀況、家庭規(guī)模、縣城距離、村人均收入等控制變量；模型8考慮到社會(huì)轉(zhuǎn)移分配的影響因素，選取縣城距離、村人均收入等控制變量。模型1、模型4和模型7的構(gòu)建基于公式(7)的運(yùn)行結(jié)果；模型2、模型5和模型8的構(gòu)建基于公式(8)的運(yùn)行結(jié)果；模型3、模型6和模型9的構(gòu)建基于公式(9)的運(yùn)行結(jié)果。根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗(yàn)流程，以教育可及性作為收入差距的代理變量時(shí)，模型2的檢驗(yàn)結(jié)果顯示基尼系數(shù)在1%的水平上顯著正向影響教育可及性，即收入差距越大，農(nóng)村居民的教育可及性越低；以健康水平作為收入差距的代理變量時(shí)，模型5的檢驗(yàn)結(jié)果顯示基尼系數(shù)在5%的水平上顯著正向影響健康水平，即收入差距越大，農(nóng)村居民的健康水平越低；以社會(huì)轉(zhuǎn)移分配作為收入差距的代理變量時(shí)，模型8的檢驗(yàn)結(jié)果顯示基尼系數(shù)在5%的水平上顯著負(fù)向影響社會(huì)轉(zhuǎn)移分配，即收入差距越大，農(nóng)村居民的社會(huì)轉(zhuǎn)移分配越少。同時(shí)，模型3、模型6和模型9的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，教育可及性、健康水平和社會(huì)轉(zhuǎn)移分配對(duì)農(nóng)村居民的貧困脆弱性都具有顯著的負(fù)向影響。結(jié)合模型1、模型4和模型7的檢驗(yàn)結(jié)果可知，人力資本在收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響中發(fā)揮顯著的中介效應(yīng)，且為不完全中介效應(yīng)，假設(shè)H2成立。

表7 基于基尼系數(shù)的人力資本中介效應(yīng)檢驗(yàn)

注：1)**、***分別表示估計(jì)參數(shù)在5%、1%的水平上顯著;2)模型均采用短面板固定效應(yīng)模型;3)“-”表示模型中不包含該變量

五、結(jié)論與對(duì)策

(一)結(jié)論

基于CFPS 2010和CFPS 2014的數(shù)據(jù)，采用基尼系數(shù)、泰爾系數(shù)和p90/p10作為收入差距的代理變量，通過可行廣義最小二乘法建立貧困脆弱性測(cè)量模型，結(jié)合貧困脆弱性轉(zhuǎn)換矩陣研究收入差距對(duì)我國農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響，并以人力資本為中介變量研究收入差距影響的作用機(jī)制，得出以下結(jié)論。

1.收入差距顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民貧困脆弱性且影響存在時(shí)間差異。收入差距不利于農(nóng)村居民家庭人均純收入的提高，加劇了農(nóng)村居民家庭人均純收入的波動(dòng)性，進(jìn)而提高了農(nóng)村居民的貧困脆弱性。似無相關(guān)模型進(jìn)一步驗(yàn)證了2010年和2014年收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響差異顯著。

2.收入差距擴(kuò)大不利于農(nóng)村居民的福利狀態(tài)向正向轉(zhuǎn)換?；谑杖氩罹鄬?duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響的靜態(tài)分析，從動(dòng)態(tài)層面研究收入差距對(duì)農(nóng)村居民福利狀態(tài)的影響，發(fā)現(xiàn)收入差距擴(kuò)大不利于農(nóng)村居民的福利狀態(tài)向正向轉(zhuǎn)換。

3.人力資本是收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響的重要中介變量。通過中介效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，收入差距通過教育可及性、健康水平、社會(huì)轉(zhuǎn)移支配間接影響農(nóng)村居民的貧困脆弱性；教育可及性、健康水平和社會(huì)轉(zhuǎn)移分配具有不完全中介效應(yīng)。

(二)對(duì)策

收入差距不利于農(nóng)村居民擺脫貧困，應(yīng)推進(jìn)收入分配制度改革、加大基礎(chǔ)教育設(shè)施投入、推進(jìn)醫(yī)療保險(xiǎn)體制改革，以降低農(nóng)村居民的貧困脆弱性，進(jìn)一步拓寬農(nóng)村居民脫貧和防貧的路徑。

1.推進(jìn)收入分配制度改革，完善收入分配體系。政府應(yīng)不斷推進(jìn)收入分配制度改革，通過稅收、轉(zhuǎn)移支付、社會(huì)保障等手段不斷完善收入分配體系，進(jìn)一步優(yōu)化經(jīng)濟(jì)增長結(jié)構(gòu)；同時(shí)，應(yīng)充分發(fā)揮社會(huì)保障在扶貧工作中調(diào)節(jié)收入分配的作用，有效解決貧困戶吃、穿、住等基本生活問題，為貧困戶進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)可持續(xù)脫貧提供物質(zhì)基礎(chǔ)保障。

2.加大基礎(chǔ)教育設(shè)施投入，優(yōu)化農(nóng)村教育隊(duì)伍。教育是幫助農(nóng)村青少年樹立正確的世界觀、人生觀、價(jià)值觀的有效方式，提高教育人力資本存量是阻斷貧困代際傳遞的重要脫貧途徑。政府應(yīng)在政策上對(duì)農(nóng)村貧困地區(qū)予以傾斜，加強(qiáng)教育資源的區(qū)域交流，不斷加大對(duì)農(nóng)村貧困地區(qū)的基礎(chǔ)教育設(shè)施投入，優(yōu)化農(nóng)村教育人才隊(duì)伍，從而有效提高農(nóng)村地區(qū)的教育可及性，提高農(nóng)村居民的教育人力資本存量，從源頭上根除貧困。

3.推進(jìn)醫(yī)療保險(xiǎn)體制改革，完善醫(yī)療基礎(chǔ)設(shè)施。通過推進(jìn)醫(yī)療保險(xiǎn)體制改革，以逐步完善農(nóng)村大病救助制度，對(duì)農(nóng)村貧困地區(qū)醫(yī)療保險(xiǎn)個(gè)人支付部分給予一定的傾斜，減少“因病致貧、因病返貧”現(xiàn)象的發(fā)生；同時(shí)，要進(jìn)一步完善農(nóng)村貧困地區(qū)的醫(yī)療基礎(chǔ)設(shè)施，擴(kuò)大縣、鄉(xiāng)、村三級(jí)醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)的覆蓋面，尤其是村衛(wèi)生室的建立健全，以有效提高農(nóng)村居民基礎(chǔ)醫(yī)療服務(wù)的可及性，改善農(nóng)村居民的整體健康狀況，進(jìn)而降低農(nóng)村居民的貧困脆弱性。