資源稟賦與社會(huì)代際流動(dòng)性：資源詛咒假說的實(shí)證檢驗(yàn)

梁甄橋 李志

摘要

本文以秦巴山區(qū)3省的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)為例，采用A—F法對(duì)農(nóng)戶多維貧困進(jìn)行測(cè)度，基于二元Logistic模型的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法揭示了社會(huì)資本、金融借貸與農(nóng)戶多維貧困之間的關(guān)系。結(jié)果表明：①農(nóng)戶在廁所類型、做飯燃料、疾病和受教育程度指標(biāo)方面貧困發(fā)生率較高;當(dāng)K=3時(shí)，農(nóng)戶多維貧困發(fā)生率為0.856 3，此時(shí)多維貧困強(qiáng)度指數(shù)和多維貧困指數(shù)分別為0.394 5和0.337 8。②禮金支出、可求助人數(shù)和事業(yè)單位親友數(shù)均對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響，表明社會(huì)資本的提升可以有效減緩農(nóng)戶多維貧困的發(fā)生;正規(guī)金融借貸和非正規(guī)金融借貸對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響，表明金融借貸的提升可以降低農(nóng)戶多維貧困的發(fā)生;社會(huì)資本對(duì)正規(guī)金融借貸有顯著正向影響，對(duì)非正規(guī)金融借貸有正向影響，但不顯著。③正規(guī)金融借貸在社會(huì)資本影響農(nóng)戶多維貧困的關(guān)系中存在中介效應(yīng)，非正規(guī)金融借貸在社會(huì)資本影響農(nóng)戶多維貧困的關(guān)系中不存在中介效應(yīng)。政策建議如下：①政府應(yīng)進(jìn)一步完善農(nóng)戶多維貧困評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，在收入、教育、健康和生活水平等多維福利方面進(jìn)行精準(zhǔn)識(shí)別和精準(zhǔn)幫扶，改善人居環(huán)境。②農(nóng)戶要維護(hù)和擴(kuò)展自身的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，豐富社會(huì)資本存量，積極發(fā)揮社會(huì)資本的減貧作用。③完善農(nóng)村地區(qū)的正規(guī)金融服務(wù)體系，同時(shí)加強(qiáng)非正規(guī)金融的合法化和正規(guī)化，積極推進(jìn)農(nóng)村正規(guī)金融與非正規(guī)金融的合作與發(fā)展，以期為政府制定新時(shí)期精準(zhǔn)扶貧政策及其他連片特困地區(qū)和深度貧困地區(qū)脫貧攻堅(jiān)提供參考。

關(guān)鍵詞 社會(huì)資本;金融借貸;農(nóng)戶;多維貧困

中圖分類號(hào) F328? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A? 文章編號(hào) 1002-2104（2019）11-0167-10? DOI：10.12062/cpre.20190620

消除貧困是鄉(xiāng)村振興的前提和全面建成小康社會(huì)的關(guān)鍵。習(xí)總書記強(qiáng)調(diào)“堅(jiān)決打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)，堅(jiān)持精準(zhǔn)扶貧、精準(zhǔn)脫貧，重點(diǎn)攻克深度貧困地區(qū)脫貧任務(wù)，確保到2020年我國現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村貧困人口實(shí)現(xiàn)脫貧，貧困縣全部摘帽，解決區(qū)域性整體貧困，做到脫真貧、真脫貧”[1]。改革開放以來，我國農(nóng)村貧困人口累計(jì)減少7.5億，貧困發(fā)生率從1978年末的97.5%下降到2018年末的1.7%，脫貧攻堅(jiān)工作成績(jī)顯著[2]。截至2018年末，全國農(nóng)村仍有1 660萬貧困人口，主要分布在中、西部偏遠(yuǎn)落后的老、少、邊、窮地區(qū)[3]，扶貧開發(fā)工作已進(jìn)入“啃硬骨頭、攻堅(jiān)拔寨”的沖刺期[4]。新時(shí)期農(nóng)戶貧困狀態(tài)從絕對(duì)貧困到相對(duì)貧困、單一貧困到多維貧困逐漸演變，并且表現(xiàn)出多樣性與多發(fā)性特點(diǎn)[5]，除了因收入貧困而無法滿足基本生活外，教育、健康、生活條件等福利的被剝奪已成為農(nóng)戶貧困的主要表現(xiàn)形式[6]。由各種社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)構(gòu)成的社會(huì)資本作為一種非正式制度，是繼人力資本、物質(zhì)資本之后的一種特殊資本形式，可以促使居民在金融機(jī)構(gòu)融資或進(jìn)行民間借貸，緩解農(nóng)戶的資金約束，在農(nóng)村社會(huì)發(fā)展中具有重要作用[7]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)在利用CHNS、CFPS、CGSS等數(shù)據(jù)分析社會(huì)資本、金融借貸與貧困問題的研究結(jié)論較為豐富，但從兩者之間關(guān)系的研究較多，且對(duì)于典型連片特困區(qū)域農(nóng)戶多維貧困問題的研究較少。社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶多維貧困的作用機(jī)理如何？社會(huì)資本是否促進(jìn)了農(nóng)戶的金融借貸？金融借貸在社會(huì)資本影響農(nóng)戶多維貧困的關(guān)系中是否具有中介效應(yīng)？對(duì)于這些問題的解答有助于全面認(rèn)識(shí)社會(huì)資本、金融借貸與農(nóng)戶多維貧困之間的內(nèi)在邏輯關(guān)系?；诖耍疚睦们匕蜕絽^(qū)3省646個(gè)農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，在測(cè)度農(nóng)戶多維貧困的基礎(chǔ)上，試圖分析社會(huì)資本、金融借貸與農(nóng)戶多維貧困之間的關(guān)系，以期為新時(shí)期精準(zhǔn)扶貧政策制定和相似連片特困區(qū)的脫貧攻堅(jiān)提供借鑒和參考，研究具有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

1 理論分析與研究假設(shè)

多維貧困最早由阿瑪?shù)賮啞ど岢觯侵赣捎谌藗內(nèi)狈騿适Я烁淖兤渖鏍顩r、抵御各種風(fēng)險(xiǎn)和獲取經(jīng)濟(jì)收益的可行能力[8]。Alkire和Foster提出了多維貧困指數(shù)（MPI），構(gòu)建了“雙臨界值”的識(shí)別和測(cè)量方法[9]，周常春等[10]從收入、教育、健康、生活質(zhì)量和社會(huì)資源5個(gè)維度對(duì)農(nóng)戶的多維貧困狀況進(jìn)行了測(cè)度，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶多維貧困發(fā)生率較高，王春超等[11]從收入、健康、教育和醫(yī)療保險(xiǎn)4個(gè)維度發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工的多維貧困現(xiàn)象嚴(yán)重，郭熙保等[12]發(fā)現(xiàn)農(nóng)村家庭多維貧困發(fā)生率高于城市，但城市貧困家庭的貧困程度比農(nóng)村更加嚴(yán)重。中國鄉(xiāng)村作為一個(gè)典型的以親緣、血緣和地緣構(gòu)成的人情關(guān)系網(wǎng)絡(luò)社會(huì)，社會(huì)資本的作用顯得尤為重要，可以促進(jìn)親友、鄰居及村民之間進(jìn)行信息資源共享和互相幫助等，起到保障生活和緩解貧困的作用[13]，同時(shí)通過影響正規(guī)與非正規(guī)借貸而提高農(nóng)戶的融資機(jī)會(huì)，提升農(nóng)戶應(yīng)對(duì)各種風(fēng)險(xiǎn)沖擊的能力，降低農(nóng)戶貧困發(fā)生的可能性[14]。因此，農(nóng)戶擁有的社會(huì)資本越豐富，則其越有可能獲取資金援助。

1.1 社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶多維貧困的影響

社會(huì)資本作為農(nóng)戶特有的資源稟賦，可以使農(nóng)戶獲取信息和資源，增加收入[15]。關(guān)于社會(huì)資本減貧效應(yīng)的研究較多，如徐戈等[15]從農(nóng)戶社會(huì)來往人數(shù)衡量農(nóng)戶社會(huì)資本，發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本可以有效降低農(nóng)戶貧困脆弱性;丁冬等[16]以農(nóng)戶日常社交網(wǎng)絡(luò)人數(shù)為參考指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的社會(huì)資本越豐富，越容易獲取較高的經(jīng)濟(jì)福利和規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，降低貧困發(fā)生率;譚艷芝等[17]基于CFPS數(shù)據(jù)，以人情禮金支出為代理變量，發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本可以顯著改善農(nóng)戶的多維貧困狀況，具有明顯的減貧效應(yīng);張爽等[13]以農(nóng)戶在政府、學(xué)校和醫(yī)院工作的親友數(shù)作為度量指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本可以顯著減緩農(nóng)戶貧困?，F(xiàn)有文獻(xiàn)在分析社會(huì)資本減貧效應(yīng)的研究結(jié)論較為豐富，但較多基于宏觀數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。一般而言，農(nóng)戶與親友、鄰居和村民之間紅白喜事、相互拜訪的各種禮金支出是維系和拓展其社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的重要途徑，禮金支出金額表示農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模和人際交往能力;而農(nóng)戶遇到困難時(shí)可求助人數(shù)和事業(yè)單位親友數(shù)則直觀表現(xiàn)農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模，農(nóng)戶遇到風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)可求助人數(shù)和在事業(yè)單位工作的親友數(shù)越多，農(nóng)戶可能會(huì)獲取更多的資源和幫助。因此，本文選用禮金支出、可求助人數(shù)和事業(yè)單位親友數(shù)作為社會(huì)資本的代理變量。由此，本文提出以下假設(shè)：

H1：社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響;

H1a：禮金支出對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響;

H1b：可求助人數(shù)對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響;

H1c：事業(yè)單位親友數(shù)對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響。

1.2 社會(huì)資本對(duì)金融借貸的影響

社會(huì)資本能夠給借貸雙方帶來相互信任，緩解信息不對(duì)稱，降低交易成本，從而使窮人在正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和民間機(jī)構(gòu)或個(gè)人獲取融資機(jī)會(huì)，緩解農(nóng)戶資金約束，減緩貧困的發(fā)生[7]。如Chantarat等[18]發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本能幫助貧困人群參與金融市場(chǎng)，改善貧困家庭的金融狀況和緩解貧困狀態(tài);童馨樂等[19]發(fā)現(xiàn)政治關(guān)系、農(nóng)民專業(yè)合作組織關(guān)系和正規(guī)金融機(jī)構(gòu)關(guān)系可以提升農(nóng)戶有效借貸機(jī)會(huì)與實(shí)際借貸額度，加強(qiáng)農(nóng)戶的正規(guī)金融借貸，如果家庭有成員在銀行、信用社或政府部門上班，則可顯著提高該家庭金融貸款的機(jī)會(huì)與額度[20]。馬光榮等[21]發(fā)現(xiàn)基于親友關(guān)系的非正規(guī)金融彌補(bǔ)了正規(guī)金融借貸，農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模越大，獲取民間借貸的機(jī)會(huì)就越多。現(xiàn)有研究表明，社會(huì)資本可以提高農(nóng)戶正規(guī)（非正規(guī)）金融借貸。因此，本文同時(shí)考慮農(nóng)戶正規(guī)與非正規(guī)金融借貸，全面分析社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶金融借貸的影響。由此，本文提出以下假設(shè)：

H2：社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶金融借貸有正向影響;

H2a：社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶正規(guī)金融借貸有正向影響;

H2b：社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)金融借貸有正向影響。

1.3 金融借貸對(duì)農(nóng)戶多維貧困的影響

如果農(nóng)戶在遇到風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)能有效獲取資金借貸，則會(huì)提高其應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的能力，有效減緩其多維貧困的發(fā)生。Comim[21]發(fā)現(xiàn)正規(guī)金融借貸可以為窮人提供經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)，從而顯著降低貧困發(fā)生率，Khandker等[22]研究發(fā)現(xiàn)孟加拉國的正規(guī)金融借貸項(xiàng)目可以顯著緩解農(nóng)戶的貧困程度。童馨樂等[19]發(fā)現(xiàn)正規(guī)金融借貸可以為農(nóng)戶提供資金幫助，顯著緩解農(nóng)戶的資金約束，譚燕芝等[17]發(fā)現(xiàn)低收入群體通過親友或民間借貸行為，緩解其資金壓力，降低農(nóng)戶陷入貧困的概率?，F(xiàn)有研究表明，正規(guī)與非正規(guī)金融借貸均可有效減緩農(nóng)戶貧困的發(fā)生，降低其陷入貧困的概率。由此，本文提出以下假設(shè)：

H3：金融借貸對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響;

H3a：正規(guī)金融借貸對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響;

H3b：非正規(guī)金融借貸對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響。

1.4 金融借貸的中介效應(yīng)

基于以上分析，社會(huì)資本影響農(nóng)戶的金融借貸，金融借貸又可以緩解農(nóng)戶資金約束，進(jìn)而減緩農(nóng)戶的多維貧困。因此，本文提出以下假設(shè)：

H4：金融借貸在社會(huì)資本影響農(nóng)戶多維貧困的關(guān)系中具有中介效應(yīng);

H4a：正規(guī)金融借貸在社會(huì)資本影響農(nóng)戶多維貧困的關(guān)系中具有中介效應(yīng);

H4b：非正規(guī)金融借貸在社會(huì)資本影響農(nóng)戶多維貧困的關(guān)系中具有中介效應(yīng)。

1.5 關(guān)系理論模型

本文嘗試將社會(huì)資本、金融借貸和農(nóng)戶多維貧困納入到同一分析框架中，探究三者之間的邏輯關(guān)系，構(gòu)建了“社會(huì)資本——金融借貸——農(nóng)戶多維貧困”的中介效應(yīng)模型，如圖1所示。

2 數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型構(gòu)建

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文研究數(shù)據(jù)來源于課題組2017年9—11月對(duì)秦巴山區(qū)的陜西（漢陰縣、洛南縣和勉縣）、甘肅（禮縣、成縣和康縣）和四川（平昌縣）3省7縣農(nóng)戶貧困實(shí)地調(diào)查，秦巴山區(qū)跨河南、湖北、重慶、四川、陜西、甘肅六省市80個(gè)縣（市、區(qū)），集革命老區(qū)、大型水庫庫區(qū)和自然災(zāi)害多發(fā)易發(fā)區(qū)為一體，農(nóng)戶生計(jì)脆弱，致貧因素復(fù)雜，貧困程度深，是國家扶貧開發(fā)攻堅(jiān)涉及省份最多的片區(qū)，其中陜西、甘肅和四川多數(shù)屬于國家級(jí)貧困縣，從區(qū)域位置和貧困人口分布特征看，具有一定的典型性和代表性。調(diào)查采用分層隨機(jī)抽樣與簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方式，調(diào)查方式以問卷調(diào)查為主，同時(shí)結(jié)合半結(jié)構(gòu)化訪談形式進(jìn)行。每個(gè)縣選取3～4個(gè)鎮(zhèn)，每個(gè)鎮(zhèn)選取3～4個(gè)村，每個(gè)村隨機(jī)抽取10～20個(gè)農(nóng)戶，剔除無效樣本后得到有效問卷646份。

2.2 多維貧困測(cè)量

本文借鑒Alkire和Foster[9]和聯(lián)合國開發(fā)計(jì)劃署（UNPD）的多維貧困指數(shù)（MPI）分析框架[23]，結(jié)合秦巴山區(qū)農(nóng)戶貧困現(xiàn)狀和數(shù)據(jù)可得性，綜合考慮后選取收入、教育、健康和生活水平4個(gè)維度10個(gè)指標(biāo)對(duì)農(nóng)戶多維貧困進(jìn)行測(cè)度。權(quán)重劃分借鑒王恒等[6]、郭熙保等[12]和UNDP[23]的等權(quán)重方法，即貧困維度和維度內(nèi)指標(biāo)均等權(quán)重劃分，收入、健康、教育和生活水平4個(gè)維度的權(quán)重相等，均為1/4。如表1所示。

2.2.1 單維貧困測(cè)度

根據(jù)國際標(biāo)準(zhǔn)，以K=3為臨界值，即當(dāng)農(nóng)戶家庭在3個(gè)及以上的貧困指標(biāo)中存在貧困現(xiàn)象，則該家庭處于多維貧困狀態(tài)，計(jì)算公式如下：

多維貧困發(fā)生率H：H=q/n（1）

多維貧困強(qiáng)度指數(shù)A：A=∑ni=1Ci（K）/q（2）

多維貧困指數(shù)MPI：MPI=H×A（3）

式中，q為多維貧困樣本數(shù)量;n為總樣本數(shù)，i表示農(nóng)戶家庭;Ci（k）表示臨界值為K時(shí)，第i個(gè)農(nóng)戶被剝奪維度數(shù)總和，H為多維貧困發(fā)生率，A為多維貧困強(qiáng)度指數(shù)，MPI為多維貧困指數(shù)。

由表2可知，農(nóng)戶主要在廁所類型、做飯燃料、疾病和受教育程度指標(biāo)的貧困發(fā)生率較高，分別為95.20%、89.94%、70.43%和55.42%，陜西、甘肅和四川與總體貧困發(fā)生率在各貧困指標(biāo)方面一致。

2.2.2 多維貧困測(cè)度

由表3可知，隨著K值的增加，農(nóng)戶貧困發(fā)生率和多維貧困指數(shù)均逐漸下降。當(dāng)剝奪臨界值K=3時(shí)，農(nóng)戶家庭的多維貧困發(fā)生率為0.856 3，此時(shí)，多維貧困強(qiáng)度指數(shù)和多維貧困指數(shù)分別為0.394 5和0.337 8，均高于全國平均水平，表明農(nóng)戶多維貧困現(xiàn)象較嚴(yán)重。

2.3 變量選取

因變量。本文因變量為農(nóng)戶多維貧困，采用二分類變量，以K=3為界定標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)農(nóng)戶屬于多維貧困（K≥3）時(shí)，則賦值為1;否則，賦值為0。

自變量。本文核心自變量為社會(huì)資本，代理變量包括：禮金支出、可求助人數(shù)和事業(yè)單位親友數(shù)。

中介變量。本文選取金融借貸為中介變量，代理變量包括：正規(guī)金融借貸和非正規(guī)金融借貸。

控制變量。為了更精確的研究社會(huì)資本、金融借貸與農(nóng)戶多維貧困的關(guān)系，本文控制了戶主特征層面（戶主性別、年齡和婚姻狀況）、農(nóng)戶家庭層面（人口規(guī)模、是否有成員外出務(wù)工和耕地面積）和村莊層面（集市距離、金融網(wǎng)點(diǎn)距離、縣城距離和是否臨近自然保護(hù)區(qū)）變量。描述性統(tǒng)計(jì)見表4。

2.4 計(jì)量模型構(gòu)建

本文研究參考劉紅云等[24]提出的二分類變量的中介

3 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果檢驗(yàn)

3.1 變量的相關(guān)性和多重共線性分析

利用Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)可知各解釋變量之間不存在顯著的相關(guān)性，利用方差膨脹因子檢驗(yàn)可知，自變量的VIF均值為1.20，最大VIF為1.62，故自變量之間不存在多重共線性問題。

3.2 檢驗(yàn)結(jié)果分析

3.2.1 社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶多維貧困的影響檢驗(yàn)

以農(nóng)戶多維貧困為因變量，禮金支出、可求助人數(shù)和事業(yè)單位親友數(shù)為自變量，檢驗(yàn)不同維度社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶多維貧困的影響。由表5模型（1）、（2）、（3）估計(jì)結(jié)果可知，禮金支出、可求助人數(shù)和事業(yè)單位親友數(shù)分別在5%、1%、5%的置信水平下對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響，系數(shù)分別為0.631 4、0.092 7和0.171 1，表明禮金支出、可求助人數(shù)和事業(yè)單位親友數(shù)的提升會(huì)顯著降低農(nóng)戶多維貧困的發(fā)生。表5模型（4）表示同時(shí)考慮社會(huì)資本3個(gè)維度時(shí)，禮金支出、可求助人數(shù)和事業(yè)單位親友數(shù)分別在10%、1%和10%的置信水平下對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響，系數(shù)均有所下降，分別為0.516 0、0.083 6和0.134 5，但影響方向與顯著性與單獨(dú)分析時(shí)基本一致，表明社會(huì)資本的提升可以有效減緩農(nóng)戶多維貧困。這與秦巴山區(qū)的實(shí)際調(diào)查情況相符合，由于農(nóng)戶主要分布在偏遠(yuǎn)山區(qū)，農(nóng)戶在遇到風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)，首先會(huì)尋求家人、親戚和朋友的幫助，禮金支出可以直觀地衡量農(nóng)戶社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，同時(shí)農(nóng)戶如果有親友在事業(yè)單位上班，農(nóng)戶可求助人數(shù)越多，在獲取資源和幫助方面具有一定優(yōu)勢(shì)。綜上，假設(shè)H1、H1a、H1b、H1c得到證實(shí)。

3.2.2 社會(huì)資本對(duì)金融借貸的影響檢驗(yàn)

分別以正規(guī)金融借貸、非正規(guī)金融借貸為因變量，以禮金支出、可求助人數(shù)和事業(yè)單位親友數(shù)為自變量，檢驗(yàn)不同維度社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶金融借貸的影響。表6模型（5）、（6）、（7）分別表示禮金支出、可求助人數(shù)和事業(yè)單位親友數(shù)對(duì)農(nóng)戶正規(guī)金融借貸的影響，禮金支出在1%的置信水平下對(duì)農(nóng)戶正規(guī)金融借貸有顯著正向影響，系數(shù)為1.322 9;可求助人數(shù)對(duì)農(nóng)戶正規(guī)金融借貸有正向影響，但不顯著;事業(yè)單位親友數(shù)對(duì)農(nóng)戶正規(guī)金融借貸有負(fù)向影響，但不顯著;H2a部分得到證實(shí)。表6模型（9）、（10）、（11）分別表示禮金支出、可求助人數(shù)和事業(yè)單位親友數(shù)對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)金融借貸的影響，可求助人數(shù)在10%的置信水平下對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)金融借貸有顯著正向影響，系數(shù)為0.043 8;禮金支出和事業(yè)單位親友數(shù)對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)金融借貸有正向影響，但不顯著;H2b得到證實(shí)。表6模型（8）和（12）表示同時(shí)考慮3個(gè)維度的社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶正規(guī)與非正規(guī)金融借貸的影響檢驗(yàn)，與單獨(dú)分析時(shí)影響方向與顯著性基本一致，表明社會(huì)資本的提升有助于提高農(nóng)戶的正規(guī)與非正規(guī)金融借貸的機(jī)會(huì)，因此，H2部分得到證實(shí)?？赡苁怯捎谇匕蜕絽^(qū)農(nóng)戶從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款難度較大，農(nóng)戶需要資金時(shí)更傾向于從親友處借錢，農(nóng)戶的社會(huì)資本存量越豐富，則農(nóng)戶越容易獲得親友的資金支持，緩解資金約束壓力，降低多維貧困發(fā)生率。

3.2.3 金融借貸對(duì)農(nóng)戶多維貧困的影響檢驗(yàn)

表7模型（16）表示在引入正規(guī)金融借貸后，可求助人數(shù)和事業(yè)單位親友數(shù)均分別在1%和10%的置信水平下對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響，系數(shù)分別為0.084 0和0.140 9，與表5模型（4）相比部分系數(shù)有所下降;禮金支出對(duì)農(nóng)戶多維貧困的影響不顯著，正規(guī)金融借貸對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響。表7模型（20）表示在引入非正規(guī)金融借貸后，禮金支出、可求助人數(shù)和事業(yè)單位親友數(shù)分別在10%、1%和10%的置信水平下對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響，系數(shù)分別為0.522 6、0.082 4和0.136 7，? 非正規(guī)金融借貸總體對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響。表7模型（21）表示金融借貸對(duì)農(nóng)戶多維貧困的影響，研究結(jié)果表明金融借貸對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響。這與秦巴山區(qū)實(shí)際調(diào)查情況一致，表明貧困山區(qū)農(nóng)戶可以獲取銀行/信用社、親友的資金援助，使其克服風(fēng)險(xiǎn)沖擊帶來的負(fù)面影響，進(jìn)而降低貧困發(fā)生的概率。因此，H3a、H3b、H3得到證實(shí)。

3.3 中介效應(yīng)分析

3.3.1 社會(huì)資本—正規(guī)金融借貸—農(nóng)戶多維貧困

（1）禮金支出—正規(guī)金融借貸—農(nóng)戶多維貧困。由表5模型（1）可知，在未加入正規(guī)金融借貸時(shí)，禮金支出在5%的置信水平下對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響，表明禮金支出的提升有助于緩解農(nóng)戶多維貧困;由表7模型（13）可知，在加入正規(guī)金融借貸后，禮金支出在10%的置信水平下對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響，系數(shù)有所下降?？赡苁且?yàn)樵谇匕蜕絽^(qū)，禮金支出作為農(nóng)戶日常交往和聯(lián)系的重要橋梁，是農(nóng)戶維系和擴(kuò)展人情關(guān)系的重要渠道，禮金支出越多，說明農(nóng)戶的社交網(wǎng)絡(luò)和人脈關(guān)系越強(qiáng)大;農(nóng)戶越有可能獲取獲取正規(guī)金融借貸的機(jī)會(huì)，降低多維貧困的發(fā)生，正規(guī)金融借貸在此過程中存在負(fù)向完全中介效應(yīng)（見表8）。

（2）可求助人數(shù)—正規(guī)金融借貸—農(nóng)戶多維貧困。由表5模型（2）可知，在未加入正規(guī)金融借貸時(shí)，可求助人數(shù)在1%的置信水平下對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響，表明可求助人數(shù)的提升有助于減緩農(nóng)戶多維貧困的發(fā)生;由表7模型（14）可知，加入正規(guī)金融借貸后，可求助人數(shù)在1%的置信水平下對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響，系數(shù)有所下降。表明農(nóng)戶在遇到困難時(shí)可求助人數(shù)越多，則其獲得的幫助和資源就會(huì)越多，可求助人數(shù)的增加有助于增加農(nóng)戶獲取正規(guī)金融借貸的機(jī)會(huì)，進(jìn)而降低農(nóng)戶多維貧? 困的發(fā)生，正規(guī)金融借貸在此過程中存在負(fù)向部分中介效應(yīng)（見表8）。

（3）事業(yè)單位親友數(shù)—正規(guī)金融借貸—農(nóng)戶多維貧困。由表5模型（3）可知，在未加入正規(guī)金融借貸時(shí)，事業(yè)單位親友數(shù)在5%的置信水平下對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響，表明事業(yè)單位親友數(shù)的增加有助于減緩農(nóng)戶多維貧困;由表7模型（15）可知，加入正規(guī)金融借貸后，事業(yè)單位親友數(shù)在5%的置信水平下對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響，系數(shù)有所上升。表明農(nóng)戶事業(yè)單位親友數(shù)越多，農(nóng)戶所交往的對(duì)象在社會(huì)地位、政治地位和經(jīng)濟(jì)地位等方面具有比較優(yōu)勢(shì)，可以給農(nóng)戶帶來信息、資源和金錢上的幫助，導(dǎo)致“精英俘獲”現(xiàn)象發(fā)生，進(jìn)而促使農(nóng)戶獲取更多正規(guī)金融借貸，使農(nóng)戶有有效應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)沖擊，降低農(nóng)戶多維貧困的發(fā)生率。正規(guī)金融借貸在此過程中存在正向部分中介效應(yīng)。因此，H4a得到證實(shí)（見表8）。

3.3.2 社會(huì)資本—非正規(guī)金融借貸—農(nóng)戶多維貧困

由表8可知，禮金支出—非正規(guī)金融借貸—農(nóng)戶多維貧困、可求助人數(shù)—非正規(guī)金融借貸—農(nóng)戶多維貧困、事業(yè)單位親友數(shù)—非正規(guī)金融借貸—農(nóng)戶多維貧困的分析結(jié)果均未通過Sobel檢驗(yàn)，同時(shí)也未通過Aroian檢驗(yàn)和Goodman檢驗(yàn)，因此，非正規(guī)金融借貸在社會(huì)資本影響農(nóng) 戶多維貧困中不具有中介效應(yīng)。因此，H4b未得到證實(shí)，H4得到部分證實(shí)。

總體而言，正規(guī)金融借貸在社會(huì)資本影響農(nóng)戶多維貧困的關(guān)系中存在中介效應(yīng)，非正規(guī)金融借貸不存在中介效用，表明正規(guī)金融與非正規(guī)金融存在替代關(guān)系，農(nóng)戶正規(guī)金融借貸能力的提升會(huì)抑制其非正規(guī)金融借貸。這與有關(guān)學(xué)者的研究結(jié)論一致[27-28]，即家庭獲得一種信貸，則會(huì)降低另一種信貸的需求。

3.4 穩(wěn)健性分析

（1）社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶多維貧困的穩(wěn)健性分析。通過對(duì)比表5模型（1）、（2）、（3）與（4）的估計(jì)結(jié)果可知，分別加入禮金支出、可求助人數(shù)、事業(yè)單位親友數(shù)時(shí)的估計(jì)結(jié)果與同時(shí)加入3個(gè)變量的估計(jì)結(jié)果在顯著性及方向上基本一致，表明模型（4）的估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（2）社會(huì)資本對(duì)金融借貸的穩(wěn)健性分析。通過對(duì)比表6模型（5）、（6）、（7）與（8），模型（9）、（10）、（11）與（12）可知，在分別加入禮金支出、可求助人數(shù)、事業(yè)單位親友數(shù)與同時(shí)加入3個(gè)變量的估計(jì)結(jié)果在顯著性和方向上一致，表明模型（8）和模型（12）的估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（3）社會(huì)資本、金融借貸與農(nóng)戶多維貧困的穩(wěn)健性分析。在加入中介變量正規(guī)金融借貸時(shí)，通過對(duì)比表7模型? （13）、（14）、（15）與（16）可知，在分別加入禮金支出、可求助人數(shù)、事業(yè)單位親友數(shù)時(shí)與同時(shí)加入3個(gè)變量的估計(jì)結(jié)果在顯著性及方向上基本一致，其中模型（16）在5%的置信水平下顯著負(fù)向影響農(nóng)戶多維貧困，總體結(jié)果顯著，估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。在加入非正規(guī)金融借貸時(shí)，通過對(duì)比模型（17）、（18）、（19）和（20）可知，在分別加入禮金支出、可求助人數(shù)、事業(yè)單位親友數(shù)時(shí)與同時(shí)加入3個(gè)變量的估計(jì)結(jié)果在顯著性及方向上基本一致，表明模型（20）的估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。

3.5 中介變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)

本文利用含內(nèi)生變量的IV—Probit模型對(duì)中介變量金融借貸的內(nèi)生性進(jìn)行檢驗(yàn)，正規(guī)與非正規(guī)金融借貸分別選取除被訪農(nóng)戶外同村其他農(nóng)戶的平均銀行/信用社借款金額（IV1）、同村其他農(nóng)戶的平均親友借款金額（IV2）作為工具變量，原因在于同一村莊不同農(nóng)戶所處的社會(huì)、文化和金融環(huán)境等相近，村莊內(nèi)被訪農(nóng)戶的銀行/信用社借款金額、親友借款金額與同村其他農(nóng)戶的平均借款金額并不直接相關(guān)，因此，將這2個(gè)工具變量看作是外生變量。由表9模型（22）和（23）Wald模型檢驗(yàn)結(jié)果可知，模型接受了正規(guī)金融借貸與非正規(guī)金融借貸作為外生性的原假設(shè)，表明模型不存在內(nèi)生性，變量選取合理。

4 結(jié)論與政策啟示

本文以秦巴山區(qū)3省646個(gè)農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)為例，實(shí)證檢驗(yàn)了社會(huì)資本、金融借貸與農(nóng)戶多維貧困之間的關(guān)系。研究結(jié)論如下：

（1）農(nóng)戶貧困更多體現(xiàn)在生活水平、健康和教育多維福利等方面，農(nóng)戶在廁所類型、做飯燃料、疾病和受教育程度等指標(biāo)的貧困發(fā)生率較高;隨著K值的增加，農(nóng)戶貧困發(fā)生率和多維貧困指數(shù)均逐漸下降，當(dāng)剝奪臨界值多維K=3時(shí)，農(nóng)戶家庭的多維貧困發(fā)生率為0.856 3，此時(shí)貧困強(qiáng)度指數(shù)和多維貧困指數(shù)分別為0.394 5和0.337 8，均高于全國平均水平。由于秦巴山區(qū)地理位置特殊，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)落后，農(nóng)戶生活質(zhì)量較差，基本義務(wù)教育得不到有效保障，勞動(dòng)力受教育水平低，使農(nóng)戶收入無法得到有效保障，老年人健康和養(yǎng)老等問題嚴(yán)峻。因此，健康扶貧、教育扶貧和改善人居環(huán)境是當(dāng)前及今后扶貧工作的重點(diǎn)方向。

（2）禮金支出、可求助人數(shù)和事業(yè)單位親友數(shù)均對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響，表明社會(huì)資本的提升可以有效減緩農(nóng)戶多維貧困的發(fā)生;正規(guī)金融借貸和非正規(guī)金融借貸對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響，表明金融借貸的提升可以顯著降低農(nóng)戶多維貧困的發(fā)生;社會(huì)資本對(duì)正規(guī)金融借貸有顯著正向影響，對(duì)非正規(guī)金融借貸有正向影響，但不顯著;正規(guī)金融借貸在社會(huì)資本影響農(nóng)戶多維貧困的關(guān)系中存在中介效應(yīng)，非正規(guī)金融借貸在社會(huì)資本影響農(nóng)戶多維貧困的關(guān)系中不存在中介效用。說明在秦巴山區(qū)，社會(huì)資本較豐富的精英農(nóng)戶更容易獲取正規(guī)機(jī)構(gòu)與民間融資，而貧困農(nóng)戶由于社會(huì)資本較稀缺，較難獲取信息和資源。如何發(fā)揮社會(huì)資本這種非正式制度，提高金融扶貧的作用，使貧困農(nóng)戶獲取更多福利，增加收入，提高農(nóng)戶社會(huì)地位，是緩解秦巴山區(qū)多維貧困和降低貧困發(fā)生率的關(guān)鍵。

在制定新時(shí)期的精準(zhǔn)扶貧政策時(shí)，為了更加有效地降低秦巴山區(qū)農(nóng)戶多維貧困發(fā)生率，實(shí)現(xiàn)“兩不愁、三保障”的扶貧目標(biāo)，發(fā)揮社會(huì)資本和金融借貸緩解農(nóng)戶多維貧困的重要作用，為打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)和其他相似貧困地區(qū)的精? 準(zhǔn)扶貧政策制定提供參考和借鑒，本文政策啟示如下：

（1）多維貧困已經(jīng)成為農(nóng)戶貧困的主要形式，政府應(yīng)根據(jù)各地不同情況，完善農(nóng)戶多維貧困評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，精準(zhǔn)識(shí)別和精準(zhǔn)幫扶貧困人口。在收入方面，通過開設(shè)培訓(xùn)學(xué)校和短期培訓(xùn)班等措施，加強(qiáng)勞動(dòng)力的技能培訓(xùn)，促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移，增加農(nóng)戶收入。在教育方面，加強(qiáng)對(duì)秦巴山區(qū)義務(wù)教育的投資力度，設(shè)立各種獎(jiǎng)學(xué)金，加強(qiáng)師資隊(duì)伍建設(shè)，做到控輟保學(xué)，促進(jìn)教育資源均等化。在健康方面，加強(qiáng)山區(qū)醫(yī)療服務(wù)水平和完善醫(yī)療設(shè)備，把慢性病、重病和大病等納入到新合療報(bào)銷范圍之內(nèi)，加大報(bào)銷比例，建立完善的醫(yī)療保障機(jī)制和社會(huì)化養(yǎng)老保障制度，注重老年人健康和貧困。在生活水平方面，加快推進(jìn)“廁所革命”和安全飲用水工程，鼓勵(lì)農(nóng)戶使用清潔燃料和能源，加大移民搬遷工程和危房改造工程，改善人居環(huán)境[6]。

（2）社會(huì)資本可以有效緩解農(nóng)戶的多維貧困，尤其是在貧困山區(qū)，由于農(nóng)戶與外界交流與接觸相對(duì)較少，社會(huì)資本的減貧作用顯得尤為重要。農(nóng)戶在維護(hù)已有社會(huì)資本的同時(shí)應(yīng)注重培育和開發(fā)新的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，加強(qiáng)與親友、村干部及社會(huì)精英之間的溝通與交往，積極參加村中集體活動(dòng)和各種社團(tuán)活動(dòng)，豐富自身社會(huì)資本存量，擴(kuò)大其獲取資源和信息的渠道，提高其應(yīng)對(duì)各種風(fēng)險(xiǎn)沖擊的能力，進(jìn)而降低農(nóng)戶多維貧困的發(fā)生。

（3）政府應(yīng)進(jìn)一步完善農(nóng)村地區(qū)的正規(guī)金融服務(wù)體系，降低貸款門檻和利率，加大金融扶貧力度，滿足秦巴山區(qū)農(nóng)戶對(duì)精準(zhǔn)扶貧貸款、小額信貸、專業(yè)合作基金等貸款的需求;同時(shí)加強(qiáng)非正規(guī)金融的合法化和正規(guī)化，充分發(fā)揮非正規(guī)金融對(duì)緩解貧困的積極作用，提升農(nóng)戶金融借貸機(jī)會(huì)與風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)能力，積極推進(jìn)農(nóng)村正規(guī)金融與非正規(guī)金融的合作與發(fā)展。

（編輯：于 杰）

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