高遠(yuǎn)東 張振 宮夢瑤
(1.西南大學(xué)普惠金融與農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展研究中心,重慶 400715;2.西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,重慶 400715;3.重慶工商職業(yè)學(xué)院管理學(xué)院,重慶 401520)
新中國成立以來,我國經(jīng)歷了計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下的廣義扶貧、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制變革推動(dòng)減貧、區(qū)域開發(fā)式扶貧、綜合性扶貧攻堅(jiān)、整村推進(jìn)與“兩輪驅(qū)動(dòng)”扶貧和精準(zhǔn)扶貧精準(zhǔn)脫貧六個(gè)階段[1]。經(jīng)過幾代人的不懈努力,在即將迎來中國共產(chǎn)黨建黨一百周年的重要時(shí)刻,我國脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)取得了全面勝利,現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下9 899萬農(nóng)村貧困人口全部脫貧,832個(gè)貧困縣全部摘帽,12.8萬個(gè)貧困村全部出列,區(qū)域性整體貧困得到解決(1)全國脫貧攻堅(jiān)總結(jié)表彰大會(huì)隆重舉行,習(xí)近平向全國脫貧攻堅(jiān)楷模榮譽(yù)稱號獲得者頒獎(jiǎng)并發(fā)表重要講話。然而,初步統(tǒng)計(jì)顯示,已脫貧人口中有近200萬人存在返貧風(fēng)險(xiǎn),邊緣人口中還有近300萬人存在致貧風(fēng)險(xiǎn)(2)央廣網(wǎng):全國人大代表孫建博:應(yīng)建立預(yù)警機(jī)制精準(zhǔn)防返貧。。2021年中央一號文件指出,現(xiàn)階段作為由脫貧攻堅(jiān)向全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興的平穩(wěn)過渡期,要持續(xù)鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果,守住防止規(guī)模性返貧底線(3)《中共中央 國務(wù)院 關(guān)于全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的意見》的第(三)、(四)條。。由此可見,防范返貧不僅是銜接脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)略和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要紐帶,更是我國扶貧工作向相對貧困治理進(jìn)展的關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)。
在扶貧和防范返貧實(shí)現(xiàn)路徑的研究中,大量學(xué)者對社會(huì)資本給予了高度關(guān)注,也正是因?yàn)樯鐣?huì)資本在非正式制度和資源分配渠道發(fā)揮出緩解貧困的顯著作用,社會(huì)資本一度被譽(yù)為“窮人的資本”;當(dāng)然,正如一枚硬幣所具有的兩面性,社會(huì)資本積累的同時(shí)也會(huì)加劇相對貧困[2-3];而且,社會(huì)資本在幫助低收入人群脫離絕對貧困的同時(shí),也易受自然條件[4]、市場化程度[5]等外界因素的制約。那么,防范返貧作為鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果的工作重心,又是邁向相對貧困治理的關(guān)鍵一環(huán)。在這樣的現(xiàn)實(shí)環(huán)境下,社會(huì)資本扶貧效應(yīng)將會(huì)如何變化?更重要的是,社會(huì)資本扶貧是一個(gè)不斷演化的動(dòng)態(tài)過程,其作用機(jī)制并不是一成不變的,然而既有研究多傾向于探究社會(huì)資本對貧困的某一狀態(tài)是否具有抑制或促進(jìn)效應(yīng)[6-8],失去了理論發(fā)展的有效銜接,無法窺透社會(huì)資本在扶貧過程中效應(yīng)的變化和作用機(jī)制的轉(zhuǎn)變。因此,針對以上問題,本文將“有效扶貧”視為一個(gè)持續(xù)性的過程,其包含脫貧和防范返貧兩個(gè)階段,系統(tǒng)考慮脫貧與防范返貧的階段性和一體性特征,深入解析社會(huì)資本在農(nóng)戶脫貧和防范返貧兩階段作用機(jī)制的差異性。
在早期的貧困問題研究中,劉易斯指出,貧困表現(xiàn)為自我維持的一種文化體系,這種亞文化保守落后并在代際之間傳遞,滲透于窮人的社會(huì)參與、經(jīng)濟(jì)生活、家庭關(guān)系、社區(qū)環(huán)境和個(gè)人心態(tài)等方面[9];另一位研究貧困的代表人物阿瑪?shù)賮啞ど舱J(rèn)為,貧困已經(jīng)不僅僅是經(jīng)濟(jì)概念,貧困的真正含義是貧困人口創(chuàng)造收入的能力低下和機(jī)會(huì)貧困[10]。這些觀點(diǎn)和社會(huì)資本所強(qiáng)調(diào)的社會(huì)互動(dòng)形成了內(nèi)在的聯(lián)系,因?yàn)榫W(wǎng)絡(luò)、信任和社會(huì)參與等形式的社會(huì)互動(dòng)中蘊(yùn)含著社會(huì)資源,不但提供著創(chuàng)造收入的能力和機(jī)會(huì),同時(shí)也可能造成某種形式和不同程度的社會(huì)排斥。這也就為社會(huì)資本和貧困間二者關(guān)系的研究搭建了溝通的橋梁,也成為后期社會(huì)資本扶貧作用研究的重要論據(jù)。
社會(huì)資本作為一種非規(guī)范化的資本,為分析個(gè)人和團(tuán)體的經(jīng)濟(jì)行為帶來了一種全新的視角。在Loury (1976)[11]研究種族收入差距問題首次提出社會(huì)資本的概念后,諸多學(xué)者首先開始了對社會(huì)資本闡釋的探索。Colemen(1990)[12]將社會(huì)資本看作是社會(huì)組織用以實(shí)現(xiàn)個(gè)人無法實(shí)現(xiàn)的目標(biāo);Putnam(1993)[13]將社會(huì)資本看作是能夠提高社會(huì)效率的社會(huì)組織的特征,如信任、規(guī)范、網(wǎng)絡(luò)等;Lin(2001)[14]將社會(huì)資本看作是嵌入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的資源,社會(huì)中的行為者可以獲取和使用。雖然,學(xué)術(shù)界最終對社會(huì)資本未形成統(tǒng)一概念,但是,廣泛認(rèn)為社會(huì)資本應(yīng)包含以下特征:第一,社會(huì)資本是群體成員產(chǎn)生的外部性;第二,外部性通過群體成員之間的信任、規(guī)范、價(jià)值觀以及其對期望和行動(dòng)產(chǎn)生的影響實(shí)現(xiàn);第三,信任、規(guī)范和價(jià)值是由社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和協(xié)會(huì)等非正式組織產(chǎn)生的[15]。綜上所述,本文認(rèn)為社會(huì)資本是基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò),通過信任和規(guī)范發(fā)揮作用的資本,是獨(dú)立于自然資本、實(shí)物資本和人力資本的“第四類資本”,又是可以與自然資本、實(shí)物資本和人力資本一樣加入經(jīng)濟(jì)學(xué)分析過程的一種資本。
為了更好地從理論層面探討社會(huì)資本與貧困之間的作用機(jī)制,本文基于以上社會(huì)資本特征,從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)聲望三個(gè)維度來測度社會(huì)資本。既有文獻(xiàn)中,社會(huì)資本的反貧困研究多集中于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)這一維度,而社會(huì)信任和社會(huì)聲望則多被認(rèn)為是測度社會(huì)資本的工具,其扶貧作用常隱匿于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)之中。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可以通過抵消貧困地區(qū)農(nóng)戶所承受的負(fù)向沖擊[16]、增加農(nóng)戶收入[17]、使農(nóng)戶更易獲得信貸并降低信貸成本[18]、提高農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)率[19]等方式減少貧困。具體的,研究發(fā)現(xiàn)貧困發(fā)生率較高社區(qū)的成員會(huì)花費(fèi)更多的時(shí)間用于關(guān)系和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的建設(shè),更多地參與社區(qū)會(huì)議[20]。并且與高收入人群相比,低收入人群對社會(huì)資本的投資更大,他們認(rèn)為社會(huì)資本可以代替正規(guī)市場和機(jī)構(gòu)作為謀生方式[21]。
當(dāng)然,也有少數(shù)學(xué)者對社會(huì)資本進(jìn)行了多維度的研究,大體上可以分為兩類。第一類是多維度測量社會(huì)資本,諸如徐戈等(2019)[7]和劉彬彬等(2014)[8]分別從社會(huì)參與、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)聲望和社會(huì)信任四個(gè)維度對社會(huì)資本進(jìn)行測度,但是并沒有深入剖析各維度社會(huì)資本對貧困的差異化作用。第二類是剖析不同維度社會(huì)資本的脫貧作用,諸如丁冬等(2013)[22]利用網(wǎng)絡(luò)規(guī)模、公共參與和人際關(guān)系三個(gè)指標(biāo)考察社會(huì)資本,證實(shí)了社會(huì)資本的三個(gè)維度與家庭經(jīng)濟(jì)福利之間存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系,均可以有效預(yù)防家庭陷入貧困陷阱;史恒通等(2019)[23]將社會(huì)資本劃分為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)參與和社會(huì)聲望四個(gè)維度,分別剖析了各維度社會(huì)資本對多維貧困的影響機(jī)理。
但是,貧困問題的解決不是一勞永逸的工作,作為一個(gè)戰(zhàn)略性問題,不能將減貧當(dāng)成一個(gè)短期經(jīng)濟(jì)行為,而返貧問題則是扶貧開發(fā)是否具有長效性的重要指標(biāo),有必要對社會(huì)資本的長效扶貧機(jī)制進(jìn)行探索。當(dāng)前,我國正處于脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興的銜接過渡期,返貧問題的解決是全面開展鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的基礎(chǔ)。部分研究也初步反映出,社會(huì)資本可以直接降低家庭貧困脆弱性[24],或通過非農(nóng)效應(yīng)、抵消負(fù)面沖擊等方式間接降低家庭的貧困脆弱性[16],減少返貧的發(fā)生概率。
既有社會(huì)資本扶貧的相關(guān)研究,為本文提供了很好的邏輯起點(diǎn)和研究基礎(chǔ),但是社會(huì)資本“有效扶貧”的完整作用機(jī)制仍有待研究,以及區(qū)別于脫貧階段,社會(huì)資本對防范返貧作用機(jī)制的差異均有待于進(jìn)一步探索。因此,區(qū)別于既有研究,本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要在于:(1)以家庭多維貧困狀態(tài)的變化構(gòu)建家庭返貧指數(shù),并以具體的返貧數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。(2)系統(tǒng)考慮脫貧與防范返貧的階段性和一體性特征,從結(jié)構(gòu)的角度,研究了不同維度社會(huì)資本在脫貧和防范返貧兩階段作用機(jī)制的差異性,為持續(xù)鞏固脫貧攻堅(jiān)成果提供新思路。
本部分以家庭為基本經(jīng)濟(jì)單位,借鑒Chou(2005)[25]與Colemen(1990)[12]包含社會(huì)資本的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型,以及Francisco等(2009)[26]的產(chǎn)出-貧困模型,構(gòu)建家庭產(chǎn)出—貧困模型,并假定社會(huì)資本直接參與家庭生產(chǎn)經(jīng)濟(jì),且對家庭效用產(chǎn)生直接影響,理論模型如下。
1.家庭物質(zhì)資本積累
物質(zhì)資本是家庭進(jìn)行生產(chǎn)活動(dòng)最基本的資本,用KP表示家庭的物質(zhì)資本存量,Y表示家庭總產(chǎn)出,C表示家庭總消費(fèi),σp表示物質(zhì)資本的折舊率。假定物質(zhì)資本積累滿足如下方程
(1)
2.家庭人力資本積累
人力資本可以看作是家庭的知識存量,用KH表示家庭的人力資本存量。人力資本參與生產(chǎn)、人力資本自我積累和社會(huì)資本積累過程,依據(jù)人力資本的作用不同,可將人力資本存量進(jìn)行分配,HY為KH中用于生產(chǎn)的人力資本,HH為KH中用于自我積累的人力資本,HS為KH中用于社會(huì)資本積累的人力資本。假定人力資本之間不存在交叉使用的情況,人力資本存在如下數(shù)量關(guān)系
KH=HY+HH+HS
(2)
本文將社會(huì)資本加入人力資本的積累過程,假定社會(huì)資本對人力資本的積累具有正向促進(jìn)作用,即社會(huì)資本存量的增加會(huì)加快人力資本的積累速度。本文借鑒Chou(2005)[25]所構(gòu)建的人力資本積累方程,并進(jìn)行簡化,用KS表示家庭社會(huì)資本存量,ξ表示人力資本自我積累的效率,α表示社會(huì)資本對人力資本積累的貢獻(xiàn)率,依據(jù)社會(huì)資本對人力資本具有正向促進(jìn)作用的假設(shè),有α>0,σH表示人力資本的折舊率。人力資本積累滿足如下方程
(3)
3.家庭社會(huì)資本積累
本文將社會(huì)資本看作同物質(zhì)資本、人力資本一樣為生產(chǎn)所必需的投入資本,那么社會(huì)資本也需要進(jìn)行投資和積累。假定社會(huì)資本的積累需要人力資本的參與,且具有正向的積極效應(yīng)。用ω表示人力資本對社會(huì)資本的積累的貢獻(xiàn)率,Ω表示社會(huì)資本的自我積累效率,社會(huì)資本積累滿足如下方程
(4)
4.家庭生產(chǎn)函數(shù)
家庭生產(chǎn)需要以投入物質(zhì)資本、人力資本和社會(huì)資本為前提,假定家庭生產(chǎn)符合柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù),并借鑒Knack和Keefer(1997)[27]引入社會(huì)資本的方式,將社會(huì)資本引入家庭生產(chǎn)函數(shù),設(shè)定為如下形式
(5)
5.家庭效用函數(shù)
家庭作為一個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)單元,其進(jìn)行生產(chǎn)是為了效用的最大化,借鑒Zou(1995)[28]的思路,將社會(huì)資本引入家庭效用函數(shù),用τ表示家庭效用的跨期彈性,φ表示家庭對社會(huì)資本的偏好程度,ρ表示家庭效用的貼現(xiàn)率。家庭效用函數(shù)符合如下形式
(6)
6.家庭貧困函數(shù)
在家庭生產(chǎn)經(jīng)濟(jì)中,家庭的產(chǎn)出會(huì)對家庭的貧富狀態(tài)產(chǎn)生影響,假定家庭產(chǎn)出越多,緩解家庭多維貧困和防范家庭返貧的效應(yīng)越強(qiáng)。因此,家庭產(chǎn)出與家庭的貧困狀態(tài)存在一個(gè)相關(guān)關(guān)系,F(xiàn)rancisco等(2009)[26]已證明經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出可以發(fā)揮減貧的積極效應(yīng),本文借鑒其貧困-產(chǎn)出模型,用Pj表示家庭的多維貧困指數(shù)(j=P)或返貧指數(shù)(j=R),用v表示家庭產(chǎn)出的減貧效率,v<0,構(gòu)建家庭減貧函數(shù),形式如下
ln(Pj+1)=vlnY
(7)
首先,家庭通過投入物質(zhì)資本、人力資本和社會(huì)資本進(jìn)行生產(chǎn),并追求家庭效用的最大化,用λz表示Kz的影子價(jià)格,z=P,H,S。構(gòu)建如下Hamilton方程
(8)
約束條件如下所示
(9)
(10)
(11)
(12)
(13)
(14)
(15)
(16)
(17)
依據(jù)式(1)可知,KP、Y、C的平衡增長率相同,觀察式(3)和式(4)可知,KS和KH的平衡增長率相同,故有g(shù)Y=gC=gKP,gKS=gKH。經(jīng)濟(jì)達(dá)到穩(wěn)態(tài)時(shí),依據(jù)式(12)和式(13)有
(18)
(19)
將式(16)和式(18)帶入式(19),并結(jié)合gY=gC=gKP,gKS=gKH。有
(20)
又由式(5)有
(21)
聯(lián)合式(20)和式(21)有
(22)
(23)
將式(5)帶入家庭貧困函式(7)中,有
(24)
將方程(24)展開,有
ln(Pj+1)=vβlnKP+v(1-β)lnHY+vηlnKS
(25)
將上述方程進(jìn)行簡化,令θP=vβ,θH=v(1-β),θS=vη,并加入控制變量X、截距項(xiàng)ε和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)μ,可得如下回歸方程
ln(Pij+1)=ε+θPlnKiP+θHlnHiY+θSlnKiS+Xi+μi
(26)
其中,假定Pj為農(nóng)戶的多維貧困指數(shù)(j=P)或返貧指數(shù)(j=R),KP為農(nóng)戶物質(zhì)資本存量,HY為農(nóng)戶參與生產(chǎn)過程的人力資本存量,KS為農(nóng)戶社會(huì)資本存量,X為控制變量,ε為截距項(xiàng),μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文的實(shí)證分析包含兩個(gè)部分,分別是社會(huì)資本對農(nóng)戶多維貧困指數(shù)和農(nóng)戶返貧指數(shù)的影響,其回歸方程均采用方程(26),區(qū)別在于數(shù)據(jù)不同。
本文所選用的數(shù)據(jù)主要來源于北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)的2016年和2018年在全國開展的中國家庭追蹤調(diào)查,簡稱CFPS2016、CFPS2018,該調(diào)查平均每年涉及7 000個(gè)農(nóng)戶,覆蓋到全國的主要城市和區(qū)縣,具有很強(qiáng)的代表性。此外,部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于《2017年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。
同時(shí),考慮到問卷調(diào)查是對前一期經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的統(tǒng)計(jì),使用同期數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸會(huì)產(chǎn)生因果識別偏誤。因此,本文使用CFPS2016的農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù),同時(shí)匹配被追訪農(nóng)戶在CFPS2018的多維貧困指數(shù)和返貧指數(shù)(4)CFPS數(shù)據(jù)來源顯示,CFPS2018對CFPS2016追訪成功了5 566個(gè)農(nóng)戶。,通過對被解釋變量的滯后處理,可以有效克服反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性偏誤。
此外,由于采用的是問卷調(diào)查數(shù)據(jù),存在許多缺失、錯(cuò)誤的變量數(shù)據(jù),對“不適用”、“不知道”、“數(shù)據(jù)缺失”、“空值”等數(shù)據(jù),本文進(jìn)行了整條刪除處理;同時(shí),由于存在時(shí)間跨度,出現(xiàn)部分農(nóng)戶分離為兩個(gè)、三個(gè)新農(nóng)戶的情況,對于此類情況,本文均將其刪除。最后,通過對數(shù)據(jù)的處理,本文得到有效樣本4 037戶農(nóng)村農(nóng)戶,其中有1 278戶農(nóng)戶發(fā)生了不同程度的返貧,1 430戶農(nóng)戶的多維貧困狀態(tài)沒有發(fā)生變化,1 329戶農(nóng)戶的多維貧困狀態(tài)發(fā)生了不同程度的改善。
1.被解釋變量
在馬蒂亞·森提出多維貧困理論后,多維貧困的測量就成為了多維貧困理論的最大挑戰(zhàn),直至Alkire和Foster (2011)[29]提出了多維貧困的識別、加總和分解方法。但迄今為止,多維貧困識別的維度、指標(biāo)以及權(quán)重并未統(tǒng)一。本文借鑒國際通用的多維貧困指數(shù)(MPI)及諸多學(xué)者研究中的維度和指標(biāo)設(shè)計(jì),采用等權(quán)重方法,并結(jié)合現(xiàn)有數(shù)據(jù)和我國扶貧現(xiàn)狀,選取生活水平、收入、健康、醫(yī)療、教育5個(gè)維度,10項(xiàng)指標(biāo),具體指標(biāo)及解釋見表1。
值得說明的是,本文引入“是否存在尚未歸還的借款”作為反應(yīng)農(nóng)戶生活維度的指標(biāo),主要考慮有兩點(diǎn):第一,尚未歸還的借款是指除購房或建房借款外,您家是否因其他原因欠親戚朋友或銀行以外其他組織或個(gè)人(如民間信貸機(jī)構(gòu))的錢沒有還清,本文將此借款理解為惡性借款。同時(shí),又考慮到研究對象為農(nóng)村家庭,其消費(fèi)觀念比較保守,歸還惡性借款是農(nóng)戶獲取收入之后的優(yōu)先選擇,因此農(nóng)戶“是否存在尚未歸還的借款”可以反映家庭的生活狀態(tài)和生活水平。
通過表1的多維貧困識別標(biāo)準(zhǔn),對參加CFPS2016和CFPS2018的農(nóng)戶進(jìn)行多維貧困識別,并計(jì)算出參加CFPS2016和CFPS2018的農(nóng)戶多維貧困指數(shù)(PP),其中參加CFPS2018的農(nóng)戶多維貧困指數(shù)為第一部分實(shí)證研究的被解釋變量。在此基礎(chǔ)上,將農(nóng)戶在CFPS2018的多維貧困指數(shù)減去其在CFPS2016的多維貧困指數(shù),得到該農(nóng)戶的返貧指數(shù)(PR),形成第二部分實(shí)證研究的被解釋變量。
表1 多維貧困的維度、指標(biāo)、權(quán)重及剝奪臨界值
2.核心解釋變量
社會(huì)資本變量的確定是本文研究的重點(diǎn),本文從微觀的角度來認(rèn)識社會(huì)資本,認(rèn)為社會(huì)資本是需要經(jīng)營和投資的,同物質(zhì)資本、人力資本具有同樣的性質(zhì),其存量與投入成正比,且存在積累過程。同時(shí),從結(jié)構(gòu)的視角對農(nóng)戶刻畫了全方位的社會(huì)資本,包括社會(huì)網(wǎng)絡(luò)(S1)、社會(huì)信任(S2)、社會(huì)聲望(S3)三個(gè)維度。
農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)(S1)。國外文獻(xiàn)中一般使用家庭參加某些協(xié)會(huì)(Associations)的特征作為社會(huì)資本和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的衡量指標(biāo),且Katherine等(2006)[34]將社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系劃分為五種類型:“家庭關(guān)系、朋友關(guān)系、非家庭關(guān)系親戚關(guān)系、非朋友關(guān)系相識關(guān)系、其他關(guān)系”,并使用人際關(guān)系來描述每種類型。同時(shí),借鑒陳雨露等(2009)[35]采用“家人是否擔(dān)任干部”“家里是否有黨員”和“是否有近親在城市定居”作為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的代理變量。本文參考以上社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的代理變量,同時(shí)考慮數(shù)據(jù)的可獲得性,采用農(nóng)戶中參與組織的總?cè)藬?shù)(5)在中國家庭追蹤調(diào)查的問卷中包含這樣的問題,“您是否是中國共產(chǎn)黨員?”“您是否是工會(huì)成員”“您是否是宗教/信仰團(tuán)體成員?”“您是否是個(gè)體勞動(dòng)者協(xié)會(huì)成員?”。一個(gè)家庭中參與以上組織的人數(shù)總和為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的代理變量。若一個(gè)家庭中某人同時(shí)參與多個(gè)組織,則視參與組織的人數(shù)為1。作為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的代理變量。
農(nóng)戶的社會(huì)信任(S2)。在中國家庭追蹤調(diào)查中,包含了個(gè)人對父母、鄰居、干部、醫(yī)生、美國人和陌生人等群體信任程度的調(diào)查,借鑒董詩涵和丁從明(2020)[36]利用“對陌生人的信任水平”作為社會(huì)信任的代理變量。同時(shí),考慮到本文以農(nóng)戶為研究對象,農(nóng)村居民與鄰居的接觸最為頻繁,故利用個(gè)人“對鄰居的信任度”均值作為社會(huì)信任的代理變量。
農(nóng)戶的社會(huì)聲望(S3)。社會(huì)聲望往往與權(quán)力、職業(yè)聯(lián)系起來,考慮本文研究對象為農(nóng)村農(nóng)戶,且缺少職業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)。因此,借鑒王昕和陸遷(2012)[37]利用“村民對您的尊重程度”來代表社會(huì)聲望,并考慮到“村民對您的尊重程度”在一定程度上表現(xiàn)出村民的主觀社會(huì)階層,故本文利用“您的地位”作為個(gè)人社會(huì)聲望的代理變量,對農(nóng)戶個(gè)人聲望取均值作為社會(huì)聲望的代理變量。
3.其他解釋變量
其他解釋變量主要有物質(zhì)資本(KP)、人力資本(HY)以及控制變量(X)等變量。由于主要研究對象為農(nóng)戶,因而常用的房產(chǎn)現(xiàn)值、固定資產(chǎn)投資、車輛價(jià)值等變量不具備農(nóng)村物質(zhì)資產(chǎn)特征,因此本文采用最能體現(xiàn)農(nóng)戶特征的土地資本來代表農(nóng)戶物質(zhì)資本總量。人力資本的測度,則采用學(xué)者們常用的農(nóng)戶成年人的平均受教育年限作為農(nóng)戶人力資本的代理變量。
控制變量包含省域?qū)用娴目刂谱兞?、區(qū)縣層面的控制變量、農(nóng)戶層面的控制變量和戶主特征變量四個(gè)層次。其中,省域?qū)用娴目刂谱兞繛槌擎?zhèn)化率(Urban),較高的城鎮(zhèn)化率會(huì)減輕我國二元經(jīng)濟(jì)社會(huì)對扶貧帶來的負(fù)面效應(yīng),城鎮(zhèn)化率越高的地區(qū),貧困居民更容易獲得脫貧信息,社會(huì)資本的異質(zhì)性越高,其脫貧和防范返貧作用越顯著,該數(shù)據(jù)使用《2017年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中各省城鎮(zhèn)人口數(shù)量與總?cè)丝诘谋戎祦矸从场?/p>
區(qū)縣層面的控制變量為區(qū)縣內(nèi)農(nóng)戶的平均總收入(Aver_lninc),區(qū)縣內(nèi)農(nóng)戶平均總收入水平反映了該區(qū)縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r,經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的區(qū)縣,貧困戶更容易獲得脫貧資源。
農(nóng)戶層面的控制變量為農(nóng)戶規(guī)模(Fam_num)和人口結(jié)構(gòu)(少兒占比Child_rate和老年占比Old_rate)。戶主特征變量包括戶主年齡(Age)、戶主是否為男性(Head_male)、是否已婚或同居(Head_marr)。此外,考慮到我國幅員遼闊,各地區(qū)的生活習(xí)慣、社會(huì)風(fēng)俗等存在很大的差異,本文還加入了東部啞變量(East)、中部啞變量(Middle)、西部啞變量(West)對農(nóng)戶所在的地理位置進(jìn)行控制。各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。
表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)
1. 基準(zhǔn)回歸結(jié)果
表3給出了不同維度社會(huì)資本對農(nóng)戶多維貧困指數(shù)的回歸結(jié)果。首先,如列(1)—(7)估計(jì)結(jié)果所示,三個(gè)維度下社會(huì)資本回歸系數(shù)顯著為負(fù),表明不同維度的社會(huì)資本對農(nóng)戶多維貧困的緩解均具有顯著作用,這也證實(shí)了社會(huì)資本對脫貧具有穩(wěn)健的正向作用。其次,控制變量中城鎮(zhèn)化率、人力資本、區(qū)縣人均收入等變量的回歸系數(shù)始終為負(fù),說明城鎮(zhèn)化水平、教育、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等對農(nóng)戶多維貧困均具有顯著的抑制作用。
由于社會(huì)資本變量是經(jīng)過歸一化處理的,故回歸系數(shù)的大小可以直接反映相應(yīng)的脫貧效應(yīng)大小。以表3列(7)為例,在5%的顯著性水平上,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)聲望的回歸系數(shù)顯著為負(fù),其絕對值分別為0.035、0.015和0.016,顯然,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的脫貧效應(yīng)最大,社會(huì)聲望次之,社會(huì)信任則最弱。可以認(rèn)為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在改善農(nóng)戶多維貧困狀況的作用強(qiáng)于社會(huì)信任和社會(huì)聲望,因此在脫貧過程中可以有選擇地對社會(huì)資本進(jìn)行投資,優(yōu)先發(fā)展社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資本,抑制農(nóng)戶多維貧困的惡化。
表3 社會(huì)資本脫貧效應(yīng)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果
2.穩(wěn)健性分析
在學(xué)術(shù)界,對于究竟何為社會(huì)資本并未形成統(tǒng)一的概念,造成無法準(zhǔn)確定量分析社會(huì)資本,因此,本文通過變換社會(huì)資本的代理變量,可以在一定程度上驗(yàn)證上述實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。基于上述社會(huì)資本的三個(gè)維度,將“人緣關(guān)系有多好”的家庭平均分、“對本地政府官員的信任度”的家庭平均分和“您的收入在本地(的位置)”的家庭平均分,作為農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)聲望新的代理變量,重新估計(jì)式(26)。結(jié)果顯示,不同維度的社會(huì)資本對農(nóng)戶多維貧困的影響仍然顯著為負(fù)(見表4),上述實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。
表4 社會(huì)資本脫貧效應(yīng)的穩(wěn)健性回歸結(jié)果
在變換社會(huì)資本代理變量的基礎(chǔ)上,借鑒楊汝岱等(2011)[38]、劉一偉和汪潤泉(2017)[6]等學(xué)者對社會(huì)資本工具變量的構(gòu)建方法,利用某一區(qū)域內(nèi)的社會(huì)資本均值作為工具變量,若以本村戶均社會(huì)資本作為工具變量,存在某一村莊的農(nóng)戶樣本過少,造成工具變量不具有代表性。故本文將區(qū)域放大到區(qū)縣級別,利用區(qū)縣戶均社會(huì)資本 (IV_Si)作為工具變量(i=1,2,3分別表示社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)聲望的工具變量),且每個(gè)區(qū)縣至少存在7個(gè)農(nóng)戶樣本。因此,可以認(rèn)為區(qū)縣戶均社會(huì)資本是具有操作性的工具變量,可運(yùn)用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行實(shí)證分析。
一個(gè)有效的工具變量需要滿足兩個(gè)條件,一是外生性,二是與內(nèi)生解釋變量相關(guān)性。就工具變量外生性而言,本文將區(qū)縣戶均社會(huì)資本作為工具變量引入式(26),回歸結(jié)果如表5列(2)所示,與表5列(1)相比較可以發(fā)現(xiàn),農(nóng)戶社會(huì)資本的回歸系數(shù)和顯著性并沒有發(fā)生較大變化,且工具變量與農(nóng)戶多維貧困指數(shù)的回歸系數(shù)并不顯著,表明區(qū)縣戶均社會(huì)資本與農(nóng)戶多維貧困指數(shù)并無相關(guān)關(guān)系,即區(qū)縣戶均社會(huì)資本滿足工具變量的外生性。就工具變量與內(nèi)生變量的相關(guān)性而言,表5列(3)展示了兩階段最小二乘法(2SLS)估計(jì)的第一階段結(jié)果,可以發(fā)現(xiàn),區(qū)縣戶均社會(huì)資本對農(nóng)戶社會(huì)資本具有顯著的正向影響;其次,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)聲望的弱工具變量檢驗(yàn)報(bào)告的Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量分別為354.85、588.92、142.22,遠(yuǎn)大于10%顯著水平上的臨界值16.38,可以認(rèn)為區(qū)縣戶均社會(huì)資本不是弱工具變量。
因此,區(qū)縣戶均社會(huì)資本是一個(gè)有效的工具變量,兩階段最小二乘法回歸能夠在一定程度上解決基準(zhǔn)回歸的內(nèi)生性問題。表5列(4)展示了第二階段的回歸結(jié)果,不同維度社會(huì)資本對農(nóng)戶多維貧困指數(shù)的影響依然顯著為負(fù),說明實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。但是回歸系數(shù)絕對值增大數(shù)倍,一定程度揭示了OLS對社會(huì)資本脫貧效應(yīng)存在低估。
表5 社會(huì)資本對農(nóng)戶多維貧困的影響:克服內(nèi)生性偏誤
1. 基準(zhǔn)回歸結(jié)果
社會(huì)資本防范返貧效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果如表6所示,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)聲望對農(nóng)戶返貧指數(shù)的影響顯著為負(fù)。各維度社會(huì)資本均可有效抑制農(nóng)戶發(fā)生返貧,結(jié)合前文社會(huì)資本脫貧效應(yīng)估計(jì)結(jié)果可知,社會(huì)資本既對農(nóng)戶多維貧困的緩解具有顯著作用,同時(shí)對農(nóng)戶返貧也具有顯著抑制作用。此外,控制變量中人力資本、區(qū)縣人均收入等變量的回歸系數(shù)始終顯著為負(fù),表明教育和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也是防范返貧的重要因素。
表6 社會(huì)資本防范返貧效應(yīng)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果
2.穩(wěn)健性分析
按照同樣的思路,本文進(jìn)一步通過更換社會(huì)資本的代理變量來檢驗(yàn)上文基準(zhǔn)實(shí)證的穩(wěn)健性。處理方法如前文所述,將“人緣關(guān)系有多好”的家庭平均分、“對本地政府官員的信任度”的家庭平均分、“您的收入在本地(的位置)”的家庭平均分,分別作為農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)聲望新的代理變量,重估計(jì)式(26),結(jié)果證實(shí)社會(huì)資本對農(nóng)戶返貧指數(shù)的影響仍然為負(fù)(見表7),穩(wěn)健性得以證實(shí)。
表7 社會(huì)資本防范返貧效應(yīng)的穩(wěn)健性回歸結(jié)果
對于社會(huì)資本防范返貧效應(yīng)內(nèi)生性問題的處理,與上文脫貧效應(yīng)的內(nèi)生性問題處理過程和分析過程完全一致,此處僅對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行分析。將區(qū)縣戶均社會(huì)資本(IV_Si)作為工具變量(i=1,2,3分別表示社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)聲望的工具變量),運(yùn)用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行實(shí)證分析。
回歸結(jié)果如表8所示,可以證明,區(qū)縣戶均社會(huì)資本是一個(gè)有效的工具變量,兩階段最小二乘法回歸能夠在一定程度上解決基準(zhǔn)回歸的內(nèi)生性問題。雖然表8列(4)中第二階段回歸中農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的回歸系數(shù)不顯著,但是符號依然為負(fù),社會(huì)信任和社會(huì)聲望仍然對返貧具有顯著的抑制作用,且回歸系數(shù)明顯增大,一定程度再次揭示了OLS對社會(huì)資本防范返貧效應(yīng)存在的低估。
表8 社會(huì)資本對農(nóng)戶返貧指數(shù)的影響:克服內(nèi)生性偏誤
在前文中分別對社會(huì)資本的脫貧效應(yīng)和防范返貧效應(yīng)進(jìn)行了基準(zhǔn)回歸,將三個(gè)維度社會(huì)資本同時(shí)加入回歸方程的基準(zhǔn)回歸結(jié)果對比可知(見表9):社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的回歸系數(shù)絕對值有所減小,而社會(huì)信任和社會(huì)聲望的回歸系數(shù)絕對值則發(fā)生了增加。因此,可以認(rèn)為在農(nóng)戶脫貧過程中社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是首要的社會(huì)資本,而在防范農(nóng)戶返貧的過程中,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)雖仍是重要的社會(huì)資本,但是社會(huì)信任和社會(huì)聲望的作用得到顯著提升,成為防范返貧的關(guān)鍵社會(huì)資本。
表9 社會(huì)資本脫貧和防范返貧效應(yīng)基準(zhǔn)回歸結(jié)果比較
為了得到更為科學(xué)、精確的比較結(jié)果,進(jìn)一步采用Shapley值分解法,在社會(huì)資本脫貧和防范返貧的兩個(gè)階段中,分別將社會(huì)資本的總效應(yīng)分解為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)聲望的具體貢獻(xiàn),如表10所示。
表10 Shapley值分解結(jié)果
由表9和表10可以發(fā)現(xiàn),首先,在社會(huì)資本脫貧和防范返貧的兩個(gè)階段中,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對社會(huì)資本總效應(yīng)貢獻(xiàn)度均為最大,而社會(huì)信任和社會(huì)聲望的貢獻(xiàn)度均較小。說明在脫貧和防范返貧兩個(gè)過程中,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)始終是最重要的社會(huì)資本,既可以幫助農(nóng)戶脫貧,也可以有效防范農(nóng)戶返貧。
其次,在社會(huì)資本脫貧和防范返貧的兩個(gè)階段中,各維度社會(huì)資本貢獻(xiàn)度均發(fā)生了顯著變化。其中,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對社會(huì)資本總效應(yīng)的貢獻(xiàn)度由85.61%下降為68.42%,社會(huì)信任的貢獻(xiàn)度由6.82%上升為17.54%,社會(huì)聲望的貢獻(xiàn)度由7.57%上升為14.04%。雖然,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在兩個(gè)階段中的貢獻(xiàn)度都是最大的,但是其貢獻(xiàn)度發(fā)生了明顯地下降,而社會(huì)信任和社會(huì)聲望的貢獻(xiàn)度明顯提升。據(jù)此,相較于社會(huì)資本的脫貧效應(yīng),社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的防范返貧效應(yīng)發(fā)生了顯著下滑,而社會(huì)信任和社會(huì)聲望的作用開始凸顯,逐漸代替社會(huì)網(wǎng)絡(luò)成為更關(guān)鍵的社會(huì)資本。
在脫貧和防范返貧階段,針對社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)聲望對社會(huì)資本總效應(yīng)貢獻(xiàn)度存在的顯著變化,本文認(rèn)為主要原因如下:
農(nóng)戶“有效扶貧”分為兩個(gè)階段,第一個(gè)階段為獲取資源階段,第二個(gè)階段為經(jīng)營脫貧資源階段。在第一個(gè)階段中,所有貧困農(nóng)戶除社會(huì)資本外的資源稟賦是相同的,貧困農(nóng)戶通過社會(huì)網(wǎng)絡(luò)獲取優(yōu)質(zhì)的脫貧資源和脫貧信息,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資本存量較多的農(nóng)戶,脫貧的機(jī)會(huì)越大。同時(shí),在獲得脫貧資源和脫貧信息時(shí),社會(huì)信任和社會(huì)聲望屬于被隱藏的信息,不會(huì)被外界所了解。因此,在獲取脫貧資源和脫貧信息的初始階段,社會(huì)信任和社會(huì)聲望的脫貧效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于社會(huì)網(wǎng)絡(luò),社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是社會(huì)資本促進(jìn)貧困農(nóng)戶脫貧的主要因素。
在獲得脫貧資源和脫貧信息之后,進(jìn)入到經(jīng)營脫貧資源階段,在這一階段,貧困農(nóng)戶的社會(huì)信任和社會(huì)聲望逐漸被外界所了解,不再屬于隱藏信息。對于那些善于投資社會(huì)信任和社會(huì)聲望的農(nóng)戶而言,能夠持續(xù)獲得脫貧資源和信息,最終完成“有效扶貧”;而對于不善于投資社會(huì)信任和社會(huì)聲望的農(nóng)戶而言,其獲得的脫貧資源和信息會(huì)逐漸減少甚至消失,不僅如此,其社會(huì)網(wǎng)絡(luò)獲取資源和信息的能力也會(huì)受挫,最終導(dǎo)致農(nóng)戶發(fā)生返貧。由此可見,社會(huì)信任和社會(huì)聲望已逐漸成為防范返貧的關(guān)鍵因素。
在“有效扶貧”的兩階段分析中,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是貧困農(nóng)戶脫貧的主要社會(huì)資本,而社會(huì)信任和社會(huì)聲望是農(nóng)戶完成脫貧的關(guān)鍵社會(huì)資本。社會(huì)資本與貧困問題的解決是一個(gè)持續(xù)的、動(dòng)態(tài)的過程,貧困農(nóng)戶需均衡投資和發(fā)展社會(huì)資本,防范返貧,完成整個(gè)“有效扶貧”過程。
1.城鎮(zhèn)化率分組的社會(huì)資本防范返貧效應(yīng)分析
不同的城鎮(zhèn)化率會(huì)影響貧困農(nóng)戶社會(huì)資本的積累,進(jìn)而對社會(huì)資本的防范返貧效應(yīng)產(chǎn)生影響。城鎮(zhèn)化率較高的地區(qū),農(nóng)戶對社會(huì)資本投資的機(jī)會(huì)越大,更容易獲得社會(huì)資本。因此,本文將樣本數(shù)據(jù)以城鎮(zhèn)化率的均值作為分界線進(jìn)行分組,重新估計(jì)式(26),得到如表11所示結(jié)果,其中,列(1)為總體樣本的回歸結(jié)果用以對照分析,列(2)和列(3)分別為高城鎮(zhèn)化率地區(qū)和低城鎮(zhèn)化率地區(qū)樣本的回歸結(jié)果。
可以發(fā)現(xiàn),在高城鎮(zhèn)化率的地區(qū),社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的防范返貧作用更加顯著,而社會(huì)信任和社會(huì)聲望則不顯著;在低城鎮(zhèn)化率的地區(qū),社會(huì)信任和社會(huì)聲望的防范返貧效應(yīng)更加顯著,而社會(huì)網(wǎng)絡(luò)則不顯著。對于高城鎮(zhèn)化率的地區(qū)而言,農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資本具有較高的異質(zhì)性(即家庭成員參與組織的人數(shù)更多),更容易獲得多種類型脫貧資源,獲取信息的能力更強(qiáng);而對于低城鎮(zhèn)化率的地區(qū)而言,農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資本具有較強(qiáng)的同質(zhì)性,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的作用被抑制,社會(huì)信任和社會(huì)聲望的作用得到加強(qiáng)。
2.戶主性別分組的社會(huì)資本防范返貧效應(yīng)分析
對于女性的研究逐漸成為經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究熱點(diǎn)問題,不同性別的戶主家庭其社會(huì)資本構(gòu)成不同,在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中男性與女性也表現(xiàn)出較大的行為差別。相比于男性,女性戶主承受著來自生產(chǎn)和生活的雙重壓力,同時(shí)又受到生活環(huán)境、自身人力資本等資源制約,導(dǎo)致女性社會(huì)資本的構(gòu)成與男性戶主存在較大差別。因此,再次將樣本按照戶主性別進(jìn)行分組回歸,探究不同戶主性別之間社會(huì)資本防范返貧效應(yīng)的差異。
如表11列(4)-(5)所示,可以發(fā)現(xiàn),相比較于基準(zhǔn)回歸結(jié)果,男性戶主家庭的社會(huì)資本防范返貧效應(yīng)更強(qiáng),而女性戶主家庭則不顯著,驗(yàn)證了本文的上述的分析,也再次證明了社會(huì)資本防范返貧效應(yīng)受到多種條件的制約,在發(fā)揮社會(huì)資本防范返貧效應(yīng)時(shí)要充分考慮外界因素影響。
表11 社會(huì)資本防范返貧效應(yīng)的異質(zhì)性分析
本文將多維貧困理論應(yīng)用于家庭層面,分別測算社會(huì)資本的脫貧效應(yīng)和防范返貧效應(yīng),并利用Shapley值分解法,從結(jié)構(gòu)上探究了不同維度社會(huì)資本在脫貧和防范返貧階段作用機(jī)制的差異性;同時(shí),也充分考慮了城鎮(zhèn)化率、戶主性別等制約社會(huì)資本防范返貧效應(yīng)的異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn):社會(huì)資本不僅可以緩解農(nóng)戶多維貧困,也能夠抑制農(nóng)戶返貧。但是,在農(nóng)戶脫貧和防范返貧兩個(gè)階段中,社會(huì)資本的作用機(jī)制是不一樣的。具體而言,在農(nóng)戶的脫貧階段,社會(huì)資本主要通過社會(huì)網(wǎng)絡(luò)使得農(nóng)戶獲取更多的脫貧資源,從而實(shí)現(xiàn)脫貧;在農(nóng)戶防范返貧階段,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)雖仍發(fā)揮主要作用,但社會(huì)信任和社會(huì)聲望的作用獲得大幅上升;依據(jù)本文的推論,若農(nóng)戶的社會(huì)信任和社會(huì)聲望資本存量不足,就無法持續(xù)或維持脫貧資源的獲得,則易發(fā)生返貧。因此,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是農(nóng)戶脫貧的主要社會(huì)資本,而社會(huì)信任和社會(huì)聲望則是農(nóng)戶防范返貧的關(guān)鍵社會(huì)資本。
綜合本文的理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果,為充分發(fā)揮社會(huì)資本在農(nóng)戶脫貧和防范返貧階段的作用,政策建議如下:
(1)引導(dǎo)農(nóng)戶培育社會(huì)資本,強(qiáng)化脫貧和防范返貧階段的有效力量。在我國進(jìn)入中速增長階段之后,政府要注重農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)文化建設(shè),從經(jīng)濟(jì)發(fā)展與文化傳承兩個(gè)角度,鼓勵(lì)農(nóng)戶參與各種文化活動(dòng)、傳統(tǒng)習(xí)俗、村莊組織等,以拓寬社會(huì)認(rèn)知,培育社會(huì)網(wǎng)絡(luò)型社會(huì)資本,增加“脫貧資源”的獲取途徑。
(2)在社會(huì)資本“有效扶貧”的過程中,要將脫貧和防范返貧兩個(gè)階段銜接起來,而不是孤立實(shí)施。首先,農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)型社會(huì)資本可以獲得脫貧資源和脫貧信息,要堅(jiān)持把“脫貧資源”拉進(jìn)來,并利用“脫貧信息”走出去,形成兩條腿走路的脫貧途徑。其次,在充分利用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)帶來的各項(xiàng)脫貧資源和脫貧信息的同時(shí),要注重信任和聲望等社會(huì)資本投資和培養(yǎng),有效發(fā)揮社會(huì)資本在貧困問題解決過程中的銜接性作用,防范農(nóng)戶返貧,守住防止農(nóng)戶返貧底線。
(3)針對發(fā)生返貧的農(nóng)戶,或者長期處于貧困邊緣的農(nóng)戶,要積極參與農(nóng)民夜校、加強(qiáng)自我學(xué)習(xí)等方式提升自身素質(zhì);同時(shí),要加強(qiáng)自身與外界信任關(guān)系的建立、在生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)中注意培養(yǎng)個(gè)人聲譽(yù),運(yùn)用多種方式對社會(huì)信任和社會(huì)聲望進(jìn)行投資,發(fā)展多維度社會(huì)資本,防止返貧,實(shí)現(xiàn)“有效扶貧”。
(4)要從結(jié)構(gòu)上注意社會(huì)資本防范返貧作用存在的異質(zhì)性,充分考慮對社會(huì)資本防范返貧作用發(fā)揮產(chǎn)生影響的外界因素。對于城鎮(zhèn)化率較高的地區(qū),更多地注重于農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資本的培育和發(fā)展,形成具有異質(zhì)性、廣泛性、達(dá)高性的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資本,虜獲更為豐富的脫貧資源。對于城鎮(zhèn)化率較低的地區(qū),要更多的培養(yǎng)農(nóng)戶的信任環(huán)境和聲譽(yù)機(jī)制,防止發(fā)生返貧。同時(shí),社會(huì)資本的防范返貧作用也存在性別差異,對于男性戶主家庭,其作用更加顯著。
(5)進(jìn)一步加強(qiáng)教育資本、物質(zhì)資本等扶貧方式在緩解多維貧困和防范農(nóng)戶返貧中的作用。在防范返貧的過程中,也要通過培育農(nóng)戶生存技能、提高農(nóng)戶基本教育程度、提供農(nóng)戶生產(chǎn)的資本支持等方式,并結(jié)合社會(huì)資本的防范返貧效用,持續(xù)鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果。
但是本文的研究尚有欠缺,首先,理論模型的使用并非是全要素模型,由于數(shù)據(jù)的可得性,忽略了家庭層面的個(gè)人創(chuàng)新。其次,學(xué)術(shù)界至今對究竟何為社會(huì)資本尚未形成統(tǒng)一概念,無法定量詮釋社會(huì)資本的全部內(nèi)容,對其存在的內(nèi)生性問題無法完全去除。期望隨著社會(huì)資本研究的深入,能夠?qū)€(gè)人、家庭層面的社會(huì)資本準(zhǔn)確地量化,為持續(xù)鞏固脫貧攻堅(jiān)成果、實(shí)現(xiàn)從脫貧攻堅(jiān)向全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的平穩(wěn)過渡提供理論和現(xiàn)實(shí)經(jīng)驗(yàn)支持。
現(xiàn)代財(cái)經(jīng)-天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)2021年7期