管 睿,王文略,余 勁

(西北農(nóng)林科技大學 經(jīng)濟管理學院,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)外學者們的重點關注。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10.5%,農(nóng)村居民人均可支配收入雖提高至8 348元,但其實際增速卻明顯放緩。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)實尚未完全改變[1-2]。

可持續(xù)生計的研究思想起源于20世紀80年代Sen關于貧困成因的研究,即除了關注傳統(tǒng)意義上的收入貧困外,還特別強調(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雜性,被廣泛用于貧困相關問題的研究及貧困治理模式的探索[4-5]。該框架認為,生計資本存量低且配置不合理、生計策略選擇可行能力弱、生計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?學術界大多從自然資本、人力資本、物質(zhì)資本、金融資本及社會資本5個層面測度了貧困人口的可持續(xù)生計能力,驗證了生計資本對農(nóng)戶生計策略選擇的顯著影響,并指出農(nóng)戶生計策略轉(zhuǎn)型是增加農(nóng)戶家庭收入、提高農(nóng)戶生活水平、奪取脫貧攻堅戰(zhàn)役勝利的關鍵[7-9]。

現(xiàn)有基于可持續(xù)生計框架的研究大多隱含著貧困人口可根據(jù)自身生計資本情況做出“完全理性”決策這一基本假設。然而,在個體自身稟賦差異與宏觀意識環(huán)境沖擊的影響下,個體的精神特征存在普遍差異,導致農(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)生計框架始終無法解釋當外部性扶貧模式極大削弱貧困人口外部約束時,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)濟屬性,不僅會造成現(xiàn)有扶貧資源的錯配和浪費,也極可能造成嚴重的返貧問題。因此,有必要關注貧困成因的精神屬性,將精神貧困納入可持續(xù)生計框架的研究目標中,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)實背景下,如何“激活貧困人口內(nèi)生動力、引導貧困農(nóng)戶逐步消除精神貧困”已成為精準扶貧工作中亟待解決的時代課題。同時,由于精準扶貧戰(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?；诖?本文重點考量了貧困成因的精神與經(jīng)濟二元屬性,在可持續(xù)生計框架的基礎下量化農(nóng)戶內(nèi)生動力,并根據(jù)六盤山區(qū)等6個集中連片貧困地區(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)生動力及其他類型生計資本對農(nóng)戶家庭收入的影響機制,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、文獻回顧與理論分析

(一)文獻回顧

現(xiàn)階段學術界對精神貧困的研究尚未形成完善的理論體系,對于精神貧困的定義也存在一定爭議。部分學者聚焦于精神貧困的意識屬性,針對老年人、農(nóng)民工等特殊群體,指出精神貧困即為個體出現(xiàn)孤獨、自卑、狹隘、社會融入障礙等異常心理的現(xiàn)象[12-14];也有部分學者以物質(zhì)貧困為載體,指出精神貧困即為人的理想、道德、信仰、價值觀、風尚、習慣等精神狀態(tài)、價值取向、生活觀念等不能滿足于現(xiàn)實生活需要,落后于社會主要物質(zhì)生產(chǎn)方式的狀態(tài)[15]。但上述研究尚未意識到,精神貧困具有意識與經(jīng)濟雙重屬性,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)濟學納入精神貧困研究中,從個體偏好、抱負水平及自控能力三個角度探討貧困人口低質(zhì)量經(jīng)濟決策的原因,以補充并完善精神貧困的定義。

在不確定性風險條件下,個體偏好差異是有限理性個體做出經(jīng)濟決策的重要依據(jù)。風險偏好是影響農(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遇的主要制約因素[17]。諸多學者從風險偏好視角探討了貧困人口在面對各類型經(jīng)濟決策時的行為特征。Azam以非洲農(nóng)戶為研究對象,指出相對富裕的農(nóng)戶具有更強的冒險精神,并能在未來的生計中獲得更高的收入[18];候麟科等通過實證分析表明,風險規(guī)避型農(nóng)戶傾向采用低風險農(nóng)作物品種[19];鄒薇等研究表明,家庭貧困所帶來的風險溢價會削弱低收入家庭對人力資本的投資意愿[20]。

個體對收入的預期將對其經(jīng)濟決策產(chǎn)生重要影響,而預期收益則取決于個體的抱負或志向?！氨ж摗边@一概念緣起于心理學科,指的是實現(xiàn)某一目標的愿望或志向[21-22],其隸屬于個體認知維度的主觀幸福感,超越了物質(zhì)幸福感和生活水平[23]。受到相對經(jīng)濟條件的約束,貧困人口往往會形成較低的抱負水平[24-25]。其一方面會抑制個體生產(chǎn)投資意愿的產(chǎn)生,使其不能或不愿抓住外部機遇實現(xiàn)經(jīng)濟脫貧[26-27]；另一方面也會降低個體的努力程度,兩者間相互反饋、相互強化,由此形成的惡性循環(huán)將導致個體墜入貧困陷阱[28]。

認知能力是個體進行經(jīng)濟決策的基礎,而控制執(zhí)行能力則是認知能力的重要組成部分。Mani以印度甘蔗農(nóng)為對象進行了執(zhí)行控制力測試,發(fā)現(xiàn)其在收割前(貧困狀態(tài))的響應速度要比富裕狀態(tài)(收割后)慢11%,且比后者多出15%的錯誤[29]。Banerjee也指出,窮人在選擇食品時,主要考慮的并不是價格是否便宜,也不是有無營養(yǎng)價值,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,個體的認知系統(tǒng)有著有限的資源,貧困人口由于長期處于稀缺狀態(tài)下,其認知能力已被日常消費、生計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,進而導致個體執(zhí)行控制能力的削弱[32]。

綜上所述,本文將“精神貧困”定義為個體風險態(tài)度保守、生產(chǎn)意愿低下及自控能力薄弱等內(nèi)生動力嚴重匱乏的精神特征,并由此產(chǎn)生的偏好異常(preference failure)、抱負失靈(aspiration failure)及認知失調(diào)(cognitive dissonance)等現(xiàn)象,其不僅受個體物質(zhì)貧困的嚴重制約,也進一步阻礙了個體順利擺脫貧困陷阱并實現(xiàn)生活富裕。基于此,本文從風險偏好、抱負水平及自控能力三個方面測度個體內(nèi)生動力情況,以探討精神貧困對農(nóng)戶家庭收入的影響機理,進而構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)生動力及生計資本共同構成了其經(jīng)濟決策的基礎,而經(jīng)濟決策的質(zhì)量諸如生產(chǎn)規(guī)模、投資水平、工作時長等則決定了農(nóng)戶未來的生計結(jié)果,即其家庭收入是否增加,生活水平是否提高。對于貧困農(nóng)戶而言,受制于有限的家庭收入,其各類生計資本往往較為匱乏,內(nèi)生動力也嚴重不足。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資本存量,通過生計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)濟決策提供保障;二是培育內(nèi)生動力,即改善貧困人口的風險偏好,引導其形成合理的抱負水平,并抑制其“等靠要”思想的滋生,進而彌補其他類型生計資本的匱乏,以此獲得家庭收入的提高。

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

內(nèi)生動力與生計資本對農(nóng)戶家庭收入的影響并非相互獨立,生計資本對農(nóng)戶家庭收入的影響會受到內(nèi)生動力的影響而呈現(xiàn)出差異,即內(nèi)生動力作為交互變量將影響生計資本對農(nóng)戶家庭收入的作用。一般來說,內(nèi)生動力與其他生計資本將產(chǎn)生互補效應。因為內(nèi)生動力的培育有助于農(nóng)戶更充分地發(fā)揮其資產(chǎn)稟賦優(yōu)勢,進而做出高質(zhì)量的經(jīng)濟決策,以此提高各類型生計資本的邊際效應,實現(xiàn)家庭收入的進一步提高。而貧困人口受制于匱乏的生計資本,其內(nèi)生動力往往較弱,兩者相互強化并形成“馬太效應”,最終導致將貧困人口陷入收入不足的“貧困陷阱”。

據(jù)此,提出假設H2:內(nèi)生動力的培育有助于提高生計資本對農(nóng)戶家庭收入的影響,即內(nèi)生動力與生計資本存在互補效應。

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個集中連片貧困地區(qū)的實地調(diào)研。課題組采用隨機抽樣的方法,在每個集中連片貧困地區(qū)抽取1～3個縣,每個縣抽取3～4個村,每村再隨機抽取20～30戶農(nóng)戶并采用問卷調(diào)查及半結(jié)構化訪談等方式進行數(shù)據(jù)收集。問卷內(nèi)容主要包括農(nóng)戶的內(nèi)生動力、自然資本、人力資本、物質(zhì)資本、金融資本及社會資本等。由于本文重點關注內(nèi)生動力對農(nóng)戶家庭收入的影響,而無勞動能力的農(nóng)戶家庭并不能將內(nèi)生動力有效轉(zhuǎn)化為實踐行動。因此,本文通過剔除無勞動能力的農(nóng)戶樣本后,共得到942個有效樣本。樣本分布見表1。

表1 樣本區(qū)域分布情況

(二)內(nèi)生動力及生計資本的測度

本研究首先對原始數(shù)據(jù)進行標準化處理;其次采用熵值法為內(nèi)生動力及各項生計資本指標的權重進行賦值[33],結(jié)果如表2所示;最后根據(jù)上述結(jié)果構成綜合標準模型計算農(nóng)戶生計資本總值:

(1)

式中：Z為農(nóng)戶生計資本總值,Wij表示第i類生計資本第j項的權重,Pij表示第i類生計資本第j項的標準化值。

(三)變量選擇與說明

1.核心解釋變量:內(nèi)生動力。本文采用風險偏好、抱負水平及自控能力程度來測度農(nóng)戶家庭的內(nèi)生動力。風險偏好表征農(nóng)戶對自身資源稟賦的挖掘及外部發(fā)展機會的渴望;抱負水平表征農(nóng)戶是否存在“等靠要”思想及其自主發(fā)展的意愿強度;自控能力表明了個體對自身認知能力的主觀判斷。

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。勞動力數(shù)量及質(zhì)量是構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,故采用勞動力數(shù)量占比作為衡量勞動力數(shù)量的指標,采用平均教育水平與健康狀況代表農(nóng)戶家庭的勞動力質(zhì)量,以此測度農(nóng)戶家庭的人力資本。(3)物質(zhì)資本?，F(xiàn)有文獻主要從農(nóng)戶生產(chǎn)和生活的場所及運用工具來測度農(nóng)戶的物質(zhì)資本,故本文選擇生活性耐用消費品、生產(chǎn)性耐用消費品、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?，F(xiàn)有文獻主要從自有資金和貸款可得性對金融資本進行測度,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)社會資本。在農(nóng)村社會中,家庭中是否有村干部影響了農(nóng)戶家庭的社會地位;禮金支出的多少則反映了農(nóng)戶家庭的社會網(wǎng)絡規(guī)模及其維持社會網(wǎng)絡的意愿;家庭急需大筆開支時可求助的戶數(shù)表明了農(nóng)戶可利用的社會資本規(guī)模，故本文選擇社會地位、禮金支出及高質(zhì)量關系測度農(nóng)戶家庭的社會資本。

表2 變量選擇與權重設定

(四)模型構建

本文采用分位數(shù)回歸模型探討在不同收入水平下,內(nèi)生動力及各項生計資本對農(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系的線性回歸方法[35],其對異常值的敏感程度遠小于均值回歸[36-37],且能提供關于條件分布的全面信息。因此,本文構建如下計量模型:

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)生動力指數(shù),Xi是加總后的農(nóng)戶家庭其他類型生計資本指數(shù)。同時,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、實證結(jié)果與分析

(一)內(nèi)生動力與生計資本評估結(jié)果

樣本農(nóng)戶中家庭人均可支配收入低于2017年國家貧困標準的共有107戶,樣本實際貧困發(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,并通過獨立樣本t檢驗法對比高、低收入水平下農(nóng)戶家庭內(nèi)生動力及各類型生計資本的差異。

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)生動力不足及生計資本匱乏。由于低收入農(nóng)戶在收入分配中的不利地位,其不僅會遭受社會排斥,也無法通過較高的禮金支出維持社會網(wǎng)絡,進而導致其社會資本最為匱乏,僅為0.028。同時,由于其發(fā)展能力薄弱,其獲得貸款的可能性也相對較低,更無力購買生產(chǎn)資料,因此其金融資本與社會資本均較為匱乏,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,且隨著公共服務及義務教育的推進,其人力資本也相對較高,但受限于極低的內(nèi)生動力,其無法充分發(fā)揮其稟賦效應擺脫貧困。

對高收入農(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)為主要生計手段,進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實基礎。但相較而言,集中連片貧困地區(qū)高收入農(nóng)戶的社會資本與物質(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)生動力與其他各類生計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)生動力及生計資本評估結(jié)果

注:*、**、***分別表示10%、5%、1%的水平上顯著,括號內(nèi)為標準誤差，下同

(二)農(nóng)戶內(nèi)生動力與生計資本對家庭收入的影響

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

表4 農(nóng)戶內(nèi)生動力及生計資本對家庭收入影響實證結(jié)果

內(nèi)生動力對農(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)生動力的培育對于促進農(nóng)戶增收有著重要影響。具體來看,當控制了其他類型生計資本時,貧困農(nóng)戶是否能充分發(fā)揮其稟賦效應并把握外部機會,將直接影響貧困農(nóng)戶是否會選擇合適的生計策略,而個體是否足夠努力且有意愿獨立自主的發(fā)展,將決定貧困農(nóng)戶是否會更好地執(zhí)行其生計策略的選擇,由此影響了農(nóng)戶是否能擺脫貧困,實現(xiàn)生活富裕。同時,通過比較各分位數(shù)上內(nèi)生動力的系數(shù)發(fā)現(xiàn),內(nèi)生動力對于農(nóng)戶家庭收入的影響逐漸減弱,即內(nèi)生動力對家庭收入極低的貧困農(nóng)戶而言具有更高的增收效應。因此,內(nèi)生動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。

自然資本對農(nóng)戶家庭人均可支配收入在各分位數(shù)上均存在負向影響,但其僅對貧困農(nóng)戶家庭收入的影響通過了顯著性檢驗?？赡艿慕忉屖?由于其他類型生計資本的匱乏,貧困農(nóng)戶對自然資本的依賴更為嚴重,進而導致其做出純農(nóng)業(yè)生產(chǎn)這一經(jīng)濟決策的概率更高。人力資本對農(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,且增收效應最為明顯。這是因為樣本區(qū)域農(nóng)戶以外出務工作為主要生計方式,而人力資本在以外出務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)資本及社會資本均對農(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,且均對貧困農(nóng)戶的增收效應更為明顯。同時,通過觀察內(nèi)生動力與各生計資本在各分位數(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,單純通過生計資本的積累來實現(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,會幫助農(nóng)戶做出利潤更高的風險投資,進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,不能且不愿進行利潤更高的風險投資。因此,金融資本對收入的影響呈現(xiàn)出規(guī)模遞增的特征。

(三)內(nèi)生動力與生計資本的交互作用

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

(3)

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

表6 90%分位數(shù)下內(nèi)生動力對各生計資本對農(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)回歸的基礎上引入了內(nèi)生動力與自然資本、人力資本、物質(zhì)資本、金融資本及社會資本的交互項。由模型(1)可知,內(nèi)生動力與自然資本的交互項系數(shù)為正,且通過顯著性檢驗,假設2得到部分證實。同時,通過對自然資本指標求偏導后得出,通過對貧困農(nóng)戶內(nèi)生動力的培育,可以削弱自然資本對其家庭收入的負向影響,甚至能夠打破“資源詛咒”的困境。可能的解釋是,內(nèi)生動力較高的貧困農(nóng)戶風險偏好水平較高,其敢于通過采納新型技術、擴大種植規(guī)模等方式提高土地利用效率,并在合理的抱負水平指導下發(fā)揮自然資本的稟賦效應,以此實現(xiàn)農(nóng)戶家庭收入的提高。由模型(2)可知,內(nèi)生動力與人力資本的交互項并不顯著,可能的原因是,由于人力資本作為農(nóng)戶生計的根本,其無法以農(nóng)戶個人意志為轉(zhuǎn)移,即使貧困農(nóng)戶有再高的內(nèi)生動力,也難以彌補人力資本的匱乏。但較為有趣的是,由模型(3)～模型(5)顯示,內(nèi)生動力與物質(zhì)資本、金融資本、社會資本的交互項系數(shù)為負,且均通過顯著性檢驗,與假設H2不符?？赡艿慕忉屖?個體的內(nèi)生動力應與生計資本存量相匹配,絕對貧困農(nóng)戶的物質(zhì)資本、金融資本及社會資本均較為匱乏(見表3),若僅僅通過培育內(nèi)生動力以期實現(xiàn)絕對貧困農(nóng)戶脫貧,則可能會導致農(nóng)戶出現(xiàn)過度風險偏好及抱負差距過大等個體失靈現(xiàn)象,導致其做出不切實際的經(jīng)濟決策,最終墜入貧困陷阱。

模型(6)～模型(10)在90%分位數(shù)回歸的基礎上引入了內(nèi)生動力與自然資本、人力資本、物質(zhì)資本、金融資本及社會資本的交互項。由表6可知,除人力資本外,內(nèi)生動力與其他生計資本的交互項系數(shù)均為正,即存在互補效應,但僅有與自然資本、物質(zhì)資本及金融資本的交互項通過顯著性檢驗,假設H2得到部分證實?？赡艿慕忉屖?由于高收入農(nóng)戶的內(nèi)生動力與生計資本均較為豐富,遵循規(guī)模效應遞減規(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)生動力能提高農(nóng)戶對其他資本的利用效率,但所表現(xiàn)出的互補效應也將會十分有限。但對于自然資本、物質(zhì)資本及金融資本而言,有著較高內(nèi)生動力的高收入農(nóng)戶往往能有效地實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟,提高生產(chǎn)水平,同時也能準確地配置貨幣資本,提高投資水平,進而促進農(nóng)戶收入的進一步提高。

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)生動力對農(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)生動力及各類型生計資本對農(nóng)戶家庭收入的影響機理。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)生動力嚴重匱乏。通過理論分析及實證檢驗發(fā)現(xiàn),內(nèi)生動力從生產(chǎn)投資意愿、個體努力程度及政策依賴三個方面顯著促進了農(nóng)戶家庭收入的提高。尤其對于貧困農(nóng)戶而言,內(nèi)生動力每提高1%,農(nóng)戶家庭收入將提高1.916%,其增收效應僅次于人力資本。同時,內(nèi)生動力對貧困農(nóng)戶的增收效率更高,這也意味著內(nèi)生動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)戶的各項生計資本存在顯著差異,尤以金融資本及社會資本差距最大,分別相差0.420及0.251。同時,在不同分位數(shù)下的各項生計資本對農(nóng)戶的增收效應差異明顯。人力資本、物質(zhì)資本及社會資本均呈現(xiàn)出邊際效應遞減規(guī)律,其增收效應分別從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)出邊際效應遞增現(xiàn)象,其增收效應從0.537%提高至0.987%。

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

(二)政策建議

結(jié)合以上結(jié)論及相關分析,本文認為,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)生動力,進而構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)為施政單位加強對貧困農(nóng)戶內(nèi)生動力的培育。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,提高其把握新型農(nóng)業(yè)技術、外出務工等外部機會的渴望度;其次,要以鄉(xiāng)風文明建設為核心,構建脫貧光榮為導向的社區(qū)氛圍,以引導貧困農(nóng)戶形成合理的抱負水平;最后,發(fā)揮基層干部信息對稱優(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貧困農(nóng)戶認知系統(tǒng)的負擔,提高貧困農(nóng)戶對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)療等公共服務的可得性;在了解農(nóng)戶基本需求的條件下加強技術培訓,進而發(fā)揮人力資本在勞動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會供給,以此降低農(nóng)戶形成政策依賴的可能,也為農(nóng)戶進行生產(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)生動力與各類型生計資本的結(jié)構優(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)生動力與物質(zhì)資本、金融資本及社會資本將貧困農(nóng)戶家庭收入的替代效應轉(zhuǎn)為互補效應,以此提高扶貧資源的使用效率。同時,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,進而充分發(fā)揮內(nèi)生動力與物質(zhì)資本及金融資本的互補效應,以發(fā)揮高收入農(nóng)戶在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中的帶動作用。