左孝凡

(中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué) 人文與發(fā)展學(xué)院, 北京 100083)

一、貧困與鄰里效應(yīng)的研究現(xiàn)狀

自“精準(zhǔn)扶貧”戰(zhàn)略推進(jìn)以來(lái)，中國(guó)減貧事業(yè)取得了舉世矚目的成就，截至2019年末，我國(guó)貧困發(fā)生率下降至0.6%，農(nóng)村現(xiàn)存貧困人口551萬(wàn)人(1)數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，中國(guó)也將于2020年在現(xiàn)行絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下實(shí)現(xiàn)全面脫貧。深度貧困區(qū)、連片貧困區(qū)如何穩(wěn)定現(xiàn)有扶貧成果，實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定、可持續(xù)減貧，將成為現(xiàn)階段貧困治理的關(guān)鍵，同時(shí)這也是下一階段我國(guó)轉(zhuǎn)向相對(duì)貧困治理的重要議題。貧困積聚引發(fā)并形成了一些深度、連片的貧困區(qū)域，由此形成的“貧困環(huán)境”限制了農(nóng)村居民拓寬提高收入路徑、擺脫貧困的渠道，這是現(xiàn)階段進(jìn)一步推進(jìn)“精準(zhǔn)扶貧”戰(zhàn)略，實(shí)現(xiàn)全面脫貧的重要阻礙。在這樣的背景下，研究鄰里效應(yīng)與貧困之間的關(guān)系，并采用預(yù)測(cè)性貧困脆弱性指標(biāo)建立兩者之間的數(shù)量關(guān)系，檢驗(yàn)鄰里效應(yīng)在多大程度上影響農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)進(jìn)一步推進(jìn)“精準(zhǔn)扶貧”戰(zhàn)略，實(shí)現(xiàn)深度貧困區(qū)、連片貧困區(qū)穩(wěn)定脫貧具有一定現(xiàn)實(shí)意義。

貧困問(wèn)題早已被世界范圍內(nèi)的多數(shù)學(xué)者關(guān)注并進(jìn)行了深入的研究。對(duì)于貧困的概念已經(jīng)從僅考慮收入層面的狹義的貧困擴(kuò)展到考慮居民的基本能力、自由等多個(gè)方面的廣義的貧困[1]，學(xué)界也提出了不同于僅僅依靠收入測(cè)量貧困的新的測(cè)算方法，即多維貧困測(cè)量[2]。無(wú)論是根據(jù)收入或是其他方面來(lái)測(cè)算貧困都是對(duì)既定事實(shí)的測(cè)量，屬于事后評(píng)價(jià)。1995年世界糧食計(jì)劃署首次提出了貧困家庭脆弱性的分析框架。隨后，世界銀行與2001年首次在《世界發(fā)展報(bào)告》中提出了貧困脆弱性這一概念[3]，這一概念將未來(lái)陷入貧困的可能(風(fēng)險(xiǎn))引入到貧困的研究中。但是就貧困脆弱性學(xué)界持有不同的理解，有學(xué)者將脆弱性理解為貧困的一個(gè)方面[4]；又有學(xué)者認(rèn)為脆弱性是家庭對(duì)外界環(huán)境變化的敏感程度[5]；英國(guó)國(guó)際發(fā)展署提出的可持續(xù)生計(jì)框架中的脆弱性表示的是個(gè)人或家庭抵御外界未知沖擊的能力。雖然對(duì)脆弱性的理解不同，但是可以總結(jié)為貧困脆弱性表示的是個(gè)人或家庭在既定的生計(jì)資本、資源配置下未來(lái)陷入貧困的可能性或抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力。關(guān)于貧困脆弱性的研究，學(xué)界形成了三種主流的測(cè)算方法，即貧困期望的脆弱性(VEP)[4]、期望的低效用的脆弱性(VEU)[6]和未被預(yù)防的風(fēng)險(xiǎn)暴露的脆弱性(VER)[7]，其中VEP與VEU均屬于事前預(yù)測(cè)的貧困脆弱性，可用于測(cè)量個(gè)體未來(lái)陷入貧困的可能性，VER屬于事后評(píng)價(jià)的貧困脆弱性，與英國(guó)國(guó)際開(kāi)發(fā)署提出的可持續(xù)生計(jì)框架中的脆弱性概念相近，主要側(cè)重對(duì)個(gè)體或家庭對(duì)外界未知沖擊的抵御能力的測(cè)量。具體研究方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)從政府行為、政策等對(duì)貧困脆弱性的影響展開(kāi)，包括了公共轉(zhuǎn)移支付[8]、貿(mào)易開(kāi)放[9]、新農(nóng)保制度[10]以及在精準(zhǔn)扶貧視閾下對(duì)貧困脆弱性的相關(guān)研究[11]，這些研究都證實(shí)了國(guó)家扶貧政策的實(shí)施在一定程度緩解了農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)。也有學(xué)者選取了個(gè)人特征、家庭特征或是區(qū)域特征作為研究對(duì)象，研究這些因素對(duì)農(nóng)村居民抵御貧困的能力的影響，比如農(nóng)村老齡人口的貧困問(wèn)題[12]、外出務(wù)工或留守家庭的貧困脆弱性問(wèn)題[13]、綜合資源稟賦對(duì)貧困脆弱性影響的問(wèn)題[14]以及人力資本存量對(duì)貧困脆弱性影響的問(wèn)題[15]，這些研究針對(duì)了不同家庭特征、個(gè)體特征和區(qū)域特征的樣本，研究所得出的結(jié)論既存在共性也存在一定的差異，但是總體上支持生計(jì)資本存量越高，抵御陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)的能力越強(qiáng)的結(jié)論。鄰里效應(yīng)的研究源于對(duì)社會(huì)互動(dòng)行為的研究，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)對(duì)人的行為和觀念均產(chǎn)生了顯著的影響，這樣的影響體現(xiàn)在金融學(xué)[16]、教育學(xué)[17]、心理學(xué)等[18]各個(gè)方面。具體到鄰里效應(yīng)的研究，包括鄰里效應(yīng)對(duì)個(gè)體收入[19]、貧困[20]、個(gè)體行為[21]等方面的影響。國(guó)內(nèi)學(xué)者也對(duì)鄰里效應(yīng)展開(kāi)了相關(guān)研究，邱嬰芝等在研究鄰里效應(yīng)對(duì)城市居民心理健康影響時(shí)認(rèn)為健全社區(qū)組織，鼓勵(lì)鄰里交往，對(duì)提高居民的心理健康水平具有積極意義[22]。余麗甜等基于CFPS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)家庭教育支出也存在顯著的鄰里效應(yīng)[23]。但鮮有學(xué)者關(guān)注到貧困是否具有鄰里效應(yīng)的研究，目前僅有少數(shù)學(xué)者通過(guò)中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)驗(yàn)證了鄰里效應(yīng)對(duì)個(gè)體貧困產(chǎn)生不利影響[24]，缺乏對(duì)鄰里效應(yīng)的系統(tǒng)研究，尤其是與貧困相關(guān)的鄰里效應(yīng)研究。

通過(guò)對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理，貧困問(wèn)題研究已經(jīng)較為深入，但對(duì)于鄰里效應(yīng)研究的中文文獻(xiàn)較少，鮮有對(duì)貧困是否具有鄰里效應(yīng)的議題開(kāi)展研究。所以，在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，本文通過(guò)測(cè)量農(nóng)村居民的貧困脆弱性，基于Manski社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)模型進(jìn)一步檢驗(yàn)鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)的影響，一方面引入可用于事前貧困評(píng)價(jià)的貧困期望的脆弱性指標(biāo)，考慮到鄰里效應(yīng)對(duì)未來(lái)農(nóng)村居民貧困狀態(tài)的影響，進(jìn)一步豐富與貧困相關(guān)的鄰里效應(yīng)的相關(guān)研究；另一方面，采用Manski社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)模型，不僅僅考慮鄰里效應(yīng)的影響，同時(shí)將關(guān)聯(lián)效應(yīng)和情境互動(dòng)效應(yīng)納入模型中，彌補(bǔ)了現(xiàn)階段鄰里效應(yīng)研究中多采用社區(qū)均值作為代理變量的不足，提高了模型估計(jì)結(jié)果的解釋力。

二、鄰里效應(yīng)對(duì)貧困脆弱性影響的理論分析及假設(shè)

(一)基于Manski社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)策略的鄰里效應(yīng)分析

在研究鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)影響前，首先需要分析貧困是否具有鄰里效應(yīng)，即社區(qū)群體貧困狀態(tài)是否對(duì)個(gè)體貧困產(chǎn)生影響。圖1報(bào)告了Manski社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)模型的社區(qū)鄰里效應(yīng)機(jī)理圖。本文選用的Manski社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)識(shí)別策略包含了鄰里效應(yīng)(內(nèi)生互動(dòng)效應(yīng))、關(guān)聯(lián)效應(yīng)和情景互動(dòng)效應(yīng)等三個(gè)方面[25]，簡(jiǎn)言之，就是研究社區(qū)群體貧困和個(gè)體貧困之間的關(guān)系。首先，個(gè)體貧困狀態(tài)受到其個(gè)體特征和家庭特征的影響，個(gè)體的受教育水平、健康狀況等都對(duì)個(gè)體是否陷入貧困具有重要影響[26-27]，家庭中是否有需要撫養(yǎng)和贍養(yǎng)的孩子和老人也會(huì)對(duì)個(gè)體貧困狀態(tài)產(chǎn)生顯著的不利影響；其次，社區(qū)群體特征也會(huì)對(duì)個(gè)體貧困狀態(tài)產(chǎn)生影響，社區(qū)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)發(fā)展?fàn)顩r對(duì)個(gè)體發(fā)展具有重要意義，社區(qū)群體特征對(duì)個(gè)體具有約束性規(guī)范的作用，尤其在農(nóng)村地區(qū)依然是“半熟人社會(huì)”[28]，這種非正式的約束性規(guī)范對(duì)個(gè)體的行為與認(rèn)知均有較強(qiáng)的約束力，由此會(huì)導(dǎo)致個(gè)體采用被動(dòng)適應(yīng)的方式去適應(yīng)社區(qū)群體的集體認(rèn)知或行為，比如社區(qū)群體存在“讀書無(wú)用論”這樣非正式規(guī)范就會(huì)使個(gè)體接受這樣的約束，進(jìn)而減少對(duì)下一代教育的支出，由此形成貧困的代際傳遞；最后，社會(huì)群體貧困狀態(tài)與個(gè)體貧困狀態(tài)之間產(chǎn)生雙向互動(dòng)關(guān)系，即鄰里效應(yīng)的影響。個(gè)體貧困狀態(tài)與社區(qū)群體貧困狀態(tài)之間是一個(gè)內(nèi)生互動(dòng)關(guān)系，具有雙向互動(dòng)的關(guān)系。一方面，個(gè)體貧困狀態(tài)對(duì)社區(qū)群體貧困狀態(tài)的認(rèn)知對(duì)個(gè)體貧困存在顯著影響，如社區(qū)形成一種“貧困文化”，則滋生了“等、靠、要”的不良風(fēng)氣，加劇了個(gè)體的貧困；另一方面，群體對(duì)個(gè)體的期望對(duì)個(gè)體也具有作用，群體期望個(gè)體的行為和認(rèn)知與集體保持一致，如“貧困文化”、不外出務(wù)工等社區(qū)文化等都會(huì)對(duì)個(gè)體的行為發(fā)揮作用，從而對(duì)個(gè)體貧困狀態(tài)的改善產(chǎn)生不利影響。

圖1 Manski社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)識(shí)別策略的社區(qū)鄰里效應(yīng)機(jī)理圖

(二)鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)的影響

可持續(xù)生計(jì)框架最先由英國(guó)國(guó)際發(fā)展署(DFID)提出[29-30]，該框架強(qiáng)調(diào)了在面對(duì)脆弱性語(yǔ)境下人們采用不同生計(jì)策略對(duì)生計(jì)資本(人力資本、自然資本、社會(huì)資本、物質(zhì)資本、金融資本)的獲取程度及最終生計(jì)結(jié)果。參照可持續(xù)生計(jì)框架，本文重點(diǎn)關(guān)注到脆弱性語(yǔ)境中的趨向，并由此構(gòu)建了鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響的分析框架(如圖2所示)。DFID將脆弱性語(yǔ)境分為沖擊、趨向和季節(jié)性，而引發(fā)農(nóng)村居民貧困脆弱性改變的主要就是外部因素的沖擊，比如自然災(zāi)害、市場(chǎng)變化、健康惡化等都會(huì)對(duì)家庭原有的生計(jì)資本配置產(chǎn)生不利影響，由此會(huì)引發(fā)家庭生計(jì)策略的變化，最終對(duì)家庭收入、可支配資源等方面產(chǎn)生不利影響，進(jìn)而影響到貧困脆弱性狀態(tài)，再而對(duì)現(xiàn)有的生計(jì)資本要重新配置，形成一個(gè)“惡性循環(huán)”。而鄰里效應(yīng)，即貧困集聚效應(yīng)，對(duì)社區(qū)成員個(gè)體貧困有重要影響。社區(qū)貧困積聚的趨向會(huì)對(duì)社區(qū)成員提升生計(jì)資本存量產(chǎn)生阻礙，比如社區(qū)貧困會(huì)阻礙社區(qū)個(gè)體社會(huì)資本存量的提高，銀行等信貸機(jī)構(gòu)會(huì)對(duì)該貧困積聚地區(qū)降低授信額度等，由此使處于貧困狀態(tài)的農(nóng)村居民獲取資源能力降低，或?qū)е路秦毨顟B(tài)的居民未來(lái)陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)大幅度提升，從而使得生計(jì)資本不斷惡化，進(jìn)一步加劇了社區(qū)的貧困狀態(tài)。低生計(jì)資本存量的群體在面對(duì)不同脆弱性語(yǔ)境的沖擊，在生計(jì)資本的不斷循環(huán)過(guò)程中，較生計(jì)資本存量較高的群體而言會(huì)快速提高其貧困脆弱性，最終陷入貧困。所以，在面對(duì)脆弱性語(yǔ)境的風(fēng)險(xiǎn)下，政府從政治、經(jīng)濟(jì)、文化等多個(gè)方面進(jìn)行干預(yù)，改善農(nóng)村居民面臨的脆弱性環(huán)境，如政府可以通過(guò)改善農(nóng)村教育水平，提高農(nóng)村居民人力資本存量，有效隔斷貧困的代際傳遞[31]；通過(guò)產(chǎn)業(yè)扶貧的方式拓寬農(nóng)村居民獲得物質(zhì)資本的能力，改善農(nóng)村居民的貧困狀態(tài)[32]；通過(guò)推進(jìn)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善農(nóng)村面對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施落后帶來(lái)個(gè)體發(fā)展受到資源稟賦約束的限制[33]。由此，鄰里效應(yīng)帶來(lái)的貧困積聚形成脆弱性語(yǔ)境，對(duì)農(nóng)村居民生計(jì)資本存量產(chǎn)生不利影響，最終提高農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)，即貧困脆弱性的惡化。

圖2 鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響的分析框架

(三)鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)民貧困脆弱性影響的研究假設(shè)

通過(guò)理論分析，可以認(rèn)為鄰里效應(yīng)對(duì)個(gè)體貧困狀態(tài)具有不利影響，同時(shí)提高了農(nóng)村居民個(gè)體未來(lái)陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)，即提高了農(nóng)民的貧困脆弱性。基于此，全文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)H1：貧困具有鄰里效應(yīng)，鄰里效應(yīng)對(duì)個(gè)體貧困狀態(tài)產(chǎn)生不利影響；

假設(shè)H2：鄰里效應(yīng)加劇了農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)，提高了農(nóng)民貧困脆弱性；

假設(shè)H3：鄰里效應(yīng)對(duì)低收入群體家庭人均純收入產(chǎn)生的影響高于高收入群體；

假設(shè)H4：鄰里效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)農(nóng)民貧困脆弱性加劇作用要高于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)。

三、貧困脆弱性測(cè)量與鄰里效應(yīng)識(shí)別

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選用數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)庫(kù)，CFPS由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)實(shí)施。CFPS重點(diǎn)關(guān)注中國(guó)居民的經(jīng)濟(jì)與非經(jīng)濟(jì)福利，以及包括經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、教育成果、家庭關(guān)系與家庭動(dòng)態(tài)、人口遷移、健康等在內(nèi)的諸多研究主題。目前，CFPS已經(jīng)完成2010年、2012年、2014年、2016年和2018年的數(shù)據(jù)收集，本文選用2016 年和2018年CFPS兩期數(shù)據(jù)，根據(jù)研究需要，本文對(duì)變量進(jìn)行篩選、異常值處理后，最終形成覆蓋全國(guó)25個(gè)省(市、區(qū))、包含8186個(gè)農(nóng)村居民樣本的新的數(shù)據(jù)集。

(二)變量設(shè)置

表1報(bào)告了本文研究所需的變量設(shè)置、釋義及基本描述統(tǒng)計(jì)情況。

被解釋變量。家庭人均純收入一方面作為衡量農(nóng)村居民是否貧困的依據(jù)；另一方面作為貧困脆弱性測(cè)量的被解釋變量，從描述統(tǒng)計(jì)來(lái)看，農(nóng)村居民家庭人均純收入均值從2015年的13304.320元上升到2017年15984.550元，并且收入差距有所擴(kuò)大。

控制變量。本文選取控制變量一方面是貧困脆弱性測(cè)量模型中的特征變量，另一方面是Manski社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)模型中關(guān)聯(lián)效應(yīng)變量?？刂谱兞糠謩e從個(gè)體特征和家庭特征兩個(gè)維度選取了10個(gè)特征變量，具體變量、釋義與描述統(tǒng)計(jì)如表1所示。

區(qū)域控制變量。為了進(jìn)一步控制區(qū)域差異對(duì)模型估計(jì)帶來(lái)的偏差，本文在所有模型中均以東北地區(qū)為參照地區(qū)，設(shè)置了東部地區(qū)、西部地區(qū)和中部地區(qū)等3個(gè)區(qū)域控制變量，固定區(qū)域差異帶來(lái)的影響。

表1 變量、釋義與描述統(tǒng)計(jì)

(三)計(jì)量策略

1.可行最小二乘法(FGLS)

本文選用VEP作為貧困脆弱性的測(cè)量方法。VEP是采用消費(fèi)或收入，基于FGLS測(cè)量個(gè)體未來(lái)陷入貧困的可能性，公式(1)展示了VEP測(cè)量的示意方程。其中，VEPit表示第i個(gè)樣本個(gè)體在t時(shí)期的未來(lái)陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)，即貧困脆弱性。Z為確定性等價(jià)指標(biāo)，本文選用中國(guó)現(xiàn)行貧困標(biāo)準(zhǔn)2300元/年(2010年不變價(jià))作為標(biāo)準(zhǔn)，Yi,t+1表示第t+1年的家庭人均純收入；Pr表示陷入貧困的概率。

VEPit=Pr(Yi,t+1≤Ζ)

(1)

根據(jù)貧困脆弱性測(cè)量步驟，進(jìn)一步計(jì)算：

第一步，基于FGLS構(gòu)建回歸方程，獲取擬合值、殘差平方。公式(2)展示了回歸方程的形式。其中，lnYi表示樣本個(gè)體家庭人均純收入的對(duì)數(shù)值；Xri表示包括個(gè)體、家庭特征在內(nèi)的控制變量；β0表示常數(shù)項(xiàng)，βr表示不同特征變量的待估計(jì)參數(shù)，ε表示誤差項(xiàng)。

lnYi=β0+βrXri+ε

(2)

第二步，計(jì)算農(nóng)村居民未來(lái)家庭人均純收入水平及方差，公式(3)和公式(4)分別展示了樣本個(gè)體家庭人均純收入的期望值和方差的計(jì)算方程。其中，E(lnYi|Xri)表示樣本個(gè)體家庭人均純收入對(duì)數(shù)值的期望值；D(lnYi|Xri)表示樣本個(gè)體家庭人均純收入對(duì)數(shù)值的方差；βFGLS和ρFGLS分別表示通過(guò)第一步獲取的擬合值。

E(lnYi|Xri)=βFGLSXri

(3)

D(lnYi|Xri)=ρFGLSXri

(4)

第三步，將第一步和第二步計(jì)算結(jié)果帶入公式(1)中，計(jì)算結(jié)果如公式(5)所示。其中，lnZ表示貧困標(biāo)準(zhǔn)的對(duì)數(shù)值；Φ(.)表示將結(jié)果正態(tài)化。

(5)

2.Manski社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)模型

(6)

四、鄰里效應(yīng)對(duì)貧困脆弱性影響的結(jié)果分析

(一)基于FGLS的貧困期望的脆弱性模型檢驗(yàn)結(jié)果

表2報(bào)告了基于FGLS建立貧困脆弱性測(cè)量模型檢驗(yàn)結(jié)果。模型從農(nóng)村居民個(gè)體特征和家庭特征兩個(gè)方面作為預(yù)測(cè)農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)的特征變量，并通過(guò)家庭人均純收入及其波動(dòng)衡量特征變量對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響。具體而言，農(nóng)民年齡對(duì)其家庭人均純收入的影響呈現(xiàn)“U型”影響，即隨著年齡增長(zhǎng)，收入呈現(xiàn)“先增長(zhǎng)后下降”的趨勢(shì)，對(duì)收入波動(dòng)呈現(xiàn)“倒U型”影響，農(nóng)村居民在青年時(shí)期收入較穩(wěn)定，對(duì)收入波動(dòng)影響較小，而隨著年齡增長(zhǎng)收入來(lái)源不穩(wěn)定對(duì)收入波動(dòng)產(chǎn)生不利影響，加劇了農(nóng)村居民陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)。性別方面，女性在提高家庭人均純收入較男性而言要更有優(yōu)勢(shì)，這主要源于農(nóng)村女性居民對(duì)家庭的日常支出都精打細(xì)算，節(jié)約意識(shí)一般要高于男性；教育方面，農(nóng)村居民受教育程度越高越能夠提高家庭人均純收入，并有利于收入的穩(wěn)定；生活滿意度方面，生活滿意度會(huì)提高農(nóng)村居民的內(nèi)生動(dòng)力，會(huì)顯著改善其收入水平；健康狀況方面，農(nóng)村居民健康狀況的不斷惡化會(huì)降低其收入水平，農(nóng)村居民多數(shù)從事勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的工作，健康水平的惡化會(huì)阻礙其從事非農(nóng)體力勞動(dòng)或農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，從而喪失收入來(lái)源；非農(nóng)就業(yè)，農(nóng)戶從事非農(nóng)就業(yè)會(huì)顯著提高其收入水平，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于農(nóng)民工的需求不斷上升，相對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受到自然、市場(chǎng)等諸多因素的制約，現(xiàn)階段非農(nóng)就業(yè)會(huì)顯著提高農(nóng)村居民收入的穩(wěn)定性，這與諸多研究顯示非農(nóng)就業(yè)具有顯著減貧效應(yīng)相一致[34]。作為社會(huì)資本的重要代理變量，家庭的禮金支出可以表明農(nóng)村居民具有的社會(huì)資本存量，檢驗(yàn)結(jié)果顯示禮金支出對(duì)農(nóng)村居民收入提高具有顯著正向作用，同時(shí)能顯著抑制收入波動(dòng)，這主要緣于在中國(guó)語(yǔ)境下，社會(huì)資本具有“變現(xiàn)”功能[35]。婚姻狀態(tài)在2015年和2017年對(duì)農(nóng)村居民的收入和收入波動(dòng)影響具有差異，檢驗(yàn)結(jié)果顯示2015年農(nóng)村居民處于“在婚”狀態(tài)不利于收入的提高，2017年農(nóng)村居民處于“在婚”狀態(tài)有利于提高收入穩(wěn)定性，反映了隨著經(jīng)濟(jì)與社會(huì)的發(fā)展，人們對(duì)于婚姻態(tài)度的變化以及婚姻對(duì)于家庭意義的轉(zhuǎn)變。家庭規(guī)模對(duì)家庭人均純收入及其波動(dòng)的影響存在分異，一方面家庭規(guī)模越大對(duì)家庭人均純收入的提高產(chǎn)生不利影響，主要緣于現(xiàn)階段農(nóng)村主要?jiǎng)趧?dòng)力家庭需要有老人和孩子需要贍養(yǎng)和撫養(yǎng)，導(dǎo)致家庭經(jīng)濟(jì)壓力較大，另一方面，較大的家庭規(guī)模能夠應(yīng)對(duì)個(gè)別家庭成員收入的波動(dòng)，如突然失業(yè)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的自然風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而提高農(nóng)村居民收入的穩(wěn)定性。

根據(jù)上述模型測(cè)算獲取到相關(guān)數(shù)值，計(jì)算農(nóng)村居民的貧困脆弱性。表3報(bào)告了貧困脆弱性在不同區(qū)域、不同性別和不同學(xué)歷群體中的分布情況。整體上，基于全國(guó)樣本測(cè)算出2015年和2017年的貧困脆弱性均值分別為0.103和0.119，2017年較2015年略有提高，但是貧困脆弱性均處于較低水平，同時(shí)，農(nóng)村貧困發(fā)生率2017年較2015年而言小幅上漲。不同區(qū)域方面，2015年貧困發(fā)生率與貧困脆弱性均同步呈現(xiàn)東部、東北、中部、西部地區(qū)依次升高的趨勢(shì)；2017年則呈現(xiàn)中部、東部、東北、西部地區(qū)依次升高的趨勢(shì)，東部地區(qū)和中部地區(qū)的位次較2015年發(fā)生變化，這與不同地區(qū)扶貧工作的推進(jìn)速度有一定關(guān)聯(lián)，但是無(wú)論位次發(fā)生如何變化，西部地區(qū)依然是貧困發(fā)生率較高、貧困脆弱性較高的地區(qū)。性別方面，女性群體的貧困發(fā)生率和貧困脆弱性均明顯小于男性群體，這與上文貧困脆弱性模型中性別的檢驗(yàn)結(jié)果一致。受教育程度方面，隨著農(nóng)村居民受教育程度的提高貧困發(fā)生率不斷下降，貧困脆弱性也呈現(xiàn)同步變化，樣本中具有大學(xué)及以上學(xué)歷的農(nóng)村居民貧困發(fā)生率已經(jīng)降低至0，這與上文模型中受教育年限檢驗(yàn)結(jié)果一致。

表2 貧困脆弱性測(cè)量模型檢驗(yàn)結(jié)果

注：***，**，*分別表示在1%，5%，10%統(tǒng)計(jì)水平下顯著；括號(hào)內(nèi)報(bào)告的為標(biāo)準(zhǔn)誤。

通過(guò)對(duì)具有不同學(xué)歷的農(nóng)村居民貧困發(fā)生率和貧困脆弱性的統(tǒng)計(jì)，可以發(fā)現(xiàn)，雖然貧困發(fā)生率為0，但是仍然有在未來(lái)陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)。為此，進(jìn)一步觀察貧困發(fā)生率與貧困脆弱性分布情況。根據(jù)2300元/年(2010年不變價(jià))標(biāo)準(zhǔn)作為衡量是否貧困，在貧困脆弱性方面采用0.3作為臨界值衡量農(nóng)村居民是否脆弱進(jìn)行交叉檢驗(yàn)，表4報(bào)告了這一統(tǒng)計(jì)結(jié)果。一方面，不脆弱的農(nóng)村居民中貧困發(fā)生率明顯下降，從2015年的84.79%下降到2017年的80.92%，脆弱的農(nóng)村居民中貧困發(fā)生率則明顯提高，從2015年的15.21%上升到2017年的19.08%，說(shuō)明脆弱性較高的農(nóng)村居民陷入貧困的概率越高；另一方面，在不貧困的農(nóng)村居民群體中仍然有部分居民較脆弱，2017年為5.52%較2015年的3.68%有所上漲。單獨(dú)在貧困脆弱性視角下，處于脆弱范疇的農(nóng)村居民在2015年和2017年分別占總樣本數(shù)的4.83%和6.91%。由此，采用貧困脆弱性去衡量農(nóng)村居民的貧困情況，包含了居民未來(lái)陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)測(cè)，對(duì)扶貧工作的開(kāi)展具有一定的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

表3 貧困脆弱性分布：區(qū)域、性別與學(xué)歷(2) 本文所涉及的貧困發(fā)生率，均指以農(nóng)村樣本總數(shù)為基數(shù)計(jì)算的農(nóng)村貧困發(fā)生率，不包含城鎮(zhèn)人口。

表4 貧困與貧困脆弱性分布情況

(二)鄰里效應(yīng)檢驗(yàn)及對(duì)貧困脆弱性的影響

本文通過(guò)構(gòu)建Manski社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)模型，采用社區(qū)貧困狀態(tài)均值作為鄰里效應(yīng)的代理變量，并同時(shí)控制了關(guān)聯(lián)效應(yīng)變量、情景互動(dòng)效應(yīng)變量。首先，對(duì)農(nóng)村居民貧困是否具有鄰里效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，進(jìn)一步在Manski模型基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響。表5報(bào)告了鄰里效應(yīng)及對(duì)貧困脆弱性影響的檢驗(yàn)結(jié)果。首先，模型2和模型4分別采用Probit模型就2015年和2017年貧困是否具有鄰里效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示鄰里效應(yīng)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平下對(duì)農(nóng)村居民當(dāng)期貧困狀態(tài)發(fā)揮正向影響，說(shuō)明社區(qū)群體貧困狀況使個(gè)體的貧困狀態(tài)惡化，不利于農(nóng)村居民減貧、防貧，即貧困具有顯著的鄰里效應(yīng)。進(jìn)一步，模型1和模型3分別采用Tobit模型就2015年和2017年鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響進(jìn)行檢驗(yàn)，社區(qū)貧困狀態(tài)均值均在1%的顯著性水平下對(duì)農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)發(fā)揮正向影響，社區(qū)群體貧困發(fā)生率越高，帶來(lái)的“貧困環(huán)境”會(huì)加劇農(nóng)村居民的脆弱性，不利于鞏固現(xiàn)有的脫貧成果。由此，假設(shè)H1得以驗(yàn)證。

表5同時(shí)還報(bào)告了農(nóng)村居民自身帶來(lái)的關(guān)聯(lián)效應(yīng)和社區(qū)的情景互動(dòng)效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民貧困及未來(lái)陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)影響的檢驗(yàn)結(jié)果。具體而言，關(guān)聯(lián)效應(yīng)中個(gè)體特征與家庭特征對(duì)農(nóng)村居民當(dāng)期貧困狀態(tài)和貧困脆弱性具有顯著影響，檢驗(yàn)結(jié)果與貧困脆弱性模型結(jié)果相近；情境互動(dòng)效應(yīng)中，模型1和模型3檢驗(yàn)結(jié)果顯示社區(qū)受教育年限均值可以顯著降低農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)，均在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明目前中國(guó)采取的教育扶貧方式具有顯著作用，教育扶貧是隔斷貧困代際傳遞的重要途徑[36]，整體提高農(nóng)村基礎(chǔ)教育水平對(duì)于實(shí)現(xiàn)農(nóng)村可持續(xù)減貧有重要意義；2015年與2017年社區(qū)非農(nóng)就業(yè)均值均在1%的顯著性水平下顯著緩解農(nóng)村居民的貧困脆弱性，這印證了中國(guó)目前推進(jìn)以產(chǎn)業(yè)扶貧為核心的多種扶貧方式并行的扶貧體系，推動(dòng)貧困群體從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，或采用非農(nóng)兼業(yè)的方式提高收入水平，進(jìn)而發(fā)揮減貧、防貧的作用。

表5 鄰里效應(yīng)及對(duì)貧困脆弱性影響檢驗(yàn)結(jié)果

注：***，**，*分別表示在1%，5%，10%統(tǒng)計(jì)水平下顯著；括號(hào)內(nèi)報(bào)告的為標(biāo)準(zhǔn)誤。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)：鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民未來(lái)貧困狀態(tài)的影響

通過(guò)鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響的檢驗(yàn)結(jié)果，可以認(rèn)為鄰里效應(yīng)會(huì)提高農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)這一結(jié)論的穩(wěn)健性，本文在Manski社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)CFPS2016數(shù)據(jù)中社區(qū)貧困均值對(duì)CFPS2018數(shù)據(jù)中農(nóng)村居民貧困狀態(tài)的影響。表6報(bào)告了鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民未來(lái)貧困狀態(tài)影響及邊際效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果顯示2015年社區(qū)貧困均值在1%的顯著性水平下對(duì)農(nóng)村居民2017年的貧困狀態(tài)具有顯著正向影響，邊際效應(yīng)模型檢驗(yàn)結(jié)果顯示在1%的顯著性水平下，社區(qū)貧困均值每提高1單位，就會(huì)提高農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困的概率11.4%。進(jìn)而，檢驗(yàn)了鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)具有正向加劇作用的結(jié)論。由此，假設(shè)H2得以驗(yàn)證。

表6 鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民未來(lái)貧困狀態(tài)影響及邊際效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

注：***，**，*分別表示在1%，5%，10%統(tǒng)計(jì)水平下顯著。

五、鄰里效應(yīng)對(duì)不同收入與不同區(qū)域農(nóng)民群體的影響

基于上文實(shí)證結(jié)果，鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)有正向的加劇效應(yīng)，考慮到農(nóng)村居民收入異質(zhì)性和所在區(qū)域異質(zhì)性對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果帶來(lái)的差異，進(jìn)一步通過(guò)構(gòu)建計(jì)量模型，討論收入異質(zhì)性和區(qū)域異質(zhì)性視角下鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)的影響。

(一)分位數(shù)回歸模型：鄰里效應(yīng)對(duì)不同收入群體的影響

農(nóng)村居民的收入水平是衡量是否貧困的重要指標(biāo)，也是目前中國(guó)在扶貧實(shí)踐中采用的指標(biāo)。由此，采用農(nóng)村居民收入水平來(lái)衡量農(nóng)村居民貧困狀態(tài)，研究鄰里效應(yīng)對(duì)收入的水平影響具有合理性。為了盡可能不損失數(shù)據(jù)的效率，基于2016年和2018年CFPS兩期數(shù)據(jù)形成混合截面數(shù)據(jù)集，并固定時(shí)間效應(yīng)，構(gòu)建分位數(shù)回歸模型檢驗(yàn)鄰里效應(yīng)對(duì)不同收入群體的影響，表7報(bào)告了這一檢驗(yàn)結(jié)果。整體來(lái)看，鄰里效應(yīng)無(wú)論在任何分位點(diǎn)，還是整體上樣本來(lái)看，均在1%的統(tǒng)計(jì)水平下對(duì)農(nóng)村居民收入水平發(fā)揮顯著負(fù)向影響，即社區(qū)貧困狀態(tài)越嚴(yán)重，農(nóng)村居民提高收入的阻礙越大，這一結(jié)果也進(jìn)一步驗(yàn)證了上文鄰里效應(yīng)加劇農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。具體到不同分位點(diǎn)，鄰里效應(yīng)對(duì)低收入群體的產(chǎn)生的阻礙效應(yīng)較高收入群體而言程度更深，在10%、50%和90%分位點(diǎn)，阻礙效應(yīng)分別為2.449、1.455、0.981，倍差達(dá)2.496。由此，社區(qū)貧困均值越高，本社區(qū)的農(nóng)村居民獲得提高收入的機(jī)會(huì)就越少，脫貧阻礙就越強(qiáng)，并且低收入群體受到不利影響的程度明顯高于高收入群體。由此，假設(shè)H3得以驗(yàn)證。

表7 分位數(shù)回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果：鄰里效應(yīng)對(duì)不同收入群體收入的影響

注：***，**，*分別表示在1%，5%，10%統(tǒng)計(jì)水平下顯著；模型1-模型3分位數(shù)回歸模型進(jìn)行反復(fù)抽樣200次處理；模型4報(bào)告的為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

(二)區(qū)域異質(zhì)性：鄰里效應(yīng)對(duì)不同區(qū)域群體的影響

不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)文化均具有較大差異，區(qū)域異質(zhì)性帶來(lái)的差異可能對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果產(chǎn)生作用。由此，表8報(bào)告了社區(qū)的鄰里效應(yīng)在不同區(qū)域?qū)r(nóng)村居民貧困脆弱性影響及邊際效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。整體上，采用混合截面數(shù)據(jù)，并固定時(shí)間效應(yīng)對(duì)鄰里效應(yīng)與貧困脆弱性的關(guān)系再次檢驗(yàn)，以補(bǔ)充上文分析分別采用不同年份數(shù)據(jù)單獨(dú)估計(jì)的缺陷，模型5估計(jì)結(jié)果顯示社區(qū)貧困均值對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性發(fā)揮顯著加劇效應(yīng)，邊際效應(yīng)結(jié)果顯示社區(qū)貧困均值每提高1單位，農(nóng)村居民貧困脆弱性上升0.028，表示農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)將上漲2.8%。具體到不同區(qū)域的檢驗(yàn)結(jié)果，模型1-模型4分別報(bào)告了東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)社區(qū)貧困均值對(duì)貧困脆弱性的影響及其邊際效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，從影響顯著性來(lái)看，除東北地區(qū)鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性沒(méi)有發(fā)揮顯著影響外，東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)貧困的社區(qū)與鄰里效應(yīng)均對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性發(fā)揮顯著正向加劇效應(yīng)；從影響程度來(lái)看，西部地區(qū)社區(qū)貧困均值對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響程度最高，邊際效應(yīng)高出東部地區(qū)和中部地區(qū)1倍。區(qū)域異質(zhì)性視角下，鄰里效應(yīng)對(duì)貧困脆弱性發(fā)揮不同程度的影響，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)發(fā)展相對(duì)滯后，由此帶來(lái)的減貧阻礙較全國(guó)其他地區(qū)相對(duì)較高，進(jìn)一步關(guān)注到深度貧困地區(qū)，推進(jìn)社區(qū)整體脫貧，改善經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境，對(duì)拓寬農(nóng)村居民個(gè)體獲取收入渠道，提高抵御貧困的能力具有積極意義。由此，假設(shè)H4得以驗(yàn)證。

表8 區(qū)域異質(zhì)性：鄰里效應(yīng)對(duì)貧困脆弱性影響及邊際效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

注：***，**，*分別表示在1%，5%，10%統(tǒng)計(jì)水平下顯著；括號(hào)內(nèi)報(bào)告為標(biāo)準(zhǔn)誤。

六、結(jié)論與討論

基于2016年和2018年CFPS數(shù)據(jù)，本文在Manski社會(huì)互動(dòng)識(shí)別和可持續(xù)生計(jì)框架的基礎(chǔ)上通過(guò)構(gòu)建貧困脆弱性測(cè)量模型和社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)模型，一方面分析在貧困脆弱性視角下中國(guó)的貧困情況；另一方面討論了鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民未來(lái)陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)的影響，并拓展分析這一結(jié)果在不同收入群體和不同區(qū)域群體中的差異。通過(guò)全文分析，可以得出以下結(jié)論：

第一，整體上我國(guó)農(nóng)村地區(qū)貧困脆弱性處于較低水平，2017年農(nóng)村居民貧困脆弱性較2015年有所提高，同時(shí)呈現(xiàn)不同區(qū)域和個(gè)體具有顯著差異、非貧困群體存在高脆弱農(nóng)村居民的特征?；贔GLS構(gòu)建貧困脆弱性測(cè)量模型測(cè)量結(jié)果，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)貧困脆弱性呈現(xiàn)區(qū)域、學(xué)歷和性別差異性。以0.3作為貧困脆弱性臨界值，2017年我國(guó)農(nóng)村地區(qū)僅有6.91%居民處于脆弱狀態(tài)，較2015年4.83%有所提高。并且非貧困群體中仍然有部分居民呈現(xiàn)高脆弱性的特征，并由2015年的3.68%上升到2017年的5.52%；

第二，貧困具有鄰里效應(yīng)，鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民當(dāng)期貧困狀態(tài)和未來(lái)貧困狀態(tài)均產(chǎn)生顯著不利影響，個(gè)體關(guān)聯(lián)效應(yīng)與社區(qū)情景互動(dòng)效應(yīng)對(duì)貧困與貧困脆弱性均發(fā)揮不同程度的影響?；贛anski社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)模型檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民當(dāng)期貧困和未來(lái)陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)均具有顯著不利影響，同時(shí)2015年鄰里效應(yīng)對(duì)2017年農(nóng)村居民貧困狀態(tài)影響的檢驗(yàn)結(jié)果也印證了這一結(jié)論的穩(wěn)健性。

第三，社區(qū)的鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民提高家庭人均純收入發(fā)揮顯著阻礙作用，對(duì)低收入群體發(fā)揮的阻礙邊際效應(yīng)顯著高于高收入群體?；诜治粩?shù)回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果，鄰里效應(yīng)對(duì)任何收入水平的農(nóng)村居民均發(fā)揮顯著不利影響，具體到10%、50%和90%分位點(diǎn)，收入阻礙效應(yīng)分別為2.449、1.455、0.981，均在1%的顯著性水平通過(guò)檢驗(yàn)，鄰里效應(yīng)對(duì)低收入群體收入發(fā)揮的阻礙效應(yīng)更加明顯。

第四，社區(qū)鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性影響存在明顯區(qū)域差異，東北地區(qū)社區(qū)鄰里效應(yīng)對(duì)貧困脆弱性不具有顯著影響，在西部地區(qū)社區(qū)鄰里效應(yīng)對(duì)貧困脆弱性加劇邊際效應(yīng)高于其他地區(qū)?；趨^(qū)域異質(zhì)性視角下，鄰里效應(yīng)對(duì)貧困脆弱性的影響及邊際效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，鄰里效應(yīng)對(duì)貧困脆弱性的影響在東部地區(qū)、中部地球和西部地區(qū)均發(fā)揮顯著正向影響，邊際效應(yīng)分別為0.010、0.010、0.020，而在東北地區(qū)鄰里效應(yīng)對(duì)貧困脆弱性的影響并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

本文基于CFPS數(shù)據(jù)構(gòu)建計(jì)量模型研究鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)民未來(lái)陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)的影響，在可持續(xù)生計(jì)分析框架的基礎(chǔ)上，通過(guò)貧困脆弱性測(cè)量模型與Manski社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)模型驗(yàn)證了鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民貧困脆弱性的不利影響，全文結(jié)論為貧困的積聚效應(yīng)對(duì)可持續(xù)減貧帶來(lái)的挑戰(zhàn)提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。但是本文仍然存在一定不足：一方面，用于測(cè)量貧困脆弱性的特征變量受限于樣本數(shù)據(jù)可得性，可能會(huì)存在遺漏變量產(chǎn)生內(nèi)生性的問(wèn)題；另一方面，采用了CFPS的兩期數(shù)據(jù)，構(gòu)建了混合截面數(shù)據(jù)，無(wú)法觀察到農(nóng)村居民的貧困狀態(tài)在時(shí)間序列上受到鄰里效應(yīng)的影響。但本文構(gòu)建的多個(gè)計(jì)量模型檢驗(yàn)結(jié)果相互驗(yàn)證，基本可以支持本文所得基本結(jié)論。

我國(guó)將于2020年在現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下實(shí)現(xiàn)全面脫貧，研究鄰里效應(yīng)給扶貧工作帶來(lái)的阻礙，對(duì)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)減貧有重要意義。為此，在“兩不愁，三保障”的基礎(chǔ)上，一方面要進(jìn)一步以“產(chǎn)業(yè)扶貧”為核心的多種扶貧方式推進(jìn)扶貧工作，加大深度貧困地區(qū)、連片貧困地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境，為貧困群體減貧、防貧提供外生動(dòng)力，進(jìn)而降低貧困的積聚效應(yīng)；另一方面，不斷推進(jìn)農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)教育事業(yè)和醫(yī)療保障建設(shè)，提高貧困地區(qū)教育與醫(yī)療的可及性，從而改善農(nóng)村地區(qū)人力資本存量較低的局面，提升貧困群體脫貧、防貧的內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力。