王 恒 朱玉春

(1.西安外國語大學(xué) 經(jīng)濟(jì)金融學(xué)院，西安 710128;2.西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊凌 712100)

消除貧困，改善民生，實(shí)現(xiàn)共同富裕，是中國社會(huì)主義制度的本質(zhì)要求和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要目標(biāo)，也是實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和全面建成小康社會(huì)的前提條件[1]。改革開放以來，中國農(nóng)村居民收入水平持續(xù)提高，貧困人口累計(jì)減少7.65億[2]，特別是黨的十八大以來，黨中央把精準(zhǔn)扶貧作為治國理政的基本方略，2012—2019年，農(nóng)村貧困人口從9 899萬減少到551萬，貧困發(fā)生率由10.2%降到0.6%[2]，脫貧攻堅(jiān)工作取得了歷史性成就。秦巴山區(qū)是集革命老區(qū)、大型水庫庫區(qū)和自然災(zāi)害易發(fā)多發(fā)區(qū)等為一體的連片特困地區(qū)之一[3]，因病、因?qū)W、因殘等致貧返貧問題突出，新時(shí)期貧困特點(diǎn)更加復(fù)雜多樣，教育、健康和生活條件等福利的被剝奪已經(jīng)成為農(nóng)戶貧困的主要表現(xiàn)形式[3]，從多維福利視角更能精確地反映農(nóng)村的真實(shí)貧困狀態(tài)。

農(nóng)村剩余勞動(dòng)力外出務(wù)工是中國的普遍現(xiàn)象，非農(nóng)就業(yè)逐漸成為貧困人口擺脫貧困的重要手段[4]。勞動(dòng)力流動(dòng)促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和資源的優(yōu)化配置，使農(nóng)民工獲取較高收入，提升家庭生活福利，有助于降低貧困發(fā)生率。由各種社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)構(gòu)成的社會(huì)資本是維持農(nóng)村社會(huì)運(yùn)轉(zhuǎn)和利益協(xié)調(diào)的一種非正式制度，也是信息分享和資源配置的一種重要的替代機(jī)制，對(duì)農(nóng)村社會(huì)發(fā)展和緩減貧困具有重要作用[5]，一方面農(nóng)戶通過與外界的溝通與交流，促進(jìn)信息和資源共享，獲取更多就業(yè)信息和機(jī)會(huì)，提高收入水平，增強(qiáng)家庭應(yīng)對(duì)各種風(fēng)險(xiǎn)沖擊的能力；另一方面能夠?qū)r(nóng)戶健康、教育和生活條件等多維福利產(chǎn)生積極作用，減緩農(nóng)戶貧困發(fā)生[6]。因此，積極發(fā)揮社會(huì)資本的非正式作用，有效促進(jìn)勞動(dòng)力流動(dòng)，可以提高農(nóng)戶收入水平，改善家庭福利狀況，使其避免陷入貧困陷阱。

基于以上分析，本研究構(gòu)建了“社會(huì)資本—?jiǎng)趧?dòng)力流動(dòng)—農(nóng)戶多維貧困”的中介效應(yīng)模型，基于秦巴山區(qū)農(nóng)戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證分析社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶多維貧困的影響以及在勞動(dòng)力流動(dòng)中介作用下社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶多維貧困的影響機(jī)理，據(jù)此提出具有針對(duì)性的政策建議，旨在為制定新時(shí)期精準(zhǔn)扶貧政策和實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提供現(xiàn)實(shí)參考與決策依據(jù)。

1 研究假設(shè)與理論框架

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)村地區(qū)一種不可或缺的非正式制度，是基于親緣、血緣和地緣的人情關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，當(dāng)農(nóng)戶遇到風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)，能夠提供非正式保障作用[7]，使其擺脫風(fēng)險(xiǎn)沖擊。農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模越大，參與公共活動(dòng)的頻率越高，農(nóng)戶家庭福利就越高，陷入貧困的概率就會(huì)越低[8]，史恒通等[9]研究也表明社會(huì)資本可以有效減緩農(nóng)戶多維貧困的發(fā)生?；谝陨涎芯?，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：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響；

H1b：社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響；

H1c：社會(huì)聲望對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響；

H1 d：社會(huì)參與對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響。

1.2 社會(huì)資本對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)的影響

社會(huì)資本在不健全的勞動(dòng)力市場(chǎng)機(jī)制下發(fā)揮了重要作用，對(duì)農(nóng)戶外出務(wù)工決策產(chǎn)生影響[10]。社會(huì)資本存量豐富的農(nóng)戶與外界交往和互動(dòng)的頻率越高，獲取就業(yè)信息和搜尋工作的成本更低，進(jìn)而降低信息不對(duì)稱[11]，有利于提升農(nóng)戶就業(yè)機(jī)會(huì)和概率[7]，提高家庭收入，縮小收入差距，使部分農(nóng)戶遷移去城鎮(zhèn)，改善家庭生活[12]。研究表明，社會(huì)資本是農(nóng)村社區(qū)成員之間溝通的橋梁與紐帶，使外出勞動(dòng)者建立信任、互惠和互助的人際網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，在傳遞勞動(dòng)力市場(chǎng)信息方面起重要作用[13]，有助于非農(nóng)就業(yè)和勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。由此，提出以下假設(shè)：

H2：社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶勞動(dòng)力流動(dòng)有正向影響；

H2a：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶勞動(dòng)力流動(dòng)有正向影響；

H2b：社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶勞動(dòng)力流動(dòng)有正向影響；

H2c：社會(huì)聲望對(duì)農(nóng)戶勞動(dòng)力流動(dòng)有正向影響；

H2d：社會(huì)參與對(duì)農(nóng)戶勞動(dòng)力流動(dòng)有正向影響。

1.3 勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)戶多維貧困的影響

國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于勞動(dòng)力流動(dòng)與貧困的研究較為豐富，發(fā)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)會(huì)降低農(nóng)戶家庭未來貧困發(fā)生的可能性[14]，有助于降低農(nóng)業(yè)損失風(fēng)險(xiǎn)而帶來的貧困脆弱性。農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)可以提高農(nóng)戶家庭收入和消費(fèi)水平，改善家庭福利狀況，降低貧困發(fā)生率[15]，緩解農(nóng)村相對(duì)貧困。研究表明，勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)于提升貧困家庭風(fēng)險(xiǎn)抵抗能力和改善家庭經(jīng)濟(jì)狀況具有積極作用。由此，提出以下假設(shè)：

H3：勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響。

1.4 勞動(dòng)力流動(dòng)在社會(huì)資本影響農(nóng)戶多維貧困中具有中介效應(yīng)

社會(huì)資本可以有效促進(jìn)農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)，增加居民收入與消費(fèi)水平，改善家庭福利，緩解農(nóng)戶貧困狀況[16]。車四方等[17]研究表明社會(huì)資本數(shù)量越多，質(zhì)量越高，農(nóng)民工越有可能獲取高工資，降低貧困發(fā)生率。社會(huì)資本促進(jìn)農(nóng)戶之間建立信任、互惠和共享信息，降低農(nóng)戶搜尋工作的成本和代價(jià)，有助于提升農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力外出務(wù)工的機(jī)會(huì)，提高農(nóng)戶家庭收入水平，進(jìn)而達(dá)到減緩農(nóng)戶多維貧困的目的。由此，提出以下假設(shè)：

H4：勞動(dòng)力流動(dòng)在社會(huì)資本影響農(nóng)戶多維貧困中具有中介效應(yīng)；

H4a：勞動(dòng)力流動(dòng)在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響農(nóng)戶多維貧困中具有中介效應(yīng)；

H4b：勞動(dòng)力流動(dòng)在社會(huì)信任影響農(nóng)戶多維貧困中具有中介效應(yīng)；

H4c：勞動(dòng)力流動(dòng)在社會(huì)聲望影響農(nóng)戶多維貧困中具有中介效應(yīng)；

H4 d：勞動(dòng)力流動(dòng)在社會(huì)參與影響農(nóng)戶多維貧困中具有中介效應(yīng)。

1.5 關(guān)系理論模型

構(gòu)建了“社會(huì)資本—?jiǎng)趧?dòng)力流動(dòng)—農(nóng)戶多維貧困”的中介效應(yīng)模型，如圖1所示。

圖1 理論模型Fig.1 Theoretical model

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來源于課題組2017年9～11月期間對(duì)秦巴山區(qū)陜西、甘肅和四川3省7縣的農(nóng)戶實(shí)地調(diào)查。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)查方式以一對(duì)一問卷調(diào)查方式為主，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 農(nóng)戶多維貧困測(cè)度

2.2.1多維貧困指標(biāo)體系構(gòu)建

多維貧困是指人們?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，即在受教育、營養(yǎng)、生活質(zhì)量、住房和醫(yī)療等福利的能力或機(jī)會(huì)被剝奪[18]。借鑒Alkire等[19]和聯(lián)合國開發(fā)計(jì)劃署(UNPD)[20]的多維貧困指數(shù)分析框架，結(jié)合數(shù)據(jù)可獲取性，選取收入、教育、健康和生活水平4個(gè)維度的10個(gè)指標(biāo)對(duì)農(nóng)戶多維貧困進(jìn)行綜合測(cè)度。借鑒王恒等[3]相關(guān)研究，選取常用的等權(quán)重方法，即4個(gè)維度權(quán)重均為1/4。具體如表1所示。

2.2.2測(cè)量方法

根據(jù)國際通行標(biāo)準(zhǔn)，若個(gè)體被剝奪指標(biāo)k≥3時(shí)，則該個(gè)體處于多維貧困狀態(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：

(2)

多維貧困指數(shù)MPI：

MPI=H×A

(3)

多維貧困指數(shù)貢獻(xiàn)率：

(4)

式中：q為處于多維貧困樣本數(shù)量；n為總樣本數(shù)，i表示農(nóng)戶家庭；Ci(k)為臨界值為k時(shí)，多維貧困人口被剝奪分值經(jīng)過加權(quán)的總數(shù)量。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)。wi表示指標(biāo)權(quán)重值，qi表示在多維貧困情況下i指標(biāo)的貧困發(fā)生率，C表示各指標(biāo)對(duì)多維貧困的貢獻(xiàn)率。

表1 多維貧困指標(biāo)及貧困界定標(biāo)準(zhǔn)Table 1 Multi-dimensional poverty indicators and poverty definition standards

2.2.3農(nóng)戶單維貧困測(cè)度

秦巴山區(qū)農(nóng)戶主要在廁所類型、做飯燃料、受教育年限和適齡兒童入學(xué)4個(gè)指標(biāo)的貧困發(fā)生率較高，分別為95.2%、89.9%、87.9%和74.4%(見表2)。

2.2.4農(nóng)戶多維貧困測(cè)度

隨著k值的增加，農(nóng)戶多維貧困發(fā)生率和多維貧困指數(shù)均逐漸下降，多維貧困強(qiáng)度指數(shù)逐漸增加。當(dāng)k=3時(shí)，農(nóng)戶家庭多維貧困發(fā)生率為93.0%，多維貧困現(xiàn)象嚴(yán)重(見表3)。

2.3 變量選取

1)因變量。因變量為農(nóng)戶多維貧困，以k=3為界定標(biāo)準(zhǔn)，若k≥3，賦值1；否則，賦值0。

2)自變量。核心自變量為社會(huì)資本，借鑒丁冬等[8]、史恒通等[9]相關(guān)學(xué)者研究，對(duì)社會(huì)資本變量進(jìn)行因子分析，通過主成分分析法提取出4個(gè)公因子，分別命名為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)聲望和社會(huì)參與維度，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為74.232%，通過各因子的方差貢獻(xiàn)率占累計(jì)方差貢獻(xiàn)率比重為各因子的分權(quán)重，計(jì)算農(nóng)戶社會(huì)資本總指標(biāo)數(shù)值。

3)中介變量。中介變量為勞動(dòng)力流動(dòng)，若農(nóng)戶家庭有勞動(dòng)力流動(dòng)現(xiàn)象，賦值1，否則，賦值0。

4)控制變量。考慮其他可能會(huì)對(duì)實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生影響的變量，控制了戶主特征、家庭層面和村莊層面變量。如表4所示。

2.4 信度和效度檢驗(yàn)

采用SPSS 20.0軟件對(duì)社會(huì)資本各變量做因子分析。信度分析結(jié)果顯示克朗巴哈系數(shù)(Cronbach’s α)為0.805，各啞變量因子載荷值均大于0.65，表明變量測(cè)度具有較好的信度。效度分析結(jié)果顯示KMO值為0.768，Bartlett球形檢驗(yàn)的近似卡方值為3 986.24(P=0.000)，說明選取指標(biāo)適合作因子分析，數(shù)據(jù)樣本具有良好的信度和效度。

2.5 模型構(gòu)建

研究參考劉紅云等[21]的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，建立Logistic回歸模型如下：

觀察圖2可知，優(yōu)化方案總定價(jià)沒有明顯增長(zhǎng)，保證了企業(yè)的長(zhǎng)久發(fā)展；優(yōu)化方案任務(wù)完成比例和定價(jià)效率有所提升；會(huì)員滿意度和可持續(xù)參與性有所提升，表示定價(jià)方案具有長(zhǎng)久發(fā)展的潛力。綜合上述分析，優(yōu)化任務(wù)定價(jià)方案實(shí)施效果優(yōu)于原方案。

表2 農(nóng)戶單維貧困發(fā)生率Table 2 Incidence of single-dimensional poverty among rural households

表3 農(nóng)戶多維貧困程度Table 3 Multi-dimensional poverty levels of rural households

Y′=i1+cX+e1

(5)

Y″=i2+c′X+bM+eY

(6)

M=i3+aX+eM

(7)

(8)

(9)

式中：X為社會(huì)資本；Y′為農(nóng)戶多維貧困；Y″為加入勞動(dòng)力流動(dòng)后的農(nóng)戶多維貧困；M為勞動(dòng)力流動(dòng)；c為X對(duì)Y′的直接影響；e1為殘差項(xiàng)；a為X對(duì)M的影響；b為M對(duì)Y″的影響；c′為加入中介變量M后X對(duì)Y″的影響；eM和eY分別為M變量和Y″變量的殘差。

借鑒Mackinnon等[22]相關(guān)研究，中介效應(yīng)公式如下：

bstd=b·SD(M)/SD(Y″)

(10)

cstd=c·SD(X)/SD(Y′)

(11)

c′std=c′·SD(X)/SD(Y″)

(12)

表4 主要解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)Table 4 Descriptive statistics of the main explanatory variables

式中：bstd、cstd、c′std分別表示由以Logit為單位的系數(shù)轉(zhuǎn)換而來的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)。利用樣本農(nóng)戶的原始數(shù)據(jù)計(jì)算得出SD(M)和SD(X)，公式如下：

(13)

(14)

式中：π2/3為標(biāo)準(zhǔn)Logistic分布的方差，將式(13)和(14)代入到式(10)～(12)中，計(jì)算出標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)，得到中介效應(yīng)大小及占比。

3 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

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

根據(jù)表5模型(1)可知，社會(huì)資本每提升1單位，農(nóng)戶陷入多維貧困的概率在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著降低9.3%。根據(jù)模型(2)和(3)可知，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)參與每提升1單位，農(nóng)戶陷入多維貧困的概率在1%的統(tǒng)計(jì)水平上分別顯著降低4.1%和3.1%，社會(huì)信任和社會(huì)聲望對(duì)農(nóng)戶多維貧困無顯著影響。控制變量中，各指標(biāo)對(duì)農(nóng)戶多維貧困有不同程度的影響。社會(huì)資本提升可以有效減緩農(nóng)戶多維貧困?？赡茉蚴牵恨r(nóng)戶社會(huì)資本可以減少交易成本，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)參與通過促進(jìn)親友間相互合作，提高整體效率；但秦巴山區(qū)整體貧困程度深，農(nóng)戶之間在受教育程度、經(jīng)濟(jì)狀況和社會(huì)地位等方面差異較小，社會(huì)信任和農(nóng)戶自身的地位及聲望并不能給其帶來實(shí)質(zhì)性的幫助，對(duì)改善農(nóng)戶貧困狀況效果甚微。綜上，假設(shè)H1、H1a、H1c、H1d得到證實(shí)，H1b未得到證實(shí)。

表5 社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶多維貧困的影響Table 5 The impact of social capital on rural households’ multi-dimensional poverty

3.2 社會(huì)資本對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)的影響檢驗(yàn)

根據(jù)表6模型(6)可知，社會(huì)資本每提升1單位，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力流動(dòng)的概率在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著提高47.1%。由模型(7)～(9)可知，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)聲望每提升1單位，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力流動(dòng)的概率分別在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著提高26.0%、4.9%和6.9%。根據(jù)模型(10)可知，農(nóng)戶社會(huì)參與每提升1單位，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力流動(dòng)的概率在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著提高3.5%。綜上可知，社會(huì)資本和社會(huì)資本各維度均對(duì)農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力流動(dòng)有顯著正向影響，社會(huì)資本的提升有助于促進(jìn)勞動(dòng)力流動(dòng)?？赡茉蚴牵荷鐣?huì)資本作為農(nóng)村成員之間溝通的橋梁與紐帶，促使外出勞動(dòng)者建立信任和互助的人際網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，會(huì)對(duì)其信息交換和資源獲取等產(chǎn)生較大幫助，提高外出務(wù)工概率和工資收入水平，進(jìn)而改善農(nóng)戶家庭生活狀況。綜上，假設(shè)H2、H2a、H2b、H2c、H2d得到證實(shí)。

表6 社會(huì)資本對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)的影響Table 6 Impact of social capital on labor mobility

3.3 勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)戶多維貧困的影響檢驗(yàn)

表7模型(11)表示中介變量勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)戶多維貧困的影響，勞動(dòng)力流動(dòng)比例每提升1單位，農(nóng)戶陷入多維貧困的概率在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著降低11.3%，表明非農(nóng)就業(yè)可以改善顯著農(nóng)戶家庭福利狀況，降低農(nóng)村收入不平等和緩解農(nóng)戶貧困?？赡茉蚴牵簩?duì)于秦巴山區(qū)農(nóng)戶而言，通過家庭勞動(dòng)力外出務(wù)工使農(nóng)戶獲得更高的勞動(dòng)報(bào)酬，提升農(nóng)戶家庭的風(fēng)險(xiǎn)抵御能力，減緩農(nóng)戶多維貧困的發(fā)生。綜上，H3得到證實(shí)。

表7 勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)戶多維貧困的影響Table 7 Impact of labor mobility on rural households’ multi-dimensional poverty

3.4 勞動(dòng)力流動(dòng)的中介效應(yīng)分析

3.4.1社會(huì)資本—?jiǎng)趧?dòng)力流動(dòng)—農(nóng)戶多維貧困

3.4.2社會(huì)網(wǎng)絡(luò)—?jiǎng)趧?dòng)力流動(dòng)—農(nóng)戶多維貧困

根據(jù)表5模型(2)可知，在未加入勞動(dòng)力流動(dòng)時(shí)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響。根據(jù)表8模型(13)可知，加入勞動(dòng)力流動(dòng)后，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和勞動(dòng)力流動(dòng)分別在1%和5%的統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響，系數(shù)與加入勞動(dòng)力流動(dòng)之前相比有所下降。根據(jù)表6模型(7)可知，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力流動(dòng)有顯著正向影響。由中介效應(yīng)分析流程可知，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過促進(jìn)勞動(dòng)力流動(dòng)減緩農(nóng)戶多維貧困的發(fā)生。根據(jù)表9可知，分析結(jié)果通過了相關(guān)檢驗(yàn)?？赡茉蚴牵荷鐣?huì)網(wǎng)絡(luò)作為農(nóng)戶維系人情關(guān)系的重要途徑，農(nóng)戶與外界交往和互動(dòng)次數(shù)越多，給農(nóng)戶帶來信息、資源和幫助就越多，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)，緩解農(nóng)戶多維貧困狀況。因此，勞動(dòng)力流動(dòng)在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響農(nóng)戶多維貧困的過程中存在負(fù)向部分中介效應(yīng)，H4a得到證實(shí)。

3.4.3社會(huì)信任—?jiǎng)趧?dòng)力流動(dòng)—農(nóng)戶多維貧困

根據(jù)表5模型(3)可知，在未加入勞動(dòng)力流動(dòng)時(shí)，社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶多維貧困無顯著影響。由表8模型(14)可知，加入勞動(dòng)力流動(dòng)后，社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶多維貧困無顯著影響，勞動(dòng)力流動(dòng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響。根據(jù)表6模型(8)可知，社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶勞動(dòng)力流動(dòng)有顯著正向影響。根據(jù)表9可知，社會(huì)信任促進(jìn)農(nóng)戶勞動(dòng)力流動(dòng)，使農(nóng)戶獲得非農(nóng)就業(yè)工作，減緩多維貧困發(fā)生?？赡茉蚴牵呵匕蜕絽^(qū)農(nóng)村由于其地域限制和封閉性等原因，村莊內(nèi)部長(zhǎng)期重復(fù)交易建立起了牢固的信任機(jī)制，親朋好友、組織成員之間相互信任有助于個(gè)體進(jìn)行信息交換和共享，使農(nóng)戶有更多就業(yè)機(jī)會(huì)和渠道。因此，勞動(dòng)力流動(dòng)在社會(huì)信任影響農(nóng)戶多維貧困的過程中存在負(fù)向部分中介效應(yīng)，H4b得到證實(shí)。

3.4.4社會(huì)聲望—?jiǎng)趧?dòng)力流動(dòng)—農(nóng)戶多維貧困

根據(jù)表5模型(4)可知，在未加入勞動(dòng)力流動(dòng)時(shí)，社會(huì)聲望對(duì)農(nóng)戶多維貧困有負(fù)向影響，但不顯著。根據(jù)表8模型(15)可知，加入勞動(dòng)力流動(dòng)后，社會(huì)聲望對(duì)農(nóng)戶多維貧困無顯著影響，勞動(dòng)力流動(dòng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響。由表6模型(9)可知，社會(huì)聲望對(duì)農(nóng)戶勞動(dòng)力流動(dòng)有顯著正向影響。根據(jù)表9可知，社會(huì)聲望促進(jìn)農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力流動(dòng)，進(jìn)而減緩多維貧困的發(fā)生。可能原因是：部分農(nóng)戶所控制和掌握的社會(huì)資源質(zhì)量和數(shù)量比一般農(nóng)戶相對(duì)較高，社會(huì)地位可能較高，會(huì)獲取更多地信息和就業(yè)機(jī)會(huì)，降低農(nóng)戶陷入貧困的概率。因此，勞動(dòng)力流動(dòng)在社會(huì)聲望影響農(nóng)戶多維貧困的過程中存在負(fù)向部分中介效應(yīng)，H4c得到證實(shí)。

3.4.5社會(huì)參與—?jiǎng)趧?dòng)力流動(dòng)—農(nóng)戶多維貧困

根據(jù)表5模型(5)可知，在未加入勞動(dòng)力流動(dòng)時(shí)，社會(huì)參與在1%的統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響。根據(jù)表8模型(16)可知，加入勞動(dòng)力流動(dòng)后，社會(huì)參與和勞動(dòng)力流動(dòng)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響。根據(jù)表6 模型(10)可知，社會(huì)參與對(duì)農(nóng)戶勞動(dòng)力流動(dòng)具有顯著的正向影響。社會(huì)參與通過影響農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力流動(dòng)，進(jìn)而減緩農(nóng)戶多維貧困。根據(jù)表9可知，實(shí)證結(jié)果通過了相關(guān)檢驗(yàn)?？赡茉蚴牵恨r(nóng)戶越是積極參加到村莊各種群體活動(dòng)中，掌握和擁有資源的機(jī)會(huì)就會(huì)越多，有助于勞動(dòng)力流動(dòng)，使農(nóng)戶避免風(fēng)險(xiǎn)沖擊。因此，勞動(dòng)力流動(dòng)在社會(huì)參與影響農(nóng)戶多維貧困的過程中存在負(fù)向部分中介效應(yīng)，H4 d得到證實(shí)。

表8 社會(huì)資本、勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)戶多維貧困的影響Table 8 The impact of social capital and labor mobility on rural households’ multi-dimensional poverty

表9 中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果Table 9 Test results of mediation effect

3.5 中介變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)

借鑒車四方等[17]、王恒等[23]學(xué)者相關(guān)研究，利用含內(nèi)生變量的IV-Probit模型對(duì)中介變量勞動(dòng)力流動(dòng)的內(nèi)生性進(jìn)行檢驗(yàn)，選取除被訪農(nóng)戶外同村其他農(nóng)戶的平均勞動(dòng)力流動(dòng)情況作為內(nèi)生性檢驗(yàn)的工具變量，原因在于同一村莊不同農(nóng)戶的社會(huì)地位和經(jīng)濟(jì)情況等相近，村莊內(nèi)被訪農(nóng)戶的勞動(dòng)力流動(dòng)情況與同村其他農(nóng)戶的勞動(dòng)力流動(dòng)并不直接相關(guān)，可以認(rèn)為是外生變量，滿足工具變量選取條件。表10模型(17)和(21)的Wald模型檢驗(yàn)結(jié)果接受了“勞動(dòng)力流動(dòng)為外生解釋變量”的原假設(shè)，并且IV-Probit的估計(jì)結(jié)果與表8模型(12)和(16)估計(jì)結(jié)果基本保持一致；表10模型(18)～(20)的Wald模型檢驗(yàn)結(jié)果表明，雖然Wald檢驗(yàn)分別在10%的統(tǒng)計(jì)水平下拒絕了“勞動(dòng)力流動(dòng)為外生解釋變量”的原假設(shè)，但I(xiàn)V-Probit模型估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)模型基本保持一致，表10核心自變量估計(jì)系數(shù)的顯著性及影響方向與基準(zhǔn)模型基本保持一致。表明基準(zhǔn)模型的內(nèi)生性偏誤并不嚴(yán)重，在因果分析和中介效應(yīng)機(jī)制檢驗(yàn)層面，排除內(nèi)生性偏誤后，勞動(dòng)力流動(dòng)仍會(huì)顯著降低農(nóng)戶收入貧困和農(nóng)戶多維貧困發(fā)生的概率，因此，基準(zhǔn)模型結(jié)論依然成立。

3.6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)果的穩(wěn)健性，采用四維貧困作為被解釋變量。對(duì)比表11模型(22)～(26)與(12)～(16)可知，自變量和中介變量的估計(jì)結(jié)果在大小、顯著性及影響方向上面基本一致，表明勞動(dòng)力流動(dòng)仍對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響；控制變量的估計(jì)結(jié)果在大小、顯著性及影響方向上面也基本一致。綜上，社會(huì)資本和勞動(dòng)力流動(dòng)具有明顯的減貧效應(yīng)，農(nóng)戶通過其自身的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，促進(jìn)勞動(dòng)力流動(dòng)，使農(nóng)戶獲取更多非農(nóng)工資收入，改善農(nóng)戶家庭福利，使其擺脫貧困狀態(tài)?？傮w來看，表8模型(12)～(16)的估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性，模型設(shè)計(jì)合理。

4 研究結(jié)論與政策啟示

4.1 研究結(jié)論

本研究基于秦巴山區(qū)的農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)，構(gòu)建了“社會(huì)資本—?jiǎng)趧?dòng)力流動(dòng)—農(nóng)戶多維貧困”的中介效應(yīng)模型。主要結(jié)論如下：

1)秦巴山區(qū)農(nóng)戶多維貧困現(xiàn)象嚴(yán)重。農(nóng)戶在教育、健康和生活水平維度均存在不同程度的貧困現(xiàn)象，主要在廁所類型、做飯燃料、受教育年限和疾病4個(gè)指標(biāo)的貧困發(fā)生率較高，貧困發(fā)生率分別為95.2%、89.9%、87.9%和70.4%；當(dāng)k=3時(shí)，農(nóng)戶家庭多維貧困發(fā)生率高達(dá)93.0%，農(nóng)戶多維福利被剝奪現(xiàn)象嚴(yán)重。

2)勞動(dòng)力流動(dòng)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)。社會(huì)資本、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)參與對(duì)農(nóng)戶多維貧困有顯著負(fù)向影響，表明社會(huì)資本具有明顯的減貧效應(yīng)。社會(huì)資本與社會(huì)資本各維度均對(duì)農(nóng)戶勞動(dòng)力流動(dòng)有顯著正向影響，社會(huì)資本的提升有助于促進(jìn)農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力流動(dòng)，農(nóng)戶通過親朋好友之間的信任、網(wǎng)絡(luò)和聯(lián)系等可以顯著提升其就業(yè)機(jī)會(huì)。勞動(dòng)力流動(dòng)可以顯著降低農(nóng)戶多維貧困發(fā)生的概率。勞動(dòng)力流動(dòng)在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)聲望和社會(huì)參與影響農(nóng)戶多維貧困的過程中均存在負(fù)向部分中介效應(yīng)，表明勞動(dòng)力流動(dòng)在社會(huì)資本影響農(nóng)戶多維貧困過程中存在中介效應(yīng)。農(nóng)戶通過自身的社會(huì)資本提高非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，改善家庭生活福利，達(dá)到降低減緩多維貧困的作用。

表10 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果Table 10 Endogenous test results

4.2 政策啟示

1)改善農(nóng)戶多維福利水平。在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下，應(yīng)該進(jìn)一步完善秦巴山區(qū)貧困地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，著力提升農(nóng)村基本公共服務(wù)水平，重點(diǎn)改善農(nóng)戶人居生活環(huán)境，加快推進(jìn)“廁所工程”項(xiàng)目。在有條件的地區(qū)推廣和鼓勵(lì)清潔能源、天然氣和電的使用，降低生活污染和環(huán)境污染，加快實(shí)施安全飲用水鞏固提升工程[3]。促進(jìn)教育資源均等化，避免兒童因貧失學(xué)輟學(xué)，阻斷貧困的代際傳遞[3]，完善社會(huì)化養(yǎng)老保障制度、基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度和大病保險(xiǎn)制度。

表11 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果Table 11 Regression results of robustness test

2)加強(qiáng)農(nóng)戶社會(huì)資本構(gòu)建，有效促進(jìn)勞動(dòng)力流動(dòng)。提升秦巴山區(qū)農(nóng)戶的社會(huì)資本存量，農(nóng)戶自身需加強(qiáng)與親友、鄰居以及社會(huì)精英之間的溝通與交流，增強(qiáng)社會(huì)資本異質(zhì)性，強(qiáng)化社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的影響和決策[23]。健全就業(yè)制度體系，改善就業(yè)環(huán)境，通過提供就業(yè)信息、完善就業(yè)市場(chǎng)等途徑降低農(nóng)村勞動(dòng)力獲取非農(nóng)就業(yè)信息和時(shí)間成本，顯著提升農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，完善農(nóng)民工的福利待遇、教育和醫(yī)療保險(xiǎn)等基本公共服務(wù)，同時(shí)要注意勞動(dòng)力流動(dòng)造成的農(nóng)村空心化和留守人員社會(huì)保障問題，鼓勵(lì)部分新型職業(yè)農(nóng)民和各類人才返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)就業(yè)，多渠道、多舉措提升農(nóng)戶家庭收入水平，改善農(nóng)戶福利水平，降低貧困發(fā)生率，促進(jìn)脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興的有效銜接。