韋 艷,湯寶民

(西安財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計學(xué)院,陜西 西安 710100)

一、引言

消除貧困、改善民生、逐步實現(xiàn)共同富裕,是社會主義的本質(zhì)要求,也是全國各族人民的共同期盼。從2012年底拉開新時代脫貧攻堅序幕,經(jīng)過八年的不懈努力,到2020年底,中國脫貧攻堅戰(zhàn)取得了全面勝利,現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下9 899萬農(nóng)村貧困人口全部實現(xiàn)脫貧,區(qū)域性整體貧困得到解決,絕對貧困歷史性消除。但是,絕對貧困的消除并不意味著中國反貧困工作終止。當(dāng)前,脫貧人口和脫貧地區(qū)(尤其是原深度貧困地區(qū))的內(nèi)生發(fā)展動力和經(jīng)濟社會發(fā)展基礎(chǔ)還比較脆弱,部分群體持續(xù)增收仍面臨較大困難,遇到疾病等情況可能再次陷入貧困[1]。因此,脫貧摘帽群眾和地區(qū)實現(xiàn)從“脫貧”到“致富”,仍將是一個較為長期的過程。2021年中央“一號文件”指出要加強農(nóng)村低收入人口常態(tài)化幫扶,要對擺脫貧困的縣,從脫貧之日起設(shè)立5年過渡期,做到扶上馬送一程,逐步實現(xiàn)由集中資源支持脫貧攻堅向全面推進鄉(xiāng)村振興平穩(wěn)過渡。2022年中央“一號文件”強調(diào)要加大對鄉(xiāng)村振興重點幫扶縣傾斜支持力度,抓緊完善和落實監(jiān)測幫扶機制,推動脫貧地區(qū)幫扶政策落地見效,確保不發(fā)生規(guī)模性返貧。這說明防止規(guī)模性返貧的發(fā)生已經(jīng)成為“十四五”時期反貧困工作的重點。然而,傳統(tǒng)的收入指標(biāo)只能靜態(tài)地度量貧困,其意義更多地體現(xiàn)為確定性福利損失的事后響應(yīng),現(xiàn)階段不能再作為衡量和識別貧困的唯一標(biāo)準(zhǔn)[2]。而貧困脆弱性能夠深入地、動態(tài)地和前瞻性地刻畫貧困,反映家庭或個人因不確定性沖擊而陷入貧困或無法擺脫貧困的概率,不僅能體現(xiàn)脫貧主體的脫貧穩(wěn)定狀態(tài),還能及時甄別有返貧風(fēng)險的群體,進而制定針對性的事前預(yù)防措施[3]。因此,建立貧困脆弱性下的分析框架適合當(dāng)下貧困問題的研究。

國務(wù)院扶貧辦數(shù)據(jù)顯示,截至2019年底,尚未脫貧的98萬戶266萬人中,因病致貧返貧的有37.5萬戶96.8萬人,戶占比38.4%(1)資料來源于中國人口與發(fā)展研究中心2020年編寫的《全國健康扶貧數(shù)據(jù)監(jiān)測報告(2016—2020)》。。可見疾病是農(nóng)村貧困人口致貧的主要誘因之一。疾病風(fēng)險并非暫時性沖擊,長期也會損害家庭從事生產(chǎn)活動的創(chuàng)收能力和發(fā)展能力,進而導(dǎo)致家庭陷入長期貧困[4]。健康扶貧作為國家精準(zhǔn)扶貧精準(zhǔn)脫貧方略的重要組成部分,對防止因病致貧返貧起到了積極作用,同時為脫貧攻堅戰(zhàn)的全面勝利和全面建成小康社會的目標(biāo)任務(wù)提供了有效保障。但是,當(dāng)前健康扶貧政策主要聚焦在貧困地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生發(fā)展的“輸血”功能上,較少關(guān)注家庭內(nèi)部的反貧可行能力[5]。并且,醫(yī)療保障等其他社會保障體系還不完善,瞄準(zhǔn)對象不精準(zhǔn)、政策利用率低等問題突出,單靠正式保障機制農(nóng)村家庭難以應(yīng)對健康沖擊。

在此背景下,基于親緣、地緣和業(yè)緣關(guān)系維系的社會資本對農(nóng)村家庭抵御健康沖擊而言就尤為重要。作為防范風(fēng)險的一種非正式渠道,社會資本在正式制度缺失的情況下,能夠發(fā)揮正式保險制度的效用,有效緩解風(fēng)險對農(nóng)村家庭的沖擊進而平滑消費[6],對反貧困起到積極作用。事實上,社會資本的風(fēng)險分擔(dān)機制并不是獨立的,而是與物質(zhì)資本、人力資本、金融資本等協(xié)同激發(fā)家庭的內(nèi)生動力[7]。一方面,社會資本有助于家庭獲取零利息的民間借貸及親友間轉(zhuǎn)移支付,進而一定程度上可以緩解人力資本和物質(zhì)資本不足對家庭健康沖擊應(yīng)對能力的限制。另一方面,人情圈內(nèi)成員間可通過信息共享為受沖擊的家庭尋求救助信息和擴展就業(yè)機會,從而緩解其未來陷入貧困的風(fēng)險。因此,在健康沖擊對貧困脆弱性的影響中納入社會資本的作用機制十分必要。

那么,社會資本對貧困脆弱性影響如何?又是否會在健康沖擊影響家庭貧困脆弱性的過程中起到某種調(diào)節(jié)作用?對于貧困脆弱性程度不同的群體,健康沖擊、社會資本及二者交互項的影響是否會存在一定的差異?同時,由于家庭稟賦特征的不同及人情的地域差異,社會資本的調(diào)節(jié)作用又如何?研究清楚這些問題,不僅有助于重新認識社會資本在提升農(nóng)村家庭應(yīng)對風(fēng)險沖擊和自身發(fā)展動力方面的能力,還有助于協(xié)調(diào)正式保障機制和非正式機制間的關(guān)系,以及分層分類調(diào)整和優(yōu)化不同群體的醫(yī)療保障政策,對持續(xù)鞏固拓展脫貧攻堅成果、完善鄉(xiāng)村振興推進機制和促進共同富裕具有重要意義。

二、文獻綜述

貧困不僅指物質(zhì)的匱乏,還包括風(fēng)險和面臨風(fēng)險時的脆弱性。世界銀行將脆弱性納入貧困框架,提出了貧困脆弱性(Vulnerability to Poverty)這一概念,認為貧困脆弱性是家庭或個人在一段時間內(nèi)要經(jīng)受的收入和健康貧困的風(fēng)險,以及面臨自然災(zāi)害、被迫失學(xué)等風(fēng)險的可能性[8]。經(jīng)驗表明脆弱性包含兩個方面,一是脆弱性與所有可能導(dǎo)致福利下降的風(fēng)險沖擊密切相關(guān);二是脆弱性程度取決于風(fēng)險沖擊的特征、家庭或個體抵御風(fēng)險的能力以及對風(fēng)險沖擊的暴露程度。Chaudhuri等在消除貧窮框架內(nèi)將脆弱性定義為一個家庭如果目前不貧窮,就會跌入貧困線以下,或者如果目前貧窮就會繼續(xù)貧窮下去的預(yù)先風(fēng)險,并提出預(yù)期貧困的脆弱性(Vulnerability as Expected Poverty,VEP)理論來度量個人或家庭未來陷入貧困的風(fēng)險[9]?，F(xiàn)有關(guān)于貧困脆弱性的研究大多都基于VEP理論進行。

(一)健康沖擊與貧困脆弱性

在微觀層面,健康沖擊通常指在某一特定時間段內(nèi),由于家庭成員受到疾病嚴(yán)重威脅而造成的福利損失[4]。健康沖擊在各類風(fēng)險沖擊中處于中心位置,是導(dǎo)致農(nóng)村家庭貧困的一個關(guān)鍵因素,而且短期內(nèi)給家庭造成的影響遠大于長期影響,易使家庭陷入暫時性貧困[10-11]。貧困脆弱性的產(chǎn)生,很大程度上歸因于居民健康水平的下降,居民健康水平每下降10%,貧困脆弱性大約會上升6%[12]。楊龍等發(fā)現(xiàn)當(dāng)年有大病治療等沖擊性事件是農(nóng)村家庭脆弱性的共性影響因素,病人數(shù)量多是高度脆弱農(nóng)村家庭具有的特征[13]。健康沖擊對農(nóng)村家庭貧困脆弱性的影響主要體現(xiàn)在以下方面。首先,健康沖擊導(dǎo)致的巨額醫(yī)療支出會給家庭帶來沉重的經(jīng)濟負擔(dān),嚴(yán)重約束家庭財富自由,使其偏重當(dāng)期消費,短期內(nèi)直接造成患者勞動能力的喪失,以及家庭成員因照料而導(dǎo)致的參與生產(chǎn)活動時間的損失或剝奪,進而會對家庭或個體的勞動所得產(chǎn)生負向影響[14]。高夢滔等基于跨度15年的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),大病沖擊在隨后的12年里均顯著降低人均純收入,長期影響可持續(xù)約15年,并且對于中低收入農(nóng)村家庭的影響更嚴(yán)重[15]。其次,大筆的衛(wèi)生支出會擠占生產(chǎn)資料,長期甚至擠占子女教育等方面的支出,而生產(chǎn)投資的減少會導(dǎo)致生產(chǎn)效率下降及投資回報降低,教育支出的減少則會進一步導(dǎo)致家庭人力資本下降[15-16]。此外,健康沖擊引發(fā)的情緒問題會給家庭成員帶來消極影響,使其產(chǎn)生認知偏差,從而影響家庭重大決策。這些影響不僅短期內(nèi)對家庭福利水平不利,而且長期可能會損害家庭的創(chuàng)收和發(fā)展能力,進而導(dǎo)致貧困脆弱性的增加。

(二)健康沖擊、社會資本與貧困脆弱性

低收入人口在規(guī)避風(fēng)險方面不僅缺乏充足的資本和能力,更缺少正規(guī)制度的保障,當(dāng)健康沖擊導(dǎo)致的醫(yī)療費用支出超出家庭可支付能力時,該群體更多地依賴非正式制度中社會網(wǎng)絡(luò)形式的社會資本來解決問題[17]。作為嵌入在個人社會網(wǎng)絡(luò)中的資源,社會資本能通過直接或間接的關(guān)系來連結(jié)和調(diào)用各種形式的資源,為行動者個人提供有價值的信息、增加信任、慰藉情感以及協(xié)助經(jīng)濟交易等[18]。孫伯馳等研究發(fā)現(xiàn),網(wǎng)絡(luò)、參與和信任形式的社會資本均能提高農(nóng)戶的收入水平,顯著減少貧困,但社會網(wǎng)絡(luò)維度能有效縮小貧困戶與非貧困戶間的收入差距[19]。李華等指出社會資本能明顯減緩家庭因病致貧,并且與不同社會經(jīng)濟水平人群交往的“橋型”社會資本比家庭親友內(nèi)部交往的“結(jié)型”社會資本的減貧作用更強[17]。楊文發(fā)現(xiàn)以禮金支出額為代表的社會資本可以有效降低農(nóng)村家庭貧困脆弱性[20]。但是,社會資本在健康等風(fēng)險沖擊下是否仍能起到降低貧困脆弱性的作用?徐偉等基于CHNS面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)家庭層面的社會網(wǎng)絡(luò)能夠緩解負向沖擊的影響,間接降低貧困脆弱性[21]。與這一結(jié)論相似,管睿等指出社會網(wǎng)絡(luò)能通過風(fēng)險分擔(dān)機制幫助貧困人口削弱風(fēng)險沖擊對貧困脆弱性的正向影響,但由于擴大網(wǎng)絡(luò)規(guī)模及維持關(guān)系強度需要更高水平的投資,進而會對移民搬遷戶造成次生風(fēng)險[22]。健康沖擊下社會資本降低家庭貧困脆弱性的途徑主要為以下三個方面。首先,社會資本能有效地促進信息分享,降低家庭搜集信息的成本,增進就醫(yī)匹配性和獲取救助的可能性[17]。其次,社會資本有助于家庭獲得信貸支持和親友間轉(zhuǎn)移支付,從而可以弱化短期支付能力不足對健康沖擊應(yīng)對能力的限制,并且還能提升勞動力非農(nóng)就業(yè)機會以增加收入[7,23]。最后,社會資本的人情互惠作用可使親友在農(nóng)忙之際給予勞力支持,進而緩解健康沖擊導(dǎo)致的勞力資源受損,而且親友還可給予情感和生活上的救濟,以緩解受沖擊家庭的精神壓力,進而優(yōu)化家庭經(jīng)濟決策,降低貧困脆弱性[4]。但是,涂冰倩等指出,隨著農(nóng)村醫(yī)療保障體制的完善,社會資本等非正式機制逐漸被正式醫(yī)療保障機制所替代,從而使得社會資本在緩解健康沖擊對農(nóng)戶經(jīng)濟脆弱性中的作用并不顯著[16]。

綜上所述,既有文獻圍繞健康沖擊、社會資本與貧困脆弱性進行了有益的嘗試,為后續(xù)研究提供了參考,但仍存在以下不足:第一,尚未就社會資本在健康沖擊下能否降低貧困脆弱性得出較為一致的結(jié)論;第二,部分研究雖綜合考慮了三者間的關(guān)系,但只運用均值回歸的方法來考察影響效應(yīng),難以捕捉健康沖擊及其在影響貧困脆弱性過程中社會資本作用機制的差異,導(dǎo)致得出的結(jié)論不具針對性。鑒于此,本文使用2018—2019年“精準(zhǔn)健康扶貧與人口發(fā)展”專項調(diào)查數(shù)據(jù),在考察健康沖擊對農(nóng)村家庭貧困脆弱性的影響中嵌入社會資本的影響機制,檢驗健康沖擊下社會資本能否有效降低貧困脆弱性,并識別三者的作用機理對不同貧困脆弱性群體的影響方向和力度,揭示家庭稟賦特征和人情地域差異下健康沖擊影響貧困脆弱性過程中社會資本的作用機制。

三、數(shù)據(jù)、變量與方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自課題組于2018年12月至2019年2月組織的“精準(zhǔn)健康扶貧與人口發(fā)展”專項調(diào)查。綜合考慮健康扶貧三年攻堅重點區(qū)域和攻堅難點“三區(qū)三州”、經(jīng)濟地理及人文等因素,最終選取四川涼山州、甘肅臨夏州、安徽安慶市、湖北恩施州及陜西商洛市為調(diào)查區(qū)域。其中,涼山州和臨夏州兩地自然環(huán)境惡劣、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件薄弱、交通閉塞,而且有嚴(yán)重的地方病,能很好地反映深度貧困地區(qū)“三區(qū)三州”的情況;恩施州是典型的“老、少、邊、窮”地區(qū),州內(nèi)經(jīng)濟落后,貧困與返貧現(xiàn)象嚴(yán)重(2)截至2018年底,恩施全州貧困發(fā)生率為5.8%,因病致貧、因病返貧人口61 803戶、1 725萬人,分別占未脫貧建檔立卡貧困人口的44.08%、42.27%。資料來源于《恩施州2018年脫貧攻堅總結(jié)》,http:∥fpb.enshi.gov.cn/xxgk/fdgklr/qtgklr/ndgzzj/202010/t20201027_701646.shtml。;安慶市國家級貧困縣較多,能反映中部的貧困狀態(tài);商洛市作為一般貧困地區(qū),能很好地起到比對參照作用。調(diào)查按照地域分布進行抽樣,盡可能均勻覆蓋五個市(州)所轄的各個區(qū)縣。樣本中貧困戶(3)貧困戶為各省以國家農(nóng)村扶貧標(biāo)準(zhǔn)2013年農(nóng)民人均純收入2 736元(相當(dāng)于2010年2 300元不變價)為依據(jù)識別出的建檔立卡貧困戶。與非貧困戶的比例基本保持在1∶1左右。本次調(diào)查回收有效問卷2 102份,剔除所用變量中存在缺失值的樣本后,最終得到有效樣本1 579份。本次調(diào)查數(shù)據(jù)與國家專項調(diào)查數(shù)據(jù)對比有較好的一致性,說明此次調(diào)查對全國健康扶貧有較好的代表性[24]。

(二)變量選取

1.被解釋變量

本文依據(jù)常用的預(yù)期貧困的脆弱性(VEP)理論來測度農(nóng)村家庭貧困脆弱性,它能衡量目標(biāo)個體或家庭未來陷入貧困的可能性,而且可以利用截面數(shù)據(jù)進行估計,符合本文的數(shù)據(jù)特征。VEP理論的定義為:

VULh,t=Pr(Yh,t+1≤poorline)

(1)

其中,VULh,t為家庭h在時期t的貧困脆弱性,Yh,t+1為家庭h在時期t+1的人均收入或人均消費,poorline為貧困線。

借鑒Chaudhuri等的估計方法,假設(shè)家庭人均年純收入服從對數(shù)正態(tài)分布,并采用三階段可行廣義最小二乘法(FGLS)對貧困脆弱性進行估計[9]。首先對收入方程進行估計,將估計得到的殘差平方項對數(shù)作為收入波動進行回歸。方程為:

ln(Yh)=βXh+εh

(2)

(3)

(4)

(5)

最后,選擇合適的貧困線(5)貧困線采用現(xiàn)行農(nóng)村貧困標(biāo)準(zhǔn)2010年每人每年2 300元,經(jīng)價格指數(shù)調(diào)整后2018年為每人每年3 535元。計算家庭貧困脆弱性。公式為:

(6)

2.核心解釋變量

(1)健康沖擊。微觀研究中用來衡量健康沖擊的指標(biāo)有自評健康和BMI指數(shù)、自評健康的變動、家庭成員是否患病和患病人數(shù)以及住院治療或總花費在5 000元以上的疾病等[14-16]。自評健康是對身體狀況的主觀評價,在反映真實健康狀況上存在偏差,而且數(shù)據(jù)只有戶主的自評健康和身高、體重等,難以反映整個家庭所受到的沖擊;而重病、慢病是一種持續(xù)性疾病,有可能發(fā)生在調(diào)查前期,但持續(xù)到當(dāng)期,從而出現(xiàn)估計偏誤;醫(yī)療費用直接衡量法未考慮到低收入人群對醫(yī)療負擔(dān)的財產(chǎn)承受能力,相同額度的醫(yī)療費用在不影響高收入人群生活水平的情況下可能早已造成低收入人群入不敷出。因此,本文參考洪秋妹等采用的變量設(shè)置方法,利用自付醫(yī)療支出占比來測度,將受訪者家庭當(dāng)年自付醫(yī)療支出超過家庭收入的10%及以上定義為發(fā)生“健康沖擊”,取值為1,否則為0[11]。

(2)社會資本。常用的測度指標(biāo)主要有人情往來支出、政治身份及逢年過節(jié)來訪親友數(shù)等[7,16,20,22-23]。政治身份雖然可以豐富個人社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系,但其本身能帶來諸多影響,在研究貧困脆弱性問題上不適用,而且總樣本中戶主身份為中共黨員或民主黨派的樣本占比不超過5%,家庭成員中有黨員或民主黨派身份的樣本占比為10.07%,但在校學(xué)生的黨員身份短期看并不能為其家庭產(chǎn)生明顯影響。再者,數(shù)據(jù)中無常聯(lián)系親友數(shù)這一指標(biāo)?？紤]到中國農(nóng)村“禮尚往來”的傳統(tǒng)尤為突出,人情圈內(nèi)個體主要通過紅白喜事和節(jié)日的禮金互贈以及農(nóng)忙時的互相幫工來維系關(guān)系和情感,所以人情往來可看作是成員間對社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和其中的資源的一種投資行為,以期在未來或所需之時得到相應(yīng)的回報。因此,選用家庭當(dāng)年人情往來支出對數(shù)作為社會資本的代理變量,其包括當(dāng)年親友間紅白喜事、生子和升學(xué)等的支出。

3.控制變量

參考已有貧困脆弱性方面的相關(guān)研究,根據(jù)本文研究目的和數(shù)據(jù)可得性,從個體特征、家庭特征和村莊特征三個層面出發(fā),排除其他影響因素可能帶來的估計偏差。個體特征包括戶主年齡和戶主受教育程度;家庭特征包括外出務(wù)工人數(shù)、患病人數(shù)、是否是建檔立卡貧困戶、孩子數(shù)量、老人數(shù)量、是否發(fā)生借貸以及是否有存款;村莊特征包括是否有飲水安全鞏固提升工程和是否是貧困村。具體定義和描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計

(三)研究方法

1.基準(zhǔn)回歸模型

為考察健康沖擊、社會資本與農(nóng)村家庭貧困脆弱性間的作用機理,本文主要構(gòu)建如下回歸模型:

VULij=α0+α1HSij+α2Xij+δj+εij

(7)

VULij=β0+β1HSij+β2SCij+β3Xij+δj+θij

(8)

VULij=γ0+γ1HSij+γ2SCij+γ3HSij×SCij+γ4Xij+δj+σij

(9)

其中,式(7)主要檢驗健康沖擊對貧困脆弱性的影響,式(8)在式(7)基礎(chǔ)上加入變量社會資本,探討健康沖擊和社會資本如何影響貧困脆弱性,式(9)則進一步考察健康沖擊影響貧困脆弱性過程中社會資本的機制作用。VULij為j省家庭i的貧困脆弱性,HSij表示家庭i是否發(fā)生健康沖擊,SCij表示家庭i的社會資本,Xij為戶主、家庭和村莊層面的控制變量,δj為省份固定效應(yīng),用來控制省份層面不可觀測因素可能對貧困脆弱性產(chǎn)生的影響。εij、θij和σij為隨機擾動項。

2.內(nèi)生性討論

根據(jù)相關(guān)研究,在貧困或貧困脆弱性問題研究中,社會資本可能存在一定的內(nèi)生性問題,進而導(dǎo)致OLS估計的不一致。社會資本的內(nèi)生性來源主要有兩個方面,一是社會資本可能受到農(nóng)戶性格特征或個人能力等不可觀測因素的影響,從而導(dǎo)致關(guān)鍵變量遺漏[17,22];二是社會資本與貧困脆弱性間可能存在反向因果問題,考慮到貧困脆弱性反映的是農(nóng)村家庭在未來某一時期陷入貧困的可能性大小,而社會資本則反映的是家庭當(dāng)期狀況,對兩個不同時點上的變量進行分析,一定程度上可以緩解反向因果造成的內(nèi)生性偏誤。因此,本文著重考慮遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題。同理,本文也著重考慮健康沖擊可能因遺漏變量而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。

3.無條件分位數(shù)回歸

本文使用無條件分位數(shù)回歸(Unconditional Quantile Regression,UQR)分析健康沖擊、社會資本及其交互作用對家庭貧困脆弱性分布在不同位置上的異質(zhì)性影響。條件分位數(shù)回歸反映的是X發(fā)生微小改變時,由X=x個體組成的群體,因變量Y分布的τ-條件分位數(shù)的變化量,而研究關(guān)心的是X的微小變動對整個群體而言造成的影響,即X分布的微小變化對于Y無條件分布τ-分位數(shù)的影響,相當(dāng)于計算無條件分位數(shù)偏效應(yīng)(Unconditional Quantile Partial Effect,UQPE)。為此,Firpo等基于穩(wěn)健估計中影響函數(shù)(Influence Functions,IF)的基本概念,利用再中心化影響函數(shù)(Recentered Influence Functions,RIF)估計UQPE[25]。RIF形式如下:

RIF(y;v,FY)=v(F)+IF(y;v,FY)

(10)

(11)

根據(jù)本文內(nèi)容,設(shè)qτ為家庭貧困脆弱性Y的無條件分位數(shù),則qτ的再中心化影響函數(shù)為:

(12)

其中,c1,τ=1/fY(qτ),c2,τ=qτ-c1,τ(1-τ),l{Y≤qτ}為啞變量,當(dāng)Y≤qτ時取值為1,否則為0。對式(12)求條件期望,得E[RIF(Y;qτ,FY)|X=x]=c1,τPr[Y>qτ|X=x]+c2,τ,因此可得到X的單位平移變換對Y的τ-無條件分位數(shù)影響,即UQPE:

(13)

UQPE的估計一般分為兩步:首先估計RIF,其次以RIF為被解釋變量,并基于核心解釋變量及相關(guān)控制變量進行回歸,模型如下:

RIF(VULij;qτ)=α0+α1HSij+α2SCij+α3Xij+δj+εij

(14)

RIF(VULij;qτ)=β0+β1HSij+β2SCij+β3HSij×SCij+β4Xij+δj+σij

(15)

四、實證分析與結(jié)果檢驗

(一)健康沖擊、社會資本與農(nóng)村家庭貧困脆弱性的基準(zhǔn)回歸

表2匯報了基于全樣本所得的健康沖擊、社會資本與貧困脆弱性的OLS估計結(jié)果。其中,第(1)～(2)列是納入健康沖擊變量的主效應(yīng)模型估計,第(3)～(4)列是同時納入社會資本和健康沖擊變量的完整模型估計,第(5)～(6)列則主要分析社會資本在健康沖擊影響貧困脆弱性的過程中是否具有調(diào)節(jié)作用。為確保回歸結(jié)果具有可信度,奇數(shù)列僅控制了個體、家庭及村莊層面的特征,偶數(shù)列則同時控制了省份固定效應(yīng)。由第(2)列知,健康沖擊與貧困脆弱性的回歸系數(shù)為0.061,在1%水平上顯著正相關(guān),說明相比未發(fā)生健康沖擊的家庭,受健康沖擊影響的家庭未來發(fā)生貧困的可能性高6.1%。由第(4)列知,社會資本與貧困脆弱性的回歸系數(shù)為-0.051,在1%水平上顯著負相關(guān),即人情往來支出增加10%,貧困脆弱性平均降低0.005 1單位,說明社會資本的提升能有效降低農(nóng)村家庭未來發(fā)生貧困的風(fēng)險,健康沖擊的參數(shù)估計符號和顯著性較第(2)列并未發(fā)生任何變化,僅參數(shù)估計值有略微變動。由第(6)列知,健康沖擊和社會資本交互項的估計系數(shù)為-0.010,在1%水平上顯著負相關(guān),表明社會資本有助于緩解或削弱健康沖擊對農(nóng)村家庭貧困脆弱性的正向影響。究其原因,發(fā)生健康沖擊的家庭可動用社會資本積累的社會關(guān)系和資源有效促進信息分享,降低信息搜尋成本,并及時獲取可用的就醫(yī)信息;還可通過親友間饋贈、零利息的借貸和無償?shù)膭趧恿χС謥斫鉀Q短期的生活問題,從而緩解健康沖擊的消極影響來降低未來發(fā)生貧困的概率。

表2 健康沖擊、社會資本與貧困脆弱性的基準(zhǔn)回歸(N=1 579)

控制變量方面,以第(4)列為例。首先,個體層面。隨著戶主年齡的增大,家庭未來陷入貧困的風(fēng)險將會增加;相對于戶主未上過學(xué)或只有小學(xué)學(xué)歷,有更高學(xué)歷戶主的家庭的貧困脆弱性更小,原因是高學(xué)歷戶主往往掌握更多的非農(nóng)就業(yè)技能,能通過發(fā)揮人力資本的優(yōu)勢來獲取更高收入,從而降低未來發(fā)生貧困的風(fēng)險。其次,家庭層面。外出務(wù)工和有存款均顯著負向影響貧困脆弱性。外出務(wù)工人數(shù)每增加一個,貧困脆弱性下降2%,原因可能是相比于自雇,選擇外出務(wù)工更能給家庭帶來較高的收入;存款有助于緩解風(fēng)險沖擊帶來的收入波動,減輕家庭暴露于風(fēng)險的程度,從而降低貧困脆弱性?；疾∪藬?shù)、孩子數(shù)量、老人數(shù)量和借貸均對貧困脆弱性有顯著正向影響?；悸』蛑夭∪藬?shù)越多的家庭,其財富自由受約束越嚴(yán)重,并且不利于創(chuàng)收;孩子比例越大,短期內(nèi)投資在其身上的時間和花費就越多,而且若想讓孩子接受好的教育,家長通常都會去縣城陪讀,由此參與生產(chǎn)的人數(shù)變少,進而導(dǎo)致貧困脆弱性增加;老年人的身體狀況對健康風(fēng)險的暴露程度較高,因此老人數(shù)量越大,家庭未來發(fā)生貧困的風(fēng)險越高;借貸短期內(nèi)雖然能增加家庭應(yīng)對健康等風(fēng)險沖擊所需要的資金,但有無利息的借貸在一定時期內(nèi)都需償還,如果家庭經(jīng)濟狀況未來未得到改善,借貸仍會增加其陷入貧困的風(fēng)險。是否為建檔立卡貧困戶對貧困脆弱性的影響不顯著。最后,村莊層面。飲水安全提升工程和居住在貧困村均顯著負向影響貧困脆弱性。實施飲水安全提升工程有利于減少農(nóng)村涉水性疾病的發(fā)生,保障村民的身體健康和正常生活;貧困村受到的政策和政府支持相比于非貧困村更大,因而有利于貧困脆弱性的降低。

(二)內(nèi)生性討論

1.工具變量法

一般而言,能力高的人往往可以通過結(jié)識與自己身份相似的人員或團體來聚集更多的社會資本,而學(xué)歷是個人能力的重要體現(xiàn),教育人力資本越高,積累的社會資本就可能越多[17]。再者農(nóng)村人情的區(qū)域差異也會造成社會資本存在區(qū)域間差異。為此,研究中控制了戶主受教育程度和省份固定效應(yīng),但仍可能有其他變量遺漏,因此采用工具變量法來解決社會資本潛在的內(nèi)生性問題。參考相關(guān)研究設(shè)置工具變量的方法[22-23],本文以村莊內(nèi)家庭社會資本的平均值作為工具變量,該工具變量能很好地反映村莊內(nèi)的禮順人情水平,會對家庭的社會資本產(chǎn)生影響,但并不會直接影響其貧困脆弱性,滿足工具變量的相關(guān)性和外生性要求。此外,社會資本的內(nèi)生性也會造成其與健康沖擊交互項具有內(nèi)生性,因此將“村莊內(nèi)家庭社會資本平均值×健康沖擊”作為交互項的工具變量。為能有效反映村莊內(nèi)的禮順人情水平,選取了家庭所在村具有7個及以上樣本的作為有效樣本,最終得到1 425個樣本(6)全樣本下2SLS回歸結(jié)果與表3匯報結(jié)果基本一致,僅參數(shù)估計值的絕對值存在些許差異。。表3匯報了工具變量的2SLS估計結(jié)果。

表3 內(nèi)生性檢驗回歸結(jié)果(N=1 425)

DWH統(tǒng)計量顯示社會資本及其與健康沖擊的交互項均存在內(nèi)生性問題;工具變量t值、K-P rk WaldF統(tǒng)計量都拒絕了弱工具變量的原假設(shè);K-P rk LM統(tǒng)計量拒絕了識別不足的原假設(shè),表明所選工具變量是合適的。工具變量回歸結(jié)果顯示,社會資本仍在1%水平上負向影響家庭貧困脆弱性,但參數(shù)估計值有所減小,說明不考慮內(nèi)生性問題會高估社會資本降低貧困脆弱性的作用,這一結(jié)論與管睿等的發(fā)現(xiàn)相似[22]。而社會資本×健康沖擊的參數(shù)估計值有所增大,且在1%水平上顯著,進一步說明社會資本能有效緩解或降低健康沖擊對家庭貧困脆弱性的影響程度。工具變量法得到的估計結(jié)果與前文基本一致,進一步證實了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

2.遺漏變量檢驗

表4 健康沖擊的遺漏變量檢驗(N=1 579,Rmax=0.811)

從表4中的列(4)～(5)可看出,不添加任何控制變量和僅加入戶主特征變量的基準(zhǔn)模型中,健康沖擊對貧困脆弱性估計的識別區(qū)間都不包含0值,并且可觀測變量與不可觀測變量的相對選擇平衡度δ均大于1,說明模型中即使存在遺漏變量,健康沖擊對貧困脆弱性的影響也不會因遺漏變量發(fā)生顯著變化,即估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為進一步確保上述研究結(jié)論的可信性,本文采用以下三種方式進行穩(wěn)健性檢驗,具體結(jié)果見表5。一是傾向得分匹配(PSM)。家庭可能因支付能力強弱而在對待疾病的態(tài)度及處理方式上存在差異,那么家庭是否發(fā)生健康沖擊可能存在樣本自選擇問題,為此使用傾向得分匹配法進行處理。二是對家庭年純收入進行縮尾處理。為避免樣本極端值造成的估計偏誤,在計算貧困脆弱性時,先對家庭年純收入進行上下1%縮尾處理,再對家庭人均年純收入取對數(shù)。三是更改固定效應(yīng)模型設(shè)定方式,分別采用控制村莊和區(qū)縣的固定效應(yīng)模型。由表5可知,以上方法的處理結(jié)果中,解釋變量的參數(shù)估計方向與基準(zhǔn)回歸一致,僅參數(shù)估計值存在差異,說明前文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果可信度較高。

表5 穩(wěn)健性檢驗

五、進一步分析

(一)農(nóng)村家庭貧困脆弱性的無條件分位數(shù)回歸

由于相同因素對不同貧困脆弱性水平家庭的影響會存在一定的差異,因此只使用均值回歸方法難以捕捉解釋變量對貧困脆弱性在不同分位點上的影響,而無條件分位數(shù)回歸不僅可以刻畫解釋變量對被解釋變量無條件分位數(shù)的邊際影響,而且彌補了條件分位數(shù)回歸結(jié)果闡釋基于過多控制變量的缺點。為此下面采用無條件分位數(shù)回歸,選擇常用的0.1、0.25、0.5、0.75及0.9分位點估計健康沖擊和社會資本(式(14))、社會資本調(diào)節(jié)作用(式(15))對家庭貧困脆弱性在qτ分位點上的邊際影響,主要變量的估計結(jié)果分別見表6和表7。

表6 健康沖擊與社會資本對貧困脆弱性影響的UQR估計(N=1 579)

表7 社會資本調(diào)節(jié)作用對貧困脆弱性影響的UQR估計(N=1 579)

從表6可知,健康沖擊的參數(shù)估計值對低貧困脆弱性家庭不顯著,在中低、中、中高及高貧困脆弱性分位點上的影響分別為0.015(p<0.05)、0.034(p<0.05)、0.129和0.148,后兩者在1%水平上顯著,總體上健康沖擊的邊際影響隨著分位點的上升而增大,即高貧困脆弱性家庭更易因健康沖擊而導(dǎo)致未來發(fā)生貧困,而健康沖擊對中低貧困脆弱性家庭的影響很小,其未來陷入貧困的風(fēng)險為1.5%。社會資本在低、中低、中、中高及高貧困脆弱性分位點上的參數(shù)估計值(絕對值)分別為0.011、0.021、0.052、0.106和0.078,且均在1%水平上顯著,總體上邊際影響隨著分位點的上升呈先增大,0.75分位點后稍微下降的趨勢,說明社會資本削弱未來陷入貧困風(fēng)險的作用對中高貧困脆弱性家庭最大,高貧困脆弱性家庭次之,對低貧困脆弱性家庭的作用很小。

從表7可知,社會資本的調(diào)節(jié)作用對中等貧困脆弱性家庭不顯著,在低、中低、中高和高貧困脆弱性分位點上的影響分別為0.010、0.014、-0.034、-0.057,且均在1%水平上顯著,說明對于中高和高貧困脆弱性家庭,社會資本削弱了健康沖擊對貧困脆弱性的正向作用,且這種負向調(diào)節(jié)作用對高貧困脆弱性家庭較大。但是,對于低和中低貧困脆弱性家庭,社會資本反而強化了健康沖擊的未來致貧作用,這一結(jié)論與實際情況可能存在出入,原因是低或中低貧困脆弱性家庭自身風(fēng)險防范能力強,有較強的恢復(fù)能力,而且健康沖擊對其產(chǎn)生的影響也較小或近乎沒有,那么該群體無需向親朋好友求助,憑借儲蓄或醫(yī)療保險等正規(guī)保障機制的作用即可渡過困難期,即正式保障機制和家庭金融資本等風(fēng)險應(yīng)對措施替代或掩蓋了社會資本的作用,致使社會資本可能僅表現(xiàn)在單純的人情往來支出層面,因此對于低和中低貧困脆弱性家庭,社會資本和健康沖擊的交互項系數(shù)為正。而對中高和高貧困脆弱性群體而言,存款可能勉強夠甚至不足以支付醫(yī)療費用,再者大多醫(yī)療保障機制都不具備事前報銷,因此中高和高貧困脆弱性家庭可通過社會資本來獲得勞動力援助、借貸和其他救助信息,從而降低資金或其他資本對健康沖擊應(yīng)對能力的限制,進而降低貧困脆弱性。

(二)社會資本調(diào)節(jié)作用的分組回歸

為進一步考察農(nóng)村家庭在不同稟賦特征條件及地域異質(zhì)性下,社會資本在健康沖擊影響貧困脆弱性過程中調(diào)節(jié)作用可能存在的差異,本文分別按照家庭是否是貧困戶、戶主是否從事非農(nóng)工作及所處區(qū)域的人情差異進行分組回歸。參考杜姣的研究,將陜西商洛和甘肅臨夏劃分為北方分裂型村莊,其余劃分為中部分散型村莊[27]。其中,北方分裂型村莊隨禮規(guī)則遵循家庭內(nèi)部血緣關(guān)系遠近的差等性原則和地緣關(guān)系的均等性原則,而中部分散型村莊隨禮規(guī)則基于私人關(guān)系親疏遠近的差等性原則?；貧w結(jié)果如表8所示。

表8 農(nóng)村家庭貧困脆弱性分組回歸結(jié)果

表8第(1)～(2)列表明,無論家庭是否為貧困戶,社會資本均能負向調(diào)節(jié)健康沖擊對貧困脆弱性的正向影響,且均在1%水平上顯著。雖然非貧困戶組交互項系數(shù)估計值的絕對值(0.031)大于貧困戶組(0.025),但經(jīng)驗p值(0.319)無法拒絕組間系數(shù)差異為零的原假設(shè),因此不能僅通過比較組間系數(shù)大小進行推斷。盡管貧困戶組的社會資本均值低于非貧困組,但社會資本的風(fēng)險分擔(dān)機制是相互的,貧困戶依然可通過社會資本來獲取就醫(yī)信息、借貸等幫助,從而有效抑制健康沖擊對貧困脆弱性的正向影響;再者,駐村扶貧干部也可為發(fā)生健康沖擊的貧困戶申請救助信息,提升其家庭成員的就業(yè)機會。因此,社會資本的負向調(diào)節(jié)作用在貧困戶組和非貧困戶組之間無明顯差異。

對于戶主是否從事非農(nóng)工作而言,第(4)列表明非農(nóng)工作組中社會資本顯著降低了健康沖擊對貧困脆弱性的正向影響,而第(3)列務(wù)農(nóng)組中交互項系數(shù)的估計值為負但不顯著。從事非農(nóng)工作在一定程度上可以突破傳統(tǒng)親緣和地緣的限制,擴展業(yè)緣關(guān)系,建立一種新的且質(zhì)量較高的社會關(guān)系網(wǎng),而且“離土不離鄉(xiāng)”的就近非農(nóng)就業(yè)者在擴展業(yè)緣關(guān)系的同時維系了既有社會網(wǎng)絡(luò),從而擁有更大的社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模[28]。因此,社會資本緩解健康沖擊對貧困脆弱性的正向影響作用對戶主從事非農(nóng)工作的家庭更為有效,經(jīng)驗p值(0.004)也證實了這一點。

從地域異質(zhì)性看,第(5)～(6)列表明變量健康沖擊×社會資本的系數(shù)估計值在北方分裂型村莊中不顯著,而在中部分散型村莊中顯著為負,說明社會資本降低健康沖擊對貧困脆弱性的促進作用在中部分散型村莊中較為突出?？赡艿慕忉屖侵胁糠稚⑿痛迩f人情交往的功利性較強,村民可有意識和有選擇地根據(jù)感情、利益或其他的家庭功能性需要來建構(gòu)人情圈,并且為了彌補人情交往中禮金的虧損,村民可擴展人情項目和次數(shù)以收回禮金[27],既鞏固和提升了社會資本,又降低了支出風(fēng)險,因此分散型村莊家庭社會資本的調(diào)節(jié)作用較為明顯。北方分裂型村莊人情關(guān)系構(gòu)架為小親族關(guān)系和鄰里關(guān)系并存,但即使是親族內(nèi)部,有時也很難借到錢,而且事后也需給提供幫助者買禮品,家落中道的家庭更是如此,即網(wǎng)絡(luò)成員提供的經(jīng)濟或勞動力支持具有不穩(wěn)定性,從而使得社會資本的負向調(diào)節(jié)作用不顯著。

六、研究結(jié)論與政策建議

本文基于2018—2019年“精準(zhǔn)健康扶貧與人口發(fā)展”專項調(diào)查數(shù)據(jù),在利用預(yù)期貧困的脆弱性(VEP)理論測度農(nóng)村家庭貧困脆弱性的基礎(chǔ)上,實證分析了健康沖擊、社會資本與貧困脆弱性間的作用機理,得出的主要結(jié)論如下:(1)健康沖擊會顯著增加家庭未來陷入貧困的風(fēng)險,而社會資本有助于家庭降低貧困脆弱性,一定程度上還能有效緩解或弱化健康沖擊對于貧困脆弱性的促進作用。這一結(jié)論在對社會資本使用工具變量法、健康沖擊進行遺漏變量檢驗排除潛在的內(nèi)生性問題以及穩(wěn)健性檢驗后依然成立。(2)健康沖擊、社會資本及二者交互項對不同貧困脆弱性家庭的影響存在異質(zhì)性。高貧困脆弱性家庭更易因健康沖擊而導(dǎo)致未來陷入貧困,低貧困脆弱性家庭幾乎不受影響;社會資本降低家庭未來陷入貧困風(fēng)險的作用對中高貧困脆弱性家庭較大,高貧困脆弱性家庭次之;同時,社會資本在健康沖擊影響貧困脆弱性過程中的負向調(diào)節(jié)作用對高貧困脆弱性家庭更大,中高貧困脆弱性家庭次之,但對于低和中低貧困脆弱性家庭,社會資本反而促進了健康沖擊的未來致貧作用。(3)社會資本的調(diào)節(jié)作用會因戶主工作類型及人情地域差異而產(chǎn)生不同。相較于戶主務(wù)農(nóng)和處于西部分裂型村莊的家庭而言,對于戶主從事非農(nóng)工作和處于中部分散型村莊的家庭,社會資本抑制健康沖擊對貧困脆弱性的促進作用會更加明顯,但此抑制作用在貧困戶和非貧困戶間無明顯差異。

根據(jù)以上結(jié)論,本文提出如下政策建議:

第一,依據(jù)貧困脆弱性理論健全防止因病返貧致貧動態(tài)監(jiān)測和精準(zhǔn)幫扶機制。依托現(xiàn)有扶貧開發(fā)信息系統(tǒng),統(tǒng)籌考慮收入、消費、資產(chǎn)及健康狀況等因素,利用大數(shù)據(jù)工具分類健全因病致貧返貧風(fēng)險人群動態(tài)監(jiān)測預(yù)警系統(tǒng),總結(jié)脫貧攻堅期的經(jīng)驗和不足,結(jié)合實際情況確定合理的收入基準(zhǔn)線和脆弱線監(jiān)測標(biāo)準(zhǔn);對經(jīng)醫(yī)保、大病保險等支付后家庭或個人醫(yī)療費用負擔(dān)仍然較重或?qū)е录彝セ旧畛霈F(xiàn)嚴(yán)重困難的群體進行重點監(jiān)測,并上門摸排走訪采集信息,及時預(yù)警并進行針對性的干預(yù)和幫扶;加強相關(guān)部門或單位間的數(shù)據(jù)共享和對接,協(xié)同做好風(fēng)險研判和處置。

第二,重視農(nóng)村家庭社會資本的培育,提升家庭自我發(fā)展能力。應(yīng)充分挖掘社會資本在抵御風(fēng)險沖擊和降低貧困脆弱性中的作用,合理引導(dǎo)村民應(yīng)用社會資本這一非正式機制,同時相關(guān)部門也要加強宣傳輕禮重情的人情往來取向,合理安排人情支出;大力發(fā)展農(nóng)村合作社與集體經(jīng)濟組織,結(jié)合地區(qū)優(yōu)勢特色資源,引入社會力量參與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)建設(shè),讓村民廣泛地參與進來(特別是貧困脆弱性高的群體及務(wù)農(nóng)家庭),強化村民間的信任和團結(jié),促使其互幫互助;個人和家庭成員也要更多地參加集體活動,拓展人際關(guān)系,豐富社會網(wǎng)絡(luò)。

第三,統(tǒng)籌兼顧內(nèi)部風(fēng)險防范與外部資源供給。推行“預(yù)防為主,防止結(jié)合”的健康理念,積極提升農(nóng)村居民健康素養(yǎng),培養(yǎng)健康生活方式,增強疾病防控意識,持續(xù)加強欠發(fā)達地區(qū)村居環(huán)境的治理;政府部門應(yīng)針對不同群體分類分層完善信貸優(yōu)惠政策和金融扶持政策,對經(jīng)濟基礎(chǔ)弱、風(fēng)險應(yīng)對能力差及貧困脆弱性高的群體,可以推行免息信貸政策,同時也要引導(dǎo)民間借貸規(guī)范化、合理化;加強基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)能力標(biāo)準(zhǔn)化建設(shè),鼓勵全科醫(yī)生下基層,推動優(yōu)質(zhì)醫(yī)療衛(wèi)生資源擴容下沉,持續(xù)推動“互聯(lián)網(wǎng)+醫(yī)療健康”發(fā)展,合理配置醫(yī)療衛(wèi)生資源,提升農(nóng)村衛(wèi)生健康服務(wù)能力,加強婦幼、老年人和殘疾人等易受健康沖擊人群的健康服務(wù)。