方迎風(fēng)　張芬

摘要 改革開放以來，我國(guó)扶貧取得了舉世矚目的成就。但是，要實(shí)現(xiàn)習(xí)近平主席提出的到2020年全面建成小康社會(huì)，扶貧任務(wù)依然艱巨。在傳統(tǒng)扶貧政策的效力日漸式微的情況下，我們亟需探討扶貧政策的新方式，也需要更深入挖掘政策能有效作用于貧困人口的傳導(dǎo)機(jī)制和途徑。本文認(rèn)為，鄰里效應(yīng)是一種通過影響貧困者行為進(jìn)而影響貧困動(dòng)態(tài)的傳導(dǎo)機(jī)制之一?；诖耍疚牟捎弥袊?guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）1991-2011年共8年的面板數(shù)據(jù)，使用非線性的兩階段面板Probit模型，研究鄰里效應(yīng)作用下的人口流動(dòng)與中國(guó)農(nóng)村貧困的動(dòng)態(tài)變遷。結(jié)論顯示，鄰里效應(yīng)對(duì)個(gè)體的流動(dòng)決策與貧困的動(dòng)態(tài)變遷具有非常顯著的作用力，即村中人口流動(dòng)狀況對(duì)個(gè)體決定是否流動(dòng)具有顯著的影響，只有當(dāng)村流動(dòng)人口比例超過某個(gè)臨界值時(shí)，個(gè)體才會(huì)選擇流出，且人口流動(dòng)會(huì)降低貧困發(fā)生的可能性。村級(jí)或家戶的貧困程度越高，個(gè)體流出的可能性越低。進(jìn)而，鄰里效應(yīng)傳導(dǎo)作用下的低人口流動(dòng)和高貧困之間的相互影響導(dǎo)致了地區(qū)貧困的持久性與貧困聚集現(xiàn)象。因此，政府在實(shí)施傳統(tǒng)扶貧政策時(shí)，需要充分利用鄰里效應(yīng)的作用，將貧困者行為選擇納入到一個(gè)正向的循環(huán)加強(qiáng)機(jī)制中，使得個(gè)體走出持久性貧困和地區(qū)跳出貧困陷阱。

關(guān)鍵詞 鄰里效應(yīng)；貧困；人口流動(dòng)

中圖分類號(hào) F061.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1002-2104（2016）10-0137-07 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.10.018

改革開放以來，我國(guó)扶貧取得舉世矚目的成就。但是，目前扶貧任務(wù)依然嚴(yán)峻，還有5 575萬人生活在貧困之中。黨的“十八大”以來，中國(guó)政府更加意識(shí)到減貧的重要性和緊迫性?！笆逡?guī)劃”明確提出“未來五年要在我國(guó)現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村貧困人口實(shí)現(xiàn)脫貧，貧困縣全部摘帽，解決區(qū)域性整體貧困”。習(xí)近平主席在2015年舉辦的“減貧與發(fā)展高層論壇”上也強(qiáng)調(diào)，要加大扶貧投入，出臺(tái)更多扶貧政策，在扶貧攻堅(jiān)工作中實(shí)施精準(zhǔn)扶貧方略。隨著扶貧工作轉(zhuǎn)入攻堅(jiān)階段，小額貸款、以工代賑、整村推進(jìn)等傳統(tǒng)扶貧政策的效力日漸式微，農(nóng)村貧困問題依然突出，亟需探討扶貧政策的新方式，也需要更深入挖掘政策能有效作用于貧困人口的傳導(dǎo)機(jī)制和途徑。

然而，已有研究和政策制定往往強(qiáng)調(diào)某一政策所產(chǎn)生的減貧效果，而忽視了政策作用于貧困的內(nèi)在傳導(dǎo)機(jī)制，容易導(dǎo)致不同地區(qū)政府在政策選擇上的短視或盲從，不僅影響了相關(guān)扶貧政策的實(shí)施效率，政策著力點(diǎn)也缺乏精準(zhǔn)性。本文認(rèn)為，鄰里效應(yīng)是一種通過影響貧困者行為進(jìn)而影響貧困動(dòng)態(tài)的傳導(dǎo)機(jī)制之一。貧困者行為其中最主要的一個(gè)方面就是流動(dòng)決策。本文以個(gè)體流動(dòng)決策作為研究對(duì)象，研究個(gè)體流動(dòng)決策在鄰里效應(yīng)的作用下對(duì)中國(guó)農(nóng)村貧困動(dòng)態(tài)變遷的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，鄰里效應(yīng)的正反饋機(jī)制與門檻效應(yīng)相互作用，使得貧困地區(qū)居民束縛在既有的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)下無法流動(dòng)，導(dǎo)致該地區(qū)落入低水平均衡，陷入貧困陷阱。這為貧困持久性和區(qū)域性貧困聚集的形成機(jī)制提供了一種理論解釋。因此，從鄰里效應(yīng)的角度研究貧困者行為將對(duì)中國(guó)農(nóng)村貧困的分析和扶貧精準(zhǔn)性的提高具有極其重要的價(jià)值。

本文使用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查1991-2011共8次調(diào)查、時(shí)間跨度為20年的面板數(shù)據(jù)，因此，能準(zhǔn)確有效地分析貧困的動(dòng)態(tài)變遷和鄰里效應(yīng)作用下的流動(dòng)決策對(duì)農(nóng)村貧困影響的長(zhǎng)期效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：首先，隨著時(shí)間的推移，貧困人口持續(xù)下降，但是有向貧困村聚集的趨勢(shì)。其次，人口流動(dòng)的確會(huì)降低貧困，相對(duì)無成員流動(dòng)的家戶，有成員流出的家戶貧困程度更低。最后，人口流動(dòng)會(huì)通過鄰里效應(yīng)影響貧困：村中向外流出的人口規(guī)模越大，鄰里信息傳遞越充分，超過一定水平，個(gè)體選擇向外流動(dòng)，家戶成為貧困的可能性就會(huì)越小，反之，貧困程度越高的村人口流動(dòng)的可能性越低，村人口流動(dòng)比例越低，則個(gè)體越易陷入持久性貧困，最終導(dǎo)致階層固化，形成區(qū)域性貧困聚集。因此，政府政策應(yīng)著力于增加信息流動(dòng)，促使貧困地區(qū)外流人口超過閾值，這樣才可能跳出貧困陷阱。

將鄰里效應(yīng)作為貧困聚集與否的傳導(dǎo)途徑，國(guó)外的研究早已有之。作為鄰里效應(yīng)領(lǐng)域的開拓者，Wilson開始分析地理上的貧困聚集現(xiàn)象。Durlauf正式從群體效應(yīng)的角度研究貧困問題，他認(rèn)為群體會(huì)通過同群效應(yīng)、榜樣效應(yīng)、社會(huì)學(xué)習(xí)和社會(huì)互補(bǔ)性四個(gè)方面影響其成員的行為選擇從而影響貧困。Fang和Zou的分析也顯示，鄰里效應(yīng)的確是中國(guó)農(nóng)村地區(qū)形成貧困聚集的一種重要作用力。Ludwig等人認(rèn)為，鄰里環(huán)境對(duì)總體生活質(zhì)量和低收入家庭幸福感有重要影響。然而，由于鄰里效應(yīng)的作用機(jī)制和模型構(gòu)建的特殊性，貧困的鄰里效應(yīng)估計(jì)存在映射問題、相關(guān)聯(lián)的不可觀察變量和內(nèi)生群體效應(yīng)等問題。因而，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)鄰里效應(yīng)的研究主要采取兩類方法：使用隨機(jī)實(shí)驗(yàn)獲取數(shù)據(jù)以規(guī)避內(nèi)生鄰里選擇和工具變量法。中國(guó)國(guó)內(nèi)目前對(duì)社會(huì)相互作用效應(yīng)的研究并不多x，并且其中的實(shí)證研究都沒有考慮可能存在的內(nèi)生性問題。本文改進(jìn)現(xiàn)有鄰里效應(yīng)的估計(jì)方法，通過選取合適的工具變量，構(gòu)建一個(gè)非線性的兩階段面板Probit模型進(jìn)行估計(jì)，解決鄰里效應(yīng)估計(jì)中的識(shí)別問題和內(nèi)生性問題，估計(jì)結(jié)果將更為可靠有效。

本文剩余部分的結(jié)構(gòu)如下：第二部分探討理論模型與實(shí)證方法；第三部分進(jìn)行數(shù)據(jù)與變量介紹，并分析人口流動(dòng)與貧困的動(dòng)態(tài)變化；第四部分實(shí)證分析，最后進(jìn)行總結(jié)。

1理論模型與實(shí)證方法

人口流動(dòng)是減少貧困的重要方式，而人口流動(dòng)的決策又取決于流動(dòng)的收益和成本。其中，收益包括工資和預(yù)期工資、子女人力資本積累而獲取的未來收益等。成本則包括農(nóng)村的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、流出的機(jī)會(huì)成本和流動(dòng)的交易成本等。這類收益和成本的獲取渠道是信息傳遞，尤其是周邊群體遷移傳達(dá)出來的信息。因此，局部區(qū)域內(nèi)的社會(huì)相互作用效應(yīng)是個(gè)體流動(dòng)決策的重要決定因素。

（1）

其中，y_ic是結(jié)果變量，表示村c中個(gè)體i的決策結(jié)果；X_ic為個(gè)體外生特征變量。X_c是村c中個(gè)體外生特征變量的村級(jí)均值；Z_e是村級(jí)特征變量；y_c是村c人口流動(dòng)比例或貧困發(fā)生率。另外，本文在回歸模型中還加入了地區(qū)變量和貧困滯后項(xiàng)。滯后項(xiàng)不僅可以用來分析貧困的持久性，還可以對(duì)個(gè)體不可觀察的特征進(jìn)行控制。加入村級(jí)控制變量和地區(qū)固定效應(yīng)，主要是為了能夠增加鄰里效應(yīng)估計(jì)的可靠性，否則很容易高估鄰里效應(yīng)的大小。

Manski指出，在估計(jì)鄰里效應(yīng)時(shí)會(huì)出現(xiàn)三種效應(yīng)：內(nèi)生效應(yīng)（模型（1）中的A）；外生效應(yīng)（又稱為情境效應(yīng)，模型（1）中的γ）；關(guān)聯(lián)效應(yīng)（模型（1）中的β和η）。因此，在鄰里效應(yīng)的估計(jì)中，會(huì)存在識(shí)別和內(nèi)生性問題。首先，針對(duì)識(shí)別問題，Manski指出，由于映射問題導(dǎo)致相應(yīng)的參數(shù)無法識(shí)別，從而無法將關(guān)聯(lián)效應(yīng)與內(nèi)生效應(yīng)分離出來。但是，他同時(shí)也指出，如果（1）是非線性的，則識(shí)別問題會(huì)有所緩解。Brock和Durlauf則認(rèn)為，在二元選擇和縱向數(shù)據(jù)環(huán)境下，識(shí)別問題是不存在的，因?yàn)榇藭r(shí)因變量和解釋變量的非線性能充分打破內(nèi)生效應(yīng)和情境效應(yīng)的共線性問題。因此，針對(duì)因變量的二元選擇特征，本文選擇非線性的面板Probit模型來進(jìn)行估計(jì)，此時(shí)識(shí)別問題得以解決。

其次，鄰里特征并不是外生變量，家戶對(duì)于鄰里的選擇受到很多約束，并且這些約束可能也是內(nèi)生的。如果鄰里特征是內(nèi)生的，則用OLS估計(jì)鄰里效應(yīng)是有偏且不一致。為解決內(nèi)生性問題，本文選擇工具變量法，但要求工具變量既與鄰里形成相關(guān)，又與個(gè)體不可觀測(cè)的特征變量不相關(guān)。Duflo等人指出，可以選用某一類可觀察的家庭特征變量的社區(qū)（村）均值作為工具變量，Evans等人在研究青少年懷孕與學(xué)校輟學(xué)行為時(shí)使用貧困率、失業(yè)率和社區(qū)平均教育水平作為工具變量。因此，本文選取村就業(yè)率、村電視擁有率、村電話擁有率作為工具變量，其中，電視擁有率和電話擁有率反映了該村所能獲取的外界信息水平。而鄰里效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制之一就是信息擴(kuò)散。

因此，本文將使用兩階段面板Probit模型，并使用最大似然估計(jì)。但需要注意的是，Honore和KyriazidoutlSj指出，當(dāng)個(gè)體效應(yīng)非線性面板數(shù)據(jù)模型中有因變量的滯后一期時(shí)，不宜使用隨機(jī)效應(yīng)Probit模型進(jìn)行估計(jì)。因此，在控制了滯后項(xiàng)的模型中，本文選用兩階段總體平均Probit模型進(jìn)行估計(jì)，反之，則使用效率更高的兩階段隨機(jī)效應(yīng)Probit模型。

2數(shù)據(jù)、變量介紹與貧困動(dòng)態(tài)

2.1數(shù)據(jù)選取

本文的數(shù)據(jù)來自中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（簡(jiǎn)稱CHNS）。該調(diào)查始于1989年，到目前為止共進(jìn)行了9次?？紤]到數(shù)據(jù)的完整性，首先，本文并未將2011年新加入調(diào)查的北京、重慶、上海這三個(gè)城市的數(shù)據(jù)納入分析；其次，由于1989年人口流動(dòng)的數(shù)據(jù)缺失，因此本文選擇從1991年開始共8年的數(shù)據(jù)。根據(jù)分析需要，本文只選取農(nóng)村家戶作為研究對(duì)象。

2.2變量介紹與貧困動(dòng)態(tài)

首先，貧困測(cè)算和貧困人口分布動(dòng)態(tài)。本文以家戶為單位測(cè)算貧困，不考慮家戶內(nèi)部的分配問題。選定貧困線為2 300元/人年，并將收入數(shù)據(jù)經(jīng)通貨膨脹調(diào)整到2011年的價(jià)格。與此同時(shí)，本文還測(cè)算了在國(guó)際貧困標(biāo)準(zhǔn)1.25美元/人天下農(nóng)村的貧困狀況，根據(jù)當(dāng)年平均匯率轉(zhuǎn)換后約為2 947元/人年。如圖1所示，在2 300元/人年的國(guó)家貧困線下，貧困發(fā)生率由1991年的52.72%減少到2011年13.67%，在1.25美元/人天的國(guó)際貧困線下，貧困發(fā)生率則相應(yīng)由64.74%減少到16.9%。貧困人口下降最快的兩段時(shí)期為1993-1997年、2006-2009年，這與汪三貴的研究結(jié)論基本相符。

其次，人口流動(dòng)的測(cè)算，以家戶為單位加以確認(rèn)。CHNS數(shù)據(jù)中有詢問家戶中每個(gè)成員或相關(guān)親戚的住所。本文忽略家戶中住在家外的人數(shù)，而以是否有成員住在村外定義人口流動(dòng)，如果有成員住在村外為即1，沒有即為0。文中還用是否有成員住在縣外定義人口流動(dòng)，以此來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。與此同時(shí)，根據(jù)對(duì)人口流動(dòng)的定義，村級(jí)人口流動(dòng)比例指村中有成員流出的家戶數(shù)占該村總家戶的比例。由表1顯見，流出人口家戶的比例由1991年的13.30%32升到2011年的39.31%，說明人口向外流出逐年增加。在研究人口流動(dòng)對(duì)貧困的影響時(shí)，文中將人口流動(dòng)變量去中心化處理，該做法能使變量解釋更有意義，并且能降低共線性，提高估計(jì)的精確度。最后，分析中還加入了一些與貧困和人口流動(dòng)相關(guān)的控制變量。所有變量的統(tǒng)計(jì)性描述和說明如表2所示。

2.3人口流動(dòng)與貧困

表1中還給出了有無流動(dòng)人口家戶之間的貧困差異及差異的顯著性。首先，不管是否存在流動(dòng)人口，所有類別的家戶貧困發(fā)生率都在顯著下降。在國(guó)家貧困線下，兩種類別下的貧困發(fā)生率都從1991年的超過50%下降到2011年的13%左右，期間有震蕩，但不是很明顯。其次，沒有流動(dòng)人口的家戶相對(duì)于有流動(dòng)人口的家戶貧困發(fā)生率顯著高8.66%。

但是，兩種類別的貧困差異，在2000年以前不顯著，2000年及其以后變得顯著。這意味著在2000年以前農(nóng)村人口向外流出的溢出效應(yīng)還不夠明顯，可能因?yàn)槿丝诹鲃?dòng)的信息傳輸機(jī)制還不是很發(fā)達(dá)，人口流動(dòng)引致的人力資本積累的作用還沒充分發(fā)揮和得到反饋。2000年以后，通訊信息技術(shù)以及交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展加快了信息傳遞、提高了工作機(jī)會(huì)與人力資本匹配度，與此同時(shí)，較早流動(dòng)人口積累的人力資本也開始獲取可觀的收益。

3估計(jì)結(jié)果與分析

3.1人口流動(dòng)和貧困的動(dòng)態(tài)變化

表3中的兩階段總體平均Probit模型的回歸結(jié)果顯示，人口流動(dòng)對(duì)于家戶脫離貧困具有積極的顯著影響。家戶人口流動(dòng)增加一單位成為貧困的概率會(huì)下降0.039，相對(duì)于Ⅳ-Probit模型來說，要低一些，Ⅳ-Probit模型為0.047。這說明通過人口流動(dòng)可以獲取信息提高家戶收入，降低貧困發(fā)生的可能性。與此同時(shí)，村中人口向外流出的規(guī)模越大，家戶成為貧困的可能性越小。但是，兩階段總體平均Probit模型顯著性不高，而在Ⅳ-Probit模型則非常顯著，并且村人口流動(dòng)率增加一個(gè)單位，落人貧困的概率會(huì)下降0.5。村內(nèi)人口流動(dòng)的信息傳遞增加家戶人口流出的可能性，并促進(jìn)貧困降低。

由表3中兩階段總體平均Probit模型的邊際效應(yīng)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)。首先，如果家戶上一年的貧困高一單位，則其下一年仍然為貧困的概率就增加了0.109，反映貧困存在較強(qiáng)的持久性。這種持久性來源于鄰里效應(yīng)、人口流動(dòng)決策與貧困形成的動(dòng)態(tài)循環(huán)加強(qiáng)機(jī)制。其次，村級(jí)貧困發(fā)生率每上升一單位，則家戶落入貧困的概率會(huì)增加0.575，說明由于鄰里效應(yīng)的作用，在既有的信息傳遞模式下，個(gè)體的行為選擇決策極大地受到其周圍人的影響，使其走出貧困存在門檻限制，如此則地區(qū)貧困有聚集的趨勢(shì)。因此，政府可以利用鄰里效應(yīng)出臺(tái)一些能產(chǎn)生正反饋強(qiáng)化效應(yīng)的扶貧政策，以此推動(dòng)貧困聚集地區(qū)跳出貧困陷阱。

在影響貧困的其他控制變量中，村中從事農(nóng)業(yè)的人口比例越高、家戶規(guī)模越大，家戶發(fā)生貧困的可能性越高，其中農(nóng)業(yè)人口比例每增加一個(gè)單位，貧困發(fā)生的可能性會(huì)增加0.138。家中就業(yè)人口比例越高、戶主教育水平越高，則家戶發(fā)生貧困的可能性越低，尤其是大學(xué)及其以上的教育水平，會(huì)有一個(gè)質(zhì)的飛躍，減貧效應(yīng)由0.074上升到0.193，說明教育尤其是高等教育對(duì)個(gè)體改變的重要性，也佐證了習(xí)近平主席提出的“扶貧必先扶智”的合理性和必要性。家戶貧困與戶主年齡的關(guān)系是個(gè)U型曲線，隨著戶主年齡的上升家戶發(fā)生貧困的可能性先下降后上升，轉(zhuǎn)折的臨界點(diǎn)約49歲。這說明精準(zhǔn)扶貧不僅需要出臺(tái)針對(duì)性的政策，還說明扶貧政策需要指向特定人群。

3.2鄰里效應(yīng)與人口流動(dòng)

人口流動(dòng)對(duì)家戶的貧困減少影響非常顯著，而局部區(qū)域內(nèi)的社會(huì)相互作用效應(yīng)是個(gè)體流動(dòng)決策的重要決定因素。由于在不存在因變量滯后項(xiàng)的情況下，隨機(jī)效應(yīng)模型效率要高些。因此，在表4中，兩階段隨機(jī)效應(yīng)Probit模型回歸結(jié)果顯示，村流動(dòng)人口比例的增加對(duì)個(gè)體流動(dòng)決策的影響是先下降后上升，說明鄰里效應(yīng)有一個(gè)臨界值，只有流動(dòng)人口超過此臨界值，個(gè)體才會(huì)選擇向外流出。個(gè)體的這種決策方式符合正常的邏輯，因?yàn)檫w移是有風(fēng)險(xiǎn)和成本的，只有信息披露充分，個(gè)體才會(huì)做出是否流動(dòng)的決策。由此處估計(jì)結(jié)果核算的臨界值大約為36.37%，即平均來說，當(dāng)村流動(dòng)人口比例超過36.37%，個(gè)體才有可能選擇流出，不過這個(gè)值跟流出人口的界定有關(guān)，由于目前我們的流動(dòng)人口定義較寬，導(dǎo)致臨界值比較高。

不僅如此，在兩階段隨機(jī)效應(yīng)Probit模型中，人口向外流出的決策與村貧困發(fā)生率是顯著的負(fù)向關(guān)系。這意味著越是在比較貧困的村中，人們選擇向外流出的可能性就會(huì)越小。而表3中結(jié)果顯示，人口流出對(duì)貧困的減少具有較強(qiáng)正向作用，結(jié)合兩階段隨機(jī)效應(yīng)Probit模型的結(jié)論，說明越是貧困的村人口流動(dòng)可能性就越小，人口流動(dòng)比例就會(huì)越低，則發(fā)生貧困的可能性就越高，如此形成一種惡性循環(huán)，貧困人口有聚集的趨勢(shì)。

表4中其他控制變量的結(jié)果在三個(gè)模型之間沒有太大差異，但是兩階段隨機(jī)效應(yīng)Probit模型的估計(jì)結(jié)果更為顯著。首先，地區(qū)農(nóng)業(yè)人口比例越高、家戶中成員有工作的比例越高，家戶成員選擇向外流動(dòng)的可能性越高。家戶規(guī)模越大，則家戶成員向外流動(dòng)的可能性越低。其次，人口流動(dòng)跟戶主年齡的關(guān)系是倒U型，也就是說，隨著戶主年齡的增加，家中有成員向外流動(dòng)的可能性增加，當(dāng)戶主年齡達(dá)到62.9歲時(shí)向外流動(dòng)的可能性開始降低。原因有兩個(gè)方面：一是，年齡增大使得其向外流動(dòng)的可能性降低；二是，家戶中有老人需要照顧。最后，相對(duì)沒有接受教育的戶主家庭，完成小學(xué)或中學(xué)教育的戶主家庭中人口流出的可能性顯著增加，而中職和大學(xué)教育及其以上戶主的家庭人口流動(dòng)可能性卻在降低，這可能是因?yàn)闅w類效應(yīng)，即教育較高的戶主本身具有較好的工作或處在較好的社區(qū)，其家庭成員能夠選擇就近工作的可能性增加。在進(jìn)行貧困村“整村推進(jìn)”和“整體遷移”時(shí)，需要防止貧困者因缺乏技能和生存資源而產(chǎn)生歸類效應(yīng)使扶貧政策失效，產(chǎn)生階層固化和地區(qū)分隔。

3.3穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在表5中我們?nèi)坎捎脙呻A段面板Probit模型進(jìn)行穩(wěn)健性分析。首先，我們將人口流動(dòng)定義的范圍收緊，現(xiàn)假設(shè)家戶中有人口流到縣外即為1，否則為0。由表5中的模型1和模型3的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，其估計(jì)結(jié)果與表3和表4中的結(jié)果差別不是很大。鄰里效應(yīng)作用下的貧困持久性與貧困聚集效應(yīng)依然非常顯著。人口流動(dòng)對(duì)減貧的影響也非常顯著，由模型3可算出人口流動(dòng)臨界值此時(shí)大約為18.21%，即村中人口流動(dòng)比例超過這個(gè)臨界點(diǎn)時(shí)，個(gè)體才有可能獲取足夠的信息而選擇流出。并且由于人口流動(dòng)的界定范圍收窄，臨界值比表4中估計(jì)的要低很多。這說明我們的估計(jì)結(jié)果比較穩(wěn)健，扶貧政策制定者需要充分考慮鄰里效應(yīng)在政策中的傳導(dǎo)作用。

其次，表5中還分析是否控制省份對(duì)回歸結(jié)果的影響，如表中模型2和模型4的回歸結(jié)果所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，如果不控制省份效應(yīng)，對(duì)部分主要結(jié)論影響較大。在模型2中，村人口流動(dòng)對(duì)貧困的影響變得不顯著，方向上也相反。在模型4中，貧困發(fā)生率對(duì)人口流動(dòng)的影響變成正向的，而且由于村人口流動(dòng)比例的二次項(xiàng)不是很顯著，人口流動(dòng)的鄰里效應(yīng)變成了線性的，隨著流動(dòng)人口比例的增加，人口向外流動(dòng)的可能性下降。出現(xiàn)這種結(jié)果與我們之前的猜測(cè)一致，即如果不控制地區(qū)效應(yīng)，則村級(jí)變量效應(yīng)中將有兩部分構(gòu)成，一種是直接的鄰里效應(yīng)，另一種是地區(qū)變量通過村級(jí)變量影響個(gè)體行為的間接效應(yīng)。

最后，驗(yàn)證家戶貧困對(duì)家戶成員流動(dòng)決策的影響，在模型中放人家戶是否貧困的滯后一項(xiàng)。如表5中模型5回歸結(jié)果所示，家戶的貧困阻礙了家戶中成員流出。因此，如果人口流出的鄰里效應(yīng)對(duì)個(gè)體流出決策的影響不是足夠強(qiáng)的情況下，貧困家庭的成員會(huì)因?yàn)樨毨Фx擇不向外流出，而家中成員都選擇不流出則會(huì)加重貧困發(fā)生的可能性，如此陷入一個(gè)惡性循環(huán)，導(dǎo)致家庭陷入持久性貧困。尤其是對(duì)貧困聚集的地區(qū)，人口流出的負(fù)向鄰里效應(yīng)很強(qiáng)，最終因這種循環(huán)加強(qiáng)機(jī)制而導(dǎo)致地區(qū)陷入貧困陷阱。

4結(jié)論

我國(guó)政府將新階段扶貧開發(fā)的重點(diǎn)集中在貧困連片區(qū)上，確定實(shí)施易地扶貧搬遷、整村推進(jìn)等重點(diǎn)扶貧工作。但是，由于存在著社會(huì)相互作用效應(yīng)，這些扶貧政策實(shí)施的效果還沒有達(dá)到最優(yōu)。因此，對(duì)于各地政府來說，要實(shí)現(xiàn)《中國(guó)農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020年）》中提出的“到2020年穩(wěn)定實(shí)現(xiàn)扶貧對(duì)象不愁吃、不愁穿，保障其義務(wù)教育、基本醫(yī)療和住房的奮斗目標(biāo)”，可以充分地利用鄰里效應(yīng)的作用機(jī)制，通過鄰里效應(yīng)引導(dǎo)和推動(dòng)個(gè)體行為選擇向有利于減貧的方向發(fā)展，將社會(huì)相互效應(yīng)推向一個(gè)正向的循環(huán)加強(qiáng)機(jī)制中去。具體的可行政策包括：

第一，加強(qiáng)貧困地區(qū)的道路交通、通訊、廣播等基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)。通過基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和電話、電視等的普及，促進(jìn)信息流通，推動(dòng)人口加速流動(dòng)，以此增強(qiáng)鄰里效應(yīng)的傳導(dǎo)作用機(jī)制，打破貧困地區(qū)固有的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的束縛。但是需防止貧困地區(qū)人口因缺乏工作技能而產(chǎn)生歸類效應(yīng)，重新流動(dòng)回到貧困地區(qū)。

第二，增加貧困地區(qū)的教育、技能培訓(xùn)和兒童營(yíng)養(yǎng)等能力投資，改善教育環(huán)境和師資質(zhì)量，通過情境效應(yīng)和鄰里效應(yīng)，提高貧困地區(qū)的教育水平。正如習(xí)近平主席在中央扶貧工作會(huì)議上強(qiáng)調(diào)的，“扶貧必須扶智”，“授人以魚，不如授人以漁”。最終，通過行為選擇的鄰里效應(yīng)傳導(dǎo)，提高整個(gè)地區(qū)的教育水平。

第三，需要強(qiáng)調(diào)的是，在有限的財(cái)政資源約束下，政府需要因地、因時(shí)選擇合適的公共政策類型才能推進(jìn)地區(qū)個(gè)體行為選擇進(jìn)入正向積極地循環(huán)加強(qiáng)機(jī)制中去，從而獲得更有效率的減貧結(jié)果，跳出貧困陷阱。

（編輯：尹建中）