郭 為 田加文

(青島大學(xué)旅游與地理科學(xué)學(xué)院,山東青島 266071)

0 引言

貧困是一個(gè)歷史悠久且沉重的話題。國(guó)際勞工組織最早提出了人類基本需要(Carney,1970),20世紀(jì)70年代這一概念擴(kuò)展到生活、不平等和外部性3個(gè)方面(施錦芳,2010)。20世紀(jì)90年代,聯(lián)合國(guó)開發(fā)計(jì)劃署圍繞貧困編制了人類發(fā)展指數(shù)(Human Development Index,HDI)和人類貧困指數(shù)(Human Poverty Index,HPI)①。2000年,在聯(lián)合國(guó)千年首腦會(huì)議上,世界各國(guó)就消除貧窮、饑餓、疾病、文盲、環(huán)境惡化和對(duì)婦女的歧視,制定了千年發(fā)展目標(biāo)(Millennium Development Goals,MDGs)[注]聯(lián)合國(guó)開發(fā)計(jì)劃署.人類發(fā)展報(bào)告[EB/OL].[2017-06-12].http://www.un.org/zh/aboutun/structure/undp/report.shtml.United Nations.The millennium development goals report 2014[R/OL].(2014-09-05)[2017-06-12].http://www.un.org/millennium goals/news.shtml.。貧困的概念逐漸從絕對(duì)貧困擴(kuò)展到了相對(duì)貧困和權(quán)利貧困(徐勤山,2013)。

改革開放后,我國(guó)的扶貧工作持久且效果顯著,大致經(jīng)歷了5個(gè)階段:體制改革推動(dòng)扶貧階段(1978年—1985年)、大規(guī)模開發(fā)式扶貧階段(1986年—1993年)、扶貧攻堅(jiān)階段(1994年—2000年)、綜合開發(fā)階段(2000年—2010年)和精準(zhǔn)脫貧攻堅(jiān)階段(2011年至今)[注]作者據(jù)統(tǒng)計(jì)資料整理得出,受篇幅限制,在此不一一列舉資料來(lái)源,如有需要請(qǐng)聯(lián)系作者。。為了幫助貧困人口脫貧,國(guó)家專門成立了國(guó)務(wù)院扶貧開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組。2017年6月21日,國(guó)家主席習(xí)近平看望了山西省忻州市岢嵐縣趙家洼村特困戶王三女一家[注]國(guó)務(wù)院扶貧開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室.習(xí)近平總書記在山西深度貧困地區(qū)調(diào)研脫貧攻堅(jiān)[EB/OL].(2017-06-22)[2017-07-28].http://www.cpad.gov.cn/.。2017年8月,中央紀(jì)委公開曝光了九起扶貧領(lǐng)域腐敗問題典型案例[注]國(guó)務(wù)院扶貧開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室.中央紀(jì)委公開曝光九起扶貧領(lǐng)域腐敗問題典型案例[EB/OL].[2017-07-28].http://www.cpad.gov.cn/art/2017/8/24/art_624_68102.html.。由此可見,扶貧工作已成為當(dāng)前我國(guó)一項(xiàng)重要的政治任務(wù)。

扶貧的本質(zhì)是提高貧困人口的收入水平,而提高收入的有效途徑是幫助貧困人口實(shí)現(xiàn)就業(yè)。在現(xiàn)階段,我國(guó)絕對(duì)貧困人口主要集中在偏遠(yuǎn)山區(qū),在這些地方實(shí)現(xiàn)貧困人口的正規(guī)就業(yè)不現(xiàn)實(shí),而相對(duì)貧困人口則散落在城市中,通常以非正規(guī)就業(yè)的方式謀生。因此,利用偏遠(yuǎn)地區(qū)良好的生態(tài)環(huán)境或城市本身的資源和集散功能,發(fā)展旅游業(yè),吸引游客,實(shí)現(xiàn)居民的“本地化”非正規(guī)就業(yè)是解決偏遠(yuǎn)地區(qū)絕對(duì)貧困和城市相對(duì)貧困的可行途徑。但是,我們?cè)撊绾卫梅钦?guī)就業(yè),使現(xiàn)有的扶貧手段變得更有效和更具針對(duì)性呢？

1 文獻(xiàn)綜述

貧困是一個(gè)內(nèi)容極為寬泛的概念,不同國(guó)家、不同歷史時(shí)期、不同社會(huì)制度、不同經(jīng)濟(jì)背景下,貧困的特征大相徑庭,導(dǎo)致貧困的因素多種多樣(薩繆爾森,1998)。關(guān)于“貧困”的基本理論最早可以追溯到斯密的“交換價(jià)值貧乏論”[注]斯密說(shuō):“一個(gè)人是貧還是富,就看他在什么程度上享有人生的必需品、便利品和娛樂品。”(斯密,1972)和李嘉圖的“使用價(jià)值貧乏論”[注]李嘉圖(2009)認(rèn)為:“價(jià)值與財(cái)富在本質(zhì)上是不同的,因?yàn)閮r(jià)值不取決于數(shù)量多寡,而取決于生產(chǎn)的困難或便利。制造業(yè)中一百萬(wàn)人的勞動(dòng)永遠(yuǎn)生產(chǎn)出相同的價(jià)值,但卻不會(huì)永遠(yuǎn)生產(chǎn)出相同的財(cái)富。由于機(jī)器的發(fā)明,由于技術(shù)的熟練,由于更好的分工,由于使我們能夠進(jìn)行更有利的交換的新市場(chǎng)的發(fā)現(xiàn),一百萬(wàn)人在一種社會(huì)情況下所能生產(chǎn)的‘必需品、享用品和娛樂品’等財(cái)富可以比另一種社會(huì)情況下大二至三倍,但他們卻不能因此而使價(jià)值有任何增加?！?。經(jīng)濟(jì)學(xué)是貧困理論的重要陣地,至今積累了非常豐富的論述,主要分為結(jié)構(gòu)主義貧困理論 、新古典主義貧困理論和激進(jìn)主義貧困理論。結(jié)構(gòu)主義貧困理論重視資本積累和資本形成的重要作用,主張發(fā)展中國(guó)家實(shí)施經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的平衡戰(zhàn)略(Nurkse,1953;Nelson,1956;Leibenstein,1957;Myrdal,1957;Rosenstein-Rodan,1961;Lewis,1954);新古典主義貧困理論強(qiáng)調(diào)新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的普遍適用性和市場(chǎng)機(jī)制的不可替代性,反對(duì)政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù),強(qiáng)調(diào)人力資本在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用(Hirschman,1958;Schultz,1961);激進(jìn)主義貧困理論對(duì)現(xiàn)存的世界經(jīng)濟(jì)制度持激進(jìn)的否定態(tài)度,并認(rèn)為不利的世界經(jīng)濟(jì)秩序是導(dǎo)致發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)貧困的重要原因[注]對(duì)貧困理論具有貢獻(xiàn)的還有馬克思和馬爾薩斯。馬克思從制度層面分析了無(wú)產(chǎn)階級(jí)的貧困,馬爾薩斯利用人口的幾何級(jí)數(shù)增長(zhǎng)與食物的算術(shù)級(jí)數(shù)增長(zhǎng)之間的矛盾說(shuō)明了貧困的必然性。(Baran,1973;Frank,1978;Amin,1976;Emmanuel,1972)。與經(jīng)濟(jì)學(xué)側(cè)重從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配緩解貧困不同,社會(huì)學(xué)主要從社會(huì)資本的層面強(qiáng)調(diào)對(duì)貧困緩解。社會(huì)資本理論是在尊重貧困群體缺少物質(zhì)資本的條件下,利用社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)來(lái)積累資本,實(shí)現(xiàn)貧困群體參與式發(fā)展(孫同全 等,2013)。在社會(huì)資本框架中,貧困是政治、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化方面的綜合問題,緩解貧困應(yīng)該在以上4個(gè)方面相互作用的框架下進(jìn)行。經(jīng)濟(jì)貧困只是貧困的一種形式,更深層次的問題是權(quán)力問題,比如缺乏選擇的機(jī)會(huì)等。

我國(guó)改革開放以來(lái)的反貧困工作呈現(xiàn)出“改革扶貧——開發(fā)扶貧——攻堅(jiān)扶貧——定點(diǎn)扶貧——精準(zhǔn)扶貧”的遞進(jìn)關(guān)系(劉解龍 等,2015)。精準(zhǔn)扶貧是我國(guó)當(dāng)前扶貧的指導(dǎo)思想(王華麗 等,2017;羅江月 等,2014;鄧維杰,2014;李石花,2016;李侑峰,2016)。精準(zhǔn)扶貧是為了精準(zhǔn)脫貧(李宏,2015;莊天慧 等,2016)。精準(zhǔn)扶貧的最終目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)貧困人口的脫貧以及脫貧之后的生計(jì)可持續(xù)發(fā)展(鄭瑞強(qiáng) 等,2016)。但是,目前我國(guó)精準(zhǔn)扶貧工作存在貧困戶參與不足(李國(guó)治 等,2016;孟媛,2016),貧困對(duì)象識(shí)別不準(zhǔn)(張笑蕓 等,2014;王國(guó)勇 等,2015),扶貧資金有限和駐村扶貧工作效果較差等問題(葛志軍 等,2015;王國(guó)勇 等,2015)。有許多扶貧項(xiàng)目缺乏強(qiáng)有力的政治支撐,很難持久地作用于最貧困人口(Sen,1992)。另外,很多地方基層工作過于功利,把精準(zhǔn)扶貧理解成精準(zhǔn)救濟(jì)(李毅,2016)。精準(zhǔn)扶貧的措施大都缺乏可持續(xù)性(公衍勇,2015),而且忽略了對(duì)老百姓自身發(fā)展能力的培養(yǎng)(王國(guó)勇 等,2015)。精準(zhǔn)扶貧過程中脫貧人員出現(xiàn)較嚴(yán)重的返貧現(xiàn)象(王穎,2006),部分地區(qū)為了完成中央政府制定的硬性指標(biāo),僅僅給予財(cái)政補(bǔ)助,讓村民粗暴地“被脫貧、假脫貧”(李偉,2017),如王介勇等(2016)根據(jù)124個(gè)貧困村調(diào)查數(shù)據(jù)測(cè)算發(fā)現(xiàn),近三年來(lái),貧困地區(qū)平均返貧率為12.9%,其中,六盤山區(qū)、燕山-太行山區(qū)和秦巴山區(qū)返貧率分別高達(dá)53.7%、36.7%和29.5%,山西、甘肅、河北返貧率分別達(dá)67.2%、53.7%和35.4%。

旅游業(yè)是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè),對(duì)解決就業(yè)問題具有強(qiáng)大的功能(郭為 等,2014;Ashley et al.,2000)。1999年,英國(guó)國(guó)際發(fā)展局在可持續(xù)發(fā)展委員會(huì)的報(bào)告中提出PPT(Pro-Poor Tourism)概念,將旅游發(fā)展與消除貧困直接相連(Zeng et al.,2012),并認(rèn)為旅游扶貧在促進(jìn)人口脫貧致富中能發(fā)揮較大的作用(鄧小海,2015)。由于旅游業(yè)進(jìn)入門檻低,適合受教育和技能水平低的貧困人口(郭為 等,2016),如旅游工藝品銷售可以為處于劣勢(shì)地位的婦女和殘疾人提供收入機(jī)會(huì)[注]WILLIAMS E,WHITE A,SPENCELEY A,2001.UCOTA-the Uganda community tourism association:a comparison with NACOBTA[Z/OL].https://www.odi.org/publications/.。Meyer(2007)和 Pillay等(2013)從價(jià)值鏈角度,發(fā)現(xiàn)旅游業(yè)強(qiáng)化了其他產(chǎn)業(yè)之間的聯(lián)系,為貧困人口提供了更多的就業(yè)機(jī)會(huì)。周歆紅(2002)也贊同扶助貧困人口實(shí)現(xiàn)旅游就業(yè)。

現(xiàn)階段我國(guó)政府扶貧的關(guān)注點(diǎn)在于期望通過家庭小額金融支持、轉(zhuǎn)移支付等手段快速脫貧[注]鳳凰國(guó)際智庫(kù).中國(guó)政府主導(dǎo)的扶貧方式[R/OL].https://pit.ifeng.com/report/special/zgfpbg/chapter4.shtml.。但是,由于信息不對(duì)稱等原因,政府很難“精準(zhǔn)”把握扶貧手段在貧困家庭中發(fā)生作用的途徑,因此導(dǎo)致金融資源或培訓(xùn)機(jī)會(huì)等在家庭中發(fā)生錯(cuò)配。具體來(lái)說(shuō),政府很難獲知家庭中誰(shuí)(丈夫或妻子)能主導(dǎo)家庭資金的投向和使用(家庭話語(yǔ)權(quán))？家庭話語(yǔ)權(quán)者的行為偏好如何？家庭話語(yǔ)權(quán)者的行為偏好與家庭貧困狀況有關(guān)系嗎？很顯然,如果我們能夠有效識(shí)別家庭話語(yǔ)權(quán)的擁有者及其行為偏好,政府部門的扶持手段就更具針對(duì)性。例如:如果丈夫是家庭話語(yǔ)權(quán)的擁有者但偏愛酗酒賭博,那么政府扶貧資金可以控制性[注]控制性主要是指通過對(duì)家庭話語(yǔ)權(quán)者行為的監(jiān)控,防止資金落到行為偏好不良的家庭話語(yǔ)權(quán)者手中。地發(fā)放到妻子手中。最根本的,我們可以通過就業(yè)(在偏遠(yuǎn)貧困村,主要是旅游非正規(guī)就業(yè))的方式提高或加強(qiáng)行為偏好良好的家庭成員的家庭話語(yǔ)權(quán),改善資金或其他政府支持手段扶貧的效果,真正做到“精準(zhǔn)扶貧”。

2 數(shù)據(jù)采集

2.1 調(diào)研與數(shù)據(jù)采集

我們對(duì)青島市的旅游非正規(guī)就業(yè)者進(jìn)行了抽樣調(diào)查。青島是一個(gè)典型的旅游城市,從事旅游非正規(guī)就業(yè)的群體數(shù)量龐大,這些人大多來(lái)自周邊鄉(xiāng)村或者是青島市區(qū)的下崗職工,因?yàn)橹R(shí)或技能等方面的原因無(wú)法進(jìn)入正規(guī)就業(yè)市場(chǎng),他們與偏遠(yuǎn)地區(qū)群體因?yàn)槎?jīng)濟(jì)分割處于相同的生存狀態(tài)中。本文關(guān)于貧困的設(shè)定沒有采用國(guó)家劃定的貧困線[注]因?yàn)楦鞯胤绞杖胨讲煌?貧困標(biāo)準(zhǔn)也不能一樣。按照國(guó)家2016年年人均純收入3000元的貧困標(biāo)準(zhǔn),有些發(fā)達(dá)地區(qū)可能就沒有貧困人口,但事實(shí)上有些人仍處于相對(duì)貧困狀態(tài)中。,而是根據(jù)調(diào)研中反映出來(lái)的收入水平,結(jié)合2016年青島的人均收入[注]2016年青島市單位就業(yè)人員年平均工資為58551元,月平均4879.3元,其中,在崗職工年平均工資為58917元。城鎮(zhèn)非私營(yíng)單位就業(yè)人員年平均工資為75803元,其中,在崗職工年平均工資為76616元。城鎮(zhèn)私營(yíng)單位就業(yè)人員年平均工資為45430元。其中,在崗職工年平均工資45456元。(資料來(lái)源:佚名.2016年青島人平均工資公布！[EB/OL].(2017-06-04).https://baijiahao.baidu.com/s?id=15692264397 52502&wfr=spider&for=pc.),從而判斷是否處在貧困狀態(tài)。

本次調(diào)研由1名教師和13位學(xué)生完成,共分為3組。調(diào)研時(shí)間集中在2017年8月23日至30日,最終選取了青島流清河、棧橋、魯迅公園、中山公園、極地海洋世界、五四廣場(chǎng)等景點(diǎn)為調(diào)研地。共發(fā)放300份問卷,回收300份,剔除無(wú)效問卷8份,共得到292份問卷。問卷主要調(diào)查了青島從事旅游非正規(guī)就業(yè)者的家庭信息、收入、對(duì)非正規(guī)就業(yè)的感知,以及家庭話語(yǔ)權(quán)等,其目的是從微觀層面了解在家庭正常生活狀態(tài)下[注]家庭正常生活狀態(tài)是指家庭沒有受到災(zāi)害、疾病等其他不可控因素的影響。,哪些因素會(huì)導(dǎo)致家庭貧困。

2.2 樣本結(jié)構(gòu)特征

本次調(diào)研受訪者年齡主要集中在30歲～50歲。男女比例較接近,分別為48.3%和51.7%;外地人口居多,占60.6%;農(nóng)村戶籍偏多,為59.9%;家庭年總收入3萬(wàn)元以下的占21.2%,8萬(wàn)元及以上的占33.9%(見表1)。以青島市單位就業(yè)人員年平均收入約6萬(wàn)元計(jì)[注]依據(jù)2000—2016年《青島統(tǒng)計(jì)年鑒》中公布的青島個(gè)人年均收入計(jì)算得到。,調(diào)研中約51%的旅游非正規(guī)就業(yè)群體低于平均值。以1.5萬(wàn)元標(biāo)準(zhǔn)差計(jì)算,95%的置信區(qū)間為3萬(wàn)元～9萬(wàn)元,因此,低于3萬(wàn)元的家庭可以合理地歸于貧困家庭。

在本次調(diào)研中,旅游非正規(guī)就業(yè)收入占家庭年總收入約1/3的家庭71戶,占24.3%;占家庭年總收入約1/2的占16.4%;全部收入都來(lái)自旅游非正規(guī)就業(yè)的家庭約有47戶,占16.1%。由此可見,旅游非正規(guī)就業(yè)收入對(duì)于一般家庭的生計(jì)而言,非常重要。其中,調(diào)研的家庭中,3口之家最多,為131戶,占44.9%;5口之家及以上的為53戶,占18.2%(見表1)。

表1 樣本結(jié)構(gòu)特征

注:其他指人口超過6口的家庭。

3 數(shù)據(jù)分析

3.1 基本模型回歸分析

為了研究家庭正常狀態(tài)下導(dǎo)致家庭貧困的影響因素,我們分別以家庭收入和家庭話語(yǔ)權(quán)二分類變量為因變量,利用Binary Logistic模型來(lái)研究家庭貧困和家庭話語(yǔ)權(quán)的影響因素(模型1和模型2);并以收入三分類變量為因變量,利用Multinomial Logistic 模型進(jìn)一步研究導(dǎo)致不同家庭收入水平的影響因素(模型3)。

模型設(shè)定如下:

其中,Pi、P1分別表示選擇第i類事件發(fā)生的概率和參照事件的概率;α和εi分別為常數(shù)項(xiàng)(截距)和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)(服從二項(xiàng)分布);x1、x2、x3分別表示性格、家庭話語(yǔ)權(quán)影響因素和旅游非正規(guī)就業(yè)因子;sex、red、cat、sca分別表示性別、戶籍、戶籍類別和家庭規(guī)模(人口數(shù));θ、β分別為各對(duì)應(yīng)變量的系數(shù)。

通過回歸,我們發(fā)現(xiàn)(見表2):

第一,在模型1中,以家庭收入二分類為因變量(分別為家庭年總收入3萬(wàn)元以下和家庭年總收入3萬(wàn)元及以上)計(jì)算,結(jié)果顯示,家庭規(guī)模顯著影響家庭收入水平。以2口及以下的家庭為參照組,3口～4口規(guī)模家庭獲得年總收入3萬(wàn)元及以上的概率與2口及以下家庭的比值比為2.574[注]比值比是指一種水平下兩類事件發(fā)生與不發(fā)生概率比比上另一種水平下同樣兩類事件發(fā)生的概率比,如3口～4口規(guī)模家庭獲得年總收入3萬(wàn)元及以上概率與3口～4口規(guī)模家庭獲得年總收入3萬(wàn)元以下概率之比比上2口及以下規(guī)模家庭獲得年總收入3萬(wàn)元及以上的概率與2口及以下規(guī)模家庭獲得年總收入3萬(wàn)元及以下的概率之比,這個(gè)比值為2.574。,5口及以上規(guī)模家庭獲得年總收入3萬(wàn)元及以上的概率與2口及以下家庭的比值比為3.390。可以看出,在一個(gè)和平穩(wěn)定與商業(yè)相對(duì)繁榮的時(shí)期,家庭具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。另外,家庭話語(yǔ)權(quán)者的性格對(duì)家庭收入水平也具有顯著影響。外向型性格話語(yǔ)權(quán)者的家庭獲得3萬(wàn)元及以上年總收入的概率與內(nèi)向型性格話語(yǔ)權(quán)者的比值比是0.461。也就是說(shuō),家庭中內(nèi)向型性格的話語(yǔ)權(quán)者比外向型性格的話語(yǔ)權(quán)者更能提高家庭收入。

第二,在模型2中,以家庭話語(yǔ)權(quán)為因變量,我們發(fā)現(xiàn),家庭話語(yǔ)權(quán)者的性格、個(gè)人收入以及家庭話語(yǔ)權(quán)影響因素和旅游非正規(guī)就業(yè)的交互作用顯著影響家庭話語(yǔ)權(quán)。站在個(gè)體角度,外向型性格的個(gè)體在家庭中擁有話語(yǔ)權(quán)的概率與內(nèi)向型性格者擁有話語(yǔ)權(quán)概率的比值比為3.102。我們把家庭話語(yǔ)權(quán)影響因素分為了兩類:收入和性格[注]通過與心理學(xué)專家交流,他們推薦將收入和性格作為家庭話語(yǔ)權(quán)的影響因素。。我們發(fā)現(xiàn),收入對(duì)家庭話語(yǔ)權(quán)的影響不如性格,即收入影響下的家庭中擁有話語(yǔ)權(quán)對(duì)沒有話語(yǔ)權(quán)的比值比是0.014。并且家庭話語(yǔ)權(quán)影響因素和旅游非正規(guī)就業(yè)顯著影響家庭話語(yǔ)權(quán),即旅游非正規(guī)就業(yè)提高了個(gè)體在家庭中“說(shuō)話的分量”。交互項(xiàng)聯(lián)合提高一點(diǎn),話語(yǔ)權(quán)提高的比率是原來(lái)的2.613。

第三,在模型3中,以家庭收入三分類為因變量,分別為收入3萬(wàn)元以下、3萬(wàn)元(含)～6萬(wàn)元和6萬(wàn)元及以上,以家庭3萬(wàn)元以下的收入作為參照,利用Multinomial Logistic模型進(jìn)行回歸?？梢钥闯?家庭話語(yǔ)權(quán)者的性格對(duì)家庭收入水平具有統(tǒng)計(jì)上顯著的影響,即外向型話語(yǔ)權(quán)家庭獲得收入3萬(wàn)元(含)～6萬(wàn)元的概率與內(nèi)向型話語(yǔ)權(quán)家庭的比值比是0.438。另外,規(guī)模為3口～4口人的家庭獲得收入6萬(wàn)元及以上的概率與2口及以下之家的比值比是4.025,而對(duì)于5口及以上規(guī)模的家庭獲得收入6萬(wàn)元及以上的概率與2口之家的比值比是6.340。

表2 基本模型回歸結(jié)果

注:***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上統(tǒng)計(jì)顯著;a表示變量中的收入與被解釋變量中收入不同,它是通過0和1區(qū)分的虛擬變量。

綜上所述,我們可以發(fā)現(xiàn)以下規(guī)律:第一,家庭具有一定程度的規(guī)模經(jīng)濟(jì),外向型性格的家庭話語(yǔ)權(quán)者在提高家庭收入上不及內(nèi)向型性格的家庭話語(yǔ)權(quán)者[注]這一結(jié)論與一般經(jīng)驗(yàn)相反,但反過來(lái)說(shuō)明了內(nèi)向型性格話語(yǔ)權(quán)者在決策上的有效性。;第二,家庭話語(yǔ)權(quán)者性格、個(gè)人收入以及家庭話語(yǔ)權(quán)影響因素和旅游非正規(guī)就業(yè)的交互作用顯著影響家庭話語(yǔ)權(quán),即外向型性格提高了個(gè)體的家庭話語(yǔ)權(quán),旅游非正規(guī)就業(yè)通過個(gè)人收入或性格的交互作用間接提高了個(gè)體在家庭中的話語(yǔ)權(quán)。

3.2 控制內(nèi)生性后的回歸結(jié)果

通過前文研究發(fā)現(xiàn),家庭話語(yǔ)權(quán)能夠顯著影響家庭收入,但是這種影響可能不是隨機(jī)的(Posadas et al.,2013),因?yàn)檫€存在反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,即不是家庭話語(yǔ)權(quán)影響了家庭收入,而是家庭收入影響了個(gè)體在家庭中的話語(yǔ)權(quán)。借鑒Arellano等(1995)的做法,本文把個(gè)體性格作為工具變量來(lái)解決內(nèi)生性問題。其原因是,把個(gè)體性格作為工具變量,既滿足了與關(guān)鍵解釋變量家庭話語(yǔ)權(quán)的相關(guān)性,又滿足了與被解釋變量家庭收入的排他性。

在控制內(nèi)生性模型中,我們將多個(gè)類別的收入合并為家庭收入3萬(wàn)元及以上和3萬(wàn)元以下二分類變量,代表貧困和非貧困兩個(gè)狀態(tài)。經(jīng)過變換后,采用了線性工具變量法通過兩階段回歸來(lái)解決內(nèi)生性的問題。運(yùn)用R3.5.1軟件分析得出Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計(jì)量的值是12.538,大于10,排除了弱工具變量的問題(Stock et al.,2005)。通過工具變量控制反向因果關(guān)系后,可以看出,個(gè)體性格顯著影響了家庭話語(yǔ)權(quán),家庭話語(yǔ)權(quán)在內(nèi)生變量被控制后也顯著影響了家庭收入(見表3)。

表3 控制內(nèi)生性后的回歸結(jié)果

注:受版面所限,表中沒有列出其他控制變量的回歸系數(shù);*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著;括號(hào)內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤。

在第一階段回歸中,被解釋變量家庭話語(yǔ)權(quán)以妻子為參照,丈夫如果是外向型性格的話,會(huì)提高他在家庭中的話語(yǔ)權(quán),提高概率為26.87%[=exp(0.238)],在5%水平上統(tǒng)計(jì)顯著。在第二階段回歸中,利用性別與性格的交互,將家庭話語(yǔ)權(quán)分成了4個(gè)變量,其中以妻子外向型性格為參照組?；貧w結(jié)果顯示,家庭話語(yǔ)權(quán)掌握在外向型性格的丈夫手中對(duì)家庭收入的改變沒有影響,家庭話語(yǔ)權(quán)掌握在內(nèi)向型性格的妻子手中顯著提高了家庭收入,其提高概率為77.35%[=exp(0.573)],家庭話語(yǔ)權(quán)掌握在內(nèi)向型性格的丈夫手中對(duì)家庭收入提高的影響最大,其提高概率為127.27%[=exp(0.821)]?？梢钥闯?通過工具變量控制內(nèi)生性后,家庭話語(yǔ)權(quán)和性格依然會(huì)顯著影響家庭收入。

3.3 模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)與說(shuō)明

盡管我們控制了一系列可能對(duì)家庭收入產(chǎn)生影響的其他變量,但關(guān)鍵解釋變量的選擇中存在受訪者可能不誠(chéng)實(shí)報(bào)告的問題。這種不誠(chéng)實(shí)既可能來(lái)自免費(fèi)搭便車而策略性地低報(bào)收入(William et al.,2010),也可能是出于對(duì)訪問者的禮貌熱情等采取回報(bào)的高報(bào)收入(Lewis et al.,2009)。在本文中,個(gè)體可能會(huì)因?yàn)槭艿絺鹘y(tǒng)文化中內(nèi)斂、謙遜等特性的影響而偏向于選擇對(duì)自己有利的變量水平。在不可能觀測(cè)到那些人會(huì)低報(bào)或高報(bào)的情況下,我們可以通過對(duì)虛擬變量進(jìn)行重新賦值。本文中,我們將原來(lái)為3個(gè)類別的 “家庭人口規(guī)?！焙喜⒊闪藘深?4口人及其以下的賦值為0,5口人及其以上的賦值為1。如表4所示,我們發(fā)現(xiàn)關(guān)鍵解釋變量的系數(shù)符號(hào)沒有改變。證明了個(gè)體在家庭中的話語(yǔ)權(quán)對(duì)家庭收入的影響持續(xù)存在,另一方面說(shuō)明模型能夠有效地揭示家庭話語(yǔ)權(quán)、貧困與收入的關(guān)系。

表4 模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表4

注:***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上統(tǒng)計(jì)顯著;a表示變量中的收入與被解釋變量中收入不同,它是通過0和1區(qū)分的虛擬變量。

4 結(jié)論和建議

本文從家庭話語(yǔ)權(quán)角度,探討了影響家庭貧困的因素。我們發(fā)現(xiàn),家庭規(guī)模和家庭話語(yǔ)權(quán)者性格能夠顯著影響家庭收入。家庭具有一定程度的規(guī)模經(jīng)濟(jì),外向型性格的家庭話語(yǔ)權(quán)者在提高家庭收入上不及內(nèi)向型性格的家庭話語(yǔ)權(quán)者。外向型性格提高了個(gè)體的家庭話語(yǔ)權(quán),旅游非正規(guī)就業(yè)通過個(gè)人收入或性格的交互作用間接提高了個(gè)體在家庭中的話語(yǔ)權(quán)。

根據(jù)以上結(jié)論,我們提出如下建議:第一,本文以2口及以下的家庭(調(diào)研中很多是單親家庭)作為參照,發(fā)現(xiàn)單親家庭在收入增長(zhǎng)上存在明顯困難。政府應(yīng)該關(guān)注這個(gè)群體。第二,本文結(jié)論對(duì)精準(zhǔn)扶貧具有重要意義。地方政府不能簡(jiǎn)單將扶貧款發(fā)放給家庭,而應(yīng)該考慮誰(shuí)擁有家庭的話語(yǔ)權(quán),其性格和行為偏好如何,然后將款項(xiàng)發(fā)放到個(gè)體,通過村委會(huì)進(jìn)行監(jiān)督使用。具體來(lái)說(shuō),村委會(huì)以各組(隊(duì))組長(zhǎng)(隊(duì)長(zhǎng))為中介來(lái)執(zhí)行扶貧政策。組長(zhǎng)(隊(duì)長(zhǎng))通常非常熟悉組內(nèi)各成員家庭經(jīng)濟(jì)狀況,了解成員性格。通過組長(zhǎng)(隊(duì)長(zhǎng)),政府可以低成本地有效甄別合適的家庭扶助對(duì)象,避免扶貧款項(xiàng)或扶貧機(jī)會(huì)發(fā)生錯(cuò)配的現(xiàn)象。同時(shí),鼓勵(lì)貧困家庭成員從事旅游非正規(guī)就業(yè),通過非正規(guī)就業(yè)提高收入,改善家庭話語(yǔ)權(quán)。