陳愛麗，鄭逸芳，許佳賢，孫小宇

（福建農(nóng)林大學(xué)公共管理學(xué)院，福建 福州 350002）

貧困問題是各國政府治理面臨的重要挑戰(zhàn)，消除貧困更是全人類的共同發(fā)展愿景。我國始終積極參與減貧行動(dòng)，2012年到2018年農(nóng)村貧困發(fā)生率由10.2%下降到1.7%，累計(jì)減少貧困人口8000 多萬人，扶貧成效顯著，為加快世界減貧進(jìn)程作出了重大貢獻(xiàn)。十九大報(bào)告中明確指出精準(zhǔn)脫貧是全面建成小康社會(huì)必須采取的攻堅(jiān)行動(dòng)，打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)既關(guān)乎第一個(gè)百年奮斗目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，同時(shí)也是解決發(fā)展不充分不平衡問題的重要途徑。但消除貧困非一日之功，在脫貧攻堅(jiān)的決勝期，我國扶貧任務(wù)依然嚴(yán)峻。人力資本作為當(dāng)前農(nóng)村反貧困的重要手段，具有增強(qiáng)貧困人口可持續(xù)發(fā)展能力、阻斷貧困惡性循環(huán)的重要功能。因此，探究人力資本的減貧效應(yīng)及其作用機(jī)理對(duì)提高農(nóng)村精準(zhǔn)扶貧成效、穩(wěn)定脫貧質(zhì)量具有重要意義。

貧困是一種特殊的社會(huì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)首先關(guān)注貧困問題并嘗試分析其主要成因，研究指出資本稀缺導(dǎo)致貧困陷阱的產(chǎn)生。個(gè)體的資本擁有量直接影響貧困狀況，人力資本作為最主要的資本類型，是獲取其他資本的基礎(chǔ)性條件。隨著經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域?qū)ω毨栴}研究的不斷深入，人力資本因素的重要性逐漸受到關(guān)注，國內(nèi)外相關(guān)研究從宏觀與微觀視角檢驗(yàn)了人力資本與貧困的關(guān)系。其中，宏觀視角的相關(guān)研究多集中于探討公共人力資本投資的減貧效應(yīng)，和立道等[1]研究指出農(nóng)村勞動(dòng)力技能培訓(xùn)、人口遷移等公共人力資本投資對(duì)貧困具有明顯的緩解作用。Tridico[2]、Janjua 和Kamal[3]、林迪珊等[4]分析認(rèn)為公共教育投資是消除貧困的關(guān)鍵因素。Kashi 和Tash[5]通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，公共健康支出對(duì)降低貧困發(fā)生率起到積極作用。郝曉薇等[6]則通過分析基本公共服務(wù)的減貧效應(yīng)同樣也支持這一觀點(diǎn)，認(rèn)為在“賦能”機(jī)制上占主導(dǎo)地位的公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)存在顯著的減貧效益。而微觀家庭視角的相關(guān)研究多集中關(guān)注了人力資本的健康、教育等單一構(gòu)成要素的減貧效應(yīng)，Smith[7]和張川川[8]分析認(rèn)為，健康是個(gè)體形成勞動(dòng)能力的前提，對(duì)個(gè)體的勞動(dòng)供給與勞動(dòng)收入產(chǎn)生影響。Hemmi 等[9]和王弟海[10]則明確指出健康人力資本能顯著降低家庭發(fā)生貧困的可能性。蔣選和韓林芝[11]、史志樂和張琦[12]關(guān)注了教育對(duì)貧困的影響，研究發(fā)現(xiàn)教育具有明顯的反貧困功能。由此可以看出，多數(shù)研究證實(shí)了人力資本的減貧效應(yīng)，但也有一些學(xué)者持相反觀點(diǎn)，如Wedgwood[13]和曹海娟[14]研究認(rèn)為人力資本緩解貧困的作用并不顯著。此外，張建清和卜學(xué)歡[15]、劉歡[16]比較分析了不同人力資本因素與貧困的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)健康、教育、工作經(jīng)驗(yàn)等的減貧成效存在差異。

總體而言，已有研究就人力資本與貧困的關(guān)系進(jìn)行了深入細(xì)致的討論，并取得了一定的進(jìn)展，但現(xiàn)有文獻(xiàn)多集中分析健康或教育等單一人力資本要素對(duì)貧困的影響，同時(shí)關(guān)注并對(duì)比分析不同要素間作用差異的研究較少。其次，鮮有研究深入探究人力資本影響貧困的內(nèi)在作用機(jī)理。鑒于此，本文基于人力資本理論，利用2014年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS 2014），運(yùn)用二元Logistic 回歸模型，分析比較健康和教育人力資本對(duì)農(nóng)村貧困的作用水平及其差異，并從非農(nóng)就業(yè)的角度進(jìn)一步探討其影響農(nóng)村貧困的作用機(jī)制，以期為提升人力資本素質(zhì)、優(yōu)化精準(zhǔn)扶貧政策提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

1 理論假設(shè)

1.1 人力資本與農(nóng)村居民貧困關(guān)系

圍繞貧困的致因問題，諸多學(xué)者基于不同的理論框架進(jìn)行了分析，其中經(jīng)典的人力資本理論和能力貧困理論系統(tǒng)闡釋了人力資本與貧困的關(guān)系。Schultz[17]指出人力資本匱乏是貧困國家落后的根本原因，認(rèn)為人力資本的積累是解決國家貧困問題的唯一真正途徑。而在此基礎(chǔ)上，Becker[18]從微觀經(jīng)濟(jì)的角度研究人力資源問題，將人力資本投資拓展到家庭經(jīng)濟(jì)行為的分析過程中，指出人力資本對(duì)增加微觀家庭收入與緩解貧困的重要性。由此可以看出，人力資本理論的分析表明，人力資本存量和投資的增長是解決貧困的重要性。此外，能力貧困理論打破了收入貧困的傳統(tǒng)歸因，認(rèn)為創(chuàng)造能力和權(quán)利的缺乏是貧困的根源，指出健康、教育、技能等的提高可增強(qiáng)個(gè)體的生存能力并降低貧困發(fā)生。隨著理論內(nèi)容的不斷豐富，不少學(xué)者從教育、健康等核心要素角度對(duì)人力資本與貧困的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，Lawson[19]對(duì)烏干達(dá)的研究發(fā)現(xiàn)，健康是影響家庭跨期陷入貧困的重要因素；Hanjra[20]等對(duì)埃塞俄比亞貧困村莊的研究表明，教育年限是增加個(gè)體收入和打破貧困陷阱的潛在途徑；馬文武和楊少壘[21]采用中國家庭健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)，分析認(rèn)為健康、教育等多維人力資本對(duì)緩解農(nóng)村家庭貧困具有積極作用；李曉嘉和蔣承[22]則利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，同樣發(fā)現(xiàn)健康、教育具有明顯的減貧效應(yīng)。

基于以上理論分析，本研究認(rèn)為人力資本作為家庭的基礎(chǔ)性資源稟賦，影響家庭獲取社會(huì)經(jīng)濟(jì)資源的可行能力與相關(guān)權(quán)利。具體而言，人力資本中包含的健康、教育等要素可通過生產(chǎn)投資環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力，促進(jìn)勞動(dòng)生產(chǎn)效率提高的同時(shí)帶來一定的收入增長效益，從而降低貧困發(fā)生率。因此，本研究認(rèn)為人力資本具有顯著的減貧效應(yīng)，即健康與教育均能緩解農(nóng)戶的貧困狀況。

1.2 非農(nóng)就業(yè)中介作用的理論假設(shè)

隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的快速發(fā)展，越來越多的農(nóng)村勞動(dòng)力逐漸從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)向非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移。作為勞動(dòng)力流動(dòng)的一種表現(xiàn)，非農(nóng)就業(yè)側(cè)重指農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門向現(xiàn)代工業(yè)部門的流動(dòng)。從資源配置的角度來看，勞動(dòng)力流動(dòng)可以改變相關(guān)資源要素在不同地區(qū)或勞動(dòng)部門間的分配，既可以優(yōu)化勞動(dòng)力要素在農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)部門的配置，提高勞動(dòng)力的邊際產(chǎn)出；同時(shí)，非農(nóng)就業(yè)收入可直接用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中資金、技術(shù)等要素的投入能力，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，最終緩解農(nóng)村貧困問題。蒲艷萍和劉婧[23]、樊士德和江克忠[24]、韓佳麗等[25]的實(shí)證分析結(jié)果同樣表明，農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)具有顯著的減貧效應(yīng)。進(jìn)一步地，托達(dá)羅模型等農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的相關(guān)理論指出，勞動(dòng)力的流動(dòng)決策受到人力資本因素的影響，該模型指出城市部門就業(yè)中，由于信息的不對(duì)稱性，教育反映雇員勞動(dòng)能力的信號(hào)功能顯得尤為重要，進(jìn)而體現(xiàn)為雇主對(duì)受教育程度的偏好。因此，農(nóng)村受教育水平較高的勞動(dòng)力在城市中獲取就業(yè)機(jī)會(huì)與更高收入相對(duì)更容易些，即人力資本增加了農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的可能性。就人力資本的不同構(gòu)成維度來看，孫頂強(qiáng)和馮紫曦[26]、鄧力源等[27]、劉玉成和徐輝[28]研究表明農(nóng)村勞動(dòng)力的健康水平與受教育程度對(duì)參與非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生重要影響。

根據(jù)上述分析可以看出，既有研究在健康、教育人力資本與貧困關(guān)系，及其與非農(nóng)就業(yè)的關(guān)系方面均已取得較為豐富的成果，但僅有少數(shù)學(xué)者關(guān)注到了非農(nóng)就業(yè)在人力資本影響貧困中的作用，Janvry 和Sadoulet[29]、柳建平和劉衛(wèi)兵[30]研究發(fā)現(xiàn)，教育影響非農(nóng)就業(yè)行為并進(jìn)而作用于貧困狀況。隨著行業(yè)間收入差距的擴(kuò)大，非農(nóng)收入已成為我國絕大多數(shù)家庭的主要收入來源，而在信息不完全對(duì)稱的勞動(dòng)力雇傭市場(chǎng)中，健康、教育等人力資本要素是反映勞動(dòng)力素質(zhì)水平的重要信號(hào)，直接影響其參與非農(nóng)就業(yè)的機(jī)會(huì)。因此，本研究認(rèn)為健康和教育人力資本會(huì)通過影響勞動(dòng)者的非農(nóng)就業(yè)水平，從而作用于農(nóng)戶貧困狀況，即非農(nóng)就業(yè)是健康和教育影響農(nóng)戶貧困的作用機(jī)制。

綜上所述，本研究的實(shí)證檢驗(yàn)分為兩個(gè)部分，一是檢驗(yàn)健康和教育人力資本對(duì)農(nóng)戶貧困的直接影響，二是驗(yàn)證健康和教育人力資本通過非農(nóng)就業(yè)水平對(duì)農(nóng)戶貧困產(chǎn)生影響的機(jī)制，具體的擬檢驗(yàn)理論模型如圖1 所示。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（簡(jiǎn)稱“CFPS”）。CFPS 是由北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心組織實(shí)施的一項(xiàng)全國性、連續(xù)性的社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目，抽樣范圍覆蓋了25 個(gè)省份，分別收集了個(gè)人、家庭和社區(qū)三個(gè)層面的數(shù)據(jù)，調(diào)查內(nèi)容涉及居民的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、家庭構(gòu)成與家庭動(dòng)態(tài)、個(gè)體教育與健康等多個(gè)方面，能夠?yàn)殚_展相關(guān)研究提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。雖然目前該數(shù)據(jù)庫已更新至2018年，但根據(jù)研究需要，為保證村級(jí)指標(biāo)數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，本文選用了2014年CFPS 調(diào)查數(shù)據(jù)。在對(duì)樣本進(jìn)行匹配的基礎(chǔ)上，考慮到非農(nóng)就業(yè)的本質(zhì)是勞動(dòng)力從事非農(nóng)工作，本文剔除了家庭中缺乏勞動(dòng)力的樣本。需要特別說明的是，本文根據(jù)國際標(biāo)準(zhǔn)將年齡在16～64歲的人員劃分為勞動(dòng)力。同時(shí)鑒于本文的研究對(duì)象是農(nóng)村居民樣本，故剔除了城鎮(zhèn)地區(qū)以及相關(guān)變量存在缺漏值的家庭樣本，最終得到有效樣本量2092 戶。

圖1 理論假設(shè)模型Fig. 1 Theoretical hypothesis model

2.2 模型選擇

合理的計(jì)量模型是提高實(shí)證結(jié)果科學(xué)性的重要保證，由于本研究的因變量“農(nóng)村居民貧困”可分為貧困與非貧困兩種狀態(tài)，屬于離散型二分類變量，故采用二元Logistic 模型來檢驗(yàn)健康與教育人力資本對(duì)農(nóng)村家庭貧困的影響，回歸方程具體為：

式中：POVi表示第i個(gè)家庭的貧困狀況，HEAi和EDUi分別表示第i個(gè)家庭的健康和教育人力資本，Xi為控制變量，包括個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層面可能影響貧困狀況的特征變量；β0常數(shù)項(xiàng)，εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

此外，考慮到本文認(rèn)為教育與健康人力資本會(huì)通過非農(nóng)就業(yè)這一中介因素對(duì)農(nóng)戶貧困產(chǎn)生影響，因此需要檢驗(yàn)非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng)。借鑒溫忠麟[31]的做法，構(gòu)建以下遞歸方程進(jìn)行估計(jì)：

式中：OFFi為第i個(gè)家庭的非農(nóng)就業(yè)水平。式（2）為因變量對(duì)自變量的回歸，式（3）為中介變量對(duì)自變量的回歸，式（4）為因變量對(duì)自變量、中介變量的回歸。根據(jù)依次檢驗(yàn)法的步驟，首先檢驗(yàn)系數(shù)c1的顯著性，若未達(dá)到顯著水平，則表示不相關(guān)；反之，如果顯著，則進(jìn)一步考察系數(shù)a1、b1的顯著性，若a1、b1均達(dá)到顯著水平，則表明存在中介效應(yīng)，若至少一個(gè)不顯著，則需要繼續(xù)進(jìn)行Sobel 檢驗(yàn)才能確定中介效應(yīng)是否成立。在檢驗(yàn)過程中，式（2）和式（4）的被解釋變量均為二分類變量，故采用二元Logistic 模型進(jìn)行回歸，式（3）的被解釋變量為連續(xù)型變量，故采用OLS 方法進(jìn)行分析。

2.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)法

為檢驗(yàn)主要研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文對(duì)家庭人均純收入進(jìn)行了調(diào)整，進(jìn)而重新判斷樣本家庭戶的貧困狀況。考慮到不同人口規(guī)模與年齡結(jié)構(gòu)的家庭達(dá)到相同福利水平的成本存在明顯差異，因此度量家庭的貧困狀況時(shí)有必要考慮其人員構(gòu)成因素。OECD 等值規(guī)模調(diào)整法是根據(jù)家庭規(guī)模和年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭收入進(jìn)行調(diào)整的重要方法，采用此方法對(duì)樣本家庭戶的人均純收入進(jìn)行重新計(jì)算。根據(jù)不同年齡群體對(duì)家庭收入的共享能力差異，OECD 等值規(guī)模調(diào)整法給出了相應(yīng)的調(diào)整系數(shù)（表1）。據(jù)此，等值規(guī)模法調(diào)整家庭純收入的具體測(cè)算方法為：

式中：AINCi即為第i個(gè)家庭調(diào)整后的人均純收入，INCi為第i個(gè)家庭的人均純收入，N表示家庭中成年人的數(shù)量，M表示家庭中兒童數(shù)量。

表1 OECD 等值規(guī)模調(diào)整的系數(shù)Table 1 Adjusted coefficient of OECD equivalence scale

2.4 變量設(shè)置

“農(nóng)村家庭貧困”是本文的因變量，貧困線是判斷農(nóng)戶貧困狀況的基本依據(jù)，采用了絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困兩個(gè)衡量標(biāo)準(zhǔn)。其中，絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)，即國家貧困標(biāo)準(zhǔn)，若農(nóng)村居民家庭人均純收入低于2300 元（2010年不變價(jià)），則認(rèn)為貧困；相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)，采用收入比例法進(jìn)行設(shè)定，以樣本家庭人均純收入中位數(shù)的60%為標(biāo)準(zhǔn)，通過計(jì)算發(fā)現(xiàn)本研究所使用的總樣本家庭人均純收入的中位數(shù)為7694.3元，因此本文的相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)為4616.6 元，若農(nóng)村居民家庭人均純收入低于該標(biāo)準(zhǔn)，則認(rèn)為貧困。同時(shí)將貧困戶賦值為“1”，非貧困戶賦值為“0”。

“人力資本”是本文的核心自變量。選取健康和教育作為人力資本的代理變量，其中健康人力資本以家庭勞動(dòng)力健康評(píng)價(jià)均值進(jìn)行測(cè)量。CFPS 調(diào)查了家庭成員的自評(píng)健康狀況，分為“非常健康”、“很健康”、“比較健康”、“一般”、“不健康”五個(gè)等級(jí)，將其歸納為“不健康”、“健康”兩個(gè)等級(jí)，并分別賦值為0 和1，進(jìn)而計(jì)算家庭勞動(dòng)力的健康評(píng)價(jià)均值。教育人力資本則通過家庭勞均受教育年限進(jìn)行測(cè)量。CFPS 采集了家庭成員的受教育程度信息，按照文盲/半文盲、小學(xué)、初中、高中/中專/技校/職高、大專、本科和研究生及以上的受教育年限依次為0、6、9、12、15、16、18，將樣本家庭中勞動(dòng)力人口的受教育程度轉(zhuǎn)換為相應(yīng)的受教育年限，進(jìn)而計(jì)算相應(yīng)家庭勞動(dòng)力的受教育年限均值。

“非農(nóng)就業(yè)水平”是本文關(guān)注的中介變量，實(shí)際上是指勞動(dòng)力要素向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，采用家庭中非農(nóng)就業(yè)人數(shù)與勞動(dòng)力總數(shù)之比表示。

此外，在統(tǒng)計(jì)分析過程中加入包括性別、年齡、婚姻狀況等戶主特征變量，是否擁有集體土地、人口撫養(yǎng)比的家庭特征變量，村距縣城距離、人均耕地面積、外出打工比例、人均純收入等反映村莊環(huán)境的特征變量。具體變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

3 結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

通過比較可以發(fā)現(xiàn)，與非貧困戶相比，貧困戶在健康和教育人力資本方面的劣勢(shì)較為明顯。具體來看，貧困戶的家庭勞動(dòng)力健康自評(píng)均值為0.81，而非貧困戶為0.87；貧困戶的勞動(dòng)力平均受教育年限為4.34，而非貧困戶為6.28（表2）。家庭生計(jì)策略方面，貧困戶對(duì)土地的依賴性相對(duì)非貧困戶更強(qiáng)，其非農(nóng)就業(yè)水平也相對(duì)較低。具體表現(xiàn)為貧困家庭擁有土地的概率高于非貧困家庭，同時(shí)，貧困戶的非農(nóng)就業(yè)水平為13.99，遠(yuǎn)低于非貧困戶的41.07。通過比較兩類農(nóng)戶相關(guān)特征變量的均值可以發(fā)現(xiàn)，貧困戶的勞動(dòng)力資源相對(duì)較少，家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)較大。此外，所在村落的人均純收入水平較低，地理位置較為偏遠(yuǎn)，勞動(dòng)力外出務(wù)工比例較低，農(nóng)戶發(fā)生貧困的可能性也會(huì)更高。由此可見，農(nóng)戶陷入貧困是多維變量綜合作用的結(jié)果，扶貧過程中應(yīng)注重多角度、多方位施策。

3.2 人力資本對(duì)農(nóng)村居民貧困的影響

為準(zhǔn)確估計(jì)人力資本對(duì)農(nóng)戶貧困的影響效應(yīng)，使用二元Logistic 回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)不同貧困標(biāo)準(zhǔn)下健康與教育人力資本對(duì)農(nóng)戶貧困的作用差異。分析結(jié)果顯示，無論是絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)還是相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下，健康與教育均具有顯著的反貧困作用。具體來說，絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下，勞動(dòng)力健康評(píng)價(jià)均值和勞均受教育年限分別在5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著且為負(fù)；相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下，二者則均在1%水平上顯著為負(fù)（表3）。由此可見，健康狀況越好或受教育水平越高，農(nóng)戶發(fā)生貧困的概率會(huì)越低，表明家庭人力資本的積累有利于農(nóng)村減貧。

表2 變量定義和描述性統(tǒng)計(jì)Table 2 Variable definitions and descriptive statistics

表3 人力資本對(duì)農(nóng)村居民貧困的影響Table 3 Human capital effects on rural household poverty

通過對(duì)比健康與教育的減貧效應(yīng)可以發(fā)現(xiàn)，健康對(duì)絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的緩解作用均顯著大于教育。根據(jù)不同貧困標(biāo)準(zhǔn)下的邊際效應(yīng)估計(jì)結(jié)果可知，在其他條件不變的情況下，勞動(dòng)力健康評(píng)價(jià)均值每提高1 個(gè)單位，農(nóng)戶發(fā)生絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的概率將分別下降7.1%和12.4%；而勞均受教育年限每增加1年，農(nóng)戶發(fā)生絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的概率將分別下降2.0%和2.8%。由此說明，不同的貧困標(biāo)準(zhǔn)下，健康對(duì)降低農(nóng)戶貧困發(fā)生率的邊際貢獻(xiàn)均比教育更為明顯?？赡艿脑蚴且虿≈仑毷寝r(nóng)村貧困的重要成因，據(jù)統(tǒng)計(jì)資料顯示，截至2015年底，因病致貧返貧戶占建檔立卡貧困戶的比例達(dá)到44.1%。因此，與教育相比，健康的減貧效果更為突出。該結(jié)論表明農(nóng)村扶貧過程中，要注重不同人力資本要素間的結(jié)構(gòu)關(guān)系，尤其是要加強(qiáng)健康人力資本的積累。

根據(jù)不同貧困標(biāo)準(zhǔn)下健康與教育人力資本的影響程度可知，隨著貧困標(biāo)準(zhǔn)的提高，健康與教育的減貧效應(yīng)也相應(yīng)地有所增強(qiáng)。結(jié)合回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，與絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)相比，相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下勞動(dòng)力健康評(píng)價(jià)均值的邊際效應(yīng)從7.1%提高到12.4%；勞均受教育年限的邊際效應(yīng)從2.0%提升至2.8%。即貧困線大幅提高后，健康與教育降低農(nóng)戶貧困發(fā)生概率的邊際作用水平均有所提高。根據(jù)人力資本新增長理論認(rèn)為，當(dāng)貧困線較低時(shí)，貧困戶主要以極端貧困或絕對(duì)貧困類型為主，此類貧困戶的人力資本存量較低且積累能力偏弱，對(duì)先進(jìn)知識(shí)經(jīng)驗(yàn)或技術(shù)的接受能力較差，勞動(dòng)力的生產(chǎn)率和其他要素投入的產(chǎn)出效率難以得到有效提高，收入增長也相對(duì)緩慢；當(dāng)貧困線提高后，貧困群體的整體人力資本水平和積累能力均有明顯改善，接受并運(yùn)用先進(jìn)知識(shí)經(jīng)驗(yàn)或技術(shù)的能力相對(duì)較強(qiáng)，勞動(dòng)生產(chǎn)效率和收入水平也可能得到提高。因此，健康與教育的減貧效應(yīng)隨著貧困標(biāo)準(zhǔn)的提高而增強(qiáng)。上述結(jié)論與程名望[32]的研究結(jié)果相一致，本研究結(jié)果進(jìn)一步表明，健康與教育人力資本均能降低農(nóng)戶發(fā)生貧困的可能性，并且不同人力資本要素的減貧效應(yīng)存在差異，健康的減貧作用顯著大于教育。

此外，控制變量的估計(jì)結(jié)果顯示，在給定的顯著性水平下家庭層面的人口撫養(yǎng)比變量、村級(jí)層面的距縣城距離、外出打工比例、人均純收入變量均顯著影響農(nóng)村家庭的貧困狀況。具體而言，不同的貧困標(biāo)準(zhǔn)下，家庭人口撫養(yǎng)比均在1%的顯著性水平下正向作用于農(nóng)戶貧困，表明家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)越大，農(nóng)戶越有可能陷入貧困；農(nóng)戶所在村莊到縣城的距離與貧困狀態(tài)呈正相關(guān)，可能原因是受到地理位置條件的限制，家庭區(qū)位偏遠(yuǎn)的農(nóng)戶獲取資源的條件較為不便利，其發(fā)生貧困的可能性相對(duì)較大；村莊人口外出打工比例顯著負(fù)向影響農(nóng)戶貧困，說明勞動(dòng)力流動(dòng)是農(nóng)村減貧的重要途徑；村人均純收入水平在1%的顯著性水平上對(duì)農(nóng)戶貧困產(chǎn)生負(fù)作用，表明所處村莊的集體經(jīng)濟(jì)實(shí)力越強(qiáng)，農(nóng)戶發(fā)生貧困的概率則相對(duì)較低。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)分析

上述回歸結(jié)果中農(nóng)戶的貧困狀況是采用家庭人均純收入與貧困標(biāo)準(zhǔn)的比較進(jìn)行判斷，在考慮到家庭人員結(jié)構(gòu)對(duì)總體福利水平的影響后，采用OECD等值規(guī)模法調(diào)整家庭的人均純收入，重新判斷絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下樣本家庭戶的貧困狀況，進(jìn)而檢驗(yàn)上述研究結(jié)論的穩(wěn)健性，分析結(jié)果詳見表4。

表4 的分析結(jié)果表明，在對(duì)家庭收入進(jìn)行等值規(guī)模調(diào)整后，健康與教育人力資本對(duì)農(nóng)戶貧困的作用方向及其顯著性均發(fā)生沒有變化。同時(shí)，在不同的貧困標(biāo)準(zhǔn)下，健康對(duì)降低農(nóng)戶貧困發(fā)生率的邊際貢獻(xiàn)仍顯著大于教育；且隨著貧困標(biāo)準(zhǔn)的提高，健康與教育的減貧效應(yīng)均有所增加。絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)和相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下，勞動(dòng)力健康評(píng)價(jià)均值每提高一個(gè)單位，農(nóng)戶發(fā)生貧困的概率顯著降低5.2%和8.1%；勞均受教育年限每增加一個(gè)單位，農(nóng)戶發(fā)生貧困的概率顯著降低1.2%和1.9%。由此可見，前文的實(shí)證研究結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表4 基于OECD 等值規(guī)模調(diào)整的穩(wěn)健性檢驗(yàn)Table 4 Robust test based on the adjustment of OECD equivalent scale

3.4 人力資本通過非農(nóng)就業(yè)影響農(nóng)村居民貧困的中介效應(yīng)分析

在檢驗(yàn)健康、教育人力資本減貧效應(yīng)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法識(shí)別非農(nóng)就業(yè)的作用狀況，估計(jì)結(jié)果見表5。健康對(duì)非農(nóng)就業(yè)水平具有顯著的正向影響，同時(shí)加入健康、非農(nóng)就業(yè)水平變量后，無論是按照絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)還是相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)，二者均在1%的顯著性水平上負(fù)向作用于農(nóng)戶貧困。根據(jù)中介效應(yīng)的判斷標(biāo)準(zhǔn)可知，在健康影響農(nóng)村居民貧困的過程中存在非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng)，同時(shí)由于健康水平的提高有助于降低農(nóng)戶發(fā)生貧困的概率，表明中介效應(yīng)是負(fù)向的。可能的原因是，健康是勞動(dòng)力參與非農(nóng)就業(yè)的基本條件，健康水平越高，非農(nóng)就業(yè)的機(jī)會(huì)和收入越高，農(nóng)戶發(fā)生貧困的可能性也會(huì)有所削弱。同理可以得出，在教育影響農(nóng)戶貧困的過程中，非農(nóng)就業(yè)水平也同樣起到了中介作用。綜上所述，健康和教育所體現(xiàn)的人力資本會(huì)通過影響非農(nóng)就業(yè)水平進(jìn)而作用于農(nóng)戶貧困狀況。

表5 非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)Table 5 Intermediary effect test of non-farm employment

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

解決好貧困問題事關(guān)人民福祉，從根本上推動(dòng)農(nóng)村貧困人口全面脫貧是實(shí)現(xiàn)我國社會(huì)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)健康發(fā)展的底線任務(wù)。研究表明，無論是絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)還是相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下，健康和教育所體現(xiàn)的人力資本均具有顯著的減貧效應(yīng)，且健康人力資本的減貧效應(yīng)均明顯高于教育人力資本，說明農(nóng)村減貧過程中需注重基礎(chǔ)人力資本要素的培養(yǎng)與提升，尤其是健康人力資本的積累。同時(shí)，與絕對(duì)貧困相比，健康與教育人力資本均更有利于農(nóng)戶擺脫相對(duì)貧困狀況，這在一定程度上說明由于發(fā)展能力的差異性，人力資本對(duì)不同農(nóng)戶貧困的緩解效應(yīng)不同，因此針對(duì)絕對(duì)貧困戶還應(yīng)實(shí)施更強(qiáng)有力的扶貧策略。

此外，非農(nóng)就業(yè)水平在健康與教育人力資本緩解貧困狀況中發(fā)揮著中介變量的作用，反映出非農(nóng)就業(yè)是農(nóng)村減貧的重要作用途徑，應(yīng)進(jìn)一步促進(jìn)和引導(dǎo)農(nóng)村勞動(dòng)力的合理流動(dòng)，增加貧困群體的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)。

4.2 建議

1）應(yīng)持續(xù)推進(jìn)各級(jí)各類公共服務(wù)的均等化，增強(qiáng)貧困人口積累基礎(chǔ)性人力資本的能力。健康公共服務(wù)方面，完善醫(yī)療基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高基層醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量；健全多層次的醫(yī)療健康保障體系，全面降低貧困家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)；推進(jìn)農(nóng)村貧困家庭基本健康服務(wù)，動(dòng)態(tài)跟蹤并切實(shí)提高健康風(fēng)險(xiǎn)防范能力。教育公共服務(wù)方面，結(jié)合不同類型貧困家庭教育需求的差異化，制定并實(shí)施覆蓋教育全過程的專項(xiàng)扶持規(guī)劃，保障貧困家庭學(xué)生獲得各層次教育的機(jī)會(huì)。同時(shí)，適當(dāng)加大優(yōu)質(zhì)教育資源向貧困群體的傾斜力度，提高教育培養(yǎng)質(zhì)量。

2）綜合運(yùn)用多元化配套措施，合理引導(dǎo)并提升農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量。首先，完善城市流動(dòng)人口的管理與服務(wù)制度，改善農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的城鎮(zhèn)就業(yè)與生活空間，從而推動(dòng)其市民化進(jìn)程；其次，發(fā)揮基層平臺(tái)的公共就業(yè)服務(wù)功能，加強(qiáng)對(duì)貧困勞動(dòng)力的技能培訓(xùn)和就業(yè)指導(dǎo)，提高非農(nóng)就業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，增強(qiáng)勞務(wù)輸出的組織化程度，降低非農(nóng)就業(yè)風(fēng)險(xiǎn)；此外，深入推進(jìn)特惠性的扶貧勞務(wù)協(xié)作，拓寬貧困人口的非農(nóng)就業(yè)渠道；最后，應(yīng)充分利用特色資源優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)的多樣化發(fā)展，帶動(dòng)貧困勞動(dòng)力的當(dāng)?shù)爻浞志蜆I(yè)。

致謝：感謝北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心主持的“中國家庭追蹤調(diào)查”項(xiàng)目為本研究的開展提供了數(shù)據(jù)支持。