□文/高舒涵 潘 悅 劉偉祎

（浙江水利水電學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 浙江·杭州）

［提要］ 浙江省是最早消除絕對貧困的省份，消除絕對貧困以后，緩解相對貧困問題成為當(dāng)前需要解決的重點(diǎn)議題。本文基于2021年暑期對浙江農(nóng)村入戶實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，分析浙江農(nóng)村家庭相對貧困水平，運(yùn)用logistic回歸分析法分析相對貧困的影響因素。

2020年我國全面消除絕對貧困，未來扶貧工作的重心將向緩解相對貧困轉(zhuǎn)變。浙江省于2015年底在全省消除了家庭年人均收入低于4，600元的絕對貧困現(xiàn)象，率先高標(biāo)準(zhǔn)完成脫貧攻堅(jiān)任務(wù)。研究浙江農(nóng)村的相對貧困問題，為全國其他省份緩解相對貧困提供浙江智慧。因此，測量浙江農(nóng)村家庭的相對貧困水平，分析其影響因素，探索返貧路徑顯得尤為重要。

相對貧困的測度還未形成一個統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，目前在國際上常見的是以收入貧困為核心，將收入中位數(shù)或平均數(shù)的一定比例確定為相對貧困線，一般是人均可支配收入中位數(shù)的60%或50%，大致相當(dāng)于平均收入的50%或40%。收入維度相對貧困標(biāo)準(zhǔn)的測量，主要有低線和中線標(biāo)準(zhǔn)。低線標(biāo)準(zhǔn)是以人的基本需求或者最低生活需要來確定的貧困標(biāo)準(zhǔn)。大體來看，低線標(biāo)準(zhǔn)的相對貧困線主要是人均收入的25%～40%。中線標(biāo)準(zhǔn)是以個體或者家庭收入的中位數(shù)或平均數(shù)來確定的貧困標(biāo)準(zhǔn)。但關(guān)于中位線具體指標(biāo)是40%還是60%還存在爭論。多維相對貧困標(biāo)準(zhǔn)的測量，一些學(xué)者認(rèn)為不應(yīng)僅僅關(guān)注收入這一單一的維度，而應(yīng)拓展相對貧困標(biāo)準(zhǔn)測量的維度。孫久文等（2021）研究發(fā)現(xiàn)，2020年后中國的相對貧困標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)該轉(zhuǎn)變?yōu)橐允杖霕?biāo)準(zhǔn)為主，其他標(biāo)準(zhǔn)為輔的多維貧困標(biāo)準(zhǔn)，收入標(biāo)準(zhǔn)可以以農(nóng)村居民可支配收入中位數(shù)的40%為標(biāo)準(zhǔn)，并輔以教育、健康、社會保障和對外溝通等方面。相對貧困可以采取單一維度（如收入）的測量，也可以采取超越物質(zhì)貧困的多維貧困測量。

綜上所述，眾多學(xué)者對相對貧困的識別按照人均可支配收入的50%制定相對貧困標(biāo)準(zhǔn)線。本文以浙江農(nóng)村家庭為研究對象，結(jié)合調(diào)查樣本農(nóng)村實(shí)地入戶調(diào)查數(shù)據(jù)界定相對貧困人口，采用logistic回歸分析的方法探究浙江省相對貧困的影響因素，在此基礎(chǔ)上提出緩解相對貧困的政策建議。

一、數(shù)據(jù)來源與相對貧困認(rèn)定

本次研究數(shù)據(jù)來源于2021年浙江省農(nóng)村住戶的調(diào)查，調(diào)查覆蓋湖州地區(qū)、嘉興地區(qū)、金華地區(qū)、寧波地區(qū)、溫州地區(qū)的農(nóng)村家庭，采用隨機(jī)分層抽樣的方法。調(diào)查內(nèi)容包括：樣本戶主、家庭成員的基本信息，收入和消費(fèi)情況，教育以及就醫(yī)、就業(yè)、社會保障參與、生活條件等。樣本數(shù)為200戶，最終有效問卷191份，涉及6個地級市191戶726人。

根據(jù)《2020年浙江省國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，2020年浙江省居民人均可支配收入為52，397元，其中，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為62，699元，農(nóng)村居民人均可支配收入為31，930元。2020年，浙江省低保邊緣線為15，948元/年，約占上年度農(nóng)村人均可支配收入（31，930元）的49%，與2017年世界銀行相對貧困估算的標(biāo)準(zhǔn)，大致相當(dāng)于平均收入的50%或40%近似。因此，本文將按照家庭居民人均可支配收入的50%制定相對貧困線標(biāo)準(zhǔn)，經(jīng)過計(jì)算得出浙江省相對貧困線為26，199元/年，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過當(dāng)年全國的相對貧困線標(biāo)準(zhǔn)。2020年，全國相對貧困線為12，951元/年。（表1）

表1 浙江省相對貧困線測算一覽表（單位：元）

因此，本文對于相對貧困人口的界定是基于浙江省全省的相對貧困線標(biāo)準(zhǔn)。如果家庭居民人均可支配收入低于相應(yīng)的相對貧困線標(biāo)準(zhǔn)，即低于26，199元/年，則為處于相對貧困狀態(tài)。如果家庭居民人均可支配收入高于相應(yīng)的相對貧困線標(biāo)準(zhǔn)，則為不處于相對貧困狀態(tài)?；谝陨辖缍?，對樣本中每戶家庭的人均可支配收入（包括沒有收入的老人和小孩）進(jìn)行計(jì)算，得出樣本中相對貧困家庭數(shù)量為67戶，非相對貧困家庭數(shù)量為124戶。

二、浙江省相對貧困影響因素分析

本文在研究相對貧困的影響因素時(shí)采用二元分類Logistic回歸，當(dāng)樣本個體處于相對貧困狀態(tài)時(shí)，因變量賦值為1，當(dāng)樣本中個體不處于相對貧困狀態(tài)時(shí)，將因變量賦值為0。在Logistic回歸模型中，因變量是否處于相對貧困狀態(tài)設(shè)為Y，服從二項(xiàng)分布，取值0和1，自變量為影響相對貧困的各因素，設(shè)為Xi，其基本模型為：

對（1）取對數(shù)，得到Logistic回歸模型的線性表達(dá)式：

式（1）為Pi相應(yīng)的表達(dá)式，其中F為邏輯概率分布函數(shù)，e代表自然對數(shù)的底，約為2.718。式（2）中，Y是因變量，Pi為相對貧困發(fā)生的概率，1-Pi為相對貧困不發(fā)生的概率。α是常數(shù)項(xiàng)，βi是回歸系數(shù)，Xi是影響相對貧困的因素，ε是隨機(jī)擾動項(xiàng)。Pi/1-Pi為相對貧困發(fā)生與不發(fā)生概率比值，即自變量每變動1個單位所引起的概率比值變化的倍數(shù)。

相對貧困解釋變量的選取并無統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)。參考眾多學(xué)者對相對貧困變量的選取，結(jié)合國內(nèi)已有研究成果，從戶主特征、家庭特征和村莊三個層面來考察影響因素，解釋變量的選取、含義見表2。（表2）

表2 解釋變量與含義一覽表

有關(guān)解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表3。（表3）

表3 解釋變量描述性統(tǒng)計(jì)一覽表

從戶主特征上看，樣本中戶主男性多于女性，年齡均值為50歲。戶主的平均受教育年限在初中，受教育程度越高的戶主，收入水平可能相對較高，使家庭陷入相對貧困的可能性也越小。戶主健康狀況的均值為0.18，這說明超過一半以上的戶主的健康狀況良好，如果戶主的身體健康狀況較差，將會直接影響家庭收入，那么戶主健康狀況越差，家庭陷入相對貧困的可能性越大。

從家庭特征上看，家庭成員數(shù)量通常為4～5人，家庭成員人數(shù)越多的家庭，在家庭收入不變的情況下人均得到的資源就會變少，因此家庭規(guī)模越大，家庭就越容易陷入相對貧困。幾乎每個家庭都會贍養(yǎng)至少一名老人，老年人患病風(fēng)險(xiǎn)較大，從而一個家庭會有相應(yīng)醫(yī)療支出，因此家庭老人數(shù)量越多，家庭陷入相對貧困的可能性越大。失業(yè)狀況的均值為0.01，說明樣本中幾乎沒有家庭存在失業(yè)人員，而失業(yè)人員數(shù)量與家庭陷入相對貧困成正比。人緣關(guān)系和交往信心與家庭陷入相對貧困成正比，樣本中存在部分家庭在人緣關(guān)系和交往信心上有困難。

從村莊上看，無論是基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，如文化娛樂、健身設(shè)施建設(shè)，衛(wèi)生廁所建設(shè)，還是村委會治理，都可能影響農(nóng)村中家庭是否陷入相對貧困，而樣本中家庭對村莊的治理還是有存在不滿意態(tài)度的家庭。

三、模型估計(jì)結(jié)果與分析

為排除多重共線性對模型的干擾，對各個變量進(jìn)行共線性診斷，經(jīng)過計(jì)算，模型的VIF值小于10，根據(jù)共線性的判斷標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)0＜VIF＜10時(shí)，便可認(rèn)為不存在共線性，因此該回歸模型通過了共線性檢驗(yàn)。

本文運(yùn)用SPSS22.0統(tǒng)計(jì)軟件對相對貧困的影響因素進(jìn)行了logistic回歸分析，將所有變量一次納入模型，回歸結(jié)果如表4所示。從模型的回歸結(jié)果來看，模型顯著，Cox&Snell R2和Nagelkerke R2分別是0.392和0.542，Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)的顯著性為0.086，超過0.05，說明該模型通過Hosmer-Lemeshow擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，觀測數(shù)據(jù)與回歸模型擬合狀況良好。（表4）

表4 二元logistic回歸分析結(jié)果一覽表

從回歸模型的結(jié)果來看，家庭老人數(shù)、村委會是否公平處理事務(wù)、村莊文化娛樂、健身設(shè)施建設(shè)和村莊衛(wèi)生廁所建設(shè)這四個變量對家庭是否處于相對貧困狀態(tài)有顯著影響。

具體來說，家庭老人數(shù)這一變量對家庭是否處于相對貧困狀態(tài)有顯著影響，二者的關(guān)系是正相關(guān)，說明家庭老人數(shù)越多，家庭陷入相對貧困的可能性就越大。老人數(shù)越多的家庭相對來說老年人面臨患病的風(fēng)險(xiǎn)越大，這會給一個家庭帶來較高的生活費(fèi)用和醫(yī)療費(fèi)用，使家庭經(jīng)濟(jì)壓力增加，更有可能陷入相對貧困。

對村委會公平處理事務(wù)的滿意度這一變量以持滿意態(tài)度的家庭為參考類別，其在顯著影響相對貧困下的OR值為8.029，說明與對村委會公平處理事務(wù)持滿意態(tài)度的家庭相比，持不滿意態(tài)度的家庭更容易處于相對貧困，并且是持滿意態(tài)度家庭的8.029倍。村委會公平處理事務(wù)能夠促進(jìn)村莊的發(fā)展，村民生活水平提高，陷入相對貧困的可能變小。

對文化娛樂、健身設(shè)施的滿意度以持滿意態(tài)度的家庭為參考類別，其在顯著影響相對貧困下的OR值為13.608，說明與對文化娛樂、健身設(shè)施持滿意態(tài)度的家庭相比，持不滿意態(tài)度的家庭更容易處于相對貧困，并且是持滿意態(tài)度家庭的13.608倍。村莊文化娛樂、健身設(shè)施的建設(shè)能夠反映一個村莊的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，設(shè)施建設(shè)較差的村莊發(fā)展較落后，村民陷入相對貧困的可能性也越大。

對衛(wèi)生廁所建設(shè)的滿意度以持滿意態(tài)度的家庭為參考類別，其在顯著影響相對貧困下的OR值為0.046，說明與對衛(wèi)生廁所建設(shè)持滿意態(tài)度的家庭相比，持不滿意態(tài)度的家庭更容易處于相對貧困，并且是持滿意態(tài)度家庭的0.046倍。衛(wèi)生廁所這一基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)也同樣反映了村莊的發(fā)展水平，與家庭是否陷入相對貧困成正比。

以O(shè)R值等于1為分界線，衛(wèi)生廁所建設(shè)這一變量的OR值小于1，說明這一變量對相對貧困的影響較??；而家庭老人數(shù)、對村委會公平處理事務(wù)的滿意度和對文化娛樂、健身設(shè)施的滿意度三個變量的OR值大于1，說明這三個變量對相對貧困的影響較大。

四、結(jié)論與建議

家庭老人數(shù)、村委會是否公平處理事務(wù)、村莊文化娛樂、健身設(shè)施建設(shè)和村莊衛(wèi)生廁所建設(shè)這四個變量對家庭是否處于相對貧困狀態(tài)構(gòu)成顯著影響。以上四種影響因素對相對貧困的影響程度不同，家庭老人數(shù)、對村委會公平處理事務(wù)的滿意度和對文化娛樂、健身設(shè)施的滿意度三個變量對貧困的影響程度較大，從而使家庭陷入相對貧困的可能性更高。

基于以上分析，加快建立覆蓋全民、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的醫(yī)療保障體系，能夠更好地減少因病致貧、因病返貧的現(xiàn)象。完善農(nóng)村基本設(shè)施建設(shè)，健全基本公共服務(wù)體系，讓農(nóng)村家庭有更好的社會保障，以期減少農(nóng)村家庭的相對貧困。