方迎風　張芬

摘要 改革開放以來，我國扶貧取得了舉世矚目的成就。但是，要實現(xiàn)習近平主席提出的到2020年全面建成小康社會，扶貧任務依然艱巨。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機制和途徑。本文認為，鄰里效應是一種通過影響貧困者行為進而影響貧困動態(tài)的傳導機制之一?；诖?，本文采用中國健康與營養(yǎng)調查（CHNS）1991-2011年共8年的面板數(shù)據，使用非線性的兩階段面板Probit模型，研究鄰里效應作用下的人口流動與中國農村貧困的動態(tài)變遷。結論顯示，鄰里效應對個體的流動決策與貧困的動態(tài)變遷具有非常顯著的作用力，即村中人口流動狀況對個體決定是否流動具有顯著的影響，只有當村流動人口比例超過某個臨界值時，個體才會選擇流出，且人口流動會降低貧困發(fā)生的可能性。村級或家戶的貧困程度越高，個體流出的可能性越低。進而，鄰里效應傳導作用下的低人口流動和高貧困之間的相互影響導致了地區(qū)貧困的持久性與貧困聚集現(xiàn)象。因此，政府在實施傳統(tǒng)扶貧政策時，需要充分利用鄰里效應的作用，將貧困者行為選擇納入到一個正向的循環(huán)加強機制中，使得個體走出持久性貧困和地區(qū)跳出貧困陷阱。

關鍵詞 鄰里效應；貧困；人口流動

中圖分類號 F061.3 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2016）10-0137-07 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.10.018

改革開放以來，我國扶貧取得舉世矚目的成就。但是，目前扶貧任務依然嚴峻，還有5 575萬人生活在貧困之中。黨的“十八大”以來，中國政府更加意識到減貧的重要性和緊迫性?！笆逡?guī)劃”明確提出“未來五年要在我國現(xiàn)行標準下農村貧困人口實現(xiàn)脫貧，貧困縣全部摘帽，解決區(qū)域性整體貧困”。習近平主席在2015年舉辦的“減貧與發(fā)展高層論壇”上也強調，要加大扶貧投入，出臺更多扶貧政策，在扶貧攻堅工作中實施精準扶貧方略。隨著扶貧工作轉入攻堅階段，小額貸款、以工代賑、整村推進等傳統(tǒng)扶貧政策的效力日漸式微，農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機制和途徑。

然而，已有研究和政策制定往往強調某一政策所產生的減貧效果，而忽視了政策作用于貧困的內在傳導機制，容易導致不同地區(qū)政府在政策選擇上的短視或盲從，不僅影響了相關扶貧政策的實施效率，政策著力點也缺乏精準性。本文認為，鄰里效應是一種通過影響貧困者行為進而影響貧困動態(tài)的傳導機制之一。貧困者行為其中最主要的一個方面就是流動決策。本文以個體流動決策作為研究對象，研究個體流動決策在鄰里效應的作用下對中國農村貧困動態(tài)變遷的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，鄰里效應的正反饋機制與門檻效應相互作用，使得貧困地區(qū)居民束縛在既有的社會網絡下無法流動，導致該地區(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制提供了一種理論解釋。因此，從鄰里效應的角度研究貧困者行為將對中國農村貧困的分析和扶貧精準性的提高具有極其重要的價值。

本文使用中國健康與營養(yǎng)調查1991-2011共8次調查、時間跨度為20年的面板數(shù)據，因此，能準確有效地分析貧困的動態(tài)變遷和鄰里效應作用下的流動決策對農村貧困影響的長期效應。研究發(fā)現(xiàn)：首先，隨著時間的推移，貧困人口持續(xù)下降，但是有向貧困村聚集的趨勢。其次，人口流動的確會降低貧困，相對無成員流動的家戶，有成員流出的家戶貧困程度更低。最后，人口流動會通過鄰里效應影響貧困：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，個體選擇向外流動，家戶成為貧困的可能性就會越小，反之，貧困程度越高的村人口流動的可能性越低，村人口流動比例越低，則個體越易陷入持久性貧困，最終導致階層固化，形成區(qū)域性貧困聚集。因此，政府政策應著力于增加信息流動，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。

將鄰里效應作為貧困聚集與否的傳導途徑，國外的研究早已有之。作為鄰里效應領域的開拓者，Wilson開始分析地理上的貧困聚集現(xiàn)象。Durlauf正式從群體效應的角度研究貧困問題，他認為群體會通過同群效應、榜樣效應、社會學習和社會互補性四個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，鄰里效應的確是中國農村地區(qū)形成貧困聚集的一種重要作用力。Ludwig等人認為，鄰里環(huán)境對總體生活質量和低收入家庭幸福感有重要影響。然而，由于鄰里效應的作用機制和模型構建的特殊性，貧困的鄰里效應估計存在映射問題、相關聯(lián)的不可觀察變量和內生群體效應等問題。因而，現(xiàn)有文獻對鄰里效應的研究主要采取兩類方法：使用隨機實驗獲取數(shù)據以規(guī)避內生鄰里選擇和工具變量法。中國國內目前對社會相互作用效應的研究并不多x，并且其中的實證研究都沒有考慮可能存在的內生性問題。本文改進現(xiàn)有鄰里效應的估計方法，通過選取合適的工具變量，構建一個非線性的兩階段面板Probit模型進行估計，解決鄰里效應估計中的識別問題和內生性問題，估計結果將更為可靠有效。

本文剩余部分的結構如下：第二部分探討理論模型與實證方法；第三部分進行數(shù)據與變量介紹，并分析人口流動與貧困的動態(tài)變化；第四部分實證分析，最后進行總結。

1理論模型與實證方法

人口流動是減少貧困的重要方式，而人口流動的決策又取決于流動的收益和成本。其中，收益包括工資和預期工資、子女人力資本積累而獲取的未來收益等。成本則包括農村的社會網絡、流出的機會成本和流動的交易成本等。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出來的信息。因此，局部區(qū)域內的社會相互作用效應是個體流動決策的重要決定因素。

（1）

其中，y_ic是結果變量，表示村c中個體i的決策結果；X_ic為個體外生特征變量。X_c是村c中個體外生特征變量的村級均值；Z_e是村級特征變量；y_c是村c人口流動比例或貧困發(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。滯后項不僅可以用來分析貧困的持久性，還可以對個體不可觀察的特征進行控制。加入村級控制變量和地區(qū)固定效應，主要是為了能夠增加鄰里效應估計的可靠性，否則很容易高估鄰里效應的大小。

Manski指出，在估計鄰里效應時會出現(xiàn)三種效應：內生效應（模型（1）中的A）；外生效應（又稱為情境效應，模型（1）中的γ）；關聯(lián)效應（模型（1）中的β和η）。因此，在鄰里效應的估計中，會存在識別和內生性問題。首先，針對識別問題，Manski指出，由于映射問題導致相應的參數(shù)無法識別，從而無法將關聯(lián)效應與內生效應分離出來。但是，他同時也指出，如果（1）是非線性的，則識別問題會有所緩解。Brock和Durlauf則認為，在二元選擇和縱向數(shù)據環(huán)境下，識別問題是不存在的，因為此時因變量和解釋變量的非線性能充分打破內生效應和情境效應的共線性問題。因此，針對因變量的二元選擇特征，本文選擇非線性的面板Probit模型來進行估計，此時識別問題得以解決。

其次，鄰里特征并不是外生變量，家戶對于鄰里的選擇受到很多約束，并且這些約束可能也是內生的。如果鄰里特征是內生的，則用OLS估計鄰里效應是有偏且不一致。為解決內生性問題，本文選擇工具變量法，但要求工具變量既與鄰里形成相關，又與個體不可觀測的特征變量不相關。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校輟學行為時使用貧困率、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。而鄰里效應傳導機制之一就是信息擴散。

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

2數(shù)據、變量介紹與貧困動態(tài)

2.1數(shù)據選取

本文的數(shù)據來自中國健康與營養(yǎng)調查（簡稱CHNS）。該調查始于1989年，到目前為止共進行了9次?？紤]到數(shù)據的完整性，首先，本文并未將2011年新加入調查的北京、重慶、上海這三個城市的數(shù)據納入分析；其次，由于1989年人口流動的數(shù)據缺失，因此本文選擇從1991年開始共8年的數(shù)據。根據分析需要，本文只選取農村家戶作為研究對象。

2.2變量介紹與貧困動態(tài)

首先，貧困測算和貧困人口分布動態(tài)。本文以家戶為單位測算貧困，不考慮家戶內部的分配問題。選定貧困線為2 300元/人年，并將收入數(shù)據經通貨膨脹調整到2011年的價格。與此同時，本文還測算了在國際貧困標準1.25美元/人天下農村的貧困狀況，根據當年平均匯率轉換后約為2 947元/人年。如圖1所示，在2 300元/人年的國家貧困線下，貧困發(fā)生率由1991年的52.72%減少到2011年13.67%，在1.25美元/人天的國際貧困線下，貧困發(fā)生率則相應由64.74%減少到16.9%。貧困人口下降最快的兩段時期為1993-1997年、2006-2009年，這與汪三貴的研究結論基本相符。

其次，人口流動的測算，以家戶為單位加以確認。CHNS數(shù)據中有詢問家戶中每個成員或相關親戚的住所。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，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，以此來進行穩(wěn)健性檢驗。與此同時，根據對人口流動的定義，村級人口流動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。在研究人口流動對貧困的影響時，文中將人口流動變量去中心化處理，該做法能使變量解釋更有意義，并且能降低共線性，提高估計的精確度。最后，分析中還加入了一些與貧困和人口流動相關的控制變量。所有變量的統(tǒng)計性描述和說明如表2所示。

2.3人口流動與貧困

表1中還給出了有無流動人口家戶之間的貧困差異及差異的顯著性。首先，不管是否存在流動人口，所有類別的家戶貧困發(fā)生率都在顯著下降。在國家貧困線下，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，沒有流動人口的家戶相對于有流動人口的家戶貧困發(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年以前農村人口向外流出的溢出效應還不夠明顯，可能因為人口流動的信息傳輸機制還不是很發(fā)達，人口流動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，通訊信息技術以及交通基礎設施的發(fā)展加快了信息傳遞、提高了工作機會與人力資本匹配度，與此同時，較早流動人口積累的人力資本也開始獲取可觀的收益。

3估計結果與分析

3.1人口流動和貧困的動態(tài)變化

表3中的兩階段總體平均Probit模型的回歸結果顯示，人口流動對于家戶脫離貧困具有積極的顯著影響。家戶人口流動增加一單位成為貧困的概率會下降0.039，相對于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，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，并且村人口流動率增加一個單位，落人貧困的概率會下降0.5。村內人口流動的信息傳遞增加家戶人口流出的可能性，并促進貧困降低。

由表3中兩階段總體平均Probit模型的邊際效應結果可以發(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，反映貧困存在較強的持久性。這種持久性來源于鄰里效應、人口流動決策與貧困形成的動態(tài)循環(huán)加強機制。其次，村級貧困發(fā)生率每上升一單位，則家戶落入貧困的概率會增加0.575，說明由于鄰里效應的作用，在既有的信息傳遞模式下，個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。因此，政府可以利用鄰里效應出臺一些能產生正反饋強化效應的扶貧政策，以此推動貧困聚集地區(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，其中農業(yè)人口比例每增加一個單位，貧困發(fā)生的可能性會增加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，尤其是大學及其以上的教育水平，會有一個質的飛躍，減貧效應由0.074上升到0.193，說明教育尤其是高等教育對個體改變的重要性，也佐證了習近平主席提出的“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系是個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，轉折的臨界點約49歲。這說明精準扶貧不僅需要出臺針對性的政策，還說明扶貧政策需要指向特定人群。

3.2鄰里效應與人口流動

人口流動對家戶的貧困減少影響非常顯著，而局部區(qū)域內的社會相互作用效應是個體流動決策的重要決定因素。由于在不存在因變量滯后項的情況下，隨機效應模型效率要高些。因此，在表4中，兩階段隨機效應Probit模型回歸結果顯示，村流動人口比例的增加對個體流動決策的影響是先下降后上升，說明鄰里效應有一個臨界值，只有流動人口超過此臨界值，個體才會選擇向外流出。個體的這種決策方式符合正常的邏輯，因為遷移是有風險和成本的，只有信息披露充分，個體才會做出是否流動的決策。由此處估計結果核算的臨界值大約為36.37%，即平均來說，當村流動人口比例超過36.37%，個體才有可能選擇流出，不過這個值跟流出人口的界定有關，由于目前我們的流動人口定義較寬，導致臨界值比較高。

不僅如此，在兩階段隨機效應Probit模型中，人口向外流出的決策與村貧困發(fā)生率是顯著的負向關系。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越小。而表3中結果顯示，人口流出對貧困的減少具有較強正向作用，結合兩階段隨機效應Probit模型的結論，說明越是貧困的村人口流動可能性就越小，人口流動比例就會越低，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。

表4中其他控制變量的結果在三個模型之間沒有太大差異，但是兩階段隨機效應Probit模型的估計結果更為顯著。首先，地區(qū)農業(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的可能性越高。家戶規(guī)模越大，則家戶成員向外流動的可能性越低。其次，人口流動跟戶主年齡的關系是倒U型，也就是說，隨著戶主年齡的增加，家中有成員向外流動的可能性增加，當戶主年齡達到62.9歲時向外流動的可能性開始降低。原因有兩個方面：一是，年齡增大使得其向外流動的可能性降低；二是，家戶中有老人需要照顧。最后，相對沒有接受教育的戶主家庭，完成小學或中學教育的戶主家庭中人口流出的可能性顯著增加，而中職和大學教育及其以上戶主的家庭人口流動可能性卻在降低，這可能是因為歸類效應，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。在進行貧困村“整村推進”和“整體遷移”時，需要防止貧困者因缺乏技能和生存資源而產生歸類效應使扶貧政策失效，產生階層固化和地區(qū)分隔。

3.3穩(wěn)健性檢驗

在表5中我們全部采用兩階段面板Probit模型進行穩(wěn)健性分析。首先，我們將人口流動定義的范圍收緊，現(xiàn)假設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的回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，其估計結果與表3和表4中的結果差別不是很大。鄰里效應作用下的貧困持久性與貧困聚集效應依然非常顯著。人口流動對減貧的影響也非常顯著，由模型3可算出人口流動臨界值此時大約為18.21%，即村中人口流動比例超過這個臨界點時，個體才有可能獲取足夠的信息而選擇流出。并且由于人口流動的界定范圍收窄，臨界值比表4中估計的要低很多。這說明我們的估計結果比較穩(wěn)健，扶貧政策制定者需要充分考慮鄰里效應在政策中的傳導作用。

其次，表5中還分析是否控制省份對回歸結果的影響，如表中模型2和模型4的回歸結果所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，如果不控制省份效應，對部分主要結論影響較大。在模型2中，村人口流動對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)生率對人口流動的影響變成正向的，而且由于村人口流動比例的二次項不是很顯著，人口流動的鄰里效應變成了線性的，隨著流動人口比例的增加，人口向外流動的可能性下降。出現(xiàn)這種結果與我們之前的猜測一致，即如果不控制地區(qū)效應，則村級變量效應中將有兩部分構成，一種是直接的鄰里效應，另一種是地區(qū)變量通過村級變量影響個體行為的間接效應。

最后，驗證家戶貧困對家戶成員流動決策的影響，在模型中放人家戶是否貧困的滯后一項。如表5中模型5回歸結果所示，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對個體流出決策的影響不是足夠強的情況下，貧困家庭的成員會因為貧困而選擇不向外流出，而家中成員都選擇不流出則會加重貧困發(fā)生的可能性，如此陷入一個惡性循環(huán)，導致家庭陷入持久性貧困。尤其是對貧困聚集的地區(qū)，人口流出的負向鄰里效應很強，最終因這種循環(huán)加強機制而導致地區(qū)陷入貧困陷阱。

4結論

我國政府將新階段扶貧開發(fā)的重點集中在貧困連片區(qū)上，確定實施易地扶貧搬遷、整村推進等重點扶貧工作。但是，由于存在著社會相互作用效應，這些扶貧政策實施的效果還沒有達到最優(yōu)。因此，對于各地政府來說，要實現(xiàn)《中國農村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020年）》中提出的“到2020年穩(wěn)定實現(xiàn)扶貧對象不愁吃、不愁穿，保障其義務教育、基本醫(yī)療和住房的奮斗目標”，可以充分地利用鄰里效應的作用機制，通過鄰里效應引導和推動個體行為選擇向有利于減貧的方向發(fā)展，將社會相互效應推向一個正向的循環(huán)加強機制中去。具體的可行政策包括：

第一，加強貧困地區(qū)的道路交通、通訊、廣播等基礎設施的建設。通過基礎設施的建設和電話、電視等的普及，促進信息流通，推動人口加速流動，以此增強鄰里效應的傳導作用機制，打破貧困地區(qū)固有的社會網絡的束縛。但是需防止貧困地區(qū)人口因缺乏工作技能而產生歸類效應，重新流動回到貧困地區(qū)。

第二，增加貧困地區(qū)的教育、技能培訓和兒童營養(yǎng)等能力投資，改善教育環(huán)境和師資質量，通過情境效應和鄰里效應，提高貧困地區(qū)的教育水平。正如習近平主席在中央扶貧工作會議上強調的，“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傳導，提高整個地區(qū)的教育水平。

第三，需要強調的是，在有限的財政資源約束下，政府需要因地、因時選擇合適的公共政策類型才能推進地區(qū)個體行為選擇進入正向積極地循環(huán)加強機制中去，從而獲得更有效率的減貧結果，跳出貧困陷阱。

（編輯：尹建中）