李昭楠，劉 夢，劉七軍*

（1.北方民族大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，寧夏 銀川 750021；2.民族地區(qū)相對貧困治理研究中心，寧夏 銀川 750021）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

2020 年底，我國歷史性地解決了農(nóng)村絕對貧困和區(qū)域性整體貧困問題。然而，長期以來的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)使得發(fā)展不平衡不充分的問題依然存在。就脫貧地區(qū)而言，產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)薄弱，脫貧人口經(jīng)濟、人力、社會資本不足，以及綠色發(fā)展理念不深依舊是其返貧、致貧風(fēng)險發(fā)生的主要因素。因此，有效鞏固脫貧攻堅成果、穩(wěn)定脫貧質(zhì)量依然是時下社會關(guān)注的焦點之一。

相關(guān)研究指出，鞏固脫貧攻堅成果重在防貧，需由長期以來的“扶貧戰(zhàn)略”轉(zhuǎn)向“以防貧為主”的減貧治理戰(zhàn)略轉(zhuǎn)變［1］。人力資本的質(zhì)量提升被視為有效防貧的手段之一［2］，土地流轉(zhuǎn)、易地扶貧搬遷、醫(yī)療保險、產(chǎn)業(yè)扶貧等外部手段亦被證明具有顯著的減貧防貧效應(yīng)［3-6］，而生活能源的改進(jìn)也被認(rèn)為是解決農(nóng)村貧困問題的關(guān)鍵所在［7］。目前，關(guān)于貧困與能源的研究普遍認(rèn)為，經(jīng)濟貧困是影響能源貧困的重要因素［8］；也有少數(shù)學(xué)者認(rèn)為能源低效用使用對貧困存在反向作用，但未實證檢驗其影響機制［9-11］。Hanna 等［12］則基于居民健康視角論證使用固體燃料會造成空氣污染使居民健康受損，進(jìn)一步影響生產(chǎn)效率進(jìn)而導(dǎo)致貧困，由此形成一種惡性循環(huán)機制。然而研究顯示，固體燃料使用對人力資本存在負(fù)向影響。一方面，固體燃料在農(nóng)村被廣泛運用于炊事和供暖，該燃料使用時產(chǎn)生的污染性氣體會導(dǎo)致諸如慢性阻塞性肺疾病和肺癌、高血壓等多種疾病的發(fā)生［13-14］，由此增加受害者過早死亡的風(fēng)險［15］；另一方面，婦女作為農(nóng)村家庭炊事活動的主要負(fù)責(zé)人，收集柴草這類傳統(tǒng)固體燃料花費的時間會減少其參加就業(yè)、培訓(xùn)以及其他生產(chǎn)性活動的機會［16］，子女陪伴在母親身邊主動或被動協(xié)助母親進(jìn)行家務(wù)活動，如協(xié)助母親采集生物質(zhì)能源資源等，亦會降低兒童入學(xué)的可能性［17］，甚至造成中途輟學(xué)［18］，進(jìn)而對家庭教育人力資本產(chǎn)生影響。因此，炊事固體燃料的使用導(dǎo)致農(nóng)戶人力資本受損或是引致農(nóng)戶貧困脆弱的重要因素。

既有主要研究多數(shù)集中于從減貧戰(zhàn)略轉(zhuǎn)變和能源改進(jìn)等方面來探討鞏固脫貧攻堅成果，也有少數(shù)研究基于居民健康視角探究固體燃料造成的貧困循環(huán)機制，卻鮮有文獻(xiàn)基于教育人力資本視角探究固體燃料使用的致貧成因。特別是在“雙碳”目標(biāo)背景下，鮮有針對實現(xiàn)農(nóng)村炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型能否鞏固脫貧攻堅成果的研究?，F(xiàn)有研究以單一維度無法精準(zhǔn)評估家庭脫貧后的動態(tài)變化特征，且當(dāng)下清潔能源使用的防貧效應(yīng)短期內(nèi)無法顯現(xiàn)?；诖耍疚囊肫谕毨Т嗳跣赃@一前瞻性概念，基于健康人力資本和教育人力資本視角深入探究炊事燃料這類生活能源清潔轉(zhuǎn)型的防貧效應(yīng)。

二、理論分析與研究假說

能源作為實現(xiàn)個人能力自由的重要條件，有助于提供健康和教育服務(wù)，極大程度影響著個人運用生計資本實現(xiàn)自我發(fā)展的方式和效率，其同貧困之間往往存在著循環(huán)往復(fù)的復(fù)雜關(guān)系。具體表現(xiàn)為：能源作為發(fā)展的工具，高效的現(xiàn)代能源往往能夠創(chuàng)造更多的就業(yè)機會［19-20］，如：使用更加清潔的現(xiàn)代炊事能源能夠增加女性進(jìn)行生產(chǎn)活動的時間和機會；同時，能源也是發(fā)展的結(jié)果，發(fā)展不足會降低農(nóng)戶能源消費能力，引致能源服務(wù)缺失進(jìn)而導(dǎo)致生產(chǎn)機會損失，生產(chǎn)效率降低，如此循環(huán)往復(fù)，形成“低效能源使用-貧困-低效能源使用”的惡性循環(huán)。故現(xiàn)代能源的可及性、可負(fù)擔(dān)性和清潔性構(gòu)成的能源貧困逐漸成為衡量多維貧困的重要方面，其會引致諸如經(jīng)濟、社會文化以及生態(tài)等多重剝奪貧困效應(yīng)［21］。因此，能源貧困造成發(fā)展機會的剝奪往往比能源貧困本身更加值得關(guān)注，而炊事燃料作為農(nóng)村能源使用的主要方式，是衡量能源貧困的重要方面，其對農(nóng)戶可行能力的影響不容小覷，對鞏固脫貧攻堅和推進(jìn)鄉(xiāng)村振興具有重要意義。基于此，提出第一個研究假說：

H1：炊事清潔燃料的使用通過降低農(nóng)戶貧困脆弱性起到防貧效應(yīng)。

李平等［22］研究指出，個體可行能力的發(fā)展、人力資本的提升是治理貧困的有效手段和動力來源。其中，可行能力所追求的根本是自由，是一個人選擇他想要的生活的自由，既反映個人意愿，又體現(xiàn)社會機會[23]，其強調(diào)功能自由和能力自由。諸如，居住條件、健康和教育是功能自由的真實反映，社會、醫(yī)療和教育保障等則是能力自由的體現(xiàn)，因此貧困群體的能力建設(shè)成為解決貧困問題的重要手段之一。而人力資本是指包含健康、營養(yǎng)、教育、知識和技能等能體現(xiàn)在勞動者身上的資本，其作為最主要的資本類型，是獲取其他資本的基礎(chǔ)條件[24]，能夠支配運用包括金融資本、物質(zhì)資本和自然資本等在內(nèi)的生計資本實現(xiàn)家庭可持續(xù)生計，提升農(nóng)戶內(nèi)生動力。隨著貧困問題研究的深入，基于可行能力的多維貧困更符合當(dāng)下貧困的本質(zhì)，健康狀況和受教育程度逐漸取代收入成為影響多維貧困的重要因素。其原因在于健康和教育的投入是提高勞動力素質(zhì)的兩種主要方式，是影響人力資本積累的兩大關(guān)鍵性因素[25]；同時，健康狀況和受教育程度也是可行能力中實現(xiàn)功能自由的真實反映[26]。然而，農(nóng)村炊事固體燃料的使用引致的健康風(fēng)險以及對兒童學(xué)業(yè)產(chǎn)生的負(fù)面影響，會影響農(nóng)戶健康和教育人力資本積累，或?qū)⑦M(jìn)一步降低農(nóng)戶可行能力，進(jìn)而導(dǎo)致貧困現(xiàn)象發(fā)生?；诖耍岢鋈缦卵芯考僬f：

H2：炊事清潔燃料的使用通過改善農(nóng)戶健康人力資本起到防貧效應(yīng)；

H3：炊事清潔燃料的使用通過改善農(nóng)戶教育人力資本起到防貧效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)2018 年中國家庭追蹤調(diào)查截面數(shù)據(jù)（CFPS），在保留研究所需變量的基礎(chǔ)上，刪減異常值以及回答“其他”的樣本之后對缺失值進(jìn)行補漏。因研究對象為農(nóng)村家庭，故僅篩選與農(nóng)村家庭相關(guān)樣本進(jìn)行分析；此外，由于該調(diào)研數(shù)據(jù)并未指定戶主，選取財務(wù)回答人作為戶主，最終獲得5 329個家庭樣本。

（二）變量選取

1.被解釋變量 本文選用具有較好前瞻性的預(yù)期貧困脆弱性（VEP）作為核心被解釋變量，以反映家庭未來陷入貧困的概率。在假定人均年消費服從對數(shù)正態(tài)分布的情況下，采用三階段可行廣義最小二乘法（FGLS）估計農(nóng)戶貧困脆弱性［27］。

式（1）中，Vepit代表t時期農(nóng)戶貧困脆弱性；Cit+1代表（t+1）時期家庭人均年消費；Pr表示農(nóng)戶家庭t時期陷入貧困的概率；Poor代表貧困線。在測算貧困脆弱性時，主要參照沈揚揚等［28］提出的農(nóng)村相對貧困線，即農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)的40%；此外，利用國際貧困線標(biāo)準(zhǔn)人均日消費3.1 美元和1.9美元的回歸結(jié)果作為穩(wěn)健性檢驗。

2.核心解釋變量 炊事燃料為核心解釋變量，將其定義為二分變量。其中，固體燃料=0，表示農(nóng)戶家庭選擇煤和柴草兩類燃料作為炊事燃料；清潔燃料=1，表示農(nóng)戶家庭選擇灌裝煤氣/液化氣、天然氣/管道煤氣、太陽能/沼氣、電這類清潔燃料作為炊事燃料。

3.控制變量 本文選取其他可能影響農(nóng)戶貧困脆弱性的因素作為控制變量，主要有以下三類：一是反映戶主特征的年齡和性別等變量；二是反映家庭特征的家庭規(guī)模、撫養(yǎng)比、房屋價值、物質(zhì)資本、人情支出和債權(quán)等變量，并且對房屋價值、物質(zhì)資本和人情支出等變量進(jìn)行對數(shù)處理；三是反映地區(qū)變量的人均GDP。

4.中介變量 為驗證研究假說H2和H3，納入中介變量進(jìn)行炊事燃料對農(nóng)戶貧困脆弱性的影響機制探討。健康狀況良好的居民醫(yī)療消費需求和醫(yī)療消費成本較低［29］。為具有可比性，同時更好地反映健康風(fēng)險的沖擊，選擇家庭人均醫(yī)療保健支出對數(shù)占人均收入對數(shù)的比例作為衡量健康人力資本的代理變量進(jìn)行因果中介效應(yīng)分析。教育人力資本的代理變量作如下考慮：炊事固體燃料對家庭教育人力資本的最終影響表現(xiàn)為使家庭成員教育狀態(tài)呈現(xiàn)停止?fàn)顟B(tài)，故用上學(xué)狀態(tài)為否的家庭勞動力成員的平均受教育程度來反映家庭教育人力資本狀況，簡稱受教育程度。具體變量說明和描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計

（三）模型構(gòu)建

采用分位數(shù)回歸分析不同分位點下炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型的防貧效應(yīng)。設(shè)定基準(zhǔn)模型如下：

式（2）中，Vepi為被解釋變量，指代農(nóng)戶貧困脆弱性；Fueli是核心解釋變量，指代炊事燃料；Xi指代各個控制變量，這些變量可能對農(nóng)戶貧困脆弱性產(chǎn)生影響。

采用傾向得分匹配法（PSM）消除不可觀測因素造成的樣本自選擇問題和利用工具變量法解決可能存在遺漏變量以及反向因果問題，以此驗證結(jié)論穩(wěn)健性。參照劉子銘等［30］的做法，選取“同村其他樣本使用清潔炊事燃料的比例”作為工具變量。研究表明，農(nóng)戶更愿意模仿和學(xué)習(xí)相似群體的簡單有利行為，導(dǎo)致村莊內(nèi)具有相似特征的農(nóng)戶會趨向于近似的炊事燃料選擇行為［30］，并且其他農(nóng)戶的清潔能源采納行為對該農(nóng)戶家庭空氣質(zhì)量影響很小，或根本無影響［31］，理論上不會對該家庭的貧困脆弱性造成影響，滿足外生性假定。

最后，為了探討炊事燃料對農(nóng)戶貧困脆弱性的影響機制，采用因果中介效應(yīng)分析。根據(jù)Imai［32］的做法，基于反事實推斷構(gòu)建平均因果中介效應(yīng)（ACME）和直接平均效應(yīng)（ADE）；同時為了保證基于序貫可忽略性條件下①序列可忽略假設(shè)：處理變量分配是隨機的，與結(jié)果變量和中介變量是相互獨立的；中介變量和式（3）中的εi1、εi2不相關(guān)。得出的因果中介效應(yīng)結(jié)果的穩(wěn)健性，通過敏感性參數(shù)ρ≡coor(εi1，εi2)對因果中介效應(yīng)結(jié)果進(jìn)行敏感性分析檢驗。

為計算ACME、ADE 和ρ，對式（3）進(jìn)行估計。在序貫可忽略性假設(shè)下，得到ACME 和ADE 有效估計值分別為β2γ3和γ2，并依據(jù)εi1和εi2計算敏感性參數(shù)。

四、結(jié)果與分析

（一）中位數(shù)回歸結(jié)果分析

炊事燃料對農(nóng)戶貧困脆弱性的回歸結(jié)果如表2 所示。模型（1）、模型（2）和模型（3）分別為分位數(shù)0.25、0.50和0.75的回歸結(jié)果，從模型（1）～模型（3）的回歸結(jié)果來看，炊事燃料影響系數(shù)隨著貧困脆弱性提高呈現(xiàn)出上升態(tài)勢。一方面，隨著時間推移，能源使用成本降低，炊事清潔燃料的使用得到農(nóng)村居民廣泛接受，故炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型的防貧效應(yīng)由短期向長期的轉(zhuǎn)變中增大；另一方面，炊事固體燃料作為衡量多維能源貧困的重要部分，有研究表明，多維能源貧困會從心情狀態(tài)、幸福程度、社會等級和社會公平等方面產(chǎn)生消極影響［33］，而炊事清潔燃料的使用一定程度上可以通過改善農(nóng)戶的心情狀態(tài)、提高農(nóng)戶幸福程度，使其產(chǎn)生社會公平認(rèn)知等從而提高農(nóng)戶家庭的可行能力和自我發(fā)展能力，激發(fā)內(nèi)生動力，鞏固脫貧攻堅成果①因篇幅限制，控制變量分析結(jié)果不作展示，但其結(jié)果與已有研究文獻(xiàn)一致。，H1得以驗證。

表2 中位數(shù)回歸結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗結(jié)果 n=5 329

（二）穩(wěn)健性檢驗

本文通過以下兩種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。第一，更換貧困線標(biāo)準(zhǔn)，加入人均日消費3.1美元和1.9美元的國際貧困線作為對照，其結(jié)果由模型（4）和模型（5）所呈現(xiàn)。第二，更換估計模型，利用Logit模型以檢驗上述結(jié)論的穩(wěn)健性，將農(nóng)戶貧困脆弱性定義為二分變量：非貧困脆弱（農(nóng)戶貧困脆弱性為29%及以下）=0，貧困脆弱（農(nóng)戶貧困脆弱性為29%以上）=1［34］，模型（6）展示了其邊際效應(yīng)。上述穩(wěn)健性檢驗結(jié)果均支持前文結(jié)論。

（三）內(nèi)生性分析

1.自選擇問題 采用PSM 方法消除模型可能存在的自選擇問題。就人均可支配收入中位數(shù)40%標(biāo)準(zhǔn)下的匹配樣本進(jìn)行平衡性檢驗，其結(jié)果如表3 所示。樣本匹配后標(biāo)準(zhǔn)偏差和中位數(shù)偏差均在20%以內(nèi)，準(zhǔn)R2（Pseudo R2）均小于0.005，認(rèn)為通過了平衡性檢驗［35］，匹配后樣本不存在顯著差異，從而保證匹配結(jié)果的可靠性。采用一對一鄰近匹配、半徑匹配和核匹配三種匹配方法進(jìn)行PSM 估計，并且通過Bootstrap 自舉法200 次獲得估計標(biāo)準(zhǔn)差。三種匹配方法結(jié)果顯示，使用清潔炊事燃料的農(nóng)戶貧困脆弱性更低，且在1%的水平上通過顯著性檢驗，進(jìn)一步驗證前文結(jié)論。

表3 傾向得分匹配結(jié)果與平衡性檢驗

2.遺漏變量和反向因果問題 利用工具變量法來解決可能存在的反向因果問題和控制遺漏變量帶來的估計偏差。因存在異方差，選用DWH 檢驗變量炊事燃料外生的假設(shè)，根據(jù)表4 結(jié)果顯示拒絕了變量炊事燃料外生的原假設(shè)，且名義顯著性水平為5%的沃爾德檢驗結(jié)果顯示F統(tǒng)計值大于10%名義置信水平下臨界特征值統(tǒng)計量16.38，故可認(rèn)為在真實顯著性水平不超過10%的前提下通過了弱工具變量檢驗［36］；因存在異方差問題，廣義矩估計（GMM）比兩階段最小二乘法估計（2SLS）更有效率，故在分析中加入GMM 的估計結(jié)果，兩種估計方法結(jié)果都顯示炊事燃料仍在1%的置信水平上對農(nóng)戶家庭的貧困脆弱性有顯著的負(fù)向影響。

表4 工具變量回歸結(jié)果

（四）進(jìn)一步分析

為探究炊事燃料對農(nóng)戶貧困脆弱性的作用機制，采用因果中介效應(yīng)分析，將健康人力資本和教育人力資本納入考慮，對H2和H3進(jìn)行實證檢驗，并將樣本劃分東、中、西地區(qū)和是否經(jīng)濟貧困家庭①家庭人均收入小于等于居民收入中位數(shù)40%定義為經(jīng)濟貧困。進(jìn)行機制的異質(zhì)性分析。

1.地區(qū)分組下因果中介效應(yīng)異質(zhì)性分析 表5展示了地區(qū)分組下基于健康和教育人力資本的因果中介效應(yīng)。以醫(yī)療保健支出比例為健康人力資本的代理變量進(jìn)行因果中介效應(yīng)分析，結(jié)果顯示，炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型產(chǎn)生的防貧效應(yīng)有17.26%來自醫(yī)療保健支出比例的中介傳導(dǎo)機制。炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型通過改善家庭健康人力資本狀況，提高家庭成員的勞動生產(chǎn)率，增強收入平滑風(fēng)險能力，降低農(nóng)戶家庭未來陷入貧困的概率，H2得以驗證。樣本分組顯示，中介效應(yīng)率由東部向西部呈現(xiàn)左低右高的“U”型形狀。東部地區(qū)人口密度的擴大快于醫(yī)療資源供給速度，造成東部地區(qū)人均醫(yī)療資源擁有量不高，因此炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型通過緩解東部地區(qū)農(nóng)戶家庭的健康風(fēng)險，很大程度上降低東部地區(qū)農(nóng)戶家庭的醫(yī)療保健支出。對于中部地區(qū)，一方面，中部地區(qū)農(nóng)戶家庭使用炊事清潔燃料的比例高，面臨固體燃料使用帶來的健康風(fēng)險沖擊小；另一方面，中部地區(qū)醫(yī)療資源對農(nóng)村居民的覆蓋廣度和深度同中部地區(qū)人口增長協(xié)調(diào)發(fā)展，人均醫(yī)療資源擁有量適中。中部地區(qū)炊事清潔燃料改善健康人力資本的空間較小，中介效應(yīng)率低。隨著西部大開發(fā)深度進(jìn)行，西部地區(qū)人口規(guī)模開始擴大，城鎮(zhèn)化進(jìn)程加速，經(jīng)濟發(fā)展水平提升，居民對醫(yī)療衛(wèi)生資源的需求也隨之增加［37］，西部對于改善健康人力資本狀況途徑的需求是巨大的。因此，當(dāng)面臨諸如醫(yī)療保障、商業(yè)保險和社會保障等常規(guī)平滑風(fēng)險手段不足的情況下，炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型作為改善健康人力資本狀況的途徑之一，“物以稀為貴”致使西部地區(qū)中介效應(yīng)率高于東部和中部。綜上，健康產(chǎn)生的經(jīng)濟效益對于家庭發(fā)展的重要性不容忽視，農(nóng)村地區(qū)尤其欠發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)村地迫切需要更多改善健康人力資本的措施，以增強其抵御健康風(fēng)險沖擊的能力。

表5 地區(qū)分組下因果中介效應(yīng)差異性結(jié)果

采用受教育程度作為教育人力資本的代理變量進(jìn)行因果中介效應(yīng)分析，結(jié)果顯示，炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型產(chǎn)生的防貧效應(yīng)有6.64%來自受教育程度的傳導(dǎo)機制，H3得以驗證。同時側(cè)面說明炊事燃料對農(nóng)戶貧困脆弱性的影響更多地表現(xiàn)為直接影響或通過其他途徑進(jìn)行影響，但不能忽視其促進(jìn)農(nóng)戶家庭教育人力資本積累的作用。樣本分組顯示，中介效應(yīng)率呈現(xiàn)由東部向西部依次升高的情況。原因在于東部作為優(yōu)質(zhì)高等教育資源豐富地區(qū)更容易吸引在當(dāng)?shù)亟邮芨叩冉逃齻€體留在當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)組建家庭［38］，這部分家庭更注重家庭教育資本的代際傳遞和積累，農(nóng)村居民普遍受教育程度高，提升空間很小，所以教育人力資本或不再成為東部地區(qū)影響農(nóng)戶貧困脆弱性的主要因素。中西部地區(qū)農(nóng)村中接受過中等教育的居民外出就業(yè)能力高，隨著農(nóng)民工進(jìn)城保障的提升，尤其是農(nóng)民工子女入學(xué)難問題的緩解，增強農(nóng)村教育程度高的青壯年勞動力外流動力，導(dǎo)致留守農(nóng)村大多為老人、孩童亦或是受教育程度不高且依賴于農(nóng)業(yè)收入的居民，因此中西部地區(qū)炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型改善農(nóng)村教育人力資本狀況空間較大，而中部地區(qū)整體教育資源和經(jīng)濟發(fā)展水平優(yōu)于西部地區(qū)，故中部地區(qū)農(nóng)村教育人力資本積累情況要好于西部地區(qū)，造成中介效應(yīng)率低于西部?？梢?，炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型利于促進(jìn)農(nóng)村教育人力資本的積累，農(nóng)村教育人力資本的積累不僅僅緩解父母當(dāng)代貧困狀態(tài)，打破貧困代際傳遞，更顯著作用在于推動農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展。

2.敏感性檢驗 對中介變量進(jìn)行敏感性分析，以驗證因果中介效應(yīng)分析結(jié)果的穩(wěn)健性。圖1 展示了不同敏感性參數(shù)（ρ值）下的平均因果中介效應(yīng)（ACME）變化軌跡，陰影部分表示95%的置信區(qū)間。對于醫(yī)療保健支出比例，當(dāng)ACME點估計為0時，對應(yīng)式（3）中εi1和εi2的相關(guān)系數(shù)ρ必須大約為0.306 2，且其對應(yīng)的95%置信區(qū)間下ρ取值范圍為0.253 3～0.358 8，表明即便很大程度上違反序貫可忽略假設(shè)，ACME的符號依然穩(wěn)健為正。同理，對于勞動力受教育程度，當(dāng)ACME的點估計為0 的時候，對應(yīng)式（3）中εi1和εi2的相關(guān)系數(shù)ρ必須大約為-0.087 4，此時ρ值對應(yīng)置信區(qū)間為-0.048 1～-0.147 3，ACME符號仍為正，中介效應(yīng)結(jié)果同樣穩(wěn)健。上述分析表明，當(dāng)序貫可忽略假設(shè)被違反程度較大時，一定程度上可認(rèn)為因果中介效應(yīng)分析結(jié)果穩(wěn)?、僖蚱拗疲嘞庐愘|(zhì)性分析下不同ρ值下ACME隨ρ變化的圖像未進(jìn)行匯報。。

圖1 全樣本中介變量敏感性檢驗

3.經(jīng)濟貧困分組下因果中介效應(yīng)異質(zhì)性分析 依據(jù)是否為經(jīng)濟貧困，將樣本分組進(jìn)行因果中介效應(yīng)分析。表6 結(jié)果顯示，經(jīng)濟貧困家庭的炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型的防貧效應(yīng)并不顯著，且無中介效應(yīng)①因果中介效應(yīng)兩步回歸中炊事燃料系數(shù)不顯著，且敏感性分析結(jié)果顯示中介效應(yīng)結(jié)果不穩(wěn)健，故認(rèn)為不存在中介效應(yīng)。?？赡艿脑蚴巧钅茉锤倪M(jìn)并非經(jīng)濟貧困家庭收入增加后進(jìn)行需求改進(jìn)的第一選擇。對于不存在經(jīng)濟貧困的家庭，炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型的防貧效應(yīng)分別有9.85%和4.75%來自醫(yī)療保健支出比例和受教育程度的中介傳導(dǎo)機制。這部分家庭在完成其他需求升級后或存在條件和更好的基礎(chǔ)改進(jìn)生活能源，但中介效應(yīng)的差距也反映出健康沖擊仍是致貧的重要原因。然而不可否認(rèn)，醫(yī)療制度的完善和醫(yī)療資源的覆蓋相對于教育而言仍顯不足，且健康風(fēng)險沖擊具有隨機性，這都將導(dǎo)致家庭健康人力資本的穩(wěn)定性低于教育人力資本的穩(wěn)定性，這或許是本文分析中，無論是直接效應(yīng)還是中介效應(yīng)，教育人力資本影響效果要低于健康人力資本影響效果的原因。

表6 經(jīng)濟貧困分組下因果中介效應(yīng)差異性結(jié)果

五、主要結(jié)論與政策建議

基于CFPS2018 數(shù)據(jù)，借助FGLS 法測度農(nóng)戶貧困脆弱性指數(shù)，借助分位數(shù)回歸和因果中介效應(yīng)探究炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型的防貧效應(yīng)和作用機制，得出以下主要結(jié)論：第一，炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型的防貧效應(yīng)隨著貧困脆弱性的提高呈現(xiàn)上升態(tài)勢。第二，炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型通過增加健康和教育人力資本積累消除限制農(nóng)戶發(fā)展空間的阻礙，有效提升農(nóng)戶可行能力。第三，炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型通過緩解東、中、西三個地區(qū)的健康風(fēng)險和改善中西部地區(qū)農(nóng)村教育人力資本積累狀況，從而降低農(nóng)戶未來陷入貧困的可能性。第四，炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型通過健康和教育人力資本主要對非經(jīng)濟貧困家庭的貧困脆弱性產(chǎn)生影響。

基于以上研究結(jié)論，提出如下政策建議：第一，利用貧困脆弱性等事前概念構(gòu)建動態(tài)貧困識別機制，以此識別易返貧人群，實時把握農(nóng)戶貧困風(fēng)險狀況，并依據(jù)該人群特征制定一般化幫扶措施和幫扶政策。第二，推進(jìn)農(nóng)村能源結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，實現(xiàn)發(fā)達(dá)地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)能源服務(wù)平等的同時，推進(jìn)諸如教育和醫(yī)療等公共服務(wù)均等化在內(nèi)一系列提升農(nóng)村生活質(zhì)量進(jìn)而吸引人才回流的措施不能缺少。重點加大醫(yī)療保險等常規(guī)保險手段的覆蓋深度和廣度，提高農(nóng)戶家庭抵抗健康風(fēng)險沖擊的能力；鼓勵個人、社會組織和企業(yè)投身于農(nóng)村教育建設(shè)事業(yè)中，助力農(nóng)村教育人力資本積累；推動“互聯(lián)網(wǎng)+醫(yī)療”和“互聯(lián)網(wǎng)+教育”的發(fā)展，打破醫(yī)療資源和教育資源的地理限制和門檻限制，促進(jìn)農(nóng)村人力資本積累。第三，加快完善能源價格市場體系，實現(xiàn)能源的可負(fù)擔(dān)性。通過形成包含資源稅、環(huán)境稅、碳稅等在內(nèi)的能夠充分反映化石能源使用環(huán)境成本的能源市場價格體系，打破化石能源價格對清潔能源價格的“圍堵”，提高居民對清潔能源的接受性，實現(xiàn)清潔能源的可負(fù)擔(dān)性。