社会资本、劳动力流动对平原地区农户多维贫困的影响——基于礼泉县和泾阳县的调研数据

杨思思

(西安建筑科技大学 公共管理学院，西安 710055)

提要：基于礼泉县507份实地调研数据，运用probit回归模型进行分析，得出平原地区农户社会资本对农户多维贫困具有缓解作用，并在此基础上随机抽选礼泉县的348份数据，与泾阳县的338份数据进行对比，分析劳动力人口流出数量、农户关注新闻时事频率和逢年过节走亲访友数量对农户贫困的影响规律。结果表明，劳动力人口流出数量对平原地区农户贫困的影响存在地域差异；关注新闻时事频率、逢年过节走亲访友数量对平原地区农户贫困影响均呈现先增长后下降的趋势，且不同地区农户最佳关注新闻时事频率和走亲访友数量回归存在差异。根据研究结论，建议政府应大力提供政策和资金助力农户培育社会资本，有效促进当地农村剩余劳动力流动来巩固当地脱贫攻坚成果，从而实现了与乡村振兴的有效衔接。

一、引言

在脱贫攻坚战取得全面胜利后，贫困地区农户在抗风险能力得到提高的同时贫困边缘户的返贫风险也在增加[1]，所以巩固脱贫攻坚成果，实现脱贫攻坚与乡村振兴的有效衔接，确保不发生规模性返贫[2]，是推动脱贫地区发展和实现乡村全面振兴的重要任务[3]。在城镇化快速发展的情况下，农村劳动力流出已成为普遍现象，农村劳动力流动可以有效改善农户家庭的贫困状况，提升农户家庭收入水平[4]，而社会资本作为农村家庭重要的资源构成，常被视为一种对农户的非正式生活保障，它在帮助农村家庭抵御负面冲击、提升规避风险能力和降低农户贫困脆弱性方面起着重要作用[5]。因此，积极发挥农户社会资本的作用，促进劳动力流动可以有效增加农户家庭收入，使其避免返贫陷贫，这对稳固脱贫攻坚成果具有重要意义。

平原地区县城因其自身良好的地理优势，在快速城镇化进程中，农户非农务工机会的增多导致农户收入来源以及社会资本发生了变动，这一变动对农户所产生的影响是值得关注的。地处关中平原腹地的礼泉县和泾阳县，交通十分便利，礼泉县在2016—2019年，城镇化率增加了4.16%，乡村人口共流出120 823人，且2020年年底银西高铁在礼泉南站建成通车。而泾阳县作为西安半小时经济圈，且未来将建成西安的北部中心，成为带动大关中，引领大西北的动力引擎，这意味着两大平原县农户劳动力流出情况将更为普遍。

基于此，本文将社会资本与劳动力流动纳入同一框架，通过在礼泉县获取的507份调研数据，验证社会资本对平原地区农户多维贫困的影响，再随机选取348份数据与在泾阳县获取的338份问卷数据进行对比分析，研究劳动力流动数量、关注新闻时事频率和逢年过节走亲访友数量对农户贫困的具体影响规律。

二、文献综述

自2013年精准扶贫战略实施以来，不同学者对贫困测度、致贫因素及其影响机理进行了深入研究，发现贫困并不是简单的收入贫困。例如，王博等运用A-F指数和反向传播神经网络法测算了深度贫困地区多维贫困情况，发现致贫原因复杂多样[6]；黄善林等选取收入、教育、健康、生活水平和土地5个维度11个指标，从多维度贫困角度出发，探讨了农户农地经营与流转对多维贫困的影响[7]；刘倩等探讨了典型地区秦巴山特困区商洛的多维贫困发生影响机理[8]；丁建军等研究发现贫困具有多维性、区域性和动态性特征，脱贫结束后依然存在返贫的风险[9]，所以巩固脱贫攻坚成果，防止已脱贫农户大批量返贫是后扶贫时代的重要任务。

在物质资本和人力资本相对匮乏的乡村，社会资本对农户收入的影响逐渐被重视。较多研究表明，社会资本在减缓农户贫困，帮助农村家庭抵御负面冲击，减小农户之间收入差距等方面起到重要作用。但也有学者对社会资本减贫这一观点提出质疑，例如，Gertler等通过对印度尼西亚家庭数据分析发现，针对意外冲击，社会资本无法平滑消费[10]；周晔馨等发现社会资本可以拉大农户收入差距[11]，所以社会资本对农户收入的影响具有不确定性。同时，社会资本对农户收入的影响也并非简单的线性关系，很有可能是一种非线性关系。例如，刘彬彬等基于宁夏西海固贫困地区农户数据，发现社会资本对农户收入的影响存在明显的门槛效应，当社会资本低于门槛值时，社会资本对增加农户收入效果不显著；当社会资本高于门槛值时，社会资本能显著促进农户收入提高[12]。

但现有研究大都侧重于社会资本与农户贫困的线性关系，鲜少涉及两者之间具体的影响规律，并且研究区域也大多聚焦于典型贫困县、集中连片特困区、自然保护区、革命老区等具有代表性的区域，对平原地区农村贫困问题关注较少。而随着城镇化的快速发展，农村大量劳动力流出，导致平原农村出现不同程度的“空心化”问题[13]，农村劳动力外出打工使非农收入成为农户获得家庭收入的一个重要来源[14]，同时有研究表明劳动力流动根据地区位置不同，减贫效应也具有差异化特征[15]，所以劳动力流动对平原地区农户贫困具有怎样的影响是值得关注的。且已有研究证实了劳动力流动在社会资本与农户贫困之间具有中介作用，例如，车四方等研究表明劳动力流动可以显著强化社会资本对农户的减贫作用[16]，而莫亚琳的研究发现劳动力流动会弱化社会资本对农户收入增长的促进作用[17]。综上所述，本文重点研究3个问题：一是社会资本对平原地区农户多维贫困是否存在影响；二是劳动力流动、关注新闻时事频率和逢年过节走亲访友数量对农户贫困的具体影响规律；三是相同的影响因素对不同区域农户贫困的影响规律是否相同。

三、数据来源及模型建立

(一)数据来源与指标选取

本文的数据是笔者于2020年4月到11月赴陕西省礼泉县进行实地专项调查所得。问卷内容主要涉及多维贫困、社会资本、农户个人特征和家庭特征的相关问题。首先，为了保证样本收集的有效性，在进行正式调研之前，笔者先前往礼泉县进行小范围的预调研，并听取当地农户的意见对问卷问题的表达进行了修改与完善，以确保农户对问卷问题的精准理解。其次，调研方式主要为笔者跟农户一对一的访谈，在笔者对农户将所调研问题进行详尽的解释后，由笔者代替农户进行问卷问题的填写。最后，笔者在15个镇30个村共发放了521份问卷，共获得有效问卷507份，有效率为96.2%。

1.多维贫困

本文采用收入贫困、健康贫困和教育贫困来综合衡量一个家庭的贫困情况，从而保证其科学性与准确性。其中，收入贫困以2014年国家人均纯收入2 800元为贫困标准，通过问卷中家庭总收入实际数值与家庭人口数比值整理得出，低于2 800元则定义为收入贫困，赋值为1；反之，则赋值为0。健康贫困以家中是否有重病、慢性病、残疾人为衡量标准，回答“是”赋值为1，认为该农户家庭存在健康贫困；反之，则赋值为0。教育贫困以家中成员的是否完成为九年义务教育作为衡量标准，未完成九年义务教育的定义为教育贫困，赋值为1；反之，则赋值为0。

2.社会资本

本文将社会资本分为社会网络、社会参与、社会信任、社会声望4个维度[18]。社会网络是指在一个组织内的成员所形成的一种相对稳定的人际资源网络，关注的是这个组织内的独立个体成员因互动和联系所形成的社会网络，一般通过网络规模、网络资源、互动频率3个方面衡量。网络规模通过“逢年过节亲戚好友走动数量”来表征，网络资源通过“经常来往的亲戚朋友职业类型数量”来表征，互动频率通过“平时和亲戚好友之间彼此走动频率”(非常不频繁=1，不太频繁=2，一般=3，有点频繁=4，非常频繁=5)来表征。

社会参与是指社会成员参与社会经济组织。农户的社会参与主要体现在农户对村集体事务的参与和对社会新闻的关注两个方面，即特殊参与和一般参与。特殊参与通过“参加村里活动(庙会、技能培训会)的频率”来表征；关注时事通过“关注新闻动态和政府政策新公告的频率”来表征。

社会信任是指在一个村域内农户之间长期来往所建立起来的相互信任关系，有助于农户之间构建相对稳定的互利互惠机制，提高合作效率，一般分为人际信任和制度信任两种，其中人际信任又可以分为特殊信任和一般信任两种类型，前者主要表现为对亲戚或本村村民等关系较为亲近的人的信任程度，后者主要表现为对陌生人的信任程度。特殊信任采用“是否愿意给亲戚朋友借钱”来表征(非常不愿意=1，不太愿意=2，一般=3，有点愿意=4，非常愿意=5)；一般信任采用“您愿意信任陌生人吗”来表征。而建立在“非人际”关系上的制度信任，采用“您愿意相信村里发布的政策信息吗”来表征。

社会声望是指在长期人际交往过程中所形成的一种权威关系，而有些人会利用自身所拥有的权威关系来优先为自身占有或控制资源，一般表现为声望自我感知和声望他人感知两种类型。声望自我感知通过“村里人对您和家人的尊重程度”来衡量(非常不尊重=1，不太尊重=2，一般=3，有点尊重=4，非常尊重=5)；声望他人感知通过“村里的一些重要活动和决策参考您意见的程度”作为衡量的指标(基本不参考=1，不太参考=2，一般=3，有点参考=4，经常参考=5)。

运用探索性因子分析方法构造社会资本总量，一定程度上能减轻社会资本各维度之间的内生性影响。通过探索性因子分析法，建立融合各维度的综合性社会资本指标体系，计算出社会资本指数，在构建社会资本指数之前首先对社会资本各维度变量进行因子分析。经检验，样本的KMO检验值为0.732，Bartlett球形检验的近似卡方为570.168(sig=0.000)，说明该数据适合做因子分析。根据分析结果本文选取前7个主成分，累计方差贡献度达到82.7%，基本能表征农户的社会资本总体情况。根据各因子得分及其方差贡献率，可以得出社会资本总量(SC)的计算公式为

SC=(SC1×0.256 4+SC2×0.128 6+SC3×

0.105 6+SC4×0.096 0+SC5× 0.085 2+ SC6×

0.080 5+SC7×0.074 6)∕0.827 0。

(1)

3.农户个人特征和家庭特征

农户个人特征。为了降低自变量以外其他因素对研究结果的干扰，通过农户的性别、年龄来反映其对农户多维贫困的影响。

农户家庭特征。考虑到农户的家庭特征对贫困可能会造成一定影响，本文选取家庭总人口数、近三年是否遭遇过严重灾害或意外事件、主要做饭燃料(秸秆、煤、柴火=1，液化气、煤气、天然气、沼气、电=0)、饮用水类型(井水=1，自来水、桶装水=0)、厕所类型(旱厕、无厕=1，水厕=0)、家庭资产情况(根据农户所选资产类型数目)、家庭是否有政府补助、到社区服务中心的距离8个变量来表征农户家庭特征。

(二)模型构建

本文将农户多维贫困的3个维度(收入贫困、健康贫困、教育贫困)进行“贫困”和“非贫困”二值划分，贫困为1，非贫困为0。通过构建probit模型进行估计，检验社会资本对农户多维贫困的影响，具体如下：

Povertyi=α+βSC+∑j=1JjXij+εi，

(2)

Povertyi=α1+β1nsiz+β2nres+β3ifre+

β4pact+β5ceve+β6stru+β7gtru+β8tsys+β9rsel+

(3)

Poverty为农户的贫困状态，i表示第i个农户；SC表示社会资本总量，nsiz、nres、ifre、pact、ceve、stru、gtru、tsys、rsel、roth分别表示网络规模、网络资源、互动频率、参与活动、关注时事、特殊信任、普遍信任、制度信任、声望自我感知和声望他人感知。β为待估参数，X表示控制变量，j表示控制变量的个数，ε为随机扰动项。

四、影响因素及规律分析

(一)社会资本对农户多维贫困的影响分析

考虑到各变量之间可能存在内生性，本文在进行基准回归分析之前对各变量进行多重共线性诊断。一般地，不存在多重共线性必须同时满足的条件是最大的VIF小于10以及平均VIF大于1。从检验结果中可知，各变量的VIF值均大于1且小于10，因此不存在多重共线性。在控制了农户个人特征、家庭特征变量之后，利用probit模型分别考察社会资本总量及其他因素对农户多维贫困的影响，回归结果如表1所示。

表1显示社会资本总量显著负向影响收入贫困和健康贫困。结合实地调研情况，无论是地理位置较差的山区还是具有地理优势的城郊农村，社会资本在农户获取信息、增加非农就业机会等方面均具有重要作用。社会网络中的网络资源显著负向影响收入贫困和教育贫困，主要是因为具有地理优势的平原地区农户接触的异质性社会网络资源相对较多，而这些异质性社会网络资源无形中增加了农户外出打工的机会，从而在一定程度上缓解了农户的收入贫困，同时农户在外出打工过程中，也在不断学习和完善自身技能，使自己在劳动力市场上具有竞争优势，这在一定程度上缓解了农户的教育贫困。社会参与中的特殊参与显著负向影响健康贫困，显著正向影响教育贫困，在实际调研过程中同质性的社会活动参与并不利于农户减贫增收，而一般参与(关注时事)可显著负向影响教育贫困，关注时事不仅可以有效促使农户所获信息与快速发展的社会保持同步，同时也有利于农户有效决策，减小家庭陷入贫困的概率。社会信任中的特殊信任显著负向影响收入贫困，进一步证实了基于“血缘、亲缘、地缘”的农户社会网络关系在减贫方面的重要作用，无论是山区农户还是城郊农户，在有工作机会时都先倾向于熟人，一是互相了解减少风险，二是结伴前行互相照应，农户也更愿意和熟人结伴外出打工，增加了保守型农户外出打工的机会和频率，从而达到增收减贫的效果。社会声望中的自我感知显著正向影响健康贫困，显著负向影响教育贫困；社会声望中的他人感知显著正向影响教育贫困，也就是说，社会声望较高的人增加了其健康贫困和教育贫困的概率，根据实地调研结果，本文给出的解释是，本身大多声望较高的人年龄偏大，其自身健康情况欠佳且文化程度不高，但其自身的人脉资源有利于缓解下一代的教育贫困。综上可知，社会资本对平原地区农户多维贫困具有一定的缓解作用。

表1 社会资本总量及各维度对农户多维贫困的影响

控制变量的回归结果显示，农户性别显著负向影响收入贫困，显著正向影响教育贫困，男性在为家庭打工增收的同时也减小了其获得教育的机会。主要做饭燃料、家庭资产情况和到社区服务中心的距离均有利于缓解农户多维贫困，而年龄越大、家庭近三年遭遇过严重灾害或意外事件以及拥有政府补助均在不同程度上增加了农户多维贫困发生的概率。其中，政府补助增加农户多维贫困体现在山区农户依赖政府补助，滋生农户产生“等靠要”的心理，大家不愿脱贫，人人争当贫困户，反倒增加了农户陷入多维贫困的概率。

为了说明本模型具有一定的代表性，接着进行内生性和稳健性检验。在模型的内生性检验过程中，选用替代变量法再次对样本进行回归。本文借鉴王春超等[19]的做法，选择“到最近的市场距离”重新衡量社会资本，IV-probit模型回归结果如表2所示。表2结果与表1结果较为一致，社会资本可有效缓解农户收入贫困和健康贫困，但对教育减贫的影响不显著，说明本文实证分析结果较为稳健。

表2 基于IV-probit的社会资本嵌入下与贫困内生性检验

在稳健性检验过程中，本文随机抽取85%的样本重新建立probit回归模型，回归结果表明，核心变量依然显著，社会资本依然可以有效缓解农户收入贫困和健康贫困，模型较为稳健。

(二)社会资本、劳动力流动对农户贫困影响规律分析

从回归结果中可以得出，社会资本对平原地区的多维贫困具有缓解作用，但具体缓解规律无法得知。为探究其具体规律，笔者通过随机选取礼泉县的348份数据，研究劳动力人口流出数量、关注新闻时事频率和逢年过节走亲访友数量对农户贫困的影响规律。为了保证研究结果的严谨性，笔者于2021年4月和5月份选取同为平原地区县城的泾阳县进行实地调查，共获得泾阳县有效问卷数据338份。基于相关数据重点研究劳动力人口流出数量、关注新闻时事频率和逢年过节走亲访友数量与农户不贫困户数占比之间的关系。关于农户不贫困的界定，本文根据相关研究以人均年收入2 800元为衡量标准，高于2 800元则定义为不贫困。

1.劳动力流出数量与农户不贫困户数占比关系

图1显示了礼泉县、泾阳县在不同贫困线时，农户不贫困户数占比与劳动力流出人口数的关系，其中，

100%，(ω=0，1，2，3，4，5)。

(4)

从图1可以看出，在贫困线取2 800元/(人·年)时，礼泉县随着劳动力人口流出数量的增加，农户不贫困户数占比呈现先增长再下降的趋势，并在一个家庭中劳动力人口流出数量为2时，不贫困户数占比达到峰值。在同一贫困线的划分下，泾阳县随着劳动力人口流出数量的增加，农户不贫困户数占比呈现快速增长然后趋于稳定的趋势，即使在将泾阳县贫困线调整为17 000元/(人·年)时，泾阳县的不贫困户数占比仍整体呈现出增长的态势，所以平原地区劳动力流出对农户收入影响呈现出地域差异。

图1 劳动力流出数量与不贫困户数占比关系图

2.关注新闻时事频率与农户不贫困户数占比关系

图2显示了礼泉县、泾阳县在不同贫困线时，农户不贫困户数占比与关注新闻时事频率的关系，其中，

100%，(λ=1，2，3，4，5)。

(5)

图2 关注新闻时事频率与不贫困户数占比关系图

从图2可以看出，当贫困线取2 800元/(人·年)时，随着农户关注新闻时事频率的增加，礼泉县农户不贫困户数占比呈现先增长再下降的趋势，并在关注新闻时事频率等级为3时，不贫困户数占比达到峰值。而在同一贫困线下，随着关注新闻时事频率等级的增加，泾阳县农户不贫困户数占比呈现快速增长然后趋于稳定的趋势，并在曲线末尾出现波动式下降。但将贫困线调整为17 000元/(人·年)时，泾阳县不贫困户数占比同礼泉县曲线呈现相同的变化趋势，即先增长后下降，同时峰值对应的关注新闻时事频率等级值出现了一个单位的后移。所以在平原地区，在不同贫困线下，关注新闻时事频率对农户收入的影响呈现出相同的规律。

3.逢年过节走亲访友数量与农户不贫困户数占比关系

图3显示了礼泉县、泾阳县在不同贫困线下，农户不贫困户数占比与逢年过节走亲访友数的关系，其中，

100%，(μ=1，2，3，…，20)。

(6)

由图3可知，当贫困线取2 800元/(人·年)时，随着农户逢年过节走亲访友数量的增加，礼泉县农户不贫困户数占比呈现先增长后下降的趋势，并在农户逢年过节走亲访友数量为15时，农村不贫困户数占比达到峰值。而在同一贫困线下，随着农户逢年过节走亲访友数量的增加，泾阳县农户不贫困户数占比呈现快速增长然后趋于稳定的趋势。但将贫困线调整为17 000元/(人·年)时，泾阳县不贫困户数占比同礼泉县曲线呈现相同的变化趋势，即先增长后下降，同时在农户逢年过节走亲访友数量为6时达到峰值。所以在平原地区，在不同贫困线下，农户逢年过节走亲访友数量对农户收入的影响具有相同的规律。

图3 走亲访友数量与不贫困户数占比关系图

五、研究结论与政策启示

(一)研究结论

本文经研究得出的结论主要有3点：一是劳动力人口流动数量对农户贫困的影响呈现出地域差异。礼泉县随着劳动力人口流出数量的增加加剧了农户贫困，而泾阳县劳动力人口流出数量的增加有助于缓解农户贫困情况，这说明劳动力人口流出数量与农户贫困的关系不能单纯地说劳动力人口流出对农户贫困具有缓解或者加剧作用，应根据不同地区进行具体分析。但是本研究可以证明一定数量的劳动力人口流出有助于缓解农户贫困状况。对此根据实地调研给出的可能解释是，礼泉县数据获取时间为2020年11月之前，此时礼泉县高铁站还未开通，劳动力人口流出的特点是因为交通不便利大多外出打工的农户不能每日返家居住，而泾阳县因其交通便利，大多数农户虽然外出打工但会选择每日返家居住，这在一定程度上增加了农户的归属感和家庭成员的凝聚力，同时也保证了农户的生活环境质量，多方面减缓了农户贫困情况。二是农户关注新闻时事频率对农户不贫困户数占比在两县中均呈现先增长后下降的规律，说明一定频率的关注新闻时事有助于缓解农户贫困，但过度关注则会加剧农户贫困。泾阳县的这个关系趋势图是在调整了农户家庭人均年收入为17 000(元/人·年)后呈现出和礼泉县一样的趋势，但峰值后移了一个单位，这说明不同区域农户因为其地理位置不同，经济水平不同，所获取信息的渠道和质量具有差异。三是农户逢年过节走亲访友数量对农户不贫困户数占比在两县中均呈现出先增长再下降的趋势，但是礼泉县在农户逢年过节走亲访友数量为15时农户不贫困户数占比才达到峰值，农户不贫困户数占比在90%左右，在同样的贫困线下，泾阳县在农户逢年过节走亲访友数量为2时农户不贫困户数占比就达到峰值，且占比接近100%，这说明农户所来往亲朋好友的质量是影响农户收入的主要因素。在提高泾阳县农户贫困线后，农户逢年过节走亲访友数量在6时达到峰值，这也说明农户逢年过节走亲访友数量的增加有助于农户缓解贫困。

(二)政策启示

根据研究结论本文提出的建议主要有3点：第一，政府应助力拓展培育农户社会资本。在“乡土中国”向“城乡中国”转型的过程中，农户传统的同质性社会资本已经不能满足农户的需求，政府应助力培育农户异质性社会资本，多渠道完善农户获取信息的途径，组织农户参与到村庄集体事务中来，强化农户的传统社会网络资源，多采取措施鼓励用人单位接纳农民工参与组织活动，为农户拓展异质性社会资本创造良好的外部条件。第二，政府应采取有效的措施促进当地农村剩余劳动力流动。合理范围内的劳动力流动是有助于缓解农户贫困的，对于具有地理优势的平原县城，应充分利用自身的地理优势，结合当地资源培育特色产业，增加本地就业岗位，形成规模化、组织化、链条化的当地产业，增加当地就业机会，吸引农村剩余劳动力在本地就业，形成劳动力县内流动，增加农户非农就业收入，同时也要加强农户的职业技术培训，提高农户的技术能力和核心竞争力，增加其抗风险能力，确保农户长期实现脱贫增收。而在实际调研过程中，年龄较大的农户往往因其学习能力、身体素质等原因，缺乏就业机会，在农业机械化提高的当下，当地政府可以适当组织农户通过集中、成片、规模经营外出打工农户家中撂荒的土地，充分发挥平原地区的地理优势，使农户实现规模种植从而增加其经济收入。第三，政府应大力提供政策和资金支持。政府应加大对农村基础设施的建设，提高公共服务水平，完善各项社会保障制度，吸引农户和大学生在当地就业，同时对回乡发展的农户给予政策优惠，提升农户回乡发展的动力，并通过各渠道及时更新相关就业信息，增加农户在当地就业的概率，从而实现较为稳定的帮扶效果。同时，政府应充分利用各种新媒体和网络平台，加大对当地就业资源和就业政策的宣传力度，营造良好的就业环境，充分利用当地各种资源发挥其最大潜能，从而推动当地经济发展，实现乡村振兴。