炊事燃料清洁转型能否巩固脱贫攻坚成果？——基于CFPS2018的微观证据

李昭楠，刘 梦，刘七军*

（1.北方民族大学经济学院，宁夏 银川 750021；2.民族地区相对贫困治理研究中心，宁夏 银川 750021）

一、引言与文献综述

2020 年底，我国历史性地解决了农村绝对贫困和区域性整体贫困问题。然而，长期以来的城乡二元结构使得发展不平衡不充分的问题依然存在。就脱贫地区而言，产业基础薄弱，脱贫人口经济、人力、社会资本不足，以及绿色发展理念不深依旧是其返贫、致贫风险发生的主要因素。因此，有效巩固脱贫攻坚成果、稳定脱贫质量依然是时下社会关注的焦点之一。

相关研究指出，巩固脱贫攻坚成果重在防贫，需由长期以来的“扶贫战略”转向“以防贫为主”的减贫治理战略转变［1］。人力资本的质量提升被视为有效防贫的手段之一［2］，土地流转、易地扶贫搬迁、医疗保险、产业扶贫等外部手段亦被证明具有显著的减贫防贫效应［3-6］，而生活能源的改进也被认为是解决农村贫困问题的关键所在［7］。目前，关于贫困与能源的研究普遍认为，经济贫困是影响能源贫困的重要因素［8］；也有少数学者认为能源低效用使用对贫困存在反向作用，但未实证检验其影响机制［9-11］。Hanna 等［12］则基于居民健康视角论证使用固体燃料会造成空气污染使居民健康受损，进一步影响生产效率进而导致贫困，由此形成一种恶性循环机制。然而研究显示，固体燃料使用对人力资本存在负向影响。一方面，固体燃料在农村被广泛运用于炊事和供暖，该燃料使用时产生的污染性气体会导致诸如慢性阻塞性肺疾病和肺癌、高血压等多种疾病的发生［13-14］，由此增加受害者过早死亡的风险［15］；另一方面，妇女作为农村家庭炊事活动的主要负责人，收集柴草这类传统固体燃料花费的时间会减少其参加就业、培训以及其他生产性活动的机会［16］，子女陪伴在母亲身边主动或被动协助母亲进行家务活动，如协助母亲采集生物质能源资源等，亦会降低儿童入学的可能性［17］，甚至造成中途辍学［18］，进而对家庭教育人力资本产生影响。因此，炊事固体燃料的使用导致农户人力资本受损或是引致农户贫困脆弱的重要因素。

既有主要研究多数集中于从减贫战略转变和能源改进等方面来探讨巩固脱贫攻坚成果，也有少数研究基于居民健康视角探究固体燃料造成的贫困循环机制，却鲜有文献基于教育人力资本视角探究固体燃料使用的致贫成因。特别是在“双碳”目标背景下，鲜有针对实现农村炊事燃料清洁转型能否巩固脱贫攻坚成果的研究。现有研究以单一维度无法精准评估家庭脱贫后的动态变化特征，且当下清洁能源使用的防贫效应短期内无法显现。基于此，本文引入期望贫困脆弱性这一前瞻性概念，基于健康人力资本和教育人力资本视角深入探究炊事燃料这类生活能源清洁转型的防贫效应。

二、理论分析与研究假说

能源作为实现个人能力自由的重要条件，有助于提供健康和教育服务，极大程度影响着个人运用生计资本实现自我发展的方式和效率，其同贫困之间往往存在着循环往复的复杂关系。具体表现为：能源作为发展的工具，高效的现代能源往往能够创造更多的就业机会［19-20］，如：使用更加清洁的现代炊事能源能够增加女性进行生产活动的时间和机会；同时，能源也是发展的结果，发展不足会降低农户能源消费能力，引致能源服务缺失进而导致生产机会损失，生产效率降低，如此循环往复，形成“低效能源使用-贫困-低效能源使用”的恶性循环。故现代能源的可及性、可负担性和清洁性构成的能源贫困逐渐成为衡量多维贫困的重要方面，其会引致诸如经济、社会文化以及生态等多重剥夺贫困效应［21］。因此，能源贫困造成发展机会的剥夺往往比能源贫困本身更加值得关注，而炊事燃料作为农村能源使用的主要方式，是衡量能源贫困的重要方面，其对农户可行能力的影响不容小觑，对巩固脱贫攻坚和推进乡村振兴具有重要意义。基于此，提出第一个研究假说：

H1：炊事清洁燃料的使用通过降低农户贫困脆弱性起到防贫效应。

李平等［22］研究指出，个体可行能力的发展、人力资本的提升是治理贫困的有效手段和动力来源。其中，可行能力所追求的根本是自由，是一个人选择他想要的生活的自由，既反映个人意愿，又体现社会机会[23]，其强调功能自由和能力自由。诸如，居住条件、健康和教育是功能自由的真实反映，社会、医疗和教育保障等则是能力自由的体现，因此贫困群体的能力建设成为解决贫困问题的重要手段之一。而人力资本是指包含健康、营养、教育、知识和技能等能体现在劳动者身上的资本，其作为最主要的资本类型，是获取其他资本的基础条件[24]，能够支配运用包括金融资本、物质资本和自然资本等在内的生计资本实现家庭可持续生计，提升农户内生动力。随着贫困问题研究的深入，基于可行能力的多维贫困更符合当下贫困的本质，健康状况和受教育程度逐渐取代收入成为影响多维贫困的重要因素。其原因在于健康和教育的投入是提高劳动力素质的两种主要方式，是影响人力资本积累的两大关键性因素[25]；同时，健康状况和受教育程度也是可行能力中实现功能自由的真实反映[26]。然而，农村炊事固体燃料的使用引致的健康风险以及对儿童学业产生的负面影响，会影响农户健康和教育人力资本积累，或将进一步降低农户可行能力，进而导致贫困现象发生。基于此，提出如下研究假说：

H2：炊事清洁燃料的使用通过改善农户健康人力资本起到防贫效应；

H3：炊事清洁燃料的使用通过改善农户教育人力资本起到防贫效应。

三、数据来源、变量选取与模型构建

（一）数据来源

本文数据来源于北京大学2018 年中国家庭追踪调查截面数据（CFPS），在保留研究所需变量的基础上，删减异常值以及回答“其他”的样本之后对缺失值进行补漏。因研究对象为农村家庭，故仅筛选与农村家庭相关样本进行分析；此外，由于该调研数据并未指定户主，选取财务回答人作为户主，最终获得5 329个家庭样本。

（二）变量选取

1.被解释变量 本文选用具有较好前瞻性的预期贫困脆弱性（VEP）作为核心被解释变量，以反映家庭未来陷入贫困的概率。在假定人均年消费服从对数正态分布的情况下，采用三阶段可行广义最小二乘法（FGLS）估计农户贫困脆弱性［27］。

式（1）中，Vepit代表t时期农户贫困脆弱性；Cit+1代表（t+1）时期家庭人均年消费；Pr表示农户家庭t时期陷入贫困的概率；Poor代表贫困线。在测算贫困脆弱性时，主要参照沈扬扬等［28］提出的农村相对贫困线，即农村居民人均可支配收入中位数的40%；此外，利用国际贫困线标准人均日消费3.1 美元和1.9美元的回归结果作为稳健性检验。

2.核心解释变量 炊事燃料为核心解释变量，将其定义为二分变量。其中，固体燃料=0，表示农户家庭选择煤和柴草两类燃料作为炊事燃料；清洁燃料=1，表示农户家庭选择灌装煤气/液化气、天然气/管道煤气、太阳能/沼气、电这类清洁燃料作为炊事燃料。

3.控制变量 本文选取其他可能影响农户贫困脆弱性的因素作为控制变量，主要有以下三类：一是反映户主特征的年龄和性别等变量；二是反映家庭特征的家庭规模、抚养比、房屋价值、物质资本、人情支出和债权等变量，并且对房屋价值、物质资本和人情支出等变量进行对数处理；三是反映地区变量的人均GDP。

4.中介变量 为验证研究假说H2和H3，纳入中介变量进行炊事燃料对农户贫困脆弱性的影响机制探讨。健康状况良好的居民医疗消费需求和医疗消费成本较低［29］。为具有可比性，同时更好地反映健康风险的冲击，选择家庭人均医疗保健支出对数占人均收入对数的比例作为衡量健康人力资本的代理变量进行因果中介效应分析。教育人力资本的代理变量作如下考虑：炊事固体燃料对家庭教育人力资本的最终影响表现为使家庭成员教育状态呈现停止状态，故用上学状态为否的家庭劳动力成员的平均受教育程度来反映家庭教育人力资本状况，简称受教育程度。具体变量说明和描述性统计如表1所示。

表1 变量说明与描述性统计

（三）模型构建

采用分位数回归分析不同分位点下炊事燃料清洁转型的防贫效应。设定基准模型如下：

式（2）中，Vepi为被解释变量，指代农户贫困脆弱性；Fueli是核心解释变量，指代炊事燃料；Xi指代各个控制变量，这些变量可能对农户贫困脆弱性产生影响。

采用倾向得分匹配法（PSM）消除不可观测因素造成的样本自选择问题和利用工具变量法解决可能存在遗漏变量以及反向因果问题，以此验证结论稳健性。参照刘子铭等［30］的做法，选取“同村其他样本使用清洁炊事燃料的比例”作为工具变量。研究表明，农户更愿意模仿和学习相似群体的简单有利行为，导致村庄内具有相似特征的农户会趋向于近似的炊事燃料选择行为［30］，并且其他农户的清洁能源采纳行为对该农户家庭空气质量影响很小，或根本无影响［31］，理论上不会对该家庭的贫困脆弱性造成影响，满足外生性假定。

最后，为了探讨炊事燃料对农户贫困脆弱性的影响机制，采用因果中介效应分析。根据Imai［32］的做法，基于反事实推断构建平均因果中介效应（ACME）和直接平均效应（ADE）；同时为了保证基于序贯可忽略性条件下①序列可忽略假设：处理变量分配是随机的，与结果变量和中介变量是相互独立的；中介变量和式（3）中的εi1、εi2不相关。得出的因果中介效应结果的稳健性，通过敏感性参数ρ≡coor(εi1，εi2)对因果中介效应结果进行敏感性分析检验。

为计算ACME、ADE 和ρ，对式（3）进行估计。在序贯可忽略性假设下，得到ACME 和ADE 有效估计值分别为β2γ3和γ2，并依据εi1和εi2计算敏感性参数。

四、结果与分析

（一）中位数回归结果分析

炊事燃料对农户贫困脆弱性的回归结果如表2 所示。模型（1）、模型（2）和模型（3）分别为分位数0.25、0.50和0.75的回归结果，从模型（1）～模型（3）的回归结果来看，炊事燃料影响系数随着贫困脆弱性提高呈现出上升态势。一方面，随着时间推移，能源使用成本降低，炊事清洁燃料的使用得到农村居民广泛接受，故炊事燃料清洁转型的防贫效应由短期向长期的转变中增大；另一方面，炊事固体燃料作为衡量多维能源贫困的重要部分，有研究表明，多维能源贫困会从心情状态、幸福程度、社会等级和社会公平等方面产生消极影响［33］，而炊事清洁燃料的使用一定程度上可以通过改善农户的心情状态、提高农户幸福程度，使其产生社会公平认知等从而提高农户家庭的可行能力和自我发展能力，激发内生动力，巩固脱贫攻坚成果①因篇幅限制，控制变量分析结果不作展示，但其结果与已有研究文献一致。，H1得以验证。

表2 中位数回归结果及稳健性检验结果 n=5 329

（二）稳健性检验

本文通过以下两种方式进行稳健性检验。第一，更换贫困线标准，加入人均日消费3.1美元和1.9美元的国际贫困线作为对照，其结果由模型（4）和模型（5）所呈现。第二，更换估计模型，利用Logit模型以检验上述结论的稳健性，将农户贫困脆弱性定义为二分变量：非贫困脆弱（农户贫困脆弱性为29%及以下）=0，贫困脆弱（农户贫困脆弱性为29%以上）=1［34］，模型（6）展示了其边际效应。上述稳健性检验结果均支持前文结论。

（三）内生性分析

1.自选择问题 采用PSM 方法消除模型可能存在的自选择问题。就人均可支配收入中位数40%标准下的匹配样本进行平衡性检验，其结果如表3 所示。样本匹配后标准偏差和中位数偏差均在20%以内，准R2（Pseudo R2）均小于0.005，认为通过了平衡性检验［35］，匹配后样本不存在显著差异，从而保证匹配结果的可靠性。采用一对一邻近匹配、半径匹配和核匹配三种匹配方法进行PSM 估计，并且通过Bootstrap 自举法200 次获得估计标准差。三种匹配方法结果显示，使用清洁炊事燃料的农户贫困脆弱性更低，且在1%的水平上通过显著性检验，进一步验证前文结论。

表3 倾向得分匹配结果与平衡性检验

2.遗漏变量和反向因果问题 利用工具变量法来解决可能存在的反向因果问题和控制遗漏变量带来的估计偏差。因存在异方差，选用DWH 检验变量炊事燃料外生的假设，根据表4 结果显示拒绝了变量炊事燃料外生的原假设，且名义显著性水平为5%的沃尔德检验结果显示F统计值大于10%名义置信水平下临界特征值统计量16.38，故可认为在真实显著性水平不超过10%的前提下通过了弱工具变量检验［36］；因存在异方差问题，广义矩估计（GMM）比两阶段最小二乘法估计（2SLS）更有效率，故在分析中加入GMM 的估计结果，两种估计方法结果都显示炊事燃料仍在1%的置信水平上对农户家庭的贫困脆弱性有显著的负向影响。

表4 工具变量回归结果

（四）进一步分析

为探究炊事燃料对农户贫困脆弱性的作用机制，采用因果中介效应分析，将健康人力资本和教育人力资本纳入考虑，对H2和H3进行实证检验，并将样本划分东、中、西地区和是否经济贫困家庭①家庭人均收入小于等于居民收入中位数40%定义为经济贫困。进行机制的异质性分析。

1.地区分组下因果中介效应异质性分析 表5展示了地区分组下基于健康和教育人力资本的因果中介效应。以医疗保健支出比例为健康人力资本的代理变量进行因果中介效应分析，结果显示，炊事燃料清洁转型产生的防贫效应有17.26%来自医疗保健支出比例的中介传导机制。炊事燃料清洁转型通过改善家庭健康人力资本状况，提高家庭成员的劳动生产率，增强收入平滑风险能力，降低农户家庭未来陷入贫困的概率，H2得以验证。样本分组显示，中介效应率由东部向西部呈现左低右高的“U”型形状。东部地区人口密度的扩大快于医疗资源供给速度，造成东部地区人均医疗资源拥有量不高，因此炊事燃料清洁转型通过缓解东部地区农户家庭的健康风险，很大程度上降低东部地区农户家庭的医疗保健支出。对于中部地区，一方面，中部地区农户家庭使用炊事清洁燃料的比例高，面临固体燃料使用带来的健康风险冲击小；另一方面，中部地区医疗资源对农村居民的覆盖广度和深度同中部地区人口增长协调发展，人均医疗资源拥有量适中。中部地区炊事清洁燃料改善健康人力资本的空间较小，中介效应率低。随着西部大开发深度进行，西部地区人口规模开始扩大，城镇化进程加速，经济发展水平提升，居民对医疗卫生资源的需求也随之增加［37］，西部对于改善健康人力资本状况途径的需求是巨大的。因此，当面临诸如医疗保障、商业保险和社会保障等常规平滑风险手段不足的情况下，炊事燃料清洁转型作为改善健康人力资本状况的途径之一，“物以稀为贵”致使西部地区中介效应率高于东部和中部。综上，健康产生的经济效益对于家庭发展的重要性不容忽视，农村地区尤其欠发达地区的农村地迫切需要更多改善健康人力资本的措施，以增强其抵御健康风险冲击的能力。

表5 地区分组下因果中介效应差异性结果

采用受教育程度作为教育人力资本的代理变量进行因果中介效应分析，结果显示，炊事燃料清洁转型产生的防贫效应有6.64%来自受教育程度的传导机制，H3得以验证。同时侧面说明炊事燃料对农户贫困脆弱性的影响更多地表现为直接影响或通过其他途径进行影响，但不能忽视其促进农户家庭教育人力资本积累的作用。样本分组显示，中介效应率呈现由东部向西部依次升高的情况。原因在于东部作为优质高等教育资源丰富地区更容易吸引在当地接受高等教育个体留在当地就业组建家庭［38］，这部分家庭更注重家庭教育资本的代际传递和积累，农村居民普遍受教育程度高，提升空间很小，所以教育人力资本或不再成为东部地区影响农户贫困脆弱性的主要因素。中西部地区农村中接受过中等教育的居民外出就业能力高，随着农民工进城保障的提升，尤其是农民工子女入学难问题的缓解，增强农村教育程度高的青壮年劳动力外流动力，导致留守农村大多为老人、孩童亦或是受教育程度不高且依赖于农业收入的居民，因此中西部地区炊事燃料清洁转型改善农村教育人力资本状况空间较大，而中部地区整体教育资源和经济发展水平优于西部地区，故中部地区农村教育人力资本积累情况要好于西部地区，造成中介效应率低于西部。可见，炊事燃料清洁转型利于促进农村教育人力资本的积累，农村教育人力资本的积累不仅仅缓解父母当代贫困状态，打破贫困代际传递，更显著作用在于推动农业和农村经济的发展。

2.敏感性检验 对中介变量进行敏感性分析，以验证因果中介效应分析结果的稳健性。图1 展示了不同敏感性参数（ρ值）下的平均因果中介效应（ACME）变化轨迹，阴影部分表示95%的置信区间。对于医疗保健支出比例，当ACME点估计为0时，对应式（3）中εi1和εi2的相关系数ρ必须大约为0.306 2，且其对应的95%置信区间下ρ取值范围为0.253 3～0.358 8，表明即便很大程度上违反序贯可忽略假设，ACME的符号依然稳健为正。同理，对于劳动力受教育程度，当ACME的点估计为0 的时候，对应式（3）中εi1和εi2的相关系数ρ必须大约为-0.087 4，此时ρ值对应置信区间为-0.048 1～-0.147 3，ACME符号仍为正，中介效应结果同样稳健。上述分析表明，当序贯可忽略假设被违反程度较大时，一定程度上可认为因果中介效应分析结果稳健①因篇幅限制，余下异质性分析下不同ρ值下ACME随ρ变化的图像未进行汇报。。

图1 全样本中介变量敏感性检验

3.经济贫困分组下因果中介效应异质性分析 依据是否为经济贫困，将样本分组进行因果中介效应分析。表6 结果显示，经济贫困家庭的炊事燃料清洁转型的防贫效应并不显著，且无中介效应①因果中介效应两步回归中炊事燃料系数不显著，且敏感性分析结果显示中介效应结果不稳健，故认为不存在中介效应。。可能的原因是生活能源改进并非经济贫困家庭收入增加后进行需求改进的第一选择。对于不存在经济贫困的家庭，炊事燃料清洁转型的防贫效应分别有9.85%和4.75%来自医疗保健支出比例和受教育程度的中介传导机制。这部分家庭在完成其他需求升级后或存在条件和更好的基础改进生活能源，但中介效应的差距也反映出健康冲击仍是致贫的重要原因。然而不可否认，医疗制度的完善和医疗资源的覆盖相对于教育而言仍显不足，且健康风险冲击具有随机性，这都将导致家庭健康人力资本的稳定性低于教育人力资本的稳定性，这或许是本文分析中，无论是直接效应还是中介效应，教育人力资本影响效果要低于健康人力资本影响效果的原因。

表6 经济贫困分组下因果中介效应差异性结果

五、主要结论与政策建议

基于CFPS2018 数据，借助FGLS 法测度农户贫困脆弱性指数，借助分位数回归和因果中介效应探究炊事燃料清洁转型的防贫效应和作用机制，得出以下主要结论：第一，炊事燃料清洁转型的防贫效应随着贫困脆弱性的提高呈现上升态势。第二，炊事燃料清洁转型通过增加健康和教育人力资本积累消除限制农户发展空间的阻碍，有效提升农户可行能力。第三，炊事燃料清洁转型通过缓解东、中、西三个地区的健康风险和改善中西部地区农村教育人力资本积累状况，从而降低农户未来陷入贫困的可能性。第四，炊事燃料清洁转型通过健康和教育人力资本主要对非经济贫困家庭的贫困脆弱性产生影响。

基于以上研究结论，提出如下政策建议：第一，利用贫困脆弱性等事前概念构建动态贫困识别机制，以此识别易返贫人群，实时把握农户贫困风险状况，并依据该人群特征制定一般化帮扶措施和帮扶政策。第二，推进农村能源结构转型升级，实现发达地区与欠发达地区能源服务平等的同时，推进诸如教育和医疗等公共服务均等化在内一系列提升农村生活质量进而吸引人才回流的措施不能缺少。重点加大医疗保险等常规保险手段的覆盖深度和广度，提高农户家庭抵抗健康风险冲击的能力；鼓励个人、社会组织和企业投身于农村教育建设事业中，助力农村教育人力资本积累；推动“互联网+医疗”和“互联网+教育”的发展，打破医疗资源和教育资源的地理限制和门槛限制，促进农村人力资本积累。第三，加快完善能源价格市场体系，实现能源的可负担性。通过形成包含资源税、环境税、碳税等在内的能够充分反映化石能源使用环境成本的能源市场价格体系，打破化石能源价格对清洁能源价格的“围堵”，提高居民对清洁能源的接受性，实现清洁能源的可负担性。