李昭楠，劉 夢(mèng)，劉七軍*

（1.北方民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，寧夏 銀川 750021；2.民族地區(qū)相對(duì)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(guó)歷史性地解決了農(nóng)村絕對(duì)貧困和區(qū)域性整體貧困問(wèn)題。然而，長(zhǎng)期以來(lái)的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)使得發(fā)展不平衡不充分的問(wèn)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(jì)、人力、社會(huì)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(xiǎn)發(fā)生的主要因素。因此，有效鞏固脫貧攻堅(jiān)成果、穩(wěn)定脫貧質(zhì)量依然是時(shí)下社會(huì)關(guān)注的焦點(diǎn)之一。

相關(guān)研究指出，鞏固脫貧攻堅(jiān)成果重在防貧，需由長(zhǎng)期以來(lái)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(xiǎn)、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(wèn)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(jì)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(duì)貧困存在反向作用，但未實(shí)證檢驗(yàn)其影響機(jī)制［9-11］。Hanna 等［12］則基于居民健康視角論證使用固體燃料會(huì)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(jī)制。然而研究顯示，固體燃料使用對(duì)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(yùn)用于炊事和供暖，該燃料使用時(shí)產(chǎn)生的污染性氣體會(huì)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(guò)早死亡的風(fēng)險(xiǎn)［15］；另一方面，婦女作為農(nóng)村家庭炊事活動(dòng)的主要負(fù)責(zé)人，收集柴草這類(lèi)傳統(tǒng)固體燃料花費(fèi)的時(shí)間會(huì)減少其參加就業(yè)、培訓(xùn)以及其他生產(chǎn)性活動(dòng)的機(jī)會(huì)［16］，子女陪伴在母親身邊主動(dòng)或被動(dòng)協(xié)助母親進(jìn)行家務(wù)活動(dòng)，如協(xié)助母親采集生物質(zhì)能源資源等，亦會(huì)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(duì)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(lái)探討鞏固脫貧攻堅(jiān)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(jī)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(duì)實(shí)現(xiàn)農(nóng)村炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型能否鞏固脫貧攻堅(jiān)成果的研究?，F(xiàn)有研究以單一維度無(wú)法精準(zhǔn)評(píng)估家庭脫貧后的動(dòng)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(wú)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(lèi)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(shuō)

能源作為實(shí)現(xiàn)個(gè)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(gè)人運(yùn)用生計(jì)資本實(shí)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(jī)會(huì)［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(dòng)的時(shí)間和機(jī)會(huì)；同時(shí)，能源也是發(fā)展的結(jié)果，發(fā)展不足會(huì)降低農(nóng)戶能源消費(fèi)能力，引致能源服務(wù)缺失進(jìn)而導(dǎo)致生產(chǎn)機(jī)會(huì)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(huì)引致諸如經(jīng)濟(jì)、社會(huì)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(jī)會(huì)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(duì)農(nóng)戶可行能力的影響不容小覷，對(duì)鞏固脫貧攻堅(jiān)和推進(jìn)鄉(xiāng)村振興具有重要意義?；诖?，提出第一個(gè)研究假說(shuō)：

H1：炊事清潔燃料的使用通過(guò)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(gè)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(dòng)力來(lái)源。其中，可行能力所追求的根本是自由，是一個(gè)人選擇他想要的生活的自由，既反映個(gè)人意愿，又體現(xiàn)社會(huì)機(jī)會(huì)[23]，其強(qiáng)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(shí)反映，社會(huì)、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(wèn)題的重要手段之一。而人力資本是指包含健康、營(yíng)養(yǎng)、教育、知識(shí)和技能等能體現(xiàn)在勞動(dòng)者身上的資本，其作為最主要的資本類(lèi)型，是獲取其他資本的基礎(chǔ)條件[24]，能夠支配運(yùn)用包括金融資本、物質(zhì)資本和自然資本等在內(nèi)的生計(jì)資本實(shí)現(xiàn)家庭可持續(xù)生計(jì)，提升農(nóng)戶內(nèi)生動(dòng)力。隨著貧困問(wèn)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(dòng)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(shí)，健康狀況和受教育程度也是可行能力中實(shí)現(xiàn)功能自由的真實(shí)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(xiǎn)以及對(duì)兒童學(xué)業(yè)產(chǎn)生的負(fù)面影響，會(huì)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?，提出如下研究假說(shuō)：

H2：炊事清潔燃料的使用通過(guò)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(guò)改善農(nóng)戶教育人力資本起到防貧效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選取與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于北京大學(xué)2018 年中國(guó)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(duì)缺失值進(jìn)行補(bǔ)漏。因研究對(duì)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(cái)務(wù)回答人作為戶主，最終獲得5 329個(gè)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(lái)陷入貧困的概率。在假定人均年消費(fèi)服從對(duì)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(jì)農(nóng)戶貧困脆弱性［27］。

式（1）中，Vepit代表t時(shí)期農(nóng)戶貧困脆弱性；Cit+1代表（t+1）時(shí)期家庭人均年消費(fèi)；Pr表示農(nóng)戶家庭t時(shí)期陷入貧困的概率；Poor代表貧困線。在測(cè)算貧困脆弱性時(shí)，主要參照沈揚(yáng)揚(yáng)等［28］提出的農(nóng)村相對(duì)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(guó)際貧困線標(biāo)準(zhǔn)人均日消費(fèi)3.1 美元和1.9美元的回歸結(jié)果作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

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(lèi)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(yáng)能/沼氣、電這類(lèi)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(lèi)：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(jià)值、物質(zhì)資本、人情支出和債權(quán)等變量，并且對(duì)房屋價(jià)值、物質(zhì)資本和人情支出等變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理；三是反映地區(qū)變量的人均GDP。

4.中介變量 為驗(yàn)證研究假說(shuō)H2和H3，納入中介變量進(jìn)行炊事燃料對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響機(jī)制探討。健康狀況良好的居民醫(yī)療消費(fèi)需求和醫(yī)療消費(fèi)成本較低［29］。為具有可比性，同時(shí)更好地反映健康風(fēng)險(xiǎn)的沖擊，選擇家庭人均醫(yī)療保健支出對(duì)數(shù)占人均收入對(duì)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(duì)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(dòng)力成員的平均受教育程度來(lái)反映家庭教育人力資本狀況，簡(jiǎn)稱(chēng)受教育程度。具體變量說(shuō)明和描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量說(shuō)明與描述性統(tǒng)計(jì)

（三）模型構(gòu)建

采用分位數(shù)回歸分析不同分位點(diǎn)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(gè)控制變量，這些變量可能對(duì)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(cè)因素造成的樣本自選擇問(wèn)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(wèn)題，以此驗(yàn)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(jiǎn)單有利行為，導(dǎo)致村莊內(nèi)具有相似特征的農(nóng)戶會(huì)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(duì)該農(nóng)戶家庭空氣質(zhì)量影響很小，或根本無(wú)影響［31］，理論上不會(huì)對(duì)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(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響機(jī)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(shí)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(shí)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(jī)的，與結(jié)果變量和中介變量是相互獨(dú)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(guò)敏感性參數(shù)ρ≡coor(εi1，εi2)對(duì)因果中介效應(yīng)結(jié)果進(jìn)行敏感性分析檢驗(yàn)。

為計(jì)算ACME、ADE 和ρ，對(duì)式（3）進(jìn)行估計(jì)。在序貫可忽略性假設(shè)下，得到ACME 和ADE 有效估計(jì)值分別為β2γ3和γ2，并依據(jù)εi1和εi2計(jì)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(duì)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(lái)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(shì)。一方面，隨著時(shí)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(zhǎng)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(huì)從心情狀態(tài)、幸福程度、社會(huì)等級(jí)和社會(huì)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(guò)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(huì)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(dòng)力，鞏固脫貧攻堅(jiān)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(yàn)證。

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

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文通過(guò)以下兩種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，更換貧困線標(biāo)準(zhǔn)，加入人均日消費(fèi)3.1美元和1.9美元的國(guó)際貧困線作為對(duì)照，其結(jié)果由模型（4）和模型（5）所呈現(xiàn)。第二，更換估計(jì)模型，利用Logit模型以檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果均支持前文結(jié)論。

（三）內(nèi)生性分析

1.自選擇問(wèn)題 采用PSM 方法消除模型可能存在的自選擇問(wèn)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(yàn)，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(guò)了平衡性檢驗(yàn)［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(duì)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(jì)，并且通過(guò)Bootstrap 自舉法200 次獲得估計(jì)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(guò)顯著性檢驗(yàn)，進(jìn)一步驗(yàn)證前文結(jié)論。

表3 傾向得分匹配結(jié)果與平衡性檢驗(yàn)

2.遺漏變量和反向因果問(wèn)題 利用工具變量法來(lái)解決可能存在的反向因果問(wèn)題和控制遺漏變量帶來(lái)的估計(jì)偏差。因存在異方差，選用DWH 檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果顯示F統(tǒng)計(jì)值大于10%名義置信水平下臨界特征值統(tǒng)計(jì)量16.38，故可認(rèn)為在真實(shí)顯著性水平不超過(guò)10%的前提下通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)［36］；因存在異方差問(wèn)題，廣義矩估計(jì)（GMM）比兩階段最小二乘法估計(jì)（2SLS）更有效率，故在分析中加入GMM 的估計(jì)結(jié)果，兩種估計(jì)方法結(jié)果都顯示炊事燃料仍在1%的置信水平上對(duì)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(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的作用機(jī)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(duì)H2和H3進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并將樣本劃分東、中、西地區(qū)和是否經(jīng)濟(jì)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(jì)貧困。進(jìn)行機(jī)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(lái)自醫(yī)療保健支出比例的中介傳導(dǎo)機(jī)制。炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型通過(guò)改善家庭健康人力資本狀況，提高家庭成員的勞動(dòng)生產(chǎn)率，增強(qiáng)收入平滑風(fēng)險(xiǎn)能力，降低農(nóng)戶家庭未來(lái)陷入貧困的概率，H2得以驗(yàn)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(kuò)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(guò)緩解東部地區(qū)農(nóng)戶家庭的健康風(fēng)險(xiǎn)，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(duì)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(lái)的健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊?。涣硪环矫?，中部地區(qū)醫(yī)療資源對(duì)農(nóng)村居民的覆蓋廣度和深度同中部地區(qū)人口增長(zhǎng)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(kāi)發(fā)深度進(jìn)行，西部地區(qū)人口規(guī)模開(kāi)始擴(kuò)大，城鎮(zhèn)化進(jìn)程加速，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升，居民對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生資源的需求也隨之增加［37］，西部對(duì)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(xiǎn)和社會(huì)保障等常規(guī)平滑風(fēng)險(xiǎn)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(jì)效益對(duì)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(qiáng)其抵御健康風(fēng)險(xiǎn)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(lái)自受教育程度的傳導(dǎo)機(jī)制，H3得以驗(yàn)證。同時(shí)側(cè)面說(shuō)明炊事燃料對(duì)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(guò)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€(gè)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(guò)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(wèn)題的緩解，增強(qiáng)農(nóng)村教育程度高的青壯年勞動(dòng)力外流動(dòng)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(jì)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?jiàn)，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(dòng)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

2.敏感性檢驗(yàn) 對(duì)中介變量進(jìn)行敏感性分析，以驗(yàn)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(duì)于醫(yī)療保健支出比例，當(dāng)ACME點(diǎn)估計(jì)為0時(shí)，對(duì)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(duì)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(hào)依然穩(wěn)健為正。同理，對(duì)于勞動(dòng)力受教育程度，當(dāng)ACME的點(diǎn)估計(jì)為0 的時(shí)候，對(duì)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(shí)ρ值對(duì)應(yīng)置信區(qū)間為-0.048 1～-0.147 3，ACME符號(hào)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(shí)，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?，余下異質(zhì)性分析下不同ρ值下ACME隨ρ變化的圖像未進(jìn)行匯報(bào)。。

圖1 全樣本中介變量敏感性檢驗(yàn)

3.經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)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(wú)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(jì)貧困家庭收入增加后進(jìn)行需求改進(jìn)的第一選擇。對(duì)于不存在經(jīng)濟(jì)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(lái)自醫(yī)療保健支出比例和受教育程度的中介傳導(dǎo)機(jī)制。這部分家庭在完成其他需求升級(jí)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(duì)于教育而言仍顯不足，且健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊具有隨機(jī)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(wú)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(jì)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(cè)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(jī)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(shì)。第二，炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型通過(guò)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(guò)緩解東、中、西三個(gè)地區(qū)的健康風(fēng)險(xiǎn)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(lái)陷入貧困的可能性。第四，炊事燃料清潔轉(zhuǎn)型通過(guò)健康和教育人力資本主要對(duì)非經(jīng)濟(jì)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(dòng)態(tài)貧困識(shí)別機(jī)制，以此識(shí)別易返貧人群，實(shí)時(shí)把握農(nóng)戶貧困風(fēng)險(xiǎn)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(jí)，實(shí)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(shí)，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(diǎn)加大醫(yī)療保險(xiǎn)等常規(guī)保險(xiǎn)手段的覆蓋深度和廣度，提高農(nóng)戶家庭抵抗健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊的能力；鼓勵(lì)個(gè)人、社會(huì)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(dòng)“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(mén)檻限制，促進(jìn)農(nóng)村人力資本積累。第三，加快完善能源價(jià)格市場(chǎng)體系，實(shí)現(xiàn)能源的可負(fù)擔(dān)性。通過(guò)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(chǎng)價(jià)格體系，打破化石能源價(jià)格對(duì)清潔能源價(jià)格的“圍堵”，提高居民對(duì)清潔能源的接受性，實(shí)現(xiàn)清潔能源的可負(fù)擔(dān)性。