《表4 静态面板估计结果：空间溢出效应视角下我国人力资本结构优化的减贫脱困效应研究》

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《空间溢出效应视角下我国人力资本结构优化的减贫脱困效应研究》

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注:解释变量括号外数字表示系数，括号内数字表示t检验统计量。*、**、***分别表示变量通过10%、5%、1%的显著性检验

健康人力资本在1%的显著性水平下显著，回归系数为0.68，说明健康人力资本与减贫脱困呈正相关关系，验证了假设三。第四次国家卫生服务调查表明，疾病或损伤是贫困地区致贫的重要原因之一。西部地区如陕西、云南、青海和甘肃等省份因病致贫、因病返贫的比例高达50%，甚至更高[28]。因此，提升健康人力资本水平是打赢脱贫攻坚战、迈入小康社会的有效途径。劳动力转移的回归结果显著为正，说明劳动力转移会促进贫困地区减贫脱困，验证了假设五。研究表明农业劳动力非农转移是缓解贫困的主要途径之一。农业剩余劳动力非农转移就业有利于解决因人均耕地面积少、农业劳动生产率低下造成的农民收入水平低、生活困难等问题，实现资源的优化配置。固定资产投资通过1%的显著性检验，回归系数显著为正，说明增加固定资产投资会加快脱贫进程。新增固定资产投资会增加就业机会，改善生活环境。金融发展水平在1%的显著性水平下通过显著性检验，回归系数为-3.21，说明金融发展对减贫脱贫有阻碍作用，这可能是金融资本“偏好”所引起的。收入较低的贫困群体自身资本积累的天然不足和外源资本获取能力较差[29]，加之贫困地区的空间劣势严重、金融发展滞后，金融市场基础设施不健全，交易成本过高，使得贫困地区存在着金融服务的“资格门槛”。贫困地区受到的金融抑制程度越大越难摆脱其收入增长的困境。产业结构的回归结果显著为负，说明产业结构变化对减贫脱困有阻碍作用。该回归结果可能是因为贫困群体主要从事农业活动，因此，农业产业比重的降低可能会减少贫困人口的收入；也可能是采用静态面板分析，忽略了空间相关性。城市化水平回归系数显著为正，说明提升城市化水平将为地区减贫脱困创造有利的条件。一方面，城市化进程中农村人口向城镇人口转变，通过人口迁移引起地理效应，从而影响农村贫困水平；另一方面，城市化发展对经济增长、收入分配等经济变量产生影响，通过经济变量间的相互联系间接作用于贫困水平[30]。科技发展水平没有通过显著性检验，说明科技的发展对地区减贫脱困的影响不显著。目前我国贫困地区产业以传统的农业、手工业为主，现代工业发展相对滞后，高科技研发和应用十分鲜见，因此，科技发展水平对地区减贫脱困的作用效应不明显。经济开放度通过了1%的显著性检验，回归系数为-1.046，说明现阶段的经济开放会阻碍减贫脱困进程。贫困地区的对外开放主要表现为资源的交换，经济附加值较低。同时，由于一些项目的引进会引起环境污染，因此贫困地区的对外开放在一定程度上反而会不利于减贫脱困。人均GDP作为地区经济禀赋的代理变量对地区减贫脱困的影响不明显，这一结果与预期不一致，可能与本文使用的样本有关，也可能是因为忽略了空间相关性。基础设施建设的回归结果显著为正，说明完善基础设施建设有助于减少贫困发生。近年来国家对农村道路等基础设施建设逐年加大，贫困地区基础设施条件大大改善。