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一步发挥了数据要素的驱动作用,强化了税收征

管对涉税信息的监管能力,大幅提高企业信息质

量。同时,税收征管数字化升级能够对企业管理

层的自利主义行为产生“震慑”效应,从而影响企

业的风险承担水平。本文认为,税收征管数字化

能够缓解管理层短视倾向、改善信息质量,最终提

升企业的风险承担水平。

其一,税收征管数字化能够缓解管理层短视

倾向,从而提升管理层的风险承担意愿。上市公

司的管理层为了追求个人短期利益最大化,可能

会采取牺牲公司长远发展的短视行为[24]。具体

而言,管理层会减少实体创新等创新投资、牺牲长

期战略,倾向于投资期限较短和风险较低的项

目[25],并通过会计政策选择、盈余管理等方式来

平滑收益[26]。税收征管数字化实现对涉税信息

在税务总局和省局的集中处理,能够跨地区、跨行

业对企业的采购、生产和销售信息进行记录[27],

能极大提高税务部门的稽查力度,这会使管理层

的自利行为更容易被识别和发现。同时,税务部

门借助互联网开票和大数据分析等技术手段对企

业的财务数据和业务数据进行实时监控,税收征

管与执法能力明显增强。在大数据技术的支持

下,“金税三期”工程可以通过识别进项税与销项

业的监控[28],评估其是否存在虚假情况并判断财

务数据的合理性。一旦管理层的自利行为被股东

发现,将会严重损害管理层的声誉,甚至可能会受

到监管部门的行政处罚,对管理层未来的职业发

展产生影响。为了避免声誉受损,管理层在权衡

风险和收益后会主动减少盈余管理和报表操纵等

短视行为,全面评估企业投资战略目标,将资金流

向更有价值的长期项目,从而提升企业的风险承

担水平。

其二,税收征管数字化能够改善企业信息质

量,从而提升企业的风险承担水平。大数据税收

验证,扩充了税务部门可使用的数据量,从而加强

税务部门的税源监控能力,促使企业更加及时、有

效地披露涉税信息。具体而言,“金税三期”工程

的推出实现了税务部门、工商、社保、海关等部门

之间的数据共享,极大拓宽了企业涉税信息的来

源。在大数据征管下,税务部门能够全方位、多角

度地获取企业的生产经营信息,对企业的涉税数

据进行全面监控和交叉审核[29],实现多维度、多

渠道、全方位监管企业日常经营业务的目的,减少

企业出于机会主义动机向不同部门提供不同数据

的行为[4],有效提高企业披露信息的真实性。信

息质量的提升不仅能够提升企业的银行信用评

级,削弱银行放贷顾虑,而且能够向市场传递积极

信号,降低管理层与外部投资者的潜在冲突,避免

管理层的道德风险和逆向选择,从而为企业的风

险投资活动提供了更多的资金支持。综上分析,

本文提出核心研究假设:

假设:税收征管数字化能有效提高企业的风

险承担水平。

三、研究设计

“金税三期”工程于2013年开始逐步试点,基

为2009—2019年沪深A股上市公司。其中,“金

开信息,对于暂未公开的省份通过新闻媒体报道

照以下标准对数据进行筛选:(1)删除金融保险

业、ST、*ST的公司数据;(2)剔除关键指标披露

不完全、缺失较多的样本;(3)为了减缓极端值对

估计结果的影响,对所有连续变量在前后1%分

位上进行Winsorize处理,最终共得到22120个

观测值。

(二)变量选择

1.被解释变量:企业风险承担水平

借鉴周泽将等[14]、何威风等[13]的研究,采用

三年观测期内经行业和年度均值调整后的ROA

的波动性(RISK)这一指标估算企业的风险承担

水平,该指标越大,说明企业的风险承担水平越

高。为了保证研究结论的可靠性,在稳健性检验

部分进一步使用三年观测时段内经行业和年度均

值调整后的ROA的最大值与最小值的差距

(TRISK)作为企业风险承担水平的替代性指标。

2.解释变量:税收征管数字化

本文使用“金税三期”工程是否上线衡量税收

第1期王建新,钞康健,万寿琼:税收征管数字化能提升企业的风险承担水平吗95

征管数字化升级。借鉴已有研究的做法[45],当

公司i注册所在地在第t年开始推行“金税三期”

工程,则GTP取值为1,否则为0,其含义等同于

标准双重差分法的交叉项。同时,将下半年实施

“金税三期”工程的地区视为下一年度开始试点。

3.控制变量

为避免遗漏重要变量,借鉴既有研究[3031],

本文对可能影响企业风险承担水平的变量进行控

制,包括公司规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、

总资产收益率(ROA)、有形资本密集度(PPE)、

产权性质(SOE)、成长性(GROWTH)、股权集中

度(FIRST)、董事会规模(BOARD)、独立董事占

比(INDP)、账面市值比(MB)、现金流

(CASH)、两职合一(PLU)、公司年龄(AGE)和

四大审计师(BIG4)。除此之外,还进一步控制行

业和年度固定效应。具体变量定义见表1。

表1变量定义表

变量类型变量名符号定义

被解释变量企业风险承担水平RISK三年观测期内经行业和年度均值调整后的ROA的波动性

解释变量“金税三期”工程实施变量GTP公司注册所在地是“金税三期”工程试点则取值为1,否则为0

控制变量

公司规模SIZE总资产取自然对数

现金流CASH现金及现金等价物金额与总资产之比

资产负债率LEV负债与总资产之比

产权性质SOE国有企业为1,否则为0

总资产收益率ROA净利润与资产总额之比

有形资本密集度PPE固定资产净值与总资产之比

成长性GROWTH营业收入增加额与上年营业收入之比

董事会规模BOARD董事会人数取自然对数

账面市值比MB总资产与市值之比

两职合一PLU董事长与总经理兼任取值为1,否则为0

公司年龄AGE上市公司成立年限取自然对数

独立董事占比INDP独立董事比例

四大审计师BIG4四大事务所审计取值为1,否则为0

股权集中度FIRST第一大股东持股比例

行业Industry行业变量

年度Year年度变量

(三)模型构建

“金税三期”工程自2013年开始从地区试点

到全面推开,这种渐进式的特点为本文研究提供

了方便。为了检验税收征管数字化对企业风险承

担水平的影响,借鉴金智和黄承浩[2]的做法,采用

多时点DID的方法,构建以下回归模型:

RISKit=α0+α1GTPit+∑Controlsit+

∑Year+∑Industry+εit。(1)

其中,被解释变量RISK为企业风险承担水

平的代理变量,解释变量GTP为企业是否实施

“金税三期”工程的虚拟变量,Controls代表一系

列的控制变量,ε为随机误差项,i、t分别代表企

业与年份,同时控制了年度和行业虚拟变量。此

外,为了保证结论的稳健性,回归时在企业层面对

标准误进行了聚类修正。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计分析

主要变量的描述性统计如表2所示。从企业

风险承担水平这一指标看,RISK的最大值为

0.228,最小值为0.002,均值为0.028,标准差为

0.032,说明样本中企业风险承担水平存在较大差

距,该统计结果与何威风等[13]的结果基本保持一

致;税收征管数字化(GTP)的均值为0.436,最小

值为0,最大值为1,标准差为0.496,表明样本中

共43.6%的企业实施了“金税三期”工程。其余

各控制变量的描述性统计与郭瑾等[30]、毛其淋和

许家云[16]的研究无显著差异,均处于合理的范围

之内。具体如表2所示。

96吉首大学学报(社会科学版)第45卷

表2主要变量的描述性统计

变量观测值均值标准差最小值中位数最大值

RISK221200.02800.03200.00200.01800.228

GTP221200.4360.496001

SIZE2212022.171.26219.4022.0026.06

LEV221200.4340.2070.04800.4280.965

ROA221200.03800.0580-0.2850.03600.206

PPE221200.2240.1650.002000.1910.716

GROWTH221200.1890.445-0.5850.1133.317

AGE221201.9720.91902.1973.219

FIRST221200.3550.1480.08800.3380.752

BOARD221202.1420.1981.6092.1972.708

INDP221200.3740.05300.3330.3330.571

PLU221200.2510.434001

SOE221200.4130.492001

CASH221200.04700.0700-0.1800.04600.242

MB221200.6160.2420.1140.6141.134

BIG4221200.05700.232001

(二)基准回归结果

本文首先讨论税收征管数字化是否会影响企

业的风险承担水平,利用模型(1)进行OLS回归。

表3报告了逐步加入控制变量后,税收征管数字

化对企业风险承担水平的影响。其中第(1)列为

控制了一系列公司基本财务特征的回归结果,税

收征管数字化(GTP)回归系数为0.002,在1%

的统计水平上显著,初步证实了基本假设。第(2)

列在第(1)列基础上,进一步控制了公司其他特

征,此时税收征管数字化(GTP)的回归系数为0.

002,同样在1%的统计水平上显著,回归结果与

预期一致。

表3税收征管数字化与企业风险承担水平

变量

(1)

RISK

(2)

GTP

0.002

***

(2.594)

(2.907)

SIZE

0.000

(1.280)

0.001

(3.240)

LEV

-0.010

(-6.720)

(-6.380)

ROA

-0.258

(-33.799)

-0.257

(-33.806)

PPE

-0.006

(-4.369)

-0.004

(-2.821)

GROWTH

0.004

(7.064)

(6.344)

AGE

(4.613)

(8.325)

CASH

0.034

(9.066)

0.033

(8.829)

MB

-0.028

(-21.437)

(-21.252)

FIRST

-0.003

**

(-2.086)

BOARD

(-2.770)

INDP

-0.011

(-2.841)

PLU

(1.386)

SOE

(-12.204)

BIG4

(0.984)

_cons

0.055

(11.387)

0.056

(9.965)

IndustryYesYes

YearYesYes

N2212022120

adj.R

20.2400.246

注:*、**和***分别表示在10%、5%、1%的水平上差异

具有统计学意义,括号内为t值。下同。

(三)稳健性检验

1.平行趋势检验

使用双重差分法评估政策效应的前提条件依

第1期王建新,钞康健,万寿琼:税收征管数字化能提升企业的风险承担水平吗97

赖于对照组和实验组是否满足平行趋势假定。具

体来说,受到“金税三期”工程冲击前,实验组的样

本公司和控制组的样本公司在风险承担水平方面

无系统性差异。故借鉴魏志华等[32]的做法,采用

反事实分析法检验平行趋势假定是否成立。将试

年,重新进行回归。若税收征管数字化(GTP)的

系数仍然显著为正,则说明样本企业风险承担水

平的提高可能源于其他政策的干扰,相反,若税收

征管数字化(GTP)的系数不再显著,则说明实验

组和控制组的企业风险承担水平在“金税三期”工

程实施前满足平行趋势检验,检验结果如表4列

解释变量税收征管数字化的系数均不显著异于

0,说明在“金税三期”工程实施以前,实验组和控

制组的企业风险承担水平没有显著区别,平行趋

势假设得到满足。

2.同期干扰政策的排除

除了“金税三期”工程外,在研究区间内推出

的其他改革措施和冲击也可能会对企业税收负担

产生影响。例如,“营改增”政策和“固定资产加速

折旧”政策的实施,减轻了企业面临的税收负担,

从而提高企业的风险承担水平[3334],以至混淆由

税收征管数字化引起企业风险承担水平的变化,

无法得到税收征管数字化的真实效应。为了最大

限度地缓解同时期其他政策的影响,本文在基准

回归的基础上进一步分别控制了企业的实际税负

(ETR)和企业的增值税负(VAT),一定程度上剥

离“营改增”政策和“固定资产加速折旧”政策对基

准回归结果的影响,从而得到税收征管数字化对

风险承担水平的净效应,检验结果如表4的第(2)

(3)列所示。结果表明,在剔除了“营改增”和“固

定资产加速折旧”政策的影响后,税收征管数字化

能够提高企业风险承担水平这一结论依然成立,

提高了基准回归结论的可靠性。

表4稳健性检验

平行趋势检验

控制实际税负

(3)

控制增值税负

(4)

倾向得分匹配

(5)

替换为极差

TRISK

0.003

(3.248)

(2.846)

*

(1.897)

(2.865)

p2012

-0.001

(-1.592)

p2011

(1.252)

p2010

(0.840)

ETR

(0.399)

VAT

(-2.817)

(9.873)

0.054

(9.317)

(9.982)

0.065

(8.073)

0.105

(10.054)

IndustryYesYesYesYesYes

YearYesYesYesYesYes

N2212022120221201140322120

20.2460.2450.2460.2080.247

3.安慰剂检验

对研究结论产生影响,本文进行安慰剂检验。如

果企业风险承担水平的上升确由税收征管数字化

引起的,那么随机分配的税收征管数字化将不会

得到显著的回归系数。本文对模型(1)进行了

1000次安慰剂检验,具体回归结果如图1所示。

自变量税收征管数字化(GTP)系数的t值分布

在0附近,表明构造的虚拟处理效应不存在,随机

分配的税收征管数字化指标并不会对企业的风险

98吉首大学学报(社会科学版)第45卷

承担水平产生影响,因此主要研究结论不是由不

可观测因素引起的,再次证实了基准回归结果的

稳健性。

图1安慰剂检验估计系数t值分布

4.倾向得分匹配(PSM)检验

为了排除样本公司本身的系统差异对研究结

论产生干扰,本文使用PSM方法缓解此类内生

性问题。借鉴已有文献[27,35],选择公司规模

(SIZE)、资产负债率(LEV)、资产收益率

(ROA)、成长性(GROWTH)、公司年龄(AGE)、

现金流(CASH)、独立董事占比(INDP)、股权集

中度(FIRST)等变量作为协变量,运用Logit模

型进行1∶1最近邻匹配,匹配后的结果满足平衡

性假设。使用匹配后的样本重新回归,回归结果

如表4的第(4)列所示。税收征管数字化(GTP)

的系数仍为0.002,在10%的统计水平上显著为

正,进一步证明了研究假设。

5.替换被解释变量

参考已有文献的做法[36],本文进一步使用近

三年经行业和年度均值调整后的ROA的极差

(TRISK)替代被解释变量重新回归。结果如表

4的第(5)列所示,解释变量税收征管数字化

(GTP)的系数在1%的统计水平上显著为正,仍

然支持原假设。

五、进一步分析

(一)作用机制检验

前文的理论分析表明,缓解管理层短视倾向

和改善企业信息质量是税收征管数字化提高企业

风险承担水平的有效路径。为了实证检验税收征

管数字化影响企业风险承担水平的作用机理,本

文借鉴温忠麟和叶宝娟[37]的做法,构造模型(2)

(3)(4)对二者之间的作用机制进行检验,具体模

型设定如下:

∑Year+∑Industry+εit,(2)

MEDIATORit=β0+β1GTPit+∑Controlsit+

∑Year+∑Industry+εit,

RISKit=γ0+γ1GTPit+γ2MEDIATORit+

∑Controlsit+∑Year+

∑Industry+εit。(4)

其中,模型(2)与前文的模型(1)等价,

MEDIATOR是中介变量,其他变量的定义同前

文所述。关于中介变量,本文选取以下2个。(1)

管理层短视(Shortsight)。参考辛宇等[38]的研

究思路,对企业“管理层讨论与分析”部分进行文

层讨论与分析”总词频的比例。为了避免数量级

的干扰,对该比例乘以100,以此作为管理层短视

倾向的代理变量(Shortsight),该指标越大,证明

企业管理层短视倾向越严重。(2)企业信息质量

(IMF)。借鉴肖红军等[39]的做法,使用迪博数

据库中内部信息控制指数度量企业信息质量

(IMF),其值等于内部环境、信息与沟通、内部监

督这3个变量之和,该值越大,企业信息质量越

好。在检验以上两条作用路径是否存在时,我们

数显著性水平和符号方向。

表5报告了“税收征管数字化—管理层短视

倾向—企业风险承担水平”的中介效应回归结

果。列(1)的报告结果与前文表3列(2)一致,在

此不再赘述。列(2)显示税收征管数字化(GTP)

对管理层短视倾向(Shortsight)的影响系数为-

0.008,且在10%的统计水平上显著为负,说明税

收征管数字化有助于缓解企业管理层短视倾向。

列(3)报告了同时控制税收征管数字化(GTP)和

管理层短视倾向(Shortsight)的回归结果,GTP

的系数仍在1%的统计水平上显著为正,

Shortsight的系数则在5%的统计水平上显著为

负,表明税收征管数字化能够有效缓解管理层短

视倾向,进而提升企业的风险承担水平。

第1期王建新,钞康健,万寿琼:税收征管数字化能提升企业的风险承担水平吗99

表5管理层短视倾向的机制检验

Shortsight

-0.008

(-1.809)

(2.873)

(-2.384)

控制变量控制控制控制

0.314

(10.434)

0.057

(10.106)

IndustryYesYesYes

YearYesYesYes

N221202212022120

20.2460.1190.246

表6报告了“税收征管数字化—企业信息质

量—企业风险承担水平”的中介效应回归结果。

列(1)的报告结果与前文表3列(2)一致,在此不

再赘述。列(2)显示税收征管数字化(GTP)对企

后,GTP的系数为0.01,且在5%的统计水平上

显著为正,说明税收征管数字化有助于改善企业

的信息质量。列(3)报告了同时控制税收征管数

字化(GTP)和企业信息质量(IMF)的回归结果,

GTP的系数仍在1%的统计水平上显著为正,

IMF的系数则在5%的统计水平上显著为正,表

明税收征管数字化会改善企业的信息质量,充分

发挥其信息优势,进而提升企业的风险承担水平。

表6企业信息质量的机制检验

IMF

0.010

(2.232)

(2.892)

(2.179)

2.513

(50.151)

0.053

(9.052)

20.2460.3860.246

(二)异质性检验

前文回归结果为税收征管数字化提升企业风

险承担水平提供了诸多经验证据,但更多着眼于

整体层面的讨论。为了探讨在不同情境下税收征

管数字化对企业风险承担水平的影响是否存在差

异,为二者之间的传导机制提供进一步的经验证

据,本文从企业自身异质属性和外部治理两个角

度入手,观测不同截面特征下税收征管数字化对

企业风险承担水平的影响是否存在差异。

1.基于企业特征层面的异质性分析

(1)产权性质

我国制度环境导致民营企业与国有企业的风

险承担水平存在明显区别,与民营企业相比,国有

企业的政治属性和坚持社会效益的价值取向决定

了其并非以利益最大化为最终经营目标,更多是

为了维护经济稳定和提供更多的社会保障[40],对

经营业绩的要求相对较低[41]。因此,国有企业可

能会采取较为稳健的投资策略。然而,民营企业

为了提升企业价值,更倾向于选择高风险、高收益

的投资项目。税收征管数字化能够缓解民营企业

信息不对称问题,减少管理层短视倾向,降低投资

者面临的逆向选择和道德风险,使其获得更多资

金来投资高风险项目,因此,税收征管数字化对企

业风险承担水平的促进作用可能在民营企业样本

中更加明显。为了验证是否存在这种情况,本文

以产权性质为标准进行分组,表7的(1)(2)列汇

报了回归结果。结果表明,在国有企业的样本组

中,税收征管数字化对企业风险承担水平的提升

作用并不显著;相反,在民营企业的样本组中,税

系在5%的统计水平上显著,结果与上述分析

一致。

(2)企业规模

囿于银行信贷配给存在“规模歧视”,有限的

社会资源更多倾向于拥有优越市场地位的大型企

业[42]。小微企业信息不对称问题严重,受融资

贵、融资难等诸多方面因素的制约,其缺乏足够的

资金来支撑高风险、长周期类型的投资项目,风险

承担的能力和意愿整体上更低。税收征管数字化

能够降低企业管理层机会主义行为引致的内部资

金耗散,同时能够改善企业信息质量,提升投资者

的投资意愿,从而为企业的风险决策提供更多的

资源支持。因此,税收征管数字化对企业风险承

担水平的促进作用可能在企业规模较小时更为明

显。为验证是否存在这种情况,本文以资产规模

的中位数为标准进行分组回归,表7的(3)(4)列

100吉首大学学报(社会科学版)第45卷

汇报了回归结果。结果表明,在大型企业的样本

组中,税收征管数字化对企业风险承担水平的提

升作用不显著;相反,在小型企业的样本组中,税

表7基于企业特征层面的异质性分析

国有企业

民营企业

大型企业

小型企业

(0.861)

(2.384)

(1.613)

(2.039)

控制变量控制控制控制控制

0.060

(9.310)

0.048

(4.828)

0.077

(10.419)

0.017

(1.191)

IndustryYesYesYesYes

YearYesYesYesYes

N9131129891106011060

20.2050.2660.1990.282

2.基于外部监督层面的异质性分析

(1)审计质量

一般而言,外部审计对提高会计信息披露质

量具有积极作用[43]。高质量的审计意味着会计

师事务所的审计制度和流程更加规范,审计师的

专业能力更强,更容易识别企业的利润操纵、欺诈

和舞弊行为,起到外部监督治理的作用。因此在

审计质量较高的企业,很难发现税收征管数字化

与企业风险承担水平之间的正向关系。但是,当

审计质量较低时,管理层的机会主义相对较多,企

业的风险承担水平较低。为验证是否存在这种情

况,本文以是否为国际四大事务所的审计师为标

准进行分组,表8的第(1)(2)列汇报了回归结果。

结果表明,在审计质量较低的样本组中,税收征管

的统计水平上显著;相反,在审计质量较高的样本

升作用不显著。实证检验结果与上述分析一致。

在资本市场中,分析师被认为是投资者及其

最重要的信息传递中介,具有专业的职业分析能

力及信息获取优势[44]。现有研究发现,分析师能

够发挥监督治理效应,抑制管理层在职消费水

平[45],降低企业的代理成本[46]。当企业的分析

少出现道德风险和逆向选择问题,难以发现税收

征管数字化与企业风险承担之间的正向关系;而

隐藏内部消息,管理层更有动机和条件进行财务

操纵。因此,税收征管数字化对企业风险承担水

著。为验证是否存在这种情况,本文借鉴已有研

以其行业年度均值为标准进行分组回归,表8的

第(3)(4)列汇报了回归结果。结果表明,在分析

师跟踪数量较少的样本组中,税收征管数字化与

平上显著;相反,在分析师跟踪数量较多的样本组

作用不显著。实证检验结果与上述分析一致。

表8基于外部监督层面的异质性分析

审计质量较低

审计质量较高

(2.579)

(1.054)

(2.346)

(1.193)

第1期王建新,钞康健,万寿琼:税收征管数字化能提升企业的风险承担水平吗101

(8.876)

0.040

(3.571)

0.052

(5.410)

0.078

(9.636)

N2085312671170810412

20.2500.1810.3100.146

六、结论与建议

本文研究表明,税收征管数字化提升了企业

的风险承担水平,该结论在控制了内生性问题后

依然成立。在影响机制方面,税收征管数字化通

过改善企业信息质量、缓解管理层短视倾向提高

企业的风险承担水平。进一步研究表明,税收征

管数字化对企业风险承担水平的促进作用在民营

度较少的企业中更加显著。基于以上研究结论,

提出以下政策建议:

第一,坚持以数治税,推动税收治理从“以票

控税”向“以数治税”转变。前文的研究结论表明,

税收征管数字化能够提升企业的风险承担水平。

其前提条件是“金税三期”工程依托高新技术拥有

企业海量的业务数据、资金数据和发票数据等,这

些数据具有较高的分析价值。因此,要充分开发

平台数据潜能,盘活数据存量,全面整合内外部涉

税数据资源,有机贯通线上线下数据。同时,建立

统一规范的税收数据标准,对海量非结构化、非标

准化数据进行“去伪存真”,做到数据共享完整,数

据采集方便快捷,数据对比富有成效。另外,充分

发挥税收大数据作用,对发票开具、使用等环节进

行立体化监管,定期对存量数据进行检测纠正,不

断提高数据的真实性、时效性和准确性,最大限度

地利用和挖掘数据的价值。

第二,建立涉税信息互通互联机制。本文研

究表明,税收征管数字化对企业风险承担水平的

企业中更加显著。这说明企业风险承担水平的提

升不仅依赖于税务机关,还需要多方机构部门合

作。因此,税务机关应实现跨区域、跨层级、跨部

门间数据信息和业务协作的互通互联,打破“信息

孤岛”。具体而言,税务部门应打造多主体参与、

多途径推进的税收共治格局,以税务机关为纽带,

加强与司法、社保、银行、市场监管等部门的信息

实时动态共享,各部门之间实现执法信息互通、执

法标准一致和执法结果互认。通过多源数据的关

联融合,不断拓宽数据资源范围,推动涉税信息的

多元治理、协同治理、科学治理。

第三,推进税收征管现代化,加快智慧税务建

设。根据本文的研究结论,税收征管数字化具有

公司外部治理效应,能够有效缓解管理层短视倾

向和改善信息质量,并由此提升了企业的风险承

担水平。这说明,税收征管数字化增强了国家税

收征管质量,强化了对企业的监督力度,提高了税

务机关的税收治理能力。因此,税收机关应该在

金税四期框架内,积极推进税收智能化建设。税

务部门应着力打造以税收大数据为驱动力的嵌入

式智能税务信息系统,应用大数据技术对纳税人

实施“标签化管理”,刻画纳税人表现的“动态画

像”,推动税收征管由经验决策转向数据决策,促

进税收征管向规范化、高效化、智慧化转变。

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(责任编辑:李璐)

CanDigitizationofTaxCollectionandAdministrationImproveEnterprise

Risk-taking—AQuasi-naturalExperiment

WANGJianxin,CHAOKangjian,WANShouqiong

(ChineseAcademyofFiscalSciences,Beijing100142,China)

theeffectandmechanismofthedigitalizationoftaxcollectionandadministrationonthelevelofenterpriserisk-taking.Theresultsshowthatthedigitalizationoftaxcollectionandadministrationsignificantlyimprovesthelevelofrisk-takingbyalleviatingtheshort-sightedtendencyofadministrationand

improvingtheinformationqualityofenterprises.Furtheranalysisshowsthattheeffectoncorporate

risk-takingismoresignificantinprivateenterprises,small-scaleenterprises,andenterpriseswithlowerauditqualityandlessattentionfromanalysts.Governmentdepartmentsshouldcontinuetopromote

theconstructionoftaxinformation,andfurtherimprovethedataintegrationabilityofbigdatataxcollectionandadministration,whileenterprisesshouldimproveinternalandexternalgovernancemechanismsinordertogivefullplaytotheaccurategovernanceeffectofthedigitalizationoftaxcollection

andadministration.

Keywords:digitization;taxcollectionandadministration;risk-taking;quasi-naturalexperiment

104吉首大学学报(社会科学版)第45卷

第45卷第1期吉首大学学报(社会科学版)Vol.45No.1

2024年1月JournalofJishouUniversity(SocialSciences)Jan.2024

DOI:10.13438/j.cnki.jdxb.2024.01.010

资源依赖度、经济增长与碳排放的回弹效应

杨亦民,王梓龙,邓旭辉

(湖南农业大学商学院,湖南长沙410128)

摘要:在“双碳”目标的背景下,分析资源依赖度、经济增长对工业碳排放回弹的作用机制,运用Kaya-LMDI

碳排放驱动因素分解模型测算我国2010—2019年31个省市区工业碳排放回弹效应值,并构建空间自回归模

型(SAR)、空间误差模型(SEM)、空间杜宾模型(SDM)进行空间计量回归。结果表明:(1)2010—2019年我国

内蒙古等7个省区处于工业碳排放回弹效应高-高(H-H)聚集状态,北京、天津、上海等17个省市区处于

工业碳排放回弹效应低-低(L-L)聚集状态。(2)资源依赖度对工业碳排放回弹效应的影响显著为正,具有

一定空间外溢性影响。(3)区域经济增长会带来技术、资金、人力等要素的集中,驱动地区整体发展,并抑制工

业碳排放回弹效应。(4)经济增长、资源依赖度对区域工业碳排放回弹的影响具有时空滞后效应和误差效

应,地区间接影响的挤出效果会加大空间直接影响效果。

关键词:碳排放;“双碳”目标;资源依赖;经济增长

基金项目:湖南省自然科学基金面上项目(2020JJ4380)

作者简介:杨亦民,男,博士,湖南农业大学商学院教授,博士生导师。

“碳达峰”与“碳中和”目标为新时期我国工业

绿色革命和低碳发展赋予了新的使命。工业是最

主要的耗能行业,工业化石燃料资源消耗是碳排

期内可以带来工业能源资源消费效率提升,但由

于规模效应的存在,工业能源消费效率的提升却

在一定程度上降低了工业生产的有效成本,驱动

工业经济发展的同时扩大了工业能源的二次消费

反弹,即出现工业二次能源消费“回弹”的现象[1]。

更高的工业生产效率没有带来工业能源资源消费

的净节约,能源资源消费逆反效应的存在引起了

工业能源资源消费碳排放的回弹效应,将阻碍我

国碳减排目标的实现。

另一方面,工业生产过程中能源资源依赖问

题是导致工业碳排放回弹效应的重要因素。资源

依赖度指国家或区域经济增长对自然资源的依赖

程度,如果一个国家或地区拥有丰富的煤炭、石油

等矿产资源,其良好的自然资源禀赋将有利于该

区域工业化的发展,并成为区域经济增长的引

擎[2]。然而,大部分以资源导向型为发展驱动的

地区,过度依赖资源,技术创新乏力,放松了技术

资源积累与技术改进,从而偏离了技术发展轨道,

其经济增长逐渐走向衰退,碳排放、环境污染更为

严重,导致“富饶的贫困”,步入资源诅咒陷阱[3]。

而很多资源相对贫瘠的地区,利用技术、市场、资

金、人力等要素资源,发展区域经济,倒逼工业碳

*收稿日期:20230322修回日期:20230724

减排,使工业能源消费总量减少,有效抑制碳排放

回弹效应,实现良好的经济增长以及更低的环境

资源依赖度和区域经济增长如何影响工业碳

排放回弹效应有必要探究资源依赖度和区域经

济增长对工业碳排放回弹的影响机理,探究我国

工业碳排放、资源依赖度与经济增长的空间分布,

与区域要素资源禀赋之间的联系;空间影响权重

如何取值,资源依赖度与经济增长对区域工业碳

排放回弹效应的影响在空间上如何这一系列问

题的解答不仅能够验证工业碳减排与经济增长研

究领域“资源诅咒陷阱”的存在,还对我国工业低

碳经济的发展、节能减排措施的制定、资源型区域

经济转型乃至生态文明建设均具有重要的理论指

导意义。

一、研究假设

(一)经济增长抑制工业碳排放回弹

区域经济增长对工业碳排放回弹效应具有重

要的影响。首先,区域经济快速增长会给地区产

业发展带来技术优势,有助于开发和应用工业节

能减排技术以及发展技术密集型产业,从而更好

地抑制工业碳排放回弹效应[5]。其次,经济增长

将带来资金和劳动力等要素的集聚优势。资金和

劳动力要素的快速聚集将提升工业企业生产效

率,促使其更有意愿融合节能减排技术。在汇集

环境政策支持和产业结构优化等因素后,经济增

长快速地区将压缩工业能源消费的碳排放影响,

有效抑制区域内工业碳排放回弹效应[6],其影响

具有空间溢出性,对相邻区域内工业碳排放回弹

具有抑制效应。最后,经济增长相对快速的地区

在工业能源选择方面更加倾向于绿色清洁能源。

地区企业生产时会摒弃传统化石能源的束缚,更

加考虑环境成本带来的影响,不断增强绿色新能

源替代传统化石能源的意愿[7],进一步抑制区域

内工业碳排放回弹效应。

(二)资源依赖增强工业碳排放回弹

大部分工业企业在面临节能减排问题时考虑

的第一要素就是技术创新。工业技术创新可以大

幅度减少工业碳排放总量,但是也相应增加了研

发成本,减少市场竞争力。过度的资源依赖增加

化石能源总消费量,虽然带来更多的碳排放污染,

但是对于短期内经济增长有立竿见影的效果。某

个区域若拥有丰富的煤炭、石油等矿产资源,合理

利用自身自然资源禀赋优势将有利于该区域工业

化和社会经济的发展,然而,过度依赖资源丰富的

经济体放松了节能减排技术资源积累与工业生产

技术创新,从而偏离了技术发展轨道,最终过度依

赖自身资源而走向衰退[8],产生了严重的环境污

染问题。而很多资源相对贫瘠的区域,无法依靠

先天资源优势,选择了工业技术创新和节能减排

技术资源积累,却获得了良好的经济发展效果以

及更低的环境成本[9]。区域对资源的依赖度越

重,对工业节能减排技术的挤出效应越明显,将会

和空间上具有溢出性作用。相邻省市根据空间距

离不同会受到不同程度的冲击,资源依赖度较高

(三)多重因素综合影响工业碳排放回弹

资源依赖度通过对工业能源消费和工业企业

技术创新的挤出作用来影响工业碳排放回弹效

应。区域经济增长通过聚集工业发展要素资源来

影响工业碳排放回弹效应。除了区域经济发展、

资源依赖度对工业碳排放回弹效应具有重要的影

响外,其他间接性因素对工业碳排放回弹具有影

响作用。节能减排技术创新一直被认为是补救工

业碳减排问题的关键因素[10],大部分科学家及经

济环境政策制定者均认为工业技术创新能有效约

束工业碳排放回弹效应[11]。碳排放污染治理政

策对于倒逼工业企业能源消费结构转型具有重要

作用,在刺激工业企业减少碳排放方面有促进作

用。工业绿色发展资金投入、产业结构和劳动力

人口结构优化对控制区域工业碳排放回弹效应有

积极的作用[12]。能源资源价格合理提升,也在一

定程度上控制工业企业能源消费总量。工业企业

为确保效益,会提升能源资源的利益效率,以达到

控制碳排放回弹的目标[13]。工业生产总值直接

关系到工业企业能源消费碳排放总量,一般情况

下,工业生产总值的提升带来的是碳排放回弹的

急剧增加[14]。基于以上分析,本文研究区域经济

发展、资源依赖度、技术改进、污染治理、工业投

资、能源价格、工业生产、产业结构、工业人口对工

业碳排放回弹效应的影响。根据分析提出以下研

106吉首大学学报(社会科学版)第45卷

究假设:

H1:区域经济增长会形成要素集聚优势,在

驱动区域整体经济发展和提升工业生产效率的同

时,有效抑制工业碳排放回弹效应。

H2:区域对资源的依赖程度越强,工业碳排

具有溢出性作用,相邻省市均会受到冲击。

H3:经济增长、资源依赖度以及其他因素对

区域工业碳排放回弹的影响具有时空滞后效应和

误差效应,地区间接影响的挤出效果会加大直接

空间影响效果。

二、空间分布状况

(一)工业碳排放强度测算

本文测算2010年至2019年我国31个省市

区三种主要能源的工业能源消费碳排放量。根据

排放测算,建立基于Kaya-LMDI的碳排放影响

因素分解模型,测度并分析各省市区碳排放情况。

我国各省市区工业能源消费碳排放量系数根据

IPCC(政府间气候变化专门委员会)标准

确定[15]。

工业生产化石燃料燃烧产生的碳排放基于各

类型化石燃料的消费量,各类燃料的单位发热量、

含碳量,以及燃烧各类燃料过程中的平均氧化率,

扣除化石燃料中非能源用途的固碳量测算得到。

计算公式为:

Cf=∑

7

i=1∑

9

k=1

(EAik-ECk)·Ak·CQ·Qk·

44

12

=

∑

(EAik-ECk)·ρk。(1)

上式中:EAik是指工业生产的i部门所消费k

类能源的消费量,单位为t/m

3或KW/h;ECk是指

k类能源的固碳量,单位为t或m

3;Ak是指k类能

源的平均发热量,单位为J/t或J/m

3;CQ是指单

位发热量的含碳量,单位为C/J;Qk是指能源消

耗过程中的碳氧化率;ρk即各类能源的碳排放

系数。

利用自然断裂法划分出5个碳排放量水平的

高低范围。结果显示,煤炭碳排放量呈现出北多

南少的特点,大体由东北部向西南部递减,最高区

域为山西、内蒙古、山东,其分布特征与我国资源

禀赋分布状况一致。石油碳排放量呈现出由沿海

省市向内陆区域递减的基本趋势,其中辽宁、广东

排放量最高,这是由我国煤多油少的空间资源禀

赋结构和巨大的石油需求消费量决定的。辽宁是

东北老工业基地,广东工业企业聚集,对石油的消

费需求量较大。天然气碳排放量的空间分布趋势

与区域社会经济发展、人口集聚和油气资源开采

储备量分布一致,沿海区域经济发展程度相对较

高、人口相对集聚,对天然气的消费需求量较大,

四川、陕西、新疆油气资源储量和开采量较大,天

然气消费量较高。

(二)工业碳排放回弹效应测度

为了有效测算工业碳排放回弹效应,本文运用

Kaya恒等式扩展模型、LMDI(驱动因素分解)对工

业能源消费碳排放回弹效应进行分解,分解过程

如下:

ΔCt=∑i∑

j

(ΔCCij

/Eij+ΔCEij

/Ei+ΔCEi

/GDPi+

ΔCGDP/P+ΔCP),(2)

上式中:ΔCt是指工业碳排放回弹驱动因素

分解总效应;ΔCCij

/Eij

是指工业碳排放回弹因子

效应;ΔCEij

/Ei是指工业碳排放能源消费回弹结

构效应;ΔCGDP/P是指工业碳排放能源消费回弹

强度效应;ΔCEi

/GDPi是指工业生产回弹结构效

应;ΔCP是指区域人口消费回弹效应。

通过测算2010年至2019年我国31个省市

区能源消费碳排放回弹效应,结果显示,从2010

年至2019年我国能源消费回弹效应整体呈现出

逐年递减的规律。2010年全国平均碳排放回弹

效应为0.734,这在一定程度上与我国资源禀赋

有关,我国“富煤、少油、贫气”,太阳能转换率不

高,水力、风力发电不稳定,缺少稳定的可替代绿

色能源,因此决定了我国在近期甚至是未来一段

炭消费总量巨大,也是能源消费回弹效应增加的

原因。2019年我国工业碳排放回弹效应下降到

0.5左右,说明近年来我国重视碳减排工作,加大

绿色清洁能源利用率。从各省市自治区来看,北

京、天津、上海、浙江、福建、广东、海南的工业碳排

放回弹效应基本处于0.3以下的较低水平,这是

由于区域煤炭储量贫瘠,技术、市场等要素资源丰

第1期杨亦民,王梓龙,邓旭辉:资源依赖度、经济增长与碳排放的回弹效应107

富,倒逼工业碳减排,使工业能源消费总量减少,

因此,碳排放回弹效应也变得有限。山西、内蒙

古、宁夏、新疆的工业碳排放回弹效应多年来处于

100%以上的较高水平,其中2016年前山西、宁夏

一度在200%以上,工业能源消费碳排放回弹一

直存在“逆火效应”状态。这主要由于化石能源

储量丰富地区在推动工业经济发展的同时,有着

较强的资源依赖性,强烈刺激着工业能源消费的

回弹效应,加剧区域“资源诅咒”现象,工业碳排放

回弹效应一直居高不下。

(三)资源依赖度与经济增长空间分布

资源依赖度指国家或区域经济增长对自然资

源的依赖程度[16]。本文采用区域工业能源消费

量乘以区域规模性工业企业从业人数与区域年末

劳动力从业人数之比反映区域资源依赖度[17]。

运用自然断裂法划分出轻度、较轻、中度、较重、重

度五个能源资源消费依赖水平高低范围。结果显

示:总体呈现出北多南少的一般特征,与资源能源

禀赋分布特征基本一致,山西、内蒙古、宁夏能源

资源依赖度水平的平均值最高,这些地区多是矿

产资源较为集中的省份,高度富裕的资源禀赋没

有为当地带来更多的经济增长,却带来了严重的

碳排放污染。另外,这些省份周边的区域,其-资

源依赖度比起其他地区相对更高,具有一定空间

外溢性影响。通过测算我国2010至2019年省际

经济增长率,可以发现总体呈现出南快北慢的特

点,由南部地区向东北部地区递减,其中,中部长

江流域、西部省份增长较快,这与国家重视和实施

中部地区崛起、长江经济带建设、西部大开发战略

有密切关联。

(一)空间权重模型

基于地理学第一定律,任何事物的存在并不

是相互孤立的或毫无关联的,而是以某种形式存

在着直接或间接性的联系。在进行空间计量之

前,需要设立空间权重矩阵,目前主要的空间权重

矩阵有经济距离空间矩阵、地理距离空间矩阵、套

嵌式空间矩阵以及邻接地空间矩阵[18]。经济距

离空间矩阵从社会经济要素角度反映区域间空间

空间矩阵则重点从地理距离方位角度反映空间相

关性[19]。本文侧重于研究区域碳排放回弹地理

空间方面的溢出影响,选择邻接地空间矩阵作为

空间权重Wd。空间权重模型如下:

Wd=Wndiag(X1/Xi,X2/Xi,

X3/Xi,…,Xn/Xi)。(3)

式中,Wd为空间权重矩阵,反映我国位置相

邻省份(直辖市、自治区)的相邻关系,权重为1

时,表示两个省份是相邻关系,权重为0时,表示

两个省份不具有相邻关系[20]。

省域工业碳排放回弹效应之间存在着空间影

间异质性是指工业碳排放回弹效应在空间距离内

着碳排放回弹效应的扩散性和溢出性影响。碳排

放回弹效应的空间中心区域和边缘区域的影响效

果是不同的[21]。要研究区域间碳排放回弹效应扩

n

i=1

(αi-α)2

·

j=1

Wij(αi-α)(αj-α)

Wij

。(4)

其中,Wij为空间权重,n为省域数量,αi和αj

分别表示区域i和区域j的目标观测值,α表示区

要设计显著性检验公式,确保模型测算的稳健性,

公式如下:

Z=

[O-E(O)]

VAR(O)

。(5)

108吉首大学学报(社会科学版)第45卷

表达出空间内部个体区域的空间影响特征[24]。

Moran散点图(LISA),进一步观察空间内部个体

达式为:

2

(αi-α)

Wij(αj-α)

。(6)

(三)空间计量模型构建

计量经济学研究测度具有科学性和客观性,

在严格固定解释变量的前提下,测度样本量的空

间均质特征及独立分布特征。普通计量经济学模

型如普通最小二乘法(OLS)在进行回归估计时,

处理空间计量问题时与实际结果存在较大偏差,

因此需要运用有效的空间计量模型解决空间计量

题[26]。空间计量模型如下:

y=δWy+xγ+βWx+ρ,

ρ=λWρ+ε,

ε~N[0,σ

2O]。(7)

式中,x为解释变量,y为被解释变量,W为

项,λ为误差系数值,ε符合正态分布。当δ≠0、β

=0、λ=0时,计算模型为空间自回归模型(SAR);

当δ=0、β=0、λ≠0时,计量模型为空间误差模

型(SEM);当δ≠0、β≠0、λ=0时,计量模型为

空间杜宾模型(SDM)[27]。

(四)变量选取与描述性统计

通过对《中国统计年鉴》《中国工业统计年鉴》

《中国能源统计年鉴》《EPS全球统计数据分析平

台》《中国环境统计年鉴》等有关数据进行挖掘,本

文整理出2010年至2019年我国31个省市区工

2019年,总样本量为310个。经数据处理,关键

变量的描述性统计结果见表1。

表1变量定义与描述性统计

变量名变量符号变量定义观测值均值标准差

碳回弹carbon碳排放回弹效应/%3100.60.54

资源依赖resources资源依赖度/%31030.5441.65

经济发展economic地区生产总值/亿元31022.9119.24

污染治理ecological工业污染治理投资完成情况/万元310218.64214.12

工业投资investment工业资产总计/万元31030.3726.29

能源价格market工业能源购进价格指数/%310101.235.65

技术改进technologyR&D投入额度/万元3103.266.93

工业生产production地区工业生产总值/亿元3108.958.04

产业结构structure第二产业百分比/%31044.158.64

工业人口population区域年末工业人口数/万人3104.412.78

行测算,得出2010年至2019年中国工业碳排放

1.96,说明2010年至2019年中国工业碳排放回

果逐年增强。工业碳排放回弹效应受时空变迁的

并未表现出随机性,反而具有强烈的区域个体空

间集聚性特征,即具有相似工业碳排放回弹效应

的省域出现空间集聚现象。因此,研究工业碳排

问题。

为了进一步观察空间内部个体区域工业碳排

试出2010年、2015年、2019年碳排放回弹效应以

及2010年至2019年碳排放回弹效应的平均值,

可以发现我国31个省市区的工业碳排放回弹效

第1期杨亦民,王梓龙,邓旭辉:资源依赖度、经济增长与碳排放的回弹效应109

应具有较强的个体空间相似性。山西、宁夏、内蒙

古、河北、黑龙江、陕西、甘肃7个省区位于H-H

(高-高)象限,自身工业碳排放回弹效应较高,存

在严重的空间依赖性。辽宁、吉林、河南、西藏4

个省区位于L-H(低-高)象限,自身工业碳排

放回弹效应较低,具有严重的空间滞后性影响。

北京、天津、上海、广东、广西、湖南、湖北、四川、重

庆、山东、云南、江苏、浙江、安徽、江西、福建、海南

17个省市区位于L-L(低-低)象限,自身工业

碳排放回弹效应较低,并且对其他区域的空间滞

后性影响较小。青海、新疆、贵州3个省区位于H

-L(高-低)象限,自身工业碳排放回弹效应较

高,但对其他区域的空间滞后性影响较小。可见

性影响特点,也具有异质性影响特征。

四、空间计量结果分析

(一)空间效应面板数据模型构建

空间聚集性等特征,因此,在建立面板数据回归模

型时,为了保证回归结果及检验的准确性,需要将

空间权重效应因素考虑在内。运用中国31个省

市区2010年至2019年工业生产的面板数据,在

选择固定效应模型,建立空间面板数据模型如下:

carboni,t=αi+φi+β1resourcesi,t+

β2economici,t+β3ecologicali,t+

β4investmenti,t+β5marketi,t+

β6technologyi,t+β7productioni,t+

β8structurei,t+β9populationi,t+

δ∑ij

Wij(carboni,t)+μi,t,

μi,t=γ∑ij

Wij*υi,t+εi,t。

计量模型为空间固定效应模型,δ和γ分别

为0时,模型转变为空间自回归模型,当δ为0时,

模型转变为空间误差模型(SEM)。αi为空间固

变量,用i省市区t年的工业碳排放回弹效应值表

示。βn为解释变量系数,μ和ε是随机干扰项。

resources代表资源依赖度,用测算出的资源依赖

度百分比表示;economic代表经济发展,用省市

区生产总值来衡量;ecological代表污染治理,用

污染治理投资完成情况衡量;investment代表工

业投资,用工业资产投入总计衡量;technology代

表技术改进,用工业R&D投入额度衡量;market

代表能源市场价格,用省际能源价格指数衡量;

production代表工业生产,用省市区工业生产总

值衡量;structure代表产业结构,用省际第二产

业占比衡量;population代表工业人口,用省际年

末工业人口数衡量。

(二)LM检验

为了更加准确地测算资源依赖度、区域经济

发展对工业碳排放回弹效应的影响方向和程度大

小,在普通最小二乘法(OLS)回归的基础上进行

LM-error,以及LM-lag和稳健LM-lag,四类LM

检验结果均具有显著性,拒绝了原假设,说明模型

具有空间误差效应和空间滞后效应,而空间杜宾

回归模型(SDM)有助于处理空间误差和空间滞

后双效应,因此,初步选择用空间杜宾回归模型

(SDM)进行估计。

(三)模型回归结果分析

根据回归模型运用Stata16软件对变量依次

进行最小二乘法回归(OLS)、空间自回归

(SAR)、空间误差回归(SEM),以及空间杜宾回

归(SDM)。回归结果如表2所示。

表2模型回归结果

变量OLSSARSEMSDM

resources

-0.005

(-1.65)

(0.520)

(0.160)

0.006

(4.640)

economic

-0.013

(-1.13)

-0.02

(-1.490)

-0.017

(-1.170)

-0.018

(-3.710)

ecological

(2.32)

(2.330)

(-1.700)

110吉首大学学报(社会科学版)第45卷

表2(续)

investment

0.03

(6.08)

0.029

(6.110)

0.04

(7.570)

(1.260)

market

0.005

(1.05)

(-0.480)

-0.002

(-0.220)

-0.007

(-3.900)

technology

(-3.16)

(-2.950)

-0.022

(-3.380)

(1.940)

production

-0.061

(-2.44)

-0.081

(-2.900)

-0.112

(-3.670)

-0.01

(-1.110)

structure

0.019

(4.29)

0.021

(4.750)

0.023

(4.940)

(0.060)

population

-0.021

(-0.92)

0.015

(0.670)

0.025

(1.010)

0.069

(0.620)

W*resources

0.01

W*economic

-0.044

(-5.320)

Log-L-154.9218-163.2412-116.6972

LR检验76.45

***93.09

Observations310310310

R-squared0.2240.1740.392

注:*、**、***分别在10%、5%、1%水平上差异具有统计学意义;括号上方数值为非标准化系数,括号内为t值。下同。

通过对比SAR、SEM、SDM三类空间回归模

型估计结果,SDM的Log-L值为-116.6972,高

于SAR与SEM的Log-L值,说明SDM模型的

解释强度要高于SAR和SEM。卡方值方面,

SDM卡方值为0.392,而SAR与SEM的卡方值

分别为0.224、0.174,说明SDM模型的拟合优度

高于SAR与SEM模型。空间面板回归中主要

因素的系数方向基本一致,模型估计系数的t检

验值对比于普通面板数据回归结果也有一定的改

进,因此,选择用空间杜宾模型(SDM)解释影响

关系更具有准确性。资源依赖对工业碳排放回弹

效应的影响显著为正,而经济发展对工业碳排放

回弹效应的影响显著为负,加入空间权重后,回归

结果一致。一方面,区域对资源的依赖越强,会导

致严重的工业碳排放回弹效应,并且这种影响在

影响。另一方面,经济发展对控制区域工业碳排

放回弹效应是有一定条件的。经济快速发展在一

求,因此工业企业在逐利动机的驱使下,短期内会

扩大生产规模,大量生产要素的投入增加工业能

源一次消费数量,进而增加碳排放。但是,在融合

工业节能减排技术创新、环境政策倒逼、产业结构

优化等因素后,工业碳排放量出现逐年下降的趋

势,故经济增长在压制工业能源二次消费碳排放

回弹效应方面具有一定效果。

依次对空间杜宾模型(SDM)进行随机效应、

定效应中各解释变量的系数方向一致,说明其对

工业碳排放回弹的影响方向是相同的。加入空间

权重矩阵后,资源依赖度对工业碳排放回弹效应

的影响显著为正,说明区域内化石能源资源的资

源禀赋大小将会直接影响到区域内工业碳排放回

有较强的冲击性和影响溢出性。经济增长对区域

工业碳排放回弹效应的影响显著为负,说明区域

接提升工业绿色生产的效率,减少工业碳排放回

弹效应。能源价格对工业碳排放回弹的影响显著

为负,说明合理提升能源市场价格,对抑制能源的

硬消费需求有显著成效,对控制工业能源消费二

次回弹也具有重要影响。技术改进和工业生产对

工业碳排放回弹的影响显著为正,说明尽管技术

改进和工业生产将在一段时期内带来工业能源消

第1期杨亦民,王梓龙,邓旭辉:资源依赖度、经济增长与碳排放的回弹效应111

费效率提升,但由于规模效应的存在,工业能源消

费效率的提升反而降低了工业生产的有效成本,

驱动工业生产追逐最大利益而扩大工业能源消费

的行为,即出现了工业能源二次消费“回弹”现象,

导致了工业碳排放回弹效应的提升。由于面板数

效应和误差效应对估计结果的影响,在回归模型

地理空间权重的影响,结果显示:资源依赖度对工

业碳排放回弹的影响依然显著为正,说明省市区

域的能源资源依赖性越强,会导致更严重的工业

均具有溢出性效果,区域相邻省市均会受到冲击。

经济发展对工业碳排放回弹的影响依然显著为

负,区域经济增长一方面使区域技术、资金、人力

等要素资源产生空间集聚效果,驱动地区整体发

展,另一方面有效控制了工业碳排放回弹。

表3空间计量模型SDM回归结果

(3.840)

(0.680)

(4.230)

-0.014

(-2.720)

-0.023

(-1.710)

-0.015

(-3.110)

(-2.040)

(2.150)

(-1.890)

(1.740)

(6.070)

(1.170)

(-3.050)

(-0.880)

(-3.180)

(1.040)

-0.027

(-4.740)

(1.440)

-0.016

(-1.620)

-0.071

(-2.580)

(-1.360)

(-0.450)

0.016

(3.510)

(-0.840)

0.018

(0.540)

(-0.750)

0.114

(1.050)

0.007

(4.030)

0.014

(2.980)

0.008

(4.600)

-0.024

(-3.360)

-0.085

(-3.590)

-0.026

(-3.720)

W*ecological

(0.220)

(4.530)

(0.250)

(0.460)

W*investment

(-5.270)

(-1.510)

(0.180)

W*market

(1.840)

(-0.180)

(1.800)

(-1.260)

W*technology

(2.920)

0.049

(4.410)

(2.840)

0.013

(2.390)

W*production

0.02

0.212

(4.390)

(1.600)

0.038

(2.320)

W*structure

(0.003)

(1.830)

(-0.060)

(1.020)

W*population

(-0.420)

0.026

(0.170)

-0.111

(-0.600)

Spatialrho

0.249

(3.180)

0.241

0.223

(2.790)

0.107

(1.210)

112吉首大学学报(社会科学版)第45卷

表3(续)

Variancelgt_theta

-2.781

(-19.210)

Variancesigma2_e

(11.760)

0.123

(12.360)

(12.380)

(12.430)

1.193

(-3.51)

Observations310310310310

R-squared0.5110.2770.5120.392

体间接影响效果,需要运用偏微分方法,将解释变

量对工业碳排放回弹效应的回归影响系数分解为

直接效应、间接效应、总效应(表4)。资源依赖度

和经济增长对工业碳排放回弹的空间直接效应、

间接效应、总效应均在1%统计水平上通过假设

检验,资源依赖度对工业碳排放回弹效应的空间

直接效应为0.006,间接效应为0.012,总效应为

0.018,说明区域间资源依赖度对工业碳排放回弹

具有正向外溢影响,间接影响挤出效果加大了直

接空间影响效果,使空间总效应进一步增加。经

济增长对工业碳排放回弹效应的空间直接效应为

-0.019,间接效应为-0.052,总效应为-0.071,

说明区域经济增长对工业碳排放回弹具有负向外

溢影响,个体间接空间影响相比于空间直接影响

更大,外溢效果更强。能源价格和技术改进的三

类效应均通过假设检验,且三类效应方向相同,能

源价格为负向影响,技术改进为正向影响。值得

注意的是,工业生产要素空间直接效应

为-0.009,间接效应为0.042,总效应为0.033,

受到本地政策、历史、市场等因素的固化影响,空

间挤出效应扭转负向直接影响关系,最终表现出

正向的溢出影响。

表4空间效应分解

变量主效应权重效应空间效应差异度直接效应间接效应总效应

resources0.006

***0.010

***0.006

***0.012

***0.018

economic-0.018

***-0.044

***-0.019

***-0.052

***-0.071

ecological0.001

*0.001-0.002

*0.001-0.001

investment0.0030.0010.0030.0010.004

market-0.007

***-0.005-0.007

***-0.006-0.013

technology0.005

*0.013

**0.006

**0.015

**0.020

production-0.010.038

**-0.0090.042

**0.033

structure0.0010.0060.0010.0070.007

population0.069-0.1110.076-0.103-0.027

rho0.107

sigma2_e0.007

Observations310310310310310310310

五、结论与建议

2010年至2019年,我国能源消费碳排放回

弹效应整体呈现出逐年递减的规律,2010年全国

平均碳排放回弹效应为0.734,这在一定程度上

与我国资源禀赋有关,到2019年我国工业碳排放

回弹效应下降到0.5左右。其中,山西、宁夏、内

蒙古、河北、黑龙江、陕西、甘肃7个省区位于工业

碳排放回弹效应高-高(H-H)聚集状态,这些

地区自身工业碳排放回弹效应较高,并且周围省

份工业碳排放回弹效应也处于较高水平,存在严

重的空间影响和依赖性。北京、天津、上海、广东

等17个省市区位于低-低(L-L)聚集状态,这

些地区自身工业碳排放回弹效应较低,并且对其

他区域的空间滞后性影响也较小。资源依赖度总

体呈现出北多南少的一般特征,与资源禀赋分布

特征基本一致,具有一定空间外溢性影响。省际

经济增长率总体呈现出南快北慢的特点,由南部

地区向东北部地区递减趋势,其中,中部长江流

第1期杨亦民,王梓龙,邓旭辉:资源依赖度、经济增长与碳排放的回弹效应113

域、西部省份增长较快。区域经济增长带来区域

技术、资金、人力等要素的集中,驱动地区整体发

展,在控制工业碳排放回弹方面也具有负向的影

响效果。区域对资源的依赖程度越高,会使工业

间上具有溢出性作用,相邻省市均会受到冲击。

经济增长、资源依赖度对区域工业碳排放回弹的

影响具有时空滞后效应和误差效应,地区间接影

响的挤出效果会加重直接空间影响效果。对此,

本文提出以下建议:

(1)改造资源型产业,脱离资源消费依赖。加

快绿色清洁资源消费产业逐步发展并取代煤炭、

石油等化石资源产业。资源依赖水平降低将会为

区域经济又好又快发展带来一定的发展空间,节

能减排技术创新和人才的不断培养将持续为区域

发展提供原动力。支持资源型地区由单纯的资源

开发转向资源开发与贸易发展并重,减少工业能

源消费碳排放。

(2)聚集区域要素资源,推动经济绿色增长。

经济快速发展为工业企业带来了更为宽广的市

场,工业企业需要控制生产规模,抑制大量生产要

素投入浪费,融合工业节能减排技术创新、环境政

策倒逼、产业结构优化等因素,压制工业生产过程

中的碳排放,实现区域内技术、资金、人力、资源、

市场等要素的集中,驱动地区整体经济发展,使其

在控制工业碳排放回弹方面,取得良好的作用

效果。

(3)强化区域要素整合,防止资源错配。要重

视区域内环境和资源成本的投入,控制资源、资

金、技术、低碳治理费用投入,减少能源资源浪费,

降低工业碳排放污染,适度稳定工业生产规模。

同时积极使用技术手段,在保障产出充足的前提

下,限制资源过度浪费和污染物大量排放,在工业

生产投入与产出间实现相对稳定的平衡关系,以

有效抑制我国工业碳排放回弹。

(4)加强环境政策引导,防止碳排放溢出性影

响。预防和治理区域环境碳排放污染,对区域主

要污染物的排放实行浓度与总量双向控制,提高

煤炭、石油等能源的利用效率,积极推行“煤改油”

“油改气”政策,推进西部大开发、中部地区崛起、

长江经济带建设与碳减排政策的有机融合,重视

碳排放回弹影响的时空滞后效应、误差效应、地区

间接影响的挤出效果,强化政策引导,减少工业碳

排放回弹,使碳排放影响评价与碳排放技术、政策

合力并进[28],助力我国“碳达峰”“碳中和”目标的

实现。

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ResourceDependence,EconomicGrowthandthe

ReboundEffectofCarbonEmissions

YANGYimin,WANGZilong,DENGXuhui

(BusinessSchool,HunanAgriculturalUniversity,Changsha410128,China)

dependenceandeconomicgrowthonthereboundofindustrialcarbonemissions,calculatestherebound

effectvalueofindustrialcarbonemissionsof31provincesandcitiesinChinafrom2010to2019by

usingKayaLMDIcarbonemissiondriverdecompositionmodel,andconstructsspatialautoregressive

model(SAR),spatialerrormodel(SEM)andspatialDurbinmodel(SDM)forspatialeconometricregression.Theresultsindicatethat:(1)thecarbonreboundeffectofenergyresourcesconsumptionin

Chinashowsalawofdecreasingyearbyyearfrom2010to2019,andhasspillovereffectintimeand

space.Sevenprovinces,includingShanxi,NingxiaandInnerMongolia,areinthestateofhigh-high(HH)aggregationofindustrialcarbonemissions,while17provinces,includingBeijing,Tianjinand

Shanghai,areinthestateoflow-low(L-L)aggregationofindustrialcarbonemissions.(2)Theeffect

ofresourcedependenceonthereboundeffectofindustrialcarbonemissionsissignificantlypositiveand

hasacertainspatialspillovereffect.(3)Regionaleconomicgrowthwillbringtheconcentrationof

technology,capital,manpowerandotherfactors,drivetheoveralldevelopmentoftheregion,andrestrainthereboundeffectofindustrialcarbonemissions.(4)Theeffectsofeconomicgrowthandresourcedependenceonthereboundofregionalindustrialcarbonemissionshavetime-spacelageffect

anderroreffect,andthecrowding-outeffectofregionalindirectinfluencewillincreasethespacedirect

effect.

第1期杨亦民,王梓龙,邓旭辉:资源依赖度、经济增长与碳排放的回弹效应115

管理学DOI:10.13438/j.cnki.jdxb.2024.01.011

医疗保险对相对贫困的缓解效应

———基于CFPS四期数据*

李琼,夏涛

(吉首大学商学院,湖南吉首416000)

摘要:运用中国家庭追踪调查(CFPS)2012、2014、2016和2018年的四期数据对相对贫困的医疗保险缓解效

应进行实证研究,结果证实,医疗保险能有效缓解居民的相对贫困。在设定家庭人均收入中位数的40%、

50%和60%三条相对贫困线下,参加医疗保险能使居民陷入相对贫困的概率分别下降3.9%、4.6%和4.

8%。医疗保险缓解相对贫困效应呈异质性特征,东部地区弱于中、西部地区,农村强于城市,中老年群体强

于青年群体。机制分析发现,居民通过参加医疗保险来改善健康状况、增加非医疗消费支出,从而降低陷入

相对贫困的风险,而居民良好的受教育状况能进一步强化医疗保险对相对贫困的缓解效应。为充分发挥医

疗保险缓解居民相对贫困的效应,须进一步加大公共财政对医疗保险的支持力度,加快实施医疗保险基金全

国统筹机制,积极推进“健康中国”战略和医疗保险制度“适老化”改革。

关键词:医疗保险;相对贫困;中国家庭追踪调查(CFPS);“适老化”改革

基金项目:国家社会科学基金项目(2021BJY099);湖南省教育厅科学研究项目重点项目(22A0372);湖南省研

究生科研创新项目(CX20231062)

作者简介:李琼,女,吉首大学商学院教授,博士生导师。

一、引言

贫困是与人类相生相伴的社会现象,一直是

决的重要任务。2020年底,我国消除了现行标准

下的绝对贫困,区域性整体贫困同时消除。但是,

这并不意味着我国的贫困治理工作已经完成。国

家统计局公布的数据显示,2022年度全国居民五

等份收入分组中的低收入组人均可支配收入为

8601元,同比仅为高收入组人均可支配收入的

9.5%

[1]。这一巨大的收入分配鸿沟是我国发展

不平衡不充分问题在收入角度的集中体现。新时

代我国的历史使命是使全体人民共享改革开放成

果,最终实现共同富裕,因此,绝对贫困和区域性

整体贫困得到历史性解决后,我国贫困治理的阶

段性任务已转向缓解相对贫困。

目前,我国正在大力推进共同富裕。共同富

裕意味着全体居民收入差距缩小,相对贫困表明

居民之间存在较大的收入差距,因此促进共同富

裕与解决相对贫困本质上是同一个问题。要解决

相对贫困问题,需要更加明晰致贫的原因。统计

信息显示,因病致贫返贫的贫困户占全部建档立

*收稿日期:20230713修回日期:20231018

卡贫困户的比例高达42%

[2]。居民在面对疾病

风险时不仅要支付较高的医疗费用,还会因为患

陷入“疾病-贫困-疾病”的陷阱。医疗保险作为

居民应对风险、减轻个人负担的重要制度安排,受

到中国政府的高度重视。1998年,国务院针对城

镇就业人口建立了城镇职工基本医疗保险制度,

拉开了我国医疗保障体系建设的序幕。2016年,

国务院整合城镇居民基本医疗保险制度和新型农

村合作医疗制度,建立了统一的城乡居民基本医

疗保险制度。为打好医疗保障脱贫攻坚战,2020

年中国政府累计资助7837.2万贫困人口参加基

本医疗保险,资助参保缴费支出140.2亿元,人均

资助178.9元,参保率稳定在99.9%以上。各项

医保扶贫政策累计惠及贫困人口就医1.8亿人

次,减轻贫困人口医疗费用负担1188.3亿元[3]。

那么,在“后脱贫时代”,医疗保险作为居民健康管

理的重要手段,能否在缓解相对贫困方面发挥显

著成效如果能,通过哪些渠道缓解居民之间的

相对贫困厘清这类问题,对政策制定者从医疗

保险角度构建缓解相对贫困长效机制、促进共同

富裕具有很强的实践意义。

本文使用中国家庭追踪调查(CFPS)2012、

2014、2016和2018年的四期数据,从理论和实证

角度探究医疗保险对相对贫困的影响程度。与现

有文献相比,边际贡献在于:第一,在我国贫困治

理转型的背景下,研究医疗保险对相对贫困的影

响及其机制,丰富了相对贫困的理论研究。第二,

我国已进入深度老龄化阶段,探究医疗保险对不

同年龄群体的减贫作用,可为应对人口老龄化的

政策制定提供参考。第三,分析了健康状况和非

医疗消费支出的传导机制,验证了中介效应成立,

能为稳步增加医疗投入、提高医疗报销比例提供

数理支撑。

二、文献回顾与理论分析

(一)文献回顾

相对贫困最早是由英国学者汤森

(Townsend)提出的,他认为贫困是因为资源的缺

乏,从而造成社会资源和权力被剥夺[4]。斯托弗

(Stover)最早提出“相对剥夺”的概念,后经其他

学者进一步发展,默顿(Merton)认为相对贫困不

仅表现为个人物质层面的匮乏,还表现为在与他

人比较后个人存在被剥夺的主观感受[5]。明确相

对贫困的成因是贫困治理的前提。希梅尔斯坦

(Himmelstein)等发现因家庭成员患病,家庭面

临严峻的健康风险冲击,医疗支出激增,家庭负担

加剧。如果家庭收入不足以支付医疗费用,家庭

会因借债过多陷入贫困[6]。王太明和王丹回顾我

国贫困治理历程,提出收入不足导致的知识贫困、

健康贫困、精神贫困和代际贫困是相对贫困长期

存在的根源[7]。张俊英等使用CFPS2018年的

调查数据得出地区间发展不平衡是相对贫困形成

的重要因素[8]。贫困标准制定是有效治理相对贫

困的关键。目前已有研究主要从收入标准和多维

标准衡量相对贫困,以收入贫困为标准是国际上

相对贫困标准制定的适用方案。比较有代表性的

是一些欧洲国家把全国居民收入中位数的50%

或60%划为相对贫困线。李实等利用中国家庭

收入调查数据将相对贫困线设定为个人收入中位

数的40%、50%和60%,并对我国农村相对贫困

的动态演化进行研究[9]。一些学者选择使用A-F

双临界值方法测算多维相对贫困,如李春根和陈

文美使用A-F方法对农村相对贫困家庭多维贫

困指数进行测算[10]。程威特等基于城市与乡村

两个视角,运用A-F方法从收入水平、教育水平、

健康状况和生活水平四个方面对城乡居民家庭多

维相对贫困指数进行测算,实证发现城乡差距逐

步扩大,且相对贫困在乡村振兴及城市化进程中

是亟须解决的问题[11]。

基本医疗保险制度是维护社会安定的重要保

障。随着我国医疗保险制度不断完善,医疗保险

作为管理健康风险、缓解疾病冲击的重要手段备

角度研究医疗保险制度的减贫效应。在理论层

面,埃克曼(Ekman)认为在经济发展水平落后的

国家实行社区医疗保险政策,能减少居民因病住

院的自费支出,有效地降低居民因病住院陷入贫

困的风险[13]。张璇玥和姚树洁根据2010—2018

年中国农村多维贫困分布状况提出因病致贫是农

村贫困发生的主要原因,居民因健康状况的恶化

会减少家庭收入和增加非必要开销,进而加剧家

第1期李琼,夏涛:医疗保险对相对贫困的缓解效应———基于CFPS四期数据117

庭的贫困脆弱性[14]。实证层面上,大部分学者认

为医疗保险具有较好的减贫作用。萨默斯和奥勒

里奇(SommersandOellerich)通过实证分析得出

医疗保险能够有效地减少参保者的医疗费用,并

且相对于中、高收入群体,医疗保险减少医疗费用

的效应在低收入群体更加显著[15]。科伦曼和雷

姆勒(KorenmanandRemler)从美国马萨诸塞州

的医疗改革成效中得出政府推行的公共福利和医

疗保费补贴大幅度减少家庭医疗自费支出,改善

了家庭成员的健康状况,提高了家庭的生活水平,

从而大幅度降低贫困发生率[16]。阿利埃特(Aryeetey)等以加纳的贫困地区为研究对象,通过收

集贫困家庭的医疗支出数据进行实证分析,发现

参加医疗保险能够大幅度减少家庭医疗费用支

出,改善家庭的生活质量,降低家庭陷入贫困的风

险[17]。李涛和成前研究家庭医疗负担与相对贫

困家庭的医疗经济风险,发现灾难性医疗支出可

以在相对贫困家庭间传导,但是医疗保险制度能

缓解相对贫困家庭间转移性支出压力,改善家庭

健康状况,阻断灾难性医疗支出在相对贫困家庭

间的传递[18]。

综合国内外文献研究可知,大部分研究基于

绝对贫困视角分析医疗保险的减贫效应,有关医

疗保险与相对贫困的关系以及医疗保险缓解相对

贫困的效应研究较少。鉴于此,本文基于CFPS

四期数据分析医疗保险与相对贫困的逻辑关系,

探究医疗保险对相对贫困的影响程度及减贫

路径。

(二)理论分析与研究假说

在全球反贫困斗争中,研究发现疾病成为居

民陷入贫困的重要原因。医疗保障制度的建立、

患病面临贫困风险时发挥的作用。以Pen氏队

列中的经济思想为基础,经过国内外学者的完善,

医疗保险的减贫理论最终形成。该理论的前提条

件是作为社会中的个体,每个人都存在患病的风

险。医疗保险减贫理论认为疾病的发生容易使个

体陷入“疾病-收入”风险,即个体因病增加的无

谓开支会增加个人负担,进而减少个人收入,加剧

陷入贫困的风险。医疗保险减贫理论模型如图1

所示。

图1医疗保险减贫理论模型

“支付前”曲线是人口累计百分比按照收入排

序形成的,曲线与贫困线的交点a对应的X0代

表贫困线以下的人口占比。当疾病发生时,居民

需要支付较多的医疗费用,使得初始曲线向右移

动,变动为“支付后”曲线并与贫困线交于点c,点

c对应的X2代表个人承担因病支付费用后的贫

困人口占比。同时,医疗保险的补偿机制使得个

人支付的费用减少,初始曲线变动到“补偿后”的

位置,相对于X2,此时曲线与贫困线的交点b对

应的X1更小,说明医疗保险降低了居民因病陷

入贫困的概率,而且医疗保险的报销比例越高,因

病致贫的人口比例更低,医疗保险的减贫效果

更好[19]。

居民生活水平的提高使人们对医疗健康的需

求日益增加,个人医疗费用也随之增长。在传统

的人力资本理论研究的基础上,格罗斯曼(Grossman)提出了健康资本理论。该理论认为健康既

是消费品,也是投资品。个人自出生以来就具备

一定的健康储备量,保持身体健康能为个人带来

较好的生活体验,满足日常的各项需求。但是随

着个体年龄的增长,居民的健康储备不断减少,即

年龄与健康资本折旧率成正比[20]。在健康资本

其他服务的价格以及个人消费偏好的影响。健康

是一种投资品,个人加大健康服务的投入可以提

高健康储备量。在收入相对稳定的条件下,如果

健康服务的价格上涨,健康投入的边际效应减小,

居民将减少对健康服务的投入。格罗斯曼还认为

育的人能更有效地生产健康,减少自身的健康危

机。除此之外,居民个人特征方面的其他因素,例

如年龄、收入水平以及工作状况等也会对健康投

入产生重大影响[21]。

118吉首大学学报(社会科学版)第45卷

此外,由于我国地区之间发展差异巨大,经济

水平的差异导致各地医疗保障水平存在显著差

别。党的十八大以来,我国的医疗保障制度已经

实现全民覆盖,但是各个地区提供的医疗设施服

务水平参差不齐。在城乡层面,我国长期实行城

乡二元户籍制度,使得城乡居民的流动迁徙以及

资源的城乡流动存在较大阻力,城乡发展差距越

来越大。我国城乡居民收入比长期维持在2.5以

上,收入差距对经济增长造成了极大的影响,这种

影响从多个方面进一步拉大了城乡发展差距[22]。

结合理论分析和已有文献研究可知,医疗保

险缓解相对贫困的路径分为两个方面,如图2

图2医疗保险缓解相对贫困的传导路径

一方面,居民基于预防性动机做出参加医疗

保险的决策,参加医疗保险能够减少因病支付的

费用以及改善个人的生活质量,避免陷入相对贫

困状况。每个人都随时面临健康风险,医疗保险

制度作为事后补偿的重要手段可以大幅度减少居

民因病支出,降低居民因病负债而陷入相对贫困

的风险。在居民收入相对稳定的情况下,医疗费

用的减少使得居民非医疗消费支出增加,居民可

以增加日常生活开支,改善生活质量[23]。除此之

外,居民可以加大人力资本积累,改善居民受教育

状况,提高家庭抵抗风险的能力。另一方面,居民

参加医疗保险能够满足个人医疗健康需求,改善

低陷入相对贫困的风险。医疗保险制度可以满足

居民更多的医疗需求,为居民提供更加便捷、更高

水平的医疗服务,进而改善居民的健康状况。一

般情况下,居民健康状况的改善可以增加劳动时

间、提高个人收入水平。基于此,本文提出以下

假说:

假说1:参加医疗保险能够降低居民陷入相

对贫困的概率。

假说2:医疗保险对相对贫困的缓解效应存

在地区差异和城乡差异。

假说3:医疗保险对相对贫困的缓解效应在

不同年龄群体之间存在差异。

假说4:医疗保险通过改善居民健康状况降

低个人陷入相对贫困的风险。

假说5:医疗保险通过提高居民非医疗消费

支出降低相对贫困发生概率。

假说6:受教育程度对医疗保险缓解相对贫

困存在正向调节效应。

本文使用的数据来自北京大学中国社会科学

调查中心开展的中国家庭追踪调查(CFPS)。

CFPS调查范围覆盖25个省(直辖市、自治区),

数据可信度高,目前被研究者广泛运用于各类学

术研究。研究所涉及的有关变量在2012、2014、

2016和2018年这四期数据中齐全,因此使用这

四期的数据构造面板数据。运用Stata17,按照

个人ID将数据中的个人库和家庭库进行匹配,考

虑到受访居民的自主能力,剔除年龄小于16岁的

居民样本,删除缺失值严重的样本,对主要连续变

量进行前后1%的缩尾处理。通过提取四期都接

受访问的居民样本构造平衡面板,最终得到有效

样本64880个。

(二)变量描述

被解释变量:相对贫困线。参考欧盟等国家

从收入层面衡量居民个人的相对贫困程度,结合

汪三贵、陈宗胜和黄征学等学者的研究[2428],将

样本数据中家庭人均收入中位数的40%、50%和

60%设定为三种不同的相对贫困线。如果个体收

入低于相对贫困线,赋值为1,否则赋值为0。

核心解释变量:医疗保险。选取个人是否参

加医疗保险作为核心解释变量。在调查问卷中医

第1期李琼,夏涛:医疗保险对相对贫困的缓解效应———基于CFPS四期数据119

疗保险包括“公费医疗”“城镇职工医疗保险”“城

镇居民医疗保险”“补充医疗保险”“新型农村合作

医疗”和“城乡居民基本医疗保险”,居民参加以上

任意一种保险赋值为1,否则为0。

控制变量。为了防止遗漏变量问题,应尽可

能地加入控制变量。根据已有研究,结合中国家

庭追踪调查内容,选取婚姻状况、居住地区、年龄、

受教育状况、性别、户口性质、工作状况、生活满意

度和家庭人口规模作为控制变量。加入年龄是为

了控制年龄增长对相对贫困的非线性影响;从性

别来看,目前中国男性更多,而且根据寿命状况一

般认为男性比女性身体状况更差,更容易陷入相

对贫困;从工作状况来看,一般有工作的人陷入相

对贫困的可能性更低;户口性质为非农户口、受教

育水平高的个体陷入相对贫困的概率较小。

变量定义与描述性统计分析结果如表1所

示。由表1可知,在相对贫困线为家庭人均收入

中位数的40%、50%和60%时,收入在相对贫困

线以下的居民占比分别为19.4%、25%和

30.3%,医疗保险参保组的居民相对贫困发生率

略低于未参保组的居民。医疗保险的参保率为

91.6%,这与国家统计局汇报的医疗保险参保率

存在一定差距,主要原因是本文使用的CFPS四

期数据年份跨度较大,2012年和2014年居民医

疗参保率较低使医疗保险平均参保率低于当前全

国参保水平。在全样本中,婚姻状况为同居或在

婚的居民占81.1%,医疗保险参保组中同居或在

婚的居民占82.3%,未参保组中同居或在婚的居

民占67.5%。全样本中男女比例较为均衡,其中

男性占49.3%,女性占50.7%。全样本中,在业

居民占73.6%,失业居民占26.4%;参保组中在

业居民占74.5%,失业居民占25.5%,未参保组

中在业居民占64.3%,失业居民占35.7%。

变量变量定义

全样本

均值标准差

参保组

未参保组

相对贫困线1“相对贫困”=1,“非相对贫困”=00.1940.3950.1940.3950.1980.398

相对贫困线2“相对贫困”=1,“非相对贫困”=00.2500.4330.2490.4330.2530.434

相对贫困线3“相对贫困”=1,“非相对贫困”=00.3030.4600.3030.4600.3040.460

医疗保险“参保”=1,“未参保”=00.9160.2771000

婚姻状况“同居或在婚”=1,否则为00.8110.3920.8230.3820.6750.468

居住地区“城镇”=1,“农村”=00.4670.4990.4580.4980.5640.496

年龄连续变量48.25714.96748.64814.74243.98616.641

受教育状况

根据受访时的学历从

低到高赋值为1~6

2.6011.3182.5871.3122.7581.374

性别“男性”=1,“女性”=00.4930.5000.4950.5000.4770.500

户口性质“农业户口”=1,“非农户口”=21.5680.9021.5330.8841.9520.999

工作状况“在业”=1,“失业”=00.7360.4410.7450.4360.6430.479

生活满意度

“很不满意”=1,“不太满意”=2,

“比较满意”=3,“非常满意”=4,

“极其满意”=5

3.7291.0363.7411.0313.6021.085

非医疗消费

支出的对数

连续变量9.1233.4959.1583.4568.7493.883

最近一年是否

因病住院

“是”=1,“否”=00.1420.3490.1430.3500.1380.345

家庭人口规模连续变量4.2361.9304.2521.9304.0611.926

1.基准模型

本文以收入的比例来界定居民是否陷入相对

贫困,被解释变量相对贫困线是二元变量,因此采

用随机效应的面板Probit模型来研究居民参加

医疗保险对相对贫困的影响[29]。构建回归模型

120吉首大学学报(社会科学版)第45卷

(1)检验全国层面居民参加医疗保险是否能缓解

相对贫困:

Prob(Yit=1)=β0+β1insuranceit+

β2Xit+β3θω+β4δt+εit。(1)

其中,Yit为个体i在t年是否陷入相对贫困的

二值虚拟变量,insuranceit为是否参加医疗保险的

二值虚拟变量,Xit为个体层面的控制变量,包括婚

姻状况、居住地区、年龄、性别、工作状况等,θω为省

份虚拟变量用来控制省份差异,δt为年份虚拟变量

2.健康状况在医疗保险缓解相对贫困中的中

介效应检验模型

根据理论分析可知,医疗保险可能会通过满

足居民的医疗健康需求改善居民的健康状况,增

强个人抵抗风险的能力。相对于主观定义的健康

状况,客观上的居民最近一年是否因病住院更具

有代表性。因此,选取居民最近一年是否因病住

院代表健康状况,进一步检验居民参加医疗保险

是否通过改变健康状况影响相对贫困。在温忠麟

等已有研究的基础上构造中介效应检验模型[30],

能够在达到较高统计功效基础上控制第一类和第

二类错误概率[31]。健康状况作为中介变量的回

归方程设定如下:

Yit=λ1+α1insuranceit+α2Xit+

α3θω+α4δt+μit,(2)

healthit=λ2+α5insuranceit+α6Xit+

α7θω+α8δt+ηit,(3)

Yit=λ3+α9insuranceit+α10healthit+

α11Xit+α12θω+α13δt+γit。(4)

其中,Yit为相对贫困线,insuranceit为核心

解释变量医疗保险,healthit为中介变量健康状

况,控制变量与前文一致。

3.非医疗消费支出在医疗保险缓解相对贫困

中的中介效应检验模型

医疗保险还可能通过医疗费用补偿机制增加

居民非医疗消费支出,进而增加居民的日常生活

开支,改善生活质量,降低个人陷入相对贫困的风

险。因此选取非医疗消费支出的对数代替非医疗

消费支出作为中介变量,进一步检验居民参加医

疗保险是否通过改变非医疗消费支出最终影响相

对贫困。非医疗消费支出的对数作为中介变量的

回归方程设定如下:

Yit=λ4+ρ1insuranceit+ρ2Xit+

ρ3θω+ρ4δt+χit,(5)

lnnonmedit=λ5+ρ5insuranceit+ρ6Xit+

ρ7θω+ρ8δt+νit,(6)

Yit=λ6+ρ9insuranceit+ρ10lnnonmedit+

ρ11Xit+ρ12θω+ρ13δt+σit。(7)

解释变量医疗保险,lnnonmedit为中介变量非医

疗消费支出的对数,控制变量与前文一致。

4.受教育状况在医疗保险缓解相对贫困中的

调节效应检验模型

考虑到受教育状况与相对贫困的因果关系,受

教育水平不高的居民缓解相对贫困的可行能力不

足[32]。为识别受教育状况是否在医疗保险缓解相

对贫困过程中具有调节作用,进一步构建模型(8):

Prob(Yit=1)=0+1insuranceit+2eduit

3insuranceit×eduit+4Xit+

5θω+6δt+it。(8)

其中,Yit为相对贫困线,insuranceit为核心解

释变量医疗保险,eduit为调节变量受教育状况,

insuranceit×eduit为医疗保险与受教育状况的交

互项,控制变量与前文一致。

四、实证分析

为避免多重共线性的影响,对交互项测量的

变量进行了中心化处理,并对进入模型的所有变

量进行方差膨胀系数检验,结果表明各变量的方

差膨胀因子VIF均小于10,说明变量之间不存在

多重共线性问题。

(一)基准模型回归结果

本文运用Stata17软件,采用随机效应的面

板Probit模型估计医疗保险对相对贫困的影响。

表2汇报了不同相对贫困线下模型(1)的估计结

果,其中包括面板Probit模型的回归系数和平均

第1期李琼,夏涛:医疗保险对相对贫困的缓解效应———基于CFPS四期数据121

表2医疗保险对相对贫困影响的面板Probit回归结果

相对贫困线1

面板Probit平均边际效应

相对贫困线2

相对贫困线3

医疗保险-0.210

(0.028)

-0.039

(0.005)

-0.220

(0.027)

-0.046

(0.006)

-0.214

(0.026)

-0.048

婚姻状况-0.058

(0.025)

-0.070

(0.023)

-0.058

(0.022)

居住地区-0.279

(0.021)

-0.052

(0.004)

-0.308

(0.020)

-0.064

-0.321

-0.072

年龄0.008

(0.001)

受教育状况-0.213

(0.009)

(0.002)

-0.233

-0.049

-0.246

-0.056

性别0.082

0.074

(0.019)

户口性质-0.304

(0.014)

-0.289

(0.015)

-0.060

-0.290

(0.013)

-0.065

工作状况-0.198

-0.037

-0.188

-0.178

-0.040

生活满意度-0.058

(0.008)

-0.054

(0.007)

家庭人口规模0.027

0.036

0.012

常数项0.088

(0.179)

0.178

(0.173)

0.318

(0.168)

省份虚拟变量是是是是是是

年份虚拟变量是是是是是是

样本数648806488064880648806488064880

注:括号内是稳健标准误,*、**、***分别代表在10%、5%、1%的统计水平上具有显著差异。下同。

从表2可知,在三种相对贫困标准线下,医疗

保险对相对贫困的缓解效应均在1%的统计水平

上通过了显著性检验,医疗保险对相对贫困的平

均边际效应分别为-0.039、-0.046和-0.048,

表明居民参加医疗保险使得个人陷入相对贫困的

概率分别下降3.9%、4.6%和4.8%,初步印证了

假说1。

控制变量方面,在三种相对贫困标准线下,年

龄、性别和家庭人口规模的回归系数在1%的统

计水平上显著为正。其中,年龄在三种相对贫困

标准线下的回归系数分别为0.008、0.007和

0.006,说明随着年龄的增长居民陷入相对贫困的

概率越大。性别在三种相对贫困标准线下的平均

边际效应分别为0.015、0.016和0.017,相对于

女性,男性陷入相对贫困的概率更高。家庭人口

规模在三种相对贫困标准线下的平均边际效应分

别为0.005、0.007和0.012,表明家庭人口数越

多使得个人陷入相对贫困的概率分别增加

0.5%、0.7%和1.2%,家庭规模越大,家庭各方

面的开销越大,居民陷入相对贫困的概率增加。

婚姻状况、居住地区、受教育状况、户口性质、工作

状况和生活满意度的回归系数在1%的统计水平

上显著为负。不同的婚姻状况对居民相对贫困状

况的影响有着显著差异,相对于离婚、未婚和丧偶

的居民,在婚或同居的居民能够显著降低个人陷

入相对贫困的风险。居住地区在城镇的居民获得

收入的途径更多,陷入相对贫困的概率更小。受

教育状况在三种相对贫困标准线下的平均边际效

应分别为-0.039、-0.049和-0.056,受教育水

平越高的居民知识储备量越多,可行能力越强,收

入更加有保障。非农业户口的居民能享受到更好

的基础设施和医疗保障,从而改善自身身体状况,

降低陷入相对贫困的风险。相对于在业的居民,

失业居民无法获得可靠的收入,不能满足个人日

122吉首大学学报(社会科学版)第45卷

常生活需要,增加个人负债,进而增加陷入相对贫

困的风险。

(二)内生性问题处理

居民是否参加医疗保险是一种个人选择问

题,在识别医疗保险与相对贫困之间的因果关系

时,可能产生医疗保险与相对贫困之间的反向因

果关系(即陷入相对贫困的居民更倾向于参加医

疗保险)和遗漏变量(影响居民陷入相对贫困的不

易观测因素,如个人能力),进而导致内生性问题。

本文的内生解释变量医疗保险是二元虚拟变

量,而IV-Probit只适用于内生解释变量为连续

型变量的Probit模型。因此,拟采用鲁德曼

(Roodman)提出的工具变量的CMP估计法,通

过构建递归方程组实现两或多阶段回归模型的估

计[33]。CMP估计法是一种两阶段回归方法:第

一阶段寻找医疗保险的工具变量并检验二者的相

关性;第二阶段将工具变量代入设定模型进行估

计,根据内生性检验参数(atanhrho_12)检验医疗

保险在模型估计中是否存在内生性。若内生性检

验参数显著不为0,表明模型存在内生性问题[34]。

借鉴王旭鹏的研究[35],本文在尝试多种工具变量

的基础上,最终选择居民对医生的信任度作为医

疗保险与相对贫困的工具变量。一方面,在一定

程度上居民对医生的信任度一旦形成则难以改

变,进而影响居民参加医疗保险的意愿,满足工具

对医生的信任度不会直接影响个人是否陷入相对

贫困状况,满足工具变量的外生性条件。

表3是医疗保险对相对贫困影响的CMP估

计结果。在三种相对贫困标准线下,居民对医生

的信任度对医疗保险的影响在1%的统计水平上

第一阶段atanhrho_12值在1%的统计水平上显

著不为0,说明工具变量的CMP估计法的估计结

果是有效的。第二阶段的回归结果可知,在使用

工具变量的CMP估计法克服潜在的内生性问题

后,医疗保险对相对贫困的影响在1%的统计水

平上显著为负,居民参加医疗保险仍然显著降低

个人陷入相对贫困的风险[36]。控制变量的结果

与前文基本保持一致,篇幅所限省略部分结果。

表3医疗保险对相对贫困影响的CMP估计结果

第一阶段

医疗保险

第二阶段

相对贫困

医疗保险-0.197

-0.200

-0.199

居民对医生

的信任度

控制变量控制控制控制控制控制控制

atanhrho_12

-0.754

(0.225)

-0.858

(0.210)

-0.843

(0.206)

Wald值102871211013835

样本数648806488064880

为了解决样本的自选择问题,保证结果的可

靠性,本文进行了以下的稳健性检验。

1.替换被解释变量

替换被解释变量是稳健性检验常用的方法之

一[37]。目前有多种方法衡量相对贫困线,为了区

别中位数收入衡量的相对贫困线的差异,本文以

平均收入的40%、50%和60%衡量相对贫困,采

用面板Probit模型估计医疗保险对居民相对贫

困的影响。由表4可知,在相对贫困线为平均收

入的40%、50%和60%的标准下,居民参加医疗

均边际效应分别为-0.047、-0.051和-0.046,

这与中位数收入的40%、50%和60%的标准下估

计的结果基本一致。

第1期李琼,夏涛:医疗保险对相对贫困的缓解效应———基于CFPS四期数据123

表4替换被解释变量的面板Probit估计结果

相对贫困线4

相对贫困线5

相对贫困线6

医疗保险-0.207

-0.047

-0.212

-0.051

2.更换面板Logit模型

在被解释变量为二元虚拟变量时,运用Logit

模型进行估计也是常用的方法[38],故本文选择面

板Logit模型替代面板Probit模型,重新估计医

疗保险对相对贫困的缓解效应。由表5可知,在

三种相对贫困标准线下,居民参加医疗保险对相

对贫困的缓解效应均在1%的统计水平上通过了

显著性检验,医疗保险对相对贫困的平均边际效

应分别为-0.039、-0.046和-0.049。更换面

板Logit模型估计的结果与本文的基准模型回归

结果保持一致,表明估计结果是稳健的。

表5基于面板Logit模型的估计结果

面板Logit平均边际效应

医疗保险-0.376

(0.051)

-0.385

(0.048)

-0.373

(0.046)

(四)异质性分析

1.区域异质性

由于我国疆域辽阔,各个区域的资源禀赋、发

展背景和实施政策差异较大,本文根据国家统计

局公布的数据,基于各省的经济发展状况,通过设

置地区虚拟变量将中国家庭追踪调查涉及的25

个省(直辖市、自治区)划分为东、中、西三大区域

进行异质性分析[39]。将东部地区设置为基准组,

并生成中、西部地区和医疗保险的交互项来估计

中、西部地区居民参加医疗保险对相对贫困的缓

解效应。面板Probit模型估计结果如表6所示。

表6基于面板Probit模型的区域异质性回归结果

医疗保险(东部

地区)

-0.122

(0.044)

-0.020

-0.132

(0.042)

-0.137

(0.040)

医疗保险*中

部地区

-0.267

-0.312

-0.066

(0.010)

-0.296

(0.047)

-0.067

(0.011)

医疗保险*西

-0.307

(0.055)

(0.053)

-0.068

(0.012)

-0.251

-0.063

从表6可以发现,在三种相对贫困标准线下,

东、中、西部地区的居民参加医疗保险对相对贫困

的缓解效应均在1%的统计水平上通过了显著性

检验。相较于基准组的东部地区居民,中、西部地

124吉首大学学报(社会科学版)第45卷

区居民参加医疗保险使得个人陷入相对贫困的概

率下降得更多。在三种相对贫困标准线下,东部

地区居民参加医疗保险使得个人陷入相对贫困的

概率分别下降2.0%、2.4%和2.8%,中部地区居

民参加医疗保险使个人陷入相对贫困的概率分别

下降4.8%、6.6%和6.7%,西部地区居民参加医

疗保险使个人陷入相对贫困的概率分别下降

6.4%、6.8%和6.3%。

医疗保险对相对贫困的缓解效应为何在地区

之间存在如此巨大的差异可能的原因是不同区

域之间经济发展水平和财政支持力度差异较大。

根据国家统计局和民政部公布的数据可知,2018

年我国东、中、西部地区的国内生产总值分别为

50.6万亿元、22.4万亿元和18.4万亿元,人均可

支配收入分别为3.6万元、2.4万元和2.2万元,

人均民政事业费支出分别为254.3元、265.9元

和366.3元,资助参加基本医疗保险人数分别为

1280.5万人、2044万人和3367.8万人。一般

来说,经济发展水平高的地区基础设施建设更加

完善,医疗卫生设施更加完备,医疗水平更高,居

民更加倾向于到正规地点就医,居民陷入相对贫

困的风险更低。相较于东部地区,中、西部地区的

经济发展水平低,城乡医疗卫生设施不健全,居民

受教育程度普遍较低、可支配收入更低以及正规

就医的意愿不强使得陷入相对贫困的风险更大。

医疗保险制度以兜底性的作用保障中、西部地区

居民的就医权益,提高了居民的正规就医意愿,降

低了居民就医的成本,可以减少居民因病住院的

开支,增加居民的非医疗支出,改善自身身体状

况,降低了居民因病陷入相对贫困的风险。

2.城乡异质性

我国城乡二元户籍制度长期存在,使得农村居

民无法自由地向城市迁徙与居住。城乡经济发展

水平的巨大差异导致城市居民与农村居民享有的

基本公共服务存在极大的区别。为此,本文探究医

疗保险对城乡居民相对贫困缓解效应的差异,面板

Probit模型估计结果如表7所示。由表7可知,在

三种相对贫困标准线下,城镇居民和农村居民参加

医疗保险对相对贫困的缓解效应均在1%的统计

水平上通过了显著性检验。在三种相对贫困标准

线下,城镇居民参加医疗保险对相对贫困的平均边

际效应分别为-0.037、-0.045和-0.045,农村居

民参加医疗保险对相对贫困的平均边际效应分别

为-0.042、-0.050和-0.049。这说明,城镇居民

参加医疗保险使得个人陷入相对贫困的概率分别

下降3.7%、4.5%和4.5%,农村居民参加医疗保

险使得个人陷入相对贫困的概率分别下降4.2%、

5.0%和4.9%,从而验证了假说2。

为何医疗保险对相对贫困的缓解效应在城乡

之间存在显著差异可能的原因是我国长期实行

非平衡发展战略,强调工业优先发展、农业支持工

业发展的战略使得城乡之间发展差距越拉越大。

具体表现为城乡居民可支配收入差距巨大,农村

居民的医疗保险参保率不高,农村居民因病、因

学、因灾致贫的风险更大。另外,长期以来城乡之

间的教育水平和教育投入存在明显差距,进而导

致农村居民受教育水平不高,可行能力不强,加剧

了农村居民陷入相对贫困的风险。为应对城乡发

展失衡的状况,我国政府不断加大对农村居民的

支持力度,资助农村低收入群体参加基本医疗保

险,提高门诊和住院医疗救助资金总额;加大对农

村的教育支持力度,提高农村居民的受教育水平;

加强对农村居民的技术培训,增加就业机会,提高

劳动收入。这些政策的实施显著提高了农村居民

抵抗风险和创造收入的能力,大幅度降低了陷入

相对贫困的概率。

表7基于面板Probit模型的城乡异质性回归结果

城镇农村

医疗保险-0.037

-0.042

-0.045

-0.050

样本数303123456830312345683031234568

第1期李琼,夏涛:医疗保险对相对贫困的缓解效应———基于CFPS四期数据125

3.年龄群体的异质性

王哲通过实证研究发现,相对于青年群体,中

老年群体多种疾病的患病率和发病率日趋严重,

正规就医频率持续增加[40]。基于格罗斯曼的健

康资本理论关于年龄与健康资本折旧率成正比的

结论,本文根据样本年龄特征将16~44岁的居民

划定为青年群体,将年龄在45岁及以上的群体划

定为中老年群体,采用面板Probit模型估计不同

年龄群体居民参加医疗保险对相对贫困的影响效

应。估计结果如表8所示。

表8基于面板Probit模型的不同年龄群体的回归结果

青年中老年

医疗保险-0.026

-0.034

-0.031

-0.035

样本数254213945925421394592542139459

由表8可知,在三种相对贫困标准线下,青年

群体和中老年群体参加医疗保险对相对贫困的缓

解效应均在1%的统计水平上通过了显著性检

验,但居民参加医疗保险对相对贫困的影响程度

在不同群体之间存在差异,从而验证了假说3。

在三种相对贫困标准线下,青年群体参加医疗保

险对相对贫困的平均边际效应分别为-0.026、-

0.031和-0.034,中老年群体参加医疗保险对相

对贫困的平均边际效应分别为-0.034、-0.035

和-0.039。这说明青年群体参加医疗保险使得

个人陷入相对贫困的概率分别下降2.6%、3.1%

和3.4%,中老年群体参加医疗保险使得个人陷

入相对贫困的概率分别下降3.4%、3.5%和

3.9%。综合来看,在相同的相对贫困标准线下,

医疗保险缓解中老年群体相对贫困的效应更强。

正如格罗斯曼的理论所言,健康存量随着个体年

龄的增长不断下降,患病概率随着年龄的增长不

断提高。中老年群体参加医疗保险可以更好地减

少因病支付的医疗费用,减轻个人负担,降低因病

陷入相对贫困的风险,提高生活质量。

五、机制分析

(一)健康状况的中介效应

运用模型(2)-(4)进行中介效应检验的结果

如表9所示。从表9可知,模型中未加入中介变

量健康状况时,在控制其他变量的情况下,三种相

对贫困标准线下的医疗保险对相对贫困的影响在

1%的统计水平上显著为负。模型中加入中介变

1%的统计水平上显著为负,回归系数分别为

-0.192、-0.201和-0.194,说明存在中介效

应,即假说4成立。背后的含义在于,居民参加医

疗保险能够满足个人医疗健康需求,改善健康状

况,降低陷入相对贫困的风险。

表9基于健康状况的中介效应回归结果

相对贫困健康状况相对贫困

0.189

-0.192

(0.029)

-0.201

-0.194

健康状况-0.033

(0.024)

-0.030

控制变量控制控制控制控制控制控制控制控制控制

省份虚拟变量是是是是是是是是是

年份虚拟变量是是是是是是是是是

样本量648806488064880648806488064880648806488064880

(二)非医疗消费支出的中介效应

运用模型(5)-(7)进行中介效应检验的结果

如表10所示。从表10可知,模型中未加入中介

变量非医疗消费支出时,在控制其他变量的情况

下,三种相对贫困标准线下的医疗保险对相对贫

困的影响在1%的统计水平上显著为负。模型中

126吉首大学学报(社会科学版)第45卷

加入中介变量非医疗消费支出时,在控制其他变

量的情况下,三种相对贫困标准线下的医疗保险

对相对贫困的影响在1%的水平上显著为负,回

归系数分别为-0.195、-0.206和-0.202,说明

存在中介效应,即假说5成立。居民参加医疗保

险能够大幅度减少因病花费的费用,在居民收入

相对稳定的情况下,医疗费用的减少使得居民非

医疗消费支出增加,居民可以增加日常生活开支,

改善生活质量,增加人力资本的投资,抵御风险。

表10基于非医疗消费支出的中介效应回归结果

非医疗

消费支出

0.136

-0.195

-0.206

-0.202

非医疗消费支出-0.042

-0.036

(三)受教育状况的调节效应

本文根据居民受访时的最高学历依次将文

盲、小学、初中、高中(中专、技校、职高)、大专和大

学本科及以上从低到高赋值为1~6,构造受教育

状况的虚拟变量。运用模型(8)采用面板Probit

估计的回归结果如表11所示。

表11基于受教育状况的调节效应回归结果

医疗保险-0.221

-0.041

-0.229

-0.219

-0.234

-0.247

医疗保险*

从表11可知,在三种相对贫困标准线下,解

释变量医疗保险和调节变量受教育状况交互项的

回归系数均在1%的统计水平上显著为负,交互

项的平均边际效应分别为-0.011、-0.014和

-0.013,表明居民受教育状况能进一步强化医疗

保险对相对贫困的缓解效应,从而验证了假设6。

教育投入的提高使得城乡教育资源不断改善,改

变了城乡居民的教育观念,居民受教育水平不断

提升。受教育水平越高的居民获取的知识越多,

可行能力越强,在参加医疗保险减少因病支出的

同时能够更快恢复病后的创收能力,增强医疗保

险对居民因病陷入相对贫困的缓解效应。

2014、2016和2018年的四期数据,综合运用面板

Probit、CMP估计法和面板Logit等方法探究医

疗保险对相对贫困的影响,得出以下结论:参加医

疗保险能降低居民陷入相对贫困的概率,在相对

贫困线为家庭人均收入中位数的40%、50%和

60%的标准下,参加医疗保险使得居民陷入相对

贫困的概率分别下降3.9%、4.6%和4.8%。医

疗保险缓解相对贫困的效应呈异质性特征,东部

地区弱于中、西部地区,农村强于城市,中老年群

体强于青年群体。从影响机制可知,医疗保险通

过改善居民健康状况降低个人陷入相对贫困的风

第1期李琼,夏涛:医疗保险对相对贫困的缓解效应———基于CFPS四期数据127

险,通过增加居民非医疗消费支出降低相对贫困

发生概率;居民受教育程度强化了医疗保险缓解

相对贫困的效应。

对此,本文提出如下政策建议:第一,政府应

进一步加大公共财政对医疗保险的支持力度,持

续提高医疗保障水平。综合考虑经济社会发展状

况,适当提高医疗报销比例,提高医疗保险对相对

贫困的缓解效应。第二,加快实施医疗保险基金

全国统筹机制,提高地区之间以及城乡之间医保

待遇的均衡性。尽快推进医疗保险基金全国统

筹,逐步消除医疗保险待遇在地区之间以及城乡

之间存在的差异,使人民共享公平可及的健康服

务。不断提高城乡居民医疗保险的保障水平,加

大对农村医疗资源的投入,提高农村医疗服务水

平。第三,积极推进“健康中国”战略的实施,增进

人民福祉,提高人民的生活品质。在提高医疗保

民健康体检的财政支持力度,充分发挥社区医院

和农村卫生院在居民健康保障中的积极作用,提

高健康知识普及率,提升居民健康水平。第四,积

极应对人口老龄化,实施医疗保险制度“适老化”

改革。建立多层次、多元化的医疗保健体系,为老

年群体提供优质的、个性化的医疗服务。推动基

层医疗机构建设,加强家庭医生和社区护理服务,

为老年群体提供全方位的健康管理。

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TheAlleviatingEffectofMedicalInsuranceonRelativePoverty

—BasedontheFourIssuesofCFPSData

LIQiong,XIATao

(SchoolofBusiness,JishouUniversity,Jishou416000,HunanChina)

Abstract:UsingthedataofChinaFamilyPanelStudies(CFPS)in2012,2014,2016and2018,thispapermakesanempiricalstudyonthealleviatingeffectofmedicalinsuranceonrelativepoverty.Theresultsshowthatmedicalinsurancecaneffectivelyalleviatetherelativepovertyofresidents.Underthe

relativepovertylinesof40%,50%and60%ofthemedianhouseholdincome,theprobabilityofresidentsfallingintorelativepovertybyparticipatinginmedicalinsurancecanbereducedby3.9%,4.6%

and4.8%,respectively.Theeffectofmedicalinsuranceonalleviatingrelativepovertyisheterogeneous:theeasternregionisweakerthanthecentralandwesternregions,theruralareaisstrongerthan

thecity,andthemiddle-agedgroupisstrongerthantheyounggroup.Mechanismanalysisshowsthat

residentscanimprovetheirhealthandincreasenon-medicalconsumptionexpendituresoastoreduce

theriskoffallingintorelativepovertybyparticipatinginmedicalinsurance,andthegoodeducationof

residentscanfurtherstrengthenthealleviatingeffectofmedicalinsuranceonrelativepoverty.Inorder

togivefullplaytotheeffectofmedicalinsuranceinalleviatingrelativepovertyofresidents,weshould

furtherincreasepublicfinancetomedicalinsurance,speedupnationaloverallplanningmechanismof

第1期李琼,夏涛:医疗保险对相对贫困的缓解效应———基于CFPS四期数据129

文化学DOI:10.13438/j.cnki.jdxb.2024.01.012

长江文化在中华文明中的

价值定位及其当代传承

冷志明

摘要:国家文化公园建设是传承发展中华优秀传统文化的重大战略举措。长江国家文化公园建设要面向

跨区域联结、跨时空呼应、多形态呈现的庞大线性文化遗产,准确把握好长江文化的总体价值定位———中华

文明多元一体格局的标志性象征、中华民族绵延发展的重要战略支撑、中华民族对外开放交流的重要平台、

中国近现代革命进程的先声。立足新时代,应依托国家文化公园这一载体传承好长江文化,深入系统阐释好

长江文化蕴含的时代价值,保护根深叶茂、传承有序的文化遗产,传承多样竞辉、开放包容的文化特质,弘扬

创新超越、与时俱进的文化精神,厚植精勤内敛、家国天下的文化情怀。

关键词:长江流域;长江文化;长江国家文化公园;中华文明;历史遗存

基金项目:国家社会科学基金项目(21XJY022)

作者简介:冷志明,男,博士,吉首大学商学院教授,博士生导师。

一、问题提出

国家文化公园建设是传承发展中华优秀传统

文化的重大战略举措,是中国式现代化在文化建

设领域的全新探索。2017年1月,中共中央办公

厅、国务院办公厅印发《关于实施中华优秀传统文

化传承发展工程的意见》,提出“规划建设一批国

家文化公园,成为中华文化重要标识”。2019年7

月,中央审议通过《长城、大运河、长征国家文化公

园建设方案》。2020年1月,中央财经委第六次

会议明确谋划建设黄河国家文化公园。2022年1

月,国家启动长江国家文化公园建设,建设范围包

括长江干流区域、长江经济带区域,涉及上海、江

苏、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重庆、四川、贵

州、云南、西藏、青海等13个省区市。至此,我国

形成了长城、大运河、长征、黄河、长江五大国家文

化公园总体建设布局。2022年10月,习近平总

书记在党的二十大报告中强调“加大文物和文化

遗产保护力度,加强城乡建设中历史文化保护传

承,建好用好国家文化公园”,为推进国家文化公

园建设指明了方向[1]。

国家文化公园是中国遗产话语在国际化交往

和本土化实践中的创新性成果[2]。目前,国外还

鲜有研究。国内学者及时研究跟进。王学斌认

为,国家文化公园中“国家”是鲜明底色,“文化”是

内在灵魂,“公园”是基本定位[2]。李树信提出,国

*收稿日期:20231013修回日期:20231104

家文化公园具有保护传承、宣传教育、科学研究、

旅游休憩及社区发展等功能[3]。李飞、邹统钎认

为,国家文化公园是文化遗产保护的新模式、优秀

文化展示的新方式,旨在打造出全民族一致认同

的文化符号,成为联结各地方、各族群人民文化血

脉的纽带,从而最终形成全民族的文化认同[4]。

另外,高徍彬从地缘、文缘、情缘三个维度阐释国

家文化公园的文化内涵[5]。戴靖怡等认为,通过

文化旅游活动培育文化认同是国家文化公园建设

的重要内容[6]。秦宗财提出,要从生态、文化、产

业、社会、制度保障等五个维度推动国家文化公园

的发展格局[7]。具体针对长江国家文化公园,目

前国内外研究均很少。为数不多的研究中,任慧

认为,长江文脉在中国古代社会至现代社会的发

展演进中起到了至关重要的作用,要做好挖掘和

阐释工作,为长江国家文化公园建设扎好根、筑牢

基[8]。马勇、曾晓庆提出,科学建设长江国家文化

公园的关键在于建设路径,而提炼长江国家文化

公园的核心价值是构建建设路径的基础[9]。

内涵、功能价值、整体规划,较少系统、全面研究国

家文化公园文化遗产的保护、传承与利用。长江

国家文化公园是现有五大国家文化公园体系的重

要组成部分,其历史遗存和文化资源是典型的线

性文化遗产,具有“线贯性”和“区域性”特征,其保

护传承存在系统保护难、统一阐释难、综合利用难

的问题,应以系统思维对众多分散的文化资源进

行空间化整合、实施分区化管理,做到联动化展

示,形成整体效应。重视基于一种文化共同体意

识下内在精神内涵的提炼,阐释好各遗产节点共

同构成的文化功能价值以及对人类社会、政治、经

济等多方面产生的影响,是国家文化公园建设的

目的所在,即通过国家文化公园建设,集中打造中

华文化重要标志,以进一步坚定文化自信,充分彰

显中华优秀传统文化持久影响力、社会主义先进

文化强大生命力。基于此,本研究从长江文化(包

括长江各地域文化、历史文化、物质文化、精神文

化、红色文化等)中具有突出意义、重要影响、重大

主题的文化资源视角,借助长江国家文化公园这

一载体,系统阐释长江文化在中华文明中的总体

价值定位,探讨建好“公园”这个“体”,使“文化”这

个“魂”在当代得以充分展示、传承和弘扬。

二、长江文化在中华文明中的总

体价值定位

创新性建设国家文化公园是对中华文化作系

统性梳理之后的创新性建构,强调在整合各种文

化元素后突出体现整体性、共同性、持续性的国家

和民族意义。长江和长城、大运河、长征、黄河一

样,是中华文明的标识性符号,所孕育的中华优秀

传统文化是中华民族的“根”和“魂”。建设好长江

国家文化公园,必须根据其特有的文化内涵,阐释

好长江文化在中华文明中的总体价值定位,既寻

找共性,也要发掘特质,做到“各美其美、美美与

共”。

(一)中华文明多元一体格局的标志性象征

长江造就了从巴山蜀水到江南水乡的千年文

脉,是中华民族的代表性符号和中华文明的标志

性象征[10]。长江流域是中华文明多元一体格局

中极为关键和主要的文明地区,在很大程度上丰

富了中华文明的文化多样性[11]。

1.长江文化融入并促进中华文明一体化格局

长江与黄河两大文化在上中下游之间频繁联

系互动,清晰地揭示了长江文化融入并促进中华

文明一体化的历史进程。长江与黄河均发源于青

藏高原,为东西流向,是地球上相距最近的两条大

水系组成的鱼骨状网络实现了南北向的沟通,加

上人工运河的开凿,更使长江与黄河流域连成一

体,客观上有利于长江流域和黄河流域之间的交

往、交流,并且有利于中华文明得以在两大流域间

快速传播。自古以来,两大流域之间就有文化的

交流。如长江上游地区四川茂县的营盘山文化与

黄河上游地区甘肃临洮县的马家窑文化的交流,

陕西宝鸡的弓鱼国与四川广汉三星堆文化的交

往,黄河中下游地区的华夏、东夷部族与长江中下

游地区的苗蛮、百越部族的交往,以及长江下游良

渚文化影响到黄河中下游地区,良渚文化成为中

华文明“熔合”式发展阶段的第一个典型,等等。

另外,长江文化以稻作农业的发展为基础,依托长

江流域独具特色的自然地理条件,逐渐发扬光大,

第1期冷志明:长江文化在中华文明中的价值定位及其当代传承131

形成了蔚为大观的长江文化,并深度融入中华文

明一体化发展的格局中,如距今4300年前后,长

江下游的良渚文化和中游江汉地区的后石家河文

化对黄河流域的陶寺文化产生明显影响[12]。

2.长江流域各文化区域保持其文化特色并传

承至今

长江文化既有炎黄文化的共性,又有地域文

化的特性[13]。与黄河流域的广阔幅员不同,长江

流域各个区域的自然地理条件相对独立,山水阻

隔造就了长江文化丰富多元的区域文化特色。根

据流域内局部地区的多样性,长江流域内主要分

为三个主流文化区,即上游的巴蜀文化区、中游的

楚文化区、下游的吴越文化区,范围覆盖自然地理

上的长江流域和周边一些紧密关联的文化区域。

上游的新石器文化与地形地貌关系密切,中游的

文化遗址受江河水文变化影响明显,而下游的文

化特色则与海洋气候及湖沼水文关系密切。每个

文化圈内部在很多方面又形成一个相对完整的区

域文化体系。千万年来,长江串联、沟通三个文化

区,三个文化区形成了你中有我、我中有你的交融

与和合。可以说,长江文化在很大程度上丰富了

中华文明的文化多样性[12]。

3.长江与黄河在中华文明起源发展中具有互

补关系

长江文化的起源与形成,体现了长江文化与

黄河文化在中华文明起源发展中的互补关系。长

江流域自商代早期正式进入文明阶段,是黄河流

域商文化最强大、最具有外扩能力的时期,而长江

流域在接受了黄河流域的影响之后,又反过来影

响和带动黄河流域的发展。长江中游湖北黄陂盘

龙城遗址中早商城址、宫殿、手工业作坊、贵族墓

葬等遗迹的发现,表明商文明曾经向南传播。长

江下游及上游古国遗址中青铜器、玉器的制作与

使用发现,表明早期黄河文化对长江文化的形成

发展发挥了重要的作用。中国历史上,由于自然

灾害、战乱等,黄河流域尤其是中原地区人口多次

大量迁入长江流域,大量人力和人才资源的加入,

促进了长江流域的开发与发展。当长江流域社会

稳定,经济文化得到发展甚至后来居上时,长江流

域又反哺黄河流域。如魏晋南北朝到唐、宋时期,

少数民族入侵中原、农民战争以及地方政权叛乱

等重大战乱,使中央政权曾经往南迁移到长江流

域。抗日战争时期,黄河流域尤其是中原地区的

许多中国人迁移至长江流域地区,如上海、南京、

重庆等。当代,“南水北调”工程缓解了水资源短

缺制约北方地区经济社会发展的局面。这种互为

相互支持的战略关系,使中华文明得以生生不息、

传承至今。

(二)中华民族延绵发展的重要战略支撑

历史上,长江流域在政治、经济、军事等方面

有着不可替代的意义,为大一统国家的建立发展,

以及中华文化基因的延续提供了重要战略支撑。

1.长江流域为大一统国家提供厚实的物质

基础

长江流域以丰富的物质资源为历代中原王朝

实现国家统一与政权稳定提供强大的物资条件。

长江上游的巴蜀地区,早在战国时期,司马错称:

“得其地足以广国……其财足以富民缮兵”[14]。

秦选择先“南下”再“东进”的战略,取巴蜀作为大

后方,以丰富的资源为依托顺江而下直击楚国。

中下游地区,从唐代起,长江流域稻米总产量开始

超过小麦和粟类,南方稻米开始大量北运,长江流

域成为支撑北方黄河流域中央政权存活与发展的

重要粮仓,故有“三秦之人、待此而饱,六军之众、

待此而强”,“江淮田一善熟,则旁资数道,故天下

大计,仰于东南”的说法。这一趋势发展至后世,

便是南宋时期的“苏湖熟,天下足”和明清时期的

“湖广熟,天下足”[12]。江南的专业化市镇与生产

分工亦进一步细化,国家财用也更依赖当地。长

江流域留存的大量农业文化遗产及与农耕社会相

适应的文物遗存、历史文化名镇名村和传统村落,

充分说明了长江流域在大一统国家经济社会发展

中所扮演的不可或缺的重要角色。

2.长江流域为大一统国家提供有利的能源

支撑

长江流域在盐、铁、铜等重要能源物资供应方

面有着突出的战略地位。盐业作为历代历朝的支

柱性产业,与关税、田赋一起被视为国家财政之

其中井盐覆盖区域主要是长江中上游,包括四川、

重庆、湖北、湖南、贵州、云南等地区,其产区尤以

川东地区为主。长江流域也是历史上西南地区的

132吉首大学学报(社会科学版)第45卷

冶铁中心,自东汉时期开始设立铁官,为历史时期

的武器装备和农具制作提供了重要的保障。至今

在四川古临邛境内的邛崃、蒲江留存了大量汉代

冶铁遗迹和遗物。在中游地区,历史上三国东吴

孙权、隋炀帝杨广相继在湖北大冶铸过刀剑、铁

钱。近代在长江中游则诞生了当时亚洲最大的钢

铁联合企业———汉冶萍煤铁厂,成为洋务运动时

期兴办实业的重要战略举措。与盐铁相比,长江

流域的铜矿富集度更加突出,尤其是长江中下游

铜矿带居于全国铜矿资源首位。现存大冶铜绿山

古矿冶遗址是现已发现规模最大的一处古铜矿遗

址,江西瑞昌铜岭古矿矿冶遗址则证明了中国大

规模开采铜矿的历史至少已有三千余年。安徽铜

陵采冶铜的历史始于商周,盛于汉唐,延绵3500

余年,素有“中国古铜都”之称,其开发一方面极大

促进了楚、吴、越等地方政权的快速崛起,另一方

面推动了中原势力的南下,为祭祀与战争提供了

重要的物质基础和国家实力象征[12]。

3.长江流域是大一统国家重要的战略要冲

长江流域攻防一体的特点,使其不仅是中原

王朝对外进攻的据点,也是政权分裂时期的兵家

必争之地,更是中原政权受到入侵时退守的防线。

长江流域是历代中原政权经营与争夺的关键。长

江上游的岷江流域,因其地处藏羌夷走廊的重要

位置,故自秦开始在此区域建立行政机构,至西汉

设置汶山郡,再到唐末牵制吐蕃兵力取得维州之

也最激烈的地方就是荆州。这些都体现了长江流

域的军事战略地位。长江不仅对于中国内部统

一,而且对于抵御“外族进攻”都具有重大的战略

价值。南宋之后,中国的南北战事沿长江由东南

向西南转移,长江的防御作用日渐重要。公元13

世纪,宋军利用长江上游的自然地势,修筑了以重

庆钓鱼城为代表的“蜀中八柱”,极大地牵制了以

善骑射著称的蒙军兵力,改变了蒙古南侵宋朝的

军事计划。抗日战争时期,在陆路几乎面临日本

侵略者阻截的情况下,长江水道显示其重要的价

值,长江也成为正面战场最集中的对抗之地,一系

列重要的会战均发生在长江沿线的城市;长江航

运在抗日战争防御、相持、反攻等阶段发挥了重要

交通命脉的特殊作用。

(三)中华民族对外开放交流的重要平台

长江流域在历史上就有同海内外保持紧密经

济、文化联系的优良传统,与具有开放性特征的长

江文化一同持续推动对外开放交流,成为中外经

济联系、贸易往来与文化交流的前沿和高地。

1.经济社会发展的“大动脉”

被誉为“黄金水道”的长江,其航运的开发利

用从古至今持续不断,形成了长江上下游之间的

重要交流通道。自古以来,长江一直是中国的黄

金水道,在内河水运史上占有极为重要的地位。

便利而发达的水上运输使得长江流域内部即使有

山水阻隔,依然可以实现经济与物资互补。唐代

时,号称天下最繁华的扬州、易州(成都),商贩千

艘,往来其间,呈现出粮、盐、茶、丝等货物大量运

输的盛景,实现长江流域内物资互补。明清时期

长江下游地区主要种桑养蚕,农业作物主要依赖

于中游的两湖地区,繁兴的民营航运取代官航,为

自发的商品经济服务,实现了流域内经济互补。

期间,江南制造业得以发展,其产业向南扩展到嘉

兴、杭州等地,向北扩展到苏州、太仓、常熟、无锡、

江阴,形成纺织工业带。崛起的许多城镇,促进了

江南城镇化,如镇江、扬州作为长江和京杭大运河

的交汇处,形成了著名的商埠城镇,一定程度上带

动了中国南北方物产流通和文化交流。除此之

外,长江下游沿江的口岸城市得到了较快的发展,

如有着中国近代第一城之称的南通,在实业家张

謇的推动下,开辟了新工业区和港区,建立了多核

心的城镇体系,旧城内修道路、兴学校、辟商场、建

博物馆等,现在还遗存了大生纱厂、南通博物院等

重要的文化遗产。长江这条“大动脉”,不仅促进

了大一统国家经济社会发展,也塑造了长江沿岸

城市的基本形态,形成了大量的城市历史文化

遗产。

2.对外开放的“大通道”

长江具有江海相通、河湖相连的天然优势,为

对外开放、加强同海外各国经济联系和贸易往来

创造了得天独厚的有利条件。战国初期,一条由

成都出发,经云南进入南亚和东南亚的南方丝绸

之路(唐蕃古道)开通,对于建立古代中国与南亚、

西亚及西欧各国的互通关系产生了重大影响。与

此同时,古蜀先民将产于成都的蜀锦运往长安,再

第1期冷志明:长江文化在中华文明中的价值定位及其当代传承133

通过北方丝绸之路(河南道)运往西域、中亚和世

界其他地方,长江流域实现了南北方丝绸之路的

间接连通。秦汉时期,茶马古道与海上丝绸之路

陆续开通。汉代形成的茶马古道,从四川雅安出

发到达尼泊尔、印度等国,带去了四川雅安茗山

茶。宁波在汉代墓葬中出土的玛瑙、琉璃锁等舶

来品,证明了在东汉晚期“海上丝绸之路”已经开

通。唐宋元时期随着全国经济中心的南移,以及

海上丝绸之路的不断发展,对外交往的中心也逐

渐南移至长江流域,长江流域与海外经济贸易达

到新的高潮,东海已直接开辟了越海直接东渡日

本的航线,南海线已从广州经南海抵达波斯湾的

巴士拉港,将长江流域的陶瓷、丝绸等手工业产品

贩卖到东南亚、南亚及西亚阿拉伯地区。明朝时

期,长江流域的南京作为郑和下西洋的起点,将海

外贸易推到了顶峰。郑和船队将江西景德镇的瓷

器、苏州的丝织品等精美的物品带到了亚非30多

个国家和地区。近代中国,长江流域良好的地理

优势、厚重的文化基础和工商传统,直接促进了长

江流域工业、商业、城市建设等的发展,并成为推

进中西文化交流、积极吸收世界文明成果的前沿

阵地。第一次鸦片战争后,上海及汉口、九江、南

京、镇江、宜昌、重庆等长江内陆港口陆续“开埠”,

外资开始沿长江流域建立工厂、矿场等生产基地,

由此拉开了中国近代工业化的序幕,并逐步建设

成为中国近现代工业的聚集区,对全国工业生产

产生深远影响。洋务运动开创的江南机器制造

局、安庆军械所、湖北枪炮厂、上海织布局、上海轮

船招商局等项目俱成了中国近代化军事工业与民

用工业的开端[12]。

3.文明交流互鉴的“大平台”

长江流域广阔的地域、复杂的环境、丰美的水

土、富饶的资源,为当地人民创造璀璨文明提供了

良好的地理基础。以稻作、丝织、茶业、瓷器、园艺

等为代表的中国传统智慧结晶通过长江航运向外

传播,使长江流域成为中华文明延绵不断向外辐

射的重要平台。长江中下游地区是世界上最早驯

化水稻的地区,也是稻作农业的发源地。在江西

万年仙人洞发现的目前我国最早的陶片以及野生

稻和人工稻的植硅石,证实了长江中下游地区是

人类稻作农业的一个重要发祥地[15]。长江流域

是丝绸的重要发源地,诞生了世界上已知年代最

早的丝织品。早期四川地区的蜀锦就成为对外贸

易的热销货物,唐代时还曾被唐皇室作为国礼赠

予前来交流的日本遣唐使。明清以后,浙江湖州

府出产湖州蚕丝全国闻名,向外远销至日本、南洋

等地。长江流域的西南地区是茶叶的原产地,也

是最早出现人工栽培茶树的地区。《茶经》的出

现,标志着中国长江流域不仅是茶叶的发源之地,

而且是茶艺、茶道理论总结之地。元代以后,中国

茶叶行销海外,输入欧洲。明清时期,欧洲的饮茶

之风催生了延续三个多世纪的中俄“万里茶道”。

长江流域是陶瓷的故乡。从中晚唐起,陶瓷成为

中国的标志,以长江流域瓷器为代表的中国瓷器

逐步取代丝绸,成为海上丝绸之路最主要的大宗

外销货品,并逐渐融合到海上丝绸之路沿线各地

的社会生活中,对西方艺术产生了深远的影响。

长江流域的江南园林以其独特的代表性在中国古

典园林的发展脉络中占据了十分重要的地位,以

苏州为最,其代表有拙政园、留园、沧浪亭、沈园与

梦溪园等。园林文化以独特显赫的人文表现立于

世界园林之首,对东亚、南亚各国园林的影响很

大,堪称东方园林的代表。唐宋元时期随着全国

经济中心的南移,以及海上丝绸之路的不断发展,

对外交往的中心也渐次南移至长江流域。长江文

化与海外文化的交流达到新的高潮,文化辐射邻

近的朝鲜、日本、越南、印度及中亚、西亚等国家和

地区,乃至欧非大陆[12]。

(四)中国近现代革命进程的先声

以鸦片战争为起点的中国近现代社会迄今不

足两百年,却是长江流域变动、变革最为深刻的时

期。侵略与抵抗、屈辱与雪耻、挑战与应对,构成

了近现代长江历史的旋律。

1.长江流域是中国近现代探索救国道路的主

要区域

长江流域是中国旧民主主义革命时期各阶层

开展救亡图存运动、探索救国道路的主要区域。

1842年在南京,清政府与英国签订了《南京条

约》,使中国开始沦为半殖民地半封建社会的国

家,之后历史风云在长江流域激荡。以曾国藩、李

鸿章、左宗棠等人为代表的洋务派,掀起“师夷长

技以自强”的洋务运动,开启了中国近代化的历

134吉首大学学报(社会科学版)第45卷

程。由于便利的水上交通和优厚的地理条件,长

江一带首先成为洋务运动的重要基地。这一时

期,洋务派创办了大批近代军事工业和民用工业,

对中国近代工业的空间格局产生了重大影响。随

着资产阶级民主革命在全国蓬勃兴起,长江流域

迎来了资产阶级民主革命的新时代。湖北、四川

等地大批军事学堂开始出现,长江军事文明成为

近代中国演进的有力武器,继而向工商、教育、社

会生活等方面继续发生递变,较全面地推动着近

代社会的变革,推动了辛亥革命的爆发。武昌起

义中起义军掌控武汉三镇,加快了清政府退出历

史舞台的步伐。上海《新青年》杂志的创办拉开了

新文化运动的序幕,长江流域成为这一文化革新

探索救国道路上的长江人才群体。

2.长江流域是中国共产党领导和推进中国革

命的前沿阵地

中国共产党倡导和领导中国革命,其发祥地

和早期的主要根据地均在长江流域。受长江文化

的滋养,后期的重要活动也多是在长江流域展开。

长江流域是中国共产党早期活动的最主要区域。

在上海法租界和浙江嘉兴南湖召开的中共一大,

标志着中国共产党的正式成立,“红船精神”成为

中国革命精神之源。在长江流域进行的中共二

大、四大、五大,让中国共产党领导下的中国革命

成为救中国的唯一道路。南昌起义打响了反抗国

民党反动派的第一枪,揭开了中国共产党独立领

导武装斗争和创建革命军队的序幕。在湖南、江

西两省边界罗霄山脉中段创建的第一个农村革命

根据地———井冈山革命根据地,点燃了工农武装

割据的星星之火,为中国革命走上农村包围城市、

武装夺取政权开辟了新的道路。在长征期间,长

江上游省份是红军活动的主要范围,红军跨过的

24条大河中,金沙江、岷江、嘉陵江、湘江、乌江等

重要的支流均与长江相连,创造了强渡乌江、巧渡

金沙江、强渡大渡河、飞夺泸定桥等可歌可泣的壮

丽史诗。抗日战争时期,长江流域是中日争夺的

战略重点,淞沪会战、武汉会战、衡阳会战、石牌保

卫战、江阴会战、南昌会战等一系列关键的战役均

发生在长江沿线。同时,以中国共产党领导的新

四军为主导,在华中地区开辟了抗日根据地,涌现

出江北挺进队、江南义勇军等在敌后战场发挥重

要作用的队伍。而以重庆为代表的抗战大后方,

为抗战提供了全方位的军事与物资支持。以西南

联大为代表的历史遗存,更是见证了中华民族这

一特殊时期的苦难和刚毅精神。解放战争时期,

长江以南地区作为国民党政权的主要势力范围,

经历了重庆谈判、渡江战役、南京解放等重要事

件,见证了解放战争最终的胜利[12]。

三、长江文化的当代传承

习近平总书记在文化传承发展座谈会上强

调,只有全面深入了解中华文明的历史,才能更有

效地推动中华优秀传统文化创造性转化、创新性

发展,更有力地推进中国特色社会主义文化建设,

建设中华民族现代文明。建设长江国家文化公

园,要明确长江文化的价值定位,准确把握长江文

明融入并促进中华文明一体化的格局,准确把握

长江流域在中华民族延绵发展、对外开放以及革

命进程中的重要地位,保护好长江文物和文化遗

产,深入系统阐释好长江文化蕴含的时代价值,打

造文化标识,讲好中国故事,延续历史文脉,坚定

文化自信,为实现中华民族伟大复兴的中国梦凝

聚砥砺前行的力量。

(一)保护根深叶茂、传承有序的文化遗产

长江文化根深叶茂,传承有序。从文化上说,

最早的石器、陶器、人工栽培稻、瓷器、全木构建

筑、漆器、大型水利工程与人工运河、成系列的玉

工艺、道家文化等,都产生于长江流域,其文化根

脉之深厚、体系之绵长,世界瞩目[16]。根据国家

文物局《关于长江文物和文化遗产保护利用研究

报告》,长江国家文化公园沿线文物及文化遗产丰

富多样,仅长江经济带所在的11省市有不可移动

文物30.6万余处。一是遗存承载的文化,以“物”

为基础,载体主要是长江文物遗存、水工遗存、长

江附属遗存等。其中,长江文物包括长江流域的

古代文物、近代文物及中国共产党百年历程中形

成的革命文物等。建设长江国家文化公园,应对

“遗存承载的文化”突出管控保护,通过实体或数

字化形式,向人们展示千年长江的真实印记。二

是流淌伴生的文化,以“人”为基础,载体主要是非

第1期冷志明:长江文化在中华文明中的价值定位及其当代传承135

物质文化遗产,包括农耕文明、生产技艺、手工技

艺和饮食文化等。建设长江国家文化公园,“流淌

伴生的文化”应通过加强保护实现文化的传承发

展,保护中突出活化利用,活化非物质文化遗产,

使其成为人们日常生活中喜闻乐见的文化内容。

域在历史中沉淀、升华而成的哲学思想、艺术成

就、文化精髓和价值观念等。如以白鹿洞书院、岳

麓书院等为代表的古代儒家遗产,以黄鹤楼、滕王

阁、岳阳楼等为代表的文学艺术纪念地,以东连岛

东海琅琊郡界域刻石、孟孝琚碑、焦山碑林等为代

表的碑刻书法艺术,以宁海古戏台、湘昆古戏台等

为代表的戏曲艺术,以乐山摩崖造像、栖霞山千佛

崖、大足石窟等为代表的石刻艺术等。这些文化

遗产昭示着长江流域精彩纷呈的思想文化艺术成

就与文明高度。建设长江国家文化公园,应加强

对“历史凝结的文化”的保护,在保护中传承与创

新,继承和弘扬优秀传统文化,推进传统文化与现

代文明的融合对接,使传统文化创造性地转化为

建设社会主义文化强国的力量。

(二)传承多样竞辉、开放包容的文化特质

长江文化多样竞辉,开放包容。长江贯通东

西、连接沿海与内陆,长江流域地理单元复杂,基

于人地互构关系角度看,从这种文化生态中培育

出来的史前文化就呈现出多样竞辉的格局。上游

巴蜀文化、滇文化、夜郎文化,中游楚文化,下游吴

文化、越文化等各有特色,和黄河流域同时期的

“封邦建国”文化相比,多样竞辉的特点更为显著。

长江流域在政治上长期处于非中心地位,其移民

文化、工商文化中文化的包容性更为明显。长江

通江达海,与“海上丝路”有共生关系,因而“海纳

百川、货通四海”的特征更为强烈[17]。长江在中

国版图上如一条横贯东西的轴线,出世界屋脊,跨

峻岭险滩,纳百川千湖,连接起锦绣壮美的华夏大

地,孕育了源远流长的长江文化,形成了跨区域跨

文化跨古今的线性文化遗产。这些文化遗产不仅

有物质层面的如自然山水风光、文物古迹等,还有

精神层面的如哲学艺术、价值观念、风土人情、生

中华大地的古与今,赋予了长江文化宏远、竞进、

开放、包容的精神特质[18]。建设长江国家文化公

园,要面向跨区域联结、跨时空呼应、多形态呈现

的庞大的历史文化遗产,最直观的目的是在长江

沿线形成一个外在边界范围清晰、内在空间布局

分明的文化坐标,借鉴公园的生成机制、组合原

理、“构图法则”等,用公园空间的布局去统筹文化

内容,用“廊、带、区、点”的公园形态去梳理和提取

文化,做到以形立意、以象示意,以实现传统文化

与现代文明相连接、中华优秀传统文化同当代社

会相适应,生动呈现、彰显中华文化永恒魅力和时

代价值[20]。相较于单体遗产的地方性格局,长江

国家文化公园应营造一种“天下”意境,让国民意

识到中华文化在形式上“多元一体”“和而不同”,

在气度上“汲古慧今”“兼收并蓄”[20],促进各民族

交往交流交融,引导各族人民牢固树立休戚与共、

荣辱与共、生死与共、命运与共的共同体理念,使

各民族人心归聚、精神相依,使铸牢中华民族共同

体意识植根各族群众心灵深处,国家意识、公民意

识显著增强,共同构筑中华民族共有的精神家

园[20]。立足中华文化之根基,长江国家文化公园

要面向世界展示“中国印象”,提升文化软实力,传

递“人类命运共同体”的中国智慧与世界情怀[4]。

(三)弘扬创新超越、与时俱进的文化精神

长江文化创新超越,与时俱进。考古发现,世

界最早的水稻遗存在长江中游的湖南道县玉蟾

岩,距今约1万年,不仅早于黄河流域已发现的

稻谷遗迹,而且比国外已知的稻谷遗存即印度北

方邦安拉阿巴德市马哈加拉遗址的稻谷遗迹约早

4000年[19]。史前的良渚文化开启五千年中华文

明之先河,商周的三星堆文化面貌奇异,春秋战国

的荆楚文化缤纷多彩,吴越文化敢于争霸中原,唐

代的“扬一益二”,宋代的“上有天堂、下有苏杭”,

明清“心系天下,敢为人先”的湖湘文化[16]。这些

均展现了创新超越、与时俱进的长江文化精神。

特别是长江文化在形成与发展过程中,始终保持

旺盛的文化创造活力,人文大师层出不穷,学派、

画派、书派、王阳明心学、朱熹理学、道学、佛教禅

学等,占据中国的文化高峰地位。近代以来,地区

流域的教育、工商、思想俱领时代之先[16],洋务运

动、维新运动、科学救国、教育救国、实业报国等,

促进了工业、商业、城市建设等发展,并成为中西

文化交流、积极吸收世界文明成果的前沿阵地。

136吉首大学学报(社会科学版)第45卷

当代中国,长江流域不论是在国家的经济方面还

是文化方面都具有重要地位,如长江经济带目前

的经济总量已接近全国的五成,可谓举足轻重。

建设长江国家文化公园,要深入领会习近平总书

记在进一步推进长江经济带高质量发展座谈会上

的重要讲话精神,要坚持创新引领发展,要提炼创

新超越、与时俱进的长江文化精神主题,打造优秀

的长江文化IP;要深入挖掘与阐释长江文化精神

的当代价值、鲜明特色、精神内核、多元形态,把长

江文化精神放在文化自信建构中进行理论升华,

放在中华民族伟大复兴不可逆转的历史征程中进

行理论升华[20]。长江国家文化公园建设要把握

好沿线不同区域文化的关联点,善于在大时空下

表达小时空的故事,昭示人们只有与时俱进、勇于

创新,才能应对“百年未有之大变局”,只有准确识

变、科学应变、主动求变才能引领时代潮流。

(四)厚植精勤内敛、家国天下的文化情怀

长江文化精勤内敛,家国天下。长江流域从

远古时代开始就有精于工艺的文化特点。茶道、

丝绸、园林、漆业、雕刻、印刷、瓷器、文房用器、硬

木家具等均在长江流域形成体系。其中许多作品

精巧精美,既入驻宫廷也传艺海外。长江文化自

古以来就传承着家国天下的民本情怀,人称“南方

夫子”的言子得其师孔子“大道之行、天下为公”的

理想,屈原的爱国忧国意识,东林书院“家事国事

天下事事事关心”的理念,范仲淹“先天下之忧而

忧、后天下之乐而乐”的忧乐精神,顾炎武“天下兴

亡、匹夫有责”的决心,晚晴魏源、曾国藩、左宗棠、

康有为、梁启超、谭嗣同、蔡锷等人的家国情怀,以

及从辛亥革命、新文化运动、中国共产党成立,到

新中国建立等,无数先贤“敢教日月换新天”的宏

伟壮举,都是长久鲜活于这片流域的人文血

脉[16]。特别是长江流域系中国共产党领导和推

进中国革命的先声,毛泽东、周恩来、朱德、刘少

奇、邓小平等,无数先贤为人民谋幸福、为民族谋

复兴,勤勉奋进,胸怀天下,壮志动天地,业绩垂千

秋。建设长江国家文化公园,要传承利用好长江

流域“精勤内敛、家国天下”的文化遗产和资源,在

新时代全面释放其价值效能。“精勤内敛”文化遗

产保护和传承方面,应建设好传统文化生态区,树

立文化遗产与自然山水和谐共生的理念,注重维

护周边风貌的纯朴性、完整性、延续性,重点打造

有历史、有情怀、有记忆、有故事的历史记忆标识,

形成新时代“精勤内敛”的精品力作。“家国天下”

文化遗产保护和传承方面:一是要建设好主题展

示区,重点打造特色展示点、集中展示带和核心展

示园;二是要深化价值阐释,把长江国家文化公园

所承载的“家国天下”情怀的精神标识提炼与展示

出来,把具有时代价值的文化精髓提炼并展示出

来;三是要强化内容建设,构建以展览展示为基

础、数字业态为重点、IP开发为支撑的多样化内

容供给体系;四是要坚持以文化人、以文育人,聚

焦服务群体,消除文化供给堵点、痛点。对青少年

群体和社会大众要结合他们的认知特点[20],把长

江国家文化公园建设成为开展爱国主义教育的

“大学校”,以优秀的长江文化来滋润人、感染人、

教育人,让广大青少年和社会大众接受长江文化

的熏陶,在长江国家文化公园建设中凝聚奋进新

时代的精神力量。

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(责任编辑:陈伟)

TheValueOrientationandContemporaryInheritanceof

YangtzeRiverCultureinChineseCivilization

LENGZhiming

(BusinessSchool,JishouUniversity,Jishou416000,HunanChina)

Abstract:Theconstructionofnationalculturalparksisanimportantstrategicmeasuretoinheritand

developthefinetraditionalChineseculture.TheconstructionofnationalparkswithYangtzeRivercultureastheirthemeshouldbeorientedtothehugelinearculturalheritagethatcrossesregions,transcendstimeandspace,andpresentsmultipleforms.WeshouldaccuratelygrasptheoverallvalueorientationoftheYangtzeRiverculture,whichistheiconicofChinesenationandthepluralisticandintegratedsymbolofChinesecivilization,theimportantstrategicsupportforthecontinuousdevelopment

oftheChinesenation,theimportantwindowfortheopeningandcommunicationoftheChinesenation

shouldrelyonthecarrierofthenationalculturalparkstoinherittheYangtzeRiverculture,deeplyand

systematicallyexplainthetimevalueofit,protectthedeep-rootedandorderlyculturalheritage,and

inherititsculturalcharacteristicsofdiversity,opennessandinclusion.Weshouldcarryforwardinnovationandkeeppacewiththetimes,beingdiligentandintroversiveandhavingastrongersenseofpride

inbeingChinese.

Keywords:YangtzeRiverbasin;YangtzeRiverculture;nationalparkswithYangtzeRivercultureas

theirtheme;Chinesecivilization;historicalrelics

138吉首大学学报(社会科学版)第45卷

新时代·新青年·新学术:博士生论坛DOI:10.13438/j.cnki.jdxb.2024.01.013

青年马克思与费尔巴哈哲学关系重思

———以《黑格尔法哲学批判》为中心*

孙嘉丞

(清华大学哲学系,北京100084)

摘要:在《黑格尔法哲学批判》中,青年马克思察觉到了黑格尔哲学中理论与现实的分裂,致力于解答“物质

利益难题”。他受到费尔巴哈唯物主义引发的社会风潮影响,从费尔巴哈对唯心主义宗教神学的批判中获得

启示,吸收其“颠倒”的批判角度,赞同其融合自然科学的理念,二者在外化、类本质、“法国精神”等多个方面产

生了人本主义的共鸣。但青年马克思也超越了费尔巴哈哲学,他重视历史、政治领域,在社会历史观上坚持

彻底的人民立场的唯物主义历史观;在哲学基本概念上推进辩证法,实践与唯物主义的有机结合;在宗教批

判上强调宗教问题根植于社会物质基础和生产关系。因而,青年马克思的思想全貌并不是费尔巴哈哲学,费

的研究。青年马克思注重吸收多种时代理论和思想传统,从一开始就走上了一条自主自觉的综合创新道路。

这一结论符合马克思、恩格斯、列宁等的经典论断,对新时代重新思考青年马克思的思想历程问题,不断推动

马克思主义中国化时代化有着重要意义。

关键词:青年马克思;费尔巴哈;《黑格尔法哲学批判》;唯物主义;哲学

基金项目:国家社会科学基金青年项目(21CKS044)

作者简介:孙嘉丞,男,清华大学哲学系博士生。

《黑格尔法哲学批判》(以下简称《批判》)是马

克思思想发展历程中的一部重要著作,是考察青

年马克思思想的基础文本。一般认为,青年马克

思及其早期文本群的研究主题之一是以唯物主义

哲学来批判黑格尔的唯心主义哲学体系。而作为

德国唯物主义代表人物的费尔巴哈,对马克思产

生了深远影响,其哲学思想是马克思主义发展的

一般来说,《批判》被认为是研究青年马克思

与黑格尔思想关系的重要文本。学界将《批判》与

黑格尔哲学、马克思主义等进行比较研究,产出了

较为丰富的成果。随着研究的不断深化,费尔巴

哈在《批判》等早期文本中对青年马克思产生的诸

多影响凸显了出来。因而,青年马克思思想与黑

格尔、费尔巴哈哲学的关系问题,尤其是青年马克

思是否仍局限在费尔巴哈人本主义思维之中,成

为讨论马克思早期文本的一个重要问题。

包括苏联学者在内的部分国内外学者认为马

克思存在着认识论断裂[1]13和彻底转变[2]416的时

期,而《批判》正是青年马克思转向费尔巴哈人本

*收稿日期:20230825修回日期:20231110

唯物主义哲学[3]的尝试,此时的马克思与费尔巴

哈几乎站在同样立场上[4]49;也有人否认费尔巴

哈哲学对马克思主义发展的影响[5]3,认为此时的

马克思仍处于黑格尔哲学中,只是向唯物主义“过

渡”[6],前后期逻辑不一[7]35,是很不成熟的马克

思[8]18。也有一部分学者高度推崇早期文本,甚

至认为“一个新的马克思”诞生了,青年马克思才

是他成就的高峰[9]374,他们高度评价《批判》等早

期著作在马克思思想史上的地位[10]547。这也就

制造了“两个马克思”对立的情况,将青年马克思

置于马克思主义之外,甚至塑造出一个青年马克

思的神话。不过,“断裂完成说”“纠缠过渡说”“理

论高峰说”等各种观点,都明确认为《批判》是反映

青年马克思与费尔巴哈哲学之间关系的重要文

本。这为我们在一部以黑格尔为主要研究对象的

文本中,重新思考其与费尔巴哈哲学的关系指明

了讨论方向,提供了研究背景。

如何客观理解费尔巴哈哲学之于青年马克思

思想的意义是否应该认为青年马克思是一个费

尔巴哈哲学者面对这个看似古老的问题,我们

有可能会陷入一种“泡咖啡”式的误区———“混合

的‘比例’仍可以是或多或少地有所区别的,仿佛

问题就在于一杯水中究竟应当放多少糖并且应当

放多少咖啡才合适一样。”[11]3这也就是为什么我

们需要重新探讨青年马克思与费尔巴哈在何种层

面上达成了思想的共鸣,并探索《批判》在马克思

主义历史进程中的准确定位。

为此,我们既要充分理解费尔巴哈哲学对青

年马克思及马克思主义发展带来的重要意义,又

要以审慎的态度避免将二者的哲学、思维方式混

为一谈,要去积极捕捉《批判》中那些透露出马克

思主义光辉的荧光点,深入理解青年马克思紧扣

历史现实而为新思想的火种不断吸取能量的理论

道路,准确把握走在马克思主义道路上的青年马

克思思想。

一、《批判》的写作背景与内容

概述

马克思写作《批判》等著作,开启理论批判创

新之际,正是资本主义迅速发展,人类文明释放巨

大能量的时代。时代急剧变动,资本主义正推动

人类历史发生前所未有的变化。

(一)旧哲学与现实分裂初显

考察人的认识能力及其可靠性,论述以思维

与存在关系为基础的有关命题、逻辑等是近代哲

学发展的主要方向之一。而德国古典哲学对近代

以来的时代问题,尤其是对近代哲学的有关命题

作出了深刻的回应。其中黑格尔和费尔巴哈分别

是德国唯心主义和唯物主义路径上的两位重要思

想家。

黑格尔的哲学体系致力于解决绝对同一和绝

对差异的矛盾问题,他肯定主客体绝对同一,但他

认为从无意识到能动自觉的过渡,不是通过偶然

的感性开关,而是依赖理性和概念,从而具备普遍

必然性的过程。概念、逻辑是普遍必然性的范畴,

是人类思维确定性表达的基础,也是客观世界的

真理,其本质是绝对精神。从前的德国古典哲学

最终是以主体的非必然自发能动性来达到自由与

必然的统一,而黑格尔则以理性思维的客观必然

过程实现了这一点。同时他也将客观必然的东西

赋予了能动与创造的属性,人类的主观活动是客

观过程展开的一个环节。这个本体没有脱离人类

认识世界之外,而是人类理性的基础本质,是在任

何人类思维中都普遍潜在的。黑格尔以辩证法将

主体与客观实体关联起来,又将客观实体改造为

能动主体,也就消弭了近代哲学传统的认识论、逻

辑、本体论的分裂。绝对精神主导下的主客体绝

对同一,不是静态的无差别,而是矛盾的又有着变

化发展动力的过程,是必然的逻辑过程,是绝对精

神展示、自运动、发展的过程,也是人类理性精神

彰显、认识科学化的能动回忆过程。人类的精神

世界本身是个自由王国,但是只有符合必然的规

律才是真正自由,否则只是抽象的任意,最终走向

不自由。人类自由地创造历史,但历史是必然的

规律过程,不以个别目的和抽象自由为转移。当

人们没能以理性把握到自由本质时,历史必然性

是异己的、对立的,当人们的思维理性得以释放,

就能自由而自觉地与历史的必然性统一起来。黑

格尔在唯心主义的领域内,将思维和存在、主体和

客体进行了高度的统一,并形成了严密的逻辑体

系,揭示了哲学的“圆圈”。辩证法本身应该是革

命的、无限发展的,但黑格尔把它局限在一个抽象

的思维体系之中,总是以神秘主义的方式进行公

140吉首大学学报(社会科学版)第45卷

式化的嵌套。辩证法是历史的,然而在面对具体

的时代历史时,黑格尔将普鲁士王国看作历史的

极限。由此可见,他最终的归宿是保守和反动。

他的主体剥离了现实的感性活动,是单纯的思维

的抽象活动,同一仍旧是在唯心的纯思想中实现

的同一,而外部的感性世界则是被相对忽视的。

不仅如此,黑格尔也在社会历史观,尤其是国家

观、宗教观上体现了自己高度保守的一面。这也

就证明了唯心主义哲学不能将革命的、发展的辩

证法贯彻到底。而黑格尔的《法哲学原理》集中体

现了上述问题,他以抽象哲学解析现实历史,成为

包括马克思在内的思想家批判其反动本质的突

破口。

《法哲学原理》一书写作于黑格尔在柏林大学

任教期间(1818—1831年),是其开授课程《自然

法与国家法或法哲学》的教本,于1821年的课程

中发给学生们。这是黑格尔庞大哲学体系的一部

分,在《哲学全书》中被列为《精神哲学》有关“客观

精神”的讨论。因而,其内容涵括了社会意识中的

诸多领域,有着非常丰富的学术观点。该书分为

“抽象法”“道德”“伦理”三个主要部分,在德国引

起了广泛的讨论和批评。其一方面受制于政治时

局,被批评是为专制制度辩护;另一方面,也在一

定程度上反映了新兴资产阶级有关社会变革的思

想。由此可见,该作自问世以来便是一部充满争

而同时代的费尔巴哈哲学有待学界开展更多

的研究,笔者在此就其特点与局限进行简要的介

绍。费尔巴哈从宗教问题切入,认为思辨的哲学

即是理性的神学,思维和存在于抽象思维中的统

一仅仅是形式的统一,而问题的关键在于现实感

性的统一。他主张从人的直观感性出发,构建起

精神和自然、主体和客体、思维和存在的统一关

系。从抽象的方面发展而来的思想,只是感性本

质的异化。费尔巴哈对过去的古典哲学进行了颠

倒,以感性作为理性的依据,将抽象思辨的唯心主

义传统改造为人本的唯物主义,以类的感性对个

别感性的超越来破除唯我论的局限。但费尔巴哈

单纯的直观统一,陷入了形而上学,将人的感性简

单地理解为静止的感性存在,缺乏发展、运动的能

动性。感性直观仅仅停留在对自然存在的、单向

的外在事实之确证这一层次。他又把肉欲存在、

自然需要直接置入社会历史领域,对存在和本质

混淆而论。他对社会关系的理解是空洞的,没能

在现实生活中起到真正革命性的改造作用。费尔

巴哈只是将唯物的自然观和唯心的历史观进行了

“组合”,片面地将宗教的变迁理解为人类社会发

展的主题,缺乏从物质经济基础理解人类历史的

视角,没能彻底地贯彻唯物主义立场。他的哲学

抛掉了辩证法,只在人本的唯物主义下论证感性

现实对主体的单向力量,归根结底仍旧是分裂的

哲学。

总之,当时的德国古典哲学在头脑世界中以

深刻的方式对时代命题进行了一系列深入的探

讨。当时的哲学家围绕思维与存在这一基本命

题,关涉到主客体关系、主观性与客观性、自由与

必然等问题。他们的思想是时代物质生活及精神

生活的总体反映,也直接构成了马克思的反思素

材,塑造了马克思所处的文化环境。他们的思想

也从侧面揭示了德国精神与现实的分裂———在精

神世界中创造了灿烂的文明成果,却在现实实践

上封建保守。德国高度发达的哲学、宗教等精神

生活,伴随的是其经济政治上的诸多不合理。这

些华美的哲学宫殿,试图掩盖人民在现实物质生

活中遭受的残酷剥削与压迫,扮演了一出精神错

乱的时代笑剧。旧有的德国哲学家、资产阶级理

论代表们,在解答当时的历史和时代重大问题上

多有疏漏。其留下的哲学思路传统及其局限性,

(二)青年马克思思想与现实问题的碰撞

青年马克思在《莱茵报》时期的遭遇,最能体

现马克思对以上这种冲突的初步觉察。底层人民

群众的困窘生活引导他质疑、批判黑格尔哲学,也

新动态。“1842—1843年间,我作为《莱茵报》的

编辑,第一次遇到要对所谓物质利益发表意见的

难事。”[12]411“为了解决使我苦恼的疑问,我写的

第一部著作是对黑格尔法哲学的批判性的分析,

这部著作的导言曾发表在1844年巴黎出版的《德

法年鉴》上。”[12]4121842年,在马克思写给卢格的

信中,也透露了他正着手于该项批判工作:“我为

内容是同立宪君主制这个彻头彻尾自相矛盾和自

第1期孙嘉丞:青年马克思与费尔巴哈哲学关系重思———以《黑格尔法哲学批判》为中心141

我毁灭的混合物作斗争。”[13]23

固守黑格尔哲学的信念在青年马克思这里已

经动摇。在《莱茵报》工作期间,青年马克思接触

了大量的社会事实,在政治斗争中观察到了物质

利益在社会生活中的决定性作用。而黑格尔哲学

在与现实问题碰撞时,错漏百出。他察觉出版自

由等议会争论问题根源于阶级利益的对立:“一开

始我们就指出,在形形色色反对新闻出版自由的

辩护人进行论战时,实际上进行论战的是他们的

特殊等级”[14]155,“一部分人由于特殊等级的狭隘

性而反对新闻出版,另一部分人则由于同样的狭

隘性为新闻出版辩护”[14]198。在“关于林木盗窃

法”的辩论中,他批判普鲁士国家是特权阶级而非

普遍利益的代言人,“它根据自己的任务,维护了

一定的特殊利益并把它作为最终目的”[14]288。马

克思坚定地为农民的利益辩护,抨击普鲁士当时

的社会制度,也强调导致这一贫苦境况的是某种

不以人意志为转移的客观关系,“即使行政当局怀

有最善良的意图,也不可能消除一种本质的关

系”[14]377。

在思想与现实的碰撞中,青年马克思意识到

旧哲学需要一场变革。哲学家的工作就像工人的

劳动一般,必须依赖于时代和人民,为时代和人民

而作。“他们是自己的时代、自己的人民的产物,

人民的最美好、最珍贵、最隐蔽的精髓都汇集在哲

学思想里。”[14]219220哲学思想不能是单纯闭门造

车、故步自封的理念玄想,而要“同自己时代的现

实世界接触并相互作用”[14]220。其中对宗教的批

好此时的费尔巴哈围绕唯物主义自然观和宗教等

问题,批判了作为旧哲学体系总代表的黑格尔哲

学,提供了一条不同于传统德国哲学的思路。

1839年,费尔巴哈的《黑格尔哲学批判》出版;

1841年6月,《基督教的本质》出版;1843年,《关

于哲学改造的临时纲要》和《未来哲学原理》等出

版。这些著作在当时的德国思想文化界产生了较

大的影响,也影响到了青年马克思的哲学探索。

在时代问题和新哲学素材的催化下,青年马

克思决定就“物质利益难题”开展一系列的探索,

首先就是对黑格尔哲学玄想与现实实际情况的冲

突进行反思与突破。“‘物质利益难题’贯穿于马

克思批判话语的始终,不仅促使马克思开始唯物

主义转变,而且一步步使马克思勾勒出‘市民社

会—资产阶级社会—资本主义生产方式’的社会

批判理论图景。”[15]而《批判》正是马克思这一思

想发展历程重要阶段的文稿证据。

(三)《批判》的简要内容与部分创见

《批判》是马克思对黑格尔《法哲学原理》的摘

录和评注手稿,目前保留下来的主要是有关“伦

理”和“国家”部分篇章的内容,和后来独立发表在

《德法年鉴》上的“导言”。就其结构来说,对应的

主要是有关黑格尔法哲学四个方面的批判:黑格

尔神秘主义国家观、王权理论、行政权理论、立法

权理论。青年马克思由此直接表达了一些社会历

史观领域的创见,展现了他对黑格尔、费尔巴哈等

人批判与继承的哲学思维。

马克思在《批判》中直接揭示了黑格尔国家观

中神秘主义引发的自相矛盾问题,“黑格尔在这里

提出了一个没有解决的二律背反。一方面是外在

必然性;另一方面是内在目的。”[16]9这是因为黑

格尔颠倒了国家与市民社会的真实关系,“观念变

成了主体”,并且“集神秘主义之大成”,只从抽象

思维逻辑出发,以概念语言的范式为规则,忽视真

实的现实情况,强行构筑神秘的“中介”去普遍化

地揭示一切问题。在马克思看来,“政治国家没有

家庭的自然基础和市民社会的人为基础就不可能

存在。”[16]12只有在历史和现实的深入思考中才

能产生真正的哲学,他通过对黑格尔的批判得出

了市民社会决定政治国家的重要判断。

黑格尔为王权做了庸俗的辩护,体现了其思

想体系在面对现实问题时出现的矛盾性和保守

性。黑格尔一方面试图基于历史分析来阐述王权

的本质,另一方面又落入了血统论的窠臼,最后只

是为王权实行专断独裁找到了意志肉身,让其穿

上了“任意”的概念外衣,进而颠倒了国家与现实

主体的关系,将现实的存在物看作对象化的客体,

陷入了二元论。黑格尔明知立宪制法律规定下的

君主只是作为某种符号而存在,却又在主观上试

图强化君主的现实权威,“这种混乱表明了黑格尔

法哲学的全部非批判性”[16]48。

与此同时,黑格尔在行政权领域的官僚政治

构想是王权问题向市民社会的延伸。行政权作为

国家和市民社会的中介,实质是形式主义的假定,

“黑格尔关于‘行政权’所讲的一切,不配称为哲学

142吉首大学学报(社会科学版)第45卷

的阐述”[16]57。现代资本主义国家形式上需要官

僚政治作为普遍利益的代表。而实际上,这些官

僚都是特殊的利益团体,根本不可能真正为人民

代言。而后在立法权领域,黑格尔对议会政治的

构想也是如此,都成为现代国家设定的矛盾,是私

人利益对人民利益的“李代桃僵”。青年马克思进

而揭示了私有制在现代资本主义国家中的关键地

位。只要资本主义制度下的私有财产存在,就意

味着资本主义国家的政府和权力都将被私人所

把持。

通过对现实难题的发掘和哲学传统的批判,

青年马克思在《批判》中展现了一些独特的哲学思

维特点,得出了一些初步的历史观结论。在本体

论上,发掘唯物主义,有着吸收唯心主义哲学中合

理成分来突破旧的唯物主义的追求。在方法论

上,运用了辩证法,坚持“具体问题具体分析”的方

法论原则,形成了独特的“马克思式”哲学批判写

作风格、方法。在社会历史观上,反对“君主权”

“官僚政治”“等级会议”,以人民立场贯穿始终,革

命精神初露锋芒,初步阐明了“市民社会决定政治

国家”(私人财产决定政治国家、经济因素决定政

治因素)的原理等。

二、费尔巴哈对青年马克思的

影响

费尔巴哈哲学是青年马克思的重要思想资

源。青年马克思在理解、借用费尔巴哈哲学的基

础上,批判了黑格尔。通过对《批判》和费尔巴哈

哲学论断的比较分析,我们可以观察出费尔巴哈

对青年马克思的重要影响。费尔巴哈在唯物主义

和宗教批判上的重要贡献,使得青年马克思有了

突破黑格尔的重要切入点,并走向思想探索与现

实历史的更深处。

(一)理论世界的反响辨析

费尔巴哈是深刻批判黑格尔哲学并具有较大

社会影响力的哲学家之一。在当时的德国,黑格

尔不仅在学术上具有巨大影响力,在政治、社会上

亦是如此。在德意志乃至全世界的思想世界中,

对黑格尔进行反思、批判的人也不在少数,但当时

真正从根本上动摇了黑格尔哲学的人较少,能够

哈在德意志传统的观念论之外,寻找到了一条唯

物主义的道路,对黑格尔哲学给予了有力冲击。

因此,恩格斯高度称赞费尔巴哈哲学给德国思想

界带来的解放意义,他说:“这本书的解放作用,只

有亲身体验过的人才能想象得到。那时大家都很

兴奋:我们一时都成为费尔巴哈派了。马克思曾

经怎样热烈地欢迎这种新观点,而这种新观点又

是如何强烈地影响了他(尽管还有种种批判性的

保留意见),这可以从《神圣家族》中看出来。”[17]15

这不仅是说费尔巴哈哲学对青年马克思和恩格斯

具有解放之意,更是反映了它是那个时代的最新

思想动态。

戴维·麦克莱伦等研究者认为恩格斯所言的

费尔巴哈哲学的强烈影响其实并不涉及此阶段

(1841年《基督教的本质》出版时)的马克思。因

为马克思在《莱茵报》时期和《博士论文》中并未表

现出强烈的费尔巴哈哲学影响。笔者认为,恩格

尔巴哈的影响,尤其是受《基督教的本质》这本书

的影响。从恩格斯的举例说明来看,他也是将

1844年开始写作、1845年出版的《神圣家族》看作

是费尔巴哈影响下的重要代表作,并没有认定

1841年的马克思已经在社会风潮影响下完全成

为一个费尔巴哈派。他在此处是一种夸张的修辞

手法,用以描述费尔巴哈哲学对他们及整个思想

界的重要意义。

还有两点需要注意:一是马克思在《莱茵报》

中的工作是针砭时弊和讨论时政,主要着力于对

提到,同时期(1842年)马克思在给卢格的信中已

经提及了《批判》及其导言的构思酝酿,说明马克

来看费尔巴哈的影响是可回溯的。尤其是戴维·

麦克莱伦于1969年出版的《青年黑格尔派与马克

思》一书中发表此种观点时,1972年试发行的

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2还未问世。如果他阅读了1842年手稿,

可能想法又会有些变化。二是马克思的《博士论

文》开始于1839年初,提交于1841年4月,而《基

督教的本质》一书出版于1841年6月[18]。马克

且,以当时的图书出版和传播速度,这本书要想形

第1期孙嘉丞:青年马克思与费尔巴哈哲学关系重思———以《黑格尔法哲学批判》为中心143