精准扶贫提升贫困家庭发展韧性 对脱贫巩固的启示论文

SCI论文（www.lunwensci.com）

　　【摘 要】 推进巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴有效衔接是实现共同富裕的重要战略举 措。以贫困家庭发展韧性为切入点，构建精准扶贫政策对贫困家庭发展福利的长期影响分析框 架，并基于 2011—2019 年中国家庭金融调查( CHFS)数据，运用双重差分( PSM-DID)方法实证考 察精准扶贫政策对贫困家庭发展韧性的影响效应及作用机制。研究表明，精准扶贫政策显著提 升了贫困家庭发展韧性，提升幅度达到 6.86%，这一结果经过系列稳健性检验后依然成立。进 一 步的动态效应分析显示，精准扶贫成效随着时间推移会逐渐强化，政策实施后的第五年，贫困家 庭发展韧性提升了 11.66%。作用机制分析发现，精准扶贫效果兼具时效性与持久性特点。从静 态视角看，精准扶贫政策提升贫困家庭发展韧性主要有提高家庭资产积累与促进人力资本培育 两条路径;从动态视角看，精准扶贫政策有序保障了贫困家庭向上流动，从长远上降低了返贫概 率。区域异质性分析发现，东部地区的效果明显高于中、西部地区。该结论对巩固拓展脱贫攻坚 成果、塑造“韧性小农”以及实现区域协调发展具有重要的政策启示。

　　一、引言

　　消除贫困，改善民生，实现共同富裕，是中国共产党的忠实使命。2020 年，中国如期解决了困扰 几千年的绝对贫困问题，高质量发展与共同富裕成为国家建设新的主旋律。然而，新冠疫情全球流 行和极端气候变化的不确定性风险下，低收入家庭生产生活考验进一步加剧，以及市场化改革和经 济全球化加速叠加了脆弱性家庭的风险冲击(孙伯驰、段志民，2020)。聚焦低收入家庭的抵御风险 能力、防止返贫、提高贫困家庭发展韧性是推进巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴有效衔接的重点 工作(邢成举，2020)。因此，在迎接 2020 年后扶贫时代的大背景下，有必要深入探究提高贫困家庭 发展韧性的实现路径，进而为巩固脱贫成果提供参考。

　　自精准扶贫战略提出以来，学术界进行了内涵解读，明确了精准扶贫贵在精准，重点在贫困人 口上，并能够有效实施针对性的帮扶举措，从而消除诱发贫困的各类因子与阻碍(汪三贵、曾小溪， 2018)。早期对精准扶贫的研究集中于成效的瞄准度上，并对相关扶贫政策的精准性与短期成效进 行了评价(朱梦冰、李实，2017;杨均华等，2019)。伴随扶贫开发的有序推进，扶贫开发面临错综复杂的新挑战，贫困家庭脱贫能动性乏力(吴晓燕，2016)，扶贫项目存在政府与市场双重失灵困境 (李 玉 山 、陆 远 权 ，2020)。 鉴 于 此 ，学 术 界 转 向 探 索 精 准 扶 贫 的 长 效 机 制 ，如 尹 志 超 和 郭 沛 瑶 (2021)评价了精准扶贫在提高消费水平、改善消费结构的作用;张蓓(2017)理论探讨了精准扶贫对 贫困家庭内生发展能力的扶持机制;尤婧等(2020)实证检验了小额信贷对贫困儿童的人力资本积 累作用，进而实现扶智，阻隔了贫困代际传递;也有学者从机制优化角度强调，2020 年后扶贫时代 相对贫困治理政策靶向应为家庭内生发展能力培育(王雨磊、苏杨，2020)。

　　已有研究在考察精准扶贫成效时重点围绕实现路径的理论阐述、扶贫短期成效评价(Banerjee， 2015;解垩，2017)，但较少关注到贫困家庭面临外部冲击持续加大的典型特征事实，且忽略了精准 扶贫政策对贫困家庭福利的量化研究。家庭发展韧性较为客观地刻画了家庭实现脱贫、向上流动 的全过程，是连接外部风险与长期发展的纽带，为推进巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴有效衔接 提供了机制靶向(李晗、陆迁，2021)。我们借鉴已有研究结合贫困陷阱理论和脆弱性理论界定发展 韧 性 概 念 ，即 家 庭 在 面 临 多 重 外 部 冲 击 后 避 免 陷 入 贫 困 的 概 率，以 及 摆 脱 贫 困 的 能 力(Barrett & Constas，2014)。在具体测度方法上，以计量经济学范式解剖家庭发展韧性概念，将福利函数与贫困 家 庭 发 展 韧 性 协 同 转 化 ，科 学 实 现 多 重 风 险 冲 击 下 的 家 庭 长 期 发 展 效 应 评 估(Cisse & Barrett， 2018;Lokendra，2019;李晗、陆迁，2021)。

　　鉴于此，我们关注的问题是精准扶贫政策提升贫困家庭发展韧性了吗? 那其中的作用机制又 是什么? 以及是否存在区域异质性? 为了回答以上问题，利用中国家庭金融调查(CHFS)数据，实 证检验精准扶贫政策对贫困家庭发展韧性的影响。可能边际贡献有三个方面：一是 2020 年后扶贫 时代与共同富裕背景下，提高贫困家庭的长期发展图景，深入考察中国精准扶贫政策的可持续性， 既检验了精准扶贫政策是否具有“造血”功能，也为脱贫成果巩固及构建解决相对贫困的长效机制 提供有益借鉴。二是基于韧性视角审视贫困家庭发展，区别于传统的贫困识别，更具敏感性与现实 贴切度，虽然现行标准下中国贫困人口已实现全面脱贫，但受外部冲击的不确定风险影响下，脱贫 家庭仍然存在较大脆弱性问题，防止返贫成为巩固脱贫成果的关键要素之一，因此，探究精准扶贫 政策对贫困家庭发展韧性的影响机理，为有效构建后扶贫时代的长效帮扶机制提供中国方案。三 是基于家庭生命周期视角，采用计量经济学范式测度家庭发展韧性，考察家庭经济长期发展趋势， 微观角度定量评估了精准扶贫成效。

　　二、理论分析与研究假设

　　韧 性 概 念 源 自 生 态 学 ，并 在 心 理 学 、工 程 学 等 领 域 得 到 广 泛 运 用 。 借 鉴 Barrett & Constas (2014)的定义，即家庭在面临多重外部冲击后避免陷入贫困的概率，以及摆脱贫困的能力，当且仅 当此能力在一段时间内保持相当水平，则说明家庭发展韧性较高。学术界对家庭发展韧性的研究 主要集中于将风险与不确定性纳入家庭福利分析框架，多维度描绘家庭长期发展图景，充分表现为 家庭摆脱贫困或维持非贫困的状态过程(Cisse & Barrett，2018)。概括而言，贫困家庭发展韧性来 源两个方面，即家庭向上发展流动概率的提高与家庭经济下行风险的降低。

　　由于精准扶贫政策融合了多渠道的行政力量 ，有效提高了贫困家庭可持续性增收和消费能 力。扶贫不只是“输血”，而是多渠道“造血”，因此，提升家庭发展韧性迫在眉睫(王雨磊、苏杨， 2020)。因此，长期而言精准扶贫政策提升了贫困家庭发展韧性，其中存在两条作用路径，一是精准 扶贫有助于提高贫困家庭的资产积累 。相对而言，贫困家庭收入来源单一，生计策略匮乏，外部 帮扶是其重要的资产积累来源。精准扶贫通过资产积累提升贫困家庭发展韧性表现为以下三个 方面：首先，扶贫帮扶资金保障了贫困家庭基本生产生活，这部分资金起到了兜底作用。其次，精 准扶贫注重拓展贫困家庭收入方式，增强了可持续性收入力度。据不完全统计，截至 2020 年底， 建档立卡贫困户普遍享受过产业帮扶和就业指导，务工收入与产业发展利润是主要收入来源，且 转移性收入比重明显下降 ① 。最后，精准扶贫提升了贫困家庭的金融参与度 ，保证了扶贫资金的 有 效 流 动 ，为 贫 困 家 庭 融 入 高 价 值 链 活 动(如 外 出 务 工 、创 业 等)提 供 了 资 金 支 撑(尹 志 超 等 ， 2020)。家庭韧性主要侧重贫困家庭遭受外部打击后的应对能力，相对充足的家庭资产积累能够 起到“软垫效应”作用，避免贫困家庭的毁灭性损伤 。二是精准扶贫促进了贫困家庭的人力资本培育。阿玛蒂亚·森的可行能力贫困理论认为，致使贫困人口能力不足的原因是人力资本低下，且主 要是由健康与教育缺失造成的。长期来看，代际贫困攻坚战离不开人力资本积累与培育，地区经济发 展亦是如此(蔡防，2020)。贫困家庭既可以通过人力资本提高劳动生产率，实现增收，也可以保证自 身技能提升，减少外部冲击后的恢复时间(程玲，2019)。在精准扶贫体系中有健康脱贫与教育脱贫两 大手段提升人力资本水平，这也被学术界证明显著提高了贫困家庭发展韧性，具有增加收入与增长智 慧双重效应的民生工程(宋弘等，2022)。然而，由于家庭决策的有限理性，接受精准扶贫资金的家庭 并非全部用于人力资本投资，而是满足家庭当期消费，损失了长期经济发展的机会(高征学等，2019)。

　　鉴于精准扶贫提升家庭发展韧性具有家庭资产积累的直接路径与人力资本培育的间接途径，参 考 Mookherjee and Napel(2021)的研究，将构建的代际交叠模型中纳入家庭决策的非理性约束，融入 家庭生命周期元素，重点分析精准扶贫政策对人力资本培育以及家庭发展韧性提升影响的作用机制。

　　首先，假设父辈存在技术工种(c= 1 )与非技术工种(c = 0 )两种职业类型，φic 表示家庭成员 i 从事职业类型 c 获取收入 y 的概率(李晗、陆迁，2021);其次，假设子辈 k+ 1 从事技术工种需要父辈k 进行人力资本投资，且人力资本水平 x 取决于父辈收入 y ，即 xi(*) =x(yi) 。在完全没有外部支持的情况下，子辈能否从事技术工种由父辈在职业类型 c 的收入 y 决定，即：Sc(*) = ∑i(n)= 1φicS[x*(yi)] 。其次，假设家庭得到精准扶贫帮扶为 h ，由于家庭资产配置及决策有限理性的影响，家庭获得精准扶贫帮扶后会投资人力资本，记为 x(^)i (h,xi(*)) ，但并非全部用于投资人力资本。由于 x* < x(^)i (h,xi(*)) ，精准扶贫帮扶将极大提升家庭人力资本投资水平，相比于没有享受精准扶贫帮扶的家庭，享受精准 扶贫帮扶的家庭子辈从事技术工种为：

　　Sc = ∑i(n)= 1φicS[x( ^)i (h,xi(*))]>Sc(*) (1)

　　相比于没有享受精准扶贫帮扶的家庭，享受精准扶贫帮扶的家庭子辈在从事技术工种的概率为：κk(*) + 1 = κk(*)S1(*) +(1 - κk(*))S0(*) +(κk - κk(*))[S1 -S0]> κk(*) + 1 (2)

　　结合(1)式与(2)式分析，可以知道精准扶贫政策提高了家庭成员子辈从事技术工种的机会， 也在家庭生命周期内增加了家庭成员从事技术工种的比例。正是从事技术工种比例提高，极大地 增加了家庭收入，反哺家庭抗风险能力，进而实现了贫困家庭发展韧性提升。基于此，提出两个研 究假设：

　　假设 1：精准扶贫帮扶能够提升家庭发展韧性。
        假设 2：长期而言，家庭资本积累和人力资本培育是精准扶贫政策提升贫困家庭发展韧性的重 要途径。

　　三、研究设计

　　(一)数据说明

　　数据主要来源于中国家庭金融调查(CHFS)，该调查起始于 2011 年，每两年更新一次，目前已完 成 5 轮调查数据采集，数据样本涵盖 29 个省(自治区、直辖市)，详细采集了家庭人口结构、性别特 征 、城 乡 收 入 等 多 方 面 的 微 观 信 息 ，数 据 具 有 较 强 代 表 性 ，也 被 广 泛 用 于 学 术 研 究(斯 丽 娟 ， 2019)。与其他数据库区别的是，CHFS 在 2019 年数据中增加采集了比较详细的精准扶贫帮扶方式 资料，为精准扶贫政策评估提供了详实的数据支撑。

　　(二)变量定义与描述性统计

　　1.因变量是贫困家庭发展韧性(Cisse and Barrett，2018)。首先，设定家庭福利函数如下，且假 定它服从一阶马尔可夫过程：

　　Fit =βMj Ft - 1 + γMXit + εMit (3)式中，Fit 表示福利指标，Ft - 1 代表福利滞后项，j 代表高阶中心距的阶数，考虑贫困陷阱的经典 S 形动态特征，将 k 取值为 3.Xit 为家庭福利的其他特征变量，εMit 是随机扰动项，βMj 与 γM 为待估参数。下标 M 、i 、t 分别表示期望方程、家庭与年份(李晗、陆迁，2021)。其次，利用随机扰动项 εMit 零均值假设，估算出家庭 i 在时间 t 的条件方差 μ( ^)1it ：μ( ^)1it =βMj Ft - 1 + γMXit (4)同样方式估算出家庭 i 在时间 t 的条件方差 μ( ^)2it ：μ( ^)2it =βVj Ft - 1 + γVXit (5)最后，将家庭 i 在时间 t 的福利大于某个标准阈值( W( -) )的概率界定为家庭发展韧性(it )，即：W( -) ≡p(Wit ≥ W( -))=Wit [ W( -) ; μ( ^)1it (Wit,Xit), μ( ^)2it (Wit,Xit)] (6)

　　2.自变量是精准扶贫政策。参照尹志超等(2020)的方法，即以家庭是否为建档立卡户来界定 精准扶贫。中国精准扶贫战略实施的时点为 2014 年，如果家庭在 2014 年以后识别为建档立卡户， 则赋值为 1.反之为 0.

　　3.控制变量。鉴于已有家庭发展韧性研究成果(Lokendra，2019;李晗、陆迁，2021)，从家庭特征 变量与户主特征变量两个方面选取控制变量，此外也加入了区域虚拟变量。

　　(三)模型设定

　　为排除其他因素的干扰，采用双重差分法检验精准扶贫对家庭发展韧性的影响。模型设定如下： FDRit = α0 + α1 treati × timet + α2 treati + α3time + α4Xit + εit (7)(7)式中，FDRit 为家庭发展韧性，treati 为是否建档立卡户。 timet 识别政策实施年，即精准扶 贫政策实施开始年份 2014 年，2014 年以后，timet = 1 ，反之 timet = 0 。 treati × timet 的系数 α1 表示精准 扶贫政策对家庭发展韧性的影响。 Xit 为其他控制变量。 εit 为随机扰动项。

　　为 进 一 步 探 索 精 准 扶 贫 政 策 影 响 贫 困 家 庭 发 展 韧 性 的 机 制 ，借 鉴 已 有 研 究(Preacher and Hayes，2004)构建如下中介效应模型：Mit =β0 +β1 treati × timet +β2Xit + τit (8) FDRit = γ0 + γ1 treati × timet + γ2Mit + γ3Xit + υit (9) (8)式与(9)式中，Mit 为中介变量，系数 β1 表示精准扶贫政策对中介变量的影响，系数 γ2 表示中介变量对家庭发展韧性的影响，其余变量与(7)式一致(李晗、陆迁，2021)。

　　四、实证结果

　　(一)基准回归结果

　　表 1 是基准回归结果。表 1 中第(1)列是双固定效应回归结果，结果显示，贫困家庭发展韧性的 回归系数为 0.0682.第(2)列则加入控制变量，回归系数为 0.0686.即精准扶贫政策实施提升了贫 困家庭发展韧性 6.86%，从而验证假设 1 成立。其中可能的原因：一是精准扶贫政策涵盖的建档立 卡制度具有相当科学精准性，能够实现对贫困家庭长期生活状态进行监测与有效帮扶，与此同时， 也充分考虑了贫困家庭的实际贫困因子，提高了教育扶贫、健康扶贫、产业扶贫与外出务工扶持等 综合手段的成效，抵御了贫困家庭风险冲击，提供了贫困家庭长期经济发展机会，进而实现了保增 长抗风险双管齐下的目标，提升了贫困家庭发展韧性。二是精准扶贫政策具有独特性，融合了多方 行政和社会等力量，保证了贫困家庭发展韧性的巩固提升。三是精准扶贫注重政策长期有效性，通 过增加家庭资产积累与提高人力资本投资，保障了贫困家庭在应对不确定性外部冲击的主观能动 作用，显著降低了返贫概率。

　　(二)动态效应分析与平行趋势检验

　　模型满足平行趋势假设是运用双重差分法的前提，因此，借鉴 Jacobson(1993)的处理方法，构建 如下模型：FDRit = α0 + α1∑2011(2019)treati + α2 treati + α3time + α4Xit + εit (10)，在(10)式中，设定精准扶贫政策实施后的 2015 年为基准年，α1 表示 2011 年、2013 年、2015 年、 2017 年、2019 年 5 年的估计值，其他变量与(7)式一致。

       由表 1 第(3)列回归结果可知，精准扶贫政策实施前，贫困家庭发展韧性回归系数不显著，表明 此前没有受到政策冲击。从回归系数可以发现，随着精准扶贫政策实施的推进，精准扶贫政策对贫 困家庭发展韧性的提升效应逐渐增强，说明国家精准扶贫政策具有与时俱进性，并在实施过程中不 断优化，最终产生了如期积极效果。

　　(三)稳健性检验

　　稳健性检验包括更换贫困线阈值和内生性处理，如表 2 所示。首先，更换贫困线阈值为人均纯 收入 2300 元，重新测算贫困家庭发展韧性，并进行基准回归分析。表 2 第(1)列是更换贫困线阈值 后重新测算得到的贫困家庭发展韧性作为因变量的回归结果，相互比较发现，与原有回归结果的差 别较小，表明回归结果稳健性尚可。其次，考虑到样本选择偏误问题，尤其表现为建档立卡户是经 过多方家庭特征评定确立 。因此，联合使用倾向匹配与双重差分法(PSM-DID)进行样本选择处 理，目的在于强化贫困家庭与非贫困家庭的可比性，以缓解样本选择偏误的内生性问题。表 2 第 (2)列、(3)列分别使用核匹配与最近邻匹配法的回归结果。从回归结果中可以发现，treati × timet 交互项系数显著为正，且与表 1 的回归结果差别甚微，表明精准扶贫政策影响家庭发展韧性的回归 结果相对稳健。
 

　　五、精准扶贫政策影响家庭发展韧性的机制分析

　　(一)机制分析

　　便于检验精准扶贫政策对家庭发展韧性的影响机制，参考 Lokendra(2019)的做法，结合基准回 归法，将因变量分别更换为家庭消费的条件期望和条件方差 ，回归结果如表 3 所示。由表 3 可以 看出，精准扶贫政策影响贫困家庭消费条件期望的系数显著为正，而影响条件方差的系数显著为 负。基于此回归结果，表明精准扶贫政策具有双重成效，不仅增加了贫困家庭对福利水平的期望， 也降低了贫困家庭福利的波动趋势。前文的动态效应分析得到同样的结果，进一步说明精准扶贫 政策兼具时效性与长效性特点，在不确定风险冲击下，精准扶贫政策能够确保贫困家庭福利持续增 长，并在长期发展过程中降低了贫困家庭陷入贫困陷阱的概率。
 

　　(二)机制检验

　　以上研究结果表明精准扶贫政策对贫困家庭发展韧性具有促进作用。那么，其中的作用机制 是否起作用? 因此，在已有研究基础上，将家庭资产积累与人力资本培育纳入精准扶贫政策影响贫 困家庭发展韧性的分析框架。

　　1.精准扶贫政策通过家庭资产积累提升贫困家庭发展韧性 。将家庭总资产纳入中介效应模 型。表 4 第(1)列回归结果显示，精准扶贫政策显著促进了贫困家庭资产积累。联合表 4 第(1)列、 (2)列分析发现，政策变量对中介变量与因变量的回归系数显著为正，表明家庭资产积累在精准扶 贫政策对贫困家庭发展韧性的作用机制中起到了部分中介作用。至此，验证假设 1 成立。

　　2.精准扶贫政策通过人力资本培育提高贫困家庭发展韧性。借鉴程名望等(2016)的做法，健 康与教育水平的衡量采用户主的健康状况和家庭劳动力受教育年限的均值。由表 4 第(3)列、(4) 列可知，政策变量对中介变量与因变量的回归系数显著为正，表明人力资本培育同样在精准扶贫政 策对贫困家庭发展韧性的作用机制中起到了部分中介作用。至此，验证假设 2 成立。
 

　　(三)异质性分析

　　依 据 家 庭 所 处 区 域 分 组，考 察 精 准 扶 贫 政 策 影 响 贫 困 家 庭 发 展 韧 性 在 东、中 、西 部 地 区 的 差 异。由于国家精准扶贫政策只在中西部 22 个省实施，东部地区不涉及，为此，采用低保制度间接替 代精准扶贫政策，相关数据来源于中国健康与养老追踪调查数据，如表 5 所示。回归结果显示，低 保政策在东部地区的效果明显高于中、西部地区，说明地区经济发展水平差异导致了各地低保补助标准不同，进而传递到低保政策效果的区域差别。

　　(一)结论

　　在理论分析基础上，运用双重差分法检验精准扶贫对贫困家庭发展韧性的影响效应及作用机 制。主要研究结论如下：第一，精准扶贫政策有效提升了贫困家庭发展韧性，政策实施后，贫困家 庭发展韧性提升了 6.86%，且作用效果随着时间推进逐渐增强，政策实施后的第五年，贫困家庭发 展韧性提升了 11.66%。第二，精准扶贫政策兼具时效性与持久性特征，主要通过家庭资产积累与人 力资本培育作用于贫困家庭发展韧性，长远上有利于增加贫困家庭向上流动速度、降低陷入贫困陷 阱概率。第三，从区域异质性上看，东部地区的政策效果最明显，远远大于中西部。

　　(二)政策启示

　　基于以上结论，主要政策启示如下：第一，在扎实推进共同富裕过程中促进低收入家庭长期发 展，需要关注家庭发展韧性。着重解决贫困家庭的可持续收入问题，有效释放产业扶贫与就业扶贫 的长效机制，增强贫困人口就业、创业韧性。第二，2020 后扶贫时代对低收入家庭的帮扶应关注家 庭资产积累和人力资本培育。 一方面，构建低收入家庭资产组合状况动态清单，精准识别家庭脆弱 性原因，针对性地通过金融、转移支付等手段增加家庭资产积累;另一方面，注重对家庭成员劳动 技能培训、儿童教育、老年健康等利益关切问题，做好监测工作。

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