計劃行為理論視角下連片特困地區扶貧績效評價及影響因素研究
——基于大別山片區的實證分析

錢 力 倪修鳳 宋俊秀

(安徽財經大學，安徽 蚌埠 233030)

一、問題的提出

貧困是人類社會發展過程中始終存在的重要問題，消除區域貧困是世界各國人民的共同使命，也是中國精準扶貧戰略目標之一。伴隨中國脫貧攻堅工作的深入，精準扶貧進入攻堅期。為實現2020年全面建成小康社會的戰略目標，扶貧不僅需要扶貧政策、社會幫扶等，還需要激發貧困人口脫貧動力，堅定貧困人群脫貧信心，使之付諸脫貧行動(向運華 等,2018)。隨著中國貧困治理體系不斷完善，精準扶貧戰略得到有效實施，評估扶貧越來越成為脫貧攻堅工作的重要抓手，如何有效提高扶貧績效始終是扶貧開發進程中的關鍵所在。

連片特困地區覆蓋中國21個省份的680個縣，涉及9687個鄉鎮，占據行政區劃面積達390萬平方公里，約占全國行政區劃總面積的40.7%，表明貧困所涉范圍廣；據全國農村貧困監測調查，按現行國家農村貧困標準，2017年末連片特困地區農村貧困人口1540萬人，占全國貧困人口的50.56%，貧困發生率達到7.4%，表明貧困程度較深；農民人均可支配收入9264元，占全國農民人均收入的69%，表明扶貧開發工作難度較大(1)參見國家統計局住戶調查辦公室《2018中國農村貧困監測報告》，中國統計出版社，2018年版。。連片特困地區是特殊的區域性貧困，覆蓋全國大部分貧困地區與深度貧困群體，是當前扶貧開發工作的主戰場，評估并提高其扶貧績效有利于精準扶貧戰略的有效開展，為其他貧困地區脫貧攻堅工作提供借鑒，這對于實現全面建成小康社會戰略目標具有重要的理論意義與實踐意義。在全國14個連片特困地區中，大別山片區(2)根據中共中央、國務院2011年印發的《中國農村扶貧開發綱要(2011—2020年)》，大別山連片特困地區主要包括安徽省12縣、河南省16縣、湖北省8縣(市)。安徽省12縣具體為：潛山縣、太湖縣、宿松縣、望江縣、岳西縣、臨泉縣、阜南縣、潁上縣、壽縣、霍邱縣、金寨縣和利辛縣；河南省16縣具體為：光山縣、新縣、固始縣、淮濱縣、商城縣、潢川縣、新蔡縣、蘭考縣、民權縣、寧陵縣、柘城縣、商水縣、沈丘縣、鄲城縣、淮陽縣和太康縣；湖北省8縣(市)具體為：孝昌縣、大悟縣、團風縣、紅安縣、羅田縣、英山縣、蘄春縣和麻城市。是最具有典型性的片區之一。大別山片區位于安徽、河南和湖北三省交界處，集革命老區、糧食主產區和沿淮低洼易澇區于一體，人口規模和密度都較大，是國家新一輪扶貧攻堅主要陣地。加快推進大別山片區扶貧開發工作，提高其扶貧績效，有利于實現革命老區貧困人口脫貧致富，為其他連片特困地區有效減貧提供樣板。因此，本研究以大別山片區為例，研究連片特困地區扶貧績效評價及其影響因素，案例具有典型性和科學性。

行為經濟學的興起在一定程度上為傳統的貧困研究注入新的活力。將行為分析科學融入傳統的貧困研究中，跳出了“貧困是什么”這一貧困特征問題的窠臼，進而轉向“為什么貧困”“貧困該如何治理”等貧困動態問題(方迎風,2019)。隨著行為經濟學的興起，計量經濟學的快速發展，扶貧績效的實證評估逐漸成為研究重點，而行為與貧困之間的相互作用又是扶貧績效評估研究中的關鍵點。因此，本研究基于計劃行為理論視角，運用大別山片區微觀調研數據，構建結構方程模型，對大別山片區扶貧績效進行綜合評價，并對其影響因素進行分析，在此基礎上提出相應的政策建議，以推動精準扶貧戰略的進一步有效實施，從而實現長久脫貧。

二、文獻綜述

關于貧困人口行為與貧困之間的關系，國內外學者展開了深入研究。貧困者行為被認為是解釋“為什么貧困”的最佳視角之一。Bertand et al.(2004)指出，行為將是貧困研究的新視角，需要更多的實證研究去檢驗行為驅動型減貧政策的效率；Banerjee et al.(2007)進一步將研究重點放在貧困者的消費、教育、工作和健康等一系列行為特征上；Bernheim et al.(2015)最終研究發現，貧困者行為選擇對貧困動態有顯著的決定性影響。行為與貧困之間相互影響，研究行為選擇與貧困之間的作用機制有著重要意義。Dalton et al.(2016)基于理論視角研究指出，貧困人口易于陷入精神貧困中，傾向于選擇較低的努力水平和較容易實現的志向，且二者會相互促進，從而陷入行為意義上的貧困陷阱，即持久性貧困；Haushofer et al.(2014)深入研究發現，貧困使人產生負面情緒和心理壓力，從而會導致貧困人口短視，傾向于做出規避風險的決策行為，進而使其更容易陷入持久性貧困；Bryan et al.(2017)強調克服貧困人口行為障礙對于提高脫貧效率與扶貧績效的重要性。

計劃行為理論強調行為意向對于個體行為的重要影響，且行為態度、主觀規范、感知行為控制在很大程度上決定了個體的行為意向，將計劃行為理論直接應用到貧困治理研究中的文獻相對較少。主觀規范作為計劃行為理論中的重要組成要素，是區域貧困集聚形成的重要機制，被認為是個體行為決策的主要影響因素之一，并由此被廣泛運用到各種社會經濟行為問題研究中。例如：項目與政策的參與和實施(Dahl et al.,2012)、人力資本積累(Ichniowski et al.,2014)、種族分離(Logan et al.,2015)等。Macours et al.(2014)研究發現，主觀規范能夠顯著提高貧困人口在就業、教育等行為方面的投資；Fang et al.(2014)進一步分析指出，鄰里效應是中國農村區域貧困聚集的重要作用機制之一；郭熙保等(2016)利用A-F多維貧困測度方法證明，貧困家庭的社會關系對長期多維貧困發生率及不平等有顯著影響；Bandiera et al.(2017)通過大規模隨機控制實驗研究發現，促使貧困人口選擇參與富裕同伴的生產活動能夠實現可持續脫貧。

近年來，越來越多的學者開始從不同視角關注扶貧績效。Meng(2013)指出，貧困縣的設定能夠顯著推動貧困地區的經濟增長；黃志平(2018)利用傾向得分匹配—雙重差分法同樣證實，貧困縣的設立對當地社會經濟發展的推動作用具有顯著性與持續性；Skoufias et al.(2013)研究發現，現金轉移支付比實物轉移支付更能緩解市場不完美性所引發的矛盾，能夠顯著提高扶貧績效；Barrientos et al.(2015)進一步研究指出，現金轉移支付對勞動市場有正向影響，能夠顯著提高勞動參與率。轉移支付制度作為財政分權體制的重要機制，對于提高扶貧績效作用重大(李錚 等,2017)；轉移支付的相機抉擇和自動穩定器的政策作用，有助于保障地區經濟增長的穩定(張凱強,2018)；增加公共轉移支付能把低收入人群推向貧困線以上，使其擺脫貧困陷阱，具有較強的減貧作用(解堊,2017)；金融普惠發展對脫貧攻堅任務具有重要的推動作用(張棟浩 等,2018)。學者們不僅對連片特困地區扶貧績效進行綜合評價(錢力 等,2018)，還對各種扶貧政策分別進行績效評估，如教育扶貧(王林雪 等,2019)、旅游扶貧(斯麗娟 等,2019)等。

基于以上，本研究嘗試從以下方面進行探討：第一，研究數據方面，采用座談會、調查問卷等實地調研方式摸清大別山連片特困地區扶貧情況，從貧困人口自身感受出發對扶貧績效及影響因素進行實證檢驗；第二，就研究視角而言，在計劃行為理論視角下，從貧困人口滿意度及自身行為角度出發對扶貧績效進行綜合評價；第三，研究方法方面，將計劃行為理論與結構方程模型等統計類分析方法相結合，通過分析調查問卷來評價扶貧績效及其影響因素。

三、理論分析

隨著精準扶貧政策的深入實施，精準扶貧績效評價逐漸受到政府和學術界的廣泛關注。通過梳理文獻發現，現階段學者們大多從宏觀扶貧視角進行扶貧績效的評價與提升研究，偏重于對前期決策及其執行層面的評價，主要包括扶貧政策的制定與實施等(王志章 等,2017)。然而，不論是政策的制定還是政策的實施，扶貧的最終目標還是指向貧困地區及其貧困人口，其本質特征決定著其與脫貧主體行為密切相關。更為重要的是，扶貧績效的評價指標不僅包括脫貧人數、減貧率等客觀指標，還包括貧困人口的價值感知、滿意度等主觀評價指標，這些主觀評價指標強調后期績效評估及其反饋特性(楊毅 等,2017)。其中，基于貧困人口自身脫貧行為這一主觀研究視角進行扶貧績效評價，相較于生產生活水平、基礎設施建設等客觀角度的研究要更為新穎，要更具有說服力與可操作性。計劃行為理論是理性行為理論的擴展(Ajzen,1991)，是社會心理學領域中最具有解釋力的行為預測理論之一，可以用來解釋人的行為意愿、動機，并進行行為預測，是研究認知行為最根本、最重要、應用最為廣泛的理論之一(史恒通 等,2019)。根據計劃行為理論，行為態度、主觀規范和感知行為控制通過行為意向而間接對某種特定行為產生正向或負向影響。由于行為態度、主觀規范、感知行為控制是決定行為意向的三個主要變量，與行為意向相關性較高，且考慮到本文研究重點集中于扶貧績效評價及其影響因素，行為意向的中介效應并不是本文的研究重點，因此未將行為意向納入本研究設定的扶貧績效評價框架中。本文將計劃行為理論引入扶貧績效評價中，選用結構方程模型構建扶貧績效評價指標體系，結合精準扶貧戰略內涵以及扶貧現狀，同時借鑒已有研究(史恒通 等,2019；時鵬 等，2019)，繼而從行為態度、主觀規范、感知行為控制及脫貧行為四個方面對連片特困地區扶貧績效進行綜合評價，并對其影響因素進行分析。

(一)行為態度

行為態度是指基于預期效果而產生的行為主體對執行目標行為意愿，貧困人口脫貧行為態度表示貧困人口響應精準脫貧行為時積極或消極的個人傾向，是扶貧績效中最直觀的評價因素。行為態度被普遍認為是行為意向最有效的預測變量(Lim et al.,2005),行為態度對行為主體的意愿與行為均有顯著正向影響(盧沖 等，2017)，貧困人口對脫貧行為態度評價越高，脫貧傾向越強烈，做出脫貧行為響應的可能性越高，反之則越低。當貧困人口認為響應精準脫貧能夠解決生存問題，實現經濟利益最大化時，其對脫貧行為態度就會變得積極，并進一步對脫貧行為產生積極影響。

(二)主觀規范

主觀規范是指行為主體執行或不執行某行為時所感受到的社會壓力，反映家人、親鄰等重要個人或組織對行為主體做出某項決策的影響。貧困人口脫貧主觀規范表征貧困人口在響應精準脫貧政策實施過程中所感知到的外界壓力，并將對其脫貧行為產生監督或示范作用，可以衡量、評價主體受到的外部影響，是扶貧績效中最基礎的評價因素。主觀規范可以分為示范性規范和指令性規范兩種(Cialdini et al.,1991)，具體到貧困人口脫貧行為而言，脫貧行為示范性規范可以理解為家人和親鄰的支持及監督、其他脫貧戶的示范等，脫貧行為指令性規范主要包括幫扶聯系人和非政府組織的關懷、村干部的指導及鼓勵等。因此，幫扶聯系人、村干部等向貧困人口宣講脫貧政策，給予其脫貧幫助，親友近鄰及其他脫貧戶的支持、鼓勵與示范都會推動貧困人口積極參與脫貧行動。

(三)感知行為控制

感知行為控制指的是行為主體認為做出某行為容易或困難的程度，也可以表征為行為主體對執行某行為相關控制因素的感知程度。貧困人口脫貧感知行為控制可以理解為貧困人口感知到的響應脫貧行為的控制能力，即對響應脫貧行為難易程度的認知，是決定貧困人口采取積極脫貧行為的重要影響因素，也是扶貧績效中最關鍵的評價因素。貧困人口感知行為控制不僅可能影響其主觀規范，還會對其行為態度產生正向影響，進而對其脫貧行為產生正向影響。

(四)脫貧行為

脫貧行為指的是貧困人口在行為態度、主觀規范及感知行為控制影響下做出響應精準脫貧戰略的實際行為，是結構方程模型中的路徑終端，是實現脫貧的最根本途徑，也是扶貧績效中最根本的評價因素。作為農戶脫貧致富的重要途徑，生計多樣化能夠提高生計產出，提升生計的穩定性(何仁偉 等,2017)；醫療保障等經濟補償機制能夠有效減少支出，并與增加收入相呼應，共同加快脫貧步伐(潘文軒,2018)。中國農村貧困線主要以年人均純收入為基準，是衡量貧困戶是否脫貧的重要依據之一，其主要包括總收入與總支出兩個方面。脫貧行為主要包括增加收入和減少支出兩方面，增加收入主要體現在政府加大技術培訓力度、提供就業指導后，貧困人口能夠提高種植、養殖收入與務工收入等；在教育扶貧、健康扶貧政策實施背景下，衣食保障、文化教育和醫療健康等方面的支出會減少，是扶貧績效提升的表現，同樣也是實現脫貧的重要路徑。

四、模型、數據與變量

(一)模型構建

結構方程模型(Structural Equation Modeling，簡稱SEM)是行為社會科學領域量化的重要統計工具。在多觀察變量的情況下，SEM方法與傳統多元回歸方法相比，其最大優點是：可以同時處理多個因變量，被解釋變量和解釋變量允許存在測量誤差，且能同時測量和估計因子關系及因子結構，使得估計結果更為精確、全面(喬丹 等,2016)。結合本文各潛在變量存在多個觀察變量的情況，文中采用更適合處理多原因多結果問題的結構方程模型。同時，基于特定研究目的，對傳統結構方程模型進行完善，模型設定的具體形式如下：

η=Bη+Γξ+ζ

(1)

y1=β21y2+β31y3+β41y4+γ16x16+γ17x17+γ18x18+γ19x19+γ20x20+γ21x21+ζ1

(2)

y2=γ21x1+γ22x2+γ23x3+ζ2

(3)

y3=γ31x4+γ32x5+γ33x6+γ34x7+γ35x8+γ36x9+ζ3

(4)

y4=γ41x10+γ42x11+γ43x12+γ44x13+γ45x14+γ46x15+ζ4

(5)

式(1)為結構方程，用以界定潛在自變量與潛在因變量之間的線性關系，η為內生潛在變量，ξ為外生潛在變量，B和Γ分別為內生潛在變量和外生潛在變量的結構系數矩陣，ζ表示未能被解釋的部分，即殘差項。式(2)—(5)為測量方程，用來界定觀察變量和潛在變量之間的線性關系，y1、y2、y3、y4分別代表內生潛在變量脫貧行為、外生潛在變量行為態度、外生潛在變量主觀規范、外生潛在變量感知行為控制，x1～x21代表21個觀察變量，β表示潛在變量之間的路徑系數，γ則表示為潛在變量與觀察變量之間的載荷系數，ζ代表殘差項。

在扶貧績效評估方面，將總樣本數據按照省域劃分為安徽省樣本數據、河南省樣本數據、湖北省樣本數據。在每一子樣本數據中，以指標樣本數據均值A與該指標所對應的指標權重系數B乘積作為該指標的指數得分，并將各維度所包含的所有指標績效指數得分加總，即可得到該維度指數得分，綜合評估得分為行為態度、主觀規范、感知行為控制、脫貧行為四個維度得分之和。具體計算公式如下：

(6)

(7)

其中，Z表示綜合評價指數得分，Zj表示各維度績效指數得分；j表示各維度，本文維度層主要包括行為態度、主觀規范、感知行為控制與脫貧行為四個維度，因此j的最大值為4；Aij與Bij分別表示樣本數據均值與該指標所對應的指標權重系數；i表示各指標；n為各維度所包含的指標數。

(二)數據來源及樣本特征描述

本文數據來自于2018年課題組在大別山片區連續開展的實地入戶調查。調研綜合了行為態度、主觀規范、感知行為控制和脫貧行為等維度，結合分層抽樣與簡單隨機抽樣原則，按照貧困程度對大別山片區各貧困縣進行分層，具體分為輕度貧困縣、中度貧困縣、重度貧困縣三類，并在每一層中進行簡單隨機抽樣，每個貧困程度縣中均隨機抽取9個貧困縣，三省共抽取了27個樣本縣，基本涵蓋了大別山片區貧困縣的特征，樣本縣的選擇具有一定代表性。整個調查過程均采取調研人員與被調查農戶面對面、一對一的訪談方式，共發放610份問卷，符合抽樣理論的要求，經有效性檢驗剔除無效問卷后獲得589份(安徽省254份，湖北省121份，河南省214份)有效問卷，有效率為96.6%，調研質量較高。

在受訪的589戶農戶中，一般貧困戶、低保貧困戶、五保貧困戶等未脫貧戶數占總樣本的58.28%，一般農戶、低保戶、五保戶等已脫貧戶數占比達到41.72%，較好地將研究對象聚焦為貧困人口；建檔立卡時間主要集中在2014年，該年占總樣本的64.21%，往后幾年建檔立卡戶逐年減少；就家庭戶籍人口數而言，一人戶比例較高，占總樣本的20.43%，且大都是孤寡老人，自身能力發展不足；主要致貧因素中占比最高的就是自身發展動力不足，達到38.58%，位居第二位、第三位的是因病、因殘，比例分別為27.21%、23.24%；家庭年人均純收入在0.35萬元以上占比達到76.72%，其中很大一部分農戶是已經達到脫貧條件，由于時間關系或是脫貧的穩定性，尚未經過政府驗收，仍處于貧困戶范疇，表明貧困戶屬性中未脫貧戶數占比達到58.28%是合理的。收入來源主要集中于務工收入，占29.39%，而依靠政府提供的生活保障性資金生活的貧困人口比例也相對較高，占27.09%，這與連片特困地區中人均工資性收入、人均轉移凈收入分別占人均可支配收入的34.14%、24.55%大體上相一致；支出主要花費在衣食保障上，占51.14%，而文化教育、醫療健康等方面也是較為主要的支出用途，分別占17.12%、15.82%，這與連片特困地區中食品煙酒、衣著、生活用品及服務等衣食保障方面的消費支出占比45.70%一致，教育文化娛樂與醫療保健分別占到11.1%與8.8%大體上保持一致，說明抽樣戶的代表性較高(3)連片特困地區數據來源于國家統計局住戶調查辦公室《2018中國農村貧困監測報告》，中國統計出版社，2018年版。，具體統計結果見表1。

表1 樣本特征描述性統計

(三)變量選擇及描述性統計

計劃行為理論認為，行為態度、主觀規范和感知行為控制是決定認知行為的三個主要變量，態度越積極、重要，他人越支持，感知行為控制越強烈，認知行為程度就越高，反之就越低?；诶碚摲治雠c模型構建，結合精準扶貧內涵以及實際情況，并借鑒相關研究進行量表設計(時鵬 等,2019)，本文設計包含21個題項的李克特五級量表，以測量行為態度、主觀規范、感知行為控制和脫貧行為四個潛在變量。行為態度考察貧困人口響應精準脫貧行為時積極或消極的評價，主要關注收入等經濟問題，經濟理性將是貧困人口脫貧行為態度的重要影響因素之一；結合馬斯洛需求層次理論中的生理需求，行為態度維度還可以繼續分解為最基礎的生存問題，生存理性在一定程度上決定著貧困人口脫貧行為態度，具體主要體現在“兩不愁，三保障”以及飲水安全方面?；隈R斯洛需求層次理論，情感和歸屬需求又被稱之為社交需求，既包括家人親鄰關心等情感方面的需求，也包括希望成為群體成員、相互溝通的歸屬感需求，因此，主觀規范維度可分解為家人態度、親鄰態度、脫貧戶態度、幫扶聯系人態度、村干部態度以及非政府組織態度六個指標，可以分別用一個陳述性題項進行認知程度衡量。感知行為控制因素主要分為內外兩個方面，脫貧行為內部控制因素可理解為包含提高脫貧能力、降低返貧風險等貧困人口自身所具備的響應脫貧行為的能力，而外部控制因素主要包含扶貧政策、扶貧成效等，因此，感知行為控制維度指標選取不僅需要衡量貧困人口自身脫貧能力與返貧風險的認知程度，還應該衡量其對扶貧政策與扶貧成效的主觀感知，以及對貧困人口脫貧感知行為控制進行全面衡量。中國農村貧困線標準以年人均純收入為基準，主要從總收入與總支出兩方面進行考量，為提高年人均純收入，最根本的途徑主要表現在增加收入與減少支出兩方面，結合精準扶貧工作成效第三方評估中的題項設置，增加收入指標中最主要的種植業收入、養殖業收入以及務工收入，減少支出指標中衣食保障、文化教育以及醫療健康三大支出。在調研過程中，受訪者針對各個題項按照是否同意該說法的程度，在1～5中選擇一個整數回答：1表示完全不同意，3表示不確定，5表示完全同意，2和4則表示一定程度的不同意或同意。具體的潛在變量、指標、觀察變量及描述性統計結果見表2。

分析表2各觀察變量均值發現，行為態度各觀察變量均值都在4以上，說明受訪者基本同意精準扶貧可以提高家庭收入水平，有效實現“兩不愁，三保障”，以及實現飲水安全。主觀規范各觀察變量均值基本上都達到4以上，對各題項基本同意，只有“X9非政府組織經常參與扶貧工作”題項均值為3.852，表明非政府組織扶貧工作參與度相對不高，還需加大政府與社會組織合作扶貧力度。感知行為控制中，受訪者對國家扶貧政策的了解程度相對不足，均值僅為3.611，且主要集中在老人、文盲這類特殊群體中，這與受訪者信息接收渠道相對狹窄、接收能力不足有很大關系；對于可能的返貧風險，大部分脫貧戶確認沒有返貧風險，而是具備應對各種意外事件、承擔風險的能力，但仍有一部分受訪者認為脫貧基礎脆弱，仍未實現穩定脫貧。就脫貧行為各觀察變量均值來看，受訪者增加收入主要來源于務工收入，支出主要用途為衣食保障，這也從側面說明就業扶貧、教育扶貧和醫療扶貧等方面精準扶貧政策得到有效實施。貧困人口的時間、精力、物質資本等資源有限，究竟該將這種稀缺資源應用于何種增加收入或減少支出的途徑上，很大程度上取決于貧困人口勞動能力、所處區位條件等，不能一概而論。

表2 變量含義、描述性統計及權重

五、實證分析

(一)模型檢驗

1.信度與效度檢驗

為了確認量表的可靠性和有效性，需要進一步對量表進行信度與效度檢驗。信度是指測量結果的一致性和穩定性，信度檢驗即是測量量表的可靠性。為了確保量表的可靠性，本文采用Cronbach’s α信度系數法來檢驗量表信度，系數越大，表明量表信度越高。檢驗結果表明，量表整體的Cronbach’s α信度系數為0.93，各潛在變量的Cronbach’s α信度系數均大于0.8，表明本文的調查量表具有較好的信度。效度是指測量結果的有效程度，效度檢驗即是測量量表的有效性。為了確保量表的有效性，采用驗證性因子分析法(CFA)進行量表的效度檢驗。計算結果表明，行為態度、主觀規范、感知行為控制與脫貧行為四個維度的AVE值分別為0.613、0.624、0.711、0.533、0.601，均大于0.5，且CR值均大于0.7，說明各維度間具有良好的聚合效度；同時，上述四個維度的AVE根號值均大于該維度與其他維度的相關系數，因此說明各維度間具有良好的區分效度。

2.模型適配度檢驗

模型適配度是檢驗理論模型構建是否科學的重要依據。適配度指標用以評價假設的路徑分析模型與樣本數據擬合程度，在樣本數據符合模型構建要求的基礎上，運用AMOS21.0軟件對結構方程模型進行擬合評價以觀察模型的優劣。經檢驗，各指標值都符合建議值的要求，表明該結構方程模型的總體擬合情況較好，擬合結果見表3。

表3 SEM整體適配度檢驗結果

(二)扶貧績效評價與影響因素分析

1.模型估計結果

根據研究模型，運用AMOS 21.0軟件，選取極大似然估計法對連片特困地區扶貧績效及其影響因素進行檢驗，可以得到結構方程模型的全模型路徑圖和模型檢驗結果，全模型路徑圖見圖1，模型檢驗結果見表4。

如圖1所示，標準化系數沒有超過1，估計結果顯示全部方差估計值均為正值，且達到0.01顯著水平，表明該因果模型符合基本適配標準。各潛在變量路徑系數均在1%顯著性水平下顯著，表明貧困人口對精準扶貧的行為態度、主觀規范、感知行為控制對其脫貧行為有顯著正向影響。另外，行為態度作為調節變量的路徑系數，在1%顯著性水平上通過了檢驗。因子載荷均大于0.4，且達到0.01顯著水平，說明觀察變量與潛在變量的相關性較強，解釋關系顯著，符合模型蘊含的理論關系。

綜合圖1與表4可知，可以得出以下方面的具體結果：

圖1 SEM路徑系數與因子載荷

表4 SEM路徑系數

(1)行為態度。貧困人口行為態度是扶貧績效中最直觀的評價因素，貧困人口響應精準脫貧行為越積極，表明其對扶貧政策滿意程度越高，進而說明扶貧績效越高。由表4可知，貧困人口行為態度對其脫貧行為影響的系數為0.542，且通過了1%顯著性水平檢驗，表明貧困人口行為態度越積極，其脫貧行為程度越高，貧困人口行為態度對其脫貧行為具有正向影響。從圖1可知，貧困人口行為態度各因子載荷分別為0.87、0.76和0.56，即只有貧困人口認為精準扶貧可以提高經濟水平、優化生存環境，才會具有更加積極的脫貧行為態度，表明貧困人口態度一定程度上會影響其脫貧行為選擇。

(2)主觀規范。作為扶貧績效中最基礎的評估因素，主觀規范強調代際支持、鄰里行為、干群互動等對扶貧績效的重要影響，貧困人口受到的外界壓力越大，其脫貧行為程度越高，進而說明扶貧績效越高。由表4可知，貧困人口主觀規范對其脫貧行為影響的路徑系數為0.421，且通過了1%顯著性水平檢驗，表明貧困人口參與精準扶貧政策實施過程受到的外界壓力越大，其脫貧行為程度越高，貧困人口主觀規范對其脫貧行為具有正向影響；同時，貧困人口主觀規范對其行為態度影響的路徑系數為0.451，數值顯著為正，表明貧困人口主觀規范通過其行為態度間接正向作用于其脫貧行為，貧困人口主觀規范對其行為態度具有正向影響。從圖1來看，主觀規范中來自家人支持的因子載荷最高，為0.86，表明貧困人口更容易受到家人影響，得到家人的支持更能有效調動其脫貧行為積極性；幫扶聯系人扶持的因子載荷位居第二，為0.64，這表征幫扶聯系人工作的有效開展能顯著推動精準扶貧戰略的實施；非政府組織關懷的因子載荷最低，僅為0.42。

(3)感知行為控制。感知行為控制作為扶貧績效中最關鍵的評價因素，既注重脫貧政策、扶貧成效等外部控制因素對脫貧行為的影響，也強調脫貧能力、返貧風險等內部控制因素對脫貧行為、扶貧績效的影響。貧困人口對扶貧政策的感知程度越高，響應扶貧政策的控制能力越強，其脫貧行為程度越高，進而說明扶貧績效越高。由表4可知，貧困人口感知行為控制對其行為態度和脫貧行為影響的路徑系數分別為0.413和0.532，數據顯著為正，表明貧困人口對精準扶貧政策越滿意，其行為態度越積極，脫貧行為程度越高，貧困人口感知行為控制對其行為態度、脫貧行為具有正向影響；同時，貧困人口感知行為控制與其主觀規范相互影響的路徑系數為0.384，且通過了1%顯著性水平檢驗，貧困人口感知行為控制與其主觀規范互為正相關關系。從圖1來看，感知行為控制中各因子載荷差異相對較小，最高為0.92，最低為0.79，表明貧困人口對其脫貧能力的認可程度和對幫扶工作及其成效的滿意程度等因素均能對感知行為控制產生較大影響。

2.扶貧績效評價

扶貧績效評價是對扶貧政策的實施效果進行綜合評判結果，評價大別山片區扶貧績效一定程度上有利于推動脫貧攻堅工作進行。對大別山片區進行扶貧績效評價，關鍵環節是計算各觀察變量的權重系數。等權重法認為，構成評價指標體系的各個維度對研究對象同等重要。一方面，從扶貧績效評價的全面性角度出發，不宜區分各維度的重要程度，Morris(1979)等也認為二級要素權重應該相等；另一方面，目前還沒有一套統一、客觀、公正的評價指標體系，很難評價扶貧績效的優劣。更重要的是，貧困人口脫貧行為態度、主觀規范、感知行為控制以及脫貧行為對于連片特困地區扶貧績效評價都具有十分重要的影響?？紤]到扶貧績效評價的全面性與已有評價指標體系，本文選用等權重法。利用結構方程模型實證結果，借鑒相關研究方法(張鳳彪，2015；張琳 等，2017)，本文選取等權重法與歸一法相結合計算權重系數，將行為態度、主觀規范、感知行為控制及脫貧行為等四個維度權重均等化，均賦值為0.25。運用歸一法進行觀察變量權重計算，即對SEM各因子載荷進行歸一化處理，得到相關觀察變量的權重系數，結果可見表2。

扶貧績效指數能夠較為直觀地反映大別山片區各省域間扶貧績效好壞優劣，對于省域間學習借鑒以及各省域扶貧績效水平的提高都具有重要參考價值。各省域具體扶貧績效評價結果見表5所示。

表5 大別山片區各省域扶貧績效評價

由表5可知，大別山片區整體扶貧績效指數較為穩定，各省域差異性較小，但各維度間差距明顯。就各省域扶貧績效綜合評價指數而言，安徽省指數得分最高，為3.93，而得分最低的是河南省，為3.684，兩省相差0.246，差異性較小。分析各維度績效指數及其均值可知，行為態度績效指數得分均值最高，達到1.174，占綜合評價指數均值的31%左右；而脫貧行為得分最低，均值為0.458，僅達到行為態度得分均值的39%左右，為綜合評價指數貢獻12%，差距較為明顯。之所以出現這一情況，這與一部分貧困人口尚未實現“精神脫貧”有關，即存在主動性不高、依賴性較強、不愿意付出勞動等問題。

3.影響因素分析

在計劃行為理論視角下，綜合結構方程模型與扶貧績效評價結果，以分析大別山片區扶貧績效影響因素，為提出可行性較高的扶貧績效提升路徑提供參考。

由結構方程模型估計結果可知，貧困人口行為態度、主觀規范和感知行為控制對其脫貧行為影響的路徑系數分別為0.542、0.421和0.532，表明這三個維度均能對脫貧行為產生不同程度的正向影響。行為態度是影響貧困人口脫貧行為的重要因素，其對脫貧行為影響的路徑系數最高，超過0.5，表明貧困人口行為態度對其脫貧行為的影響力最大，脫貧行為態度越積極，脫貧行為程度越高。感知行為控制能顯著提高貧困人口脫貧行為程度，其對脫貧行為影響的路徑系數僅次于行為態度，數值相差0.01，但也超過0.5，表明貧困人口對精準扶貧政策的滿意程度能夠直接影響其脫貧行為程度的高低。主觀規范對貧困人口脫貧行為有重要影響，但影響力較小，小于0.5，但同樣能對脫貧行為產生正向影響，是脫貧行為重要的影響因素之一。

分析扶貧績效評價結果可知，貧困人口行為態度績效指數得分均值最高，對扶貧績效影響最大，即貧困人口脫貧行為越積極，其脫貧行為程度越高，扶貧績效越好。感知行為控制績效與貧困人口主觀規范指數得分均值位居第二位、第三位，分別為1.126和1.087，兩者差異性較小，并均對扶貧績效產生正向影響，這意味著扶貧績效不僅與貧困人口單個個體有關，還與家人的支持、幫扶聯系人的扶持和非政府組織的關懷等有關，扶貧政策及其實施成效滿意程度同樣決定著扶貧績效的有效提升。貧困人口脫貧行為績效指數得分均值僅為0.458，表明貧困人口脫貧行為表現較差，這也說明脫貧攻堅不僅需要政府有效推動，更需要培育并激發貧困人口自身發展能力，讓貧困人口真正行動起來才能實現長久脫貧。

綜合上述分析結果，貧困人口行為態度、主觀規范、感知行為控制對其脫貧行為有正向影響，且這四個方面都是連片特困地區扶貧績效的重要因素，雖然影響程度不同，但均能產生正向影響。因此，充分調動貧困人口行為態度積極性，強化其參與精準扶貧政策實施過程的外界壓力，提高其對精準扶貧政策的滿意程度，提升其參與脫貧行為程度，這些均能有效提高連片特困地區扶貧績效。

六、結論與啟示

(一)研究結論

基于計劃行為理論視角，運用大別山片區微觀調研數據，通過構建結構方程模型，對大別山片區扶貧績效進行綜合評價，并對其影響因素進行分析，得到如下研究結論：(1)貧困人口行為態度、主觀規范和感知行為控制會對其脫貧行為產生正向影響；(2)連片特困地區扶貧績效良好，但貧困人口脫貧行為程度較低，缺乏自主性；(3)非政府組織參與扶貧工作的自主性較低,形式較單一，對貧困人口脫貧行為的正向影響較小。

(二)政策啟示

基于上述研究結論，對我們的政策啟示是：

(1)調動貧困人口脫貧行為積極性。要充分調動貧困人口脫貧行為積極性，提高貧困人群脫貧意識，以提升扶貧績效。要堅持扶貧與扶智、扶志及扶勤相結合，大力開展勤勞致富、自立自強、互幫互助等傳統美德教育，強化精神思想扶貧，引導貧困人口樹立勤勞致富、脫貧光榮的思想。要強化正向激勵機制，采取以工代賑、獎補生產等方式，激發貧困人口脫貧行為積極性，促進其自立自強和自主脫貧。

(2)積極構建多元扶貧主體參與的扶貧格局。在堅持政府主導地位的同時，積極引入多元扶貧主體參與到扶貧工作中，以形成多元扶貧主體合作扶貧模式。要實施結對幫扶的扶貧模式，將實力較強的企事業單位與貧困縣、貧困村結合起來，構建政府、社會、市場協同共進的互動扶貧體系；建立健全多元扶貧主體與貧困地區間的利益聯結機制，探索利用農村現有資源，積極盤活農村潛在資源，培育并提升精準扶貧內生動力，激發社會參與扶貧開發的熱情，以此構建多元扶貧主體參與的扶貧格局。

(3)培育并提高連片特困地區自我發展能力。要增強貧困人口自身發展能力，積極推動貧困人口積極采取脫貧行為，進而有效提高扶貧績效。對于貧困人口而言，自身發展能力是推動其脫貧的關鍵因素；對于貧困地區而言，要努力提高貧困人口自身發展能力，為貧困人口營造良好的脫貧環境。完善各項基礎設施與公共服務供給，利用自身積累的傳統優勢，挖掘特色資源，培育特色產業，形成品牌效應，提高連片特困地區自我發展能力。加大種養殖業技術的職業技術培訓，鼓勵農村剩余勞動力積極參加職業技能培訓，提高農村勞動力素質，實現從“輸血式”向“造血式”扶貧方式轉變，提高貧困人口自我發展能力。

(三)討論

基于計劃行為理論視角，運用結構方程模型，本文對連片特困地區扶貧績效進行綜合評價，并進一步分析其影響因素，得出研究結論，并由此提出一定的政策建議，這有助于豐富多維貧困治理研究成果，為推動連片特困地區精準扶貧戰略的有效實施提供有益參考意見。與此同時，本研究還有進一步可以拓展的研究空間：第一，樣本范圍還可以進一步細化，拓展到省域、縣域、鎮域，甚至到村域，提高研究科學性與可操作性；第二，本研究中的結構方程模型設定僅從貧困人口脫貧行為角度出發，還可將政府、幫扶聯系人或是其他脫貧戶的行為研究納入其中，以提高研究說服力與全面性；第三，本文研究連片特困地區扶貧績效評價及其影響因素，可以考慮通過運用神經網絡、系統動力學仿真模型及反饋控制原理等方法將評價結果反饋至系統之初，以優化精準扶貧路徑。