消費幫扶是否提升了脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性?

蔡睿堃 葉 胥 毛中根

(西南財經(jīng)大學,四川 成都 611130)

一、問題的提出

黨的二十大報告強調(diào),加快建設(shè)農(nóng)業(yè)強國,鞏固拓展脫貧攻堅成果,增強脫貧地區(qū)和脫貧群眾內(nèi)生發(fā)展動力。邁入新時期,促進低收入農(nóng)戶收入更快增長是鞏固拓展脫貧攻堅成果、實現(xiàn)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕的核心任務(wù)(林萬龍 等,2022),而促進農(nóng)副產(chǎn)品銷售是其中重要一環(huán)。然而,當前脫貧地區(qū)農(nóng)副產(chǎn)品產(chǎn)銷對接中仍有難點和堵點尚未完全解決,脫貧地區(qū)農(nóng)副產(chǎn)品競爭力依然不強。作為連接消費端與生產(chǎn)端的創(chuàng)新幫扶模式,消費幫扶政策既有助于提升脫貧地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品競爭力,又有利于擴大居民消費規(guī)模、推動消費升級,是建設(shè)農(nóng)業(yè)強國和暢通國內(nèi)大循環(huán)的重要路徑。

涉及消費幫扶的政策文件最早可追溯至2016年出臺的《關(guān)于促進電商精準扶貧的指導意見》(國開辦發(fā)〔2016〕40號),其明確提出動員社會各界開展消費扶貧活動,打通貧困地區(qū)供應(yīng)鏈條和提升農(nóng)副產(chǎn)品供給水平,首次推行電商平臺協(xié)助貧困農(nóng)戶銷售農(nóng)副產(chǎn)品,并開發(fā)出機關(guān)單位定點采購、東西部消費協(xié)作、旅游扶貧等新穎的消費幫扶形式。國家鄉(xiāng)村振興局(原扶貧辦)、供銷合作總社相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示,2019—2022年間消費幫扶金額以及消費幫扶金額占當年農(nóng)產(chǎn)品銷售金額的比例均不斷增加,2022年平均每個脫貧農(nóng)戶家庭通過消費幫扶獲得農(nóng)特產(chǎn)品銷售收入超過4300元。可見,消費幫扶在促進脫貧人口增收和內(nèi)生發(fā)展方面起到了重要作用。與以往的“以買代幫”“以購代捐”不同,在鞏固拓展脫貧攻堅成果時期,消費幫扶被賦予了全新內(nèi)涵。一方面,其更加強調(diào)企業(yè)和公益組織等社會力量的投入,充分發(fā)揮行業(yè)優(yōu)勢和主觀能動性多渠道協(xié)助脫貧農(nóng)戶增收;另一方面,其更加注重脫貧地區(qū)生產(chǎn)端與城鎮(zhèn)居民消費端的良性互動,引導脫貧地區(qū)主動調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),塑造綠色、有機、安全的地理標志性品牌,以適應(yīng)幫扶地區(qū)市場綠色消費需求。根據(jù)2019年初發(fā)布的《國務(wù)院辦公廳關(guān)于深入開展消費扶貧助力打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的指導意見》(國辦發(fā)〔2018〕129號),消費幫扶大致可以分為三類:一是以消費扶貧月、東西部協(xié)作消費、機關(guān)定點采購等為代表的政府主導型;二是以電商直播、互聯(lián)網(wǎng)扶貧、“萬企幫萬村”等為代表的企業(yè)參與型;三是以旅游幫扶、社區(qū)團購等為代表的社會介入型。

在鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興銜接階段,消費幫扶能否增強脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性、避免產(chǎn)生“福利依賴”加劇返貧風險,逐步成為理論界與實務(wù)界關(guān)注的焦點。自2018年統(tǒng)計農(nóng)產(chǎn)品幫銷規(guī)模以來,消費幫扶規(guī)模持續(xù)擴大,2021年超4500億元。消費幫扶政策的實施有效降低了農(nóng)村貧困發(fā)生率,農(nóng)村貧困人口呈不斷減少趨勢。消費幫扶之所以能夠順利開展且成效顯著,其背后的原因大致包括:第一,消費者從購買扶貧農(nóng)產(chǎn)品中彰顯道義擔當。全世文(2021)基于消費者偏好理論,從渠道化與標準化兩種模式探究了消費者對于扶貧產(chǎn)品的決策機制和支付意愿。消費者能夠從購買含反貧困標簽的高溢價農(nóng)產(chǎn)品中獲得多重激勵(Jiang et al.,2023)。第二,零售商樂于銷售帶有扶貧標簽的農(nóng)產(chǎn)品。當零售商采用扶貧產(chǎn)品略高于普通產(chǎn)品價格的雙產(chǎn)品策略時,既對常規(guī)產(chǎn)品供應(yīng)商影響較小,又有助于消費扶貧(馮春 等,2023)。第三,農(nóng)戶可持續(xù)生計策略不斷優(yōu)化。消費幫扶有助于提升農(nóng)戶家庭金融、人力和社會等生計資本,進而通過調(diào)整生計策略實現(xiàn)減貧目的(龍少波 等,2021)。

值得注意的是,現(xiàn)有研究在考察消費幫扶政策成效時更加聚焦于收入效應(yīng),關(guān)注貧困農(nóng)戶家庭短期福利提升(黃薇 等,2021),而鮮有文獻立足家庭生命周期的視角,將消費幫扶與脫貧農(nóng)戶未來福利狀態(tài)聯(lián)系起來進行量化研究。與此同時,由于不確定性的外部沖擊會對脫貧農(nóng)戶家庭經(jīng)濟長期發(fā)展帶來負面影響,尋找提升脫貧農(nóng)戶家庭抗沖擊能力、挖掘向上發(fā)展?jié)摿Φ穆窂?成為建設(shè)農(nóng)業(yè)強國時期解決相對貧困的關(guān)鍵(燕繼榮,2020)。因此,深入探討消費幫扶對脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性的影響及其作用機制具有重要的現(xiàn)實意義和理論價值。

基于上述分析,本文以發(fā)展韌性為切入點,基于2021年中國家庭金融調(diào)查微觀數(shù)據(jù),探討消費幫扶對脫貧農(nóng)戶家庭經(jīng)濟長期發(fā)展方面的影響。與已有研究相比,本文可能的理論貢獻在于兩個方面:一是從家庭發(fā)展韌性的視角拓展了消費幫扶政策成效方面的研究。不同于已有研究側(cè)重于從收入維度檢驗消費幫扶的政策績效,本文基于建設(shè)農(nóng)業(yè)強國的現(xiàn)實背景,從抗擊不確定性風險沖擊、防止貧困逆向轉(zhuǎn)化的角度評估了消費幫扶的政策效應(yīng),為守住不發(fā)生規(guī)模性返貧底線提供了來自消費幫扶視角的經(jīng)驗證據(jù)。二是揭示了消費幫扶提升家庭發(fā)展韌性的作用機制。既有文獻更加關(guān)注消費者從購買農(nóng)產(chǎn)品中獲得的道德激勵,較少涉及其中的作用機制問題。不同于此,本文從放緩農(nóng)村外部約束和改變農(nóng)戶內(nèi)生動力兩方面厘清了消費幫扶影響脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性的具體機制,對優(yōu)化消費幫扶政策具有重要的指導意義。

二、文獻綜述與假說提出

(一)文獻綜述

發(fā)展韌性又稱復原力,最初建立在生態(tài)學概念之上,被廣泛應(yīng)用于人道主義援助、糧食安全及經(jīng)濟發(fā)展等研究中。借助發(fā)展韌性研究脫貧農(nóng)戶未來福利狀態(tài),可以更準確地將返貧風險、動態(tài)反饋和經(jīng)濟等因素納入模型中。總體來看,與發(fā)展韌性相關(guān)的研究主要分為兩類:一是將生計策略與發(fā)展韌性聯(lián)系起來,考察在面對政治沖突、災(zāi)害等外部沖擊和壓力時家庭如何維持和繼續(xù)提高生計水平(Marschke et al.,2006)。Speranza et al.(2014)將發(fā)展韌性與經(jīng)濟、社會、生態(tài)及人力等各種生計資本聯(lián)系起來,實現(xiàn)了量化生計發(fā)展韌性的目的。盡管從生計建立的發(fā)展韌性框架能闡釋生計動態(tài)規(guī)律,但其側(cè)重于非經(jīng)濟方面的研究,難以捕捉經(jīng)濟動態(tài)特征,尤其是當經(jīng)濟主體面臨外部不確定風險時,對長期發(fā)展的預(yù)測更為有限(Béné et al.,2014)。二是借鑒貧困脆弱性理論,結(jié)合福利指標,將發(fā)展韌性定義為個體在面對壓力和外部沖擊后仍能避免陷入貧困,且在未來長期保持較高的福利水平的能力(Barrett et al.,2014),即將發(fā)展韌性定義為滿足特定福利閾值的概率(Cissé et al.,2018)。這一界定被廣泛應(yīng)用于中低收入人群的家庭發(fā)展韌性研究中,其優(yōu)勢在于:一方面,區(qū)別于基于生計策略的發(fā)展韌性,其將外部沖擊與家庭經(jīng)濟發(fā)展聯(lián)結(jié)在一起,更適用于反映微觀家庭立足中長期發(fā)展、避免返貧而做出的努力;另一方面,區(qū)別于貧困脆弱性強調(diào)事前預(yù)測,忽略非線性動態(tài)路徑的存在,其考慮了前期沖擊、事中應(yīng)對以及危機復原對未來狀況的影響,將貧困問題從靜態(tài)拓展至動態(tài),更適用于預(yù)測家庭長期發(fā)展狀態(tài)。

從現(xiàn)有文獻來看,學術(shù)界關(guān)于消費幫扶對家庭發(fā)展韌性的作用存在不同觀點。一是肯定論。李晗等(2021)認為,包含消費幫扶在內(nèi)的扶貧政策不僅促進了貧困家庭向好發(fā)展,還降低了再次陷入貧困的風險。二是存疑論。賈男等(2022)發(fā)現(xiàn),盡管幫扶政策整體降低了脫貧農(nóng)戶的返貧風險,但該效應(yīng)隨時間逐步衰減。范和生等(2021)指出,鄉(xiāng)村振興階段,消費幫扶面臨幫銷渠道束窄、愛心溢價降低和產(chǎn)出不穩(wěn)定等障礙,脫貧農(nóng)戶家庭持續(xù)發(fā)展面臨挑戰(zhàn)。曾起艷等(2021)認為,扶貧屬性的溢價支付在消費幫扶中占主導地位,脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展態(tài)勢可能隨政策調(diào)整而不斷減弱。此外,有關(guān)消費幫扶的動力機制,現(xiàn)有研究也未形成一致結(jié)論。全世文等(2022)強調(diào),消費幫扶的主要動力來自消費者的溢價支付意愿;而李曉紅等(2022)則認為,政府的行政手段是消費幫扶市場交易機制的源頭動力,幫扶屬性驅(qū)動消費者復購脫貧地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品行為明顯。

(二)理論分析與假說提出

促進家庭向上流動、降低家庭經(jīng)濟下行風險是家庭發(fā)展韌性提升的兩個重要表現(xiàn)(Cissé et al.,2018)。其中,前者指充分挖掘發(fā)展?jié)摿?促使家庭福利水平持續(xù)提升;而后者指激勵內(nèi)生動能,杜絕泛福利化現(xiàn)象產(chǎn)生,在中長期抗衡外部沖擊避免再次返貧。由于消費幫扶建立了定點采購機制,脫貧農(nóng)戶家庭能夠獲得穩(wěn)定收入,家庭預(yù)期發(fā)展水平得以顯著提升,利益鏈接機制大幅降低了外部沖擊對家庭發(fā)展的影響,且消費幫扶還可以引導脫貧農(nóng)戶挖掘比較優(yōu)勢,是一種反福利依賴的幫扶形式。本文認為,消費幫扶主要通過緩解外部約束、改變內(nèi)生動力兩條路徑提高了家庭發(fā)展韌性。

(1)緩解外部約束機制。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后、外部幫扶渠道收窄等會對脫貧農(nóng)戶生產(chǎn)產(chǎn)生約束,導致脫貧農(nóng)戶生計策略單一、生計資本匱乏,進而降低脫貧農(nóng)戶家庭福利水平,加劇其規(guī)模性返貧風險。一方面,消費幫扶為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)創(chuàng)造了新的市場需求,有助于調(diào)整脫貧地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),增強扶貧農(nóng)產(chǎn)品競爭力,提升脫貧地區(qū)農(nóng)業(yè)供給水平和生產(chǎn)效率,保證脫貧農(nóng)戶長期良好發(fā)展態(tài)勢。另一方面,消費幫扶能夠重構(gòu)緊密型聯(lián)農(nóng)帶農(nóng)機制,協(xié)助脫貧農(nóng)戶融入社會再生產(chǎn)循環(huán),拓展其社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò),通過提升農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷銜接頻率,打破了制約農(nóng)戶獲取生產(chǎn)、貿(mào)易流通和消費需求等信息要素的瓶頸,同時通過從幫扶單位汲取社會資源和資金,幫助農(nóng)戶增強抵御風險沖擊的能力。

(2)改變內(nèi)生動力機制。消費幫扶激發(fā)了脫貧農(nóng)戶內(nèi)生發(fā)展動能,進而降低了遭遇風險沖擊而返貧的概率。與增強內(nèi)生動力相對應(yīng)的是福利依賴問題,指的是脫貧農(nóng)戶過度依賴幫扶政策,造成主觀能動性下降、享樂型消費增加,最終削弱其向上流動發(fā)展積極性。區(qū)別于無條件轉(zhuǎn)移支付形式,“以買代捐”的幫扶形式提供的正向經(jīng)濟激勵,對脫貧農(nóng)戶依靠自身發(fā)展產(chǎn)生了顯著的積極影響。這體現(xiàn)為消費幫扶鼓勵脫貧農(nóng)戶充分挖掘自身比較優(yōu)勢,主動適應(yīng)幫扶市場消費需求,提高農(nóng)業(yè)種植和營銷技能,通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營不斷積極向上,而迸發(fā)的內(nèi)生動能又會不斷擴大生產(chǎn),優(yōu)化生計策略,避免產(chǎn)生福利依賴,提高自身脫貧韌性。

基于上述分析,本文提出:

假說1：消費幫扶能夠顯著提升脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性。

假說2：消費幫扶通過緩解農(nóng)村外部約束提升了脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性。

假說3：消費幫扶通過改變農(nóng)戶內(nèi)生動力提升了脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性。

為更加清晰地呈現(xiàn)本文的理論邏輯,圖1展示了消費幫扶提升脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性的具體機理。

圖1 消費幫扶提升家庭發(fā)展韌性的具體機理

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源及處理

本文數(shù)據(jù)源自西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查(CHFS)。本文主要使用CHFS2021農(nóng)村樣本,并匹配CHFS2017和CHFS2019進行實證研究,其優(yōu)點在于:第一,能較好地識別消費幫扶。利用CHFS2017建檔立卡的貧困戶確定脫貧農(nóng)戶的范圍,并結(jié)合前文政策背景,將享受農(nóng)產(chǎn)品幫銷措施(1)CHFS問卷中問題:“去年您家生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品主要有哪些用途?”答案設(shè)置“直接銷售”“加工后銷售”“自用”“用于自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)”“尚待產(chǎn)出”“待出售”6個選項,將回答“直接銷售”和“加工后銷售”的脫貧農(nóng)戶視作享受消費幫扶政策的主要研究對象。的脫貧農(nóng)戶視作本文的主要研究對象。第二,符合研究時期需要。CHFS2021反映了農(nóng)戶在2020年的生產(chǎn)生活水平,能較好地捕捉消費幫扶政策的各種影響。第三,樣本缺失值少。考慮到計算被解釋變量需要加入滯后期,進一步匹配CHFS2019數(shù)據(jù)后,享受消費幫扶的農(nóng)戶觀測值為322戶(2)參與消費幫扶的農(nóng)戶分布在全國29個省、自治區(qū)和直轄市(除港澳臺地區(qū)及新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)),其中306戶(超過95%)來自于中西部地區(qū),且均于2020年前制定省級層面消費扶貧政策,從縣級層面落實消費幫扶政策具體措施。,未參與消費幫扶的農(nóng)戶樣本為5043戶。

(二)變量說明與描述性統(tǒng)計分析

1.核心解釋變量:消費幫扶

借鑒尹志超等(2020)的做法,首先以家庭是否被列為建檔立卡戶識別脫貧農(nóng)戶,然后以該家庭是否銷售農(nóng)產(chǎn)品作為進一步的篩選標準。若該家庭同時符合建檔立卡戶和銷售農(nóng)產(chǎn)品兩個條件,則賦值為1,表示受到了消費幫扶政策的影響,否則為0。

2.被解釋變量:家庭發(fā)展韌性

借鑒Cissé et al.(2018)提出的模型測算家庭發(fā)展韌性,并參考Vaitla et al.(2020)的方法進行估計。

首先,將當期家庭福利水平建模為包含滯后一期家庭福利水平的多項式函數(shù),估計一階Markov過程如下:

(1)

(2)

(3)

式(3)中下標V表示方差。接著,估計家庭i在t時期的福利水平的條件方差:

(4)

(5)

3.控制變量

參考Phadera et al.(2019)、李晗等(2021),從戶主層面和家庭層面選擇控制變量。其中,戶主層面的控制變量包括戶主年齡、性別、婚姻狀態(tài);家庭層面的控制變量包括家庭贍養(yǎng)比、家庭撫養(yǎng)比、家庭勞動力學歷、家庭人均資產(chǎn)、家庭人均收入、家庭是否有正規(guī)和非正規(guī)負債。此外,模型中還加入省份虛擬變量以控制區(qū)域差異對估計結(jié)果的影響。

本文主要變量說明及描述性統(tǒng)計如表1所示。參與消費幫扶的農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性比未參與的農(nóng)戶均值低0.034(4)參與消費幫扶政策的農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性比未參與消費幫扶政策的農(nóng)戶小,原因可能是由農(nóng)戶自主選擇的結(jié)果,實際中普通農(nóng)戶可能由于自身能力更強選擇不參與消費幫扶政策。,且在1%水平下顯著。從戶主特征來看,參與消費幫扶的農(nóng)戶戶主年齡偏大、未婚比例較高。從家庭特征來看,參與消費幫扶的農(nóng)戶家庭人均資產(chǎn)、收入相比較低,負債比例較高,同時贍養(yǎng)老年人壓力較大。這說明參與消費幫扶的農(nóng)戶在生活水平、發(fā)展?jié)摿腿肆Y本方面均處于劣勢。

表1 主要變量說明及描述性統(tǒng)計結(jié)果

(三)模型設(shè)定

為考察消費幫扶與脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性之間的關(guān)系,構(gòu)建如下基礎(chǔ)模型:

Yi=β0+β1Xi+∑jβjControlji+μk+εi

(6)

其中:被解釋變量Yi為第i個脫貧農(nóng)戶的家庭發(fā)展韌性;核心解釋變量Xi表示第i個脫貧農(nóng)戶是否參與消費幫扶,Xi=1代表參與消費幫扶,否則為未參與;Controlji為一系列控制變量的集合;μk為省級固定效應(yīng),εi為隨機誤差。本文重點關(guān)注系數(shù)β1的方向及顯著性,若β1顯著為正,則表明消費幫扶顯著提升了脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性,即假說1成立。

四、實證結(jié)果與分析

(一)基準回歸結(jié)果

表2報告了消費幫扶與脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性的基準回歸結(jié)果。其中,列(1)僅控制了省份固定效應(yīng),消費幫扶的回歸系數(shù)為0.0323,且在1%水平下顯著。列(2)在列(1)的基礎(chǔ)上納入了戶主特征控制變量,列(3)在列(2)的基礎(chǔ)上加入了家庭特征控制變量,從中可見,消費幫扶的回歸系數(shù)分別為0.0351和0.0281,且均在1%水平下顯著。上述檢驗結(jié)果表明,無論是否引入控制變量,消費幫扶對脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性均存在顯著的正向影響,本文假說1得到驗證。

表2 基準回歸結(jié)果:消費幫扶與家庭發(fā)展韌性

考慮到參與消費幫扶政策的樣本較少,可能帶來估計偏誤,且現(xiàn)實生活中消費幫扶政策具備正向溢出效應(yīng)(蔡宇涵 等,2019),脫貧地區(qū)的普通農(nóng)戶也可能因參與消費幫扶政策而受益。為此,本文將屬于消費幫扶縣且銷售農(nóng)產(chǎn)品的農(nóng)戶也視作參與組,重新回歸后的結(jié)果如表2列(4)所示。從中可見,消費幫扶的回歸系數(shù)降為0.0115,但仍在1%水平下顯著。此外,本文還借鑒Günther et al.(2009)的做法,將家庭發(fā)展韌性轉(zhuǎn)變?yōu)樘摂M變量。具體而言,將家庭發(fā)展韌性大于0.29識別為韌性家庭,取值為1,否則識別為脆弱家庭,取值為0。重新回歸后的結(jié)果報告于表2列(5),不難發(fā)現(xiàn),消費幫扶的回歸系數(shù)為0.2886,且依然在1%水平下顯著,說明參與消費幫扶能夠顯著提高脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性,本文假說1再次得到驗證。

(二)內(nèi)生性討論

考慮到脫貧農(nóng)戶是否選擇參與消費幫扶具有自選擇效應(yīng),削弱了隨機性,可能造成估計偏誤。借鑒馬九杰等(2022)的做法,使用是否屬于制定或落實過消費幫扶政策的區(qū)縣(5)通過查閱對應(yīng)區(qū)縣官網(wǎng)以及歷年來國家發(fā)改委公布的消費幫扶典型案例判斷是否制定過政策。(虛擬變量),作為脫貧農(nóng)戶是否選擇參與消費幫扶這一內(nèi)生變量的工具變量。若脫貧農(nóng)戶所在的區(qū)縣制定或落實過消費幫扶政策,說明其更易受政策影響選擇參加。同時,區(qū)縣選擇制定或落實消費幫扶政策主要受省市的上位規(guī)劃、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、地理環(huán)境以及幫扶地區(qū)市場需求等因素影響,與微觀個體家庭發(fā)展韌性并不存在明顯關(guān)聯(lián)。這說明選擇的工具變量較好地滿足相關(guān)性和外生性兩個條件。

表2列(6)報告了工具變量法的估計結(jié)果。從中可見,杜賓-吳-豪斯曼檢驗結(jié)果證實了內(nèi)生性的存在,第一階段F值為52.23大于10%偏誤水平的臨界值16.38,說明模型不存在弱工具變量問題。消費幫扶的回歸系數(shù)為0.0936,且依然在1%水平下顯著,與前文基準回歸結(jié)果基本一致。

(三)反事實推斷:傾向得分匹配法檢驗

為解決不可觀測變量帶來的估計偏誤,借鑒呂朝鳳等(2020)的方法,構(gòu)建與參與組農(nóng)戶特征盡可能相似、但未參與消費幫扶政策的對照農(nóng)戶,并使得匹配后的農(nóng)戶間只有在是否參與消費幫扶政策上存在不同,從而使得該對照農(nóng)戶可以最大限度地近似模擬目標農(nóng)戶的“反事實情形”,并通過比較目標農(nóng)戶在參與消費幫扶政策后家庭發(fā)展韌性的差異,推斷出消費幫扶與家庭發(fā)展韌性間存在的因果關(guān)系。基于傾向得分匹配法進行檢驗,依次選擇局部線性回歸、核匹配、半徑匹配、最近鄰卡尺匹配4種方式相互論證。

表3報告了平衡性檢驗的結(jié)果,不難發(fā)現(xiàn),相較于匹配前,匹配后的LR test由顯著變?yōu)椴伙@著,標準化均值偏差和中位數(shù)偏差均大幅降低。這意味著,相關(guān)協(xié)變量在統(tǒng)計學意義上不存在顯著差異,符合平衡性要求。

表3 平衡性檢驗結(jié)果

采取4種傾向得分匹配法估計后的平均處理效應(yīng)如表4所示,估計結(jié)果一致。從平均值來看,參與消費幫扶政策使得脫貧農(nóng)戶家庭的發(fā)展韌性提高了2.87%,且4種傾向得分匹配法估計所得的平均處理效應(yīng)均在1%水平下顯著,與基準回歸結(jié)果差異較小,進一步證實消費幫扶具有提升脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性的積極作用。

表4 傾向得分匹配法檢驗結(jié)果

(四)安慰劑檢驗

為確保基準結(jié)論并非其他因素偶然造成,本文還進行了安慰劑檢驗。從全樣本中隨機抽取參與組和未參與組,保持抽樣量與實際量相同,反復500次運用式(6)對抽樣模擬數(shù)據(jù)進行估計,在此過程中所有的特征變量和固定效應(yīng)均與實際一致。

500組估計后的變量核密度分布用圖2表示。圖2(a)中,黑色豎線表示基準回歸中處理效應(yīng)實際系數(shù)估計值大小,隨機后的處理效應(yīng)估計值集中接近于0,可以看出實際處理效應(yīng)估計值遠離抽樣模擬值。圖2(b)中,黑色豎線表示基準回歸中實際處理效應(yīng)t統(tǒng)計值,絕大多數(shù)抽樣后的t統(tǒng)計絕對值都在2以內(nèi),實際t統(tǒng)計值大幅遠離抽樣模擬值。這意味著消費幫扶有助于增強脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性的結(jié)論在統(tǒng)計學意義上是穩(wěn)健的。

(a)增強家庭發(fā)展韌性的系數(shù)估計值

(b)增強家庭發(fā)展韌性的系數(shù)t統(tǒng)計值

(五)穩(wěn)健性檢驗

1.更換被解釋變量的測量方法

替換福利水平閾值,將年人均收入4000元調(diào)整為世界銀行公布的2.15美元并按照匯率進行了轉(zhuǎn)換,以此作為新的福利水平閾值重新計算家庭發(fā)展韌性。表5列(1)報告了更換被解釋變量測量方法后的估計結(jié)果,從中可見,消費幫扶的估計系數(shù)為0.0282,且在1%水平下顯著,與上文基準回歸結(jié)果并無明顯差異。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果:替換變量測量方法

2.更換核心解釋變量的測量方法

由于脫貧農(nóng)戶農(nóng)副產(chǎn)品幫銷資金規(guī)模也能較好地反映消費幫扶的政策效應(yīng),采用農(nóng)產(chǎn)品銷售毛收入的對數(shù)作為幫銷規(guī)模的代理變量,替換是否參與消費幫扶政策啞變量。表5列(2)報告了替換核心解釋變量測度方法后的估計結(jié)果,消費幫扶的回歸系數(shù)為0.0019,且在1%水平下顯著,說明消費幫扶能夠有效提升脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性。可見,本文研究結(jié)論穩(wěn)健成立。

3.改變研究樣本

首先,考慮到現(xiàn)實生活中普通農(nóng)戶可能因自身經(jīng)濟實力較強而選擇不參加消費幫扶政策,剔除參與組家庭人均收入超過10000元的樣本,重新進行回歸,結(jié)果見表6列(1)。從中可見,消費幫扶的回歸系數(shù)為0.0072,且在5%水平下顯著。其次,鑒于“自己銷售農(nóng)產(chǎn)品”的脫貧農(nóng)戶(6)CHFS問卷中問題:“去年您家生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品是如何銷售的?”答案設(shè)置“自己銷售”“賣給商販”“賣給農(nóng)民專業(yè)合作社”“賣給政府”“通過網(wǎng)絡(luò)銷售”“消費者上門購買”6個選項,將回答“自己銷售”的脫貧農(nóng)戶從享受消費幫扶政策的樣本中剔除,因為相對其他幾個選項,其可能不享受幫扶。可能不享受消費幫扶政策,故從參與消費幫扶政策的農(nóng)戶樣本中剔除,重新回歸后的結(jié)果見表6列(2)。結(jié)果顯示,消費幫扶與家庭發(fā)展韌性仍顯著正相關(guān)。最后,考慮到不同社會經(jīng)濟特征的農(nóng)戶家庭參與消費幫扶的成效可能存在差異,將樣本區(qū)間縮小至脫貧農(nóng)戶間進行比較,即剔除普通農(nóng)戶樣本,將未參加消費幫扶的脫貧農(nóng)戶賦值為0。在此基礎(chǔ)上,重新進行回歸,估計結(jié)果如表6列(3)所示。不難發(fā)現(xiàn),消費幫扶對家庭發(fā)展韌性依然存在顯著的正向影響。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果:改變研究樣本

五、作用機制檢驗

正如前文理論分析與假說提出部分所指出的,消費幫扶主要通過緩解外部約束和改變內(nèi)生動力兩條路徑增強了脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性。本部分將著重檢驗這一理論邏輯是否成立。由于中介效應(yīng)逐步法面臨潛在內(nèi)生性的影響(江艇,2020),參考黃薇等(2022)、尹志超等(2021),構(gòu)建如下計量模型:

Yi=β0+β1Xi+β2κ+β3(Xi×κ)+∑jβjControlsji+μi+εi

(7)

其中:κ為機制變量,其他變量與式(6)相同。機制變量κ與核心解釋變量Xi交乘項的系數(shù)β3是作用機制檢驗關(guān)注的重點。

(一)緩解外部約束機制

為檢驗消費幫扶政策是否有助于緩解外部約束,進而增強脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性,本文選取兩個指標,一是務(wù)農(nóng)總產(chǎn)值(7)CHFS問卷中問題:“去年您家從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的產(chǎn)出如何?”務(wù)農(nóng)總產(chǎn)值為種植“糧食作物”“經(jīng)濟作物”“林木種植”“畜禽養(yǎng)殖”“水產(chǎn)養(yǎng)殖”及“其它”之和的對數(shù)。,用以衡量農(nóng)戶家庭產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平;二是以“您遇到困難會向誰求助”(8)CHFS問卷中問題:“您碰見困難會向誰求助?”回答“鄉(xiāng)村干部”、“上級政府”、“社會組織”和“宗教”的分別賦值1,回答“自己解決”、“親朋好友”、“宗族族人”的分別賦值為0,最后加總。作為農(nóng)戶社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的代理變量。緩解外部約束機制的檢驗結(jié)果如表7所示。由列(1)可知,交乘項(消費幫扶×務(wù)農(nóng)總產(chǎn)值)的回歸系數(shù)為0.0128,且在1%水平下顯著。類似地,列(2)的估計結(jié)果顯示,交乘項(消費幫扶×社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò))的估計系數(shù)在10%水平下顯著為正,這意味著對于社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)越緊密的脫貧農(nóng)戶而言,消費幫扶提升家庭發(fā)展韌性的作用更強。綜上分析可知,消費幫扶通過促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、密切社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò),顯著增強了脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性,本文假說2成立。

表7 作用機制檢驗結(jié)果:緩解外部約束機制

(二)改變內(nèi)生動力機制

為檢驗消費幫扶能否通過改變內(nèi)生動力提升脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性,本文同樣選取兩個指標,分別是:以“家庭成員月均務(wù)農(nóng)天數(shù)”(9)CHFS問卷中問題:“去年您家庭成員平均每個月有幾天在干農(nóng)活兒?”作為脫貧農(nóng)戶內(nèi)生發(fā)展主觀意愿的代理變量(黃薇 等,2022);以家庭享樂型消費(10)享樂型消費涉及CHFS問卷中兩個問題,一是:“去年您家旅游總支出是多少?”二是:“去年您家在外餐飲消費是多少?”享樂型消費為兩者之和的對數(shù)。衡量脫貧農(nóng)戶滋生“福利依賴”。改變內(nèi)生動力機制的檢驗結(jié)果如表8所示。

表8 作用機制檢驗結(jié)果:改變內(nèi)生動力機制

列(1)的估計結(jié)果顯示,交乘項(消費幫扶×月均務(wù)農(nóng)天數(shù))的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正,說明對于內(nèi)生發(fā)展主觀意愿越強的脫貧農(nóng)戶,消費幫扶增強家庭發(fā)展韌性的成效越顯著。列(2)中,交乘項(消費幫扶×享樂型消費)的回歸系數(shù)雖為正,但未能通過顯著性檢驗,表明消費幫扶并不會滋生“福利依賴”。這可能是因為,區(qū)別于無條件現(xiàn)金轉(zhuǎn)移支付,消費幫扶政策更加強調(diào)政府和企業(yè)引導脫貧農(nóng)戶參與種植業(yè)和產(chǎn)銷相關(guān)的培訓,調(diào)整優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),主動適應(yīng)幫扶市場需要,以此激勵脫貧農(nóng)戶內(nèi)生發(fā)展動能、拓展可行能力,進而增強脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性。基于上述分析,本文假說3得到證實。

六、研究結(jié)論與政策建議

本文基于2021年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)的微觀數(shù)據(jù),實證檢驗了消費幫扶對脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性的影響及其作用機制。研究發(fā)現(xiàn),實施消費幫扶政策有利于提升脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性,且該結(jié)論在經(jīng)過內(nèi)生性緩解和穩(wěn)健性測試后依然成立。作用機制檢驗結(jié)果表明,消費幫扶通過緩解外部約束(促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、擴大社會網(wǎng)絡(luò)拓展),以及改變內(nèi)生動力(激發(fā)內(nèi)生發(fā)展動能,避免“福利依賴”),增強了脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性。

基于上述研究結(jié)論,本文提出以下政策建議:第一,聚焦農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性,選取脫貧農(nóng)村觀察點數(shù)據(jù)持續(xù)監(jiān)測農(nóng)戶經(jīng)濟狀況,定期分析家庭發(fā)展韌性指標,針對存在返貧風險的農(nóng)戶家庭及時發(fā)布預(yù)警信息,指導其種植生產(chǎn),迎合消費幫扶市場需求。第二,著力緩解農(nóng)村外部約束,健全“832扶貧網(wǎng)絡(luò)銷售平臺”,優(yōu)化專題產(chǎn)銷對接模塊,推廣幫扶消費券,為脫貧地區(qū)導入綠色農(nóng)產(chǎn)品消費需求。鼓勵龍頭企業(yè)挖掘脫貧地區(qū)比較優(yōu)勢,傾斜涉農(nóng)產(chǎn)業(yè)項目、激勵補助和金融互惠政策,加強種植業(yè)、加工業(yè)技術(shù)指導,提升農(nóng)產(chǎn)品供給水平。第三,激發(fā)農(nóng)戶內(nèi)生驅(qū)動力,突出消費幫扶主導作用,教育、醫(yī)療、低保幫扶等多種措施協(xié)同發(fā)力,提升農(nóng)戶家庭勞動力綜合素質(zhì),鞏固拓展消費幫扶激發(fā)的內(nèi)生動力成效。探索政策漸退機制,在過渡期收尾階段推動消費幫扶從緊密連接到松散耦合,杜絕脫貧農(nóng)戶滋生“福利依賴”。