巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴有效衔接中的家庭复原力问题研究

钱 力，张 轲，宋俊秀

(安徽财经大学 a.经济学院；b.财政与公共管理学院, 安徽 蚌埠 233030)

一、引言

中国全面实施精准扶贫战略以来，农村扶贫取得了巨大成就。截至2020年底，按照现行贫困标准，中国农村贫困人口全部实现脱贫。但贫困具有动态性、持久性和复杂性特征。对于部分农户，尤其是处于自然环境和社会经济等因素构成相对脆弱环境中的农户来说，内生发展能力差，缺乏生计可持续手段，极易受到重大疾病、自然灾害、市场冲击等因素影响重新落入贫困；又或是在政策抽离和扶贫力度减弱后返贫[1]，存在脱贫质量低、返贫概率大等难题[2]。如何巩固脱贫攻坚成果以达到稳定脱贫，形成目标群体长效脱贫的内生发展能力[3]，预防新贫困人口的产生[4]，成为迫切需要应对的问题。特别是面向2020年后扶贫时代贫困特征转变的社会现实，有必要考察精准扶贫政策的长效机制和巩固脱贫攻坚成果的实践状况，为实现可持续脱贫的远期目标提供参考[5]。

相对落后地区还存在大量易致贫的“边缘户”，他们由于政策悬崖而没有享受到政策福利，面临着生计脆弱性，极易成为新的贫困户[6]。脱贫攻坚的成效需要通过乡村振兴的一系列措施来强化，逐步从脱贫攻坚的“多予”转变为乡村振兴的“放活”，激发农村内生活力，发展当地特色经济，促进农业农村优先发展，确保脱贫的可持续性[7]。实施乡村振兴战略，总体可概括为从两个方面培育相对贫困治理的内生动力，一是塑造发展机会，二是培养发展能力。巩固和拓展脱贫成果，有助于长期稳定脱贫，促使进一步稳定持续发展，促进乡村振兴。因此，实现巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴的有效衔接将是未来相对贫困治理需要解决的主要问题。

家庭复原力强调从家庭整体层面探讨如何应对压力源，实现家庭的健康适应[8]，在家庭危机应对中起着决定性作用[9]。复原力将风险与不确定性纳入家庭福利分析框架中，突破以往静态经济增长的局限，动态反映家庭摆脱贫困或保持非贫困的过程，多维度预测家庭长期发展图景，从而为脱贫长效机制的设计提供新思路[10]。近年来，气候、经济与公共卫生事件的冲击严重影响了社会和经济发展，如何在不确定的环境下巩固拓展脱贫攻坚成果，促进与乡村振兴的有效衔接，培育相对贫困家庭抗击能力，将成为后扶贫时代解决相对贫困问题的关键[11]。

二、文献综述

早在20世纪70年代，心理学家Anthony[12]通过对有精神疾病家族史的儿童追踪调查，发现长期暴露于社会困境中的儿童依然能够较为良好地适应环境，在个人未来发展中健康成长。之后的研究以个体复原力为切入点，观察在困境和冲击下的个体复原力，探讨复原力、危险与保护因子的相互作用[13]。随着研究的进一步深入，家庭超越了研究个体复原力的背景性意义，成为另一个功能实体[14]。家庭复原力具有丰富和复杂的内涵，现有研究对这一概念的界定尚未形成共识，但对其定义大致有三种观点：第一，特征说。有学者认为家庭复原力是家庭作为一个功能单元在抵御危机和持续压力中体现出的反弹和自我修复能力，帮助家庭及其成员从逆境中复原甚至变得更加强大[15-17]。由此有学者将复原力的研究纳入可持续生计的框架内，利用多种资本构建福利函数，运用因子分析对一组多维指标进行测度，识别微观主体抗击特征，考察家庭复原力在应对冲击时的作用。第二，过程说。有学者突破静态分析的局限，动态捕捉家庭复原力的演变过程，认为具有复原力的家庭在当前或是未来都能够积极适应困境，表现为压力源、保护因子和危险因子相互作用的动态过程[18]。过程说研究着重将复原力与福利标准相结合，根植于贫困的脆弱性和贫困陷阱理论，突破以往的静态分析而转变成动态识别。同时关注时间的可持续性，从事前预防、事中应对、事后恢复三个方面综合看待家庭抗击、避免落入贫困的努力[19]。第三，结果说。有学者认为家庭复原力是合力利用内外资源，在逆境中应对冲击时的反应。更有学者认为家庭复原力是这些概念的融合，强调复原力是作为功能单元的家庭本身所具有的或后天学习得来的特质，由多层次、多维度的因子构成，以应对逆境的动力过程。在测度方面，Jennifer[20]将上述复原力内涵转变成一种计量经济学方法，添入非线性动力学分析路径，结合双参数分布假设，通过对福利函数的条件期望与方差的估计，将复原力估计为满足某种福利标准的条件概率，可以系统科学地展现、预测家庭未来的发展图景。这种界定和测度方式更符合于立足家庭长期发展的研究，培育激发功能主体的主观能动性，对后扶贫时代的相对贫困治理具有重要意义。

关于脱贫攻坚与乡村振兴的探讨主要集中在2020年后的减贫战略、推进脱贫攻坚成果与乡村振兴两大战略的衔接方面。目前我国正处于脱贫攻坚与乡村振兴两大战略的历史交汇期，在政策叠加期下的重要任务就是加快实现二者的有效衔接。围绕二者衔接的研究成果丰硕，主要聚焦于衔接的辨证逻辑关系、衔接机制与实施路径方面。曹立等[21]具体探究宏观视域下衔接的逻辑关系和原则，认为脱贫攻坚和乡村振兴在目标、内容、主体与体制方面可以融通互促，但同时面临着“个体性与主体性”“长期性与短期性”“绝对性与相对性”困难[22]。在此背景下，提出切实从微观层面实际考量，有效衔接“五个一批”和“五个振兴”的具体内容，从政府和市场着手[23]，在体制机制、内生动力和产业发展方面发力[24]，践行联动、包容和可持续的融合实践路径[25]。但学者们多从脱贫攻坚与乡村振兴衔接的理论层面探讨，鲜有实证分析，更缺少对落后地区衔接现状的效果评价，同时以家庭复原力为契入点的深入研究也明显不足。脱贫攻坚解决贫困人口生存问题，乡村振兴解决后续发展问题。脱贫攻坚过程中对贫困地区居民衣、食、住、教、医的基本保障已实现全覆盖，通过财政转移、提供就业等方式为贫困地区居民减贫增收。乡村振兴从培育产业发展、促进群众增收、扩大就业三方面发力，不断激发发展内生动力，提升群众的幸福感。从脱贫攻坚到乡村振兴的具体措施和行动经验激发了相对贫困家庭的内在发展动力，改善了相对贫困家庭的生计资本与生计能力。脱贫攻坚过程中控辍保学、整合优质乡村教育资源、提供乡村产教融合发展平台措施的实施，奠定了乡村教育的发展实践基础[26]。而乡村振兴的核心是人才振兴，在扶贫支出中增加对人力资本的投资，破解农村发展中人力资本匮乏难题，最大限度激活人才资源，持续推动人力资本积累增效[27]。基于此，本文认为巩固拓展脱贫攻坚成果与乡村振兴的有效衔接对家庭复原力的积极影响主要得益于两个方面的培育：第一，提高了家庭的资产积累；第二，培育了家庭的人力资本。

综上所述，复原力对相对贫困家庭现在以及未来能够积极应对压力和冲击，构建脱贫和发展的长效机制具有重要意义，捕捉其动态效应展开家庭未来长期发展图景对改善家庭福利和实现共同富裕至关重要。Barrett等[19]关于复原力的定义更符合立足于家庭长期发展、激发微观主体主观能动性以解决相对贫困和未来发展问题。过程说中动态识别的测度方法根植于贫困陷阱理论，其核心是在家庭福利中添入非线性路径学，改善了对家庭未来状态的预测，同时提升了研究的契合度和精准性。鉴于此，本文基于巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴的有效衔接视角，考察家庭复原力的动态效应，描绘家庭的未来长期发展图景；利用空间计量模型探索复原力是否存在正向溢出效应，探索构建家庭脱贫、发展的长效机制,为巩固脱贫攻坚成果与乡村振兴的有效衔接提供新思路。

三、理论分析

复原力是家庭在时间t内的福利高于某个标准阈值的概率，与福利函数密切相关。社会福利函数把社会福利看作个人福利的总和，以效用水平表示个人福利，则社会福利就是个人福利的函数。设定社会人口数为n，仅有两类人，其中相对贫困群体A人口占比λ，富裕群体B人口占比1-λ(0<λ<1)。为了关注效用较低人群的福利水平，本文采用罗尔斯主义的社会福利函数，假设社会所有人偏好一致，所有商品同质，每个人都是风险厌恶者。社会福利函数可记为：

W=min(UA,UB)

(1)

个人效用函数可以通过消费和收入等反映，为了避免高收入低消费群体的干扰，简便计算，将个人效用函数设定为收入的函数，则该社会两类人的效用函数记为：

(2)

(3)

式中，RA、RB分别是相对贫困群体A的收入、富裕群体B的收入。

巩固拓展脱贫攻坚成果与乡村振兴的政策性投入资金记为g，每单位政策性投入在市场上的价格为x，则该社会两类人的效用函数记为：

(4)

(5)

式中，RUA、RUB是劳动所得收入，为了简便计算，将其均赋值为0。RCA、RCB是接受政策性投入所得的收入和服务。

(6)

由上式可知，在相对贫困群体A与富裕群体B福利水平高低比较下，∂W/∂x<0，即价格降低，福利水平提高；价格升高，福利水平降低。当政策性投入的服务进入市场后，供给增加使商品价格降低，因此拓展巩固脱贫成果和乡村振兴的政策性投入可以增加总体社会福利。

四、研究设计

(一)模型设定

本文采用Cisse and Barrett提出的计量经济学方法测算家庭复原力。估计一阶马尔可夫过程，具体模型展开如下：

(7)

式中将t时刻的福利指标Wit建模为前一期t-1时刻的福利Wi,t-1的多项式函数，同时加入其他特征变量Xit以及随机扰动项εMit，下标M代表期望方程，j代表高阶中心距的阶数。考虑到多重均衡贫困陷阱理论的典型S形动态特征，本文将k取值为3。其次，利用随机误差项εMit零均值假设，估计家庭i在时间t的条件期望的预测值为：

(8)

用V表示方差方程，使用一阶中心距的残差来估计二阶中心矩方程：

(9)

同样，遵循零均值假设，家庭i在时间t的条件方差的预测值可表示为：

(10)

(11)

(二)变量选取

1.被解释变量。家庭复原力强调家庭从整体层面应对冲击、挣脱困境，是家庭危机应对过程中的关键力量。同时，在家庭福利分析的框架中添入风险与不确定性，突破以往静态经济增长的局限，动态反映家庭摆脱贫困或保持非贫困的过程。研究家庭复原力，能够在不确定的环境下培育家庭抗击和抗压能力。

2.解释变量。由于精准扶贫政策的实施时间为2015年，乡村振兴政策实施时间为2017年，如果某个家庭在政策实施前被识别为相对贫困家庭，则该家庭在政策实施后赋值为1(实验组)，否则为0(对照组)。

3.控制变量。根据已有研究，结合本文研究需要和数据可得性，引入控制变量见表1。

表1 控制变量名称及定义

此外，脆弱性和复原力不是简单的对立范畴，而是具有一定的相关性，不考虑脆弱性就无法理解复原力[27]。脆弱性是复原力的本体，要使一个人变得富有复原力，就必须承认他根本上是脆弱的。借鉴何军[29]测算脆弱性的经验，设定50%阈值来识别相对脆弱家庭[30]，将其转化为一个二元离散变量，作为外部冲击的识别变量。

(三)数据来源与描述性证据

本文所用数据来源于2012—2018年中国家庭动态跟踪调查数据库，该数据库样本覆盖25个省(市、自治区)，重点关注中国居民的经济与非经济福利，包括教育、健康、家庭关系动态等多项研究主题，具有较强的代表性。基于研究问题与数据可得性原则，对初始样本数据进行以下处理：(1)筛选出农村家庭样本，匹配家庭与户主层面的样本数据；(2)剔除不相关变量、异常值与缺失值；(3)考虑到滞后期的加入，将4年样本数据合并成家庭层面的3期平衡面板数据。经处理后，获得家庭层面有效数据6 527户，19 581个实际观测值。表2为变量的描述性统计结果。

表2 变量的描述性统计

本文分析的全样本共有6 527户家庭，其中识别的相对贫困家庭3 477户。由表2可知，与全样本户相比，相对贫困家庭的复原力、家庭总收入、家庭消费性支出、家庭总金融资产、文化娱乐支出的均值均较低；非房贷的金融负债、从事私营企业、收到政府补助的均值均较高，对应的相对贫困脆弱性也较高，说明相对贫困户的贫困特征存在多维性。同时，相对贫困户还具有家庭规模偏大、年龄偏大、受教育年限较短、健康和智力水平偏低的特征，说明在资产和人力资本方面，相对贫困户处于较低的水平。

五、实证结果与分析

(一)基准回归

为了解相对贫困家庭复原力受哪些因素的影响，对家庭复原力进行基准回归，并在此基础上分为东部、中部、西部地区进一步进行空间异质性分析，分析结果见表3。

表3 基准回归分析结果

由基准回归结果可知，相对贫困脆弱性在1%的统计水平上显著，通过显著性检验，回归系数符号为负，表明家庭复原力的提高会降低相对贫困的脆弱性，具有减贫效应。家庭总收入、家庭消费性支出、家庭总金融资产、年龄、受教育年限、健康指标等通过显著性检验，回归系数为正，说明提高这些变量对提升家庭复原力有正向作用，同时说明提升家庭复原力的重要路径是积累资产和培育人力资本。家庭人口规模对家庭复原力有负向作用，即扩大家庭人口规模不利于提升家庭复原力，反而会增加家庭发生贫困的概率。东部、中部、西部的基准回归结果与全国基本保持一致，说明基准分析结果具有稳健性。

(二)双重差分模型

本文考察脱贫攻坚、乡村振兴对相对贫困家庭复原力的影响，最为重要的是排除其他因素干扰。在双重差分法中，政策相对于微观经济主体而言一般是外生的，为此，本文选用双重差分法(DID)来量化研究政策对相对贫困家庭复原力所产生的影响，避免内生性难题的发生。在进行双重差分检验之前，处理组和对照组需要满足平行趋势假设。

1.脱贫攻坚与家庭复原力

如果观测值是受到政策冲击前2年、前1年、政策冲击时、政策冲击后1年，各自标记post值为-2、-1、0、1，分别与treat相乘生成交叉项，将交互项(treat*post)作为解释变量做面板回归分析。结果显示：政策实施时间点之前，交互项对应的系数为负值且不显著；政策实施后，交互项对应的系数均正向显著，说明满足平行趋势假定，可进一步分析。精准扶贫政策的实施时间为2015年，与此同时也在巩固脱贫攻坚成果，因此在政策实施前，timet取值为0，之后取1。识别的相对贫困家庭为实验组，treatt取值为1；非相对贫困家庭treatt取值为0，双重差分的结果见表4。

表4 脱贫攻坚双重差分检验结果

表4显示，巩固脱贫攻坚成果措施实施后，相对贫困家庭的复原力水平仍低于非相对贫困家庭，但是二者之间的差距呈现缩小态势，从巩固脱贫攻坚成果措施实施前的0.391缩小到措施实施后的0.270，说明实施精准扶贫战略巩固脱贫攻坚显著增强了相对贫困家庭的复原力水平，政策效应对应的系数为0.121，通过1%的显著性水平。

2.乡村振兴与家庭复原力

乡村振兴政策的实施时间为2017年，在2017年之前，timet取值为0，之后取1。识别的相对贫困家庭为实验组，treatt取值为1；非相对贫困家庭treatt取值为0，双重差分的结果见表5。

表5 乡村振兴双重差分检验结果

表5显示，乡村振兴政策实施后，相对贫困家庭对应的复原力水平由政策实施前的0.549提升到政策实施后的0.556。虽然相对贫困家庭的复原力水平仍低于非相对贫困家庭，但是二者之间的差距呈现缩小态势，由原先的0.270缩小为0.264。从表5可知，在巩固脱贫攻坚成果的基础上，实施乡村振兴政策不仅能够增强相对贫困家庭的复原力水平，还能提升非相对贫困家庭的复原力，但乡村振兴的政策效应显著性不高。

六、进一步分析

(一)空间相关性检验

在进行空间计量模型的估计前，需要对各省(市、自治区)的家庭复原力、相对贫困脆弱性和家庭总收入进行空间自相关性检验。本文采用全局Moran’sI检验变量的空间自相关性，结果如表6所示。

表6 全局Moran’s I检验结果

由表6可知，在0～1空间邻接矩阵下，各省(市、自治区)家庭复原力、相对贫困脆弱性和家庭总收入的Moran’sI均显著为正，说明家庭复原力、相对贫困脆弱性和家庭总收入存在正向的空间相关性，这意味着使用空间计量模型对所选变量进行实证分析存在合理性。因此，本文构建空间计量模型实证考察家庭复原力对家庭相对贫困脆弱性和家庭总收入的空间溢出影响。

(二)空间计量模型的选择

1.Wald检验

SAR模型Wald检验的结果显示Prob>chi2值0.001 9非常显著，拒绝原假设；且对SEM模型的Wald检验结果显示Prob>chi2值0.094 3显著，拒绝原假设，接受空间杜宾模型(SDM)。为了保证空间计量模型选择的科学性，进一步进行LR检验。

2.LR检验

LR检验结果显示Prob>chi2值0.005 5显著，拒绝原假设，空间杜宾模型可以转换为空间滞后模型(SAR),Prob>chi2值0.000 0同样显著，拒绝原假设，空间杜宾模型可以转换为空间误差模型(SEM)。基于此，综合考虑选取双固定效应的空间杜宾模型。

(三)空间杜宾模型

双固定效应模型同时考虑了空间固定效应和时点固定效应，反映空间面板数据中既随个体变化，又随时间变化的一类变量方法，通过空间杜宾模型可以看出变量与相邻地区的空间关系。

表7 空间杜宾模型估计结果

由表7结果可知，R2与Log-likelihood值较大，说明模型拟合度较好，可信度较高。空间自回归系数rho对应的P值在5%水平下显著，且其系数为正值0.181，可知被解释变量复原力对自身有正向的空间溢出效应。由Main中统计的系数来看，相对贫困脆弱性x1和家庭总收入x2的P值显著，达到了1%的显著性水平，相对贫困脆弱性x1的系数为-0.430，家庭总收入x2的系数为0.026，说明前者对复原力有负向影响，后者对复原力有积极影响。Wx项比Main的系数更能说明空间的传导效应，Wx1与Wx2对应系数的P值均显著，分别达到1%、10%的显著性，且二者对应的系数为-0.247、0.012，可以说明相对贫困脆弱性Wx1具有负向的空间溢出效应，对周边地区的家庭复原力有负向的传导作用。家庭总收入Wx2存在正向的空间溢出效应，即对周边地区家庭复原力具有积极影响。

七、研究结论与政策启示

(一)研究结论

本文基于巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴的有效衔接视角，运用中国家庭动态跟踪调查数据库2012—2018年的面板数据，采用双重差分模型和空间杜宾模型对我国相对贫困家庭复原力的动态和空间效应进行量化实证分析。主要得到以下结论：

第一，实施精准扶贫和巩固脱贫攻坚成果显著增强相对贫困家庭的复原力。由双重差分模型的检验结果可知，巩固脱贫攻坚成果措施实施后，相对贫困家庭的复原力水平虽然仍低于非相对贫困家庭，但是二者之间的差距呈现缩小态势，可以看出政策效应显著，实施精准扶贫战略和巩固脱贫攻坚显著增强了相对贫困家庭的复原力水平。同时，乡村振兴战略对相对贫困家庭复原力的提升效果也很明显，复原力由政策实施前的0.549提升至政策实施后的0.556。

第二，巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴有效衔接的实施不仅能提高相对贫困家庭的复原力，对非相对贫困家庭同样具有积极影响。在巩固脱贫攻坚成果基础上，实施乡村振兴政策后，不仅对相对贫困家庭的复原力水平有积极影响，对非相对贫困家庭的复原力同样有积极作用，且二者之间的差距呈现缩小态势。在巩固脱贫攻坚成果的基础上，推进乡村振兴政策的落地实施不仅能够增强相对贫困家庭的复原力水平，还提升了非相对贫困家庭的复原力。

第三，提升家庭复原力的重要路径是积累资产和培育人力资本。由基准回归结果可以清楚地看到，资产、受教育年限和综合实力的提升对培育复原力有显著的正向促进作用。由此可知，积累资产和培育人力资本不仅可以提升家庭复原力，降低相对贫困发生率，逃离相对贫困陷阱，还为稳定脱贫成果、相对贫困治理与持续发展长效机制提供了参考路径。

第四，提升家庭复原力对自身与周边地区具有积极效应。家庭复原力自身具有正向的空间溢出效应，家庭相对贫困脆弱性和家庭总收入对家庭复原力分别存在显著的负向和正向空间溢出效应。由空间计量模型的结果可知，相对贫困脆弱性具有负向的空间溢出效应，对周边地区的家庭复原力有负向传导作用。家庭总收入存在正向的空间溢出效应，即对周边地区家庭复原力具有积极影响。

(二)政策建议

第一，根据实地情况制定衔接方案，深化巩固拓展脱贫攻坚成果与乡村振兴的有效衔接。注重总结脱贫经验，为乡村振兴提供工作机制。保证投入资金、扶持产业等常量政策的继续推进，加强基础设施建设、人才和生态振兴等增量政策的投入力度，摒弃脱贫攻坚中易造成“福利依赖”的非常态政策，减弱政策在执行过程中可能产生偏差而导致的政策负外部性。从微观层面出发，建立健全全面振兴政策，完善区域性政策。

第二，考虑地区的空间影响，合理制定“扶智扶贫”的区域性方案。考虑到家庭复原力、家庭的相对贫困脆弱性和家庭总收入存在空间的溢出效应，政府在制定“扶贫扶智”一系列政策的同时还要考虑空间效应的影响，关注不同地区的异质性和集聚现象，合理安排资源配置。提高复原力的重要路径是积累资产和培育人力资本，通过职业培训与素质教育，提升全民人力资本水平，增加劳动收入，促进消费升级。同时借助“互联网+”推动服务资源的共建共享，激活内生发展能力。

第三，建立健全财政保障、金融倾斜、社会参与的多元投入格局，强化乡村振兴投入保障。按照农业和农村优先发展的原则，应加快建立和完善实施乡村振兴战略的财政投入保障体系，加大对农村的公共财政投入，确保财政投入与乡村振兴的目标任务相匹配。创新金融服务机制，缓解金融服务乡村振兴的“梗阻”，从供给和需求两方面推进制度创新。从需求侧看，深化农村集体产权制度改革，加强新型经营主体规范管理；从供给侧看，要创新农村金融机构激励约束机制、农村金融产品和服务、农村金融市场准入机制，创新社会资本参与机制、社会资本参与乡村振兴的准入机制、社会资本与农民利益的链接机制。