精神贫困对个体返贫的影响研究——基于CFPS微观数据的实证分析

于小兵 吴雪婧

一、引 言

当前,中国已经取得了脱贫攻坚战的全面胜利,实现了在一个国家内消除绝对贫困的奇迹。但是,据国务院扶贫办统计,目前有200万已脱贫人口存在返贫风险,边缘人口中有300万人存在致贫风险。防范返贫风险成了新的焦点,(1)左停、李泽峰:《风险与可持续生计为中心的防返贫监测预警框架》,《甘肃社会科学》,2022年第5期。一大难点便是如何巩固拓展脱贫攻坚成果,增强脱贫地区和脱贫群众内生发展动力。(2)柳礼泉、杨葵:《精神贫困:贫困群众内生动力的缺失与重塑》,《湖湘论坛》,2019年第1期。《乡村振兴战略规划(2018—2022年)》指出,要注重扶志扶智,引导贫困群众克服“等靠要”思想,逐步消除精神贫困,形成群众稳定脱贫和防范返贫的长效机制。防范返贫风险已经成为巩固脱贫成果的重要抓手,直接影响乡村振兴与共同富裕的进程。因此,深入探讨返贫的影响因素和作用机理具有重要的理论和实践价值。

返贫是指某些贫困人口在脱贫之后,由于众多制约因素交互作用,在经济上再次陷入贫困的状态。(3)李绵珂、郭志杰、方兴来等:《对返贫现象的社会学考察》,《中国农村经济》,1990年第4期。蒋南平、郑万军:《中国农民工多维返贫测度问题》,《中国农村经济》,2017年第6期。多位学者从不同视角研究了返贫的影响因素。比如,包国宪等通过事故链理论和突变理论分析得出,制度政策、资源环境、灾祸风险和能力习惯等是返贫的重要诱因。(4)包国宪、杨瑚:《我国返贫问题及其预警机制研究》,《兰州大学学报(社会科学版)》,2018年第6期。郑瑞强等将返贫的影响因素归结为政策性因素、能力缺失、环境因素和发展类因素等。(5)郑瑞强、曹国庆:《脱贫人口返贫:影响因素、作用机制与风险控制》,《农林经济管理学报》,2016年第6期。何华征等提出了五种返贫模式,即断血式返贫、狩猎式返贫、失敏性返贫、转移性返贫和传递性返贫。(6)何华征、盛德荣:《论农村返贫模式及其阻断机制》,《现代经济探讨》,2017年第7期。上述理论研究表明,个体返贫的影响因素较为复杂。实践中,长期以来我国的扶贫政策更偏向于物质扶贫,较少关注贫困户的精神贫困状况,脱贫实践面临贫困户脱贫意识不强、“等靠要”思想严重、“养懒汉”等现实困难,长远来看不仅不利于巩固已经取得的脱贫成果,还可能积累返贫风险。

精神贫困对应于物质贫困,杭承政和胡鞍钢认为精神贫困就是志向缺乏、信念消极以及行为决策非理性的行为表现。有学者认为物质贫困、可行能力不足和“贫困文化”是产生精神贫困的主要原因。(7)刘欢、韩广富:《后脱贫时代农村精神贫困治理的现实思考》,《甘肃社会科学》,2020年第4期。[印]阿玛蒂亚·森:《以自由看待发展》,任赜、于真译,中国人民大学出版社,2002年,第71页。Oscar Lewis,“The culture of poverty”,Scientific American,vol.4,no.1(1966).学术界普遍认为精神贫困会削弱贫困人口的内生发展动力、加剧其物质贫困程度。(8)白永秀、宁启:《脱贫攻坚提出的背景、实施及难点破解》,《西北大学学报(哲学社会科学版)》,2020年第4期。同时,精神贫困也会对贫困户的身心造成负面影响,使其陷入贫困与疾病的恶性循环。(9)徐小言:《农村居民“贫困-疾病”陷阱的形成分析》,《山东社会科学》,2018年第8期。因而应该从提高物质基础、完善扶贫政策、发挥文化治理作用、促进教育扶贫工作等方面着手制定治理精神贫困的对策,(10)林闽钢:《激活贫困者内生动力:理论视角和政策选择》,《社会保障评论》,2019年第1期。黄国波:《新时代反精神贫困与共同富裕的内在机理及其实践旨归》,《石河子大学学报(哲学社会科学版)》,2022年第1期。进而实现精神扶贫。

鉴于精神贫困存在的上述危害,它有可能对个体返贫有重要影响。伊萍研究了精神贫困对返贫的影响,认为精神贫困的个体更易返贫,并建议将治理精神贫困作为防止返贫的重要举措。(11)伊萍:《把治理精神贫困作为防止返贫的重要举措》,《理论与当代》,2020年第9期。但是该文属于定性理论分析,未通过定量方法提供精神贫困影响个体返贫的实证证据和作用机理解释。本文基于中国家庭追踪调查(CFPS)2014、2016、2018年三期调查数据,利用倾向得分匹配法(PSM)和条件Markov模型实证检验了精神贫困对返贫的影响及其内在作用机理,期待能为防范返贫风险提供理论参考。

二、理论分析

学术界从不同角度对精神贫困的概念进行了界定,(12)余德华:《论精神贫困》,《哲学研究》,2002年第12期。吴稼稷:《论精神贫困与欠发达地区的社会发展》,《江西社会科学》,2002年第7期。杭承政、胡鞍钢:《“精神贫困”现象的实质是个体失灵——来自行为科学的视角》,《国家行政学院学报》,2017年第4期。李凤兰、李飞:《促进农村居民心理健康与实现精准扶贫》,《江西社会科学》,2018年第8期。刘浩然、胡象明:《精神扶贫的三个维度》,《人民论坛》,2019年第15期。但至今仍未形成公认的统一定义。根据研究需要,本文借鉴前述杭承政和胡鞍钢给出的定义,精神贫困表现为个体内生动力不足、缺乏自信、丧失竞争意识,在日常生活中短视、急功近利。依据心理状态和行为表现,可以将精神贫困分为志向失灵与行为失灵两类。(13)杭承政、胡鞍钢:《“精神贫困”现象的实质是个体失灵——来自行为科学的视角》,《国家行政学院学报》,2017年第4期。以下将从理论上分别分析志向失灵和行为失灵对个体返贫的影响。

(一)志向失灵与个体返贫

志向失灵是一个源于心理学的概念,指信念缺乏、内生动力不足、被动消极的表现。从个体层面看,根据Dalton等建立的效用函数模型,若脱贫个体处于志向失灵状态,将会选择较低的努力水平,导致均衡水平下的边际收益减少,财富积累也较少,增加了个体返贫的可能。而拥有财富较少的个体在相同努力水平下得到的财富远少于拥有财富较多的个体,且需要更高的成本,这将进一步导致拥有财富较少的个体选择更低的努力水平和更低的志向目标。(14)Patricio S.Dalton,Sayantan Ghosal,Anandi Mani,“Poverty and aspirations failure”,The Economic Journal,vol.126,no.590(2016).由此可见,志向失灵的脱贫个体极易陷入贫困陷阱之中,极大地增加了返贫风险。同时,志向失灵的个体往往自信心匮乏、心理韧性不足,(15)杭承政、胡鞍钢:《“精神贫困”现象的实质是个体失灵——来自行为科学的视角》,《国家行政学院学报》,2017年第4期。在复杂环境下面临机遇与挑战时,缺乏拼搏意识、容易产生挫败感,导致自身发展机会丧失乃至陷入贫困。此外,长期形成的负向自我认知和模糊的人生目标会降低个体自身的期望值、束缚个体潜能的发挥、减弱个体应有的能力,使得应该实现的目标、应该完成的工作不能如期达成,这同样也加剧了个体返贫的概率。(16)程玲、向德平:《能力视角下贫困人口内生动力的激发——基于农村反贫困社会工作的实践》,《中国社会工作研究》,2018年第2期。Spencer Bettina,Castano Emanuele,“Social class is dead.Long live social class! Stereotype threat among low socioeconomic status individuals”,Social Justice Research,vol.20,no.4(2007).

从社会层面看,同伴效应会使单个家庭成员的志向失灵在家庭中产生消极影响,削弱其他家庭成员的志向水平。(17)胡原、曾维忠:《人穷志短:农村贫困与志向失灵——基于中国家庭追踪调查(CFPS)数据》,《农业技术经济》,2020年第11期。志向窗口是指与自身背景相似的人的集合,研究表明,志向失灵现象还会通过志向窗口在社会网络中扩散。当一个人的志向窗口中存在志向失灵者时,会为前者提供一个较低的志向参考,进而负向影响其志向水平,(18)Ray Debraj,Aspirations,Poverty and Economic Change,Oxford University Press,2006,preface.导致亲友资源作为风险抵御资本的作用降低,很可能无法为陷入返贫危机的个体提供有效建议与资金支持,这不利于防范返贫风险。此外,正如刘易斯的贫困文化理论所述,志向失灵可以看作贫困文化的一种表征,容易产生代际传递效应。(19)Oscar Lewis,“The culture of poverty”,Scientific American,vol.4,no.1(1966).在家庭环境潜移默化的影响下,儿童在幼时接受贫困文化的思维方式与行为习惯,成年后会表现出自信心缺失、人生目标匮乏、个人能力弱化等问题,造成其难以适应新的社会环境、把握致富机遇,极大地阻碍了长期反贫困斗争。

(二)行为失灵与个体返贫

行为失灵是一个源于行为经济学的概念,是指由于认知能力偏差和执行控制力欠缺导致的非理性决策。需要注意的是,虽然行为失灵是普遍存在的行为习惯,但是由于脱贫个体财富积累较少,风险抵御能力较弱,在发生行为失灵后所要承担的代价更大,因此格外需要关注其对返贫造成的可能影响。脱贫个体的行为失灵主要表现为保守行为、短视行为和低效行为等。

首先来看保守行为对个体返贫的影响。根据前景理论可知,由于改变现状带来损失所产生的心理负担显著大于等量收益带来的心理价值,脱贫个体往往倾向于维持现状,采取保守行为。偏好保守行为的脱贫个体往往只能获得较低的无风险收益,且在面临新的机遇时,容易因保守行为而丧失潜在的致富机会或造成潜在财富流失,比如在农业新技术推广活动中不敢尝试,可能失去致富机会。由此可见,保守行为会束缚脱贫个体自身的发展,更易遭受返贫风险。

再来看短视行为对个体返贫的影响。从贴现理论来看,当下小额收益的效用可能会大于未来大额收益的效用。对于脱贫个体来说,根据边际效用递减规律,由于其财富积累较少,小额收益所带来的边际效用仍较大,因此,脱贫个体会产生偏向于小额收益的短视行为。这种强调短期收益、忽视长远回报的行为,会限制脱贫个体涉足投资、教育等具有较长回报周期的领域,减缓了财富和人力资本积累速度,降低了个体抵御返贫风险的能力。

最后来看低效行为对个体返贫的影响。按照Sendhil Mullainathan等对于带宽(Bandwidth)的研究,在长期处于物质资源和经济资源缺乏的情况下,个体会陷入一种稀缺状态,仅专注于满足当下的生理需求,忽视重要的事物,而个体注意力、意志力和分析能力的全面下降会导致低效行为。(20)Sendhil Mullainathan,Eldar Shafir,Scarcity: Why Having too Little Means so Much,Allen Lane,2013,introduction.对于曾经处于贫困状态的脱贫个体而言亦是如此,较窄的带宽会使脱贫个体把精力集中于解决基本的生活需求,无暇顾及其他事情,这才发生了诸如中途退出技能培训和扶贫项目,将扶贫种子当作口粮,用扶贫羊招待客人,将扶贫鸡苗变成下酒菜等低效行为。(21)丁志刚、李航:《精准扶贫中的“精神贫困”及其纾解——基于认知失调理论的视角》,《新疆社会科学》,2019年第5期。低效行为造成了资源的错配,阻碍了原本的良性发展趋势,极大地损害了脱贫个体的长远利益。

值得注意的是,现实中也存在精神贫困的脱贫个体未返贫的现象。有学者指出,一定水平的政府补助、教育与健康等因素能够起到安全网的作用,(22)孙巍、冯星:《政府补助支出福利政策的脱贫效应》,《改革》,2018年第8期。王小林、张晓颖:《中国消除绝对贫困的经验解释与2020年后相对贫困治理取向》,《中国农村经济》,2021年第2期。这意味着可能存在缓冲因素,这些因素可以降低返贫风险。因此,本文构建如图1所示的理论分析框架,同时提出以下两条假设:

图1 理论分析框架

假设1:精神贫困个体更易返贫。

假设2:缓冲因素减弱了精神贫困对个体返贫的影响。

三、变量、方法和数据

(一)变量选取

1.精神贫困的测度

假设个体在精神层面的状态是长期不变的,即同一受访者在考察期内的精神贫困程度相近。本文从志向失灵和行为失灵两个维度来测度精神贫困。志向失灵维度包括志向和信念两个变量,依次用CFPS问卷中关于“对自己未来信心程度”和“我觉得做任何事都很费劲”的调查结果来测度。其中,“对自己未来信心程度”取三年(2014、2016和2018年)得分的算术平均值,“我觉得做任何事都很费劲”仅出现在2018年CFPS问卷中,且为负向指标,但为便于处理,对该数据进行了正向化处理。行为失灵维度包括决策和保守两个变量,考虑到数据的可获取性,依次选用2014年CFPS问卷中受访者“遇到不公平时是否会什么也不做”和2018年CFPS问卷中受访者风险试验的调查结果来测度。在风险试验中“直接获得50元”的样本被归为极端保守,赋值为0,其余样本赋值为1。精神贫困程度为志向、信念、决策和保守四个变量的取值之和。

2.返贫的识别

由于CFPS调查中个体收入数据缺失较多,借鉴多数学者的做法,将人均纯收入与中国贫困线标准的比较结果作为判断是否贫困的标准。具体而言,若人均纯收入低于贫困线,则视为贫困;否则,视为非贫困。要确定个体是否返贫,至少需要完成三个阶段的判断,即贫困、脱贫和再度贫困。具体来说,个体2014年的人均纯收入低于贫困线即贫困,2016年的人均纯收入高于贫困线即脱贫,2018年的人均纯收入低于贫困线即贫困。经过三次贫困判断,同时满足三次判断条件的个体则视为返贫,并赋值为1,否则为0。

3.匹配变量

为了尽可能降低个体间差异,需要挑选合适的匹配变量。结合数据的可得性,本文在典型的人口学特征变量范围内选取年龄、性别、受教育程度、家庭总资产、家庭人口规模、家庭总支出、贷款行为、家庭老人比重作为匹配变量。

4.缓冲变量

为了研究实际中存在的个体精神贫困却未返贫的情况,需要选取缓冲变量,主要考虑可能具有降低返贫风险作用的变量。部分学者认为医疗保险具有减贫效果,这是因为医疗保险在提升个体健康状况的同时,还具有收入增强效应与稳定效应。(23)Syed Abdul Hamid,Jennifer Roberts,Paul Mosley,“Can micro health insurance reduce poverty? Evidence from Bangladesh”,Journal of Risk &Insurance,vol.78,vo.1(2011).一方面,良好的健康状况可以为劳动者带来更高的劳动效率、提供更多的劳动供给;另一方面,健康状况的改善降低了疾病所带来的医疗费用,同时也减少了疾病对未来收入的影响。个体收入和健康状况的改善将提升个体抵御风险的能力,从而降低个体陷入贫困的概率。大部分学者认为互联网具有显著的减贫效应,可以降低个体陷入贫困的风险。互联网通过人力资本和社会资本两个渠道,拓宽了个体的信息渠道,缩短了金融服务距离,进而降低了个体贫困发生的概率。(24)何宗樾:《互联网的减贫效应研究——基于CFPS2016数据的机制分析》,《调研世界》,2019年第6期。但是也有研究表明,在互联网使用中存在数字鸿沟,可能对减贫产生负面影响。(25)张永丽、李青原:《互联网使用对贫困地区农户收入的影响——基于甘肃省贫困村农户的调查数据》,《管理评论》,2022年第1期。此外,政府公信力是群众对政府行为及其结果认可与满意程度的体现,最低生活保障、医疗卫生、基础教育、维护社会公平等是主要的政府行为,(26)李鹏、柏维春:《人民获得感对政府信任的影响研究》,《行政论坛》,2019年第4期。因而政府公信力可能通过上述公共服务对减贫发挥持续性作用。

综上所述,选取医疗保险、政府公信力和互联网作为可能的缓冲因素。医疗保险用于测度受访者是否拥有医疗保险,代表社会保障能力。政府公信力用于量化受访者对所在地区县级政府上年工作的总体评价,该变量代表政府提供的福利水平。互联网用受访者自评“互联网作为信息渠道的重要程度”来衡量。表1列出了所有变量及其定义。

表1 变量定义

(二)研究方法

1.倾向得分匹配法

个体的主观意识往往是由自身赋予的,精神贫困作为一种主观意识也不例外,因而需要处理可能存在的样本选择偏误问题,倾向得分匹配法(PSM)常用于处理样本异质性问题。首先需要根据Logit 模型计算倾向得分值,将选取的多维匹配变量降为一维变量,以降低匹配难度,具体公式如下:

(1)

ATT=E(Y1-Y0)=E(Y1|Di=1)-E(Y0|Di=1)

(2)

其中,Y1表示精神贫困的返贫程度,Y0表示非精神贫困的返贫程度,ATT表示PSM的平均净处理效应。

2.Markov转移概率矩阵

首先,根据人均纯收入与中国贫困线标准的大小关系,将脱贫离散化为轻度脱贫、中度脱贫以及高度脱贫三种状态。具体地,若贫困个体下一期的人均纯收入在贫困线的100%～150%,则视为轻度脱贫;若在贫困线的150%～200%,则视为中度脱贫;若高于贫困线的200%,则视为高度脱贫。类似地,将返贫离散化为深度返贫、浅度返贫和未返贫三种状态。若脱贫个体下一期人均纯收入低于贫困线的50%,则视为深度返贫;若在贫困线的50%～100%,则视为浅度返贫;若高于贫困线,则视为未返贫。(27)周迪、王明哲:《返贫现象的内在逻辑:脆弱性脱贫理论及验证》,《财经研究》,2019年第11期。

(3)

3.条件Markov模型

本文对原假设进行非参数卡方检验,检验统计量计算公式(29)Le Gallo Julie,“Space-time analysis of GDP disparities among European regions: A markov chains approach”,International Regional Science Review,vol.27,no.2(2004).如下:

(4)

(三)数据与变量的描述性统计

本文所使用的微观数据来源于北京大学中国社会科学调查中心组织调查的中国家庭追踪调查(CFPS)。该调查采用多阶段、内隐分层、与人口规模成比例的系统概率抽样,对全国城乡居民家庭收入及消费数据进行了较全面的收集,具有较高的代表性和可靠性。样本数据主要选用目前公布的最新(2018年)CFPS数据信息,同时也保留了三期(2014、2016和2018年)共有的样本数据。为处理内生性问题,精神贫困变量使用滞后一期数据。返贫变量使用了少量2014和2016年CFPS调查中的个人收入数据,并根据需要对成人、家庭层面的数据进行了合并。剔除缺失数据和异常值后,最终得到有效样本14804个。根据中国贫困线标准(2014年为2800元/人/年,2016年为3000元/人/年,2018年为3535元/人/年),共得到返贫个体192个。

表2给出了变量的描述性统计,其中家庭总资产和家庭总支出经过了对数化处理。可以看出,总体上精神贫困程度中的志向、信念和决策得分较高,而保守的取值很低。从个体特征来看,个体年龄偏高,受教育程度较低,性别分布较平均。从家庭特征来看,家庭规模居中,几乎无银行贷款,家庭中老年人占比不高。

表2 变量的描述性统计

四、对精神贫困影响个体返贫的实证分析

(一)精神贫困与返贫的因果检验

先按照表1中精神贫困程度的离散化标准,将样本划分为低水平组和高水平组,分别对应精神贫困和非精神贫困,并依次作为倾向得分匹配法中的处理组和对照组。同时,为保证匹配结果,选取年龄、性别、受教育程度、家庭总资产、家庭人口规模、家庭总支出、贷款行为、家庭老人比重作为匹配变量。表3列出了分别采用最近邻匹配、半径匹配、核匹配法进行估计的结果,其中ATT表示处理组与对照组的平均处理净效应。

表3 倾向得分匹配的估计结果

从表3可见,在三种匹配方法下精神贫困程度的平均处理净效应均为正数,最近邻匹配和半径匹配均以5%的显著水平通过检验,而核匹配也以10%的显著水平通过检验。这表明与非精神贫困相比,精神贫困对返贫有显著影响,即精神贫困会增加个体返贫的可能性。具体来看,匹配后精神贫困个体比非精神贫困个体返贫的可能性增加了31.37%～56.72%。图2反映了精神贫困程度在倾向得分匹配前后的核密度曲线。

图2 匹配前后的核密度

由图2可知,匹配效果良好。平衡性检验发现,与匹配前相比,匹配后处理组与对照组之间在可观测变量上的特征差异基本消除,不存在显著差异,匹配结果具有较高的可比性。因此,倾向得分匹配结果具有稳健性。

(二)精神贫困条件下的返贫状态转移矩阵

1.一般情境下的“脱贫—返贫”条件Markov转移概率矩阵

首先,将个体变量按照表1的标准,离散化为低水平组与高水平组两类;(30)张皓辰、秦雪征:《父母的教养方式对青少年人力资本形成的影响》,《财经研究》,2019年第2期。其次,分别计算出不同条件变量下的“脱贫—返贫”条件Markov转移概率矩阵;最后,对每一条件变量下的转移概率矩阵进行卡方检验。结果如表4所示。

表4 一般情境下“脱贫—返贫”条件Markov转移概率矩阵及卡方检验结果

从总体来看,不论精神贫困个体当期处于何种脱贫状态,其下一期返贫的概率几乎均高于处于相同脱贫状态的非精神贫困个体,且以1%的显著性水平通过卡方检验,这说明精神贫困的个体更容易返贫,假设1成立。精神贫困的个体从轻度脱贫至浅度返贫的转移概率最高,达到14.77%。从精神贫困的各个维度来看,每个维度下有6组对应返贫的转移概率,至少在其中的4组中低水平组对应的返贫转移概率大于高水平组,可以认为低水平组个体的返贫概率普遍大于高水平组个体。同时,除了决策维度下的转移概率未通过显著性检验以外,其他维度下的转移概率均以1%的显著水平通过检验。

就志向维度而言,在高志向个体(高水平组)中,由轻度脱贫转移到浅度返贫的概率高于相应的低志向个体(低水平组),概率达到14.71%。可能的原因是,处于轻度脱贫状态的高志向个体充满了冒险和挑战意愿,有更大可能做出超过自身能力的决策,但由于其刚处于轻度脱贫状态,抵御风险的能力不足,因而相较于低志向个体其浅度返贫的概率反而更高。对于中度脱贫的高志向个体而言,存在类似现象,但是由于其脱贫程度较高,相对于轻度脱贫的个体而言,风险抵御能力相对较高,因而其出现浅度返贫的概率仅比低志向个体略高。在信念维度,高信念个体(高水平组)的返贫概率普遍低于低信念个体(低水平组),但是中度脱贫的高信念个体返贫的概率略高于低信念个体,这可能是因为高信念个体过于执着于认准的事情,一旦方向出错就很难回头,所以高信念个体从中度脱贫至深度返贫的转移概率比低信念个体的相应转移概率高。在决策维度,高质量决策个体(高水平组)总体上比低质量决策个体(低水平组)的返贫概率低,但是不显著。在保守维度下,非保守个体(高水平组)在每种脱贫状态下的返贫概率均低于保守个体(低水平组),且两者对应的转移概率差异较大,尤其表现在轻度脱贫至未返贫的转移概率上,说明保守行为会增加个体返贫的可能性。

2.风险冲击下的条件Markov转移概率矩阵

为了研究风险冲击带来的可能影响,特别选取产生大额医疗支出的个体作为研究对象。当个体出现大额医疗费支出时,势必会影响其未来消费能力和储蓄,甚至导致个体陷入贫困。借鉴相关研究,将大额医疗支出的标准设置为医疗总花费超过2018年中国贫困线标准的25%,(31)周迪、王明哲:《返贫现象的内在逻辑:脆弱性脱贫理论及验证》,《财经研究》,2019年第11期。共筛选出6291个样本。表5列出了风险冲击下“脱贫—返贫”条件Markov转移概率及卡方检验的结果。

表5 风险冲击下“脱贫—返贫”条件Markov转移概率及卡方检验结果

通过比较表5与表4可以发现,与一般情境相比,风险冲击下个体相应的返贫概率普遍更高,风险冲击的影响值得深入探究。总体来看,非精神贫困个体的返贫概率同样普遍小于精神贫困的个体,但是两者之间的差异较一般情境进一步扩大,这表明精神富足可以起到“风险抵御资本”的作用,非精神贫困个体从中度脱贫转为深度返贫的概率极低,且以1%的显著水平通过检验,因此风险冲击下非精神贫困个体不易返贫。从各具体维度来看,与一般情境类似,在风险冲击情境下,高水平组未返贫的概率普遍高于低水平组,并且除了决策维度的转移概率未通过显著性检验以外,其他维度均通过检验。

五、关于精神贫困个体未返贫的讨论

从上文可知,精神贫困个体容易返贫,且风险冲击会提高精神贫困个体的返贫概率。然而,现实中也存在精神贫困个体未返贫的情况,这表明可能存在“安全网”作用,这里探究这种情况发生的原因。在考虑数据可得性的前提下,选择医疗保险、政府公信力以及互联网三个变量作为可能的缓冲因素以验证假设2。检验结果见表6,其中D表示深度返贫,S表示浅度返贫,N表示未返贫。需要注意的是,表中所列的转移概率为相同状态转移条件下低水平组与高水平组对应的转移概率之差。对于列(1)(2)(4)(5)(7)(8)中的转移概率差,若其数值越大,则表明总体或在某个维度上精神贫困对个体返贫的作用越大。而对于列(3)(6)(9)中的转移概率差,若其数值为负且越小,则总体或在某个维度上精神贫困对个体返贫的作用越大。

表6 精神贫困缓冲因素下的条件Markov转移概率矩阵及卡方检验结果

将表6第(1)至(3)列与表4(全样本)中的相应情况对比可知,在个体有医疗保险时,精神贫困个体的返贫概率降低了,这一点也可以从表6第(1)至(3)列均未通过卡方检验得到验证,根本原因就是医疗保险在一定程度上具有兜底保障作用,尤其在遭遇风险冲击的情况下,能起到降低大额开支,缓冲个体返贫的效果。该结论与多数学者的研究结果保持一致。(32)齐良书:《新型农村合作医疗的减贫、增收和再分配效果研究》,《数量经济技术经济研究》,2011年第8期。谢远涛、杨娟:《医疗保险全覆盖对抑制因病致贫返贫的政策效应》,《北京师范大学学报(社会科学版)》,2018年第4期。Benjamin D.Sommers,Donald Oellerich,“The poverty-reducing effect of Medicaid”,Journal of Health Economics,vol.32,no.5(2013).类似地,根据表6第(4)至(6)列的卡方检验均不显著可知,政府公信力确实可以调节精神贫困对于个体返贫的作用,政府公信力减弱了精神贫困的影响。该结论进一步完善了陈永进和张攀的研究。(33)陈永进、张攀:《精准扶贫效益对政府公信力的影响——基于CGSS2015和CSS2019数据的实证研究》,《湖北民族大学学报(哲学社会科学版)》,2021年第4期。在表6第(7)至(9)列,除了决策维度以外,总体及其余各维度均以1%的显著水平通过卡方检验,说明互联网不能明显缓解精神贫困产生的返贫作用。这可能是因为精神贫困的个体在互联网信息的获取中存在选择性偏差,即他们会选择关注自己所愿意看到的、所愿意接受的内容,而这些内容是与他们认知能力相似的无效信息,这就使得互联网无法很好地在脱贫个体中发挥信息渠道作用。综上,医疗保险和政府公信力减弱了精神贫困对个体返贫的影响,验证了假说2,互联网的缓解作用不显著。

六、结论与建议

在后扶贫时代,治理精神贫困对于防范返贫具有理论和实践价值。本文基于中国家庭追踪调查(CFPS),利用倾向得分匹配法(PSM)和条件Markov模型实证分析了精神贫困对个体返贫的影响及作用机理,还分析了精神贫困个体未返贫的原因。结果表明:精神贫困个体更易返贫,且轻度脱贫至浅度返贫的转移概率最高;风险冲击对非精神贫困个体的影响较小,其返贫概率较低;医疗保险和政府公信力均能缓解精神贫困对个体返贫的影响,而互联网的缓解作用不显著。

结合以上分析与结论,本文提出三点建议。第一,防范返贫需要在物质和精神层面共同发力,尤其要重视精神贫困的有效识别和治理。要关注脱贫人群的精神面貌与心理状态,积极做好引导工作,既要通过培训和宣传拓宽脱贫人群的视野,又要使脱贫人群对自身未来的发展树立信心,增强其遭遇挫折时的思想承受能力和调适能力,帮助个体逐渐摆脱精神贫困。第二,加大对脱贫个体的医疗保障投入。医疗保险是解决脱贫个体因病返贫、因残返贫的重要制度安排,具有重要的兜底作用,可以有效减弱精神贫困对个体返贫的影响。因此,应在激发脱贫个体内生动力的基础上,加大对于脱贫个体的医保投入,从而提高个体应对风险冲击的能力。第三,塑造较高的政府公信力。政府公信力反映了区域福利与政府治理能力。应该提高区域福利水平,健全公共服务体系,增强社会治理能力,进而塑造较高的政府公信力,用群众的认可和满意筑起反贫困的坚固防线。