消费帮扶是否提升了脱贫农户家庭发展韧性?

蔡睿堃 叶 胥 毛中根

(西南财经大学,四川 成都 611130)

一、问题的提出

党的二十大报告强调,加快建设农业强国,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。迈入新时期,促进低收入农户收入更快增长是巩固拓展脱贫攻坚成果、实现农民农村共同富裕的核心任务(林万龙 等,2022),而促进农副产品销售是其中重要一环。然而,当前脱贫地区农副产品产销对接中仍有难点和堵点尚未完全解决,脱贫地区农副产品竞争力依然不强。作为连接消费端与生产端的创新帮扶模式,消费帮扶政策既有助于提升脱贫地区农产品竞争力,又有利于扩大居民消费规模、推动消费升级,是建设农业强国和畅通国内大循环的重要路径。

涉及消费帮扶的政策文件最早可追溯至2016年出台的《关于促进电商精准扶贫的指导意见》(国开办发〔2016〕40号),其明确提出动员社会各界开展消费扶贫活动,打通贫困地区供应链条和提升农副产品供给水平,首次推行电商平台协助贫困农户销售农副产品,并开发出机关单位定点采购、东西部消费协作、旅游扶贫等新颖的消费帮扶形式。国家乡村振兴局(原扶贫办)、供销合作总社相关统计数据显示,2019—2022年间消费帮扶金额以及消费帮扶金额占当年农产品销售金额的比例均不断增加,2022年平均每个脱贫农户家庭通过消费帮扶获得农特产品销售收入超过4300元。可见,消费帮扶在促进脱贫人口增收和内生发展方面起到了重要作用。与以往的“以买代帮”“以购代捐”不同,在巩固拓展脱贫攻坚成果时期,消费帮扶被赋予了全新内涵。一方面,其更加强调企业和公益组织等社会力量的投入,充分发挥行业优势和主观能动性多渠道协助脱贫农户增收;另一方面,其更加注重脱贫地区生产端与城镇居民消费端的良性互动,引导脱贫地区主动调整产业结构,塑造绿色、有机、安全的地理标志性品牌,以适应帮扶地区市场绿色消费需求。根据2019年初发布的《国务院办公厅关于深入开展消费扶贫助力打赢脱贫攻坚战的指导意见》(国办发〔2018〕129号),消费帮扶大致可以分为三类:一是以消费扶贫月、东西部协作消费、机关定点采购等为代表的政府主导型;二是以电商直播、互联网扶贫、“万企帮万村”等为代表的企业参与型;三是以旅游帮扶、社区团购等为代表的社会介入型。

在巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴衔接阶段,消费帮扶能否增强脱贫农户家庭发展韧性、避免产生“福利依赖”加剧返贫风险,逐步成为理论界与实务界关注的焦点。自2018年统计农产品帮销规模以来,消费帮扶规模持续扩大,2021年超4500亿元。消费帮扶政策的实施有效降低了农村贫困发生率,农村贫困人口呈不断减少趋势。消费帮扶之所以能够顺利开展且成效显著,其背后的原因大致包括:第一,消费者从购买扶贫农产品中彰显道义担当。全世文(2021)基于消费者偏好理论,从渠道化与标准化两种模式探究了消费者对于扶贫产品的决策机制和支付意愿。消费者能够从购买含反贫困标签的高溢价农产品中获得多重激励(Jiang et al.,2023)。第二,零售商乐于销售带有扶贫标签的农产品。当零售商采用扶贫产品略高于普通产品价格的双产品策略时,既对常规产品供应商影响较小,又有助于消费扶贫(冯春 等,2023)。第三,农户可持续生计策略不断优化。消费帮扶有助于提升农户家庭金融、人力和社会等生计资本,进而通过调整生计策略实现减贫目的(龙少波 等,2021)。

值得注意的是,现有研究在考察消费帮扶政策成效时更加聚焦于收入效应,关注贫困农户家庭短期福利提升(黄薇 等,2021),而鲜有文献立足家庭生命周期的视角,将消费帮扶与脱贫农户未来福利状态联系起来进行量化研究。与此同时,由于不确定性的外部冲击会对脱贫农户家庭经济长期发展带来负面影响,寻找提升脱贫农户家庭抗冲击能力、挖掘向上发展潜力的路径,成为建设农业强国时期解决相对贫困的关键(燕继荣,2020)。因此,深入探讨消费帮扶对脱贫农户家庭发展韧性的影响及其作用机制具有重要的现实意义和理论价值。

基于上述分析,本文以发展韧性为切入点,基于2021年中国家庭金融调查微观数据,探讨消费帮扶对脱贫农户家庭经济长期发展方面的影响。与已有研究相比,本文可能的理论贡献在于两个方面:一是从家庭发展韧性的视角拓展了消费帮扶政策成效方面的研究。不同于已有研究侧重于从收入维度检验消费帮扶的政策绩效,本文基于建设农业强国的现实背景,从抗击不确定性风险冲击、防止贫困逆向转化的角度评估了消费帮扶的政策效应,为守住不发生规模性返贫底线提供了来自消费帮扶视角的经验证据。二是揭示了消费帮扶提升家庭发展韧性的作用机制。既有文献更加关注消费者从购买农产品中获得的道德激励,较少涉及其中的作用机制问题。不同于此,本文从放缓农村外部约束和改变农户内生动力两方面厘清了消费帮扶影响脱贫农户家庭发展韧性的具体机制,对优化消费帮扶政策具有重要的指导意义。

二、文献综述与假说提出

(一)文献综述

发展韧性又称复原力,最初建立在生态学概念之上,被广泛应用于人道主义援助、粮食安全及经济发展等研究中。借助发展韧性研究脱贫农户未来福利状态,可以更准确地将返贫风险、动态反馈和经济等因素纳入模型中。总体来看,与发展韧性相关的研究主要分为两类:一是将生计策略与发展韧性联系起来,考察在面对政治冲突、灾害等外部冲击和压力时家庭如何维持和继续提高生计水平(Marschke et al.,2006)。Speranza et al.(2014)将发展韧性与经济、社会、生态及人力等各种生计资本联系起来,实现了量化生计发展韧性的目的。尽管从生计建立的发展韧性框架能阐释生计动态规律,但其侧重于非经济方面的研究,难以捕捉经济动态特征,尤其是当经济主体面临外部不确定风险时,对长期发展的预测更为有限(Béné et al.,2014)。二是借鉴贫困脆弱性理论,结合福利指标,将发展韧性定义为个体在面对压力和外部冲击后仍能避免陷入贫困,且在未来长期保持较高的福利水平的能力(Barrett et al.,2014),即将发展韧性定义为满足特定福利阈值的概率(Cissé et al.,2018)。这一界定被广泛应用于中低收入人群的家庭发展韧性研究中,其优势在于:一方面,区别于基于生计策略的发展韧性,其将外部冲击与家庭经济发展联结在一起,更适用于反映微观家庭立足中长期发展、避免返贫而做出的努力;另一方面,区别于贫困脆弱性强调事前预测,忽略非线性动态路径的存在,其考虑了前期冲击、事中应对以及危机复原对未来状况的影响,将贫困问题从静态拓展至动态,更适用于预测家庭长期发展状态。

从现有文献来看,学术界关于消费帮扶对家庭发展韧性的作用存在不同观点。一是肯定论。李晗等(2021)认为,包含消费帮扶在内的扶贫政策不仅促进了贫困家庭向好发展,还降低了再次陷入贫困的风险。二是存疑论。贾男等(2022)发现,尽管帮扶政策整体降低了脱贫农户的返贫风险,但该效应随时间逐步衰减。范和生等(2021)指出,乡村振兴阶段,消费帮扶面临帮销渠道束窄、爱心溢价降低和产出不稳定等障碍,脱贫农户家庭持续发展面临挑战。曾起艳等(2021)认为,扶贫属性的溢价支付在消费帮扶中占主导地位,脱贫农户家庭发展态势可能随政策调整而不断减弱。此外,有关消费帮扶的动力机制,现有研究也未形成一致结论。全世文等(2022)强调,消费帮扶的主要动力来自消费者的溢价支付意愿;而李晓红等(2022)则认为,政府的行政手段是消费帮扶市场交易机制的源头动力,帮扶属性驱动消费者复购脱贫地区农产品行为明显。

(二)理论分析与假说提出

促进家庭向上流动、降低家庭经济下行风险是家庭发展韧性提升的两个重要表现(Cissé et al.,2018)。其中,前者指充分挖掘发展潜力,促使家庭福利水平持续提升;而后者指激励内生动能,杜绝泛福利化现象产生,在中长期抗衡外部冲击避免再次返贫。由于消费帮扶建立了定点采购机制,脱贫农户家庭能够获得稳定收入,家庭预期发展水平得以显著提升,利益链接机制大幅降低了外部冲击对家庭发展的影响,且消费帮扶还可以引导脱贫农户挖掘比较优势,是一种反福利依赖的帮扶形式。本文认为,消费帮扶主要通过缓解外部约束、改变内生动力两条路径提高了家庭发展韧性。

(1)缓解外部约束机制。农村产业发展滞后、外部帮扶渠道收窄等会对脱贫农户生产产生约束,导致脱贫农户生计策略单一、生计资本匮乏,进而降低脱贫农户家庭福利水平,加剧其规模性返贫风险。一方面,消费帮扶为农业生产创造了新的市场需求,有助于调整脱贫地区农业产业结构,增强扶贫农产品竞争力,提升脱贫地区农业供给水平和生产效率,保证脱贫农户长期良好发展态势。另一方面,消费帮扶能够重构紧密型联农带农机制,协助脱贫农户融入社会再生产循环,拓展其社会关系网络,通过提升农产品产销衔接频率,打破了制约农户获取生产、贸易流通和消费需求等信息要素的瓶颈,同时通过从帮扶单位汲取社会资源和资金,帮助农户增强抵御风险冲击的能力。

(2)改变内生动力机制。消费帮扶激发了脱贫农户内生发展动能,进而降低了遭遇风险冲击而返贫的概率。与增强内生动力相对应的是福利依赖问题,指的是脱贫农户过度依赖帮扶政策,造成主观能动性下降、享乐型消费增加,最终削弱其向上流动发展积极性。区别于无条件转移支付形式,“以买代捐”的帮扶形式提供的正向经济激励,对脱贫农户依靠自身发展产生了显著的积极影响。这体现为消费帮扶鼓励脱贫农户充分挖掘自身比较优势,主动适应帮扶市场消费需求,提高农业种植和营销技能,通过农业生产经营不断积极向上,而迸发的内生动能又会不断扩大生产,优化生计策略,避免产生福利依赖,提高自身脱贫韧性。

基于上述分析,本文提出:

假说1：消费帮扶能够显著提升脱贫农户家庭发展韧性。

假说2：消费帮扶通过缓解农村外部约束提升了脱贫农户家庭发展韧性。

假说3：消费帮扶通过改变农户内生动力提升了脱贫农户家庭发展韧性。

为更加清晰地呈现本文的理论逻辑,图1展示了消费帮扶提升脱贫农户家庭发展韧性的具体机理。

图1 消费帮扶提升家庭发展韧性的具体机理

三、研究设计

(一)数据来源及处理

本文数据源自西南财经大学中国家庭金融调查(CHFS)。本文主要使用CHFS2021农村样本,并匹配CHFS2017和CHFS2019进行实证研究,其优点在于:第一,能较好地识别消费帮扶。利用CHFS2017建档立卡的贫困户确定脱贫农户的范围,并结合前文政策背景,将享受农产品帮销措施(1)CHFS问卷中问题:“去年您家生产的农产品主要有哪些用途?”答案设置“直接销售”“加工后销售”“自用”“用于自家农业生产”“尚待产出”“待出售”6个选项,将回答“直接销售”和“加工后销售”的脱贫农户视作享受消费帮扶政策的主要研究对象。的脱贫农户视作本文的主要研究对象。第二,符合研究时期需要。CHFS2021反映了农户在2020年的生产生活水平,能较好地捕捉消费帮扶政策的各种影响。第三,样本缺失值少。考虑到计算被解释变量需要加入滞后期,进一步匹配CHFS2019数据后,享受消费帮扶的农户观测值为322户(2)参与消费帮扶的农户分布在全国29个省、自治区和直辖市(除港澳台地区及新疆维吾尔自治区、西藏自治区),其中306户(超过95%)来自于中西部地区,且均于2020年前制定省级层面消费扶贫政策,从县级层面落实消费帮扶政策具体措施。,未参与消费帮扶的农户样本为5043户。

(二)变量说明与描述性统计分析

1.核心解释变量:消费帮扶

借鉴尹志超等(2020)的做法,首先以家庭是否被列为建档立卡户识别脱贫农户,然后以该家庭是否销售农产品作为进一步的筛选标准。若该家庭同时符合建档立卡户和销售农产品两个条件,则赋值为1,表示受到了消费帮扶政策的影响,否则为0。

2.被解释变量:家庭发展韧性

借鉴Cissé et al.(2018)提出的模型测算家庭发展韧性,并参考Vaitla et al.(2020)的方法进行估计。

首先,将当期家庭福利水平建模为包含滞后一期家庭福利水平的多项式函数,估计一阶Markov过程如下:

(1)

(2)

(3)

式(3)中下标V表示方差。接着,估计家庭i在t时期的福利水平的条件方差:

(4)

(5)

3.控制变量

参考Phadera et al.(2019)、李晗等(2021),从户主层面和家庭层面选择控制变量。其中,户主层面的控制变量包括户主年龄、性别、婚姻状态;家庭层面的控制变量包括家庭赡养比、家庭抚养比、家庭劳动力学历、家庭人均资产、家庭人均收入、家庭是否有正规和非正规负债。此外,模型中还加入省份虚拟变量以控制区域差异对估计结果的影响。

本文主要变量说明及描述性统计如表1所示。参与消费帮扶的农户家庭发展韧性比未参与的农户均值低0.034(4)参与消费帮扶政策的农户家庭发展韧性比未参与消费帮扶政策的农户小,原因可能是由农户自主选择的结果,实际中普通农户可能由于自身能力更强选择不参与消费帮扶政策。,且在1%水平下显著。从户主特征来看,参与消费帮扶的农户户主年龄偏大、未婚比例较高。从家庭特征来看,参与消费帮扶的农户家庭人均资产、收入相比较低,负债比例较高,同时赡养老年人压力较大。这说明参与消费帮扶的农户在生活水平、发展潜力和人力资本方面均处于劣势。

表1 主要变量说明及描述性统计结果

(三)模型设定

为考察消费帮扶与脱贫农户家庭发展韧性之间的关系,构建如下基础模型:

Yi=β0+β1Xi+∑jβjControlji+μk+εi

(6)

其中:被解释变量Yi为第i个脱贫农户的家庭发展韧性;核心解释变量Xi表示第i个脱贫农户是否参与消费帮扶,Xi=1代表参与消费帮扶,否则为未参与;Controlji为一系列控制变量的集合;μk为省级固定效应,εi为随机误差。本文重点关注系数β1的方向及显著性,若β1显著为正,则表明消费帮扶显著提升了脱贫农户家庭发展韧性,即假说1成立。

四、实证结果与分析

(一)基准回归结果

表2报告了消费帮扶与脱贫农户家庭发展韧性的基准回归结果。其中,列(1)仅控制了省份固定效应,消费帮扶的回归系数为0.0323,且在1%水平下显著。列(2)在列(1)的基础上纳入了户主特征控制变量,列(3)在列(2)的基础上加入了家庭特征控制变量,从中可见,消费帮扶的回归系数分别为0.0351和0.0281,且均在1%水平下显著。上述检验结果表明,无论是否引入控制变量,消费帮扶对脱贫农户家庭发展韧性均存在显著的正向影响,本文假说1得到验证。

表2 基准回归结果:消费帮扶与家庭发展韧性

考虑到参与消费帮扶政策的样本较少,可能带来估计偏误,且现实生活中消费帮扶政策具备正向溢出效应(蔡宇涵 等,2019),脱贫地区的普通农户也可能因参与消费帮扶政策而受益。为此,本文将属于消费帮扶县且销售农产品的农户也视作参与组,重新回归后的结果如表2列(4)所示。从中可见,消费帮扶的回归系数降为0.0115,但仍在1%水平下显著。此外,本文还借鉴Günther et al.(2009)的做法,将家庭发展韧性转变为虚拟变量。具体而言,将家庭发展韧性大于0.29识别为韧性家庭,取值为1,否则识别为脆弱家庭,取值为0。重新回归后的结果报告于表2列(5),不难发现,消费帮扶的回归系数为0.2886,且依然在1%水平下显著,说明参与消费帮扶能够显著提高脱贫农户家庭发展韧性,本文假说1再次得到验证。

(二)内生性讨论

考虑到脱贫农户是否选择参与消费帮扶具有自选择效应,削弱了随机性,可能造成估计偏误。借鉴马九杰等(2022)的做法,使用是否属于制定或落实过消费帮扶政策的区县(5)通过查阅对应区县官网以及历年来国家发改委公布的消费帮扶典型案例判断是否制定过政策。(虚拟变量),作为脱贫农户是否选择参与消费帮扶这一内生变量的工具变量。若脱贫农户所在的区县制定或落实过消费帮扶政策,说明其更易受政策影响选择参加。同时,区县选择制定或落实消费帮扶政策主要受省市的上位规划、产业结构、地理环境以及帮扶地区市场需求等因素影响,与微观个体家庭发展韧性并不存在明显关联。这说明选择的工具变量较好地满足相关性和外生性两个条件。

表2列(6)报告了工具变量法的估计结果。从中可见,杜宾-吴-豪斯曼检验结果证实了内生性的存在,第一阶段F值为52.23大于10%偏误水平的临界值16.38,说明模型不存在弱工具变量问题。消费帮扶的回归系数为0.0936,且依然在1%水平下显著,与前文基准回归结果基本一致。

(三)反事实推断:倾向得分匹配法检验

为解决不可观测变量带来的估计偏误,借鉴吕朝凤等(2020)的方法,构建与参与组农户特征尽可能相似、但未参与消费帮扶政策的对照农户,并使得匹配后的农户间只有在是否参与消费帮扶政策上存在不同,从而使得该对照农户可以最大限度地近似模拟目标农户的“反事实情形”,并通过比较目标农户在参与消费帮扶政策后家庭发展韧性的差异,推断出消费帮扶与家庭发展韧性间存在的因果关系。基于倾向得分匹配法进行检验,依次选择局部线性回归、核匹配、半径匹配、最近邻卡尺匹配4种方式相互论证。

表3报告了平衡性检验的结果,不难发现,相较于匹配前,匹配后的LR test由显著变为不显著,标准化均值偏差和中位数偏差均大幅降低。这意味着,相关协变量在统计学意义上不存在显著差异,符合平衡性要求。

表3 平衡性检验结果

采取4种倾向得分匹配法估计后的平均处理效应如表4所示,估计结果一致。从平均值来看,参与消费帮扶政策使得脱贫农户家庭的发展韧性提高了2.87%,且4种倾向得分匹配法估计所得的平均处理效应均在1%水平下显著,与基准回归结果差异较小,进一步证实消费帮扶具有提升脱贫农户家庭发展韧性的积极作用。

表4 倾向得分匹配法检验结果

(四)安慰剂检验

为确保基准结论并非其他因素偶然造成,本文还进行了安慰剂检验。从全样本中随机抽取参与组和未参与组,保持抽样量与实际量相同,反复500次运用式(6)对抽样模拟数据进行估计,在此过程中所有的特征变量和固定效应均与实际一致。

500组估计后的变量核密度分布用图2表示。图2(a)中,黑色竖线表示基准回归中处理效应实际系数估计值大小,随机后的处理效应估计值集中接近于0,可以看出实际处理效应估计值远离抽样模拟值。图2(b)中,黑色竖线表示基准回归中实际处理效应t统计值,绝大多数抽样后的t统计绝对值都在2以内,实际t统计值大幅远离抽样模拟值。这意味着消费帮扶有助于增强脱贫农户家庭发展韧性的结论在统计学意义上是稳健的。

(a)增强家庭发展韧性的系数估计值

(b)增强家庭发展韧性的系数t统计值

(五)稳健性检验

1.更换被解释变量的测量方法

替换福利水平阈值,将年人均收入4000元调整为世界银行公布的2.15美元并按照汇率进行了转换,以此作为新的福利水平阈值重新计算家庭发展韧性。表5列(1)报告了更换被解释变量测量方法后的估计结果,从中可见,消费帮扶的估计系数为0.0282,且在1%水平下显著,与上文基准回归结果并无明显差异。

表5 稳健性检验结果:替换变量测量方法

2.更换核心解释变量的测量方法

由于脱贫农户农副产品帮销资金规模也能较好地反映消费帮扶的政策效应,采用农产品销售毛收入的对数作为帮销规模的代理变量,替换是否参与消费帮扶政策哑变量。表5列(2)报告了替换核心解释变量测度方法后的估计结果,消费帮扶的回归系数为0.0019,且在1%水平下显著,说明消费帮扶能够有效提升脱贫农户家庭发展韧性。可见,本文研究结论稳健成立。

3.改变研究样本

首先,考虑到现实生活中普通农户可能因自身经济实力较强而选择不参加消费帮扶政策,剔除参与组家庭人均收入超过10000元的样本,重新进行回归,结果见表6列(1)。从中可见,消费帮扶的回归系数为0.0072,且在5%水平下显著。其次,鉴于“自己销售农产品”的脱贫农户(6)CHFS问卷中问题:“去年您家生产的农产品是如何销售的?”答案设置“自己销售”“卖给商贩”“卖给农民专业合作社”“卖给政府”“通过网络销售”“消费者上门购买”6个选项,将回答“自己销售”的脱贫农户从享受消费帮扶政策的样本中剔除,因为相对其他几个选项,其可能不享受帮扶。可能不享受消费帮扶政策,故从参与消费帮扶政策的农户样本中剔除,重新回归后的结果见表6列(2)。结果显示,消费帮扶与家庭发展韧性仍显著正相关。最后,考虑到不同社会经济特征的农户家庭参与消费帮扶的成效可能存在差异,将样本区间缩小至脱贫农户间进行比较,即剔除普通农户样本,将未参加消费帮扶的脱贫农户赋值为0。在此基础上,重新进行回归,估计结果如表6列(3)所示。不难发现,消费帮扶对家庭发展韧性依然存在显著的正向影响。

表6 稳健性检验结果:改变研究样本

五、作用机制检验

正如前文理论分析与假说提出部分所指出的,消费帮扶主要通过缓解外部约束和改变内生动力两条路径增强了脱贫农户家庭发展韧性。本部分将着重检验这一理论逻辑是否成立。由于中介效应逐步法面临潜在内生性的影响(江艇,2020),参考黄薇等(2022)、尹志超等(2021),构建如下计量模型:

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

(7)

其中:κ为机制变量,其他变量与式(6)相同。机制变量κ与核心解释变量Xi交乘项的系数β3是作用机制检验关注的重点。

(一)缓解外部约束机制

为检验消费帮扶政策是否有助于缓解外部约束,进而增强脱贫农户家庭发展韧性,本文选取两个指标,一是务农总产值(7)CHFS问卷中问题:“去年您家从事农业生产经营的产出如何?”务农总产值为种植“粮食作物”“经济作物”“林木种植”“畜禽养殖”“水产养殖”及“其它”之和的对数。,用以衡量农户家庭产业发展水平;二是以“您遇到困难会向谁求助”(8)CHFS问卷中问题:“您碰见困难会向谁求助?”回答“乡村干部”、“上级政府”、“社会组织”和“宗教”的分别赋值1,回答“自己解决”、“亲朋好友”、“宗族族人”的分别赋值为0,最后加总。作为农户社会关系网络的代理变量。缓解外部约束机制的检验结果如表7所示。由列(1)可知,交乘项(消费帮扶×务农总产值)的回归系数为0.0128,且在1%水平下显著。类似地,列(2)的估计结果显示,交乘项(消费帮扶×社会关系网络)的估计系数在10%水平下显著为正,这意味着对于社会关系网络越紧密的脱贫农户而言,消费帮扶提升家庭发展韧性的作用更强。综上分析可知,消费帮扶通过促进农业产业发展、密切社会关系网络,显著增强了脱贫农户家庭发展韧性,本文假说2成立。

表7 作用机制检验结果:缓解外部约束机制

(二)改变内生动力机制

为检验消费帮扶能否通过改变内生动力提升脱贫农户家庭发展韧性,本文同样选取两个指标,分别是:以“家庭成员月均务农天数”(9)CHFS问卷中问题:“去年您家庭成员平均每个月有几天在干农活儿?”作为脱贫农户内生发展主观意愿的代理变量(黄薇 等,2022);以家庭享乐型消费(10)享乐型消费涉及CHFS问卷中两个问题,一是:“去年您家旅游总支出是多少?”二是:“去年您家在外餐饮消费是多少?”享乐型消费为两者之和的对数。衡量脱贫农户滋生“福利依赖”。改变内生动力机制的检验结果如表8所示。

表8 作用机制检验结果:改变内生动力机制

列(1)的估计结果显示,交乘项(消费帮扶×月均务农天数)的回归系数在1%水平下显著为正,说明对于内生发展主观意愿越强的脱贫农户,消费帮扶增强家庭发展韧性的成效越显著。列(2)中,交乘项(消费帮扶×享乐型消费)的回归系数虽为正,但未能通过显著性检验,表明消费帮扶并不会滋生“福利依赖”。这可能是因为,区别于无条件现金转移支付,消费帮扶政策更加强调政府和企业引导脱贫农户参与种植业和产销相关的培训,调整优化农业产业结构,主动适应帮扶市场需要,以此激励脱贫农户内生发展动能、拓展可行能力,进而增强脱贫农户家庭发展韧性。基于上述分析,本文假说3得到证实。

六、研究结论与政策建议

本文基于2021年中国家庭金融调查(CHFS)的微观数据,实证检验了消费帮扶对脱贫农户家庭发展韧性的影响及其作用机制。研究发现,实施消费帮扶政策有利于提升脱贫农户家庭发展韧性,且该结论在经过内生性缓解和稳健性测试后依然成立。作用机制检验结果表明,消费帮扶通过缓解外部约束(促进农业产业发展、扩大社会网络拓展),以及改变内生动力(激发内生发展动能,避免“福利依赖”),增强了脱贫农户家庭发展韧性。

基于上述研究结论,本文提出以下政策建议:第一,聚焦农户家庭发展韧性,选取脱贫农村观察点数据持续监测农户经济状况,定期分析家庭发展韧性指标,针对存在返贫风险的农户家庭及时发布预警信息,指导其种植生产,迎合消费帮扶市场需求。第二,着力缓解农村外部约束,健全“832扶贫网络销售平台”,优化专题产销对接模块,推广帮扶消费券,为脱贫地区导入绿色农产品消费需求。鼓励龙头企业挖掘脱贫地区比较优势,倾斜涉农产业项目、激励补助和金融互惠政策,加强种植业、加工业技术指导,提升农产品供给水平。第三,激发农户内生驱动力,突出消费帮扶主导作用,教育、医疗、低保帮扶等多种措施协同发力,提升农户家庭劳动力综合素质,巩固拓展消费帮扶激发的内生动力成效。探索政策渐退机制,在过渡期收尾阶段推动消费帮扶从紧密连接到松散耦合,杜绝脱贫农户滋生“福利依赖”。