易地扶贫搬迁与脱贫户生计脆弱性:降低抑或加剧?——来自湘鄂渝黔毗邻民族地区的例证

蒙 媛 陆远权 陈 莉

内容提要：易地扶贫搬迁在全面建成小康社会过程中发挥着举足轻重的作用,但部分脱贫户仍存在较高的脆弱性,这将是中国减贫工作需要重点关注的问题。本文依据湘鄂渝黔毗邻民族地区脱贫户实地调研数据,运用线性回归模型,系统评估易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性有何影响及如何影响,并剖析区域、安置方式、搬迁时间及生计策略的差异性作用。分析结果显示,易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性产生改善效果,此结论在经过安慰剂检验和分位数回归模型等稳健性检验后仍然成立。进一步的分析结果显示,地区差异、安置方式与搬迁时间的交互项、生计策略对易地扶贫搬迁的脱贫户生计脆弱性降低作用存在异质性影响。机制检验结果表明,家庭收入多样化和个体志向水平是易地扶贫搬迁降低脱贫户生计脆弱性的重要机制,而家庭收入多样化的中介效应更为突出。本文为易地扶贫搬迁后续扶持政策优化、扶贫工作高质量推进、脱贫攻坚与乡村振兴有效衔接提供新的经验证据。

一、问题提出

2013年,习近平总书记在湖南湘西州十八里洞调研时提出精准扶贫。随后,精准扶贫和精准脱贫工作在全国全面拉开序幕,而易地扶贫搬迁成为精准脱贫的重要抓手。为此,国家发展和改革委员会印发的 《全国“十三五”易地扶贫搬迁规划》指出,“到2020年,实现约1 000万建档立卡贫困人口的搬迁安置”,“从根本上解决居住在‘一方水土养不起一方人’地区贫困人口的脱贫发展问题”。在各级政府、对口帮扶单位以及搬迁家庭等多个主体的共同努力下,易地扶贫搬迁工作成绩斐然。

需要指出的是,易地扶贫搬迁是一项经济重建、社会重构的复杂系统,因而成为中国精准扶贫工作中最难啃的工程。例如,武陵山区易地扶贫搬迁出现因搬迁而举债、新房变“空房”、“两栖”居民等问题[1]。类似问题的出现,说明部分脱贫户存在较高的生计脆弱性,这严重制约着其可持续发展能力。2021年1月,《中共中央国务院关于全面推进乡村振兴加快农业农村现代化的意见》要求,“扎实做好易地搬迁后续帮扶工作”[2]。2023年2月,国家发展和改革委员会召开了全国易地扶贫搬迁后续扶持工作现场会,明确提出,“认真组织开展巩固易地搬迁脱贫成果专项行动,把增加搬迁脱贫群众收入作为根本要求,把增强搬迁脱贫群众和安置点内生发展动力作为主攻方向”。这充分说明国家对易地扶贫搬迁户高度重视。要提升民族地区搬迁户收入和内生发展动力,关键在于降低其生计脆弱性,因此研究民族地区易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性的影响至关重要。

本文将生计脆弱性的测量置于风险暴露水平分析框架中,以脱贫户为研究对象,采用湘鄂渝黔毗邻民族地区320个脱贫户样本的调研数据,考察易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性的影响作用。倘若有降低作用,那么此作用是否会因地区发展水平、安置方式和搬迁时间、生计策略的不同而有所差异?该作用的传导机制是什么?回答上述问题,一方面可以为政府优化有关易地扶贫搬迁脱贫户“稳得住、能致富”的政策提供学术支撑;另一方面,有助于增进民族地区脱贫户福祉,使其有幸福感、获得感和安全感。

二、文献述评

关于易地扶贫搬迁对农户生计脆弱性影响的研究,现有文献形成了如下观点:(1)易地扶贫搬迁降低了农户生计脆弱性。多数搬迁户原来所处地区具有生存条件恶劣、生态环境脆弱、基础设施滞后、公共服务匮乏等特点。通过易地扶贫搬迁,将人们从不适宜生存和发展的地区迁出,农户搬至生态环境良好、交通条件便利、公共服务均衡的地区,调整和优化农户物质资本、金融资本、人力资本等生计资本[3],其中金融资本更为凸显[4],可以降低其生计脆弱性[5],进而有利于提升他们的可持续发展能力[6]。(2)易地扶贫搬迁尚未降低农户生计脆弱性。首先,在政策实践中,易地扶贫搬迁存在“搬少不搬老”[7]、“搬富不搬穷”[8]、搬迁过渡期政策不完善[9]等一系列问题,妨碍易地扶贫搬迁减贫效应的发挥,影响易地扶贫搬迁政策目标的实现,导致农户生计脆弱性未能有效降低[10],部分农户面临再次返贫的窘境。其次,在易地扶贫搬迁政策实施后,搬迁与安置未做到并重,譬如后续的产业就业配套不足[11],导致农户自我发展能力不足,不利于其生计脆弱性的降低。再次,从搬迁安置区来说,部分安置区仍在农村,距中心市场较远,经济整合度较低,农户进入市场机会成本较高[12],收入难以持续增长,具有较高的生计脆弱性。最后,从农户自身来说,搬迁户大多不具备在迁入地就业所需的专业知识技能[13],因而只能选择从事最简单的工作。相对技术类型的工作来说,简单工作的替代性强,造成部分搬迁户收入呈现不稳定性,面临生计脆弱性问题。

综上,已有文献为本文的分析提供充足的理论支撑,但同时存在如下不足:第一,当下中国已经步入全面推进乡村振兴阶段,工作重点是实现脱贫户生计可持续发展,而降低生计脆弱性是脱贫户生计可持续发展的重中之重。从现有研究来看,有关跨区域的毗邻民族地区易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性影响的研究甚少,尤其是缺少针对集中连片特困区域的研究。第二,既往文献主要聚焦在易地扶贫搬迁对农户家庭生计脆弱性的直接影响上,却忽略了此影响在区域间、安置方式和搬迁时间交互、生计策略等因素上的差异性。第三,已有研究证实,收入多样化是影响农户生计脆弱性的重要因素之一[14]。易地扶贫搬迁政策具有扶志效应[15]。那么,易地扶贫搬迁是通过收入多样化和志向水平影响农户生计脆弱性吗?研究这一问题的文献付之阙如。

基于此,本文从湘鄂渝黔毗邻民族地区脱贫户视角切入,构建多维度的脱贫户生计脆弱性指数,解析易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性的影响,并进一步分析不同区域、安置方式和搬迁时间的交互项以及不同类型生计策略的差异性作用。本文验证家庭收入多样化和个体志向水平是易地扶贫搬迁对脱贫户家庭生计脆弱性的重要传导路径。此外,运用安慰剂检验、分位数回归等方法验证基本结论,使研究结论更加严谨。本文的研究结论对脱贫户实现生活富裕、民族地区可持续发展以及中国乡村振兴推进具有重要的指导意义和实证支撑。

三、理论分析与研究假设

(一)易地扶贫搬迁

生态移民理论强调面对生存环境遭受到破坏的窘境,对此区域人们进行移民搬迁的活动,此种活动对迁出地的自然环境保护和当地居民发展起着促进作用[16]。生态移民在中国被称为易地扶贫搬迁,是一种特殊的精准脱贫模式。它首次出现在《易地扶贫搬迁“十二五”规划》(下文简称《规划》)之中。《规划》对易地扶贫搬迁作了清晰的界定,明确易地扶贫搬迁是将居住环境恶劣的贫困农户迁入公共服务相对完善的搬迁安置点,并通过移民搬迁安置点实施各类扶持政策,以期从根本上改善搬迁户的生存与发展环境。据此,本文以政府层面所提出的易地扶贫搬迁概念为准。

易地扶贫搬迁是一项复杂的系统工程,故在搬迁前,必须明确“要搬谁”和“搬哪里”。一是“要搬谁”。国家发展改革委印发的《全国“十三五”易地扶贫搬迁规划》指出,搬迁对象是生存环境恶劣、不具备基本的生产和发展条件、“一方水土养不活一方人”的深山区、石山区、荒漠区、地方病多发区,生态环境脆弱、限制或禁止开发等地区的农村贫困人员,其中六盘山区、秦巴山区、武陵山区等14个集中连片特困地区是易地扶贫搬迁的主战场。二是“搬哪里”。搬迁安置方式主要划分为集中安置和分散安置两种,而集中安置主要包括附近村内就近安置、建设移民新村安置、小城镇或者工业园区安置以及乡村旅游安置,分散安置主要是“插花”安置、自主选择进城务工以及投靠亲友等[17]。

(二)易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性的直接影响

面对“一方水土养不起一方人”的窘境,集中连片特困民族地区政府实施易地扶贫搬迁,旨在实现农户稳定脱贫致富的目标。通过文献梳理可以发现,易地扶贫搬迁主要是通过改善农户外部生存环境、提高家庭增收的可能性和提供较为优质的公共服务三个方面来降低搬迁户家庭生计脆弱性。

第一,改善了农户外部生存环境。在易地扶贫搬迁前,农户生活在灾害频发、自然环境较为恶劣、已经无法生存和发展的地区。在资源环境禀赋的约束下,农户家庭收入未能维持家庭成员的基本生活需求,跌入贫困陷阱之中,进而无法实现自主脱贫。而通过易地扶贫搬迁,农户搬迁至道路通达,安全饮水、生活用电、广播电视、通信实现全覆盖,生存环境较好,交通环境便利,发展潜力较大的地区。这为农户家庭降低生计脆弱性提供了一个良好的外部环境。第二,提高了搬迁户增收的可能性。搬迁后,在迁入地,农户通过当地的产业扶持、就业帮扶等政策,撬动了其所拥有的土地、劳动力、资金、技术等生产要素,入股至龙头企业、合作社等新型经济组织中,使这些生产要素得到了有效配置和充分运用[18],在很大程度上提高了增收的可能性。第三,提供了较为优质的公共服务。一方面是搬迁户的医疗服务。在搬迁前,很多农户居住在空间较为分散、产业基础薄弱、教育医疗服务滞后的地区。而当农户迁入安置区时,此区域拥有更加优质的医疗服务,通过“一站式结算”服务、“看病后付费”以及“就医绿色通道”等措施,让搬迁户就近享受较为优质的医疗服务,尽可能地拥有更为优质的医疗资源。这有助于缓解搬迁户“小病扛、大病拖”现象,降低其因病致贫的概率。另一方面是搬迁户的子女教育。在搬迁前,农户适龄子女普遍在乡镇或者行政村学校上学。相对县城及其以上的区域来说,农村地区的教育资源相对落后、教育质量较低[18],导致搬迁户子女获得较低的人力资本。而易地扶贫搬迁有助于搬迁户子女享受迁入地优质的教育资源,改善学习环境,使搬迁户子女的人力资本水平得到提高,从而有利于阻断贫困代际传递。综上,本文提出以下假设。

假设1:易地扶贫搬迁有利于降低脱贫户生计脆弱性。

(三)易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性的间接影响

1.易地扶贫搬迁、家庭收入多样化与脱贫户生计脆弱性

第一,易地扶贫搬迁促进了脱贫户收入多样化。在搬迁前,农户更多是依附在土地资源上,主要从事农业活动,由此获得农业收入。但农业收入易受自然灾害、市场环境、交通条件等多重因素的影响,具有明显的波动性。而搬迁后,受限于土地资本功能丧失、有土安置(1)有土安置特指调剂一定数量的土地,辅以切实可行的生产发展措施进行安置。农地面积缩减、农业生产成本提高等主要因素,脱贫户逐步摆脱了对土地资源的依赖。在易地扶贫搬迁政策全面铺开的背景下,搬迁脱贫户也积极调整其就业方式,最终作用于其收入来源。而收入来源由搬迁前单一化的农业收入构成转变为以工资性收入、财产性收入、政府转移性收入等为主的多样化构成。一是工资性收入。对于搬迁脱贫户来说,政府一方面引导和鼓励脱贫户家庭劳动力在省内外积极就业;另一方面对无法外出且有劳动能力的人员,提供就业技能培训,使其就近就业,进而获得工资性收入。二是财产性收入。依据土地“三权”分置政策(2)《中华人民共和国农村土地承包法》第四节第二十六条明确规定,“承包期内,发包方不得收回承包地。承包方全家迁入小城镇落户的,应当按照承包方的意愿,保留其土地承包经营权或者允许其依法进行土地承包经营权流转”。同时,按照《中共中央国务院关于实施乡村振兴战略的意见》精神,要衔接落实好第二轮土地承包到期后再延长30年的政策。依据上述法律规定和文件精神,易地扶贫搬迁后,任何组织和个人都不得非法收回、侵占、剥夺搬迁群众的承包地(耕地、林地、草场等)。,对于部分土地资源较好或者具有专业技能的农户而言,当地政府引导其进行土地流转或者技术入股,获得一定数量的租金或者分红。当部分搬迁户所拥有的土地资源较为贫瘠,无法进行流转时,当地政府按照国家相关政策引导农户进行退耕还林,使其获得财产性收入。三是政策性收入。按照《中华人民共和国土地管理法》“一户一宅”和“占新腾旧”原则,脱贫户与当地政府签订旧房拆除、宅基地复垦协议以及协商搬迁补偿事宜,由此可获得政策性收入。概言之,易地扶贫搬迁促进了脱贫户收入多样化。

第二,家庭收入多样化降低了脱贫户生计脆弱性。家庭收入多样化是针对收入单一化而言的。家庭收入多样化能够充分地反映出脱贫户基本生活水平的改善和提高。当脱贫户家庭的某一项收入来源出现问题时,收入多样化在一定程度上能够弥补该项损失,从而将整个家庭的损失降至最低。此外,当灾害突发或者意外事故出现在农户家庭时,家庭收入多元化能够分摊风险,使农户家庭能够在短时间内从灾害或者意外事故中恢复,尤其是对于中国农村地区而言降低了脱贫户生计脆弱性[19]。综上,本文提出如下假设。

假设2:易地扶贫搬迁是通过家庭收入多样化来降低脱贫户生计脆弱性。

2.易地扶贫搬迁、个体志向水平与脱贫户生计脆弱性

易地扶贫搬迁有助于提高个体志向水平。一个人期望自己在某方面取得成就的水平, 在心理学中称为抱负水平,又叫志向水平[20]。易地扶贫搬迁将农户迁至集居住环境良好、交通条件便利、公共服务水平较高等为一体的安置区,显著地改善农户的生产生活条件。这有助于刺激其自身产生较高的需求,而当农户要满足自身较高的需求时,其个人志向会被激发,从而提高其志向水平。

个体志向水平降低了农户生计脆弱性。唯物辩证法原理表明,内因是事物自身运动的源泉和动力。遵循此理论的逻辑,农户不仅是易地扶贫搬迁的参与者,更是这项政策的受益者。要降低其生计脆弱性,关键在于搬迁农户自身。长期受传统的小农经济思想观念的影响,农户在搬迁前,更多是满足当时的状态。而农户搬至迁入地,受迁入地文化宣传、居民生活态度、信息流通等因素的影响,其个体志向水平发生变化。通常来说,在农户迁入志向水平较高的安置区,当地群众志向水平潜移默化地影响着搬迁户的行为决策,尤其是低志向水平农户,将其行为选择逐步纳入正向循环。通过这种长期的影响,低志向水平的农户也会摒弃“等、靠、要”思想以及对政府的依赖,形成一种自我发展、自力更生、勤劳致富的积极观念。这种观念使农户的自我发展能力明显增强,抵御外部风险能力得以提升,从而降低其生计脆弱性。据此,本文提出如下假设。

假设3:易地扶贫搬迁是通过提高个体志向水平来降低脱贫户生计脆弱性。

基于上述的理论分析,本文构建易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性影响的作用机制图(如图1所示)。

图1 易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性影响的作用机制

四、数据来源、研究方法与变量选择

(一)数据来源

湘鄂渝黔毗邻民族地区是指湖南省、湖北省、重庆市和贵州省四省份相互接壤的地域,均隶属武陵山片区,具有文化同根和经济同型的特征,集革命老区、少数民族地区、连片贫困地区、各省份的边沿区于一体。此区域包括19个自治州、县,聚居着以土家族、苗族为主的32个少数民族。自精准扶贫和精准脱贫政策实施以来,湘鄂渝黔毗邻民族地区政府积极实施易地扶贫搬迁。“十三五”时期,四省份民族地区易地扶贫搬迁任务均占各自省份全部搬迁任务的较大份额,成为中国扶贫工作的主战场。2020年12月,国家发展和改革委员会通报全国“十三五”时期易地扶贫搬迁典型案例时指出,截至2019年7月,湘鄂渝黔毗邻民族地区完成87%以上的搬迁任务。此区域农户通过易地扶贫搬迁摘掉贫穷帽子,但部分农户出现返贫现象。此现象的根源主要在于他们自身的脆弱性。

为保证问卷的有效性与科学性,课题组在正式调研前进行预调查。在正式调研时,课题组采用分层抽样和随机抽样相结合的方式。课题组于2018年7月至2019年8月先后选取湖南省湘西土家族苗族自治州龙山县和凤凰县,湖北省恩施土家族苗族自治州利川市,重庆市彭水苗族土家族自治县、酉阳土家族苗族自治县和秀山土家族苗族自治县及贵州省铜仁市印江土家族苗族自治县和江口县8个区县。具体原因如下:一是文化上,它们都是少数民族聚居地区,以土家族和苗族为主,具有代表性;二是地理位置上,它们均是各省份的边沿区,具有相同的自然条件和资源禀赋;三是致贫原因上,它们都具有“老、少、边、穷”等特征,是国家扶贫开发工作重点县和国家重点生态功能区,在易地扶贫搬迁方面具有相似性;四是脱贫成果上,它们均是通过易地扶贫搬迁实现农户脱贫的目标,扶贫工作取得显著成效。

以上述提及的8个区县作为样本,每个样本随机抽取2个乡镇,每个乡镇随机抽取20～25户脱贫户作为调研对象,采取入户面谈和实地调研的方式,在剔除调研对象为贫困户的49份问卷后,最终获取问卷351份(湖南省湘西州凤凰县和龙山县共7个行政村79份问卷;湖北省恩施州共5个行政村54份问卷;重庆市彭水苗族土家族自治县、酉阳县和秀山县共11个行政村146份问卷;贵州省铜仁市印江土家族苗族自治县和江口县共7个行政村72份问卷)。由于脱贫户外出务工、陪子女上学、因病住院等原因,不同区县调研问卷数量有所差异。依据研究主题,本文对相关变量的缺失值和异常值进行处理,最终采用320份调查问卷,问卷有效利用率为91.17%。其中,实施易地扶贫搬迁和未实施易地扶贫搬迁的脱贫户分别为232户和88户,集中安置和分散安置分别为200户和32户。

(二)实证方法

1.熵值法

在计算权重方面,通常有主观赋值法和客观赋值法两种方法。本文运用客观赋值法,能够充分利用样本信息,消除主观随意性[21]。虑及湘鄂渝黔毗邻民族地区实际,本文构建脱贫户生计脆弱性指标,采用熵值法(3)受篇幅所限,熵值法计算过程不再展示。度量脱贫户生计脆弱性(见表1)。

表1 脱贫户生计脆弱性指标、指标选取依据及权重

生计脆弱性是指家庭和个体在生计活动过程中,其生计结构变化或面对外力冲击时所具备的不稳定、易遭受损失的状态。有学者认为生计脆弱性是由风险暴露水平、敏感度和适应能力3个要素共同作用的结果[33]。基于“暴露-敏感-适应能力”分析框架,可以从人文和自然两方面切入,着重对生计脆弱性产生的内在机制进行剖析[34]。本文计算风险暴露水平、敏感度和适应能力的综合得分指数(4)受篇幅所限,不再展示具体的计算过程。,并运用式(1)度量脱贫户生计脆弱性指数:

Plvit=(E+S)-A

(1)

其中,Plvit代表脱贫户生计脆弱性指数,E表示风险暴露水平,S体现敏感度,A表示适应能力。具体来说,生计脆弱性指数(Plvit)包括如下指标:其一,风险暴露水平(E)是指受到外部的干扰。涉及健康风险、自然风险、教育风险3个风险,本文选取家里是否有残疾人、去年您家是否发生自然灾害、能否承担子女上学费用、家里是否有人因大病要治疗4个指标衡量脱贫户的风险暴露水平。其二,敏感性(S)是指冲击所产生的负面作用。采用收入状况、教育支出、健康状况3个指标表征冲击所带来的不利影响。其三,适应性(A)是指应对外部冲击及其所产生的负面影响的生计能力。虑及自然资本、人力资本、物质资本、金融资本、社会资本和社会保障等方面,本文采用耕地面积、林地面积、主要劳动力身体状况等12个指标刻画脱贫户的适应能力。

2.基准回归模型

借鉴已有文献[35],本文构建易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性影响的基准回归模型:

Plvit=α0+α1relocationt+∑α2controlst+εt

(2)

其中,Plvit为第t个脱贫户生计脆弱性,relocationt为第t个脱贫户是否参与易地扶贫搬迁,controlst是控制变量的集合,涉及脱贫户个体、家庭和地区等层面,α1和α2为对应变量的估计系数,α0为截距项,εt为随机扰动项。

3.分位数回归模型(5)使用分位数回归模型能够捕获自变量对因变量整个分布上的影响,因此使用分位数回归模型更有意义。

参照既往研究[36],以基准回归模型为参照标准,本文将在0.10、0.25、0.50、0.75和0.90分位数上估计不同生计脆弱性水平下的易地扶贫搬迁减贫效应。具体方式为:

(3)

其中,0

4.中介效应模型

为分析易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性的影响机制,本文借鉴已有研究[37],进一步构建以下模型:

Medit=β0+β1relocationt+∑β2controlst+εt

(4)

Plvit=μ0+μ1relocationt+μ2Medit+∑μ3controlst+εt

(5)

在式(4)和式(5)中,Medit表示家庭收入多样化和个体志向水平,β0、μ0表征常数项,β1、β2、μ1、μ2和μ3分别表示待估计参数,εt表示随机扰动项。在式(2)中α1显著的前提下,若式(4)中系数β1显著,式(5)中μ1、μ2都显著,表明存在部分中介效应;若式(4)中系数β1和式(5)中系数μ2均显著而μ1不显著,说明存在完全中介效应。

(三)变量说明

1.因变量

生计脆弱性指数(Plvit)是反映脱贫户生计脆弱性的重要指标,作为本文的因变量。基于上文所述,脱贫户生计脆弱性指数取值范围为[-1,1],本文对其进行无量纲化处理。

2.自变量

易地扶贫搬迁(relocationt)是本文的自变量。在问卷调研中,本文采用“请问您家是否实施易地扶贫搬迁”刻画脱贫户易地扶贫搬迁概况;调研对象回答“是”,变量赋值为1,否则为0。

3.控制变量

本文从以下三个层面加入控制变量:一是依据参访者民族、性别、户主年龄等刻画个体层面的特征;二是使用劳动力受教育水平、男性成年劳动力数量、家庭贷款、村通公路、购买商业保险等作为衡量家庭层面的主要变量;三是以湖南、湖北、贵州为代理变量反映地区层面的特征。上述三个层面的变量纳入旨在减少其他变量对研究结果的偏差。

4.中介变量

(1)家庭收入多样化。多样化指标主要涉及结构和分布两个方面的内容,结构一般使用二分法刻画类别,分布运用数量或者价值来表征。现有研究主要采用辛普森多样化指数或其他指数来表征农户家庭收入多样化程度。本文采用辛普森多样化收入方法来衡量脱贫户家庭收入多样化的程度(diversityt):

(6)

(2)个体志向水平。借鉴现有研究思路[38-39],运用问卷中“脱贫致富计划”题项衡量个体志向水平(aspirationst)。个体志向水平选项为完全依赖政府扶持、在政策扶持下勤劳致富和自力更生与勤劳致富,将其定义为志向水平很弱、一般和很强三类,赋值分别为1、2和3,反映脱贫户志向水平逐级增加。

本文的变量描述见表2。

表2 变量类别、名称、符号、定义、均值和标准差

五、实证结果分析

(一)基准回归结果

表3报告了基准回归模型结果和安慰剂检验结果。就基准回归结果而言,表3列(1)未加入任何控制变量的基准回归结果显示,易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性的影响系数为负,且在5%水平上显著。这说明易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性具有降低作用。表3列(2)、列(3)和列(4)这三列依次报告纳入个体、家庭及地区三大特征的易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性所产生的影响。研究结果显示,表3列(2)、列(3)和列(4)的易地扶贫搬迁估计系数为负数,且在5%或1%的水平上显著。这说明易地扶贫搬迁能够降低脱贫户生计脆弱性。相较于列(1),上述三列的易地扶贫搬迁系数有所变小,但是易地扶贫搬迁在脱贫户生计脆弱性方面的缓解作用尚未改变,验证了假设1的观点。这是因为,一方面,易地扶贫搬迁使脱贫户获得更好的住房条件和公共服务,改善了其发展的外部条件,降低了其所面对的自然风险。另一方面,产业扶贫、就业扶贫、教育扶贫、生态扶贫等多项政策的综合发力,脱贫户的物质资本、人力资本、金融资本等生计资本得到有效优化和配置,并由此提高了脱贫户生计能力,进而使脱贫户生计脆弱性得到了纾解。

表3 基准回归模型结果和安慰剂检验

就个体层面而言,列(2)是加入个体特征变量进行控制的回归结果。易地扶贫搬迁的回归系数在5%水平上显著,为-0.416 3,说明易地扶贫搬迁有助于缓解脱贫户生计脆弱性。从劳动力教育水平来说,估计系数为负,说明劳动力教育水平越高,脱贫户家庭的生计脆弱性越低。这是因为家庭劳动力教育水平越高,其从事职业的替代性越弱,工作具有稳定性,从而易于获得较为稳定的收入。这有助于抑制脱贫户家庭生计脆弱性。从家庭劳动力数量来说,估计系数在5%统计水平上显著。家庭劳动力数量愈多,脱贫户生计脆弱性愈低。究其原因,在“脱贫不脱政策”背景下,家庭劳动力数量越多,接受技能培训的机会越多,参与市场就业的人数越多,获得更稳定的家庭收入,提高整个家庭的抗风险能力,从而降低其生计脆弱性。

就家庭层面而言,表3列(3)是加入家庭层面控制变量的回归结果。易地扶贫搬迁的估计系数为负,且通过了5%的显著性水平检验,表明易地扶贫搬迁在脱贫户生计脆弱性降低方面起着积极作用。家庭贷款的估计系数在1%统计水平上显著为负,这说明家庭贷款对易地扶贫搬迁脱贫户生计脆弱性具有降低作用。其原因是小额贷款尽管不能作为直接的生产性资本,但可转化为其他形式的资产,提高脱贫户应对外部冲击的能力,从而有效降低农户生计脆弱性。村通公路对脱贫户生计脆弱性具有抑制作用。作为基础设施的主要表现形式之一,农村道路能够改善农村市场通达性,降低农村劳动力转移成本、农产品交易成本和信息不对称程度,推动非农发展,使脱贫户获得较多的工作机会,收入得到增加,降低脱贫户生计脆弱性[40]。

就地区层面而言,表3列(4)是加入地区控制变量的回归结果。与重庆市相比,湖南省、湖北省的易地扶贫搬迁均对脱贫户生计脆弱性具有降低作用,然而贵州省在统计学上不显著。这是因为贵州省是中国区域贫困程度最深的省份,而实施易地扶贫搬迁的地区是该省的深度贫困区域。基于自然环境、交通条件、经济发展等多重因素的考虑,贵州省易地扶贫搬迁安置模式主要为县城安置。此区域多数企业落户时间较晚,尚处于起步阶段。在此阶段,多数企业存在经济基础薄弱、发展速度缓慢、产业发展动力不足等问题,对脱贫户发展的支持力度较小,带动作用不足。这是贵州省易地扶贫搬迁减贫效果弱化的主要原因。

(二)内生性处理

上述研究结论验证了易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性具有缓解作用,但可能存在内生性问题。内生性问题主要由遗漏变量、反向因果和样本自选择偏差所导致。本文不存在反向因果关系。原因在于,易地扶贫搬迁实施发生在前,脱贫户生计脆弱性发生改变在后;而脱贫户生计脆弱性降低并不能在很大程度上影响此前实施的易地扶贫搬迁的政策。因此,本文不存在明显的反向因果关系。概言之,本文通过增加遗漏变量和倾向得分匹配(PSM)方法来解决内生性问题。

1.增加遗漏变量

易地扶贫搬迁是一个非常复杂的工程,在搬迁过程中,脱贫户不仅享受了易地扶贫搬迁政策,还享受了产业就业扶贫政策、教育扶贫政策、金融扶贫政策、保险扶贫政策、医疗扶贫政策、其他扶贫政策(电商扶贫、社会保障兜底政策等)等多元化的精准扶贫政策。这种多元化的精准扶贫政策助推了多元化的精准扶贫格局的构筑,进而有利于降低脱贫户生计脆弱性。据此,本文将享受政策的数量大于等于2定义为多元化政策(policies)。相关回归结果(限于篇幅不再具体展示)说明,在增加多元化政策这一变量时,易地扶贫搬迁的估计系数的绝对值较表3列(4)的估计系数的绝对值变小,在5%统计水平上显著为负。这揭示了易地扶贫搬迁在脱贫户生计脆弱性方面具有降低的作用,支持假设1的观点。

2.使用PSM方法

使用PSM方法是为了解决由样本自选择所导致的内生性问题。本文在借鉴既有的研究成果[41-42]的基础上,运用PSM方法解决了以样本自选择为表征的内生性问题。在采用PSM方法前,本文需要对数据进行平衡性检验和共同支撑验证(限于篇幅不再具体展示)。结果均表明,匹配效果较好。本文分析了易地扶贫搬迁对脱贫农户生计脆弱性影响的平均处理效应。为提高结果的准确性,本文采用最近邻匹配、半径匹配和核匹配3种方法对样本总体进行匹配。研究结果(限于篇幅不再具体展示)显示,这三种测算方法的结果基本一致,通过了1%和5%统计水平的检验,这再次印证易地扶贫搬迁对脱贫农户生计脆弱性具有降低效应。

(三)稳健性检验

1.安慰剂检验

为进一步分析易地扶贫搬迁对脱贫户家庭生计脆弱性的减缓效应是否来自其他不可观测的因素,本文借鉴现有研究[43],运用安慰剂检验来论证研究结论的稳健性。安慰剂检验的具体步骤如下:首先,确定处理组和控制组。具体地,使用问卷中的问题“您家是否享受易地扶贫搬迁政策”来区别处理组和控制组。其次,随机抽取个体作为处理组,进行实证分析。此部分试图通过随机抽取个体作为处理组进行再次论证。在继续沿用调研样本年份的前提下,将上述操作过程重复300遍,最终得到相应的估计系数。最后,分析实证结果。若在虚构处理方式下,其估计系数在统计学上仍然显著,则说明基准结果不稳健,反之则证明基准结果稳健。表3列(5)的安慰剂检验结果表明,易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性影响系数为-0.021 7,且不显著,支持上述结果的稳健性。

2.分位数回归模型

基准回归结果揭示易地扶贫搬迁具有益贫性,那么,易地扶贫搬迁是有益于生计脆弱性高的脱贫户,还是生计脆弱性低的脱贫户?因此,本文运用分位数回归模型验证易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性的影响(限于篇幅不再具体展示)。回归结果显示,从生计脆弱性10%分位点到90%分位点,易地扶贫搬迁的影响程度的绝对值依次为63.18%、59.40%、46.87%、31.59%和19.46%。这表明随着脱贫户生计脆弱性水平的不断提高,易地扶贫搬迁的影响程度逐渐下降,但后两者在统计学上不显著。原因在于,湘鄂渝黔毗邻民族地区兼有“老、少、边、穷”特征,贫困程度比较深。尽管此区域农户实现了脱贫目标,但部分脱贫户的持续增收能力相对薄弱,仍面临较高的生计脆弱性[44]。对于75%和90%分位数的脱贫户而言,其生计脆弱性是由收入不稳定、自我发展能力孱弱、人力资本较低等多种因素叠加所导致[45],因此仅凭借易地扶贫搬迁这一项扶贫政策,难以达到预期效果。

3.缩尾处理方法

由于脱贫户生计脆弱性是一个连续性变量,为避免此变量异常值对研究结论的影响,本文对脱贫户生计脆弱性按照5%做缩尾处理,使研究结果更加可靠和更具普适性。实证结果显示(限于篇幅不再详细展示),易地扶贫搬迁的估计系数为-0.398 5,且在1%统计水平上显著。相比基准回归结果中的易地扶贫搬迁的估计系数而言,由缩尾方法得到的估计系数降低了,但系数符号和显著性水平未发生变化。这说明易地扶贫搬迁缓解了脱贫户生计脆弱性。此结论再次印证了假设1的观点。

(四)异质性分析

1.不同地区分析

据表4列(1)至列(4)的结果,易地扶贫搬迁对湘鄂渝黔四省份脱贫户生计脆弱性均有抑制作用。此种作用在湖南省的效果最大。重庆市和贵州省(6)前文解释了贵州省易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性影响在统计学上不显著的原因,此处不再陈述。易地扶贫减贫效果在统计学上不显著,在重庆市的效果最小。可能的原因如下:一方面,尽管农户搬迁至生产生活条件较好的安置区,但多数安置区位于村中或乡镇。囿于村中和乡镇经济发展的辐射带动作用甚微,安置区给搬迁户提供了较为有限的就业岗位,且工资水平相对较低。另一方面,安置区大部分青壮年搬迁户选择外出务工,因人力资本水平较低(7)尽管政府对此群体进行就业技能培训,但农户人力资本在短期内很难迅速提高。,从事最基本、最简单的工作,此类工作替代性较强,收入具有不稳定性和波动性。这直接导致脱贫户无法有效应对外部风险。

表4 地区、安置方式和搬迁时间交互项及不同类型生计策略的异质性分析

2.搬迁时间和安置方式的交互分析

不同的安置方式随着搬迁时间的变化而影响易地扶贫搬迁效果。由表4列(5)和列(6)可知,安置模式和搬迁时间对脱贫户生计脆弱性的影响在5%和10%统计水平下显著,表明二者是影响脱贫户生计脆弱性的主要方面。表4列(7)的结果显示,安置方式和搬迁时间的交互项的估计系数为负,说明不同的安置方式和搬迁时间对脱贫户生计脆弱性的作用不同。一般来说,搬迁时间越久的集中安置方式的易地扶贫搬迁减贫效应越强。原因在于,湘鄂渝黔毗邻民族地区脱贫户搬迁时间仅为1至3年,安置区尚且处于初级发展阶段。随着搬迁时间的不断推移,集中安置区的后续帮扶措施更加完善,易地扶贫搬迁减贫效应逐渐凸显,呈现递增态势。

3.不同生计策略分析

生计策略是指人们对各类资本配置与经营活动组合的抉择,以期实现他们的生计目标。相比农业主导性生计策略家庭而言,非农主导性生计策略家庭的发展环境优势较为明显。那么,易地扶贫搬迁对不同生计策略脱贫户的生计脆弱性是否存在差异性影响?为此,本文分析易地扶贫搬迁对不同生计策略脱贫户的生计脆弱性的影响。借鉴徐定德等(2016)[29]的研究成果,本文分别将农户家庭农业收入占家庭总收入的90%以上、>50%～90%、10%～50%和10%以下的生计策略定义为纯农业型、农业为主型、非农为主型和非农型。从调研结果可知,本文脱贫户样本生计策略为非农为主型或非农型两大类。由表4列(8)和列(9)可知,易地扶贫搬迁对非农为主型和非农型脱贫户生计脆弱性的影响系数依次为-0.358 0和-0.434 0,在5%和1%的统计水平上显著。相比于非农为主型,易地扶贫搬迁对非农型脱贫户生计脆弱性的缓解作用更大。这是因为,在面对外部风险冲击时,非农型生计策略的农户易于获得更多帮助,其生计脆弱性更低[45]。

六、 易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性的影响机制

基于前文的理论分析,为进一步分析易地扶贫搬迁是否通过家庭收入多样化和个体志向水平影响脱贫户生计脆弱性,本文运用式(2)、式(4)和式(5)进行传导机制验证。

表5列(1)的结果显示,易地扶贫搬迁对脱贫户家庭收入多样化的影响为正。由表5列(2)的结果可知,易地扶贫搬迁和家庭收入多样化对脱贫户生计脆弱性影响的估计系数在1%统计水平上为负,而易地扶贫搬迁的估计系数绝对值由表3的0.417 5下降到表5的0.398 7,表明家庭收入多样化扮演着部分中介效应的角色。这说明易地扶贫搬迁是通过家庭收入多样化来降低脱贫户生计脆弱性。这是因为,在搬迁前,湘鄂渝黔毗邻民族地区的农户多从事以种植为主的农业活动。而搬迁后,农户所迁入的地区距离搬迁前的地方较远,加剧了农户土地资本功能的丧失。而土地资本功能的丧失,迫使农户调整其家庭的生计策略。在迁入地,搬迁农户可通过外出务工、进入产业扶贫车间以及自主创业等途径就业,改变了过去以农业为主的生计方式。在迁入地,农户不但能够外出务工,而且可以将自己所拥有的土地、资金、技术等生产要素入股或者出租给农村集体组织或者合作社,增加家庭的总体收入,拓宽家庭收入来源,形成家庭收入多样化的特征。在面对外部风险时,湘鄂渝黔毗邻民族地区农户家庭收入多样化能够增强其抵御各类风险的能力,从而降低其生计脆弱性。遵循上述分析思路,列表5(3)的结果说明,易地扶贫搬迁能够提升脱贫户志向水平。表5列(4)的结果表明,易地扶贫搬迁和个体志向水平对脱贫户生计脆弱性的影响系数的绝对值由表3的0.417 5降至0.386 5,说明个体志向水平起着部分中介作用。这表明个体志向水平是易地扶贫搬迁影响脱贫户生计脆弱性的重要渠道。本文调研的这些地区曾是国家扶贫开发的重点县。上述结果验证了假设2和假设3的结论。相较于家庭收入多样化而言,个体志向水平的中介效应较弱。究其原因在于,家庭收入多样化能够在较短的时间内得以改变,而个体志向水平无法在短时间内改变。湘鄂渝黔毗邻民族地区脱贫户长期受国家相关政策的扶持,而这些扶持在一定程度上削弱了农户的志向水平。尽管湘鄂渝黔毗邻民族地区的各级政府举办了提高农户志向水平的活动,但是农户个体志向水平的提高需要一个较为漫长的过程,因而其中介效应较弱。

表5 易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性影响的机制分析

七、研究结论与政策建议

(一)研究结论

本文剖析易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性影响的内在机理,利用湘鄂渝黔毗邻民族地区320个脱贫户入户调查数据,评估易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性的影响效应,得出以下结论:第一,易地扶贫搬迁有效降低脱贫户生计脆弱性,采用安慰剂检验、分位数回归模型、缩尾处理等方法进行稳健性检验,结论仍然成立;第二,不同地区、安置方式和搬迁时间的交互项以及不同生计策略的易地扶贫搬迁对脱贫户生计脆弱性具有减贫作用,但重庆市和贵州省在统计学上不显著;第三,易地扶贫搬迁通过家庭收入多样化和个体志向水平影响脱贫户生计脆弱性。

(二)政策建议

1.加大后续扶持力度,降低脱贫户生计脆弱性

本文基准回归结果表明,易地扶贫搬迁能够降低脱贫户生计脆弱性。后续扶持亦是易地扶贫搬迁成效的关键之举。一方面,各级政府要加大对搬迁地区的持续帮扶,尤其是做好产业、就业、医疗、教育、保险等多种扶持措施的持续推进,形成政策组合拳,产生政策叠加效应,进而降低脱贫户生计脆弱性。另一方面,根据湘鄂渝黔毗邻民族地区不同的搬迁区域、安置方式、搬迁时间以及生计策略的特点,当地各级政府及相关部门要分区域、分阶段和分农户实施差异化的后续帮扶措施,这有助于提高帮扶措施的科学性、有效性和针对性,从而降低脱贫户生计脆弱性。

2.实现家庭收入多元化,提高抵御风险能力

第一,大力发展产业,创造更多的就业机会。基于民族地区实际状况,湘鄂渝黔毗邻民族地区政府应因地制宜发展特色产业,使特色产业成为脱贫户致富增收的主导产业。同时,应不断促进三大产业有效融合,为农户提供更多的就业机会。此外,政府应大力引导和鼓励脱贫户在区内外就业,通过多途径对其开展针对性的技能培训,帮助脱贫户实现稳定就业,从而获得较为稳定的工资性收入。第二,盘活脱贫户家庭的生产要素,拓宽收入渠道。政府应引导脱贫户对其拥有的土地、资金、技术等要素进行合理配置,例如土地流转和资金入股,提高各类资本的利用率,促使其转变为经济优势,从而获得财产性收入。通过优化家庭收入多样化,增强脱贫户家庭抵御风险能力,进而降低其生计脆弱性。

3.提高个体志向水平,增强自我发展能力

提高个体志向水平是脱贫户实现可持续发展的有力之举。迁入地应成立由德高望重者和乡贤能人组成的道德评议委员会,依法制定和修订村民村规民约,不断完善移风易俗的村民自治体系。对个体志向水平较低的脱贫户进行定期的思想引导,使其树立勤劳致富的意识。对志向水平较高的农户,迁入地政府、驻村第一书记及相关部门等主体,建立健全激励机制,优化以奖代补、以工代赈制度,促使脱贫户通过自身发展和劳动换取政策扶持,同时也要发挥乡贤能人带动等主体作用,通过提高个体志向水平来降低脱贫户生计脆弱性。