蔡睿堃 葉 胥 毛中根

(西南財(cái)經(jīng)大學(xué),四川 成都 611130)

一、問(wèn)題的提出

黨的二十大報(bào)告強(qiáng)調(diào),加快建設(shè)農(nóng)業(yè)強(qiáng)國(guó),鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果,增強(qiáng)脫貧地區(qū)和脫貧群眾內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力。邁入新時(shí)期,促進(jìn)低收入農(nóng)戶收入更快增長(zhǎng)是鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果、實(shí)現(xiàn)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕的核心任務(wù)(林萬(wàn)龍 等,2022),而促進(jìn)農(nóng)副產(chǎn)品銷(xiāo)售是其中重要一環(huán)。然而,當(dāng)前脫貧地區(qū)農(nóng)副產(chǎn)品產(chǎn)銷(xiāo)對(duì)接中仍有難點(diǎn)和堵點(diǎn)尚未完全解決,脫貧地區(qū)農(nóng)副產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力依然不強(qiáng)。作為連接消費(fèi)端與生產(chǎn)端的創(chuàng)新幫扶模式,消費(fèi)幫扶政策既有助于提升脫貧地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力,又有利于擴(kuò)大居民消費(fèi)規(guī)模、推動(dòng)消費(fèi)升級(jí),是建設(shè)農(nóng)業(yè)強(qiáng)國(guó)和暢通國(guó)內(nèi)大循環(huán)的重要路徑。

涉及消費(fèi)幫扶的政策文件最早可追溯至2016年出臺(tái)的《關(guān)于促進(jìn)電商精準(zhǔn)扶貧的指導(dǎo)意見(jiàn)》(國(guó)開(kāi)辦發(fā)〔2016〕40號(hào)),其明確提出動(dòng)員社會(huì)各界開(kāi)展消費(fèi)扶貧活動(dòng),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(tái)協(xié)助貧困農(nóng)戶銷(xiāo)售農(nóng)副產(chǎn)品,并開(kāi)發(fā)出機(jī)關(guān)單位定點(diǎn)采購(gòu)、東西部消費(fèi)協(xié)作、旅游扶貧等新穎的消費(fèi)幫扶形式。國(guó)家鄉(xiāng)村振興局(原扶貧辦)、供銷(xiāo)合作總社相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示,2019—2022年間消費(fèi)幫扶金額以及消費(fèi)幫扶金額占當(dāng)年農(nóng)產(chǎn)品銷(xiāo)售金額的比例均不斷增加,2022年平均每個(gè)脫貧農(nóng)戶家庭通過(guò)消費(fèi)幫扶獲得農(nóng)特產(chǎn)品銷(xiāo)售收入超過(guò)4300元?？梢?jiàn),消費(fèi)幫扶在促進(jìn)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(mǎi)代幫”“以購(gòu)代捐”不同,在鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果時(shí)期,消費(fèi)幫扶被賦予了全新內(nèi)涵。一方面,其更加強(qiáng)調(diào)企業(yè)和公益組織等社會(huì)力量的投入,充分發(fā)揮行業(yè)優(yōu)勢(shì)和主觀能動(dòng)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(fèi)端的良性互動(dòng),引導(dǎo)脫貧地區(qū)主動(dòng)調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),塑造綠色、有機(jī)、安全的地理標(biāo)志性品牌,以適應(yīng)幫扶地區(qū)市場(chǎng)綠色消費(fèi)需求。根據(jù)2019年初發(fā)布的《國(guó)務(wù)院辦公廳關(guān)于深入開(kāi)展消費(fèi)扶貧助力打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》(國(guó)辦發(fā)〔2018〕129號(hào)),消費(fèi)幫扶大致可以分為三類(lèi):一是以消費(fèi)扶貧月、東西部協(xié)作消費(fèi)、機(jī)關(guān)定點(diǎn)采購(gòu)等為代表的政府主導(dǎo)型;二是以電商直播、互聯(lián)網(wǎng)扶貧、“萬(wàn)企幫萬(wàn)村”等為代表的企業(yè)參與型;三是以旅游幫扶、社區(qū)團(tuán)購(gòu)等為代表的社會(huì)介入型。

在鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興銜接階段,消費(fèi)幫扶能否增強(qiáng)脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性、避免產(chǎn)生“福利依賴(lài)”加劇返貧風(fēng)險(xiǎn),逐步成為理論界與實(shí)務(wù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。自2018年統(tǒng)計(jì)農(nóng)產(chǎn)品幫銷(xiāo)規(guī)模以來(lái),消費(fèi)幫扶規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大,2021年超4500億元。消費(fèi)幫扶政策的實(shí)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(shì)。消費(fèi)幫扶之所以能夠順利開(kāi)展且成效顯著,其背后的原因大致包括:第一,消費(fèi)者從購(gòu)買(mǎi)扶貧農(nóng)產(chǎn)品中彰顯道義擔(dān)當(dāng)。全世文(2021)基于消費(fèi)者偏好理論,從渠道化與標(biāo)準(zhǔn)化兩種模式探究了消費(fèi)者對(duì)于扶貧產(chǎn)品的決策機(jī)制和支付意愿。消費(fèi)者能夠從購(gòu)買(mǎi)含反貧困標(biāo)簽的高溢價(jià)農(nóng)產(chǎn)品中獲得多重激勵(lì)(Jiang et al.,2023)。第二,零售商樂(lè)于銷(xiāo)售帶有扶貧標(biāo)簽的農(nóng)產(chǎn)品。當(dāng)零售商采用扶貧產(chǎn)品略高于普通產(chǎn)品價(jià)格的雙產(chǎn)品策略時(shí),既對(duì)常規(guī)產(chǎn)品供應(yīng)商影響較小,又有助于消費(fèi)扶貧(馮春 等,2023)。第三,農(nóng)戶可持續(xù)生計(jì)策略不斷優(yōu)化。消費(fèi)幫扶有助于提升農(nóng)戶家庭金融、人力和社會(huì)等生計(jì)資本,進(jìn)而通過(guò)調(diào)整生計(jì)策略實(shí)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(fèi)幫扶政策成效時(shí)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(xiàn)立足家庭生命周期的視角,將消費(fèi)幫扶與脫貧農(nóng)戶未來(lái)福利狀態(tài)聯(lián)系起來(lái)進(jìn)行量化研究。與此同時(shí),由于不確定性的外部沖擊會(huì)對(duì)脫貧農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期發(fā)展帶來(lái)負(fù)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(qiáng)國(guó)時(shí)期解決相對(duì)貧困的關(guān)鍵(燕繼榮,2020)。因此,深入探討消費(fèi)幫扶對(duì)脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性的影響及其作用機(jī)制具有重要的現(xiàn)實(shí)意義和理論價(jià)值。

基于上述分析,本文以發(fā)展韌性為切入點(diǎn),基于2021年中國(guó)家庭金融調(diào)查微觀數(shù)據(jù),探討消費(fèi)幫扶對(duì)脫貧農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)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(xiàn)在于兩個(gè)方面:一是從家庭發(fā)展韌性的視角拓展了消費(fèi)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(yàn)消費(fèi)幫扶的政策績(jī)效,本文基于建設(shè)農(nóng)業(yè)強(qiáng)國(guó)的現(xiàn)實(shí)背景,從抗擊不確定性風(fēng)險(xiǎn)沖擊、防止貧困逆向轉(zhuǎn)化的角度評(píng)估了消費(fèi)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(lái)自消費(fèi)幫扶視角的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。二是揭示了消費(fèi)幫扶提升家庭發(fā)展韌性的作用機(jī)制。既有文獻(xiàn)更加關(guān)注消費(fèi)者從購(gòu)買(mǎi)農(nóng)產(chǎn)品中獲得的道德激勵(lì),較少涉及其中的作用機(jī)制問(wèn)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(dòng)力兩方面厘清了消費(fèi)幫扶影響脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性的具體機(jī)制,對(duì)優(yōu)化消費(fèi)幫扶政策具有重要的指導(dǎo)意義。

二、文獻(xiàn)綜述與假說(shuō)提出

(一)文獻(xiàn)綜述

發(fā)展韌性又稱(chēng)復(fù)原力,最初建立在生態(tài)學(xué)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(jì)發(fā)展等研究中。借助發(fā)展韌性研究脫貧農(nóng)戶未來(lái)福利狀態(tài),可以更準(zhǔn)確地將返貧風(fēng)險(xiǎn)、動(dòng)態(tài)反饋和經(jīng)濟(jì)等因素納入模型中?？傮w來(lái)看,與發(fā)展韌性相關(guān)的研究主要分為兩類(lèi):一是將生計(jì)策略與發(fā)展韌性聯(lián)系起來(lái),考察在面對(duì)政治沖突、災(zāi)害等外部沖擊和壓力時(shí)家庭如何維持和繼續(xù)提高生計(jì)水平(Marschke et al.,2006)。Speranza et al.(2014)將發(fā)展韌性與經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、生態(tài)及人力等各種生計(jì)資本聯(lián)系起來(lái),實(shí)現(xiàn)了量化生計(jì)發(fā)展韌性的目的。盡管從生計(jì)建立的發(fā)展韌性框架能闡釋生計(jì)動(dòng)態(tài)規(guī)律,但其側(cè)重于非經(jīng)濟(jì)方面的研究,難以捕捉經(jīng)濟(jì)動(dòng)態(tài)特征,尤其是當(dāng)經(jīng)濟(jì)主體面臨外部不確定風(fēng)險(xiǎn)時(shí),對(duì)長(zhǎng)期發(fā)展的預(yù)測(cè)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(biāo),將發(fā)展韌性定義為個(gè)體在面對(duì)壓力和外部沖擊后仍能避免陷入貧困,且在未來(lái)長(zhǎng)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(shì)在于:一方面,區(qū)別于基于生計(jì)策略的發(fā)展韌性,其將外部沖擊與家庭經(jīng)濟(jì)發(fā)展聯(lián)結(jié)在一起,更適用于反映微觀家庭立足中長(zhǎng)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(qiáng)調(diào)事前預(yù)測(cè),忽略非線性動(dòng)態(tài)路徑的存在,其考慮了前期沖擊、事中應(yīng)對(duì)以及危機(jī)復(fù)原對(duì)未來(lái)狀況的影響,將貧困問(wèn)題從靜態(tài)拓展至動(dòng)態(tài),更適用于預(yù)測(cè)家庭長(zhǎng)期發(fā)展?fàn)顟B(tài)。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看,學(xué)術(shù)界關(guān)于消費(fèi)幫扶對(duì)家庭發(fā)展韌性的作用存在不同觀點(diǎn)。一是肯定論。李晗等(2021)認(rèn)為,包含消費(fèi)幫扶在內(nèi)的扶貧政策不僅促進(jìn)了貧困家庭向好發(fā)展,還降低了再次陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)。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(fēng)險(xiǎn),但該效應(yīng)隨時(shí)間逐步衰減。范和生等(2021)指出,鄉(xiāng)村振興階段,消費(fèi)幫扶面臨幫銷(xiāo)渠道束窄、愛(ài)心溢價(jià)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(rèn)為,扶貧屬性的溢價(jià)支付在消費(fèi)幫扶中占主導(dǎo)地位,脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展態(tài)勢(shì)可能隨政策調(diào)整而不斷減弱。此外,有關(guān)消費(fèi)幫扶的動(dòng)力機(jī)制,現(xiàn)有研究也未形成一致結(jié)論。全世文等(2022)強(qiáng)調(diào),消費(fèi)幫扶的主要?jiǎng)恿?lái)自消費(fèi)者的溢價(jià)支付意愿;而李曉紅等(2022)則認(rèn)為,政府的行政手段是消費(fèi)幫扶市場(chǎng)交易機(jī)制的源頭動(dòng)力,幫扶屬性驅(qū)動(dòng)消費(fèi)者復(fù)購(gòu)脫貧地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品行為明顯。

(二)理論分析與假說(shuō)提出

促進(jìn)家庭向上流動(dòng)、降低家庭經(jīng)濟(jì)下行風(fēng)險(xiǎn)是家庭發(fā)展韌性提升的兩個(gè)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(lì)內(nèi)生動(dòng)能,杜絕泛福利化現(xiàn)象產(chǎn)生,在中長(zhǎng)期抗衡外部沖擊避免再次返貧。由于消費(fèi)幫扶建立了定點(diǎn)采購(gòu)機(jī)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(jī)制大幅降低了外部沖擊對(duì)家庭發(fā)展的影響,且消費(fèi)幫扶還可以引導(dǎo)脫貧農(nóng)戶挖掘比較優(yōu)勢(shì),是一種反福利依賴(lài)的幫扶形式。本文認(rèn)為,消費(fèi)幫扶主要通過(guò)緩解外部約束、改變內(nèi)生動(dòng)力兩條路徑提高了家庭發(fā)展韌性。

(1)緩解外部約束機(jī)制。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后、外部幫扶渠道收窄等會(huì)對(duì)脫貧農(nóng)戶生產(chǎn)產(chǎn)生約束,導(dǎo)致脫貧農(nóng)戶生計(jì)策略單一、生計(jì)資本匱乏,進(jìn)而降低脫貧農(nóng)戶家庭福利水平,加劇其規(guī)模性返貧風(fēng)險(xiǎn)。一方面,消費(fèi)幫扶為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)創(chuàng)造了新的市場(chǎng)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(qiáng)扶貧農(nóng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)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(zhǎng)期良好發(fā)展態(tài)勢(shì)。另一方面,消費(fèi)幫扶能夠重構(gòu)緊密型聯(lián)農(nóng)帶農(nóng)機(jī)制,協(xié)助脫貧農(nóng)戶融入社會(huì)再生產(chǎn)循環(huán),拓展其社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò),通過(guò)提升農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷(xiāo)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(fèi)需求等信息要素的瓶頸,同時(shí)通過(guò)從幫扶單位汲取社會(huì)資源和資金,幫助農(nóng)戶增強(qiáng)抵御風(fēng)險(xiǎn)沖擊的能力。

(2)改變內(nèi)生動(dòng)力機(jī)制。消費(fèi)幫扶激發(fā)了脫貧農(nóng)戶內(nèi)生發(fā)展動(dòng)能,進(jìn)而降低了遭遇風(fēng)險(xiǎn)沖擊而返貧的概率。與增強(qiáng)內(nèi)生動(dòng)力相對(duì)應(yīng)的是福利依賴(lài)問(wèn)題,指的是脫貧農(nóng)戶過(guò)度依賴(lài)幫扶政策,造成主觀能動(dòng)性下降、享樂(lè)型消費(fèi)增加,最終削弱其向上流動(dòng)發(fā)展積極性。區(qū)別于無(wú)條件轉(zhuǎn)移支付形式,“以買(mǎi)代捐”的幫扶形式提供的正向經(jīng)濟(jì)激勵(lì),對(duì)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(fèi)幫扶鼓勵(lì)脫貧農(nóng)戶充分挖掘自身比較優(yōu)勢(shì),主動(dòng)適應(yīng)幫扶市場(chǎng)消費(fèi)需求,提高農(nóng)業(yè)種植和營(yíng)銷(xiāo)技能,通過(guò)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)不斷積極向上,而迸發(fā)的內(nèi)生動(dòng)能又會(huì)不斷擴(kuò)大生產(chǎn),優(yōu)化生計(jì)策略,避免產(chǎn)生福利依賴(lài),提高自身脫貧韌性。

基于上述分析,本文提出:

假說(shuō)1：消費(fèi)幫扶能夠顯著提升脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性。

假說(shuō)2：消費(fèi)幫扶通過(guò)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(shuō)3：消費(fèi)幫扶通過(guò)改變農(nóng)戶內(nèi)生動(dòng)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(fèi)幫扶提升脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性的具體機(jī)理。

圖1 消費(fèi)幫扶提升家庭發(fā)展韌性的具體機(jī)理

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

本文數(shù)據(jù)源自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)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(jìn)行實(shí)證研究,其優(yōu)點(diǎn)在于:第一,能較好地識(shí)別消費(fèi)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(xiāo)措施(1)CHFS問(wèn)卷中問(wèn)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(xiāo)售”“加工后銷(xiāo)售”“自用”“用于自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)”“尚待產(chǎn)出”“待出售”6個(gè)選項(xiàng),將回答“直接銷(xiāo)售”和“加工后銷(xiāo)售”的脫貧農(nóng)戶視作享受消費(fèi)幫扶政策的主要研究對(duì)象。的脫貧農(nóng)戶視作本文的主要研究對(duì)象。第二,符合研究時(shí)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(fèi)幫扶政策的各種影響。第三,樣本缺失值少?？紤]到計(jì)算被解釋變量需要加入滯后期,進(jìn)一步匹配CHFS2019數(shù)據(jù)后,享受消費(fèi)幫扶的農(nóng)戶觀測(cè)值為322戶(2)參與消費(fèi)幫扶的農(nóng)戶分布在全國(guó)29個(gè)省、自治區(qū)和直轄市(除港澳臺(tái)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(guò)95%)來(lái)自于中西部地區(qū),且均于2020年前制定省級(jí)層面消費(fèi)扶貧政策,從縣級(jí)層面落實(shí)消費(fèi)幫扶政策具體措施。,未參與消費(fèi)幫扶的農(nóng)戶樣本為5043戶。

(二)變量說(shuō)明與描述性統(tǒng)計(jì)分析

1.核心解釋變量:消費(fèi)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(shí)別脫貧農(nóng)戶,然后以該家庭是否銷(xiāo)售農(nóng)產(chǎn)品作為進(jìn)一步的篩選標(biāo)準(zhǔn)。若該家庭同時(shí)符合建檔立卡戶和銷(xiāo)售農(nóng)產(chǎn)品兩個(gè)條件,則賦值為1,表示受到了消費(fèi)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(cè)算家庭發(fā)展韌性,并參考Vaitla et al.(2020)的方法進(jìn)行估計(jì)。

首先,將當(dāng)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(xiàng)式函數(shù),估計(jì)一階Markov過(guò)程如下:

(1)

(2)

(3)

式(3)中下標(biāo)V表示方差。接著,估計(jì)家庭i在t時(shí)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(dòng)力學(xué)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(fù)債。此外,模型中還加入省份虛擬變量以控制區(qū)域差異對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。

本文主要變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。參與消費(fèi)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(fèi)幫扶政策的農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性比未參與消費(fèi)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(shí)際中普通農(nóng)戶可能由于自身能力更強(qiáng)選擇不參與消費(fèi)幫扶政策。,且在1%水平下顯著。從戶主特征來(lái)看,參與消費(fèi)幫扶的農(nóng)戶戶主年齡偏大、未婚比例較高。從家庭特征來(lái)看,參與消費(fèi)幫扶的農(nóng)戶家庭人均資產(chǎn)、收入相比較低,負(fù)債比例較高,同時(shí)贍養(yǎng)老年人壓力較大。這說(shuō)明參與消費(fèi)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(shì)。

表1 主要變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(三)模型設(shè)定

為考察消費(fèi)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(gè)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(gè)脫貧農(nóng)戶是否參與消費(fèi)幫扶,Xi=1代表參與消費(fèi)幫扶,否則為未參與;Controlji為一系列控制變量的集合;μk為省級(jí)固定效應(yīng),εi為隨機(jī)誤差。本文重點(diǎn)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(fèi)幫扶顯著提升了脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性,即假說(shuō)1成立。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2報(bào)告了消費(fèi)幫扶與脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。其中,列(1)僅控制了省份固定效應(yīng),消費(fèi)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(jiàn),消費(fèi)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(yàn)結(jié)果表明,無(wú)論是否引入控制變量,消費(fèi)幫扶對(duì)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(shuō)1得到驗(yàn)證。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果:消費(fèi)幫扶與家庭發(fā)展韌性

考慮到參與消費(fèi)幫扶政策的樣本較少,可能帶來(lái)估計(jì)偏誤,且現(xiàn)實(shí)生活中消費(fèi)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(fèi)幫扶政策而受益。為此,本文將屬于消費(fèi)幫扶縣且銷(xiāo)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(jiàn),消費(fèi)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(shí)別為韌性家庭,取值為1,否則識(shí)別為脆弱家庭,取值為0。重新回歸后的結(jié)果報(bào)告于表2列(5),不難發(fā)現(xiàn),消費(fèi)幫扶的回歸系數(shù)為0.2886,且依然在1%水平下顯著,說(shuō)明參與消費(fèi)幫扶能夠顯著提高脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性,本文假說(shuō)1再次得到驗(yàn)證。

(二)內(nèi)生性討論

考慮到脫貧農(nóng)戶是否選擇參與消費(fèi)幫扶具有自選擇效應(yīng),削弱了隨機(jī)性,可能造成估計(jì)偏誤。借鑒馬九杰等(2022)的做法,使用是否屬于制定或落實(shí)過(guò)消費(fèi)幫扶政策的區(qū)縣(5)通過(guò)查閱對(duì)應(yīng)區(qū)縣官網(wǎng)以及歷年來(lái)國(guó)家發(fā)改委公布的消費(fèi)幫扶典型案例判斷是否制定過(guò)政策。(虛擬變量),作為脫貧農(nóng)戶是否選擇參與消費(fèi)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(shí)過(guò)消費(fèi)幫扶政策,說(shuō)明其更易受政策影響選擇參加。同時(shí),區(qū)縣選擇制定或落實(shí)消費(fèi)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(chǎng)需求等因素影響,與微觀個(gè)體家庭發(fā)展韌性并不存在明顯關(guān)聯(lián)。這說(shuō)明選擇的工具變量較好地滿足相關(guān)性和外生性?xún)蓚€(gè)條件。

表2列(6)報(bào)告了工具變量法的估計(jì)結(jié)果。從中可見(jiàn),杜賓-吳-豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)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(shuō)明模型不存在弱工具變量問(wèn)題。消費(fèi)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(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。

(三)反事實(shí)推斷:傾向得分匹配法檢驗(yàn)

為解決不可觀測(cè)變量帶來(lái)的估計(jì)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(fèi)幫扶政策的對(duì)照農(nóng)戶,并使得匹配后的農(nóng)戶間只有在是否參與消費(fèi)幫扶政策上存在不同,從而使得該對(duì)照農(nóng)戶可以最大限度地近似模擬目標(biāo)農(nóng)戶的“反事實(shí)情形”,并通過(guò)比較目標(biāo)農(nóng)戶在參與消費(fèi)幫扶政策后家庭發(fā)展韌性的差異,推斷出消費(fèi)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(jìn)行檢驗(yàn),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(bào)告了平衡性檢驗(yàn)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(biāo)準(zhǔn)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(jì)學(xué)意義上不存在顯著差異,符合平衡性要求。

表3 平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

采取4種傾向得分匹配法估計(jì)后的平均處理效應(yīng)如表4所示,估計(jì)結(jié)果一致。從平均值來(lái)看,參與消費(fèi)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(jì)所得的平均處理效應(yīng)均在1%水平下顯著,與基準(zhǔn)回歸結(jié)果差異較小,進(jìn)一步證實(shí)消費(fèi)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(yàn)結(jié)果

(四)安慰劑檢驗(yàn)

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

500組估計(jì)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(zhǔn)回歸中處理效應(yīng)實(shí)際系數(shù)估計(jì)值大小,隨機(jī)后的處理效應(yīng)估計(jì)值集中接近于0,可以看出實(shí)際處理效應(yīng)估計(jì)值遠(yuǎn)離抽樣模擬值。圖2(b)中,黑色豎線表示基準(zhǔn)回歸中實(shí)際處理效應(yīng)t統(tǒng)計(jì)值,絕大多數(shù)抽樣后的t統(tǒng)計(jì)絕對(duì)值都在2以?xún)?nèi),實(shí)際t統(tǒng)計(jì)值大幅遠(yuǎn)離抽樣模擬值。這意味著消費(fèi)幫扶有助于增強(qiáng)脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性的結(jié)論在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上是穩(wěn)健的。

(a)增強(qiáng)家庭發(fā)展韌性的系數(shù)估計(jì)值

(b)增強(qiáng)家庭發(fā)展韌性的系數(shù)t統(tǒng)計(jì)值

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換被解釋變量的測(cè)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(jìn)行了轉(zhuǎn)換,以此作為新的福利水平閾值重新計(jì)算家庭發(fā)展韌性。表5列(1)報(bào)告了更換被解釋變量測(cè)量方法后的估計(jì)結(jié)果,從中可見(jiàn),消費(fèi)幫扶的估計(jì)系數(shù)為0.0282,且在1%水平下顯著,與上文基準(zhǔn)回歸結(jié)果并無(wú)明顯差異。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果:替換變量測(cè)量方法

2.更換核心解釋變量的測(cè)量方法

由于脫貧農(nóng)戶農(nóng)副產(chǎn)品幫銷(xiāo)資金規(guī)模也能較好地反映消費(fèi)幫扶的政策效應(yīng),采用農(nóng)產(chǎn)品銷(xiāo)售毛收入的對(duì)數(shù)作為幫銷(xiāo)規(guī)模的代理變量,替換是否參與消費(fèi)幫扶政策啞變量。表5列(2)報(bào)告了替換核心解釋變量測(cè)度方法后的估計(jì)結(jié)果,消費(fèi)幫扶的回歸系數(shù)為0.0019,且在1%水平下顯著,說(shuō)明消費(fèi)幫扶能夠有效提升脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性?？梢?jiàn),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(shí)生活中普通農(nóng)戶可能因自身經(jīng)濟(jì)實(shí)力較強(qiáng)而選擇不參加消費(fèi)幫扶政策,剔除參與組家庭人均收入超過(guò)10000元的樣本,重新進(jìn)行回歸,結(jié)果見(jiàn)表6列(1)。從中可見(jiàn),消費(fèi)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(xiāo)售農(nóng)產(chǎn)品”的脫貧農(nóng)戶(6)CHFS問(wèn)卷中問(wèn)題:“去年您家生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品是如何銷(xiāo)售的?”答案設(shè)置“自己銷(xiāo)售”“賣(mài)給商販”“賣(mài)給農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社”“賣(mài)給政府”“通過(guò)網(wǎng)絡(luò)銷(xiāo)售”“消費(fèi)者上門(mén)購(gòu)買(mǎi)”6個(gè)選項(xiàng),將回答“自己銷(xiāo)售”的脫貧農(nóng)戶從享受消費(fèi)幫扶政策的樣本中剔除,因?yàn)橄鄬?duì)其他幾個(gè)選項(xiàng),其可能不享受幫扶?？赡懿幌硎芟M(fèi)幫扶政策,故從參與消費(fèi)幫扶政策的農(nóng)戶樣本中剔除,重新回歸后的結(jié)果見(jiàn)表6列(2)。結(jié)果顯示,消費(fèi)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(huì)經(jīng)濟(jì)特征的農(nóng)戶家庭參與消費(fèi)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(jìn)行比較,即剔除普通農(nóng)戶樣本,將未參加消費(fèi)幫扶的脫貧農(nóng)戶賦值為0。在此基礎(chǔ)上,重新進(jìn)行回歸,估計(jì)結(jié)果如表6列(3)所示。不難發(fā)現(xiàn),消費(fèi)幫扶對(duì)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(yàn)結(jié)果:改變研究樣本

五、作用機(jī)制檢驗(yàn)

正如前文理論分析與假說(shuō)提出部分所指出的,消費(fèi)幫扶主要通過(guò)緩解外部約束和改變內(nèi)生動(dòng)力兩條路徑增強(qiáng)了脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性。本部分將著重檢驗(yàn)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(jì)量模型:

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

(7)

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

(一)緩解外部約束機(jī)制

為檢驗(yàn)消費(fèi)幫扶政策是否有助于緩解外部約束,進(jìn)而增強(qiáng)脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性,本文選取兩個(gè)指標(biāo),一是務(wù)農(nóng)總產(chǎn)值(7)CHFS問(wèn)卷中問(wèn)題:“去年您家從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的產(chǎn)出如何?”務(wù)農(nóng)總產(chǎn)值為種植“糧食作物”“經(jīng)濟(jì)作物”“林木種植”“畜禽養(yǎng)殖”“水產(chǎn)養(yǎng)殖”及“其它”之和的對(duì)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(huì)向誰(shuí)求助”(8)CHFS問(wèn)卷中問(wèn)題:“您碰見(jiàn)困難會(huì)向誰(shuí)求助?”回答“鄉(xiāng)村干部”、“上級(jí)政府”、“社會(huì)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(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的代理變量。緩解外部約束機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。由列(1)可知,交乘項(xiàng)(消費(fèi)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(lèi)似地,列(2)的估計(jì)結(jié)果顯示,交乘項(xiàng)(消費(fèi)幫扶×社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò))的估計(jì)系數(shù)在10%水平下顯著為正,這意味著對(duì)于社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)越緊密的脫貧農(nóng)戶而言,消費(fèi)幫扶提升家庭發(fā)展韌性的作用更強(qiáng)。綜上分析可知,消費(fèi)幫扶通過(guò)促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、密切社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò),顯著增強(qiáng)了脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性,本文假說(shuō)2成立。

表7 作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果:緩解外部約束機(jī)制

(二)改變內(nèi)生動(dòng)力機(jī)制

為檢驗(yàn)消費(fèi)幫扶能否通過(guò)改變內(nèi)生動(dòng)力提升脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性,本文同樣選取兩個(gè)指標(biāo),分別是:以“家庭成員月均務(wù)農(nóng)天數(shù)”(9)CHFS問(wèn)卷中問(wèn)題:“去年您家庭成員平均每個(gè)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(lè)型消費(fèi)(10)享樂(lè)型消費(fèi)涉及CHFS問(wèn)卷中兩個(gè)問(wèn)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(fèi)是多少?”享樂(lè)型消費(fèi)為兩者之和的對(duì)數(shù)。衡量脫貧農(nóng)戶滋生“福利依賴(lài)”。改變內(nèi)生動(dòng)力機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。

表8 作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果:改變內(nèi)生動(dòng)力機(jī)制

列(1)的估計(jì)結(jié)果顯示,交乘項(xiàng)(消費(fèi)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(shuō)明對(duì)于內(nèi)生發(fā)展主觀意愿越強(qiáng)的脫貧農(nóng)戶,消費(fèi)幫扶增強(qiáng)家庭發(fā)展韌性的成效越顯著。列(2)中,交乘項(xiàng)(消費(fèi)幫扶×享樂(lè)型消費(fèi))的回歸系數(shù)雖為正,但未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn),表明消費(fèi)幫扶并不會(huì)滋生“福利依賴(lài)”。這可能是因?yàn)?區(qū)別于無(wú)條件現(xiàn)金轉(zhuǎn)移支付,消費(fèi)幫扶政策更加強(qiáng)調(diào)政府和企業(yè)引導(dǎo)脫貧農(nóng)戶參與種植業(yè)和產(chǎn)銷(xiāo)相關(guān)的培訓(xùn),調(diào)整優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),主動(dòng)適應(yīng)幫扶市場(chǎng)需要,以此激勵(lì)脫貧農(nóng)戶內(nèi)生發(fā)展動(dòng)能、拓展可行能力,進(jìn)而增強(qiáng)脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性。基于上述分析,本文假說(shuō)3得到證實(shí)。

六、研究結(jié)論與政策建議

本文基于2021年中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)的微觀數(shù)據(jù),實(shí)證檢驗(yàn)了消費(fèi)幫扶對(duì)脫貧農(nóng)戶家庭發(fā)展韌性的影響及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn),實(shí)施消費(fèi)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(guò)內(nèi)生性緩解和穩(wěn)健性測(cè)試后依然成立。作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明,消費(fèi)幫扶通過(guò)緩解外部約束(促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、擴(kuò)大社會(huì)網(wǎng)絡(luò)拓展),以及改變內(nèi)生動(dòng)力(激發(fā)內(nèi)生發(fā)展動(dòng)能,避免“福利依賴(lài)”),增強(qiáng)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(diǎn)數(shù)據(jù)持續(xù)監(jiān)測(cè)農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)狀況,定期分析家庭發(fā)展韌性指標(biāo),針對(duì)存在返貧風(fēng)險(xiǎn)的農(nóng)戶家庭及時(shí)發(fā)布預(yù)警信息,指導(dǎo)其種植生產(chǎn),迎合消費(fèi)幫扶市場(chǎng)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(xiāo)售平臺(tái)”,優(yōu)化專(zhuān)題產(chǎn)銷(xiāo)對(duì)接模塊,推廣幫扶消費(fèi)券,為脫貧地區(qū)導(dǎo)入綠色農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)需求。鼓勵(lì)龍頭企業(yè)挖掘脫貧地區(qū)比較優(yōu)勢(shì),傾斜涉農(nóng)產(chǎn)業(yè)項(xiàng)目、激勵(lì)補(bǔ)助和金融互惠政策,加強(qiáng)種植業(yè)、加工業(yè)技術(shù)指導(dǎo),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(dòng)力,突出消費(fèi)幫扶主導(dǎo)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(dòng)力綜合素質(zhì),鞏固拓展消費(fèi)幫扶激發(fā)的內(nèi)生動(dòng)力成效。探索政策漸退機(jī)制,在過(guò)渡期收尾階段推動(dòng)消費(fèi)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(lài)”。