相對貧困視角下的貧困戶脫貧質(zhì)量及其自我發(fā)展能力
——基于六個國家級貧困縣建檔立卡數(shù)據(jù)的定量分析

左 停,李澤峰,林秋香

(中國農(nóng)業(yè)大學 人文與發(fā)展學院，北京 100139)

黨的十八大以來，中國精準扶貧工作取得偉大成就，到2020年年底順利實現(xiàn)了現(xiàn)行標準下貧困人口和貧困地區(qū)精準脫貧這一目標。絕對貧困問題被完全消除，但鞏固脫貧攻堅成果成為新的重要議題，毫無疑問，鞏固脫貧攻堅成果與脫貧質(zhì)量的高低有密切關聯(lián)。本文旨在從相對貧困的視角來審視當前脫貧攻堅的質(zhì)量，進而探討建檔立卡戶自我發(fā)展能力和脫貧質(zhì)量的關系。理論上講，質(zhì)量好的脫貧即是貧困戶能夠走上自我發(fā)展的道路。本文關注建檔立卡戶自我發(fā)展能力中的相關影響因素以及它們對脫貧質(zhì)量產(chǎn)生的影響；以此為基礎，有關政府部門才能根據(jù)建檔立卡戶的不同脫貧質(zhì)量采取不同措施精準應對、提升建檔立卡戶的脫貧質(zhì)量。本研究還可以為建檔立卡戶進一步發(fā)展擺脫相對貧困提供可借鑒的理論基礎。

由于大面積的脫貧是近一兩年的新現(xiàn)象，目前直接對脫貧質(zhì)量影響因素展開的研究成果數(shù)量不多。目前對于貧困影響因素的研究大致可以分為三個類別：一是致貧影響因素；二是脫貧質(zhì)量影響因素；三是返貧影響因素。這三者之間存在許多重合的部分，貧困戶最初的致貧因素很可能會對其脫貧的進程和效果產(chǎn)生較大的影響，甚至最終導致其返貧。本文所關注的脫貧質(zhì)量影響因素和致貧因素之間的差別，主要在于這兩種因素對建檔立卡戶影響的階段不同；這兩種因素可能高度相似，也可能不同，需要通過研究來驗證。本文在研究設計上也對這兩種因素進行了較多的參考。另外，目前僅有的對于脫貧影響因素的研究提出了一些概念，在將這些概念進行操作化的過程中往往加入了許多在實際反貧困工作中不容易測量的變量，其缺點在于研究僅停留在理論層面，所得出的結(jié)論難以對實踐提供有效的指導。

本文以選擇的六個國家級貧困縣的建檔立卡戶為總體對象進行研究，研究的變量、自變量均來自官方的建檔立卡貧困戶數(shù)據(jù)庫，從建檔立卡戶的家庭人口特征、人力資源情況和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況三個與自我發(fā)展能力有關的維度對脫貧質(zhì)量進行系統(tǒng)分析，探究自我發(fā)展能力對脫貧質(zhì)量的影響?；谌娲蜈A脫貧攻堅戰(zhàn)和進一步鞏固扶貧成果的目標，現(xiàn)階段的扶貧工作，一方面需要更加注重脫貧質(zhì)量較低的群體，另一方面則是需要研究影響其脫貧質(zhì)量的各種因素，以采取更有針對性、更有效率的扶貧措施。

一、概念界定與研究假設

(一)關于脫貧質(zhì)量與自我發(fā)展能力的概念

隨著脫貧攻堅的逐步完成，國內(nèi)學者開始對脫貧質(zhì)量的概念進行一些專門的研究。鄭長德對于脫貧質(zhì)量進行了較為清楚的界定，認為脫貧質(zhì)量就是滿足脫貧的要求，具有綜合性、動態(tài)性和階梯型等特征[1]。高質(zhì)量脫貧或者穩(wěn)定脫貧就是高水平、高標準滿足脫貧的要求。檀學文綜合習近平重要論述和國內(nèi)外實踐，將脫貧質(zhì)量定義為脫貧真實性及可持續(xù)性狀況[2]。國內(nèi)學者目前對脫貧質(zhì)量已經(jīng)有了一些定義和內(nèi)涵界定，但是如何對脫貧質(zhì)量進行操作化度量仍是一個較為復雜的、需要進一步研究的問題。劉司可的研究發(fā)現(xiàn)，家庭收入是衡量是否具有貧困戶資格和應享受何種程度扶持的主要標尺[3]。侯軍岐等的研究使用了家庭收入、教育、生活水平、資產(chǎn)等五個維度的信息來測量脫貧質(zhì)量[4]。伍艷在對此進行測度時則使用了金融資本等方面的信息[5]。王漢杰等的研究則是從農(nóng)戶的生活質(zhì)量、發(fā)展質(zhì)量、公共服務質(zhì)量三個維度構(gòu)建深度貧困地區(qū)農(nóng)戶的脫貧質(zhì)量評價指標體系來對脫貧質(zhì)量進行測度[6]。絕對貧困的貧困線一般關聯(lián)的是基本需求，相對貧困主要是考慮與中間人群的對比。綜合以上學者的不同做法和數(shù)據(jù)基礎，本文采取了以全國農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)為主要標尺的辦法(即相對貧困視角)來度量不同縣和不同貧困戶的脫貧質(zhì)量。

關于自我發(fā)展能力，阿馬蒂亞·森的能力貧困理論認為貧困是基本可行能力的絕對剝奪，意味著貧困人口缺少正常生活所具備的可行能力，所以影響一個人生活水平的因素不在于物品，而在于利用這些物品的能力。多數(shù)學者認為自我發(fā)展能力不足是影響貧困戶脫貧的根源所在。梅蘭認為解決貧困人口發(fā)展問題的關鍵在于提升其自我發(fā)展能力[7]。楊科也認為提升貧困人口的自我發(fā)展能力是反貧困的核心和關鍵[8]。自我發(fā)展能力強調(diào)依靠發(fā)展主體自身力量來實現(xiàn)“輸血式”向“造血式”的轉(zhuǎn)變，但是在強調(diào)發(fā)展主體自身基礎和造血功能的同時，也不排除外力的推動作用,即結(jié)合自身情況利用外部資源的能力。因此，在貧困問題的研究上，自我發(fā)展能力可以理解為除了外界所提供的幫助之外的、貧困戶自身可以擁有的發(fā)展能力。沈茂英在論述農(nóng)村貧困人口發(fā)展問題時，提出自我發(fā)展能力是一個人依靠自身勞動技能、知識等的積累，使發(fā)展主體的能力實現(xiàn)實質(zhì)性的提升[9]，主要強調(diào)自我發(fā)展能力的內(nèi)部動力。

綜合中國關于基于貧困線的絕對貧困的界定、現(xiàn)有的研究和本文研究的基礎條件，本文主要通過收入水平來界定建檔立卡戶的脫貧質(zhì)量。在中國的脫貧戰(zhàn)略下，脫貧是以戶為單位的脫貧，本文所說的自我發(fā)展能力主要指的也是家庭的自我發(fā)展能力。對于建檔立卡戶自我發(fā)展能力和脫貧質(zhì)量的研究有助于探究在國家扶貧政策和資源逐步退出(有些文獻稱之為“畢業(yè)路徑”[10])的情況下，建檔立卡戶在提高脫貧質(zhì)量方面的能力如何以及影響該能力的因素有哪些。

(二)研究假設

本文最主要的研究問題就是建檔立卡戶的脫貧質(zhì)量以及脫貧質(zhì)量與自我發(fā)展能力之間的關系(即自我發(fā)展能力對建檔立卡戶的脫貧質(zhì)量是否會產(chǎn)生一定的影響)。為了更加具體地測量自我發(fā)展能力，需要對此概念進行分解和可操作化處理。

本文首先探尋自我發(fā)展能力范疇內(nèi)的自變量，即此范疇內(nèi)可能對脫貧質(zhì)量產(chǎn)生影響的各類因素，研究建檔立卡戶的自我發(fā)展能力和脫貧質(zhì)量，即是從脫貧主體的角度來研究各因素對脫貧質(zhì)量產(chǎn)生的影響。在脫貧主體層面，一些學者較為關注貧困戶個體特征，例如劉亞楠對影響陜西省白水縣的貧困戶脫貧因素進行實證分析，發(fā)現(xiàn)殘疾人數(shù)、在校生數(shù)量和突發(fā)災害對貧困戶脫貧起阻礙作用，殘疾人數(shù)量與勞動力情況是影響貧困戶脫貧的首要因素[11]。王強在研究貧困群體脫貧內(nèi)生動力及其影響因素時也使用了家庭勞動者人數(shù)、受高中教育以上人數(shù)和土地面積等與扶貧客體相關的影響因素[12]。本文參考了上述研究成果并據(jù)此提出一部分假設，繼而選取相關的影響因素作為本文的自變量。

中國絕對貧困界定的基本標準是通過人均收入表現(xiàn)的貧困線而定的，脫貧人口的收入必須超過貧困線。但本文不是以貧困線為基準，而是采用通常界定相對貧困時使用的全國農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)為基準，它的核心含義是建檔立卡戶與社會中間群體的差距。理解建檔立卡戶的收入增減需要對他們的家庭年收入進行解構(gòu)，目前建檔立卡戶的收入來源主要有以下四個方面：生產(chǎn)經(jīng)營性收入、工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入和資產(chǎn)性收入。農(nóng)戶生計系統(tǒng)的基本理論是本文變量選擇的基礎。生計系統(tǒng)的基本理論指出，農(nóng)戶生計產(chǎn)出首先源于包括人力資本、物質(zhì)資本、金融資本、自然資本、社會資本在內(nèi)的生計資本[13]。從中國農(nóng)村生計系統(tǒng)結(jié)構(gòu)來說：(1)轉(zhuǎn)移性收入基本來源于扶貧政策下的政策補貼，不屬于生計資本，但獲得補貼的條件與農(nóng)戶的家庭人口生理特征有密切關聯(lián)；(2)建檔立卡戶的資產(chǎn)性收入主要和土地掛鉤，一部分家庭會通過流轉(zhuǎn)出租土地的方式來獲得資金收入，這與農(nóng)戶的物質(zhì)和自然資本有關；(3)工資性收入的多少則主要受家庭人口的多少、年齡、性別等人力資本因素影響；(4)家庭生產(chǎn)經(jīng)營性收入既與諸如土地等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源稟賦的物質(zhì)和自然資本相關，也與人力資本因素相關，合作社經(jīng)營收入狀況則是農(nóng)戶社會資本的體現(xiàn)。關于脫貧質(zhì)量影響因素的選擇，本文結(jié)合上述農(nóng)村生計的實際情況和現(xiàn)有研究，從以下三個方面選取自變量：家庭人口特征、家庭人力資源情況和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況。這三個方面反映了當前中國小農(nóng)戶生計結(jié)構(gòu)的基本狀況。同時，本文也將從這三個方面提出相應的研究假設。

1．家庭人口特征維度。建檔立卡戶家庭的人口特征對其人力資本情況有一定的關聯(lián)，進而對其脫貧質(zhì)量有一定的影響。在家庭人口特征方面，建檔立卡家庭老年人和未成年人受制于自身能力、文化程度、教育支出負擔和健康狀態(tài)等因素，對家庭收入貢獻較少。奚曉軍等學者通過對不同年齡段的家庭貧困脆弱性進行動態(tài)比較，發(fā)現(xiàn)高齡家庭的貧困脆弱性下降速度慢于年齡較低的家庭，而貧困脆弱性越高的群體脫貧質(zhì)量往往越低[14]。此外，王金營、楊茜等通過Ordinal回歸分析，研究發(fā)現(xiàn)家庭規(guī)模對貧困地區(qū)農(nóng)村老年人家庭的貧困—富裕度有顯著影響[15]。未成年人口方面，未成年人口在教育上的支出對于建檔立卡戶來說是一筆不小的支出，特別是高等教育，這導致了部分“因?qū)W致貧”現(xiàn)象的產(chǎn)生。楊在軍發(fā)現(xiàn)高學費與高消費及家庭經(jīng)濟脆弱性是“因?qū)W致貧”的主要原因，而建檔立卡戶家庭中的未成年人口越多意味著這方面支出將越多，繼而將增大其經(jīng)濟負擔，導致其脫貧質(zhì)量不高[16]?？傮w而言，老年人口和未成年人口比例高的建檔立卡戶的脫貧質(zhì)量往往較為不理想。此外，家庭人數(shù)較多的建檔立卡戶，其增量主要在于老年人和未成年人。因此，本文提出了以下假設：

H1a 建檔立卡戶家庭老年人口比例越高，其脫貧質(zhì)量越低。

H1b 建檔立卡戶家庭未成年人口比例越高，其脫貧質(zhì)量越低。

H1c 建檔立卡戶家庭人數(shù)越多，其脫貧質(zhì)量越低。

從性別的視角來看待建檔立卡戶的脫貧質(zhì)量，男性和女性因其在家庭中的角色定位和分工不同，在收入的貢獻方面會存在一定的差別。不少研究著眼于此進行了分析，學者們認為女性在人力資本方面投入不足的現(xiàn)實和勞動力市場性別收入不平等的現(xiàn)象使其面臨更高的貧困風險[17—18]。事實上，家庭成員并非是社會資源均等的聯(lián)合體，尤其是農(nóng)村婦女在社會資源獲取上處于劣勢地位，加上傳統(tǒng)的性別不平等觀念，極有可能在以戶為單位的扶貧政策中忽視不同性別的扶貧權益與需求[19]，從而導致女性為主的家庭脫貧質(zhì)量較低。相反，李聰?shù)葘W者從性別差異視角研究發(fā)現(xiàn)，易地搬遷政策在女性為主體的家庭中表現(xiàn)出更為積極的減貧效果，而在男性為主體的家庭中提高了男戶的短期貧困脆弱性[20]。但綜合目前的研究成果來看，多數(shù)學者還是認為男性在家庭脫貧方面的貢獻略高于女性。吳海濤等學者指出，我國精準扶貧實踐與理論研究缺乏性別視角，需要融入性別視角重新理解不同性別的貧困[21]。眾學者在理論上都認同性別貧困問題的特殊性，但局限在定性研究方面，定量研究較為缺乏。此外，現(xiàn)有研究通常以個體為單位研究女性貧困狀態(tài)或進行貧困的性別差異比較，以家庭為單位研究性別差異造成建檔立卡戶脫貧質(zhì)量不同的影響因素尚且不足。基于上述文獻回顧，本文提出以下假設：

H1d 建檔立卡戶家庭男性人口比例越低，其脫貧質(zhì)量越低。

2．人力資源情況維度。人力資本表現(xiàn)為蘊含于人身的各種知識、勞動技能和健康素質(zhì)的存量總和，對家庭收入具有顯著正向作用，同時也是消除“發(fā)展性貧困”的關鍵舉措[22]。舒爾茨在20世紀50年代提出人力資本學說，認為人力資本的積累是經(jīng)濟社會發(fā)展的源泉，人力資本投資收益率超過物質(zhì)資本投資收益率[23]。該學說對助力農(nóng)戶脫貧具有重要的理論與現(xiàn)實意義[19]。只通過物質(zhì)資本推動脫貧并非最佳手段，勞動力、教育水平和健康狀況等資本存量在影響脫貧質(zhì)量中起更大的作用。相反，殘疾人和失能人等社會弱勢群體，因其所擁有的個人資源和社會資源不足，難以進入主流社會而導致家庭致貧和脫貧質(zhì)量低。根據(jù)上述研究及相關理論，本文認為人力資源開發(fā)作為精準扶貧的一個重要節(jié)點，是貧困區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展最重要的內(nèi)生動力之一，能夠提升建檔立卡戶自身的“造血能力”，有助于實現(xiàn)高質(zhì)量脫貧。因此，本文試圖以建檔立卡戶為研究對象，探究人力資源情況層面的因素對其脫貧質(zhì)量的影響。具體而言，將人力資源情況維度劃分為家庭人均文化程度、無勞動力人口比例和健康人口比例三個具體測量指標，假設家庭人均文化程度越低、無勞動力人數(shù)比例越高和健康人口比例越低，越不利于改善其貧困情況，即脫貧質(zhì)量越低，由此提出以下假設：

H2a 建檔立卡戶家庭人均文化程度越低，其脫貧質(zhì)量越低。

H2b 建檔立卡戶家庭無勞動力人口比例越高，其脫貧質(zhì)量越低。

H2c 建檔立卡戶家庭健康人口比例越低，其脫貧質(zhì)量越低。

3．農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況維度。此維度主要揭示和解釋耕地面積大小對建檔立卡戶脫貧質(zhì)量產(chǎn)生的影響。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況是農(nóng)民經(jīng)營性收入的主要來源，而耕地則是農(nóng)民也是建檔立卡戶最重要的物質(zhì)和自然生計資本。多數(shù)建檔立卡戶的主要收入都來自于農(nóng)業(yè)，而耕地是農(nóng)業(yè)用地中最主要的土地類型，建檔立卡戶擁有的耕地面積越多意味著每年能生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量的上限越高，建檔立卡戶也能由此獲得更多的收入。即便他們沒有親自下地耕作，也可以將耕地的使用權轉(zhuǎn)租給其他人以獲取收入。徐鵬等的研究也發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民家庭耕地面積小這一因素制約著農(nóng)戶生計水平的提升[24]。貧困人口受制于匱乏的生計資本，其自我發(fā)展能力較弱，兩者相互強化形成“馬太效應”，最終導致貧困人口陷入收入不足的“貧困陷阱”[25]。此外，可持續(xù)生計框架也說明生計資本的缺失與不足可能導致農(nóng)戶陷入深度貧困，從而制約貧困戶脫貧，導致其脫貧質(zhì)量不高?？偟膩碚f，目前學術界對土地與建檔立卡戶脫貧質(zhì)量關系的研究數(shù)量不多，也沒能從定量的角度很好地解釋這兩者之間的關系，因此，本文提出以下假設：

H3a 建檔立卡戶人均耕地面積越少，其脫貧質(zhì)量越低。

農(nóng)民專業(yè)合作社在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面也扮演著重要的角色，能夠發(fā)揮為農(nóng)民提供技術指導、幫助農(nóng)民尋找農(nóng)產(chǎn)品銷售渠道等作用，從而幫助部分農(nóng)民增收，也能夠反映建檔立卡戶融入產(chǎn)業(yè)鏈、價值鏈的情況。有學者認為，農(nóng)民專業(yè)合作社是貧困戶或者低收入農(nóng)民等弱勢群體聯(lián)合成立的互助性經(jīng)濟組織，其制度和安排具有顯著的益貧性特征，是精準扶貧和精準脫貧的理想載體[26]，也被視為反貧困最有效的經(jīng)濟組織[24]。對于從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的建檔立卡戶而言，農(nóng)民專業(yè)合作社也能夠在脫貧方面提供一定的幫助。柏振忠等學者也認為，加入農(nóng)民專業(yè)合作社有利于激發(fā)貧困戶的內(nèi)源動力，提升其自我發(fā)展能力，實現(xiàn)持續(xù)增收[27]。農(nóng)民專業(yè)合作社具有益貧功能，對此國內(nèi)學者基本已經(jīng)形成共識。目前雖然已有許多學者開始關注農(nóng)民專業(yè)合作社與精準扶貧的關系，并進行了相關研究，但大多數(shù)均為邏輯推理，缺乏實證研究。因此，本文針對建檔立卡戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社是否會影響其脫貧質(zhì)量進行量化研究，并提出以下研究假設：

H3b 與加入農(nóng)民專業(yè)合作社的相比，沒有加入農(nóng)民專業(yè)合作社的建檔立卡戶脫貧質(zhì)量較低。

二、數(shù)據(jù)來源與變量設定

(一)數(shù)據(jù)來源與抽樣方法

本文的數(shù)據(jù)來自于國家扶貧辦建檔立卡數(shù)據(jù)系統(tǒng)，其中包含六個國家級貧困縣2018年建檔立卡戶的數(shù)據(jù)。選取的六個貧困縣分別為貴州省XR縣、安徽省YX縣、云南省ZK縣、江西省SC縣、寧夏回族自治區(qū)YC縣以及內(nèi)蒙古自治區(qū)AH縣。這六個縣中有兩個縣屬于西北地區(qū)、兩個縣屬于西南地區(qū)、兩個縣屬于中部地區(qū)，在地理分布上具有一定的代表性。六個縣中前五個縣分別于2017年、2018年通過脫貧驗收，后一個縣于2019年脫貧。六個縣的基本情況如表1所示。

表1 2018年各縣農(nóng)村貧困基本情況

本文采取了分段抽樣的方法，在第一階段進行了立意抽樣，如前文所述，所選取的六個縣的點狀分布在中國具有脫貧攻堅任務的中西部地區(qū)，具有一定的地域代表性。由于本文所關注的是家庭層面的情況，而原始數(shù)據(jù)所提供的信息都是個人層面的，因此在第二階段抽樣之前，我們對這些原始數(shù)據(jù)進行計算，得出了家庭層面的信息。而在第二個階段，本文采取分層抽樣的方法，以縣分層，每個縣抽取建檔立卡戶總數(shù)的5%為樣本(此處具體采用等距抽樣的方法，每個縣所抽出的樣本情況如表2所示)進行統(tǒng)計分析。在進行模型研究時，將這六個子樣本進行合并，并剔除含有缺失值和無效值的四個樣本之后，最終得到有效樣本6 243個。

(二)因變量(脫貧質(zhì)量)的設置及其統(tǒng)計描述

為了能夠進一步通過定量的方式對脫貧質(zhì)量這一因變量進行研究，本文對該因變量進行了離散變量等級賦值。目前，關于建檔立卡戶的收入分檔分類，國家在工作層面進行了一些安排，主要用于對存在致貧/返貧風險的邊緣人口和脫貧人群進行監(jiān)控，采取了比貧困線更高的標準(穩(wěn)定脫貧標準，人均純收入5 000元左右)。國家扶貧辦《關于建立防止返貧監(jiān)測預警和幫扶機制的指導意見》中指出，要重點監(jiān)測人均可支配收入低于國家扶貧標準1.5倍左右的家庭[28]。具體到地方，做法也略有不同，比如忻州市扶貧辦在《關于建立防止返貧致貧監(jiān)測預警和幫扶機制的實施意見》中指出監(jiān)測對象以家庭為單位，主要監(jiān)測人均可支配收入低于5 000元的脫貧不穩(wěn)定戶和邊緣易致貧戶[29]。這些標準基本都在5 000元左右,低于這些標準的建檔立卡戶也普遍被認為脫貧質(zhì)量較低，并不足以保證穩(wěn)定脫貧[30]。總之，上述這些官方的標準都是參照絕對貧困線來設置的，從技術上講屬于絕對貧困的討論范疇。

脫貧質(zhì)量的賦值也應考慮采用類似相對貧困標準(即以社會中間群體或人群中位數(shù)為參照)的界定方法，考慮中國脫貧攻堅的全國農(nóng)村的范圍特點，本文認為以全國農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)為參考依據(jù)更加合理，于是本文以2018年全國農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)(14 617元)為標準，以此為參照將所抽取的6 243個建檔立卡戶樣本戶根據(jù)其家庭人均年收入進行分組：將家庭人均年收入低于該標準的40%(即5 868.4元，大體與各地監(jiān)測存在致貧風險的邊緣人群和存在返貧風險的脫貧人群的5 000—6 000元不等的標準相吻合)的群體定義為脫貧質(zhì)量較低的戶(由于貧困縣脫貧摘帽的標準是貧困發(fā)生率西部地區(qū)3%以下、中部地區(qū)2%以下，因此五個脫貧縣的建檔立卡戶中也含極少數(shù)未脫貧戶)；將家庭人均年收入高于該標準的60%(即8 802.6元)的群體定義為脫貧質(zhì)量較高的戶(脫貧穩(wěn)定戶)；介于兩者之間的定義為脫貧不穩(wěn)定戶(或者存在相對貧困風險的戶)，分別賦值為1、2和3，1代表脫貧質(zhì)量低，3代表脫貧質(zhì)量高，2代表脫貧質(zhì)量中等，具體的描述性統(tǒng)計情況如表2所示。

表2 脫貧質(zhì)量描述性統(tǒng)計

如表2所示，若以全國農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)的40%為標準，經(jīng)過脫貧攻堅戰(zhàn)，六個縣不僅消除絕對貧困，而且建檔立卡戶中約有76.24%的戶擺脫了相對貧困，約有44.20%的戶實現(xiàn)了穩(wěn)定脫貧，但也注意到建檔立卡戶中相對貧困戶還占約23.75%。當然，表2也同時體現(xiàn)了相對貧困戶/人口數(shù)量對不同標準的敏感性，如以較高標準的全國農(nóng)村居民人均可支配收入的60%計算，建檔立卡戶中相對貧困發(fā)生率就會達到約55.80%。研究也發(fā)現(xiàn)，以全國的農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)作為參照,六個縣脫貧質(zhì)量的表現(xiàn)很不均衡,相互的表現(xiàn)差距較大(見表2)，個別縣脫貧質(zhì)量的平均水平就是2甚至以下。同時，這里也提出了一個值得思考的關于相對貧困參照單元的問題：中國作為一個區(qū)域發(fā)展不平衡的國家，若以全國為參照單元制定一個標準，各地的差異會非常大。

(三)自變量的設置及其描述性統(tǒng)計

基于本文所提出的研究假設需要，從建檔立卡戶的數(shù)據(jù)中選取了以家庭為單位的包含三個維度共九個自變量來分解和解釋自我發(fā)展能力，同時也便于對自我發(fā)展能力進行測量，具體的描述性統(tǒng)計分析情況如表3所示。

表3 自變量描述性統(tǒng)計

如表3所示，家庭人口特征維度中，男性人口比例均值為0.56，即在建檔立卡戶家庭中，男性人數(shù)多于女性人數(shù)；老年人口比例均值為0.29，未成年人口比例均值為0.14；家庭人數(shù)均值為3.4，即建檔立卡戶家庭人數(shù)平均3至4個人。人力資源情況的三個指標中，家庭人均文化程度均值為1.43，即建檔立卡戶家庭人均文化水平在小學與初中之間，家庭人均文化水平較低；無勞動力比例均值為0.41，即建檔立卡戶家庭平均有接近一半的人為喪失勞動力者；健康人口比例均值為0.7，即建檔立卡戶家庭有七成的人健康狀況良好。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況的兩個指標中，家庭人均耕地面積3.44畝，約有55%的建檔立卡戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社。

三、模型構(gòu)建與實證結(jié)果

(一)模型構(gòu)建與檢驗

以脫貧質(zhì)量，即家庭人均年收入為因變量，以脫貧質(zhì)量影響因素x1，x2，…，x9為自變量構(gòu)建關于建檔立卡戶脫貧質(zhì)量的多元回歸模型：

(1)

其中，a0為常數(shù)項，aixi(i=1,2,…,9)，ai為偏回歸系數(shù)，e為隨機誤差項[31]。

由于本文所使用的因變量為有序變量，所以使用有序回歸分析會更加貼近實際情況，但由于平行性檢驗不通過，只能采用無序多分類回歸分析。在模型擬合度上，如表4所示，模型的-2倍對數(shù)似然值為11 759.99，最終模型和初始模型相比，-2倍對數(shù)似然值從12 822.48下降到11 759.99，似然比卡方檢驗值為1 062.49，對應的Sig.值為0.000，小于0.01，在1%統(tǒng)計水平下顯著，因此，可以認為模型總體顯著。本文還對自變量進行了多重共線性檢驗(見表5)，容忍度(Tolerance)小于0.1或方差膨脹因子(VIF)大于10，則表示有共線性存在。由表5可知，本文所選取的所有自變量容忍度均大于0.1，且VIF均小于10，因此本例不存在共線性，滿足無序多分類的回歸分析的條件。具體分析結(jié)果如表6所示。

表4 模型擬合信息

表5 共線性檢驗結(jié)果(因變量：脫貧質(zhì)量)

(二)實證結(jié)果分析

根據(jù)SPSS25.0統(tǒng)計軟件對自變量和因變量進行無序多分類Logistic回歸分析，并對回歸系數(shù)進行顯著性檢驗，得到計量模型結(jié)果(見表6)。從該結(jié)果可以得出，建檔立卡戶的脫貧質(zhì)量受到諸多因素的影響。本文因變量定義的數(shù)值越高，表示其脫貧質(zhì)量越高，模型Ⅰ和模型Ⅱ以模型Ⅲ為參照組的結(jié)果，可以用于分析兩種相對較低的脫貧質(zhì)量和高脫貧質(zhì)量受哪些因素影響；而模型Ⅱ以模型Ⅰ為參照組的結(jié)果，可以用于分析兩種較低的脫貧質(zhì)量要如何才能得到一定的改善，從而達到高質(zhì)量脫貧。

首先，無勞動力比例越高，其脫貧質(zhì)量越低。其次，人均文化程度越低，其脫貧質(zhì)量越低。最后，人均耕地面積越少，其脫貧質(zhì)量越低。無勞動力比例、人均文化程度和人均耕地面積在三個模型中的結(jié)果都是顯著的，說明這三個影響因素對整個脫貧過程都具有巨大的影響。家庭勞動力的多少和人均文化程度的高低直接地影響著建檔立卡戶的收入水平，而人均耕地面積越多，則意味著更多的產(chǎn)出或者收入。這三個變量的回歸分析結(jié)果完全符合上文所提出的假設。

未成年人比例較大的建檔立卡戶脫貧質(zhì)量較低。未成年人比例僅在模型Ⅰ和模型Ⅱ的結(jié)果中顯著，這說明未成年人比例較高的建檔立卡戶的脫貧質(zhì)量較差；但對于兩種脫貧質(zhì)量較低的建檔立卡戶來說，未成年人比例的提高不會進一步降低其脫貧質(zhì)量，總的來說，即未成年人比例較高的建檔立卡戶較難實現(xiàn)穩(wěn)定脫貧。本文認為，未成年人比例較高的建檔立卡戶脫貧質(zhì)量較低的主要原因有兩點：一是未成年人還未能對家庭的收入作出多少貢獻；二是在未成年人養(yǎng)育和教育等方面的支出是家庭的一項較大的經(jīng)濟負擔。該變量的回歸分析結(jié)果也基本符合上文所提出的假設。

家庭人數(shù)較多或老年人口比例高的建檔立卡戶脫貧質(zhì)量適中。家庭人數(shù)和老年人口比例僅在模型Ⅱ和模型Ⅲ的結(jié)果中顯示顯著，這說明家庭人數(shù)和老年人口比例對脫貧質(zhì)量的影響具有特殊性，具體表現(xiàn)為家庭人數(shù)多的建檔立卡戶和老年人口比例高的建檔立卡戶的脫貧質(zhì)量更傾向于處于脫貧質(zhì)量中等這一中間情況，即家庭人數(shù)多的建檔立卡戶和老年人口比例高的建檔立卡戶更容易脫貧、擺脫邊緣易致貧的情況，并進入不穩(wěn)定脫貧狀態(tài)。這兩個變量的回歸分析結(jié)果并不完全符合上文所提出的假設，本文認為其原因在于，家庭人數(shù)較多的建檔立卡戶，其增量主要是未成年人和老年人口，他們對于家庭收入能有一定的貢獻，但是在教育和醫(yī)療方面需要更多的支出，這導致整個家庭難以進一步提升脫貧質(zhì)量、實現(xiàn)穩(wěn)定脫貧。

加入農(nóng)民專業(yè)合作社能夠提高脫貧質(zhì)量，但是對于不同建檔立卡戶起到的作用不同。是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社僅在模型Ⅰ和模型Ⅲ的結(jié)果中顯著，這說明加入農(nóng)民專業(yè)合作社有利于改善建檔立卡戶的脫貧質(zhì)量，但是其能起到的作用存在不確定性。該變量的回歸分析結(jié)果并不完全符合上文提出的假設。具體而言，即對于脫貧質(zhì)量低的建檔立卡戶來說，加入農(nóng)民專業(yè)合作社，能夠提高其脫貧質(zhì)量，使其脫貧質(zhì)量達到中或者高的情況，但是對于脫貧質(zhì)量中的建檔立卡戶來說，加入農(nóng)民專業(yè)合作社不能夠顯著地提高其脫貧質(zhì)量，使其脫貧質(zhì)量達到高的情況。本文認為，其原因可能在于脫貧質(zhì)量低的建檔立卡戶之間存在一定的差異，加入農(nóng)民專業(yè)合作社對不同的建檔立卡戶產(chǎn)生的正向作用大小不一。

表6 建檔立卡戶脫貧質(zhì)量影響因素的無序多分類logistic回歸分析結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗分析結(jié)果的穩(wěn)健性，考慮到地區(qū)差異和不同性別戶主對建檔立卡戶自我發(fā)展能力的影響，本文將數(shù)據(jù)按照地區(qū)(分為北部和南部、東部和西部)以及戶主性別的不同放入模型中分別進行分樣本回歸。同時，將因變量理解為標度變量，改用了線性回歸模型，以此考察建檔立卡戶自我發(fā)展能力對其脫貧質(zhì)量影響的差異并檢驗表6回歸結(jié)果的可靠性。結(jié)果顯示，人均文化程度、無勞動力比例、人均耕地面積和是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社對建檔立卡戶脫貧質(zhì)量具有顯著促進作用，且回歸系數(shù)的方向與前文基本保持一致。總而言之，通過分樣本回歸，發(fā)現(xiàn)自我發(fā)展能力對建檔立卡戶脫貧質(zhì)量的作用方向及顯著程度依舊沒有發(fā)生顯著變化，表明本文實證結(jié)果穩(wěn)健(1)囿于篇幅，略去分樣本回歸結(jié)果，表格備索。。此外，本文的研究僅是對此的初步探索，更為細致的關系和影響機制有待后續(xù)進行更為深入的研究。

四、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

脫貧攻堅成功解決了現(xiàn)行標準下的絕對貧困問題，但不同地區(qū)、同一地區(qū)內(nèi)不同建檔立卡戶的脫貧質(zhì)量是不盡相同的。本文參考一般的界定相對貧困的做法來定義脫貧質(zhì)量(低于全國農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)的40%為脫貧質(zhì)量較低，高于60%為脫貧質(zhì)量較高)，發(fā)現(xiàn)經(jīng)過脫貧攻堅的努力，不僅絕大多數(shù)貧困人口擺脫了絕對貧困，而且建檔立卡戶中約有44.2%的戶實現(xiàn)了高質(zhì)量脫貧，也擺脫了相對貧困；盡管各縣都實現(xiàn)了絕對貧困意義上的脫貧(貧困發(fā)生率在3%以下)，但以本文所使用相對貧困的標準衡量，2018年建檔立卡戶中約有23.75%的戶脫貧質(zhì)量較低，仍處于相對貧困；建檔立卡戶中約有55.8%的戶屬于脫貧不穩(wěn)定戶(或者存在相對貧困風險的戶)，存在繼續(xù)鞏固脫貧成果的客觀需求。因此，在2020年解決絕對貧困之后，鞏固脫貧攻堅的任務和解決相對貧困的任務仍然較重。

本研究同時發(fā)現(xiàn)六個縣的建檔立卡戶脫貧質(zhì)量差異較大，其中建檔立卡戶的家庭人口結(jié)構(gòu)、人力資源和土地資產(chǎn)水平與脫貧質(zhì)量有明顯的關聯(lián)，家庭未成年人口比例越高、人均文化程度越低以及人均耕地面積越少的建檔立卡戶，其脫貧質(zhì)量相對越低。這些發(fā)現(xiàn)揭示了脫貧質(zhì)量不高的根本障礙因素；這些因素在較短時間內(nèi)難以實質(zhì)性改變，只能通過政府的幫助，通過一些替代性的措施克服上述障礙因素的影響。所以，未來的長期的提升脫貧質(zhì)量的工作，要致力于降低兒童撫育和教育成本、提升勞動者的能力、加強建檔立卡戶的資產(chǎn)建設和結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

(二)幾點建議

1．今后的鞏固脫貧成果工作的開展應根據(jù)建檔立卡戶脫貧質(zhì)量的實際情況精準施策。對于不同脫貧質(zhì)量的建檔立卡戶應進行一定的區(qū)別對待，以脫貧質(zhì)量低的建檔立卡戶為優(yōu)先，將更多的扶貧資金和扶貧資源傾斜于脫貧質(zhì)量低的建檔立卡戶，因為其是當前反貧困工作的“硬骨頭”；對于脫貧質(zhì)量中等的建檔立卡戶也應有所重視，力爭使他們能夠更上層樓，徹底擺脫貧困；同時，要發(fā)揮好脫貧質(zhì)量較高的家庭的示范帶動作用。只有這樣才能更有針對性地使用扶貧資源和實現(xiàn)高質(zhì)量脫貧，更加高效且更有保障地打贏全面脫貧攻堅戰(zhàn)。

2．今后的鞏固脫貧成果工作應繼續(xù)采取精準方略，注重對建檔立卡戶進行分類扶持。對于殘疾人、病患和部分喪失勞動力的老年人等脫貧質(zhì)量低的建檔立卡戶，應做好社會保障兜底工作，通過低保、社保、醫(yī)保、救助等政策性兜底來實現(xiàn)脫貧，同時，考慮逐步提高這些補助的標準以保障脫貧質(zhì)量。對于具備勞動能力的脫貧質(zhì)量低的建檔立卡戶，除了物質(zhì)支持外，應注重扶貧同扶志、扶智相結(jié)合，加強人力資本投資，包括加強教育、在職培訓以及提高健康水平，從而增強該群體的自我發(fā)展能力，實現(xiàn)高質(zhì)量脫貧。

3．長期的相對貧困治理應當更加注重通過減輕建檔立卡戶在兒童養(yǎng)育和教育方面的負擔，從而強化他們的人力資本建設。本文結(jié)論顯示，未成年人比例越高的建檔立卡戶，脫貧質(zhì)量越低，主要原因在于未成年人獲取收入的能力較差;未成年人越多意味著在養(yǎng)育和教育等方面上的負擔越重，因?qū)W致貧和因?qū)W返貧的建檔立卡戶數(shù)量不在少數(shù)。此外，本文研究結(jié)果還顯示，人均文化程度越高的家庭，其脫貧質(zhì)量越高。因此，從長期的相對貧困治理角度來看，政府需要在兒童養(yǎng)育和教育方面投入更多的資源，減少建檔立卡戶和低收入階層在這一領域的支出，進而提升其子女的受教育水平，真正解決貧困的代際傳遞問題，長效地提高扶貧效果和鞏固扶貧成果。

4．今后的鞏固脫貧成果工作應注重改善建檔立卡戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資產(chǎn)和條件，加強其多樣化的資產(chǎn)建設和積累。通過土地平整與改造增加有效耕地面積，將建檔立卡戶無法耕作的農(nóng)田與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)合并流轉(zhuǎn)至農(nóng)業(yè)企業(yè)當中，以此促進建檔立卡戶增產(chǎn)增收，實現(xiàn)高質(zhì)量脫貧。另外，應大力培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，尤其要認識到農(nóng)民專業(yè)合作社對于實現(xiàn)建檔立卡戶提高脫貧質(zhì)量的帶動作用，進一步增強其自我發(fā)展能力。而駐村工作隊要提高合作社對于建檔立卡戶的吸收能力，積極引導建檔立卡戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社，讓每個建檔立卡戶都有一個可依托的組織。在土地等生產(chǎn)資源存在瓶頸約束的情況下，需要拓展就業(yè)機會，加強勞動保護，增加貧困人口的工資性收入。