河南省產(chǎn)業(yè)扶貧減貧效應研究

苗 欣

（河南牧業(yè)經(jīng)濟學院，鄭州 450046）

產(chǎn)業(yè)扶貧是扶貧攻堅期徹底脫貧的根本途徑，通過帶動貧困戶參與生產(chǎn)，提高貧困戶內(nèi)生發(fā)展動力. 產(chǎn)業(yè)扶貧主要包括三種模式：產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶動型、瞄準型產(chǎn)業(yè)幫扶模式和資產(chǎn)收益型. 產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶動型是支持新型經(jīng)營主體的發(fā)展從而帶動貧困戶脫貧的方式；瞄準型產(chǎn)業(yè)幫扶模式是直接支持貧困戶發(fā)展生產(chǎn)的方式；資產(chǎn)收益型是利用產(chǎn)業(yè)扶貧資金開展資產(chǎn)收益扶貧的方式. 三種方式通過把勞動力、資本、資金等不同形式要素參與到產(chǎn)業(yè)扶貧中以提升貧困戶參與生產(chǎn)的積極性從而提高自力更生能力，達到擺脫物質(zhì)和思想貧困的目的. 國內(nèi)學者從20世紀80年代中期開始關(guān)注產(chǎn)業(yè)扶貧，90年代后開始對產(chǎn)業(yè)扶貧進行進一步探討：一是產(chǎn)業(yè)的選擇，邢燕芬［1］認為產(chǎn)業(yè)扶貧是一種“造血型”的扶貧；李京文［2］提出通過發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化來推動產(chǎn)業(yè)扶貧等；靖曉莉和戴慶中［3］研究了地域文化對產(chǎn)業(yè)選擇的影響和作用，提出了貧困地區(qū)產(chǎn)業(yè)選擇要與當?shù)厣鐣幕Ｊ较嗥鹾系挠^點；姚晏和陳厚義［4］研究了開放經(jīng)濟下欠發(fā)達的西部民族地區(qū)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)選擇，提出在比較優(yōu)勢原則下選擇有民族特色的產(chǎn)業(yè)作為重點優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)發(fā)展的觀點；汪三貴［5］基于1995—2007年全國和分省的農(nóng)村貧困數(shù)據(jù)，分析不同產(chǎn)業(yè)發(fā)展對農(nóng)村貧困減少的效應以及產(chǎn)業(yè)勞動密集度與不同產(chǎn)業(yè)發(fā)展減貧效應的關(guān)系. 結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展對農(nóng)村的減貧效應并不一致，一個產(chǎn)業(yè)的勞動力密集程度影響著該產(chǎn)業(yè)發(fā)展的減貧效應大小. 在此基礎(chǔ)上，提出在貧困地區(qū)發(fā)展勞動密集度高的產(chǎn)業(yè). 二是關(guān)于扶貧產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式、扶貧產(chǎn)業(yè)支撐要素. 岳公正和魏琴［6］對改善欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施推進產(chǎn)業(yè)發(fā)展進行了研究；韋吉飛和張學敏［7］研究了教育紅利與產(chǎn)業(yè)升級的關(guān)系，提出了經(jīng)濟越落后的地區(qū)初級教育紅利作用越大的觀點；徐翔和劉爾思［8］研究了通過創(chuàng)新融資模式推進扶貧產(chǎn)業(yè)發(fā)展的問題；李榮梅［9］研究表明，“公司＋合作社＋農(nóng)戶”模式更適合當前背景下的產(chǎn)業(yè)扶貧. 在實踐基礎(chǔ)上，應進一步建立政府、公司、合作社及貧困農(nóng)戶間的利益聯(lián)結(jié)機制，建構(gòu)多元主體的良性互動關(guān)系.

不少學者研究中發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)扶貧在實施過程中存在問題. 李博等［10］研究環(huán)京津地區(qū)蔬菜產(chǎn)業(yè)扶貧政策執(zhí)行邏輯的探析發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)扶貧目標靶向出現(xiàn)了偏離，另外，扶貧資源資本化和蔬菜種植規(guī)?；漠a(chǎn)業(yè)發(fā)展模式使產(chǎn)業(yè)扶貧陷入了重產(chǎn)業(yè)發(fā)展而輕扶貧濟困的困境. 許漢澤等［11］以華北李村“整村推進、連片開發(fā)”產(chǎn)業(yè)扶貧項目為例，發(fā)現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)項目申請階段容易出現(xiàn)“精英捕獲”與“弱者吸納”，在產(chǎn)業(yè)進行中易遭遇由逆向軟預算約束帶來的“政策性負擔”以及規(guī)?；?jīng)營不善等問題. 產(chǎn)業(yè)扶貧項目選擇趨同化，沒有立足當?shù)刭Y源稟賦，政府主導與市場邏輯的失衡導致扶貧產(chǎn)業(yè)無法與大市場銜接［12］. 金媛等［13］提出部分農(nóng)戶退出產(chǎn)業(yè)扶貧項目是基于自身效用最大化的理性選擇，稟賦較差的農(nóng)戶被動參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目可能面臨較大的收入風險，貧困戶因抗風險能力低而傾向于選擇低風險、低預期收入的傳統(tǒng)經(jīng)營. 可見，從貧困戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧的意愿來看，產(chǎn)業(yè)扶貧發(fā)展可持續(xù)性還是益貧性都存在不容小覷的問題. 故本研究從實證分析角度對河南省產(chǎn)業(yè)扶貧的減貧效應進行研究，探索參與產(chǎn)業(yè)扶貧的影響因素和產(chǎn)業(yè)扶貧的益貧性是否得到有效發(fā)揮.

1 計量模型與變量設(shè)定

1.1 經(jīng)濟計量模型

傾向得分匹配法是基于自然實驗的經(jīng)典的反事實研究方法，經(jīng)濟學常用傾向得分匹配法進行政策分析. 反事實研究框架分析步驟如下：首先，設(shè)置二值虛擬變量Di=｛0，1｝表示貧困戶i是否參與產(chǎn)業(yè)扶貧，即Di=1表示貧困戶i參與產(chǎn)業(yè)扶貧，Di=0表示貧困戶i未參與產(chǎn)業(yè)扶貧. 其次，計算傾向匹配得分. 將貧困戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧的影響因素納入到概率模型中，運用Logit模型計算貧困戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧的傾向得分值. 再次，進行傾向得分匹配，包括匹配方法選擇和平衡性檢驗. 選擇最近鄰匹配、卡尺內(nèi)最近鄰匹配、核匹配3種匹配方法，如果估計結(jié)果基本一致，則可證明匹配結(jié)果的穩(wěn)健性. 平衡性檢驗要求匹配后各變量在處理組和對照組之間實現(xiàn)統(tǒng)計學意義上的數(shù)據(jù)平衡. 最后，估計平均處理效應. 本文探究產(chǎn)業(yè)扶貧減貧效應的平均處理效應（ATT）表達式為：

1.2 變量設(shè)定

1.2.1 減貧效應結(jié)果變量設(shè)定 產(chǎn)業(yè)扶貧通過直接或間接帶動貧困戶參與生產(chǎn)，目的是提高貧困戶的收入水平和內(nèi)生發(fā)展動力，使貧困戶擺脫精神貧困. 故本研究主要通過衡量產(chǎn)業(yè)扶貧的收入效應和內(nèi)生發(fā)展動力激發(fā)效應考察產(chǎn)業(yè)扶貧的減貧效應.

1）收入效應. 本研究衡量產(chǎn)業(yè)扶貧收入效應選取的結(jié)果變量是家庭年總收入. 家庭年總收入包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性收入、工資性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入. 產(chǎn)業(yè)扶貧主要以新型經(jīng)營主體為載體直接幫扶，給農(nóng)戶發(fā)放生產(chǎn)資料和培訓生產(chǎn)技術(shù)促進貧困戶提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量和質(zhì)量，通過訂單農(nóng)業(yè)等渠道提高小農(nóng)戶和大市場對接的風險應對能力，從而提高貧困戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性收入. 產(chǎn)業(yè)扶貧以新型經(jīng)營主體為載體實施生產(chǎn)車間就業(yè)幫扶，通過入股、分紅等利益聯(lián)結(jié)方式，把勞動力和資產(chǎn)等生產(chǎn)要素參與到產(chǎn)業(yè)扶貧中，從而提高貧困戶工資性收入和財產(chǎn)性收入. 資產(chǎn)收益型產(chǎn)業(yè)扶貧直接把貧困戶的轉(zhuǎn)移性資產(chǎn)通過入股等形式參與到以新型經(jīng)營主體為載體的生產(chǎn)經(jīng)營中，從而增加財產(chǎn)性收入. 參與產(chǎn)業(yè)扶貧的貧困戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性收入、工資性收入和財產(chǎn)性收入增加的幅度將大于轉(zhuǎn)移性收入的增加幅度，實現(xiàn)扶貧從“輸血式”向“造血式”轉(zhuǎn)變. 因此，產(chǎn)業(yè)扶貧可以通過提高各項收入增加家庭總收入.

假設(shè)1 參與產(chǎn)業(yè)扶貧可以提高家庭總收入水平.

2）內(nèi)生動力激發(fā)效應. 產(chǎn)業(yè)扶貧的根本目標是激發(fā)貧困戶的內(nèi)生發(fā)展動力，內(nèi)生發(fā)展動力與“等、靠、要”思想相對，是貧困戶資本稟賦通過產(chǎn)業(yè)扶貧實現(xiàn)積累的過程，從而貧困戶生計和生產(chǎn)策略發(fā)生轉(zhuǎn)化，貧困戶的自我發(fā)展能力得到提升，抗風險能力得到提升. 本研究衡量產(chǎn)業(yè)扶貧內(nèi)生動力激發(fā)效應選取希望通過“輸血式”還是“造血式”扶貧方式脫貧來考察.

假設(shè)2 參與產(chǎn)業(yè)扶貧可以激發(fā)貧困戶內(nèi)生發(fā)展動力.

1.2.2 傾向得分匹配自變量設(shè)定 貧困戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧的自選擇性決定了貧困戶是否參與產(chǎn)業(yè)扶貧是受到個體和外部因素影響的，本研究主要選擇個人與家庭特征變量、貧困戶對產(chǎn)業(yè)扶貧政策認知水平和當?shù)卣a(chǎn)業(yè)扶貧精準施策變量考察貧困戶是否參與產(chǎn)業(yè)扶貧的決定因素.

1）個人與家庭特征變量. 精準扶貧以來學者開始研究個人和家庭稟賦對產(chǎn)業(yè)扶貧參與意愿與參與效果的影響，以闡釋產(chǎn)業(yè)扶貧“精準施策”的重要性. 如王華書等［14］研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)扶貧實現(xiàn)增收的概率及對產(chǎn)業(yè)扶貧的滿意度受個體特征、資源稟賦、產(chǎn)業(yè)組織模式的影響；王卓等［15］研究證明家庭健康人力資本、戶主技能與職業(yè)狀況等家庭稟賦對產(chǎn)業(yè)扶貧效果影響顯著. 本研究選取個人與家庭特征變量主要包括戶主年齡、勞動力比率、文化程度、務(wù)工區(qū)域、務(wù)工時長、健康狀況、勞動能力、人均耕地、承包地經(jīng)營情況和技能培訓等.

2）貧困戶對產(chǎn)業(yè)扶貧政策認知水平. 前人研究證明了政策認知水平對農(nóng)戶的參與行為決策能產(chǎn)生重要影響. 如呂曉［16］研究農(nóng)戶化肥減施參與行為中證明了減施政策認知、化肥施用量認知、施用環(huán)境效應認知清晰，接受補償意愿強以及農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模小的農(nóng)戶更傾向于選擇減少化肥施用；郭珍等［17］研究認為農(nóng)戶耕地利用行為受農(nóng)戶認知水平的控制，制度則通過增強或改變農(nóng)戶認知水平作用于農(nóng)戶耕地利用行為. 本研究選取貧困戶對產(chǎn)業(yè)扶貧政策認知程度考察貧困戶政策認知水平.

假設(shè)3 政策認知水平正向影響貧困戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧.

3）當?shù)卣a(chǎn)業(yè)扶貧精準施策變量. 2013年11月，習近平總書記到湖南湘西十八洞村考察扶貧開發(fā)與產(chǎn)業(yè)發(fā)展時，首次特別提出了“精準扶貧”的概念，即扶貧要實事求是，因地制宜. 從此以后，精準扶貧上升到了國家政策層面. 精準扶貧是通過對貧困戶和貧困村精準識別、精準幫扶、精準管理和精準考核來優(yōu)化配置各類扶貧資源，實現(xiàn)扶貧到村到戶，逐步構(gòu)建扶貧工作長效機制，為科學扶貧奠定堅實基礎(chǔ). 在實踐中，直接針對建檔立卡的貧困戶的瞄準型產(chǎn)業(yè)精準扶貧成為產(chǎn)業(yè)扶貧的主要做法. 故本研究把當?shù)卣a(chǎn)業(yè)扶貧精準施策變量納入?yún)⑴c產(chǎn)業(yè)扶貧影響因素的變量體系中，選取扶貧項目契合情況，即扶貧項目是否結(jié)合當?shù)貙嶋H情況和貧困戶實際情況考察當?shù)卣a(chǎn)業(yè)扶貧精準施策狀況.

假設(shè)4 扶貧項目契合情況正向影響貧困戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧.

1.3 樣本的選擇及描述性統(tǒng)計

1.3.1 樣本的選擇 本研究采取的樣本數(shù)據(jù)分別來源于為河南省寧陵縣、蘭考縣、嵩縣、范縣等12個省級、國家級扶貧重點工作推進縣. 貧困戶的選取分為三步：一是每個縣選取6個村，每村調(diào)查30戶貧困戶；二是每村調(diào)查的30戶貧困戶包括未脫貧戶和已脫貧戶；三是每村30戶均大致按照致貧原因均勻選取，致貧原因包括因病致貧、因殘致貧、因?qū)W致貧、子女或老人負擔重、缺勞力、缺技術(shù)、缺資金、缺就業(yè)機會、因自然災害致貧. 最后，剔除存在變量缺失的樣本，有效樣本數(shù)為1312戶.

1.3.2 變量定義與貧困特征的描述性統(tǒng)計 表1中為本文選取的所有變量、變量定義及均值. 從家庭總體收入情況來看，2017年貧困地區(qū)家庭總收入平均為18 000元，人均收入約為5818元，雖然人均收入超出國家貧困線3200元的81.8%，但距同期中國統(tǒng)計局公布的農(nóng)村人均收入12 363元差距較大，這說明貧困地區(qū)即使部分擺脫了絕對貧困，相對貧困仍然存在. 希望得到幫扶類型均值為0.621，說明超過一半的貧困戶希望通過造血式幫扶方式脫貧，擺脫了“等、靠、要”思想. 貧困戶在政府幫扶下是否獲得發(fā)展能力的均值為0.656，說明超過一半的貧困戶獲得了自力更生的發(fā)展能力，與希望得到幫扶類型的結(jié)果較為一致.

從個人和家庭狀況來看，戶主年齡位于50歲以下的剛超過半數(shù)，年齡分布較為平均. 家庭勞動力比率低于0.6 的占總數(shù)的72.3%，相當于一個家庭含夫妻兩人和1～2 個孩子. 文化程度初中占39.2%，高中占33.6%，小學占13.4%，說明文化程度偏低. 務(wù)工區(qū)域在鄉(xiāng)內(nèi)占比70%，說明在政府幫扶下，較多貧困戶都選擇就近務(wù)工，其中大部分是參與產(chǎn)業(yè)扶貧的貧困戶. 務(wù)工時長小于3個月的占65%說明貧困戶以經(jīng)營第一產(chǎn)業(yè)農(nóng)業(yè)為主，利用閑余時間到第二三產(chǎn)業(yè)務(wù)工. 健康程度較差，貧困戶中患有大病、慢性病和身體較弱的占比54.3%，46.2%貧困戶喪失勞動能力或勞動能力不足，伴有腿腳不便或精神失常等. 人均耕地面積69%不多于1000 m2，與國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)2012年農(nóng)村家庭人均擁有耕地面積1533 m2相比較，可以看出貧困戶平均擁有土地面積較少. 承包地經(jīng)營狀態(tài)大多為自營，占樣本貧困戶的74.2%，托管、租賃、入股、其他土地流轉(zhuǎn)形式共占25.8%，說明貧困戶惜地心理較普通農(nóng)戶更加嚴重，這與其擁有土地資源少，自身經(jīng)濟來源少，抗風險能力差有關(guān). 對當?shù)禺a(chǎn)業(yè)扶貧政策了解的貧困戶占65.1%，說明還有接近一半的貧困戶對政策了解不全面，當?shù)卣畬φ叩男麄鞑粔虺浞? 貧困戶認為產(chǎn)業(yè)扶貧項目結(jié)合當?shù)貙嶋H情況，能夠因人而異、因地制宜的占78.3%，說明貧困戶對當?shù)卣鲐毠ぷ鞯男湃魏蜐M意度比較高. 94.5%的貧困戶都接受過政府的農(nóng)業(yè)技能培訓，因為貧困戶文化程度偏低，對農(nóng)業(yè)和非農(nóng)的界限認知不清晰，內(nèi)容多為生產(chǎn)種植技術(shù)，并普遍反映很受益，這說明政府很重視農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)培訓，培訓效果很好.

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計Tab.1 Variable definition and descriptive statistics

2 結(jié)果分析

2.1 參與產(chǎn)業(yè)扶貧影響因素分析

由logic模型結(jié)果可知，貧困戶年齡、務(wù)工時長、務(wù)工區(qū)域、勞動能力、人均耕地對參與產(chǎn)業(yè)扶貧起負向影響，說明貧困戶年齡越大，體能與智力不允許參與產(chǎn)業(yè)扶貧；務(wù)工時越長，勞動能力越好的貧困勞動力往往選擇常年外出務(wù)工，能獲得較高的非農(nóng)工資收入；人均耕地面積越大，貧困戶常以從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主，少數(shù)通過土地轉(zhuǎn)入成為種糧大戶，從而減少了參與產(chǎn)業(yè)扶貧的時間. 勞動力比率、文化程度、健康狀況、承包地經(jīng)營情況、政策了解程度，扶貧項目契合情況認知和技能培訓對參與產(chǎn)業(yè)扶貧起正向影響，說明有勞動能力是參與產(chǎn)業(yè)扶貧的基本條件，但一般扶貧車間吸納的人群多為弱勞動力. 產(chǎn)業(yè)扶貧吸納的貧困戶要求有一定勞動能力、智力水平和閑暇時間，能從事除農(nóng)業(yè)外的手工、加工生產(chǎn)等，因此文化程度越高，健康程度越高. 承包地流轉(zhuǎn)出去的貧困戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧機會越大. 政策認知程度越高，技能培訓參與越多或經(jīng)歷過非農(nóng)培訓，參與產(chǎn)業(yè)扶貧的機會越大. 當?shù)卣侥芫珳适┎?，貧困戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧的機會越大. 其中勞動力比率、承包地經(jīng)營情況、政策了解程度、扶貧項目契合情況認知和技能培訓對參與產(chǎn)業(yè)扶貧影響顯著. 其中，政策認知程度和扶貧項目契合情況正向顯著影響產(chǎn)業(yè)扶貧參與度，證明了假設(shè)3和假設(shè)4.

表2 傾向得分匹配的logit估計結(jié)果Tab.2 Logit results about propensity score matching

2.2 產(chǎn)業(yè)扶貧的減貧績效分析

本研究運用平均處理效應模型分析產(chǎn)業(yè)扶貧的減貧績效. 為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究選用最近鄰匹配、卡尺內(nèi)最近鄰匹配、核匹配3種匹配方法. 結(jié)果如表3所示. 從3種方法得出的平均處理效應結(jié)果數(shù)值趨于一致，可以證明結(jié)果的穩(wěn)健性.下面分析以最近鄰匹配為例，從結(jié)果可知產(chǎn)業(yè)扶貧存在較顯著的減貧績效. 首先，參與產(chǎn)業(yè)扶貧后家庭總收入增加了937元（a＜0.05），證明了假設(shè)1. 其次，參與產(chǎn)業(yè)扶貧后內(nèi)生發(fā)展動力得到激發(fā). 第一，貧困戶通過參與產(chǎn)業(yè)扶貧更加傾向于得到“造血式”幫扶（0.08＞0），弱化了貧困戶的“等、靠、要”思想，強化了其要通過勤勞和能力致富的觀念；第二，在貧困戶對當?shù)卣畬嵤┑漠a(chǎn)業(yè)扶貧項目是否激發(fā)了其內(nèi)生動力來看，貧困戶通過參與產(chǎn)業(yè)扶貧對此懷有更積極的態(tài)度（0.033＞0），對政府工作的肯定評價和滿意度更高. 但是，從數(shù)值來看，內(nèi)生發(fā)展動力提高的幅度并不明顯，可以說明現(xiàn)階段貧困戶還需要“輸血式”和“造血式”幫扶兩方面共同努力來實現(xiàn)長效脫貧. 綜上可以證明假設(shè)2的正確性.

表3 平均處理效應估計結(jié)果Tab.3 Estimated results about average treatment Effect

2.3 平衡性檢驗

平衡性檢驗是匹配前后通過標準化偏差對比匹配后各變量在實驗組和匹配組分布情況是否比匹配前更均勻，本研究對最近鄰匹配法進行平衡性檢驗（見表4）. P值結(jié)果說明，全部變量不拒絕實驗組和對照組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)；從標準化偏差來看，標準化偏差匹配后較匹配前均大幅縮小，顯示了該匹配方法較好地平衡了數(shù)據(jù).

表4 各變量的標準化偏差Tab.4 The standardized deviation of each variable

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

參與產(chǎn)業(yè)扶貧的影響因素包括貧困戶對政策認知水平、個人和家庭特征等. 貧困戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧后產(chǎn)生了顯著減貧效應，提高了家庭總收入，激發(fā)了內(nèi)生發(fā)展動力. 貧困戶對政策認知程度和技能培訓對參與產(chǎn)業(yè)扶貧產(chǎn)生顯著正向影響，但是貧困戶政策認知水平欠缺. 土地面積越小或者土地都流轉(zhuǎn)出去的貧困戶因獲得更多閑暇參與產(chǎn)業(yè)扶貧的機會越大，能進一步提高收入. 參與技能培訓或非農(nóng)技能培訓提高了貧困戶技能和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)認識，可以增加參與產(chǎn)業(yè)扶貧的機會，從而增加貧困戶收入水平. 內(nèi)生動力激發(fā)效應并不明顯，健康水平、勞動能力和文化程度較低，短期內(nèi)貧困戶仍然需要政府的轉(zhuǎn)移性幫扶和產(chǎn)業(yè)扶貧幫扶方式共同支持. 第一書記和政府因地制宜、因人而異精準施策，幫扶工作在脫貧攻堅期得到貧困戶的肯定評價，有助于貧困戶收入水平提高.

3.2 建議

為提高和鞏固貧困戶和脫貧戶的收入水平，本研究提出如下建議：第一，加強政策宣傳，提高貧困戶政策認知水平. 通過技能培訓等方式提高貧困戶的知識和技能水平，使其能順利貫徹國家的政策方針. 第二，促進土地流轉(zhuǎn)，增加非農(nóng)就業(yè)機會. 通過承包地的轉(zhuǎn)包、轉(zhuǎn)讓、租賃等辦法實施土地流轉(zhuǎn)，提高土地經(jīng)營的規(guī)模效率，提高貧困戶的土地比較收益，同時政府創(chuàng)造非農(nóng)就業(yè)機會，加強新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的帶動作用. 第三，保持救濟式和發(fā)展帶動式幫扶方式并存. 在產(chǎn)業(yè)扶貧帶動式幫扶下，保持社會保障等轉(zhuǎn)移性扶持不變，鞏固脫貧成果. 第四，繼續(xù)鞏固精準扶貧政策. 對已脫貧戶和脫貧縣保持原因地制宜、因人而異的幫扶政策，把精準施策的思想融入鄉(xiāng)村振興的建設(shè)規(guī)劃中，充分發(fā)揮當?shù)乇容^優(yōu)勢，促進產(chǎn)業(yè)長效發(fā)展.