鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接中的家庭復(fù)原力問題研究

錢 力，張 軻，宋俊秀

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) a.經(jīng)濟(jì)學(xué)院；b.財(cái)政與公共管理學(xué)院, 安徽 蚌埠 233030)

一、引言

中國全面實(shí)施精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略以來，農(nóng)村扶貧取得了巨大成就。截至2020年底，按照現(xiàn)行貧困標(biāo)準(zhǔn)，中國農(nóng)村貧困人口全部實(shí)現(xiàn)脫貧。但貧困具有動態(tài)性、持久性和復(fù)雜性特征。對于部分農(nóng)戶，尤其是處于自然環(huán)境和社會經(jīng)濟(jì)等因素構(gòu)成相對脆弱環(huán)境中的農(nóng)戶來說，內(nèi)生發(fā)展能力差，缺乏生計(jì)可持續(xù)手段，極易受到重大疾病、自然災(zāi)害、市場沖擊等因素影響重新落入貧困；又或是在政策抽離和扶貧力度減弱后返貧[1]，存在脫貧質(zhì)量低、返貧概率大等難題[2]。如何鞏固脫貧攻堅(jiān)成果以達(dá)到穩(wěn)定脫貧，形成目標(biāo)群體長效脫貧的內(nèi)生發(fā)展能力[3]，預(yù)防新貧困人口的產(chǎn)生[4]，成為迫切需要應(yīng)對的問題。特別是面向2020年后扶貧時代貧困特征轉(zhuǎn)變的社會現(xiàn)實(shí)，有必要考察精準(zhǔn)扶貧政策的長效機(jī)制和鞏固脫貧攻堅(jiān)成果的實(shí)踐狀況，為實(shí)現(xiàn)可持續(xù)脫貧的遠(yuǎn)期目標(biāo)提供參考[5]。

相對落后地區(qū)還存在大量易致貧的“邊緣戶”，他們由于政策懸崖而沒有享受到政策福利，面臨著生計(jì)脆弱性，極易成為新的貧困戶[6]。脫貧攻堅(jiān)的成效需要通過鄉(xiāng)村振興的一系列措施來強(qiáng)化，逐步從脫貧攻堅(jiān)的“多予”轉(zhuǎn)變?yōu)猷l(xiāng)村振興的“放活”，激發(fā)農(nóng)村內(nèi)生活力，發(fā)展當(dāng)?shù)靥厣?jīng)濟(jì)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展，確保脫貧的可持續(xù)性[7]。實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，總體可概括為從兩個方面培育相對貧困治理的內(nèi)生動力，一是塑造發(fā)展機(jī)會，二是培養(yǎng)發(fā)展能力。鞏固和拓展脫貧成果，有助于長期穩(wěn)定脫貧，促使進(jìn)一步穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展，促進(jìn)鄉(xiāng)村振興。因此，實(shí)現(xiàn)鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興的有效銜接將是未來相對貧困治理需要解決的主要問題。

家庭復(fù)原力強(qiáng)調(diào)從家庭整體層面探討如何應(yīng)對壓力源，實(shí)現(xiàn)家庭的健康適應(yīng)[8]，在家庭危機(jī)應(yīng)對中起著決定性作用[9]。復(fù)原力將風(fēng)險(xiǎn)與不確定性納入家庭福利分析框架中，突破以往靜態(tài)經(jīng)濟(jì)增長的局限，動態(tài)反映家庭擺脫貧困或保持非貧困的過程，多維度預(yù)測家庭長期發(fā)展圖景，從而為脫貧長效機(jī)制的設(shè)計(jì)提供新思路[10]。近年來，氣候、經(jīng)濟(jì)與公共衛(wèi)生事件的沖擊嚴(yán)重影響了社會和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，如何在不確定的環(huán)境下鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果，促進(jìn)與鄉(xiāng)村振興的有效銜接，培育相對貧困家庭抗擊能力，將成為后扶貧時代解決相對貧困問題的關(guān)鍵[11]。

二、文獻(xiàn)綜述

早在20世紀(jì)70年代，心理學(xué)家Anthony[12]通過對有精神疾病家族史的兒童追蹤調(diào)查，發(fā)現(xiàn)長期暴露于社會困境中的兒童依然能夠較為良好地適應(yīng)環(huán)境，在個人未來發(fā)展中健康成長。之后的研究以個體復(fù)原力為切入點(diǎn)，觀察在困境和沖擊下的個體復(fù)原力，探討復(fù)原力、危險(xiǎn)與保護(hù)因子的相互作用[13]。隨著研究的進(jìn)一步深入，家庭超越了研究個體復(fù)原力的背景性意義，成為另一個功能實(shí)體[14]。家庭復(fù)原力具有豐富和復(fù)雜的內(nèi)涵，現(xiàn)有研究對這一概念的界定尚未形成共識，但對其定義大致有三種觀點(diǎn)：第一，特征說。有學(xué)者認(rèn)為家庭復(fù)原力是家庭作為一個功能單元在抵御危機(jī)和持續(xù)壓力中體現(xiàn)出的反彈和自我修復(fù)能力，幫助家庭及其成員從逆境中復(fù)原甚至變得更加強(qiáng)大[15-17]。由此有學(xué)者將復(fù)原力的研究納入可持續(xù)生計(jì)的框架內(nèi)，利用多種資本構(gòu)建福利函數(shù)，運(yùn)用因子分析對一組多維指標(biāo)進(jìn)行測度，識別微觀主體抗擊特征，考察家庭復(fù)原力在應(yīng)對沖擊時的作用。第二，過程說。有學(xué)者突破靜態(tài)分析的局限，動態(tài)捕捉家庭復(fù)原力的演變過程，認(rèn)為具有復(fù)原力的家庭在當(dāng)前或是未來都能夠積極適應(yīng)困境，表現(xiàn)為壓力源、保護(hù)因子和危險(xiǎn)因子相互作用的動態(tài)過程[18]。過程說研究著重將復(fù)原力與福利標(biāo)準(zhǔn)相結(jié)合，根植于貧困的脆弱性和貧困陷阱理論，突破以往的靜態(tài)分析而轉(zhuǎn)變成動態(tài)識別。同時關(guān)注時間的可持續(xù)性，從事前預(yù)防、事中應(yīng)對、事后恢復(fù)三個方面綜合看待家庭抗擊、避免落入貧困的努力[19]。第三，結(jié)果說。有學(xué)者認(rèn)為家庭復(fù)原力是合力利用內(nèi)外資源，在逆境中應(yīng)對沖擊時的反應(yīng)。更有學(xué)者認(rèn)為家庭復(fù)原力是這些概念的融合，強(qiáng)調(diào)復(fù)原力是作為功能單元的家庭本身所具有的或后天學(xué)習(xí)得來的特質(zhì)，由多層次、多維度的因子構(gòu)成，以應(yīng)對逆境的動力過程。在測度方面，Jennifer[20]將上述復(fù)原力內(nèi)涵轉(zhuǎn)變成一種計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，添入非線性動力學(xué)分析路徑，結(jié)合雙參數(shù)分布假設(shè)，通過對福利函數(shù)的條件期望與方差的估計(jì)，將復(fù)原力估計(jì)為滿足某種福利標(biāo)準(zhǔn)的條件概率，可以系統(tǒng)科學(xué)地展現(xiàn)、預(yù)測家庭未來的發(fā)展圖景。這種界定和測度方式更符合于立足家庭長期發(fā)展的研究，培育激發(fā)功能主體的主觀能動性，對后扶貧時代的相對貧困治理具有重要意義。

關(guān)于脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興的探討主要集中在2020年后的減貧戰(zhàn)略、推進(jìn)脫貧攻堅(jiān)成果與鄉(xiāng)村振興兩大戰(zhàn)略的銜接方面。目前我國正處于脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興兩大戰(zhàn)略的歷史交匯期，在政策疊加期下的重要任務(wù)就是加快實(shí)現(xiàn)二者的有效銜接。圍繞二者銜接的研究成果豐碩，主要聚焦于銜接的辨證邏輯關(guān)系、銜接機(jī)制與實(shí)施路徑方面。曹立等[21]具體探究宏觀視域下銜接的邏輯關(guān)系和原則，認(rèn)為脫貧攻堅(jiān)和鄉(xiāng)村振興在目標(biāo)、內(nèi)容、主體與體制方面可以融通互促，但同時面臨著“個體性與主體性”“長期性與短期性”“絕對性與相對性”困難[22]。在此背景下，提出切實(shí)從微觀層面實(shí)際考量，有效銜接“五個一批”和“五個振興”的具體內(nèi)容，從政府和市場著手[23]，在體制機(jī)制、內(nèi)生動力和產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面發(fā)力[24]，踐行聯(lián)動、包容和可持續(xù)的融合實(shí)踐路徑[25]。但學(xué)者們多從脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興銜接的理論層面探討，鮮有實(shí)證分析，更缺少對落后地區(qū)銜接現(xiàn)狀的效果評價，同時以家庭復(fù)原力為契入點(diǎn)的深入研究也明顯不足。脫貧攻堅(jiān)解決貧困人口生存問題，鄉(xiāng)村振興解決后續(xù)發(fā)展問題。脫貧攻堅(jiān)過程中對貧困地區(qū)居民衣、食、住、教、醫(yī)的基本保障已實(shí)現(xiàn)全覆蓋，通過財(cái)政轉(zhuǎn)移、提供就業(yè)等方式為貧困地區(qū)居民減貧增收。鄉(xiāng)村振興從培育產(chǎn)業(yè)發(fā)展、促進(jìn)群眾增收、擴(kuò)大就業(yè)三方面發(fā)力，不斷激發(fā)發(fā)展內(nèi)生動力，提升群眾的幸福感。從脫貧攻堅(jiān)到鄉(xiāng)村振興的具體措施和行動經(jīng)驗(yàn)激發(fā)了相對貧困家庭的內(nèi)在發(fā)展動力，改善了相對貧困家庭的生計(jì)資本與生計(jì)能力。脫貧攻堅(jiān)過程中控輟保學(xué)、整合優(yōu)質(zhì)鄉(xiāng)村教育資源、提供鄉(xiāng)村產(chǎn)教融合發(fā)展平臺措施的實(shí)施，奠定了鄉(xiāng)村教育的發(fā)展實(shí)踐基礎(chǔ)[26]。而鄉(xiāng)村振興的核心是人才振興，在扶貧支出中增加對人力資本的投資，破解農(nóng)村發(fā)展中人力資本匱乏難題，最大限度激活人才資源，持續(xù)推動人力資本積累增效[27]?；诖?，本文認(rèn)為鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果與鄉(xiāng)村振興的有效銜接對家庭復(fù)原力的積極影響主要得益于兩個方面的培育：第一，提高了家庭的資產(chǎn)積累；第二，培育了家庭的人力資本。

綜上所述，復(fù)原力對相對貧困家庭現(xiàn)在以及未來能夠積極應(yīng)對壓力和沖擊，構(gòu)建脫貧和發(fā)展的長效機(jī)制具有重要意義，捕捉其動態(tài)效應(yīng)展開家庭未來長期發(fā)展圖景對改善家庭福利和實(shí)現(xiàn)共同富裕至關(guān)重要。Barrett等[19]關(guān)于復(fù)原力的定義更符合立足于家庭長期發(fā)展、激發(fā)微觀主體主觀能動性以解決相對貧困和未來發(fā)展問題。過程說中動態(tài)識別的測度方法根植于貧困陷阱理論，其核心是在家庭福利中添入非線性路徑學(xué)，改善了對家庭未來狀態(tài)的預(yù)測，同時提升了研究的契合度和精準(zhǔn)性。鑒于此，本文基于鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興的有效銜接視角，考察家庭復(fù)原力的動態(tài)效應(yīng)，描繪家庭的未來長期發(fā)展圖景；利用空間計(jì)量模型探索復(fù)原力是否存在正向溢出效應(yīng)，探索構(gòu)建家庭脫貧、發(fā)展的長效機(jī)制,為鞏固脫貧攻堅(jiān)成果與鄉(xiāng)村振興的有效銜接提供新思路。

三、理論分析

復(fù)原力是家庭在時間t內(nèi)的福利高于某個標(biāo)準(zhǔn)閾值的概率，與福利函數(shù)密切相關(guān)。社會福利函數(shù)把社會福利看作個人福利的總和，以效用水平表示個人福利，則社會福利就是個人福利的函數(shù)。設(shè)定社會人口數(shù)為n，僅有兩類人，其中相對貧困群體A人口占比λ，富裕群體B人口占比1-λ(0<λ<1)。為了關(guān)注效用較低人群的福利水平，本文采用羅爾斯主義的社會福利函數(shù)，假設(shè)社會所有人偏好一致，所有商品同質(zhì)，每個人都是風(fēng)險(xiǎn)厭惡者。社會福利函數(shù)可記為：

W=min(UA,UB)

(1)

個人效用函數(shù)可以通過消費(fèi)和收入等反映，為了避免高收入低消費(fèi)群體的干擾，簡便計(jì)算，將個人效用函數(shù)設(shè)定為收入的函數(shù)，則該社會兩類人的效用函數(shù)記為：

(2)

(3)

式中，RA、RB分別是相對貧困群體A的收入、富裕群體B的收入。

鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果與鄉(xiāng)村振興的政策性投入資金記為g，每單位政策性投入在市場上的價格為x，則該社會兩類人的效用函數(shù)記為：

(4)

(5)

式中，RUA、RUB是勞動所得收入，為了簡便計(jì)算，將其均賦值為0。RCA、RCB是接受政策性投入所得的收入和服務(wù)。

(6)

由上式可知，在相對貧困群體A與富裕群體B福利水平高低比較下，?W/?x<0，即價格降低，福利水平提高；價格升高，福利水平降低。當(dāng)政策性投入的服務(wù)進(jìn)入市場后，供給增加使商品價格降低，因此拓展鞏固脫貧成果和鄉(xiāng)村振興的政策性投入可以增加總體社會福利。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)定

本文采用Cisse and Barrett提出的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法測算家庭復(fù)原力。估計(jì)一階馬爾可夫過程，具體模型展開如下：

(7)

式中將t時刻的福利指標(biāo)Wit建模為前一期t-1時刻的福利Wi,t-1的多項(xiàng)式函數(shù)，同時加入其他特征變量Xit以及隨機(jī)擾動項(xiàng)εMit，下標(biāo)M代表期望方程，j代表高階中心距的階數(shù)?？紤]到多重均衡貧困陷阱理論的典型S形動態(tài)特征，本文將k取值為3。其次，利用隨機(jī)誤差項(xiàng)εMit零均值假設(shè)，估計(jì)家庭i在時間t的條件期望的預(yù)測值為：

(8)

用V表示方差方程，使用一階中心距的殘差來估計(jì)二階中心矩方程：

(9)

同樣，遵循零均值假設(shè)，家庭i在時間t的條件方差的預(yù)測值可表示為：

(10)

(11)

(二)變量選取

1.被解釋變量。家庭復(fù)原力強(qiáng)調(diào)家庭從整體層面應(yīng)對沖擊、掙脫困境，是家庭危機(jī)應(yīng)對過程中的關(guān)鍵力量。同時，在家庭福利分析的框架中添入風(fēng)險(xiǎn)與不確定性，突破以往靜態(tài)經(jīng)濟(jì)增長的局限，動態(tài)反映家庭擺脫貧困或保持非貧困的過程。研究家庭復(fù)原力，能夠在不確定的環(huán)境下培育家庭抗擊和抗壓能力。

2.解釋變量。由于精準(zhǔn)扶貧政策的實(shí)施時間為2015年，鄉(xiāng)村振興政策實(shí)施時間為2017年，如果某個家庭在政策實(shí)施前被識別為相對貧困家庭，則該家庭在政策實(shí)施后賦值為1(實(shí)驗(yàn)組)，否則為0(對照組)。

3.控制變量。根據(jù)已有研究，結(jié)合本文研究需要和數(shù)據(jù)可得性，引入控制變量見表1。

表1 控制變量名稱及定義

此外，脆弱性和復(fù)原力不是簡單的對立范疇，而是具有一定的相關(guān)性，不考慮脆弱性就無法理解復(fù)原力[27]。脆弱性是復(fù)原力的本體，要使一個人變得富有復(fù)原力，就必須承認(rèn)他根本上是脆弱的。借鑒何軍[29]測算脆弱性的經(jīng)驗(yàn)，設(shè)定50%閾值來識別相對脆弱家庭[30]，將其轉(zhuǎn)化為一個二元離散變量，作為外部沖擊的識別變量。

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性證據(jù)

本文所用數(shù)據(jù)來源于2012—2018年中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫樣本覆蓋25個省(市、自治區(qū))，重點(diǎn)關(guān)注中國居民的經(jīng)濟(jì)與非經(jīng)濟(jì)福利，包括教育、健康、家庭關(guān)系動態(tài)等多項(xiàng)研究主題，具有較強(qiáng)的代表性。基于研究問題與數(shù)據(jù)可得性原則，對初始樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行以下處理：(1)篩選出農(nóng)村家庭樣本，匹配家庭與戶主層面的樣本數(shù)據(jù)；(2)剔除不相關(guān)變量、異常值與缺失值；(3)考慮到滯后期的加入，將4年樣本數(shù)據(jù)合并成家庭層面的3期平衡面板數(shù)據(jù)。經(jīng)處理后，獲得家庭層面有效數(shù)據(jù)6 527戶，19 581個實(shí)際觀測值。表2為變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

本文分析的全樣本共有6 527戶家庭，其中識別的相對貧困家庭3 477戶。由表2可知，與全樣本戶相比，相對貧困家庭的復(fù)原力、家庭總收入、家庭消費(fèi)性支出、家庭總金融資產(chǎn)、文化娛樂支出的均值均較低；非房貸的金融負(fù)債、從事私營企業(yè)、收到政府補(bǔ)助的均值均較高，對應(yīng)的相對貧困脆弱性也較高，說明相對貧困戶的貧困特征存在多維性。同時，相對貧困戶還具有家庭規(guī)模偏大、年齡偏大、受教育年限較短、健康和智力水平偏低的特征，說明在資產(chǎn)和人力資本方面，相對貧困戶處于較低的水平。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸

為了解相對貧困家庭復(fù)原力受哪些因素的影響，對家庭復(fù)原力進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，并在此基礎(chǔ)上分為東部、中部、西部地區(qū)進(jìn)一步進(jìn)行空間異質(zhì)性分析，分析結(jié)果見表3。

表3 基準(zhǔn)回歸分析結(jié)果

由基準(zhǔn)回歸結(jié)果可知，相對貧困脆弱性在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，通過顯著性檢驗(yàn)，回歸系數(shù)符號為負(fù)，表明家庭復(fù)原力的提高會降低相對貧困的脆弱性，具有減貧效應(yīng)。家庭總收入、家庭消費(fèi)性支出、家庭總金融資產(chǎn)、年齡、受教育年限、健康指標(biāo)等通過顯著性檢驗(yàn)，回歸系數(shù)為正，說明提高這些變量對提升家庭復(fù)原力有正向作用，同時說明提升家庭復(fù)原力的重要路徑是積累資產(chǎn)和培育人力資本。家庭人口規(guī)模對家庭復(fù)原力有負(fù)向作用，即擴(kuò)大家庭人口規(guī)模不利于提升家庭復(fù)原力，反而會增加家庭發(fā)生貧困的概率。東部、中部、西部的基準(zhǔn)回歸結(jié)果與全國基本保持一致，說明基準(zhǔn)分析結(jié)果具有穩(wěn)健性。

(二)雙重差分模型

本文考察脫貧攻堅(jiān)、鄉(xiāng)村振興對相對貧困家庭復(fù)原力的影響，最為重要的是排除其他因素干擾。在雙重差分法中，政策相對于微觀經(jīng)濟(jì)主體而言一般是外生的，為此，本文選用雙重差分法(DID)來量化研究政策對相對貧困家庭復(fù)原力所產(chǎn)生的影響，避免內(nèi)生性難題的發(fā)生。在進(jìn)行雙重差分檢驗(yàn)之前，處理組和對照組需要滿足平行趨勢假設(shè)。

1.脫貧攻堅(jiān)與家庭復(fù)原力

如果觀測值是受到政策沖擊前2年、前1年、政策沖擊時、政策沖擊后1年，各自標(biāo)記post值為-2、-1、0、1，分別與treat相乘生成交叉項(xiàng)，將交互項(xiàng)(treat*post)作為解釋變量做面板回歸分析。結(jié)果顯示：政策實(shí)施時間點(diǎn)之前，交互項(xiàng)對應(yīng)的系數(shù)為負(fù)值且不顯著；政策實(shí)施后，交互項(xiàng)對應(yīng)的系數(shù)均正向顯著，說明滿足平行趨勢假定，可進(jìn)一步分析。精準(zhǔn)扶貧政策的實(shí)施時間為2015年，與此同時也在鞏固脫貧攻堅(jiān)成果，因此在政策實(shí)施前，timet取值為0，之后取1。識別的相對貧困家庭為實(shí)驗(yàn)組，treatt取值為1；非相對貧困家庭treatt取值為0，雙重差分的結(jié)果見表4。

表4 脫貧攻堅(jiān)雙重差分檢驗(yàn)結(jié)果

表4顯示，鞏固脫貧攻堅(jiān)成果措施實(shí)施后，相對貧困家庭的復(fù)原力水平仍低于非相對貧困家庭，但是二者之間的差距呈現(xiàn)縮小態(tài)勢，從鞏固脫貧攻堅(jiān)成果措施實(shí)施前的0.391縮小到措施實(shí)施后的0.270，說明實(shí)施精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略鞏固脫貧攻堅(jiān)顯著增強(qiáng)了相對貧困家庭的復(fù)原力水平，政策效應(yīng)對應(yīng)的系數(shù)為0.121，通過1%的顯著性水平。

2.鄉(xiāng)村振興與家庭復(fù)原力

鄉(xiāng)村振興政策的實(shí)施時間為2017年，在2017年之前，timet取值為0，之后取1。識別的相對貧困家庭為實(shí)驗(yàn)組，treatt取值為1；非相對貧困家庭treatt取值為0，雙重差分的結(jié)果見表5。

表5 鄉(xiāng)村振興雙重差分檢驗(yàn)結(jié)果

表5顯示，鄉(xiāng)村振興政策實(shí)施后，相對貧困家庭對應(yīng)的復(fù)原力水平由政策實(shí)施前的0.549提升到政策實(shí)施后的0.556。雖然相對貧困家庭的復(fù)原力水平仍低于非相對貧困家庭，但是二者之間的差距呈現(xiàn)縮小態(tài)勢，由原先的0.270縮小為0.264。從表5可知，在鞏固脫貧攻堅(jiān)成果的基礎(chǔ)上，實(shí)施鄉(xiāng)村振興政策不僅能夠增強(qiáng)相對貧困家庭的復(fù)原力水平，還能提升非相對貧困家庭的復(fù)原力，但鄉(xiāng)村振興的政策效應(yīng)顯著性不高。

六、進(jìn)一步分析

(一)空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行空間計(jì)量模型的估計(jì)前，需要對各省(市、自治區(qū))的家庭復(fù)原力、相對貧困脆弱性和家庭總收入進(jìn)行空間自相關(guān)性檢驗(yàn)。本文采用全局Moran’sI檢驗(yàn)變量的空間自相關(guān)性，結(jié)果如表6所示。

表6 全局Moran’s I檢驗(yàn)結(jié)果

由表6可知，在0～1空間鄰接矩陣下，各省(市、自治區(qū))家庭復(fù)原力、相對貧困脆弱性和家庭總收入的Moran’sI均顯著為正，說明家庭復(fù)原力、相對貧困脆弱性和家庭總收入存在正向的空間相關(guān)性，這意味著使用空間計(jì)量模型對所選變量進(jìn)行實(shí)證分析存在合理性。因此，本文構(gòu)建空間計(jì)量模型實(shí)證考察家庭復(fù)原力對家庭相對貧困脆弱性和家庭總收入的空間溢出影響。

(二)空間計(jì)量模型的選擇

1.Wald檢驗(yàn)

SAR模型Wald檢驗(yàn)的結(jié)果顯示Prob>chi2值0.001 9非常顯著，拒絕原假設(shè)；且對SEM模型的Wald檢驗(yàn)結(jié)果顯示Prob>chi2值0.094 3顯著，拒絕原假設(shè)，接受空間杜賓模型(SDM)。為了保證空間計(jì)量模型選擇的科學(xué)性，進(jìn)一步進(jìn)行LR檢驗(yàn)。

2.LR檢驗(yàn)

LR檢驗(yàn)結(jié)果顯示Prob>chi2值0.005 5顯著，拒絕原假設(shè)，空間杜賓模型可以轉(zhuǎn)換為空間滯后模型(SAR),Prob>chi2值0.000 0同樣顯著，拒絕原假設(shè)，空間杜賓模型可以轉(zhuǎn)換為空間誤差模型(SEM)?；诖?，綜合考慮選取雙固定效應(yīng)的空間杜賓模型。

(三)空間杜賓模型

雙固定效應(yīng)模型同時考慮了空間固定效應(yīng)和時點(diǎn)固定效應(yīng)，反映空間面板數(shù)據(jù)中既隨個體變化，又隨時間變化的一類變量方法，通過空間杜賓模型可以看出變量與相鄰地區(qū)的空間關(guān)系。

表7 空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

由表7結(jié)果可知，R2與Log-likelihood值較大，說明模型擬合度較好，可信度較高?？臻g自回歸系數(shù)rho對應(yīng)的P值在5%水平下顯著，且其系數(shù)為正值0.181，可知被解釋變量復(fù)原力對自身有正向的空間溢出效應(yīng)。由Main中統(tǒng)計(jì)的系數(shù)來看，相對貧困脆弱性x1和家庭總收入x2的P值顯著，達(dá)到了1%的顯著性水平，相對貧困脆弱性x1的系數(shù)為-0.430，家庭總收入x2的系數(shù)為0.026，說明前者對復(fù)原力有負(fù)向影響，后者對復(fù)原力有積極影響。Wx項(xiàng)比Main的系數(shù)更能說明空間的傳導(dǎo)效應(yīng)，Wx1與Wx2對應(yīng)系數(shù)的P值均顯著，分別達(dá)到1%、10%的顯著性，且二者對應(yīng)的系數(shù)為-0.247、0.012，可以說明相對貧困脆弱性Wx1具有負(fù)向的空間溢出效應(yīng)，對周邊地區(qū)的家庭復(fù)原力有負(fù)向的傳導(dǎo)作用。家庭總收入Wx2存在正向的空間溢出效應(yīng)，即對周邊地區(qū)家庭復(fù)原力具有積極影響。

七、研究結(jié)論與政策啟示

(一)研究結(jié)論

本文基于鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興的有效銜接視角，運(yùn)用中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫2012—2018年的面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型和空間杜賓模型對我國相對貧困家庭復(fù)原力的動態(tài)和空間效應(yīng)進(jìn)行量化實(shí)證分析。主要得到以下結(jié)論：

第一，實(shí)施精準(zhǔn)扶貧和鞏固脫貧攻堅(jiān)成果顯著增強(qiáng)相對貧困家庭的復(fù)原力。由雙重差分模型的檢驗(yàn)結(jié)果可知，鞏固脫貧攻堅(jiān)成果措施實(shí)施后，相對貧困家庭的復(fù)原力水平雖然仍低于非相對貧困家庭，但是二者之間的差距呈現(xiàn)縮小態(tài)勢，可以看出政策效應(yīng)顯著，實(shí)施精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略和鞏固脫貧攻堅(jiān)顯著增強(qiáng)了相對貧困家庭的復(fù)原力水平。同時，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對相對貧困家庭復(fù)原力的提升效果也很明顯，復(fù)原力由政策實(shí)施前的0.549提升至政策實(shí)施后的0.556。

第二，鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接的實(shí)施不僅能提高相對貧困家庭的復(fù)原力，對非相對貧困家庭同樣具有積極影響。在鞏固脫貧攻堅(jiān)成果基礎(chǔ)上，實(shí)施鄉(xiāng)村振興政策后，不僅對相對貧困家庭的復(fù)原力水平有積極影響，對非相對貧困家庭的復(fù)原力同樣有積極作用，且二者之間的差距呈現(xiàn)縮小態(tài)勢。在鞏固脫貧攻堅(jiān)成果的基礎(chǔ)上，推進(jìn)鄉(xiāng)村振興政策的落地實(shí)施不僅能夠增強(qiáng)相對貧困家庭的復(fù)原力水平，還提升了非相對貧困家庭的復(fù)原力。

第三，提升家庭復(fù)原力的重要路徑是積累資產(chǎn)和培育人力資本。由基準(zhǔn)回歸結(jié)果可以清楚地看到，資產(chǎn)、受教育年限和綜合實(shí)力的提升對培育復(fù)原力有顯著的正向促進(jìn)作用。由此可知，積累資產(chǎn)和培育人力資本不僅可以提升家庭復(fù)原力，降低相對貧困發(fā)生率，逃離相對貧困陷阱，還為穩(wěn)定脫貧成果、相對貧困治理與持續(xù)發(fā)展長效機(jī)制提供了參考路徑。

第四，提升家庭復(fù)原力對自身與周邊地區(qū)具有積極效應(yīng)。家庭復(fù)原力自身具有正向的空間溢出效應(yīng)，家庭相對貧困脆弱性和家庭總收入對家庭復(fù)原力分別存在顯著的負(fù)向和正向空間溢出效應(yīng)。由空間計(jì)量模型的結(jié)果可知，相對貧困脆弱性具有負(fù)向的空間溢出效應(yīng)，對周邊地區(qū)的家庭復(fù)原力有負(fù)向傳導(dǎo)作用。家庭總收入存在正向的空間溢出效應(yīng)，即對周邊地區(qū)家庭復(fù)原力具有積極影響。

(二)政策建議

第一，根據(jù)實(shí)地情況制定銜接方案，深化鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果與鄉(xiāng)村振興的有效銜接。注重總結(jié)脫貧經(jīng)驗(yàn)，為鄉(xiāng)村振興提供工作機(jī)制。保證投入資金、扶持產(chǎn)業(yè)等常量政策的繼續(xù)推進(jìn)，加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、人才和生態(tài)振興等增量政策的投入力度，摒棄脫貧攻堅(jiān)中易造成“福利依賴”的非常態(tài)政策，減弱政策在執(zhí)行過程中可能產(chǎn)生偏差而導(dǎo)致的政策負(fù)外部性。從微觀層面出發(fā)，建立健全全面振興政策，完善區(qū)域性政策。

第二，考慮地區(qū)的空間影響，合理制定“扶智扶貧”的區(qū)域性方案?？紤]到家庭復(fù)原力、家庭的相對貧困脆弱性和家庭總收入存在空間的溢出效應(yīng)，政府在制定“扶貧扶智”一系列政策的同時還要考慮空間效應(yīng)的影響，關(guān)注不同地區(qū)的異質(zhì)性和集聚現(xiàn)象，合理安排資源配置。提高復(fù)原力的重要路徑是積累資產(chǎn)和培育人力資本，通過職業(yè)培訓(xùn)與素質(zhì)教育，提升全民人力資本水平，增加勞動收入，促進(jìn)消費(fèi)升級。同時借助“互聯(lián)網(wǎng)+”推動服務(wù)資源的共建共享，激活內(nèi)生發(fā)展能力。

第三，建立健全財(cái)政保障、金融傾斜、社會參與的多元投入格局，強(qiáng)化鄉(xiāng)村振興投入保障。按照農(nóng)業(yè)和農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展的原則，應(yīng)加快建立和完善實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的財(cái)政投入保障體系，加大對農(nóng)村的公共財(cái)政投入，確保財(cái)政投入與鄉(xiāng)村振興的目標(biāo)任務(wù)相匹配。創(chuàng)新金融服務(wù)機(jī)制，緩解金融服務(wù)鄉(xiāng)村振興的“梗阻”，從供給和需求兩方面推進(jìn)制度創(chuàng)新。從需求側(cè)看，深化農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革，加強(qiáng)新型經(jīng)營主體規(guī)范管理；從供給側(cè)看，要創(chuàng)新農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)激勵約束機(jī)制、農(nóng)村金融產(chǎn)品和服務(wù)、農(nóng)村金融市場準(zhǔn)入機(jī)制，創(chuàng)新社會資本參與機(jī)制、社會資本參與鄉(xiāng)村振興的準(zhǔn)入機(jī)制、社會資本與農(nóng)民利益的鏈接機(jī)制。