脫貧攻堅成果的鞏固：精準(zhǔn)扶貧促進(jìn)了貧困家庭創(chuàng)業(yè)嗎？

金 江，黎泳康

(1.華南理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，廣州 510006； 2.中國人民大學(xué) 勞動人事學(xué)院，北京 100872)

一、引 言

新中國成立以來，中國的扶貧工作經(jīng)歷了從體制扶貧到開發(fā)扶貧、整體推進(jìn)到局部瞄準(zhǔn)的轉(zhuǎn)變，取得了舉世矚目的成就。根據(jù)《2020年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》公布的數(shù)據(jù)，黨的十八大以來9899萬農(nóng)村貧困人口全部實現(xiàn)脫貧，貧困縣全部摘帽，絕對貧困徹底消除。在2021年舉行的全國脫貧攻堅總結(jié)表彰大會上，習(xí)近平總書記指出，“精準(zhǔn)扶貧是打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的制勝法寶，開發(fā)式扶貧方針是中國特色減貧道路的鮮明特征”[1]。那么，精準(zhǔn)扶貧的制勝法寶是什么？又是如何實現(xiàn)貧困縣全部摘帽、徹底消除絕對貧困這一歷史性成就的呢?對這一問題的回答，不僅能夠為中國未來構(gòu)建緩解相對貧困的長效機(jī)制提供借鑒，還能為國際減貧事業(yè)提供參考。

自精準(zhǔn)扶貧政策實施以來，相關(guān)文獻(xiàn)圍繞收入、信貸以及收入分配對其實施效果進(jìn)行了評價，為全面認(rèn)識精準(zhǔn)扶貧的減貧效應(yīng)提供了直接證據(jù)。例如，張全紅等[2]借助斷點回歸方法系統(tǒng)分析了精準(zhǔn)扶貧對農(nóng)村貧困居民收入、消費(fèi)及外出務(wù)工等因素的影響。王立勇等[3]和李芳華等[4]采用不同的數(shù)據(jù)和方法評估了精準(zhǔn)扶貧的收入效應(yīng)，均得到了正面的結(jié)論。此外，胡晗等[5]利用陜西省3縣863戶貧困家庭的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，結(jié)果表明精準(zhǔn)扶貧政策實施期間，產(chǎn)業(yè)扶貧政策使貧困戶參與農(nóng)業(yè)種植和牲畜養(yǎng)殖的比例分別增加了2%和14%。尹志超等[6]使用中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)精準(zhǔn)扶貧行動顯著提升了貧困戶獲得農(nóng)業(yè)正規(guī)信貸的概率和規(guī)模，在農(nóng)業(yè)正規(guī)貸款領(lǐng)域并不存在“精英俘獲”效應(yīng)。陳昊等[7]使用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)精準(zhǔn)扶貧政策顯著提高了貧困群體的醫(yī)療服務(wù)利用水平。周強(qiáng)[8]采用中國家庭追蹤調(diào)查2016—2018年的數(shù)據(jù)，對精準(zhǔn)扶貧的收入分配效應(yīng)進(jìn)行檢驗，實證結(jié)果顯示精準(zhǔn)扶貧政策實現(xiàn)了貧困人口減少與脫貧質(zhì)量提升的多重績效，有效降低了農(nóng)村的貧困發(fā)生率和貧困深度。

然而，盡管現(xiàn)有文獻(xiàn)從不同角度對精準(zhǔn)扶貧政策的效果進(jìn)行了評價，但對其所具有的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)的關(guān)注則較少。正如周強(qiáng)[8]45指出，精準(zhǔn)扶貧采取的是多元化的幫扶模式，不僅注重財政補(bǔ)貼和實物救濟(jì)的再分配，同時也強(qiáng)調(diào)以市場化機(jī)制為導(dǎo)向的“造血式”扶貧的作用。作為一項市場活動，創(chuàng)業(yè)契合了反貧困必須面向市場的經(jīng)濟(jì)訴求，有助于增強(qiáng)精準(zhǔn)扶貧的造血功能。首先，創(chuàng)業(yè)具有較為穩(wěn)定的增收效應(yīng)[9]，能夠為貧困居民提供獲取收入的機(jī)會，改善其收入狀況和消費(fèi)水平，緩解他們在物質(zhì)上的匱乏[10]。其次，創(chuàng)業(yè)的過程是貧困居民的行為態(tài)度由消極被動轉(zhuǎn)向積極主動的過程，成功的創(chuàng)業(yè)者還會產(chǎn)生一種“示范效應(yīng)”，鼓舞更多貧困居民通過自主創(chuàng)業(yè)擺脫貧困，激發(fā)貧困居民的內(nèi)生發(fā)展動力[11-12]。

如果說創(chuàng)業(yè)具有有效的脫貧效應(yīng)，那么，精準(zhǔn)扶貧政策的實施是否會影響貧困家庭的創(chuàng)業(yè)行為呢？進(jìn)一步來說，如果精準(zhǔn)扶貧提升了貧困居民的創(chuàng)業(yè)概率，那么，具體又是哪一些政策在發(fā)揮作用？是否會影響貧困家庭的創(chuàng)業(yè)績效？現(xiàn)有文獻(xiàn)并未對上述問題進(jìn)行解答。為此，本文擬采用中國勞動力動態(tài)調(diào)查(China Labor-force Dynamics Survey, CLDS)2012年和2016年的兩期面板數(shù)據(jù)，并基于傾向得分匹配(Propensity Score Matching, PSM)和雙重差分(Difference-in-Differences, DID)相結(jié)合的估計方法，實證檢驗精準(zhǔn)扶貧政策對貧困家庭創(chuàng)業(yè)的影響。

二、模型、數(shù)據(jù)和變量

(一)實證模型和估計策略

精準(zhǔn)扶貧政策的實施以2014年中共中央辦公廳詳細(xì)規(guī)劃的工作模式為標(biāo)志，因此，將2014年作為政策實施的年份，建立如下計量模型：

entreit=α0+α1povit+α2dt+α3dtpovit+Xβ+μit

(1)

式中：α0、α1、α2、α3和β表示待估參數(shù)(向量)，μit為隨機(jī)誤差項。entreit表示時刻t家庭i是否創(chuàng)業(yè)，如果創(chuàng)業(yè)，則entreit=1，反之為0。鑒于entreit是二元變量，故后文采用Probit方法估計模型(1)。dt為時間虛擬變量，精準(zhǔn)扶貧政策實施之前取值為0，之后為1；pov為政策虛擬變量，如果時刻t家庭i是精準(zhǔn)扶貧對象，則pov=1，對應(yīng)本文的處理組，否則為0，即為控制組。X是其他控制變量向量，主要包括戶主特征、家庭特征和地區(qū)特征三類，下文將對其進(jìn)行詳細(xì)說明。

在模型(1)中，應(yīng)關(guān)注時間虛擬變量與政策虛擬變量的交叉項dtpovit，其系數(shù)衡量了精準(zhǔn)扶貧政策的實施對貧困家庭創(chuàng)業(yè)的影響。如果直接對模型(1)進(jìn)行估計，交叉項的參數(shù)估計值即為所謂的雙重差分估計量，但雙重差分估計的有效性依賴于共同趨勢(common trends)假定是否成立。具體到本文，這一假定意味著如果沒有精準(zhǔn)扶貧政策的實施，處理組和控制組家庭選擇是否創(chuàng)業(yè)的變化趨勢應(yīng)當(dāng)是一致的，但這一假定很有可能不成立。首先，盡管本文在估計過程中控制了戶主、家庭和地區(qū)三個層面的變量，但一些潛在的遺漏變量仍會導(dǎo)致處理組和控制組家庭具有不同的創(chuàng)業(yè)傾向，即對兩個組家庭選擇是否創(chuàng)業(yè)的影響并不相同。其次，精準(zhǔn)扶貧仍不能完全杜絕關(guān)系扶貧和人情扶貧等問題，建檔立卡過程中優(yōu)親厚友的現(xiàn)象難以避免，從而導(dǎo)致樣本選擇問題的產(chǎn)生，使得共同趨勢假定不成立。(1)在2014年1月27日國務(wù)院新聞辦公室舉行的農(nóng)村扶貧開發(fā)工作新聞發(fā)布會上，國務(wù)院扶貧開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室副主任王國良指出，長期以來，我國扶貧開發(fā)存在著貧困人口底數(shù)不清、情況不明、針對性不強(qiáng)、扶貧資金和項目指向不準(zhǔn)的問題。而在2017年底國家審計署向全國人大常委會所做的報告中，審計署審計長胡澤君也指出，截至2017年10月底，全國各地共剔除和清退不符合建檔立卡的虛假貧困戶10.18萬人，重新識別補(bǔ)錄貧困人口9.51萬人。因此，本文將以模型(1)為基礎(chǔ)，采用雙重差分和傾向得分匹配相結(jié)合的方法(PSM-DID)對其進(jìn)行估計，即先基于可觀測特征對貧困家庭進(jìn)行匹配，進(jìn)而以匹配數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進(jìn)行DID估計。

(二)數(shù)據(jù)和變量

本文的數(shù)據(jù)來源于中國勞動力動態(tài)調(diào)查(CLDS)。該調(diào)查由中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心2012年開始組織實施，內(nèi)容涵蓋勞動力流動、教育、工作及社會參與等眾多議題。本文利用CLDS2012和CLDS2016的家庭面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，其原因在于：首先，由于2014年是精準(zhǔn)扶貧政策剛出臺的年份，這一政策在地方層面的推進(jìn)和實施均需一定的時間，且基于CLDS2014的調(diào)查數(shù)據(jù)并不能識別出家戶是否為精準(zhǔn)扶貧對象，從而無法界定處理組和控制組；其次，創(chuàng)業(yè)是一個持續(xù)的過程，短期內(nèi)難以識別出其績效，而本文還將評價精準(zhǔn)扶貧政策對貧困家庭創(chuàng)業(yè)績效的影響，故最終采用CLDS2012和CLDS2016兩期數(shù)據(jù)。

CLDS2012覆蓋了中國29個省市(除港澳臺、西藏、海南外)，共包含303個村居、10 612個家庭以及16 253個勞動力個體的信息。CLDS2016在對前期對象進(jìn)行追蹤的基礎(chǔ)上，又納入了96個新的村居，共包含14 226個家庭以及21 086個勞動力個體的信息。由于本文的研究主題是精準(zhǔn)扶貧對貧困家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響，而中國的貧困主要發(fā)生在農(nóng)村，故筆者只保留樣本中的農(nóng)村家庭，進(jìn)而在此基礎(chǔ)上，根據(jù)問題“您家是否是精準(zhǔn)扶貧對象？”篩選出最終的處理組和控制組。在將CLDS2012和CLDS2016的農(nóng)村家庭進(jìn)行合并后，得到一個包含7542個家庭的面板數(shù)據(jù)集。根據(jù)CLDS2016的調(diào)查數(shù)據(jù)，接受精準(zhǔn)扶貧的家庭占比為7.5%，與《中國扶貧開發(fā)報告(2016)》公布的貧困發(fā)生率(5.7%)較為接近，從而也間接表明本文采用的數(shù)據(jù)具有較強(qiáng)的代表性。

CLDS2012和CLDS2016的個體問卷均界定了家庭成員的從業(yè)狀態(tài)， 參照現(xiàn)有文獻(xiàn)的處理方法[13]175[14]，將包含自雇和雇主家庭成員的家庭視為創(chuàng)業(yè)家庭，其他家庭視為非創(chuàng)業(yè)家庭。不同年份處理組和控制組家庭的創(chuàng)業(yè)狀況如圖1所示。就控制組而言，2016年家庭創(chuàng)業(yè)比率相比2012年變化不大，而處理組家庭的創(chuàng)業(yè)比率則從2012年的5.01%增加至2016年的11.55%，2016年的創(chuàng)業(yè)比率相較2012年翻倍，但這是否說明精準(zhǔn)扶貧促進(jìn)了貧困家庭創(chuàng)業(yè)，仍有待后文的檢驗。

模型(1)中戶主、家庭及地區(qū)三個層面的控制變量參照現(xiàn)有文獻(xiàn)[15][16]84而確定，其中，戶主和家庭數(shù)據(jù)均來源于相應(yīng)年份CLDS的個體問卷和家庭問卷，地區(qū)層面的數(shù)據(jù)則來源于中經(jīng)網(wǎng)，所對應(yīng)的行政單元為地級市。相關(guān)變量的定義及描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

三、實證結(jié)果分析

(一)傾向得分估計

PSM-DID估計的第一步是估計傾向得分。在本文中，傾向得分對應(yīng)為在給定匹配變量的前提下，家庭i接受精準(zhǔn)扶貧政策處理的概率，即

pi(X) = Pr (povi= 1|X)

(2)

以模型(2)為基礎(chǔ)，采用Logit方法可以估計出每個家庭的傾向得分，將傾向得分相近的處理組家庭和控制組家庭進(jìn)行匹配后，便能得到DID估計樣本。為了保證匹配質(zhì)量，在實施DID估計之前還需要進(jìn)行共同支撐(common support)假設(shè)檢驗和平衡性(balancing)檢驗，其中共同支撐假設(shè)要求處理組和控制組家庭的傾向得分存在一個重疊區(qū)間，平衡性假設(shè)則要求在根據(jù)傾向得分對樣本進(jìn)行匹配后，處理組和控制組家庭的匹配變量X不應(yīng)該存在顯著差異，即匹配變量在處理組和控制組的分布是一樣的。以1對1最近鄰匹配(nearest-neighbor matching)為基礎(chǔ)，圖2顯示了匹配前后處理組和控制組家庭傾向得分的概率密度分布，可見在匹配之前處理組和控制組傾向得分的分布存在明顯差異，兩者的傾向得分區(qū)間存在重疊，而匹配之后兩個組的傾向得分分布較為接近，說明滿足共同支撐假設(shè)，且匹配效果較好。

平衡性檢驗結(jié)果見表2，匹配之前某些變量(如受教育年限、家庭年收入、家庭人口數(shù)量等)在處理組和控制組之間存在顯著的差異，但在匹配后兩個組間控制變量的差異不再顯著；同時，根據(jù)聯(lián)合顯著性檢驗結(jié)果，匹配后PseudoR2的值從0.092降低到0.001，似然比檢驗的P值也從0變成了0.998，說明在匹配之前匹配變量是聯(lián)合顯著的，而匹配后這些變量不再顯著。以上結(jié)果表明在進(jìn)行傾向得分匹配后，處理組和控制組的系統(tǒng)性差異得到了有效改善。

(二)估計結(jié)果

在進(jìn)行PSM-DID估計時，可供選擇的匹配方法除最近鄰匹配外，還包括半徑匹配(radius matching)、核匹配(kernel matching)和局部線性回歸匹配(local linear regression matching)。因此，以模型(1)為基礎(chǔ)，依次采用四種不同的匹配方法進(jìn)行PSM-DID估計，相應(yīng)的估計結(jié)果見表3，在所有估計中本文均控制了地區(qū)固定效應(yīng)。由表3可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)使用不同的匹配方法進(jìn)行估計時，交叉項dtpov的估計值均在1%的水平上顯著為正，說明精準(zhǔn)扶貧政策的實施促進(jìn)了貧困家庭的創(chuàng)業(yè)，同時也表明匹配方法的不同并不影響本文的估計結(jié)果。在接下來的估計過程中，本文將只列出基于最近鄰匹配的估計結(jié)果。

本文從如下角度對上述結(jié)果進(jìn)行解釋。第一，創(chuàng)業(yè)是創(chuàng)業(yè)者與外部環(huán)境不斷進(jìn)行交互作用的過程，需要各類資源的支持，相關(guān)資源的缺乏不僅會影響個體的創(chuàng)業(yè)決策，也會影響其創(chuàng)業(yè)成功的概率。而精準(zhǔn)扶貧所包含的各項具體政策(如金融扶貧、產(chǎn)業(yè)扶貧等)，不僅能夠直接緩解貧困家庭在創(chuàng)業(yè)過程中可能面臨的資源約束，為貧困家庭提供資金、技術(shù)等各項資源支持，也增強(qiáng)了其抵御創(chuàng)業(yè)風(fēng)險的能力，對貧困家庭的創(chuàng)業(yè)行為選擇產(chǎn)生了不可忽視的影響。第二，作為一項市場活動，創(chuàng)業(yè)是創(chuàng)業(yè)者發(fā)揮主觀能動性的過程，認(rèn)知能力、知識技能等人力資本要素在這一過程中扮演著重要的角色。精準(zhǔn)扶貧政策在實施過程中為貧困家庭提供的技能培訓(xùn)、職業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)等，不僅提升了貧困家庭的人力資本水平，同時也有助于他們更好地識別創(chuàng)業(yè)機(jī)會和創(chuàng)業(yè)風(fēng)險。第三，貧困家庭往往居住在自然條件惡劣、不具備基本生產(chǎn)和發(fā)展條件的落后地區(qū)，這些地區(qū)本身的創(chuàng)業(yè)資源和創(chuàng)業(yè)機(jī)會相對較少，直接影響創(chuàng)業(yè)活動的開展。而精準(zhǔn)扶貧能夠通過外部環(huán)境的改善(例如異地搬遷、基礎(chǔ)設(shè)施改造等)，實現(xiàn)貧困家庭與市場的對接，使貧困家庭獲得更多的外部創(chuàng)業(yè)機(jī)會。第四，中國特有的傳統(tǒng)文化決定了農(nóng)民具有濃厚的鄉(xiāng)土意識和自我身份認(rèn)同感，嚴(yán)重削弱了農(nóng)民主動突破自我身份、謀求發(fā)展的意識，從而導(dǎo)致貧困家庭的內(nèi)生發(fā)展動力不足，對政府政策和外部資助的依賴性較強(qiáng)，久而久之形成了一種“貧窮的文化”[17]。然而，精準(zhǔn)扶貧政策“扶貧不扶懶，治貧先治愚”的原則，不僅注重對貧困家庭思想理念和價值觀的引導(dǎo)，同時也為貧困家庭提供了一種精神支持，在一定程度上改變了貧困家庭對脫貧的認(rèn)知，使得他們能夠從被動的依賴政府幫扶轉(zhuǎn)變?yōu)樽灾鲃?chuàng)業(yè)，促進(jìn)創(chuàng)業(yè)決策的形成。

其他控制變量的估計結(jié)果(見表3)也與現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究結(jié)論保持一致。戶主層面的變量表明，已婚對貧困家庭的創(chuàng)業(yè)存在積極影響，其原因可能在于已婚更有助于緩解創(chuàng)業(yè)資源約束[6]65。此外，戶主的年齡越大，家庭創(chuàng)業(yè)的可能性越低。由于創(chuàng)業(yè)面臨更高的風(fēng)險，而隨著年齡的增大，個體對風(fēng)險的承受能力降低，因而不利于創(chuàng)業(yè)活動的開展[18-19]。同時，受教育水平對貧困家庭的創(chuàng)業(yè)選擇也存在積極影響，這可能在于受教育水平越高，獲取創(chuàng)業(yè)資源、識別創(chuàng)業(yè)機(jī)會的能力越強(qiáng)。表3的估計結(jié)果還表明，宗教信仰可以顯著提高家庭創(chuàng)業(yè)的概率，這也與現(xiàn)有文獻(xiàn)的發(fā)現(xiàn)保持一致[13]。從家庭層面的變量看，家庭人口越多，貧困家庭創(chuàng)業(yè)的可能性越大，這可以從兩個方面對其進(jìn)行解釋。其一，由于勞動力資源是最基本的創(chuàng)業(yè)資源，家庭人口越多意味著勞動力資源越充足[20]；其二，家庭勞動力越多，抵御風(fēng)險的能力越強(qiáng)，從而有利于創(chuàng)業(yè)活動的開展[21]。家庭收入的增加可以顯著促進(jìn)家庭的創(chuàng)業(yè)選擇，這是因為資產(chǎn)水平與創(chuàng)業(yè)活動是緊密相關(guān)的，收入水平更高的家庭面臨更低的流動性約束，從而對家庭創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生積極影響[16]87[22]。最后，從地區(qū)層面的變量看，盡管地區(qū)GDP增長率、人口規(guī)模及就業(yè)率對貧困家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響不顯著，但筆者發(fā)現(xiàn)公共支出占GDP比重越高，貧困家庭的創(chuàng)業(yè)動機(jī)越強(qiáng)烈，其原因可能在于公共支出能夠有效改善創(chuàng)業(yè)環(huán)境，緩解創(chuàng)業(yè)過程中家庭面臨的資源約束，從而有助于家庭創(chuàng)業(yè)決策的形成[23]。

(三)機(jī)制檢驗

盡管前文結(jié)合基本估計結(jié)果對精準(zhǔn)扶貧政策影響貧困家庭創(chuàng)業(yè)的內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行了理論解釋，但仍需進(jìn)一步實證檢驗以確定究竟是何種機(jī)制發(fā)生作用，對這一問題的回答也有助于為進(jìn)一步提高精準(zhǔn)扶貧的效率提供參考依據(jù)。

在精準(zhǔn)扶貧政策的實施過程中，以精準(zhǔn)識別和精準(zhǔn)施策為基礎(chǔ)，針對不同類型的貧困家庭采用差異化的幫扶政策，每種幫扶政策具有相應(yīng)的側(cè)重點，同時也具有不同的扶助效果。因此，從實證的角度看，如果精準(zhǔn)扶貧確實能通過某一方面政策的實施而促進(jìn)貧困家庭創(chuàng)業(yè)概率的提升，則說明這一政策所包含的內(nèi)容對貧困家庭創(chuàng)業(yè)有著積極的影響，這也為證明某一特定機(jī)制是否存在提供了直接的證據(jù)。例如，諸如產(chǎn)業(yè)扶貧和金融扶貧等措施主要緩解了貧困家庭在創(chuàng)業(yè)資源上所面臨的約束，如果說這些政策的實施有助于貧困家庭創(chuàng)業(yè)概率的提升，則說明精準(zhǔn)扶貧能夠通過緩解貧困家庭在創(chuàng)業(yè)資源上所面臨的約束，而對其創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生積極影響。為此，接下來將通過區(qū)分不同的政策，進(jìn)一步對精準(zhǔn)扶貧政策影響貧困家庭創(chuàng)業(yè)的作用機(jī)制進(jìn)行檢驗。

CLDS2016家庭問卷基于如下問題詳細(xì)詢問了貧困家庭所接受的具體扶貧項目：“您的家庭目前接受的政府扶貧項目主要是什么？”相應(yīng)的選項包括產(chǎn)業(yè)扶貧、金融扶貧、文化扶貧、就業(yè)技能培訓(xùn)和就業(yè)轉(zhuǎn)移等，筆者將這些政策所對應(yīng)的項目總結(jié)為如下四類：物質(zhì)資源扶持型項目、人力資本促進(jìn)型項目、外部環(huán)境改善型項目和精神文化支持型項目。具體而言，本文將產(chǎn)業(yè)扶貧、金融扶貧等歸為物質(zhì)資源扶持型項目，將就業(yè)技能培訓(xùn)、勞動力就業(yè)轉(zhuǎn)移和醫(yī)療救助等歸為人力資本促進(jìn)型項目，將易地搬遷和生態(tài)補(bǔ)償?shù)葰w為外部環(huán)境改善型項目，將文化扶貧歸為精神文化支持型項目。在此基礎(chǔ)上，以是否接受了上述四種類型的扶貧項目作為區(qū)分處理組和控制組的依據(jù)，采用PSM-DID方法分別對四類不同項目的實施效果進(jìn)行檢驗，結(jié)果見表4。

根據(jù)表4的估計結(jié)果，第(1)、(3)和(4)組回歸的交叉項系數(shù)均顯著為正，說明物質(zhì)資源扶持型、外部環(huán)境改善型及精神文化支持型扶貧項目的實施促進(jìn)了貧困居民的創(chuàng)業(yè)，這一發(fā)現(xiàn)也在一定程度上證實了精準(zhǔn)扶貧主要是通過緩解創(chuàng)業(yè)資源約束、改善創(chuàng)業(yè)環(huán)境以及提供精神支持對貧困家庭的創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生積極影響，同時也說明在扶貧過程中不僅要注重物質(zhì)條件的匱乏對貧困人口產(chǎn)生的影響，同時也要注重對貧困人口精神層面的引導(dǎo)。李芳華等[4]183-184的研究表明易地搬遷和產(chǎn)業(yè)扶貧是貧困戶勞動供給增加的主要渠道，具有顯著的減貧績效，本文的結(jié)論則從創(chuàng)業(yè)的角度印證了他們的發(fā)現(xiàn)。值得注意的是，根據(jù)本文的研究樣本，并未發(fā)現(xiàn)人力資本促進(jìn)型項目可以促進(jìn)貧困家庭的創(chuàng)業(yè)，其原因可能在于，諸如就業(yè)技能培訓(xùn)和勞動力就業(yè)轉(zhuǎn)移等項目仍以就業(yè)為導(dǎo)向，而醫(yī)療救助更加強(qiáng)調(diào)的是對貧困居民健康人力資本的改善。

(四)穩(wěn)健性檢驗

盡管基于PSM-DID的估計結(jié)果表明精準(zhǔn)扶貧政策促進(jìn)了貧困家庭的創(chuàng)業(yè)，但這一結(jié)果仍有可能受到了其他干擾因素的影響。為此，本文將進(jìn)一步對此進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

1．剔除政策介入前創(chuàng)業(yè)的家庭

對于一些往年便處于創(chuàng)業(yè)狀態(tài)的貧困家庭，政策實施后的創(chuàng)業(yè)狀態(tài)很有可能是受到以往創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的影響，而非精準(zhǔn)扶貧政策介入的作用。為了排除這一干擾因素的影響，筆者剔除了在2012年和2016年均處于創(chuàng)業(yè)狀態(tài)的貧困家庭樣本，重新對模型進(jìn)行估計，結(jié)果見表5。

從表5第(1)組相應(yīng)的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，此時交叉項的系數(shù)仍在1%的水平上顯著，從而也說明本文的結(jié)果是穩(wěn)健的，即精準(zhǔn)扶貧政策促進(jìn)了貧困家庭的創(chuàng)業(yè)。

2．剔除其他政策的影響

新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(新農(nóng)保)自2009年開始在中國試點，2012年底開始在全國所有地區(qū)實施，部分研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)參加新農(nóng)保能夠顯著提升農(nóng)村居民的創(chuàng)業(yè)傾向[24]。由此，本文的結(jié)果可能并未識別出精準(zhǔn)扶貧政策對創(chuàng)業(yè)的真實影響，而是反映了農(nóng)村家庭參與新農(nóng)保對其創(chuàng)業(yè)決策的影響。為排除這一解釋，剔除了樣本中同時也參與了新農(nóng)保的家庭，重新對模型進(jìn)行估計。表5第(2)組列出了相應(yīng)的估計結(jié)果，前文的估計結(jié)果仍保持不變，從而也說明本文的發(fā)現(xiàn)是穩(wěn)健的。

3．控制地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平

為了排除地區(qū)創(chuàng)業(yè)氛圍對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響，以CLDS的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，在地級市層面計算了每一個地區(qū)的創(chuàng)業(yè)率(r_entre)，并將其納入模型中重新進(jìn)行估計，結(jié)果見表5第(3)列，在控制了地區(qū)層面的創(chuàng)業(yè)水平之后，本文的結(jié)果仍保持穩(wěn)健。

4．隨機(jī)指派處理組

如果本文的基本結(jié)論是由處理組和控制組之間的一些固有差異所導(dǎo)致的，而非精準(zhǔn)扶貧政策的實施產(chǎn)生的效應(yīng)，那么即使以虛擬的處理組作為分析樣本，也可以得到同樣的結(jié)果。為此，參照相關(guān)文獻(xiàn)的處理方法，隨機(jī)對處理組和控制組家庭進(jìn)行分配，并重復(fù)這一過程1000次進(jìn)行反事實檢驗[25]。如果此時精準(zhǔn)扶貧對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響仍顯著為正，說明本文的估計結(jié)果并未反映出精準(zhǔn)扶貧對家庭創(chuàng)業(yè)的真實影響效應(yīng)。以上述結(jié)果為基礎(chǔ)，參數(shù)α3估計值的大致分布見表6。由表6可以發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)過1000次隨機(jī)指派處理組處理后，dtpov的回歸系數(shù)在均值處、中位數(shù)處、5%分位數(shù)處、25%分位數(shù)處、75%分位數(shù)處、95%分位數(shù)處均不顯著，這也再一次表明本文的研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、進(jìn)一步分析

(一)區(qū)分生存型創(chuàng)業(yè)和機(jī)會型創(chuàng)業(yè)

全球創(chuàng)業(yè)觀察報告(GEM)將創(chuàng)業(yè)分為生存型創(chuàng)業(yè)和機(jī)會型創(chuàng)業(yè)。生存型創(chuàng)業(yè)指由于沒有其他就業(yè)選擇或?qū)ζ渌蜆I(yè)選擇不滿意而從事創(chuàng)業(yè)的創(chuàng)業(yè)活動，這一類創(chuàng)業(yè)活動起點較低，創(chuàng)業(yè)者大部分文化水平不高，創(chuàng)業(yè)項目也主要集中在微利行業(yè)，創(chuàng)業(yè)的目的主要是養(yǎng)家糊口。機(jī)會型創(chuàng)業(yè)指為了追求商業(yè)機(jī)會而從事創(chuàng)業(yè)的商業(yè)活動，是創(chuàng)業(yè)者主動性的職業(yè)選擇，呈現(xiàn)出創(chuàng)業(yè)起點高、風(fēng)險大、利潤高等特點。盡管前文的基本實證結(jié)果表明精準(zhǔn)扶貧政策有助于貧困家庭的創(chuàng)業(yè)，但在采用不同的標(biāo)準(zhǔn)定義貧困家庭的創(chuàng)業(yè)狀態(tài)后，這種積極影響是否仍然存在？本文接下來將對這一問題進(jìn)行分析。

結(jié)合所采用的樣本，本文從創(chuàng)業(yè)動機(jī)出發(fā)對生存型創(chuàng)業(yè)和機(jī)會型創(chuàng)業(yè)進(jìn)行區(qū)分。具體而言，將創(chuàng)業(yè)動機(jī)為“沒有更好的工作選擇”這一類創(chuàng)業(yè)定義為生存型創(chuàng)業(yè)，將創(chuàng)業(yè)動機(jī)為“抓住好的創(chuàng)業(yè)機(jī)會”這一類創(chuàng)業(yè)定義為機(jī)會型創(chuàng)業(yè)(2)CLDS問卷對應(yīng)的問題為：“您這次創(chuàng)業(yè)是因為找到好的創(chuàng)業(yè)機(jī)會還是因為您沒有更好的工作選擇？”。不同類型創(chuàng)業(yè)的分布如圖3所示。從整個樣本看，兩種創(chuàng)業(yè)類型占比相對接近，但單獨(dú)從處理組家庭看，生存型創(chuàng)業(yè)占比為81.6%，遠(yuǎn)大于機(jī)會型創(chuàng)業(yè)占比，而在控制組家庭中，兩種不同類型的創(chuàng)業(yè)家庭占比分別為66.5%和33.5%，其差異比處理組的差異要小，這也在一定程度上說明處理組家庭的創(chuàng)業(yè)仍以生存型創(chuàng)業(yè)為主。

以模型(1)為基礎(chǔ)，在區(qū)分了上述兩種不同的創(chuàng)業(yè)類型之后，采用PSM-DID方法分別對生存型創(chuàng)業(yè)和機(jī)會型創(chuàng)業(yè)進(jìn)行估計，相應(yīng)的估計結(jié)果見表7。表7第(1)列的估計結(jié)果表明，如果以機(jī)會型創(chuàng)業(yè)作為區(qū)分創(chuàng)業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)，交叉項的回歸系數(shù)不顯著且為負(fù)，而如果以生存型創(chuàng)業(yè)作為區(qū)分標(biāo)準(zhǔn)，相應(yīng)的參數(shù)估計值在1%的水平上顯著為正，從而說明精準(zhǔn)扶貧主要促進(jìn)了貧困家庭的生存型創(chuàng)業(yè)。對于貧困家庭而言，生存型創(chuàng)業(yè)相較于機(jī)會型創(chuàng)業(yè)起點更低，創(chuàng)業(yè)風(fēng)險更小，投資回報周期更短，可以更好地滿足貧困家庭的脫貧需求。精準(zhǔn)扶貧的目的在于讓貧困戶脫貧，因此，如果以生存型創(chuàng)業(yè)作為區(qū)分是否創(chuàng)業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)，精準(zhǔn)扶貧的影響效應(yīng)便表現(xiàn)為正。

(二)精準(zhǔn)扶貧對創(chuàng)業(yè)績效的影響

從政策實施的最終目的看，精準(zhǔn)扶貧不僅意味著貧困人口在短期內(nèi)的收入提升和生活狀況改善，更為重要的是使得貧困人口能夠長期擺脫貧困，杜絕返貧現(xiàn)象的發(fā)生。由于創(chuàng)業(yè)績效不僅衡量了貧困家庭在短期內(nèi)的脫貧效果，同時也有助于創(chuàng)業(yè)精神的培育，從而對長期脫貧、杜絕返貧也具有重要的作用，因此，對這一問題的回答有助于更加深入地認(rèn)識精準(zhǔn)扶貧政策的實施效果?；谶@一考慮，本文接下來將進(jìn)一步實證檢驗精準(zhǔn)扶貧政策如何影響貧困家庭的創(chuàng)業(yè)績效。

參考周廣肅等[24]185-188的做法，本文將創(chuàng)業(yè)家庭的資產(chǎn)總額和凈利潤作為衡量創(chuàng)業(yè)績效的指標(biāo)。對于那些未創(chuàng)業(yè)的家庭而言，這兩個變量的取值為0，從而會引發(fā)數(shù)據(jù)截取問題。為此，為了解決由此帶來的估計偏誤，本文將采用面板Tobit模型來對相關(guān)參數(shù)進(jìn)行估計。

Tobit模型的回歸系數(shù)結(jié)果見表8，第(1)列是精準(zhǔn)扶貧對創(chuàng)業(yè)家庭資產(chǎn)總額對數(shù)值的估計結(jié)果，回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說明如果貧困家庭接受了精準(zhǔn)扶貧政策，既可以提高創(chuàng)業(yè)的可能性，也可以促進(jìn)創(chuàng)業(yè)資產(chǎn)總額的增加。第(2)列顯示了精準(zhǔn)扶貧對創(chuàng)業(yè)家庭凈利潤對數(shù)值的影響結(jié)果，此時凈利潤的變化并不顯著，說明精準(zhǔn)扶貧對創(chuàng)業(yè)凈利潤的影響不明顯。這可能有兩種解釋：首先，創(chuàng)業(yè)是一個持續(xù)的過程，創(chuàng)業(yè)利潤更加容易受市場因素的影響，從而使得精準(zhǔn)扶貧對創(chuàng)業(yè)利潤的影響難以在短期內(nèi)看到成效；其次，精準(zhǔn)扶貧政策的作用主要表現(xiàn)在前期為貧困家庭提供初始創(chuàng)業(yè)稟賦，緩解創(chuàng)業(yè)資源約束，而后期的介入較少，故主要對創(chuàng)業(yè)資產(chǎn)存在積極影響。

五、結(jié) 語

精準(zhǔn)扶貧旨在通過對貧困人口的精準(zhǔn)識別和精準(zhǔn)施策，從根本上消除各種致貧因素和脫貧障礙，從而實現(xiàn)可持續(xù)脫貧目標(biāo)。隨著2020年底農(nóng)村絕對貧困人口全部脫貧摘帽，對精準(zhǔn)扶貧政策的減貧績效進(jìn)行評價的重要性開始凸顯。作為一項市場活動，創(chuàng)業(yè)不僅能夠直接提高貧困家庭的收入和消費(fèi)水平，緩解貧困居民在物質(zhì)上的匱乏，還能激發(fā)貧困居民的內(nèi)生發(fā)展動力，實現(xiàn)長期穩(wěn)定脫貧。為探究精準(zhǔn)扶貧政策的實施是否促進(jìn)了貧困家庭的創(chuàng)業(yè)，本文采用2012年和2016年的中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，以及PSM-DID估計方法，從創(chuàng)業(yè)的角度出發(fā)對精準(zhǔn)扶貧政策的實施效果進(jìn)行了評價。

理論上，精準(zhǔn)扶貧可能會從以下渠道影響貧困家庭的創(chuàng)業(yè)行為。其一，精準(zhǔn)扶貧所包含的各項開發(fā)式幫扶政策，能夠直接緩解貧困家庭在創(chuàng)業(yè)過程中可能面臨的資源約束；其二，精準(zhǔn)扶貧在實施過程中為貧困家庭所提供的技能培訓(xùn)、職業(yè)教育和創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)等，能夠直接提升貧困家庭的人力資本水平，幫助他們更好地識別創(chuàng)業(yè)機(jī)會和創(chuàng)業(yè)風(fēng)險；其三，精準(zhǔn)扶貧能夠通過外部環(huán)境的改善(例如異地搬遷、基礎(chǔ)設(shè)施改造等)，實現(xiàn)貧困家庭與市場的對接，使貧困家庭獲得更多的外部創(chuàng)業(yè)機(jī)會；其四，精準(zhǔn)扶貧能通過對貧困家庭思想理念的改造和價值觀的引導(dǎo)，激發(fā)貧困家庭發(fā)展的內(nèi)生動力，從而促進(jìn)其創(chuàng)業(yè)決策的形成。

本文的實證結(jié)果在一定程度上印證了上述理論推斷。研究結(jié)果表明，精準(zhǔn)扶貧政策的實施顯著促進(jìn)了貧困家庭的創(chuàng)業(yè)，其中，物質(zhì)資源扶持型、外部環(huán)境改善型及精神文化支持型扶貧項目具有顯著的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)，說明精準(zhǔn)扶貧主要是通過緩解創(chuàng)業(yè)資源約束、改善創(chuàng)業(yè)環(huán)境以及提供精神支持從而對貧困家庭的創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生積極影響。在從不同角度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗后，本文的結(jié)果依然穩(wěn)健。同時，研究結(jié)果還表明，精準(zhǔn)扶貧政策主要促進(jìn)了貧困家庭的生存型創(chuàng)業(yè)，而對機(jī)會型創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng)并不顯著。如果從創(chuàng)業(yè)資產(chǎn)總額和經(jīng)營凈利潤兩個角度衡量創(chuàng)業(yè)績效，精準(zhǔn)扶貧政策可以顯著提高家庭創(chuàng)業(yè)資產(chǎn)總額，但對經(jīng)營凈利潤的影響并不顯著。

從研究內(nèi)容看，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在如下兩個方面。首先，正如Bruton等在2013年JournalofBusinessVenturing出版的一期“創(chuàng)業(yè)與貧困”的專輯序言中所指出的，盡管創(chuàng)業(yè)理論日趨成熟，但如何利用貧困地區(qū)潛在的市場價值開展創(chuàng)業(yè)活動，仍很少受到關(guān)注。而本文則將扶貧政策與貧困家庭的創(chuàng)業(yè)行為相結(jié)合，不僅對精準(zhǔn)扶貧政策的實施如何影響貧困家庭的創(chuàng)業(yè)決策進(jìn)行了檢驗，同時也評價了這一政策對貧困家庭創(chuàng)業(yè)績效的影響，豐富了評價精準(zhǔn)扶貧實施效果的研究文獻(xiàn)。其次，2021年中央一號文件指出，解決相對貧困和防止規(guī)模性返貧是我國今后貧困治理工作的重點內(nèi)容。本文從創(chuàng)業(yè)這一視角展開的研究，不僅為深入認(rèn)識精準(zhǔn)扶貧的造血功能提供了經(jīng)驗證據(jù)，也為未來各級政府制定鞏固脫貧攻堅成果、增強(qiáng)易返貧人口自我發(fā)展能力的政策提供了參考依據(jù)。

2021年國家鄉(xiāng)村振興局掛牌成立，標(biāo)志著中國農(nóng)村工作的重心將從脫貧攻堅向振興鄉(xiāng)村過渡，鞏固脫貧攻堅成果、防止返貧仍將是未來一段時間內(nèi)中國鄉(xiāng)村振興工作的主要內(nèi)容。各級政府應(yīng)當(dāng)以鄉(xiāng)村振興為契機(jī)，建立符合農(nóng)村實踐的多元化創(chuàng)業(yè)激勵機(jī)制，并結(jié)合對不同家庭要素稟賦差異的精準(zhǔn)識別，進(jìn)一步培育和鞏固脫貧家庭的內(nèi)生發(fā)展動力，提高創(chuàng)業(yè)成功率和創(chuàng)業(yè)質(zhì)量，最終實現(xiàn)貧困家庭的可持續(xù)發(fā)展和長期穩(wěn)定脫貧目標(biāo)。