我國精準(zhǔn)扶志教育政策效應(yīng)評價及對策建議研究*
——基于DID、DDD 模型的檢驗

李勝連 張麗穎 王 樂

一、問題的提出

“精準(zhǔn)扶貧”重要論述由習(xí)近平總書記于2013年在湖南湘西土家族苗族自治州考察時首次提出，并于2014 年由國家進(jìn)行頂層設(shè)計，之后逐步展開實施。精準(zhǔn)扶貧政策的目標(biāo)是到2020 年年底實現(xiàn)貧困戶的“三不愁，兩保障”。精神扶貧是精準(zhǔn)扶貧內(nèi)涵的應(yīng)有之意，我們在努力爭取豐富物質(zhì)財富的同時，更要兼顧貧困群體精神狀態(tài)的實質(zhì)性提高①，可見精神扶貧在精準(zhǔn)扶貧政策實施后便已自然開展。而其理念的正式提出是2015 年11月27 日中央扶貧開發(fā)工作會議上習(xí)近平總書記的講話，即“脫貧致富貴在立志，只要有志氣、有信心，就沒有邁不過去的坎”②，這也是“治貧必先治愚”“扶貧必先扶志”思想的第一次鮮明表述。之后，2018 年國務(wù)院扶貧開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室出臺了《關(guān)于開展扶貧扶志行動的意見》，進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)扶志工作的重要性，進(jìn)一步明確了開展扶志教育、推進(jìn)移風(fēng)易俗、減少簡單發(fā)放錢物等③，突出了精神扶貧的重要性，對提升貧困群體的主體意識、脫貧信心、內(nèi)生動力等具有較強(qiáng)助力作用[1]144-145；2021年，習(xí)近平總書記在全國脫貧攻堅表彰大會上再一次強(qiáng)調(diào)“脫貧四不脫”，即“不脫責(zé)任、不脫政策、不脫幫扶、不脫監(jiān)管”④?？梢姡珳?zhǔn)扶志在我國精準(zhǔn)扶貧過程中主要經(jīng)歷了三個階段，即“潤物細(xì)無聲”（2014—2015 年）階段、“絕知此事要躬行”（2016—2020 年）階段和“百尺竿頭更進(jìn)一步”（2021 年至今）階段。

“扶貧必先扶志”，這是我國走可持續(xù)脫貧的至關(guān)重要的一步，也為世界扶貧歷史提供了中國樣板。將物質(zhì)扶貧與精神扶貧相結(jié)合，很好地體現(xiàn)了馬克思主義的辯證思想。2020 年年底，我國已經(jīng)實現(xiàn)了全國范圍內(nèi)9899 萬農(nóng)村貧困人口的絕對脫貧，這是以2014 年我國人均收入2300 元（各地根據(jù)其GDP 發(fā)展水平逐年調(diào)整貧困線標(biāo)準(zhǔn)）為標(biāo)準(zhǔn)所實現(xiàn)的偉大創(chuàng)舉。物質(zhì)計算有標(biāo)準(zhǔn)，精神衡量無圭臬。我國在實施精準(zhǔn)扶貧政策時，對物質(zhì)的收入指標(biāo)有明確的規(guī)定，但對精神指標(biāo)無明確的考核標(biāo)準(zhǔn)，精神貧困發(fā)生和存在的狀態(tài)更加隱蔽。那么，扶志中“志”的內(nèi)涵是什么，如何科學(xué)評價我國精準(zhǔn)扶志教育政策效應(yīng)，精準(zhǔn)扶志政策效應(yīng)是否顯著，在鄉(xiāng)村振興背景下又如何進(jìn)一步改進(jìn)提升等問題亟待解決。這是本文的立足點和出發(fā)點之所在。

二、扶志中“志”的科學(xué)內(nèi)涵與結(jié)構(gòu)組成

物質(zhì)文明是人類改造自然界的物質(zhì)成果的總和，精神文明是人類改造主觀世界的精神成果的總和，物質(zhì)文明與精神文明相互依賴，相輔相成[2]。研究我國精準(zhǔn)扶志教育政策效應(yīng)，首先應(yīng)從學(xué)理與實踐雙重角度弄清楚“志”的內(nèi)涵、結(jié)構(gòu)與構(gòu)面。理論上應(yīng)弄清楚扶志的內(nèi)涵是什么，評價的要素應(yīng)包含哪些。

從目前檢索到的文獻(xiàn)來看，學(xué)術(shù)界自2015 年國家提出扶志的重要性開始，便進(jìn)行了大量研究。有些學(xué)者，如，張志勝、崔執(zhí)樹（2018）在精準(zhǔn)扶貧這一大框架下詳細(xì)論述了精準(zhǔn)扶志的意義、地位以及作用等[3]，從而使扶志與扶貧脫貧之間建立起了內(nèi)在邏輯機(jī)制；有學(xué)者，如景星維（2019）等提出了扶志的科學(xué)內(nèi)涵，認(rèn)為其是對精神貧困的全方位治理，并認(rèn)為“志”的結(jié)構(gòu)主要包括：貧困群體的思想道德水平、思維方式、生活模式和文化狀態(tài)等[1]149-150；還有一些學(xué)者，如吳娜、解智宇、傅安國（2021）等更加具體地研究了貧困群體脫貧意識傾向的構(gòu)面，主要從價值觀、自我觀和脫貧行為傾向等三方面編制了涵蓋20 個題項的科學(xué)量表[4]20-21。江濤（2022）給出了“志”的維度的精神貧困的表現(xiàn)形式，即思想固化、懼怕風(fēng)險和小富即安[5]78-79。當(dāng)然，地方政府實踐部門在具體的扶志操作過程中也對“志”的內(nèi)涵進(jìn)行了有益的總結(jié)，如在課題組具體調(diào)研時問及“什么是扶志？扶什么？”時，有些扶貧干部認(rèn)為扶志就是從意識上讓貧困戶擺脫“等靠要”思想，產(chǎn)生積極主動脫貧的思維方式；有些扶貧干部則認(rèn)為扶志的“志”就是敢于爭取過上好日子的“志向、志氣和勇氣”。

從學(xué)理與實踐雙重角度出發(fā)，課題組認(rèn)為：精神貧困是扶志的出發(fā)點。精準(zhǔn)扶志就是指幫助那些在思想、思維方式、生活模式以及文化狀態(tài)等方面相對落后于群體社會意識和認(rèn)知的精神貧困群體立志并敢于擺脫貧困的過程，其中“志”的主要組成結(jié)構(gòu)，即測量要素應(yīng)包括思想價值觀、自我觀和脫貧行為傾向等方面。

三、變量設(shè)計

（一）因變量與自變量設(shè)計

“農(nóng)戶脫貧志向”應(yīng)該如何測度才相對科學(xué)，這是本文研究的重點和創(chuàng)新點所在。結(jié)合我國扶志實踐，不管是國家還是地方政府都是想通過“扶志”把貧困群體的“志向、志氣和勇氣”扶起來。這就涉及扶志中“志”的組成結(jié)構(gòu)問題。如上所述，在結(jié)合江濤（2022）[5]82-83、吳娜、解智宇、傅安國（2021）[4]25-26、景星維（2019）[1]146-147以及納斯鮑姆（Martha C.Nussbaum）（2016）[6]等的觀點，再召開兩次專家座談會的基礎(chǔ)上，課題組認(rèn)為，“農(nóng)戶脫貧志向”（y）的一級測量指標(biāo)主要包括：思想價值觀（y1）、自我觀（y2）和脫貧行為傾向（y3）三方面。其中，思想價值觀的二級指標(biāo)包含“命運認(rèn)知”“財富觀念”“勞動觀念”“代際關(guān)系”“認(rèn)知開放度”“理想信念”六方面；自我觀的二級指標(biāo)包括“獨立自強(qiáng)的精神”“自我概念”和“自我調(diào)節(jié)能力”三方面；脫貧行為傾向包括“脫貧策略”“脫貧素質(zhì)”和“社會求助”三方面。其具體的測量指標(biāo)如表1 所示。

表1 “志”的結(jié)構(gòu)組成與測量指標(biāo)一覽表

（二）控制變量設(shè)計

尹志超、郭沛瑤（2021）在研究精準(zhǔn)扶貧政策效應(yīng)時，其控制變量主要考慮個體和家庭兩方面，個體控制變量包括戶主年齡及其性別、婚姻狀態(tài)、受教育年限；家庭控制變量主要包括家庭規(guī)模、家庭勞動力數(shù)量、家庭不健康人員的比例、家庭擁有自有住房、家庭收入、家庭凈資產(chǎn)等[7]69-70，其數(shù)據(jù)來源于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)。徐燦、高洪波（2021）從宏觀數(shù)據(jù)出發(fā)，在研究精準(zhǔn)扶貧政策效應(yīng)時更多的是考慮產(chǎn)業(yè)規(guī)模、資本積累、政府支出等宏觀因素[8]21-22。從我國精準(zhǔn)扶貧扶志一體進(jìn)行的角度，以及課題組即將使用的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)看，在研究精準(zhǔn)扶志教育政策效應(yīng)時應(yīng)主要關(guān)注個體特征因素和家庭特征因素。結(jié)合實際，在課題組團(tuán)隊討論基礎(chǔ)上，個體特征主要選取性別、受教育程度和年齡三個影響因素；家庭特征主要選取家庭人均收入、家庭勞動力數(shù)量、家庭不健康人員比例三個影響因素。控制變量的定義如表2 所示。

表2 控制變量一欄表

四、方法與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

為了有效衡量精準(zhǔn)扶志教育政策對建檔立卡脫貧戶“脫貧志向”影響的“凈”政策效應(yīng)，課題組將采用雙重差分模型（DID）進(jìn)行量化實證研究。雙重差分模型在實際應(yīng)用中應(yīng)滿足如下三個假設(shè)條件：（1）線性關(guān)系假設(shè)，即因變量與自變量存在線性關(guān)系。這一假設(shè)可在模型運行結(jié)果中得到檢驗。（2）個體處理的穩(wěn)定性假設(shè)，即一致性原則和不干預(yù)原則。在我國扶志政策實施過程中面向全部貧困群體，享受扶志政策的貧困群體也不會因為扶志政策的差異而導(dǎo)致其不滿意，因此從實踐角度看基本符合這一條件。在實踐中可通過增加年份、換取變量等方式進(jìn)行安慰劑檢驗。（3）平行趨勢假設(shè)，即實驗組與干預(yù)組在政策實施前的行為具有同質(zhì)性。多期DID 模型可進(jìn)行平行趨勢檢驗，單期DID 模型可對政策實施前的年份（2013年）數(shù)據(jù)做獨立樣本t 檢驗進(jìn)行假設(shè)檢驗。

課題組在具體模型設(shè)計時，設(shè)置time（政策實施前后）和treat（實驗組與控制組）兩個虛擬變量。其中time=1 代表精準(zhǔn)扶志教育政策實施后的年份（2014 至今），在具體調(diào)研時選取2016 年（政策文件正式提出年）和2020 年兩個時間節(jié)點分別進(jìn)行測度扶志政策的時間動態(tài)效應(yīng)；time=0 表示精準(zhǔn)扶志教育政策實施前的年份，本文選取臨近的2013 年數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證；treat=1 代表實驗組，即享受扶志政策的建檔立卡脫貧戶；treat=0 代表控制組，即收入在貧困線以上且比較接近的非貧困農(nóng)戶。這樣選取的目的在于更加科學(xué)地驗證實驗組與控制組之間的政策效應(yīng)變化情況。基于此，課題組設(shè)定了如下雙向固定效應(yīng)雙重差分模型：

其中，μi、vt分別代表農(nóng)戶的個體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。β、γ 代表各項系數(shù)，其中β1即為雙重差分的“凈”政策效應(yīng)。

（二）數(shù)據(jù)說明

樣本量的確定。樣本量的選取應(yīng)具有一定的科學(xué)性。根據(jù)簡單隨機(jī)抽樣的取樣原則，在不考慮整體的情況下，采用公式n=Z2P（1-P）/E2 計算樣本量，其中Z 為置信度，E 為抽樣誤差范圍，P 為比例估計的精度，即比例乘數(shù)[9]。根據(jù)一般統(tǒng)計學(xué)規(guī)律并結(jié)合調(diào)研實際，取Z=1.96（置信度95%），E=±3%，P=0.07（全國確立的貧困人口共計9899萬，全國人口13.5 億計算，該比例乘數(shù)為0.07）。計算樣本量為：n=Z2P（1-P）/E2=277.78?？梢娧芯康淖畹蜆颖玖繛?78 份。

樣本的選擇。為保障研究的科學(xué)性，課題組依據(jù)行政地理、經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、學(xué)生生源地調(diào)查的便利性、社會關(guān)系組織的便捷性、課題經(jīng)費等因素分別在華東地區(qū)選擇江西省、西北地區(qū)選擇陜西省、華北地區(qū)選擇河北省，共計3 個省份，6 個貧困縣，18 個貧困村，共獲取362 份有效調(diào)查問卷，滿足樣本量基本需求。

調(diào)查過程。在6 個貧困縣組織6 個調(diào)研小組，每個小組帶隊教師2 人，調(diào)研生源地學(xué)生6 人，通過走訪村支部獲取貧困戶名單，以入戶問卷調(diào)查形式展開深度調(diào)研。具體樣本選擇如下表3 所示：

表3 調(diào)研樣本分布情況一覽表

五、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

控制變量分析：（1）性別分布。調(diào)研全樣本中男性253 人，占比69.89%，女性109 人，占比30.11%。其中實驗組男性99 人，占比59.64%，女性67 人，占比40.36%；控制組男性154 人，占比78.57%，女性42 人，占比21.43%。（2）家庭人均收入的變化。實驗組家庭人均收入由2013 年的“1檔”（3600 元以下）提升到2016 年的“1.885 檔”（4500—5000 元），截至2021 年其數(shù)據(jù)為“2.3072檔”（5500 元以上），有了顯著提升；控制組家庭人均收入由2013 年的“2 檔”（3600 元—5000 元）提升到2016 年的“2.8214 檔”（8000 元左右），截至2021 年其數(shù)據(jù)為“3.8469 檔”（接近10000 元），也有了顯著提升。（3）勞動力個數(shù)變化情況?？傮w來看，不管控制組還是實驗組，被調(diào)研的建檔立卡貧困戶的家庭勞動力較少，這也是其致貧的重要原因。相對而言控制組的非貧困戶家庭勞動力數(shù)量多1 人左右。（4）家庭不健康人員比例情況。建檔立卡貧困戶家庭不健康人員比例基本在30%左右，而控制組絕大部分家庭無不健康人員，導(dǎo)致其平均數(shù)在2%左右。很顯然，建檔立卡貧困戶家庭不健康人員比例遠(yuǎn)高于非貧困戶。這是因病、因殘致貧的主要表現(xiàn)形式。

因變量分析：（1）思想價值觀念的改變程度。實驗組該項數(shù)據(jù)的變化情況是3.4116、3.6600 和3.8675，相比2013 年基期其變化率分別為7.28%和13.36%；控制組該項數(shù)據(jù)變化情況為3.4864、3.6082 和3.6899，相比2013 年基期其變化率分別為3.34%和5.84%。說明從時間上來看，我國扶志政策實施以來，建檔立卡貧困戶思想價值觀念的改變相對多一些。（2）自我觀的改變情況。實驗組該項數(shù)據(jù)的變化情況是3.5131、3.7721 和4.0753，相比2013 年基期其變化率分別為7.37%和16.00%；控制組該項數(shù)據(jù)變化情況為3.5017、3.6318 和3.6964，相比2013 年基期其變化率分別為3.72%和5.56%。說明從時間上來看，我國扶志政策實施以來，建檔立卡貧困戶自我觀的改變也相對多一些。（3）脫貧行為傾向的變化。實驗組該項數(shù)據(jù)的變化情況是2.7494、3.0290 和3.7723，相比2013 年基期其變化率分別為10.17%和37.21%；控制組該項數(shù)據(jù)變化情況為2.7878、2.9710 和3.1092，相比2013 年基期其變化率分別為6.57%和11.53%。說明建檔立卡貧困戶在扶志政策實施以來，尤其是政策明確后脫貧意識得到了很大的提升。（4）農(nóng)戶脫貧志向的變化情況。實驗組該項數(shù)據(jù)的變化情況是3.2765、3.5359 和3.9060，相比2013 年基期其變化率分別為7.92%和19.21%；控制組該項數(shù)據(jù)變化情況為3.3130、3.4561 和3.5467，相比2013 年基期其變化率分別為4.32%和7.05%。可見精準(zhǔn)幫扶的扶志政策其效果相對而言更好一些。具體數(shù)據(jù)詳見表4、表5所示。

表4 因變量各年描述性統(tǒng)計量一覽表

表5 控制變量各年描述性統(tǒng)計量一覽表

（二）雙向固定效應(yīng)雙重差分模型分析

從表6 可知：精準(zhǔn)扶志教育政策實施以來，建檔立卡貧困戶的脫貧志向顯著提升了3%，思想價值觀念顯著提升了2.2%，自我觀顯著提升了2.8%，脫貧行為傾向顯著提升了5.1%。

表6 精準(zhǔn)扶志教育政策雙向固定效應(yīng)含控制變量DID 模型數(shù)據(jù)一覽表

（三）穩(wěn)健性檢驗

學(xué)術(shù)界對雙重差分模型的穩(wěn)健性檢驗主要包括兩種：一是平行趨勢檢驗；二是安慰劑檢驗[7]70-71。因此，課題組采取上述兩種方式進(jìn)行數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗。

1.平行趨勢檢驗

平行趨勢檢驗，即考量實驗組與控制組在政策實施之前的數(shù)據(jù)是否存在顯著差異。課題組采取獨立樣本t 檢驗的方法，對2013 年貧困戶與非貧困戶的農(nóng)戶脫貧志向、思想價值觀念、自我觀和脫貧行為傾向數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗。在做獨立樣本t 檢驗時，當(dāng)列文（Levene）方差相等性檢驗未通過，接受虛無假設(shè)，表示兩組方差視為相等，因此需要采用“已假設(shè)方差齊性”所在行數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，反之則用“未假設(shè)方差齊性”進(jìn)行分析[10]。

從結(jié)果來看，思想價值觀和脫貧行為傾向列文（Levene）方差相等性檢驗未通過，從“已假設(shè)方差齊性”下的t 值顯著性來看都未通過顯著性假設(shè)檢驗，說明實驗組與控制組思想價值觀念和行為傾向在政策實施前無顯著差異；同理，農(nóng)戶脫貧志向和自我觀滿足列文（Levene）方差相等性檢驗，其“已假設(shè)方差齊性”下的t 值都未通過假設(shè)檢驗。說明這兩組數(shù)據(jù)也無顯著差異。

因此，課題組認(rèn)定，精準(zhǔn)扶志教育政策實施前，實驗組與控制組不管是農(nóng)戶脫貧志向數(shù)據(jù)，還是其他三項數(shù)據(jù)都無顯著差異，可以判定其滿足平行趨勢假設(shè)。

2.安慰劑檢驗

學(xué)術(shù)界在做數(shù)據(jù)的安慰劑檢驗時通常采用變量法[替換新的變量，如徐燦、高洪波（2021）[8]23-24，王曉軒、劉那日蘇（2020）[11]，等]或增加年份趨勢數(shù)據(jù)法[李楠、喬榛（2010）[12]；尹志超、郭沛瑤（2021）[7]78-79，等]。為了檢驗扶志政策的時間動態(tài)效應(yīng)，課題組采用增加年份數(shù)據(jù)的方式進(jìn)行安慰劑檢驗。具體詳細(xì)分項數(shù)據(jù)如表7、表8 所示。綜合數(shù)據(jù)來看，根據(jù)2013 年與2016 年、2021 年雙向固定效應(yīng)雙重差分?jǐn)?shù)據(jù)，農(nóng)戶脫貧志向等四方面效應(yīng)值都顯著為正且變動不大，說明模型具有穩(wěn)健性。同時與整體效應(yīng)對照，對比兩個年份的效應(yīng)值來看，2016 年四方面效應(yīng)值都比總體效應(yīng)值低，這與精準(zhǔn)扶貧政策提出時并未明確精準(zhǔn)扶志教育措施是極其相關(guān)的，自2016 年開始，扶貧必先扶志的提出，方案的落地等，使2021 年四方面效應(yīng)值有了明顯改觀。

表7 實驗組與控制組政策實施前數(shù)據(jù)獨立樣本t 檢驗

（四）異質(zhì)性分析

為了考察研究對象的異質(zhì)性特征，課題組在前人研究基礎(chǔ)上[如任勝鋼、鄭晶晶、劉東華等，（2019）[13]，錢雪松、方勝（2017）[14]，等]構(gòu)造了如下三重差分模型（DDD）:

其中famicharacter代表調(diào)研對象的個體特征或家庭特征，如famicharacter代表家庭勞動力數(shù)量，則treatittimeitfamicharacter的交互項代表不同勞動力個數(shù)扶志政策效果的異質(zhì)性[15]。

通過軟件模擬得到如表9 所示的數(shù)據(jù)。

表9 個體特征與家庭特征扶志政策異質(zhì)性分析

從表9 可知：（1）個體特征異質(zhì)性分析。相比女性而言，實驗組建檔立卡貧困戶中，男性在精準(zhǔn)扶志教育政策實施后農(nóng)戶脫貧志向顯著提高5.8%、思想價值觀念顯著提高7%、自我觀顯著提高4.2%、脫貧行為傾向顯著提高4.7%；受教育程度的影響具有同質(zhì)性；年齡越大，其農(nóng)戶脫貧志向等四方面都顯著下降，幅度約為1%；（2）家庭特征異質(zhì)性分析。家庭人均收入只對其脫貧行為傾向有顯著影響，即收入越高，建檔立卡貧困戶脫貧行為傾向越高，幅度為4.3%；家庭勞動力數(shù)量的政策影響效果不顯著；家庭不健康人員比例只對自我觀有顯著影響，即家庭不健康人數(shù)越多，建檔立卡貧困戶的自我觀越消極，幅度為6.3%。

六、結(jié)論與建議

（一）主要結(jié)論與原因分析

課題組基于2013、2016 和2021 年實地調(diào)研數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型檢驗了我國精準(zhǔn)扶志教育政策對建檔立卡貧困戶脫貧志向、思想價值觀念、自我觀和脫貧行為傾向的政策效應(yīng)，通過模型的優(yōu)化與驗證、平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗和異質(zhì)性分析等方法得出如下結(jié)論：

（1）精準(zhǔn)扶志教育政策實施以來，建檔立卡貧困戶的農(nóng)戶脫貧志向顯著提升了3%，思想價值觀念顯著提升了2.2%，自我觀顯著提升了2.8%，脫貧行為傾向顯著提升了5.1%，且從年份的時間動態(tài)效應(yīng)來看，“絕知此事要躬行”階段（2016 年扶志政策與方案相繼推出）相比“潤物細(xì)無聲”階段的政策效應(yīng)更加明顯。從數(shù)據(jù)結(jié)論來看，建檔立卡貧困戶整體脫貧志向有了一定提升，但提升的效果并不明顯，其中脫貧行為傾向提升幅度最大，而思想價值觀念和自我觀提升幅度較小。說明建檔立卡貧困戶其內(nèi)心更加關(guān)注如何有效增加家庭收入，如何掌握專項技能等更加務(wù)實的、顯性的脫貧路徑，而忽視了其內(nèi)在的思想價值觀和自我觀建設(shè)對脫貧視野、脫貧成效等方面的影響。究其原因，一方面在于建檔立卡貧困戶目光依然短淺，另一方面說明地方政府在扶志教育過程中缺乏思想價值觀念與自我觀的有效引導(dǎo)。

（2）從異質(zhì)性分析來看，自扶志政策實施以來，建檔立卡貧困戶中男性在農(nóng)戶脫貧志向、思想價值觀念、自我觀、脫貧行為傾向等方面相對于女性而言都顯著提高，分別提高5.8%、7%、4.2%和4.7%。這與我國農(nóng)村家庭所固有的小農(nóng)經(jīng)濟(jì)時代的觀念是相對應(yīng)的，即“男人才是撐起家庭這片天的擎天柱”。然而隨著互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)、直播帶貨經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，相信女性在這方面的能力提升必將獲得很大改觀。

（3）另一個重要的具有異質(zhì)性的個體特征為年齡，即年齡越大，建檔立卡貧困戶農(nóng)戶脫貧志向等四方面相對越弱。而從描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，我國目前建檔立卡貧困戶年齡多為60 歲以上，這也是造成扶志政策影響效果相比精準(zhǔn)扶貧政策對收入的影響過小的主要原因。這就需要國家和地方政府出臺特殊的政策以保障貧困老年人這一群體的基本生活需求，在后續(xù)鄉(xiāng)村振興過程中，應(yīng)針對老年人特點，打造適合其農(nóng)戶脫貧志向提升的項目，如老年群體的針對性活動。

（4）從家庭特征來看，建檔立卡貧困戶家庭人均收入越高其脫貧行為傾向越高，幅度為4.3%，這與“馬太效應(yīng)”是相關(guān)的，說明建檔立卡貧困戶一旦找到了脫貧致富的顯著路徑，必將會進(jìn)一步推動其可持續(xù)收入增加，因此制定長效的家庭收入增長機(jī)制是后續(xù)鄉(xiāng)村振興發(fā)展的重要保障措施；家庭不健康人數(shù)比例越高，其越容易產(chǎn)生消極想法，幅度為6.3%。從根本來看，農(nóng)戶所從事勞動類型大多以勞動密集型為主，身體健康與否是影響其能否從事農(nóng)業(yè)勞動并致富的最直接因素。這就需要地方政府一方面加大不健康群體的醫(yī)療與養(yǎng)老保障，另一方面應(yīng)積極針對不健康群體精準(zhǔn)地提供適宜的勞動工作。

（二）對策建議

通過驗證發(fā)現(xiàn)，精準(zhǔn)扶志教育政策實施以來，雖然建檔立卡貧困戶農(nóng)戶脫貧志向有顯著提升，但相比而言，提升的效果較弱。因此，在鄉(xiāng)村振興實施過程中，精準(zhǔn)扶志教育政策應(yīng)繼續(xù)深化、細(xì)化和量化。基于上述研究結(jié)論，提出以下對策建議：

一是進(jìn)一步細(xì)化精準(zhǔn)扶志教育政策，構(gòu)建多主體扶志教育新模式。鄉(xiāng)村振興背景下，扶志教育方式應(yīng)從幫扶為主的外促到以引導(dǎo)為主的內(nèi)生，教育內(nèi)容應(yīng)從技能培育向“扶志”引領(lǐng)的全面幫扶遷移[15]。同時，需要樹立“扶志教育”是阻斷貧困代際傳遞重要手段的新理念，積極構(gòu)建政府主導(dǎo)下的社會多元主體參與的立體“扶志教育”新模式[16]。建議地方政府從“志氣、志向和勇氣”進(jìn)行扶“志”的解讀，并從“思想價值觀念”“自我觀”和“脫貧行為傾向”三個維度同步下功夫，探索針對貧困戶農(nóng)戶脫貧志向提升的有效措施，責(zé)任到人，對口幫扶，有指標(biāo)、有考核、有反饋、有優(yōu)化、有階段、有結(jié)果；同時，地方政府應(yīng)鼓勵社會資本以“共同富裕”理念籌建面向農(nóng)戶的技能培訓(xùn)、職業(yè)教育、勵志教育等，充分發(fā)揮企業(yè)家精神與經(jīng)世濟(jì)民作用。

二是重視女性在鄉(xiāng)村振興浪潮中的崛起與重要角色。精準(zhǔn)扶志政策影響的主體是男性，但女性的作用不容忽視。尤其是直播經(jīng)濟(jì)、農(nóng)村電商、鄉(xiāng)村旅游等新興就業(yè)崗位的凸顯，女性具有發(fā)揮重大積極作用的空間。因此，后續(xù)扶志政策更應(yīng)強(qiáng)化對女性在思想觀念、自我觀和脫貧行為傾向等方面的幫扶，如宣傳家庭角色分工與平等理念、宣傳脫貧巾幗模范典型、開展女性職業(yè)技能培訓(xùn)等。

三是認(rèn)真研究老年貧困群體立志向、樹志氣和提升脫貧能力信心的有效路徑，營造“活到老，學(xué)到老，干到老”的良好氛圍。在實地調(diào)研中，課題組發(fā)現(xiàn)有些65 歲左右，甚至70 歲以上的非貧困老年人依然從事栽花、修路、建筑、種地等工作。當(dāng)問其原因時，基本的回答為“只要健康，就多干一點，掙一點，花得舒服”等。因此，對老年群體的教育和培訓(xùn)志在必行，如通過智能手機(jī)操作培訓(xùn)、互聯(lián)網(wǎng)信息搜集培訓(xùn)等方式提升老年貧困群體的突破意識。

四是扶志與收入增長機(jī)制相結(jié)合。從調(diào)研和數(shù)據(jù)模擬來看，扶志政策停留在口頭的多，落實到實處的少，這是農(nóng)戶較為反感的一點。扶志的目的依然在于提升其生活質(zhì)量，單純提升志氣，而生活卻并未得到實質(zhì)性改變，這是扶志政策需要切實避免的根本點。要倡導(dǎo)“知行合一”“精神與物質(zhì)”同步的理念，只注重收入的提高而忽視精神層面的實質(zhì)提升同樣不可取。

五是積極關(guān)注家庭不健康農(nóng)戶的就業(yè)狀態(tài)。農(nóng)戶不健康群體主要分為兩類，即因殘或因病。對因殘未能就業(yè)的，地方政府不應(yīng)僅僅給予物質(zhì)幫扶，更應(yīng)針對因殘具體情況，制定精準(zhǔn)幫扶對策。如對于一些先天聾啞農(nóng)戶，可積極教授其一項農(nóng)業(yè)手工技能等；對于因病未就業(yè)的，除了加大大病醫(yī)療報銷比例外，則可根據(jù)病情輕重為其提供適宜的就業(yè)崗位。

注 釋：

①王丹.脫貧致富貴在立志[N].光明日報，2017 年4 月9 日.

②習(xí)近平在2015 年11 月27 日至28 日在中央扶貧開發(fā)工作會議上的講話，http://theory.people.com.cn/.

③資料來源：國家鄉(xiāng)村振興局（原國務(wù)院扶貧開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室），http://www.nrra.gov.cn/（2021 年10 月30 日）.

④習(xí)近平在全國脫貧攻堅表彰會議上的講話，http://www.gov.cn/（2021 年2 月25 日）.