“志智雙扶”：精準扶貧政策對農村居民努力程度的影響

周 強 趙清云 王愛君

(中南財經政法大學，湖北 武漢 430073)

一、問題提出與文獻回顧

改革開放以來，中國先后經歷了農村改革推動減貧，工業化、城鎮化與開發式扶貧推動減貧，補全面建成小康社會短板推動減貧等多個階段(葉興慶 等，2019)，扶貧瞄準機制也相應從連片特困地區、貧困縣、貧困村發展到瞄準貧困戶的精準扶貧，且減貧途徑由“轉移支付”轉向“支出減免”(陳志鋼 等，2019)，再轉向“增強內生動力”的“造血式”扶貧(1)“造血式”扶貧是指扶貧主體通過投入一定的要素和資源，幫助貧困地區農戶改善生產或生活條件、生存技能，提高人力資本與智力能力等，以增強自主發展能力的幫扶方式。主要包括小額信貸、教育補貼、產業幫扶、技能培訓、醫療保障、易地搬遷、旅游扶貧、電商扶貧、光伏扶貧等。(李芳華 等，2020)。在此過程中，中國的減貧事業創造了世界減貧史上的“中國奇跡”，貧困人口規模從1978年的7.7億人減少到了2019年底的551萬人(2010年2300元不變價格)，貧困發生率從97.5%下降到0.6%(2)數據來自國家統計局住戶調查辦公室的《中國農村貧困監測報告》(2020)。，并在2020年底達成消除絕對貧困人口目標的同時步入了鄉村振興的新時代，逐步向著第二個“百年目標”邁進?？梢?，“脫貧不是終點，人們對美好生活的向往永不停歇”(3)引自2019年9月17日習近平總書記在河南考察時的講話。，消除貧困和追求更加美好的生活，是新時代精準扶貧與鄉村振興戰略協同發展的核心目標，所以進一步探討農村貧困問題，依然具有非常重要的理論與實踐意義。

貧困不只是物質的匱乏，還表現為對人智力、思想、文化和心理上的“排斥”與“隔離”，使得貧困人口產生與現實不一致的期待，從而形成消極的“貧困亞文化”現象(劉欣，2019)。貧困的亞文化會使貧困人口形成異常的價值觀或品格缺陷，導致貧困人口不能正確看待教育等因素對提高人力資本的重要性，由此產生精神上和智力上的怠惰性。黨的十八大以來，習近平堅持“以人民為中心”的發展思想，立足中國農村貧困現實，多次強調思想脫貧的先導地位，抓住貧困人口思想上的貧根，做出了“扶貧必扶志、治貧先治愚”的重要論述(4)《習近平扶貧論述摘編》，中央文獻出版社2018年版，第137頁。，形成了“扶志”與“扶智”相結合的精準扶貧理念。那么，新時代精準扶貧消除了絕對貧困人口的同時，是否促進了脫貧家庭成員的主觀努力程度和自我發展能力，實現了減少貧困人口規模與提高脫貧質量的多重績效？這是本文關注的重點。

近年來，學術界對精準扶貧問題的研究主要集中在兩個方面：一是對精準扶貧政策內涵、政策目標和扶貧演進歷程等問題進行解讀。汪三貴(2018)、李小云等(2019)認為精準扶貧政策是有計劃、創新性的發展性扶貧，旨在通過精準識別貧困戶和致貧原因，制定不同扶貧方案和政策措施，達到使建檔立卡貧困戶收入超過貧困線、實現貧困戶持續穩定脫貧的目標。王雨磊等(2020)將中國的扶貧經驗和模式界定為“精準行政扶貧模式”，從國家治理角度解讀了中國扶貧工作及扶貧成就。二是測度或比較分析了精準扶貧政策的影響因素、減貧績效或精準扶貧政策對貧困家庭“兩不愁三保障”(5)“兩不愁”就是穩定實現農村貧困人口不愁吃、不愁穿，“三保障”就是保障其義務教育、基本醫療和住房安全。的影響。張國建等(2019)采用雙重差分法和合成控制法，基于2002—2016年縣級面板數據識別并評估了扶貧改革試驗區對地區經濟發展的減貧效應。張全紅等(2019)從收入、消費、生活改善和外出務工等多個維度研究了精準扶貧政策對農戶貧困減緩與福利狀況的影響。張楠等(2020)考察了來自扶貧改革試驗區對收入與多維貧困的長期減貧效應。此外，還有部分研究探討了精準扶貧資源與貧困需求之間的資源錯配(胡聯 等，2017)，精準扶貧實踐中轉移支付資金使用效率(李錚 等，2017)，農村經濟與政治精英對扶貧資源的“俘獲”(溫濤 等，2016)，以及精準扶貧政策對家庭消費的影響(尹志超 等，2021)等問題。

以上研究主要圍繞精準扶貧政策直接的收入效應和“兩不愁三保障”福利效應等方面展開，研究主題涉及精準扶貧政策中的金融扶貧、就業扶貧、精英俘獲、教育扶貧、轉移支付和社會資本減貧等系列問題，而很少有學者關注精準扶貧政策對貧困家庭在“思想與智力”上的脫貧成效，沒有給出精準扶貧政策對脫貧家庭主觀努力程度和自我發展能力影響的經驗證據。與既有研究相比，本文的主要貢獻如下：第一，通過將“志智雙扶”理念轉化為可量化因素，系統地評估了精準扶貧政策對貧困家庭“志智雙扶”作用的多維減貧績效，且進一步挖掘了影響個體主觀努力程度的微觀作用渠道與異質性效應；第二，研究方法上，利用精準扶貧政策的國家貧困線設定制度和政策實施特征這一自然準實驗，分別采取模糊斷點回歸(Fuzzy Regression Discontinuity，FRD)和雙重差分(Differences-in-Differences，DID)方法，有效克服了居民收入、健康、就業等因素與個體努力程度之間可能存在的內生性，從而獲得更為“干凈”的政策效應，這也為學術界開展全面的扶貧政策效果評估提供了一個新的思路；第三，精準扶貧政策具有公共轉移支付的性質，其政策目標的直接受益者為低收入貧困家庭，本研究聚焦于考察扶貧資源在貧困群體間的利益分配流向及其異質性效應，研究結論為鄉村振興戰略提供了更為豐富的經驗證據。

二、研究設計

(一)模型構建

1.斷點回歸模型

實證分析精準扶貧政策效應時，政府對精準扶貧對象的直接轉移支付與地方政府公共支出之間存在的內生性問題無法回避(Dahlberg et al.,2008)，一般的計量方法難以獲得一致估計結果。為此，本文選取貧困線這一制度斷點作為識別標準，以貧困線兩側的樣本獲得政策幫扶的概率發生跳躍為條件，利用學界常用的斷點回歸(RD)方法評估精準扶貧的政策效應。

RD方法是一種局部隨機試驗，相比同類政策評估方法更接近隨機試驗(Lee et al.,2010)。采用RD方法的關鍵是尋找驅動變量(Forcing Variable)和存在的“斷點”，驅動變量可以是政策法規或制度，也可以是外部環境因素，是否成為“斷點”取決于該項政策是否具有某種“一刀切”的準試驗特征?！皵帱c”附近樣本滿足同質性特征，能夠提供“反事實”的觀察，受到“斷點”影響的群體被稱為處理組，未受到影響的群體被稱為控制組，從而構成局部的隨機試驗(Lee,2008)。為此，本文根據精準扶貧政策將通過家庭人均收入是否達到貧困線來識別貧困人口的制度特征作為驅動變量，將貧困線標準作為政策“斷點”。實踐中，精準扶貧政策識別貧困人口時，采用了收入標準與民主評議相結合的方式，即在收入測評基礎上進行民主評議。這意味著，低于貧困線標準只是滿足了貧困的“資格”，村級的民主評議通過后才能真正被確定為貧困戶?？梢姡跀帱c處研究對象受到政策影響并不是概率為0或1的跳躍，而是概率的增加或減少，此時的精確斷點回歸分析方法并不適用。

鑒于此，本文選取模糊斷點回歸(FRD)分析法，即人均收入低于貧困線標準的家庭被評為貧困戶的概率大于人均年收入高于貧困線的家庭，這一假定滿足農村扶貧現實。對于貧困標準，本文選取國務院指導農村扶貧實踐的年人均收入2300元(2010年的不變價格)(6)國務院扶貧辦的最新脫貧指導線，網址：http://www.cpad.gov.cn/art/2018/10/17/art_82_90302.html。為標準。此外，根據Lee et al.(2010)、Urquiola et al.(2009)的研究思想，FRD回歸方法需采用兩階段最小二乘法進行分析，且應該在回歸方程中考慮驅動變量的多項式形式，以放松對回歸函數形式的限制?；谝陨纤悸?，本文的回歸模型設定為：

Dummyi=δ+λEligiblei+f(zi)+φXi+μi

(1)

(2)

其中：Yi為被解釋變量，主要為衡量個體努力程度的工作時長、教育培訓支出、閑散勞動力占比、對未來信心、生活滿意度等主客觀評價變量；Eligiblei表示個體當年被識別為貧困戶的“資格”，Eligiblei是否被識別為貧困戶主要取決于f(zi)，f(zi)是zi的一個多項式函數，zi表示樣本家庭中當年的人均收入；Dummyi為政策的虛擬變量(是否被識別為貧困戶，貧困=1，否則=0)，也稱為處理狀態變量，其系數β是本文關注的精準扶貧政策效應；Xi是控制變量，主要用于控制來自個體和家庭層面的信息。

2.雙重差分模型

為了確保FRD估計結果的穩健性與有效性，本文借助精準扶貧政策只針對貧困戶施策的政策特征，進一步采用了雙重差分(DID)的分析方法，以獲得精準扶貧政策的平均處理效應。DID是政策效果評估中的一個重要方法，該方法的基本邏輯是：先找到同時期未被評為貧困戶的樣本作為政策實施的控制組，在貧困戶受到政策扶持前后的平均變化中減去控制組中非貧困戶的平均變化，通過差分得到的平均變化量即為剔除其他因素影響之后的精準扶貧政策效應。DID方法借助兩次差分方式剔除了貧困戶與非貧困戶在精準扶貧政策前后的影響。由于本文采用的是面板數據，參考Nunn et al.(2011)的模型設定方法，即：

Yit=α+β·TPAPit+γ·Xit+φi+υt+εit

(3)

其中：下標i代表個體，t代表時間，Yit表示個體i在第t期的被解釋變量；本文將2014年及以后被識別為貧困戶的樣本定義為處理組(TPAPit=1)，否則為控制組(TPAPit=0)；Xit為來自個體層面、家庭層面或地區層面的控制變量；φi和υt分別表示個體固定效應和年份固定效應；系數β為本文關注的核心參數，是精準扶貧政策的平均處理效應。

(二)數據來源

本文主要采用了中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies，CFPS)2012—2018年的數據。CFPS數據包括教育、醫療健康、職業、家庭人口、收入、消費和生活滿意度等方面的信息。由于精準扶貧對象主要針對農村家庭，所以本文采用了CFPS數據中的農戶樣本(約占總樣本的53.6%)。CFPS樣本覆蓋了中國25個省/市/自治區，調查對象包含樣本家戶中的全部家庭成員。其中，考慮到各年度數據結構穩定與數據質量問題，本文沒有選取CFPS 2010年的基線調查數據，而是選取了2012年、2014年、2016年和2018年四個調查年度數據。需要說明的是，習近平總書記于2013年首創性提出了“精準扶貧”思想，在中央政府大力推動和地方政府的積極努力下，精準扶貧攻堅戰從2014年開始在全國全面打響，2016年“六個精準”“五個一批”(7)“六個精準”是指扶貧對象精準、項目安排精準、資金使用精準、措施到戶精準、因村派人精準、脫貧成效精準；“五個一批”是指精準扶貧政策中采取的因戶施策措施，即發展生產脫貧一批、易地扶貧搬遷脫貧一批、生態補償脫貧一批、發展教育脫貧一批、社會保障兜底一批。等系列扶貧政策組合在農村大規模推廣和實施。在進行政策效應評估中，由于FRD估計得到的是局部平均處理效應，需要考慮貧困線標準(斷點)附近樣本的穩定性，因此在采用FRD方法時將政策時間范圍限定在2016年和2018年兩輪調查樣本，以確保分析對象的穩定性。DID方法要求通過比較政策實施前后個體努力程度的差異來評估政策效果，所以在采取DID方法評估精準扶貧政策效應時，采用2012—2018年的全樣本，這正好涵蓋了精準扶貧政策從提出到實施的整個過程。此外，對樣本數據中存在的缺失值采取直接刪除的處理方式，且所有貨幣性的名義變量均剔除了價格因素，平減到與2010年可比。

(三)變量說明與描述性統計

1.被解釋變量

現實中，人的主觀努力程度最集中體現在“志”與“智”兩個方面，二者相互依存、不可或缺?！胺鲋尽奔捶鏊枷?、扶觀念和扶信心，主要提升貧困人口的志氣和信心；“扶智”是指通過加強思想教育和文化教育，提高貧困人口的人力資本與發展能力。在邏輯上， “扶志”與“扶智”是一體兩面的關系，“扶志”需要“扶智”，而“扶智”也需要“扶志”，只有將貧困人口的生活志向與思想、知識教育結合起來，“扶志”與“扶智”才能有效促進貧困人口的內生發展動力和主觀努力程度。

基于個體主觀努力程度與“志智雙扶”的密切關聯性，本文借鑒Roemer(2000)、龔鋒等(2017)、劉成奎等(2019)對個體“努力程度”的衡量思路(8)Roemer(2000)、龔鋒等(2017)、劉成奎等(2019)主要選取“教育程度”、“職業狀態”和“工作時間”作為努力程度的替代變量。，嘗試將“志智雙扶”理念轉化為可量化的主客觀多維度因素。一方面，將生活滿意度、未來信心和閑散勞動力占比等變量作為“扶志”的替代變量。其中，“閑散勞動力占比”作為衡量家庭剩余勞動力利用情況的替代變量，考察了貧困家庭勞動者在獲得就業幫扶、技能培訓等系列幫扶措施后，是否積極從閑暇在家轉變為非農就業，盡可能捕捉貧困勞動者非農就業的積極性。另一方面，將教育培訓支出和工作時長作為“扶智”的替代變量，既可以考察貧困家庭勞動供給變化，也充分體現了貧困人口通過自己的智慧和能力實現脫貧致富的能力，是對貧困人口主動參與就業，提高個體主觀努力程度的反映。教育扶貧與就業扶貧是實現“扶智”的重要渠道，不僅強調了對成年人的工作技能培訓(張蓓，2017)，而且鼓勵貧困勞動者增加勞動供給，且主要表現為勞動供給時間的延長(李芳華 等，2020)。因此，本文將反映個體努力程度的工作時長、教育培訓支出、閑散勞動力占比等客觀可測度變量以及對未來的信心、生活滿意度等主觀評價變量作為“志智雙扶”的衡量指標，通過構建主觀與客觀變量相互聯系的指標體系，從多維度評估精準扶貧政策對農村居民主觀努力水平和內生發展能力的影響。

2.解釋變量與控制變量

精準扶貧政策并非單一的貧困補貼兜底，還包括發展產業、促進就業(技能培訓或就業補貼)、醫療救助、教育補貼、易地搬遷等多種幫扶措施。一方面，通過貧困補貼直接增加貧困戶收入水平；另一方面，通過培育、扶持或提供更多就業機會實現家庭增收和生活水平改善。因此，在考察精準扶貧政策影響因素中，除了分析貧困補貼收入對居民“志智雙扶”的政策效應及其作用機制外，本文還考慮了精準扶貧政策對個體工作意愿與行為習慣(如吸煙、喝酒等)等異質性的影響。此外，為了控制其他因素對估計結果的影響，本文按照盡可能外生的原則，控制了可能會影響個體主觀努力程度的個體或家庭特征因素，諸如個體的年齡、性別、婚姻狀況，家庭成員的學歷狀況、家庭子女數、家庭規模和家庭所在地區分布等(詳見表1)，盡量規避因遺漏變量引致的內生性問題。

表1 主要變量說明及描述統計

三、實證結果分析

(一)斷點回歸估計

FRD估計要求第一階段回歸需要產生明顯跳躍，且通過顯著性檢驗，即精準扶貧政策使得低收入家庭在貧困標準處發生明顯跳躍。本文通過處理狀態與結果變量關系的可視化分布圖，直觀地展示FRD方法中存在真實有效的一階段。圖1顯示，精準扶貧政策對貧困人口在生活滿意度、未來信心、閑散勞動力占比、工作時長與教育培訓支出等方面均產生了顯著影響。在享受扶貧政策與沒有享受扶貧政策的樣本間，結果變量產生了明顯的跳躍，這表明可以將斷點處的跳躍視為精準扶貧政策對貧困家庭影響的因果效應。并且，所有結果變量在斷點兩側均呈現出非線性變動趨勢，為此，后文在進行FRD回歸分析時采用了二次或三次的多項式設定。

圖1 2016—2018年精準扶貧政策斷點與結果變量之間的關系

FRD估計結果顯示(表2)，在不同帶寬下精準扶貧政策對貧困戶的生活滿意度、未來信心、閑散勞動力占比、工作時長和教育培訓支出等均存在顯著影響，這表明精準扶貧政策不僅起到了增加收入的減貧效應，而且顯著提高了居民的努力程度。具體來看，精準扶貧政策顯著提高了居民的生活滿意度和對未來生活的信心，有效改善了居民的主觀精神需求，取得了思想扶貧的積極成效。此外，精準扶貧政策增加了居民的工作時長和教育培訓支出。一方面，增加工作時長有效地提高了家庭的收入水平；另一方面，不斷完善的教育扶貧措施，如學費減免、寄宿生活補貼、免費營養餐計劃、貧困助學金等，在降低家庭正規教育支出的同時，促使更多的家庭收入投入到正規教育以外的職業技能、學習能力等培育上，這意味著精準扶貧政策不僅通過促進就業提高了居民收入水平，還通過對教育培訓的投資提升了個體人力資本，起到了“扶智”的正向效應。

表2 FRD估計結果

然而，精準扶貧政策對農村貧困家庭中閑散勞動力占比的影響為正，即提高了這部分貧困勞動力在家閑暇的可能性。出現這一現象的原因可能在于：一方面，精準扶貧政策改善了農村地區的生產生活環境，提升了農村居民的生活水平和福祉，吸引部分外出務工居民返鄉務工或務農的同時，增加了部分原本在家務農貧困人口繼續保持務農狀態的可能性；另一方面，精準扶貧政策中的某些幫扶措施，使貧困人口對扶貧資源產生了一定的依賴性，使得貧困人口即便遇到擺脫貧困的機會，往往也很難適應新的環境和利用新的機遇(Lewis，1965)，不愿轉向非農就業。這部分貧困人口由于經歷了長期貧困，產生了依賴心理，物質的脫貧并不意味著實現了思想和精神的脫貧。需要說明的是，在理解上述結論時應當注意，本文研究并未考慮精準扶貧政策對不同要素稟賦貧困人口的異質性效應。并且，從估計的系數大小可知，精準扶貧政策對農村居民努力程度的正向影響遠大于對非農就業的負向激勵，總體上“志智雙扶”效應明顯。

(二)雙重差分估計

DID估計結果顯示(表3)，精準扶貧政策的實施顯著提高了農村居民的生活滿意度和未來信心，且對農村居民的工作時長和教育培訓支出的影響顯著為正。這是因為，中國農村的扶貧工作通過扶貧政策宣傳、建立一對一駐村幫扶、提高貧困人口困難補貼金額等切實的措施，對貧困人口的觀念、思想和信心進行積極引導，有效地提升了貧困人口對扶貧工作的認可度、滿意度以及對美好生活的信心，起到了積極的“扶志”效應。與此同時，政府不斷完善貧困地區教育、醫療、基礎設施、公共服務和社會保障措施，持續打出改善農村經濟環境、完善城鄉一體化公共服務等組合拳，多維度提升了農村居民的收入水平和生活幸福感，激發了貧困人口的主觀努力程度。此外，與FRD估計結果一致，DID估計結果顯示，精準扶貧政策對貧困家庭中的閑散勞動力占比影響為正，在一定程度上削弱了精準扶貧政策對貧困居民主觀努力水平的影響作用。

表3 DID估計結果

需要說明的是，FRD和DID兩種方法估計的結果基本一致，只是系數估計值大小上存在差異。FRD方法得到的是局部平均處理效應，而DID方法得到的是目標人群的平均政策效應。從局部來看，FRD分析結果表明貧困群體對扶貧政策的感知度更高，精準扶貧政策在局部樣本中產生了更大的作用；但從整體樣本的平均結果而言，DID分析結果使精準扶貧政策的總體平均政策效應相對變小了。當然，由于兩種方法估計的樣本時間范圍不一樣，且假設前提不一致，所以直接比較兩種方法系數估計值大小是不科學的，兩種方法在估計系數結果上必然存在差異。然而，從兩種評估方法得出的一致結論來看，本文的研究結論具有較高的穩健性。

四、穩健性檢驗與說明

(一)FRD有效性與穩健性檢驗

斷點回歸方法有效性的一個重要前提是排除個體對驅動變量的精確操控。在精準扶貧政策實施過程中，一部分家庭可能會為了獲取貧困資格隱瞞收入，人為“操控”斷點。為了檢驗斷點附近樣本是否存在自我“操控”人均收入而改變貧困識別狀態的情況，本文選擇對人均收入變量在斷點附近的分布進行McCrary檢驗(McCrary,2008)。圖2中對人均收入在斷點處進行了標準化處理。結果顯示，密度函數曲線在斷點附近保持連續性，斷點兩側密度函數估計值的置信區間存在絕大部分重疊，且較為平滑，沒有出現明顯的跳躍現象。同時，McCrary檢驗估計系數顯示，斷點前后的密度差異為0.029(標準差為0.161)，這說明斷點兩側的密度函數不存在顯著差異，人均收入的分布是平滑且連續的，可以排除樣本操縱驅動變量問題。

圖2 人均收入的密度分布在斷點前后變化

為了確保檢驗結果的穩健性，我們對FRD估計采用協變量連續性檢驗(表4)。如果將協變量作為結果變量進行FRD回歸，在斷點處也存在跳躍且顯著，那就意味著可能存在其他因素對居民主觀努力程度產生了影響，即導致居民主觀努力程度發生變化的因素可能并非由精準扶貧政策所引起。由表4結果可知，所有協變量作為因變量進行FRD估計的結果都不顯著，以上因素在斷點前后均沒有發生明顯的變化，這表明除精準扶貧政策外，并無其他因素通過斷點對結果變量產生影響，從而印證了本研究結論的穩健性。

表4 穩健性檢驗：協變量連續性檢驗(FRD估計)

(二)DID穩健性檢驗：PSM-DID估計

在DID分析中，農村貧困戶與非貧困戶的分組有時候并非完全滿足隨機，可能存在一定程度的樣本自選擇。對此，為了進一步排除個體異質性(如家庭特征、戶主特征等)等因素引起的樣本自選擇，本文采用傾向性得分匹配基礎上的雙重差分(PSM-DID)方法，選取戶主特征、家庭特征等變量進行匹配。其中，具體的匹配方法選取1∶3最近鄰匹配(10)PSM方法的近鄰匹配方法有三種：“k近鄰匹配”、半徑匹配和卡尺內最近鄰匹配。本文選用了較為常用的卡尺內最近鄰匹配，按照其他兩種方式進行的匹配結果略有差異，但對最后的結果并沒有產生實質性的影響。，保留處理組與控制組樣本政策前后的數據，且排除了處理組中傾向值大于控制組最大傾向值或低于控制組最小傾向值的情況。表5為匹配前后主要變量的均值檢驗結果。不難發現，匹配前處理組與控制組的樣本特征存在顯著差異，而匹配后所有變量的均值都無顯著差異。

表5 PSM前后變量的均值檢驗

表6為PSM-DID估計結果，與表3估計結果相比，雖然在系數值大小上存有差異，但總體上并未改變各系數的顯著性及其作用方向。因此，通過傾向得分匹配處理后的政策效應同樣支持精準扶貧政策對居民主觀努力程度的正向影響，且間接論證了DID估計結果的穩健性。

表6 穩健性檢驗：PSM-DID估計結果

(三)FRD與DID的“安慰劑”檢驗

為了進一步論證本文結果的有效性，我們針對兩種評估方法分別選取了不同的“安慰劑”檢驗。首先，針對FRD方法，人為設定新斷點，將中國官方農村的人均2300元/年的貧困線標準上下浮動15%(+/-345)，以新斷點作為精準扶貧政策“一刀切”的虛擬政策制度。其次，針對DID分析方法，將精準扶貧政策實施時間人為提前至2012年(非實際的精準扶貧實施時間)，以此作為虛擬的政策實施時點。如果在同樣的評估方法下，“安慰劑”檢驗結果沒有類似的因果關系或結論，那么可以明確排除虛假政策效應問題，這是因為虛擬的精準扶貧政策不可能使貧困戶與非貧困戶發生顯著變化。

表7結果顯示，將貧困線標準上下浮動15%作為政策的新斷點后，衡量居民努力程度的未來信心、閑散勞動力占比、工作時長以及教育培訓支出等因素在不同帶寬條件下均不顯著，可以明確排除虛假政策效應問題。同樣，DID安慰劑檢驗結果顯示(表8)，所有政策效應系數的估計結果均不顯著，這使我們更加確信當前農村居民努力程度的變化差異是由精準扶貧政策引起的。

表7 安慰劑檢驗：貧困線標準上下浮動15%(FRD估計)

表8 安慰劑檢驗：政策時間設定為2012年(DID估計)

五、異質性與作用渠道分析

考慮到FRD估計得到的是局部平均處理效應，且在異質性與作用渠道分析時，需根據研究對象的不同而對樣本進行分組處理，很難滿足FRD方法的假設前提。為此，本部分主要采用DID估計方法。

精準扶貧政策對貧困家庭努力程度的影響，主要存在兩條作用途徑：一是政府直接給貧困農戶發放貧困救濟金，即“輸血式”幫扶；二是通過“造血式”扶貧培育農戶自我的發展能力。為了考察政府提供的“輸血式”貧困補貼在扶貧工作中的作用，本文將貧困戶樣本劃分為貧困補貼占家庭總收入比例高于50%和貧困補貼占家庭總收入比例低于30%(11)選取30%比例主要因為，從樣本數據統計發現，五保戶家庭政府貧困補貼占總收入的比接近80%，而低保戶或特殊困難群眾家庭政府貧困補貼占家庭總收入比例接近在40%～60%之間，在剔除了五保戶、低保戶或特殊困難家庭樣本后，貧困戶獲得政府貧困補貼的收入占總收入比例接近28.7%(剔除了價格因素，與2010年可比)，為此，為了便于分析我們將其設定為30%比例范圍。的兩組。其中，政府對貧困人口的貧困補貼占家庭總收入比例低于30%的樣本，主要用于剔除低保、五?；蛱厥饫щy群眾等依靠政府兜底補貼生活的最低收入貧困群體。此外，為了分析精準扶貧政策對貧困家庭支出結構和福利因素的差異化影響，本文進一步從貧困家庭食物支出、娛樂支出、醫療保健支出和生活習慣等方面出發，系統評估精準扶貧政策對不同貧困家庭的異質性效應。

表9結果顯示，精準扶貧政策顯著提高了不依靠政府兜底保障生活的居民的滿意度和未來信心，且對這部分貧困家庭閑散勞動力的影響為負，促進了其向非農就業轉變，提高了就業積極性，實現了“志智雙扶”的多重績效。相比而言，精準扶貧政策對貧困補貼占總收入高于50%貧困家庭的閑散勞動力影響為正，提高了這部分貧困勞動力賦閑在家的可能性。以貧困補貼為主要收入來源的貧困家庭，其貧困補貼占家庭總收入比重較高，主要依靠政府救濟維持生活，從而產生了長期的貧困依賴性。長期處于貧困狀態的低收入貧困人口適應了貧困環境，潛移默化地養成不愿外出務工或參與本地非農就業的貧困依賴心態。不難發現，政府的貧困補貼具有很強的“親貧性”，即貧困補貼更多的被貧困強度和貧困深度更加明顯的群體獲取(盧盛峰 等，2018)，進而產生了扶貧現金補貼對低收入貧困人口的“福利依賴”效應，在一定程度上起到了“獎懶”的作用。

表9 政府貧困補貼效應(DID估計)

從個體支出結構、收入與生活習慣上的異質性分析結果來看(表10)，精準扶貧政策對貧困家庭醫療保健支出產生了顯著的正向影響，這與精準扶貧政策對貧困戶提供的醫療保障全覆蓋密切相關。精準扶貧政策對貧困補貼占家庭總收入比例低于30%貧困人口的食物支出和娛樂支出產生了負向影響，對經營性收入影響為正。相較而言，精準扶貧政策對貧困補貼占家庭總收入比例高于50%貧困人口的食物支出與娛樂支出的影響為正，即食物支出與娛樂支出水平提高了，但對經營性收入的影響不顯著。精準扶貧政策在增收減貧的過程中，對貧困人口產生了差異化的激勵效應，顯著激勵了不以政府補貼為主的貧困人口的努力程度，同時顯著促進了依靠政府貧困補貼為主的貧困家庭的享受型消費需求，這也是精準扶貧政策促進貧困人口閑散勞動力占比增加的原因所在。此外，精準扶貧政策顯著增加了以貧困補貼為主的貧困群體的日常吸煙量和喝酒次數，但對不依靠貧困補貼為主的貧困戶的影響相對較小。因此，精準扶貧政策增加了“好逸惡勞”個體的“福利依賴”及其貧困適應性，而對“自食其力”貧困家庭產生了顯著的“促勤”或正向激勵作用。

表10 異質性分析(DID估計)

六、結論與政策建議

本文基于CFPS 2012—2018年跟蹤調查數據，運用FRD方法和DID方法評估了精準扶貧政策對貧困人口主觀努力程度的影響，回答了精準扶貧政策是否實現了“志智雙扶”的多重績效，且進一步剖析了精準扶貧政策的異質性作用。研究發現：第一，精準扶貧政策不僅起到了增加收入的減貧效應，而且顯著提高了居民的生活滿意度和對未來生活的信心，增加了居民的工作時長和教育培訓支出，有效改善了居民的主觀精神需求，取得了思想扶貧的積極成效，產生了明顯的“志智雙扶”效應；第二，異質性分析表明，精準扶貧政策促進了不依靠政府兜底保障居民的閑散勞動力向非農就業轉變，“扶志”效應明顯。與此同時，精準扶貧政策降低了依靠政府兜底保障的閑散勞動力非農就業概率，使其產生了一定程度的“福利依賴”；第三，精準扶貧政策增加了依靠政府兜底保障貧困人口的享樂型消費，強化了這部分貧困人口的貧困適應性，而對不依靠貧困補貼的貧困人口產生了良性的“促勤”作用。

以上研究結論的政策建議如下：

第一，精準扶貧政策具有“志智雙扶”的正向外溢性，但不同群體從精準扶貧政策中獲益大小存在差異，更多扶貧利益流向了主動努力脫貧的低收入群體。差異化的政策效應會在一定程度上造成地區內居民收入差距的擴大，從而導致新的相對貧困問題。為此，消除絕對貧困后貧困治理的重點應以緩解相對貧困為主，且更加注重低收入群體的多維福利改善。

第二，目前我國已經實現了全面脫貧，穩步邁入了鄉村振興發展階段，但落后地區低收入人口的可持續發展問題依然是重點。鄉村振興階段中的貧困治理要實現長期效應，應繼續遵循“治貧先治愚，扶貧先扶志”的原則，加快建立農村精神貧困、文化貧困識別機制，加快推進思想扶貧與教育扶貧的進程，多元化提高低收入家庭的人力資本，培育低收入家庭長期的自身發展能力。

第三，在鄉村振興發展的后扶貧階段，扶貧資源分配應該引入“獎懲”機制和“福利依賴”約束機制，對獲得扶貧補助且培育出自我發展能力的家庭進行獎勵，形成正向激勵作用，通過“教養兼施”的多元化舉措，對農戶觀念、思想和信心進行引導與幫扶，徹底消除“福利依賴”思想。

第四，為了鞏固脫貧成效與鄉村振興協調發展，要求“志”與“智”同步推進。一方面，要進一步加強產業振興和文化振興的實施力度，確保脫貧人口持續增收的同時，不斷滿足脫貧人口的精神文化發展需求；另一方面，要逐步加大對農村地區文化教育的投入力度，提高農戶的知識水平和職業技能，推動其向“要我發展”到“我要發展”轉變，真正實現農村居民主動參與建設美麗鄉村和推動鄉村振興的新局面。