脫貧攻堅成果的鞏固：精準扶貧促進了貧困家庭創業嗎？

金 江，黎泳康

(1.華南理工大學 經濟與金融學院，廣州 510006； 2.中國人民大學 勞動人事學院，北京 100872)

一、引 言

新中國成立以來，中國的扶貧工作經歷了從體制扶貧到開發扶貧、整體推進到局部瞄準的轉變，取得了舉世矚目的成就。根據《2020年國民經濟和社會發展統計公報》公布的數據，黨的十八大以來9899萬農村貧困人口全部實現脫貧，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表彰大會上，習近平總書記指出，“精準扶貧是打贏脫貧攻堅戰的制勝法寶，開發式扶貧方針是中國特色減貧道路的鮮明特征”[1]。那么，精準扶貧的制勝法寶是什么？又是如何實現貧困縣全部摘帽、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建緩解相對貧困的長效機制提供借鑒，還能為國際減貧事業提供參考。

自精準扶貧政策實施以來，相關文獻圍繞收入、信貸以及收入分配對其實施效果進行了評價，為全面認識精準扶貧的減貧效應提供了直接證據。例如，張全紅等[2]借助斷點回歸方法系統分析了精準扶貧對農村貧困居民收入、消費及外出務工等因素的影響。王立勇等[3]和李芳華等[4]采用不同的數據和方法評估了精準扶貧的收入效應，均得到了正面的結論。此外，胡晗等[5]利用陜西省3縣863戶貧困家庭的數據進行實證分析，結果表明精準扶貧政策實施期間，產業扶貧政策使貧困戶參與農業種植和牲畜養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查(CHFS)數據發現精準扶貧行動顯著提升了貧困戶獲得農業正規信貸的概率和規模，在農業正規貸款領域并不存在“精英俘獲”效應。陳昊等[7]使用中國家庭追蹤調查(CFPS)數據發現精準扶貧政策顯著提高了貧困群體的醫療服務利用水平。周強[8]采用中國家庭追蹤調查2016—2018年的數據，對精準扶貧的收入分配效應進行檢驗，實證結果顯示精準扶貧政策實現了貧困人口減少與脫貧質量提升的多重績效，有效降低了農村的貧困發生率和貧困深度。

然而，盡管現有文獻從不同角度對精準扶貧政策的效果進行了評價，但對其所具有的創業效應的關注則較少。正如周強[8]45指出，精準扶貧采取的是多元化的幫扶模式，不僅注重財政補貼和實物救濟的再分配，同時也強調以市場化機制為導向的“造血式”扶貧的作用。作為一項市場活動，創業契合了反貧困必須面向市場的經濟訴求，有助于增強精準扶貧的造血功能。首先，創業具有較為穩定的增收效應[9]，能夠為貧困居民提供獲取收入的機會，改善其收入狀況和消費水平，緩解他們在物質上的匱乏[10]。其次，創業的過程是貧困居民的行為態度由消極被動轉向積極主動的過程，成功的創業者還會產生一種“示范效應”，鼓舞更多貧困居民通過自主創業擺脫貧困，激發貧困居民的內生發展動力[11-12]。

如果說創業具有有效的脫貧效應，那么，精準扶貧政策的實施是否會影響貧困家庭的創業行為呢？進一步來說，如果精準扶貧提升了貧困居民的創業概率，那么，具體又是哪一些政策在發揮作用？是否會影響貧困家庭的創業績效？現有文獻并未對上述問題進行解答。為此，本文擬采用中國勞動力動態調查(China Labor-force Dynamics Survey, CLDS)2012年和2016年的兩期面板數據，并基于傾向得分匹配(Propensity Score Matching, PSM)和雙重差分(Difference-in-Differences, DID)相結合的估計方法，實證檢驗精準扶貧政策對貧困家庭創業的影響。

二、模型、數據和變量

(一)實證模型和估計策略

精準扶貧政策的實施以2014年中共中央辦公廳詳細規劃的工作模式為標志，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(向量)，μit為隨機誤差項。entreit表示時刻t家庭i是否創業，如果創業，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是精準扶貧對象，則pov=1，對應本文的處理組，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、家庭特征和地區特征三類，下文將對其進行詳細說明。

在模型(1)中，應關注時間虛擬變量與政策虛擬變量的交叉項dtpovit，其系數衡量了精準扶貧政策的實施對貧困家庭創業的影響。如果直接對模型(1)進行估計，交叉項的參數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扶貧政策的實施，處理組和控制組家庭選擇是否創業的變化趨勢應當是一致的，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、家庭和地區三個層面的變量，但一些潛在的遺漏變量仍會導致處理組和控制組家庭具有不同的創業傾向，即對兩個組家庭選擇是否創業的影響并不相同。其次，精準扶貧仍不能完全杜絕關系扶貧和人情扶貧等問題，建檔立卡過程中優親厚友的現象難以避免，從而導致樣本選擇問題的產生，使得共同趨勢假定不成立。(1)在2014年1月27日國務院新聞辦公室舉行的農村扶貧開發工作新聞發布會上，國務院扶貧開發領導小組辦公室副主任王國良指出，長期以來，我國扶貧開發存在著貧困人口底數不清、情況不明、針對性不強、扶貧資金和項目指向不準的問題。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，重新識別補錄貧困人口9.51萬人。因此，本文將以模型(1)為基礎，采用雙重差分和傾向得分匹配相結合的方法(PSM-DID)對其進行估計，即先基于可觀測特征對貧困家庭進行匹配，進而以匹配數據為基礎進行DID估計。

(二)數據和變量

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

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在對前期對象進行追蹤的基礎上，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扶貧對貧困家庭創業行為的影響，而中國的貧困主要發生在農村，故筆者只保留樣本中的農村家庭，進而在此基礎上，根據問題“您家是否是精準扶貧對象？”篩選出最終的處理組和控制組。在將CLDS2012和CLDS2016的農村家庭進行合并后，得到一個包含7542個家庭的面板數據集。根據CLDS2016的調查數據，接受精準扶貧的家庭占比為7.5%，與《中國扶貧開發報告(2016)》公布的貧困發生率(5.7%)較為接近，從而也間接表明本文采用的數據具有較強的代表性。

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

模型(1)中戶主、家庭及地區三個層面的控制變量參照現有文獻[15][16]84而確定，其中，戶主和家庭數據均來源于相應年份CLDS的個體問卷和家庭問卷，地區層面的數據則來源于中經網，所對應的行政單元為地級市。相關變量的定義及描述性統計結果見表1。

三、實證結果分析

(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，傾向得分對應為在給定匹配變量的前提下，家庭i接受精準扶貧政策處理的概率，即

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

(2)

以模型(2)為基礎，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行匹配后，便能得到DID估計樣本。為了保證匹配質量，在實施DID估計之前還需要進行共同支撐(common support)假設檢驗和平衡性(balancing)檢驗，其中共同支撐假設要求處理組和控制組家庭的傾向得分存在一個重疊區間，平衡性假設則要求在根據傾向得分對樣本進行匹配后，處理組和控制組家庭的匹配變量X不應該存在顯著差異，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，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，且匹配效果較好。

平衡性檢驗結果見表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，根據聯合顯著性檢驗結果，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合顯著的，而匹配后這些變量不再顯著。以上結果表明在進行傾向得分匹配后，處理組和控制組的系統性差異得到了有效改善。

(二)估計結果

在進行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，依次采用四種不同的匹配方法進行PSM-DID估計，相應的估計結果見表3，在所有估計中本文均控制了地區固定效應。由表3可以發現，當使用不同的匹配方法進行估計時，交叉項dtpov的估計值均在1%的水平上顯著為正，說明精準扶貧政策的實施促進了貧困家庭的創業，同時也表明匹配方法的不同并不影響本文的估計結果。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果。

本文從如下角度對上述結果進行解釋。第一，創業是創業者與外部環境不斷進行交互作用的過程，需要各類資源的支持，相關資源的缺乏不僅會影響個體的創業決策，也會影響其創業成功的概率。而精準扶貧所包含的各項具體政策(如金融扶貧、產業扶貧等)，不僅能夠直接緩解貧困家庭在創業過程中可能面臨的資源約束，為貧困家庭提供資金、技術等各項資源支持，也增強了其抵御創業風險的能力，對貧困家庭的創業行為選擇產生了不可忽視的影響。第二，作為一項市場活動，創業是創業者發揮主觀能動性的過程，認知能力、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。精準扶貧政策在實施過程中為貧困家庭提供的技能培訓、職業教育和創業培訓等，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業機會和創業風險。第三，貧困家庭往往居住在自然條件惡劣、不具備基本生產和發展條件的落后地區，這些地區本身的創業資源和創業機會相對較少，直接影響創業活動的開展。而精準扶貧能夠通過外部環境的改善(例如異地搬遷、基礎設施改造等)，實現貧困家庭與市場的對接，使貧困家庭獲得更多的外部創業機會。第四，中國特有的傳統文化決定了農民具有濃厚的鄉土意識和自我身份認同感，嚴重削弱了農民主動突破自我身份、謀求發展的意識，從而導致貧困家庭的內生發展動力不足，對政府政策和外部資助的依賴性較強，久而久之形成了一種“貧窮的文化”[17]。然而，精準扶貧政策“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，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知，使得他們能夠從被動的依賴政府幫扶轉變為自主創業，促進創業決策的形成。

其他控制變量的估計結果(見表3)也與現有文獻的研究結論保持一致。戶主層面的變量表明，已婚對貧困家庭的創業存在積極影響，其原因可能在于已婚更有助于緩解創業資源約束[6]65。此外，戶主的年齡越大，家庭創業的可能性越低。由于創業面臨更高的風險，而隨著年齡的增大，個體對風險的承受能力降低，因而不利于創業活動的開展[18-19]。同時，受教育水平對貧困家庭的創業選擇也存在積極影響，這可能在于受教育水平越高，獲取創業資源、識別創業機會的能力越強。表3的估計結果還表明，宗教信仰可以顯著提高家庭創業的概率，這也與現有文獻的發現保持一致[13]。從家庭層面的變量看，家庭人口越多，貧困家庭創業的可能性越大，這可以從兩個方面對其進行解釋。其一，由于勞動力資源是最基本的創業資源，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，抵御風險的能力越強，從而有利于創業活動的開展[21]。家庭收入的增加可以顯著促進家庭的創業選擇，這是因為資產水平與創業活動是緊密相關的，收入水平更高的家庭面臨更低的流動性約束，從而對家庭創業產生積極影響[16]87[22]。最后，從地區層面的變量看，盡管地區GDP增長率、人口規模及就業率對貧困家庭創業選擇的影響不顯著，但筆者發現公共支出占GDP比重越高，貧困家庭的創業動機越強烈，其原因可能在于公共支出能夠有效改善創業環境，緩解創業過程中家庭面臨的資源約束，從而有助于家庭創業決策的形成[23]。

(三)機制檢驗

盡管前文結合基本估計結果對精準扶貧政策影響貧困家庭創業的內在機制進行了理論解釋，但仍需進一步實證檢驗以確定究竟是何種機制發生作用，對這一問題的回答也有助于為進一步提高精準扶貧的效率提供參考依據。

在精準扶貧政策的實施過程中，以精準識別和精準施策為基礎，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的側重點，同時也具有不同的扶助效果。因此，從實證的角度看，如果精準扶貧確實能通過某一方面政策的實施而促進貧困家庭創業概率的提升，則說明這一政策所包含的內容對貧困家庭創業有著積極的影響，這也為證明某一特定機制是否存在提供了直接的證據。例如，諸如產業扶貧和金融扶貧等措施主要緩解了貧困家庭在創業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業概率的提升，則說明精準扶貧能夠通過緩解貧困家庭在創業資源上所面臨的約束，而對其創業行為產生積極影響。為此，接下來將通過區分不同的政策，進一步對精準扶貧政策影響貧困家庭創業的作用機制進行檢驗。

CLDS2016家庭問卷基于如下問題詳細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？”相應的選項包括產業扶貧、金融扶貧、文化扶貧、就業技能培訓和就業轉移等，筆者將這些政策所對應的項目總結為如下四類：物質資源扶持型項目、人力資本促進型項目、外部環境改善型項目和精神文化支持型項目。具體而言，本文將產業扶貧、金融扶貧等歸為物質資源扶持型項目，將就業技能培訓、勞動力就業轉移和醫療救助等歸為人力資本促進型項目，將易地搬遷和生態補償等歸為外部環境改善型項目，將文化扶貧歸為精神文化支持型項目。在此基礎上，以是否接受了上述四種類型的扶貧項目作為區分處理組和控制組的依據，采用PSM-DID方法分別對四類不同項目的實施效果進行檢驗，結果見表4。

根據表4的估計結果，第(1)、(3)和(4)組回歸的交叉項系數均顯著為正，說明物質資源扶持型、外部環境改善型及精神文化支持型扶貧項目的實施促進了貧困居民的創業，這一發現也在一定程度上證實了精準扶貧主要是通過緩解創業資源約束、改善創業環境以及提供精神支持對貧困家庭的創業產生積極影響，同時也說明在扶貧過程中不僅要注重物質條件的匱乏對貧困人口產生的影響，同時也要注重對貧困人口精神層面的引導。李芳華等[4]183-184的研究表明易地搬遷和產業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，本文的結論則從創業的角度印證了他們的發現。值得注意的是，根據本文的研究樣本，并未發現人力資本促進型項目可以促進貧困家庭的創業，其原因可能在于，諸如就業技能培訓和勞動力就業轉移等項目仍以就業為導向，而醫療救助更加強調的是對貧困居民健康人力資本的改善。

(四)穩健性檢驗

盡管基于PSM-DID的估計結果表明精準扶貧政策促進了貧困家庭的創業，但這一結果仍有可能受到了其他干擾因素的影響。為此，本文將進一步對此進行穩健性檢驗。

1．剔除政策介入前創業的家庭

對于一些往年便處于創業狀態的貧困家庭，政策實施后的創業狀態很有可能是受到以往創業經歷的影響，而非精準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年均處于創業狀態的貧困家庭樣本，重新對模型進行估計，結果見表5。

從表5第(1)組相應的估計結果可以發現，此時交叉項的系數仍在1%的水平上顯著，從而也說明本文的結果是穩健的，即精準扶貧政策促進了貧困家庭的創業。

2．剔除其他政策的影響

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

3．控制地區創業水平

為了排除地區創業氛圍對家庭創業決策的影響，以CLDS的數據為基礎，在地級市層面計算了每一個地區的創業率(r_entre)，并將其納入模型中重新進行估計，結果見表5第(3)列，在控制了地區層面的創業水平之后，本文的結果仍保持穩健。

4．隨機指派處理組

如果本文的基本結論是由處理組和控制組之間的一些固有差異所導致的，而非精準扶貧政策的實施產生的效應，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果。為此，參照相關文獻的處理方法，隨機對處理組和控制組家庭進行分配，并重復這一過程1000次進行反事實檢驗[25]。如果此時精準扶貧對家庭創業決策的影響仍顯著為正，說明本文的估計結果并未反映出精準扶貧對家庭創業的真實影響效應。以上述結果為基礎，參數α3估計值的大致分布見表6。由表6可以發現，在經過1000次隨機指派處理組處理后，dtpov的回歸系數在均值處、中位數處、5%分位數處、25%分位數處、75%分位數處、95%分位數處均不顯著，這也再一次表明本文的研究結果是穩健的。

四、進一步分析

(一)區分生存型創業和機會型創業

全球創業觀察報告(GEM)將創業分為生存型創業和機會型創業。生存型創業指由于沒有其他就業選擇或對其他就業選擇不滿意而從事創業的創業活動，這一類創業活動起點較低，創業者大部分文化水平不高，創業項目也主要集中在微利行業，創業的目的主要是養家糊口。機會型創業指為了追求商業機會而從事創業的商業活動，是創業者主動性的職業選擇，呈現出創業起點高、風險大、利潤高等特點。盡管前文的基本實證結果表明精準扶貧政策有助于貧困家庭的創業，但在采用不同的標準定義貧困家庭的創業狀態后，這種積極影響是否仍然存在？本文接下來將對這一問題進行分析。

結合所采用的樣本，本文從創業動機出發對生存型創業和機會型創業進行區分。具體而言，將創業動機為“沒有更好的工作選擇”這一類創業定義為生存型創業，將創業動機為“抓住好的創業機會”這一類創業定義為機會型創業(2)CLDS問卷對應的問題為：“您這次創業是因為找到好的創業機會還是因為您沒有更好的工作選擇？”。不同類型創業的分布如圖3所示。從整個樣本看，兩種創業類型占比相對接近，但單獨從處理組家庭看，生存型創業占比為81.6%，遠大于機會型創業占比，而在控制組家庭中，兩種不同類型的創業家庭占比分別為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業仍以生存型創業為主。

以模型(1)為基礎，在區分了上述兩種不同的創業類型之后，采用PSM-DID方法分別對生存型創業和機會型創業進行估計，相應的估計結果見表7。表7第(1)列的估計結果表明，如果以機會型創業作為區分創業的標準，交叉項的回歸系數不顯著且為負，而如果以生存型創業作為區分標準，相應的參數估計值在1%的水平上顯著為正，從而說明精準扶貧主要促進了貧困家庭的生存型創業。對于貧困家庭而言，生存型創業相較于機會型創業起點更低，創業風險更小，投資回報周期更短，可以更好地滿足貧困家庭的脫貧需求。精準扶貧的目的在于讓貧困戶脫貧，因此，如果以生存型創業作為區分是否創業的標準，精準扶貧的影響效應便表現為正。

(二)精準扶貧對創業績效的影響

從政策實施的最終目的看，精準扶貧不僅意味著貧困人口在短期內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，杜絕返貧現象的發生。由于創業績效不僅衡量了貧困家庭在短期內的脫貧效果，同時也有助于創業精神的培育，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識精準扶貧政策的實施效果。基于這一考慮，本文接下來將進一步實證檢驗精準扶貧政策如何影響貧困家庭的創業績效。

參考周廣肅等[24]185-188的做法，本文將創業家庭的資產總額和凈利潤作為衡量創業績效的指標。對于那些未創業的家庭而言，這兩個變量的取值為0，從而會引發數據截取問題。為此，為了解決由此帶來的估計偏誤，本文將采用面板Tobit模型來對相關參數進行估計。

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

五、結 語

精準扶貧旨在通過對貧困人口的精準識別和精準施策，從根本上消除各種致貧因素和脫貧障礙，從而實現可持續脫貧目標。隨著2020年底農村絕對貧困人口全部脫貧摘帽，對精準扶貧政策的減貧績效進行評價的重要性開始凸顯。作為一項市場活動，創業不僅能夠直接提高貧困家庭的收入和消費水平，緩解貧困居民在物質上的匱乏，還能激發貧困居民的內生發展動力，實現長期穩定脫貧。為探究精準扶貧政策的實施是否促進了貧困家庭的創業，本文采用2012年和2016年的中國勞動力動態調查數據，以及PSM-DID估計方法，從創業的角度出發對精準扶貧政策的實施效果進行了評價。

理論上，精準扶貧可能會從以下渠道影響貧困家庭的創業行為。其一，精準扶貧所包含的各項開發式幫扶政策，能夠直接緩解貧困家庭在創業過程中可能面臨的資源約束；其二，精準扶貧在實施過程中為貧困家庭所提供的技能培訓、職業教育和創業培訓等，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業機會和創業風險；其三，精準扶貧能夠通過外部環境的改善(例如異地搬遷、基礎設施改造等)，實現貧困家庭與市場的對接，使貧困家庭獲得更多的外部創業機會；其四，精準扶貧能通過對貧困家庭思想理念的改造和價值觀的引導，激發貧困家庭發展的內生動力，從而促進其創業決策的形成。

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

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

2021年國家鄉村振興局掛牌成立，標志著中國農村工作的重心將從脫貧攻堅向振興鄉村過渡，鞏固脫貧攻堅成果、防止返貧仍將是未來一段時間內中國鄉村振興工作的主要內容。各級政府應當以鄉村振興為契機，建立符合農村實踐的多元化創業激勵機制，并結合對不同家庭要素稟賦差異的精準識別，進一步培育和鞏固脫貧家庭的內生發展動力，提高創業成功率和創業質量，最終實現貧困家庭的可持續發展和長期穩定脫貧目標。