扶貧項目資產管理對家庭脫貧增收效果的影響

李書奎 任金政 趙 鑫

(1.中國農業科學院 農業經濟與發展研究所,北京 100081;2.中國農業大學 經濟管理學院,北京 100083)

伴隨著脫貧攻堅戰略的完美收官,自此中國踏入了有序銜接、穩步推進鄉村振興戰略的關鍵時期,構建促進脫貧家庭收入的長效機制、進而助力于實現共同富裕不僅是現階段各級政府工作的重點和難點,更是以習近平總書記為核心黨中央惠農、助農、強農思想的重要凸顯[1]。在脫貧攻堅期內各地區通過完善基礎設施、產業扶貧等途徑不斷改善農業生產條件進而實現助貧、脫貧的目標,為此,各地區也形成和沉淀了大量的扶貧項目資產,由于缺乏相應的管理制度,部分地區出現了無人看管、無人維護的現象,潛在影響著扶貧項目效用的持久發揮。為了有效改善困境,實現扶貧項目資產有人管、有人護,山東省Y縣、安徽省Z縣及內蒙古自治區Q縣等先行試點地區在2017年積極探索、積極謀劃,通過對扶貧項目資產進行權屬劃分、明確日常管理主體責任、規范處置流程、加強日常運營監管等流程,已形成了權屬清晰、職責明確、處置得當、監督有效的扶貧項目資產管理制度體系。與此同時,國家鄉村振興局等多部門在2021年聯合出臺了《關于加強扶貧項目資產后續管理指導意見的通知》,完善了扶貧項目資產管理的頂層制度設計,為各地區強化管理提供了制度保障。但先行試點地區扶貧項目資產管理效果如何?能否促進脫貧家庭收入的穩步提升?作用路徑如何?等系列問題亟需在戰略銜接期內予以解答。

而已有文獻中關于扶貧項目資產管理的研究主要集中于定性分析,包括兩個方面:其一,關于實施扶貧項目資產管理重要性的研究,脫貧摘帽不是終點,而是新生活、新奮斗的起點,在取得脫貧攻堅、實現全面建設小康社會目標后,要在鞏固脫貧質量的基礎上,進一步拓展脫貧成果,進而全面推進鄉村振興戰略[2-3],而扶貧項目資產作為脫貧攻堅的“成果”與“產物”,對扶貧項目資產實施科學化、規范化的管理體系是持續發揮項目效用,進而鞏固與拓展脫貧攻堅成果的重要抓手。首先,基于歷史發展視角來看,通過對脫貧攻堅期內的扶貧項目資產施加科學化、規范化管理機制,是持續發揮項目效用[4],進而助力于實現產業興旺目標的重要基礎[5];再者,基于現實發展需求來看,面對脫貧攻堅期內1.6萬億元財政扶貧資金所形成的龐大項目資產,通過管理防范資產流失,為鄉村振興戰略的穩步推進發揮資產存量優勢[6]。

其二,關于扶貧項目資產管理要素的研究,由于扶貧項目資產管理是一個流程化的管理制度體系,包括對扶貧項目資產的確權、劃定責任主體、收益分配、實施監督檢查及資產處置等,任何環節的遺漏或者缺失均會影響總體管理效率,扶貧項目資產管理主要是明確“管什么”、“由誰管”的問題,而登記制度是明確管理對象的基礎[7],進而摸清家底[8],在此基礎上明確管理主體責任,實現扶貧項目資產有人管、有人護。與此同時,加強扶貧項目資產監督與處置也是不容忽視的環節[9],多措并舉共同致力于扶貧項目資產管理效率的提升。

通過上述分析發現,已有文獻中對于扶貧項目資產管理的研究更多基于定性視角,鮮有對先行試點地區扶貧項目資產管理進行定量分析,而在戰略銜接期亟需對扶貧項目資產管理實施效果進行評價,一方面通過查漏補缺、總結管理經驗,便于在全國范圍內的進一步推廣,另一方面立足重點、攻克“阻點”,通過作用路徑分析為有效提升管理效率找準著力點,多措并舉構建扶貧項目資產管理的長效機制,以提升脫貧家庭收入為重點,實現脫貧質量的鞏固與拓展,為鄉村振興戰略的穩步推進奠定堅實基礎。

1 理論分析與研究假設

扶貧項目資產作為脫貧攻堅的“成果”與“產物”,在脫貧攻堅期內為助貧脫貧發揮了重要效用,在戰略銜接期乃至鄉村振興戰略有序推進期,如何管好、用好項目資產不僅是促進脫貧家庭收入穩定增長的重要基礎,還是實現產業興旺、生活富裕的重要抓手。但由于脫貧攻堅期內扶貧項目建設類型多、資金來源廣,使得形成項目資產類型呈現多樣化、復雜化的現狀,如依據扶貧項目資產的性質可劃分為經營性和公益性扶貧項目資產,按照形成項目資產的資金來源可劃分為多主體聯營和單一主體建設兩類,按照扶貧項目資產權屬主體的不同可劃分為到戶類、到村類等[10]不同類型,本研究為衡量實施扶貧項目資產管理對脫貧家庭收入的作用效果,進一步將扶貧項目資產按照存在形式及作用目的劃分為公益性、經營性及到戶類扶貧項目資產,而針對不同類型扶貧項目資產管理對脫貧家庭收入的作用路徑主要有如下方面:

其一,扶貧項目資產管理的實施環節對脫貧家庭收入的促進作用。通過調研及文獻梳理發現扶貧項目資產管理包括權屬劃分、對資產運營情況的公示、明確管理主體責任等,不同環節對脫貧家庭收入的作用效果存在異質性。首先,對扶貧項目資產進行權屬劃分是實施后續管理的基礎,基于產權理論可知,產權明晰化會對主體產生激勵效用[11],依據試點地區對項目資產確權情況來看,針對到戶類、經營性及村級公路等公益性的扶貧項目資產分別確權到相應的脫貧家庭及村集體經濟組織,進而實現脫貧家庭經營性收入及村集體收入的穩步增長(1)依據調研地區對扶貧項目資產確權的情況,權利主體主要包括脫貧家庭和村集體經濟組織兩部分。。其次,扶貧項目資產管理要求定期對項目資產運營、收益等情況進行公示公開,基于委托代理理論,信息公開透明化可減少委托代理成本的發生,從而實現村集體收入的提升;而村集體經濟收入的增加又會通過收益分紅、開發日常維護崗位等途徑實現脫貧家庭財產性收入的穩步提升(2)村集體收入與脫貧家庭收入的關系:在脫貧攻堅期內,面臨貧困人口及貧困地區脫貧摘帽的壓力,各地區會將大量村集體收入用于助貧脫貧,在與三個試點地區縣級相關部門座談時了解到,在脫貧攻堅期內,一方面村集體收入屬于“帶帽”收入,村集體在收到相關收入后會通過定向分紅等方式用于助貧脫貧,另一方面為實現扶貧項目資產有人管、有人護,村集體會開發相應的資產管理維護崗位,進而實現家庭工資性收入的增長。戰略銜接期乃至鄉村振興戰略穩步推進期,鞏固拓展脫貧攻堅成果是各級政府工作的重心,在壯大村級經濟的基礎上,村集體收入依舊會用于有效防范規模性返貧、進而實現生活富裕的目標。則使用村集體收入作為中介變量,以此衡量實施扶貧項目資產管理對脫貧家庭收入的作用效果。。最后,為實現扶貧項目資產有人管、有人護,特別是針對村級公路等公益性扶貧項目資產而言,由于其公共屬性,為避免“公地悲劇”的發生,需定期進行維護;與此同時,實現村級加工車間等經營性扶貧項目資產保值增值是施加管理的核心目標,而通過定期維護避免加速老化是資產保值的基礎,則村集體經濟組織會通過增加就業崗位的方式,實現脫貧家庭工資性收入的提升。

其二,“管好”扶貧項目資產進而防范資產流失是基礎,“用好”項目資產、持續發揮項目帶動效用是管理的核心,更是村集體經濟組織在實施管理過程中面臨上級政府績效考核的重心。則在脫貧攻堅期如何在管好扶貧項目資產的基礎上,盤活項目資產進而持續發揮產業項目對于脫貧家庭的帶動效用不僅是實現產業興旺的內在要求,還是實現共同富裕目標的核心基礎。而依據能力貧困理論,家庭貧困是表象,能力貧困是根本,村集體為有效發揮產業項目對農戶的帶動效用,會依據當地產業發展需求,通過定期組織針對性的生產技能培訓等方式提升脫貧家庭生產技能,使得脫貧家庭能夠更好地融入產業發展項目,進而通過就近就業等方式實現家庭經營性、工資性收入的穩步提升(圖1)。

圖1 理論分析框架Fig.1 Theoretical framework

基于資源稟賦理論,由于不同家庭資源稟賦的差異使得獲得制度紅利的能力有所不同,如分別對于一般脫貧家庭、五保脫貧家庭、低保脫貧家庭而言,一般脫貧家庭可能是由于缺乏發展資金、發展機會等所導致的貧困,在脫貧攻堅期內通過享受精準到戶的扶貧政策等實現發展能力的提升,在后續實施的扶貧項目資產管理中更容易參與到項目發展中,進而獲得相應的制度紅利;但對于五保脫貧家庭而言,其生產發展能力受限,在各地區調研發現,對于該類脫貧家庭一般是通過村級兜底的方式實現脫貧摘帽,而在后續發展中同樣作為村級防返貧監測的重點,五保脫貧家庭的收入來源主要依靠村集體收益分紅等方式;因此不同類型的脫貧家庭在參與項目資產管理中所獲得紅利的方式不盡相同,則會進一步導致作用效果存在異質性。

基于上述分析提出如下假設:

假設1:扶貧項目資產管理對脫貧家庭收入具有正向促進的作用;

假設2:扶貧項目資產管理通過確權的激勵效用、實現就近就業等方式促進脫貧家庭收入的提升;

假設3:由于資源稟賦的差異會對不同屬性脫貧家庭的作用效果存在異質性;

2 研究設計

2.1 樣本及數據

依托項目支撐,數據來源于課題組2019年對山東省Y縣,安徽省Z縣,內蒙古自治區Q縣率先探索扶貧項目資產管理縣(區)的791個脫貧家庭2018年家庭收入為實驗組研究樣本。為盡可能控制其他政策對脫貧家庭收入的影響效果,將通過傾向得分匹配法分析管理實施的凈效果,在省(自治區)內各隨機抽取2個未實施扶貧項目資產管理的縣(旗)為控制組。調查樣本采取隨機抽樣法,每個縣隨機抽取4個鄉鎮,每個鄉鎮隨機抽取3個行政村,每個行政村隨機抽取20～40個脫貧家庭(若行政村脫貧家庭未達到20戶,則從相近行政村加以補充),以充分保障樣本具有代表性,共收回有效問卷3 085份。

2.2 變量設計

1)因變量.脫貧家庭收入長效機制的建立事關脫貧質量的鞏固與脫貧成果的拓展,而依據扶貧項目資產管理對脫貧戶家庭收入的作用路徑,將脫貧家庭的總收入、經營性收入、工資性收入及財產性收入作為扶貧項目資產管理實施效果的主要衡量指標,但考慮到部分脫貧家庭可能存在不同類型收入缺失的情況,參考相關學者的研究在實證分析中采用各因變量加1取對數的方法進行測算[12]。從表1可知,實驗組與控制組之間未存在較大的差異,除家庭財產性收入外,實驗組中家庭總收入、經營性收入、工資性收入的平均值及標準差存在一定的差異性。

表1 脫貧家庭收入變量統計結果列示Table 1 Presentation of statistical results of poverty alleviation family income variables

2)自變量。先行試點地區為強化扶貧項目資產管理在實踐探索的基礎上均出臺了相應的管理制度,因此采用0～1變量:將先行試點地區脫貧家庭的“實施管理”變量賦值為1,控制組脫貧家庭該變量賦值為0,總體評價實施扶貧項目資產管理與否對脫貧家庭收入的作用效果。

3)中介變量。實施扶貧項目資產管理涉及多個方面,但由于脫貧家庭擁有不同的資源稟賦,使得扶貧項目資產管理作用路徑存在差異性,進而表現出不同的作用效果。主要表現在以下幾個方面,其一,政策要求對扶貧項目資產進行確權,而權屬的劃分可進一步激發脫貧家庭生產發展的動力,則選擇脫貧家庭“心理效應”的相關指標[13-14]。其二,基層組織為貫徹落實扶貧項目資產管理中鞏固拓展脫貧攻堅成果的要求,為持續發揮扶貧項目的帶動效用,通過實施針對性的就業培訓提升脫貧家庭生產技能,實現“有效供給”,以此更好地分享產業發展紅利,多措并舉實現“全產業鏈+脫貧家庭”的發展模式[15-17],進而通過就近就業,實現脫貧家庭工資性及經營性收入的穩步提升。其三,村集體收入的增加又會通過收益分紅、涓滴效應等方式最終實現脫貧家庭收入的穩步提升[18]。

從樣本統計結果來看,實驗組中脫貧家庭對于扶貧項目資產權屬界定給予更多的肯定,這也凸顯權屬穩定性對于脫貧家庭生產發展的激勵效用;再者實驗組中脫貧家庭的就近就業情況要略優于控制組,且實驗組和控制組中村集體收入也存在同樣的特征。

4)控制變量。由于影響脫貧家庭收入的因素眾多,為盡可能排除其他因素的影響效果,將從戶主特征、家庭特征及村級特征3個方面進行指標的選取。

a.戶主特征:不同偏好的脫貧家庭嵌入在特定的社會網絡中,并通過戶主的受教育程度、年齡等特征表現出來,因此選取戶主的年齡、文化水平等指標。從樣本統計情況來看,控制組樣本的平均年齡要大于控制組,而戶主的文化水平則略有反差[19-20],但不具有統計意義上的顯著性差異。

b.家庭特征:由于家庭行為是受資源稟賦差異影響的理性經濟人,因此家庭的勞動力數量、是否參與合作社以及對未來生活的期望等因素則會影響家庭收入,因此選取脫貧家庭人口數量、勞動力數量等指標作為家庭控制變量[21-22]。從樣本統計結果來看,實驗組中脫貧家庭就近就業情況要略高于控制組,與此同時家庭參與合作社情況也存在相似特征。

c.村級特征:一般而言不同區域內存在著差異化的資源配置情況,如距離縣城或者鄉鎮越近的村民更能及時地獲取農產品在生產加工或者銷售過程中的市場信息,則會擁有相應的信息便利性,會提高脫貧戶的家庭收入;因此選取村級地貌、到鄉鎮距離等指標作為村級控制變量[23-24]。在村集體收入指標中實驗組均值要略高于控制組,其余村級特征指標均值差異性較小,具體指標設定及描述如表2所示。

表2 中介變量及各控制變量統計說明Table 2 Statistical description of intermediary variables and control variables

2.3 模型設定

首先,使用線性回歸模型分析實施扶貧項目資產管理對脫貧家庭收入的作用效果,并與 PSM模型結果進行對比分析,進一步驗證結論的穩健性[25]。

Yij=β0+β1policyij+β2controlij+εij

(1)

式中:Yij為第i個家庭的第j種類型收入;β1為扶貧項目資產管理實施效果;β2為其他控制變量對家庭不同類型收入的影響效果;εij為線性回歸的方差。

其次,在評價公共政策影響效果時一般以扶貧項目資產管理實施的凈效果為主,若僅使用OLS法來評價扶貧項目資產管理對脫貧家庭收入的影響效果可能會存在估計偏差。因此文中進一步采用傾向得分匹配法進行分析,通過匹配使實驗組(實施扶貧項目資產管理)和控制組(未實施扶貧項目資產管理)中樣本特征趨于一致性,以此來最大限度地減少結果偏差問題,即通過反事實框架評價扶貧項目資產管理對脫貧家庭收入影響的凈效果。在給定樣本隨機分布的前提下,平均處理效應可通過以下方法來評估:

ATT=EP(x)/D=1{E(Y(1)/D=1,

P(x)-E(Y(0)/D=0,P(x))}

(2)

式中:D=1表示實驗組,D=0表示控制組;P(x)為實施資產管理的概率,x為其他因素變量;在實際操作中可采用最近鄰匹配、半徑匹配、核匹配等方法進行評估,原則上無論采用何種匹配方法只要最終結果具有一致性說明估計結果是穩健的。

最后,為進一步分析扶貧項目資產管理影響脫貧家庭收入的作用路徑,則通過中介效應模型進行分析,具體如下所示。

Yij=α0+c1ipolicy+a1icontrolij+u1i

(3)

Medij=γ0+c2ipolicy+a2icontrolij+u2i

(4)

Yij=β0+c3iMedij+c4ipolicy+a3icontrolij+u3i

(5)

式中:controlij為各控制變量,Medij為中介變量,c1i為實施項目資產管理對脫貧家庭收入影響的總效應,c2i和c3i為經過中介變量的中介效應,c4i為直接效應,則各中介變量的替代效應為c2ic3i/c1i。

3 實證結果與分析

3.1 基準回歸結果

在進行OLS基準線性回歸前,為防止控制變量之間共線性引起估計結果偏差的問題,進而先通過共線性檢驗,通過分析發現方差膨脹因子為1.50,小于10,表明控制變量之間不存在嚴重的多重共線性問題[26-27]。

在上述分析的基礎上,表3列示了實施扶貧項目資產管理對脫貧家庭不同類型收入的影響效果,總體來看,實施扶貧項目資產管理對脫貧家庭總收入的影響效果為0.026 5,且在10%的水平上顯著。從家庭收入類型來看,實施項目資產管理對家庭經營性收入的作用最為顯著,其作用效果為0.041 2;其次對家庭工資性收入、財產性收入的作用效果分別為0.027 8和0.020 6,即驗證了假設1中實施扶貧項目資產管理能夠促進脫貧家庭總收入的穩步提升,進而實現鞏固與拓展脫貧攻堅成果的目標,具體各控制變量的作用效果如下表3所示。

3.2 傾向得分匹配的平均處理效應分析

3.2.1 扶貧項目資產管理影響脫貧家庭收入的平均處理效應

上述回歸結果表明實施扶貧項目資產管理促進脫貧家庭收入的OLS回歸結果,但可能由于影響家庭收入的變量遺失導致內生性問題,則本部分進一步運用PSM模型在反事實推斷的框架下分析實施項目資產管理的平均處理效應。通過最近鄰匹配、核匹配及半徑匹配3種方法對樣本進行匹配,并由此計算實施項目資產管理對脫貧戶家庭不同收入的平均凈效果ATT。

從表4平均處理效果來看,實施扶貧項目資產管理能促進脫貧家庭總收入的增長,具體來看,實施項目資產管理對家庭總收入的平均作用效果為0.057 3,且結果在不同統計意義水平上顯著;對家庭經營性收入、家庭工資性收入及家庭財產性收入的平均作用效果分別為0.087 7、0.080 3、0.051 3,且結果分別在1%、5%或10%的統計水平上顯著;進一步驗證表3中實施扶貧項目資產管理能夠促進脫貧戶家庭總收入的穩步提升,進而實現鞏固脫貧質量的目的,則假設1再次得以驗證具體如下表。

3.2.2 傾向得分匹配的穩健性檢驗

1)穩健性檢驗。表3中的OLS回歸結果及表4中的平均處理效應,雖然結果在不同水平上顯著,但可能存在由于變量遺失導致過高或者過低評價實施項目資產管理的作用效果。因此采用Rosenbaum邊界方法對家庭總收入進行敏感分析,其中伽馬值表示在匹配過程中由于未觀測到的因素所導致匹配結果的差異率,因此當伽馬值越大表明研究的敏感性越低,則結果越穩健[28]。通過表5中的伽馬值穩健性檢驗結果顯示,上下限顯著性水平值隨著伽馬值逐漸增大時全部為0,說明PSM估計的平均處理效應是穩健的。

表3 影響脫貧家庭收入的基準回歸結果Table 3 Benchmark regression results affecting the income of poverty-stricken families

表4 脫貧家庭收入的平均處理效應Table 4 The average treatment effect of poverty relief household income

表5 脫貧家庭收入測算中的邊界估計敏感性檢驗Table 5 Sensitivity test of boundary estimation inmeasuring the income of poverty-stricken families

2)平衡性檢驗。為充分保障控制變量匹配的質量,還需要對變量匹配后的平衡性進行檢驗,以驗證匹配后實驗組與控制組之間是否存在顯著性差異。即除實施扶貧項目資產管理外,實驗組與控制組中影響家庭收入的其他特征并不存在顯著性差異,才能準確測算實施項目資產管理所產生的凈效果。

總體來看,匹配后控制變量的總體誤差呈現下降趨勢,各控制變量在進行傾向得分匹配后差異度明顯變小(圖2),卡方值由匹配前的120.10下降到2.68;B值由最初的45.4%下降到8.4%(Rubin認為當B值小于25%時變量的匹配則滿足平衡性假設),且R值處于[0.5,2]的區間內[29],則上述結果表明匹配后控制變量的差異性顯著降低,從而降低了選擇偏誤,具體各控制變量匹配前后變化情況如表6和7所示,除脫貧家庭是否參與合作社、家庭成員患慢性病比例等指標在匹配前存在較大偏差外,其余指標的偏誤均較小,但在匹配后該偏差顯著縮小,因此變量的匹配滿足平衡性檢驗。

表6 脫貧家庭收入測算中各控制變量匹配平衡性檢驗Table 6 Testing the matching balance of control variables in measuring the income of poverty-stricken families

圖2 變量匹配前后密度函數圖變化情況Fig.2 Changes of density function diagram before and after variable matching

3.3 影響脫貧家庭收入的作用路徑分析

通過上述分析發現,扶貧項目資產管理能夠實現脫貧家庭收入的持續增長,建立起促進脫貧家庭收入增長的長效機制,進而實現鞏固脫貧質量的目的。但實施項目資產管理如何促進脫貧家庭收入增長?其作用路徑如何發揮效用?而作用路徑的分析可為后續管理效率的提升找準著力點,為持續提升脫貧家庭收入水平提供借鑒,則通過中介效應分析實施項目資產管理的作用路徑。

通過中介效應分析發現,實施扶貧項目資產管理主要通過以下3個方面影響脫貧家庭總收入:第一,產權明晰化的激勵效用。實施扶貧項目資產管理能夠實現產權明晰化對脫貧家庭的激勵效用,其影響系數為0.032 0;在考慮中介變量后的管理實施效果為0.024 5,說明對扶貧項目資產進行確權能夠對產權主體產生激勵效用,進而促進脫貧家庭總收入及村集體收入的穩步提升,中介效應占比為7.54%。第二,通過就近就業實現脫貧家庭收入的穩步提升,如表中所示,實施扶貧項目資產管理能夠促進脫貧家庭就近就業,作用效果為0.035 8,在考慮中介變量后,就近就業對脫貧家庭收入的作用效果為0.037 0,中介效應占比為4.90%。第三,通過村集體收入的增加促進脫貧家庭收入的提升,如表中所示,實施扶貧項目資產管理對村集體經濟的促進作用為0.104 3,同樣在考慮中介變量后,村集體收入增加對脫貧家庭收入增長的促進作用為0.083 0,中介效應占比為32.66%。相對而言,“扶貧項目資產管理-村集體收入提升-脫貧家庭總收入水平的增長”是通過扶貧項目資產管理實現助貧脫貧目標的重要途徑,該路徑中對于促進脫貧家庭總收入水平的總體作用效果為0.026 5,其中直接作用效果為0.017 8,中介效用占比為32.83%((0.026 5～0.017 8)/0.026 5),也再次說明了壯大村集體經濟對于鞏固拓展脫貧攻堅成果的重要性,相應的產權激勵效用及實現就近就業的中介效用占比分別為7.54%和4.90%。因此,在戰略銜接期可立足扶貧項目資產管理這一有效抓手,在管好項目資產的基礎上盤活項目資產,凸顯對脫貧家庭的帶動效用,進而實現鞏固與拓展脫貧攻堅成果的目標。

表7 脫貧家庭收入測算中控制變量匹配前后差異性對比Table 7 Comparison of differences between control variables before and after matching

表7(續)

3.4 作用效果的異質性分析

3.4.1 對不同屬性脫貧家庭收入的作用效果

在調查樣本中,脫貧家庭按照最初建檔立卡時的致貧原因可將其劃分為一般貧困、低保及五保家庭3類。由于不同屬性使得脫貧家庭在扶貧項目資產管理實施過程中的參與度存在差異性,在則進一步兼顧脫貧家庭屬性的基礎上評價實施項目資產管理的不同作用效果。

總的來看,實施扶貧項目資產管理對不同屬性脫貧家庭收入的作用效果存在異質性,其中對于一般脫貧家庭總收入的作用效果為0.038 1,而雖對于五保脫貧家庭總收入的作用效果不顯著,但依舊呈現正向促進的作用。具體來看,實施扶貧項目資產管理可顯著促進一般脫貧家庭經營性收入的增長,且結果在1%的水平上顯著;對于工資性收入的作用效果為0.028 3,但對于脫貧家庭財產性收入的作用效果不顯著;可能由于一般脫貧家庭更多的是由于缺乏資金、技術等資源而導致的貧困,在脫貧攻堅期內國家通過賦予生產技能和相應的資源,該類脫貧家庭擁有相應的發展能力,在戰略銜接期內能夠更好地融入扶貧項目資產管理中,從而獲取相應的紅利。同時,對于低保脫貧家庭總收入的促進作用為0.012 7,其中對于家庭工資性收入及財產性收入的作用效果最為顯著,結果均在10%的水平上顯著;但對于五保脫貧家庭而言,總體作用效果有限,僅能夠促進財產性收入的顯著增長,對家庭經營性收入及工資性收入的作用效果有限。因此在戰略銜接期依舊應當把五保脫貧家庭、部分低保脫貧家庭作為重點幫扶對象,持續貫徹落實兜底保障條款,有效防范規模性返貧。具體如表9所示。

表8 中介效應分析Table 8 Intermediary effect analysis

表9 扶貧項目資產管理對不同屬性脫貧家庭收入的作用效果Table 9 Effect on income of poverty-stricken families with different attributes

3.4.2 對脫貧家庭收入的分位數回歸

為進一步分析實施扶貧項目資產管理對不同脫貧家庭收入水平的影響效果,將樣本家庭收入處于25%、50%、75%和90% 4個分位點分別進行回歸。

總體來看,實施扶貧項目資產管理對不同脫貧家庭總收入水平的影響效果呈現倒“U”型趨勢,可能由于在低收入層級中,由于脫貧家庭擁有資源稟賦的不同,限制了政策帶動效用的發揮,隨著脫貧家庭的收入水平的提升其作用效果越顯著,但在收入水平達到一定程度后,其作用效果又呈現下降態勢。具體來看,其一,實施項目資產管理對于脫貧家庭經營性收入的作用效果隨著收入水平的提升而提升,尤其對于中等收入群體的作用效果最為顯著,且結果在5%的水平上顯著。其二,對于工資性收入的作用效果同樣呈現遞減態勢,通過就近就業在強化項目資產管理的同時實現低收入群體工資性收入的穩定提升,但隨著脫貧家庭收入水平的增長,逐步呈現逆向作用效果,可能由于村集體在提供公益性崗位時,更多地傾向于中低收入群體,而對于高工資性收入的脫貧家庭可能來源于外出務工所取得的收入,因此扶貧項目資產管理對脫貧家庭工資性收入呈現逐步遞減的態勢。與此同時,扶貧項目資產管理對于脫貧家庭財產性收入的作用效果也同樣呈現下降趨勢,一般而言低收入群體是低保或者五保脫貧家庭,而五保脫貧家庭占比較少,為實現該群體脫貧摘帽且不返貧,收入來源更多地依靠村集體收益分紅等財產性收入和工資性收入,因此扶貧項目資產管理對于脫貧家庭財產性收入同樣呈現遞減態勢,詳見表10。

4 結論與啟示

4.1 結論

本研究以2018年我國3省(區)9縣(旗)的3 085份脫貧家庭問卷為研究樣本,分析了實施扶貧項目資產管理對脫貧家庭收入的作用效果,其次通過中介效應分析影響脫貧家庭收入的作用路徑,隨后基于異質性視角分析對不同屬性及收入水平脫貧家庭的作用效果,最后提出相應的政策建議。

第一,實施扶貧項目資產管理能夠促進脫貧家庭收入的增長,隨后通過傾向得分匹配也再次驗證了作用效果的穩健性。從脫貧家庭收入構成來看,對于脫貧家庭經營性收入的作用效果最為顯著,同樣對于家庭工資性及財產性收入也具有正向促進作用。

第二,通過中介效應分析發現,扶貧項目資產的確權會對脫貧家庭產生激勵效應用;其次,脫貧家庭通過就近就業等方式進一步促進家庭收入的有效提升;與此同時,村集體收入的增加同樣會促進脫貧家庭收入的顯著增長。

第三,基于脫貧家庭異質性視角分析發現:從脫貧家庭屬性來看,實施扶貧項目資產管理對于一般脫貧家庭的作用效果最為顯著,雖然對于五保脫貧家庭收入作用效果有限,但能夠促進其家庭財產性收入的提升。從脫貧家庭收入水平來看,其對于75%分位收入水平脫貧家庭的影響效果較為顯著,而對經營性收入的影響效果隨著收入水平的提升而變緩,無獨有偶對于工資性收入、財產性收入的影響效果同樣存在逐步變緩趨勢。

4.2 啟示

第一,各地區應持續貫徹、落實扶貧項目資產管理制度,將扶貧項目資產管理作為持續鞏固脫貧質量、拓展脫貧攻堅成果的重要抓手,進而為鄉村振興戰略的穩步推進奠定堅實基礎。

第二,在具體落實扶貧項目資產管理時,首先貫徹對扶貧項目資產進行權屬劃分,充分發揮資產確權對產權主體的激勵效用;其次,要以扶貧項目資產管理為依托,充分發揮項目帶動效用,通過就近就業實現脫貧家庭收入的穩步提升;最后,以發展壯大村集體經濟為抓手,構建起促進脫貧家庭收入增長的長效機制。

第三,在助力脫貧家庭收入增長的基礎上,以部分低保脫貧家庭、五保脫貧家庭等低收入群體為防返貧重點監測對象,因地制宜,以扶貧項目資產管理為基礎,探索新的家庭收入增長路徑,進而切實實現鞏固脫貧質量的政策目標。