科技扶貧政策能降低脫貧農戶貧困脆弱性嗎？

陳志 王晨屹 吳海濤

摘要：文章利用2020年鄂南山區S縣貧困戶脫貧質量調研數據，采用OLS和Probit回歸模型，實證考察了科技扶貧政策對脫貧農戶貧困脆弱性的影響，并檢驗了脫貧農戶農技水平和持久脫貧信心在影響機制中的中介效應。結果表明：科技扶貧政策顯著抑制了脫貧農戶貧困脆弱性。進一步的作用機制分析表明，脫貧農戶農技水平和持久脫貧信心在科技扶貧政策和脫貧農戶貧困脆弱性之間均發揮著顯著的部分中介效應，明確了脫貧能力的提升和脫貧信心的增強是科技扶貧政策降低貧困脆弱性的深層原因。據此提出，在鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接的重要時間節點上，要加強對貧困戶的識別能力，精準實施科技扶貧政策，瞄準脫貧人口提供農業技能培訓，積極引導提高農戶的內生動力，調動其參與科技扶貧的積極性，提高脫貧農戶的農技水平，增強持久脫貧信心，使得科技扶貧政策取得更好的減貧增收效果，從而降低貧困脆弱性，確保脫貧農戶穩定脫貧、不返貧。

關鍵詞：科技扶貧政策；政策效應評估；脫貧農戶；貧困脆弱性

一、引言

當前，我國已經全面建成了小康社會，歷史性地解決了絕對貧困問題[1]。然而，消除絕對貧困并不意味減貧工作就此終止，相對貧困現象的長期存在，將成為今后貧困治理領域的重點任務[2]。

在我國貧困治理進入新階段之后，面對復雜多變的扶貧環境以及致貧因素各有不同的貧困戶，科技扶貧政策成為破解貧困問題的重要發力點[3]。科技扶貧政策依托于科學技術，在堅持以人為本的前提下，注重個體素質的提升，同時需要依靠科技、自然資源、勞動力、資金等要素的綜合投入，最終實現消除貧困的目標[4]。但是，由于目前仍然存在因科技門檻過高導致農戶參與度低、承載科技扶貧的產業不夠精準[5]、機械化難以實現、規模效應難以形成、科技扶貧行動碎片化[6]等問題，致使科技扶貧政策實施未達到完全預期目標。隨著社會經濟的不斷發展，脫貧群體會逐漸產生強烈的持久脫貧意愿和提高應對風險沖擊能力以降低貧困脆弱性的現實需求。因此，探究科技扶貧政策如何影響脫貧農戶的貧困脆弱性對完善我國扶貧機制和政策體系，助力鄉村振興戰略的實施具有十分重要的現實價值。

精準扶貧戰略實施以來，學界對科技扶貧政策一直保持著很高的研究熱度。一是科技扶貧政策的核心重點在于通過將科學技術蓄存于農戶，形成智力資本積累，提高農戶科技文化素質，在自我積累、自我發展的過程中擺脫貧困[7]。二是科技扶貧政策大多依據農戶脆弱性生計，將科技扶貧與市場經濟緊密結合[8]，通過出臺科技扶貧政策，完善科技扶貧體系，進一步推動貧困地區三大產業融合發展[9]。三是要不斷改進科技扶貧模式，使之與農戶產業基礎和資源稟賦相適應[10]，在充分考慮政策可實施性基礎上，保證農戶民主權利不受損害[11]，最終實現科技扶貧政策的正向減貧效果。

通過對上述研究進行分析梳理后發現，大多數研究聚焦于科技扶貧政策及其實現效果，鮮有文獻從脫貧農戶視角出發，研究科技扶貧政策與貧困脆弱性二者關系。鑒于此，本研究將通過分析科技扶貧政策對脫貧農戶貧困脆弱性的影響機制，力圖找到當前科技扶貧工作中存在的問題，進而提出優化科技扶貧工作成效的針對性建議，不斷強化科技扶貧政策的減貧作用。

二、理論分析與研究假說

（一）科技扶貧政策與脫貧農戶貧困脆弱性

科技扶貧作為一種綜合扶貧開發方式，在融合產業扶貧、智力扶貧和創業扶貧等多種扶貧舉措的基礎上[12]，憑借自身科技優勢，通過開展技術培訓，提高農戶科學技術能力，激發其內源動力，增強持久脫貧信心，最終使得貧困地區脫貧農戶擺脫貧困脆弱性，以實現收入穩定增長和長遠致富。受到歷史、地域、氣候等多重因素的制約，貧困戶普遍缺少科學種植養護知識，作物種植質量不高，市場價值越來越低。貧困地區社會經濟發展緩慢導致扶貧開發任務更加艱巨。因此，必須充分利用先進技術提高產量，而非通過擴大耕地面積的方式增加收入。在實施精準扶貧戰略背景下，科技扶貧通過宣傳推廣、指導培訓等方式，使得貧困農戶得以掌握先進、適用的農業科技，拓寬以往的致富途徑，轉變農戶“等、靠、要”觀念，在引導其實現自我救助、自我幫扶的前提下，進一步推動脫貧農戶的自我發展，使得“人的素質性脫貧”問題得到根本性解決[11]。通過加大農業科技普及力度，農戶加深對科技創新成果的認識和理解，自身科技素質得到提升，科技在農業生產活動中得到廣泛使用，從而拉動貧困地區經濟增長?？萍挤鲐毜母灸康氖侨婕ぐl農戶自我脫貧潛力，利用科技手段，向農戶傳授先進的農業生產技能，提高勞動生產效率，實現收入穩定增長，增強應對外部沖擊的能力，降低其貧困脆弱性。

據此，本文提出研究假設H1：科技扶貧政策與脫貧農戶貧困脆弱性呈負相關關系，實施科技扶貧政策可以顯著降低脫貧農戶貧困脆弱性。

（二）科技扶貧政策、家庭農技水平與脫貧農戶貧困脆弱性

阿瑪蒂亞·森[13]認為，可行能力的缺失是導致貧困發生的根本原因，發展中國家擺脫貧困的途徑大多選擇提高貧困地區農技水平，通過人力資本投資提高人口質量。農技水平決定脫貧農戶的農業生產效率，體現農戶依托農業脫貧增收的潛力，是重要的智力資本。隨著農技水平的不斷提高，家庭人力資本水平和內生發展能力也不斷得到增強[14]。但貧困地區產業基礎薄弱，缺少現代農業科技支持，農技水平落后，脫貧農戶難以實現穩定增收。針對貧困地區特色農業實施科技扶貧政策，是實現貧困地區人力資本積累的重要途徑?？萍挤鲐氄咄ㄟ^教育培訓、技術集成示范、田間指導等方式[10]，彌補貧困地區在教育、信息、社會網絡等資源的短缺，破解了農技水平滯后、缺乏科技支撐平臺的困境，精準提升了脫貧農戶家庭生產技能，達到增強脫貧農戶應對外部風險能力的目的，降低其貧困脆弱性。

據此，本文提出研究假設H2：科技扶貧政策可通過提高脫貧農戶農技水平降低其貧困脆弱性。

（三）科技扶貧政策、持久脫貧信心與脫貧農戶貧困脆弱性

行為學和心理學中的交互決定、行為激勵等理論比較適合用于對脫貧農戶持久脫貧信心的研究。作為執行個體行為的基礎，個體意愿不僅僅取決于行為整體評價，還會受到社會規范和感知行為控制的綜合影響[15]。實施科技扶貧的過程中，脫貧農戶的行為往往會受到來自技術、能力和主觀感知等自身因素以及時機、合作和政策效果等外部環境產生的多重影響[16]。

在農村市場供給關系影響下，先進、適合的科技扶貧政策結合當地資源稟賦優勢，拓寬貧困地區資金引入渠道，鼓勵引導當地脫貧農戶提高科學技術水平，改進生產條件，從而增強貧困農戶抵御貧困的信心，進而實現穩定增收[4]。同時在扶貧過程中，科技專家應就國家精準扶貧政策進行全面深入的講解宣傳，使脫貧農戶可以明確感受到科技扶貧政策為其提供的支持幫助，提高參與積極性，增強抗擊風險的信心[17]?？萍挤鲐氄咄ㄟ^扶持脫貧農戶提高自身農技水平，使其具備長久脫貧的條件，同時增強持久脫貧信心，最終實現降低貧困脆弱性的目的。

據此，本文提出研究假設H3：科技扶貧政策可通過增強脫貧農戶的持久脫貧信心來降低其貧困脆弱性。

三、實證方法、數據來源與變量說明

（一）實證方法

1.貧困脆弱性的測度方法。2001年，世界銀行（WORLD BANK）[18]發布《世界發展報告》，首次定義“貧困脆弱性”，通過對個體或家庭在未來陷入貧困的可能性進行測算來判定目前所處的貧困狀態，通常用于事前預測貧困發生，這一特質可以幫助政府更好地瞄準貧困脆弱性農戶，有效利用扶貧資源，制定相應的扶貧策略[19]。目前學界普遍將貧困脆弱性的定義分為三種，即預期貧困的脆弱性（VEP）、低效用水平的脆弱性（VEU）和風險暴露貧困的脆弱性（VER）[20-21]?？紤]到VEP定義下的貧困脆弱性可利用截面數據進行測算，且測算結果具有前瞻性，本文最終選擇VEP方法測度樣本地區家庭的貧困脆弱性。

VEP理論認為根據家庭特征變量測算出的未來福利水平會對貧困脆弱性產生決定性影響。VEP定義下的貧困脆弱性可由式（1）表示：

[υi，t=prob（lnyi，t+1

其中，[i]表示農戶個體，[t]表示時間，[υ]表示農戶貧困脆弱性，即農戶[i]在（[t+1]）期收入的自然對數低于貧困線[P]的自然對數的概率，由于通常認為對數正態分布可以較準確地表現低收入群體的收入特征，因此，因變量選取收入的自然對數。

根據VEP理論，農戶[i]的收入可由家庭特征變量[Xi]的函數表示：

[lnyi=Xiα+ei]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（2）

同時家庭特征變量可對波動項產生一定影響，即：

[e2i=Xiβ+ε]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（3）

此后，采用三步最小二乘法（FGLS）對[α]、[β]進行估計，以消除異方差有可能帶來的估計偏差。具體步驟如下：

首先，利用普通最小二乘法估計式（2）的系數，并將誤差項帶入式（3），得到

[e2i=XiβOLS+ε]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （4）

其中，[ε]為隨機誤差項。

然后，將式（3）除以[e2i]的預測值[βOLS]，得到

[e2iXiβOLS=XiXiβOLSβ+εXiβOLS]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（5）

對式（5）進行OLS回歸，其中[βOLS]為[β]的漸進有效估計值，[Xi]與相乘從而得到[e2i]的估計值[e2i，FGLS]，將[e2i，FGLS]（即[XiβFGLS]）帶入式（2），得到

[lnyiei，FGLS=Xiei，FGLSα+eiei，FGLS]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（6）

對式（6）進行回歸，得到[αFGLS]為[αFGLS]的漸進有效估計值，據此得出農戶[i]收入對數的期望與方差，即：

[E（lnyiXi=XiαFGLS）]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （7）

[V（lnyiXi）=XiβFGLS]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （8）

因此，貧困戶[i]收入對數期望為[XiαFGLS]，收入對數方差為[XiβFGLS]，貧困脆弱性可表示為：

[vi，t=prob（lnyi

2.基準回歸模型 。為驗證科技扶貧政策對脫貧農戶貧困脆弱性的影響，本文構建基準模型如下：

[Vuli=α0+α1×tecpolicyi+α2×Crli+εi]? ?（10）

其中，[i]表示脫貧農戶個體，[Vuli]表示絕對貧困線標準下脫貧農戶貧困脆弱性（單位為%），[α0]表示截距項，[tecpolicyi]表示是否參與科技扶貧政策，[Crli]表示涵蓋個人、家庭特征的控制變量，[εi]表示隨機擾動項。

（二）數據來源

本研究使用的數據來源于研究團隊于2020年7月中旬在鄂南山區S縣進行的貧困戶脫貧質量調研。作為省級貧困縣，S縣已于2018年底實現全縣“脫貧摘帽”，全縣建檔立卡貧困人口均實現了現行標準下的脫貧。然而，S縣地處偏遠山區，資源稟賦條件較差，自然環境惡劣，經濟發展緩慢滯后，生計水平較低，農戶雖已“脫貧摘帽”，但返貧風險仍然存在。本次調研覆蓋S縣全部13個鄉鎮，調查對象僅涉及脫貧農戶，結合分層隨機抽樣和定向抽樣，兼顧了經濟發展水平、科技扶貧政策實施等方面的差異，最終確定樣本脫貧戶，對其戶主或其成年家庭成員進行問卷調查，了解脫貧前后的政策享受情況與生計狀況。本次調研發放1 034份問卷，去除有缺失值和極端值樣本后，保留有效問卷1 003份①，有效率為97.00%。抽樣結果顯示，本次調查具有較好的代表性。

（三）變量說明

1.被解釋變量。將上文采用VEP方法測算脫貧農戶貧困脆弱性結果作為被解釋變量。

2.核心解釋變量。通過調查問卷所提供的“你是否享受到科技扶貧政策”項目，將科技扶貧政策（tecpolicy）設定為核心解釋變量。若脫貧農戶參與科技扶貧政策，賦值為1；反之為0。混合型扶貧政策賦值方法與其一致[22]。

3.控制變量。本文借鑒已有研究[17，19，22]，將可能對脫貧農戶貧困脆弱性產生影響的因素作為控制變量，主要分為個人和家庭層面。其中個人層面包括：脫貧農戶戶主性別（gender）和戶主健康水平（health）；家庭層面包括：家庭存款金額（deposit）、干部有無（cadre）、人均耕地面積（land）、對自然災害的敏感性（disaster）、家庭水資源稀缺度（water）、外出務工占勞動力的比例（emp）和農產品銷路的敏感性（product）。

4.穩健性檢驗變量。為了避免基準模型因遺漏重要變量而導致的估計偏誤，本研究增加了三個新的控制變量，即戶主受教育程度（edu）、私人轉移支付（private）和混合型扶貧政策（mixpolicy）。

5.中介變量。本文選取脫貧農戶農技水平（skill）和持久脫貧信心（confidence）作為中介變量。使用脫貧農戶“家庭農業產值與從事農業生產的勞動力比值”即家庭農業人均產出表征家庭農業技術水平[23]，并作對數處理。通過調研問卷提供的“您是否對家庭持久脫貧具有信心”項目，對答案“是”，賦值為1；對答案“否”，賦值為0。變量描述性統計如表1所示。

四、實證分析

（一）貧困脆弱性的測度結果與分析

由上文中式（9）可見，貧困線的選取對測度貧困脆弱性有重要影響。為此，出于穩健性考量，本研究同時選擇了國內貧困標準線和國際貧困標準線予以測度貧困脆弱性。其中對于國內貧困標準線，一方面選擇我國現行的絕對貧困線，即人均年收入2 300元（2010年不變價），另外，在此基礎上，借鑒SATYA等[24]提出的一種利用公理化方法確定的“綜合貧困線”，結合張楠[25]的做法，將現有絕對貧困線和參照群體收入進行加權平均，得出中國農村綜合貧困線為每人每年4 092元。對于國際貧困標準線的選擇，遵循學界的通行做法，在世界銀行劃定的1.9美元/天（國際極端貧困標準）和3.1美元/天（一般貧困標準）的貧困標準的基礎上，利用世界銀行公開的購買力平價指數換算調整，同時考慮到我國城鄉存在30%左右的物價差異這一現實背景，最終得到我國農村家庭的國際貧困標準線[22]。

基于上述VEP估計方法，針對不同貧困線，分別對總樣本、一般貧困戶和低保貧困戶的貧困脆弱性均值進行計算，結果如表2所示。根據測算結果可以看出，對于四種貧困線，一般貧困戶的貧困脆弱性均值都明顯低于低保貧困戶。由于低保貧困戶家庭在資源稟賦條件通常不及一般貧困戶家庭，應對疾病、災害等沖擊的能力較低，從而導致家庭貧困脆弱性較高，未來再次陷入貧困的概率也較大。貧困線標準提高，貧困脆弱性均值也隨之增加。

此外，關于貧困脆弱家庭的識別標準，不同學者由于研究目的不同，對其選擇也有一定的差異。一些學者如CHAUDHURI等[26]和NOVIGNON等[27]選擇將0.5作為脆弱線，同時選擇0.75作為高脆弱線，即農戶在下期有較高概率陷入貧困。但有些學者認為0.5作為脆弱線難以識別暫時貧困的農村家庭，鑒于此，GUNTHER和HARTTGEN[28]通過設定家庭在未來兩年可能陷入貧困，采用了更為嚴苛的0.29作為脆弱性水平線。本研究對0.29、0.5和0.75三條脆弱性水平線進行綜合考量，分析不同標準下樣本地區貧困戶貧困脆弱性水平的差異變化。不同貧困線與不同脆弱性閾值選擇下的脆弱性農戶數量如表3所示。

以絕對貧困線為例，當脆弱性水平線選擇0.5時，有26個脫貧農戶家庭貧困脆弱性高于所選水平線，占總樣本的2.59%，即貧困發生率為2.59%。從總體上看，隨著貧困線和脆弱性水平線的提高，脆弱性農戶數量和貧困發生率也在逐漸增加，當貧困線從1.9美元/天提高到我國絕對貧困線，脆弱性水平線為0.29時，貧困發生率從2.59%上升到21.24%，說明我國雖然已經實現全面脫貧，但仍然存在一些農戶收入與國家貧困線差距較小，風險和沖擊可使其再次陷入極端貧困。

（二）科技扶貧政策對脫貧農戶貧困脆弱性的影響

由于變量之間可能存在共線性問題，首先對所有變量進行共線性檢驗。檢驗發現，變量之間方差膨脹因子（VIF）最大為1.12，平均VIF為1.05，遠小于10，可以認為變量間無多重共線性。

表4為基準模型估計結果。模型（1）無任何控制變量，科技扶貧政策作為單一因素對脫貧農戶貧困脆弱性的影響系數在10%水平下顯著為負。模型（2）加入控制變量，科技扶貧政策再次顯著降低脫貧農戶的貧困脆弱性，估計值為-4.313。模型（3）經過懷特異方差修正的回歸檢驗結果表明上述結論依然成立。在此基礎上，模型（4）逐個剔除不顯著變量，反向篩選，結果顯示，參與科技扶貧政策、戶主性別為男性、戶主身體健康、外出務工比例高、家庭存款金額較大、親屬中有村鎮及以上干部和家庭水資源稀缺度較低均對貧困脆弱性有明顯的抑制作用。由此假設H1得到驗證。

通過控制變量的回歸結果可知，當前農戶收入來源主要還是依靠體力勞動，當戶主性別為男性，身體越健康，外出務工比例較高時，家庭依靠勞動獲得的收入就越穩定，從而降低了未來陷入貧困的可能，減少了貧困脆弱性。家庭存款多、水資源充足，表明農戶自身資源稟賦條件較好，應對風險沖擊的能力較高，從而抑制了貧困脆弱性。此外，親屬中有村鎮干部可以明顯降低貧困脆弱性，說明樣本地區目前在扶貧實踐中存在一定程度的“精英俘獲”現象，可能是由于一部分扶貧資源會從干部流向關系型農戶，從而抑制其貧困脆弱性。

五、穩健性檢驗

（一）更換計量分析方法

在基準回歸模型的基礎上，采用Probit模型再次檢驗結論的穩定性。在上文提到的0.29、0.5、0.75三條脆弱性水平線中，選擇最為嚴苛的0.29作為脆弱線標準定義新的被解釋變量Vul_p，即大于（包含等于）閾值線29的樣本賦值為1，小于29則賦值為0，結果如表5所示。模型（1）為基準回歸結果，模型（2）為Probit回歸結果。兩種方法得到的估計結果均說明，參與科技扶貧可抑制脫貧農戶貧困脆弱性，且在統計意義和經濟意義上具有顯著性，因此，假設H1成立。

（二）加入潛在的遺漏變量

由于科技扶貧政策在實施過程中存在不確定性和復雜性，可能會導致某些重要變量被遺漏。總體來講，對于我國農村貧困地區，影響農戶貧困脆弱性的因素存在共性，如勞動力受教育年限的增加可以降低農戶脆弱性[29]，因為隨著教育水平的不斷提高，對新事物接受能力越高，學習新技能更快，也可以更加充分透徹地理解政府實施的科技扶貧政策和相關措施，取得更好的脫貧效果[30]。同時，在我國農村普遍存在親朋、鄰里之間的饋贈即私人轉移支付，當社會保障制度不完善時，農戶生活中的沖擊性事件會導致其收入產生巨大波動，比如當年有婚喪嫁娶大事或大病治療等情況，在一定程度上，私人轉移支付會充當替代公共轉移支付的角色[31]，以緩解農戶的收入沖擊，降低農村家庭的貧困脆弱性。此外，我國在脫貧攻堅過程中形成的多元扶貧格局，使得產業扶貧、就業扶貧、金融扶貧等多種扶貧政策有機組合，充分調動了其他扶貧力量，進一步降低了貧困脆弱性。因此，本研究加入脫貧農戶戶主受教育程度、私人轉移支付和混合型扶貧政策三個新的控制變量，避免因為遺漏變量造成估計偏誤。

表6匯報了加入上述三個變量的回歸結果。通過模型（1）至模型（5）估計結果可以看出，三個遺漏變量均對脫貧農戶貧困脆弱性的下降產生顯著影響。其中，模型（5）估計結果表明，在同時加入三個遺漏變量之后，擬合優度系數由基準回歸模型中的0.339增加到0.442，說明模型解釋力進一步增強。同時，科技扶貧政策估計系數的絕對值較基準回歸模型下降了39.8%，即基準回歸模型中，科技扶貧政策對貧困脆弱性的抑制效應中包含了一部分本該由教育水平、私人轉移支付和混合型扶貧政策解釋的抑制效應，由此可見，由于遺漏重要變量，科技扶貧政策對貧困脆弱性的影響系數絕對值出現一定程度的向上偏倚。

（三）安慰劑檢驗

本研究構造安慰劑檢驗（Placebo Test），進一步明確是科技扶貧政策而非該地區其他因素對脫貧農戶貧困脆弱性造成影響。具體地，其他控制變量保持不變，人為干預并使得樣本區域科技扶貧政策變量發生改變，使得科技扶貧政策對脫貧農戶產生隨機性沖擊，并將隨機過程重復500次。因此，保持上文中的控制變量一一對應，由計算機隨機生成并分配各農戶科技扶貧政策參與情況，若結果顯示科技扶貧政策對貧困脆弱性并未產生抑制效應，說明是科技扶貧政策本身影響了脫貧農戶的貧困脆弱性，排除了樣本地區其他因素的影響。表7模型（1）為基準結果，模型（2）為安慰劑檢驗估計結果。結果顯示，安慰劑檢驗估計系數為1.152，估計結果并不顯著，即通過安慰劑檢驗進一步驗證是科技扶貧政策自身對脫貧農戶貧困脆弱性產生了抑制效應。

六、中介效應檢驗及分析

在理論分析推斷的基礎上借鑒MACKINNON等[32]的研究方法，針對脫貧農戶農技水平和持久脫貧信心在科技扶貧政策和貧困脆弱性之間是否存在中介效應進行檢驗和作用機制分析。

[Vuli=β0+β1×tecpolicyi+β2×Crli+εi]? ? ?（11）

[Medi=μ0+μ1×tecpolicyi+μ2×Crli+εi]? ? （12）

[Vuli=γ0+γ1×tecpolicyi+γ2×Medi]

[? ? ? ?+γ3×Crli+εi]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （13）

其中，[Medi]表示中介變量即脫貧農戶的農技水平和持久脫貧信心。根據中介效應檢驗程序，模型（11）-（13）回歸結果均需顯著。以脫貧農戶農技水平為例，若科技扶貧政策影響系數[γ1]顯著，農技水平系數[γ2]顯著，且[γ1]絕對值小于[β1]絕對值，表明脫貧農戶農技水平起到部分中介作用；若科技扶貧政策估計系數[γ1]不顯著，農技水平估計系數[γ2]顯著，則農技水平存在發揮完全中介效應的可能性。下文將具體分析中介效應估計結果。

（一）基于家庭農技水平的作用機制檢驗

表8模型（1）為基準結果，模型（2）檢驗科技扶貧政策對脫貧農戶農技水平的影響，結果表明，實施科技扶貧政策對脫貧農戶農技水平的估計系數為1.969，在1%水平下科技扶貧政策顯著提高了農戶農技水平。模型（3）中科技扶貧政策、農技水平分別通過1%和10%顯著性水平檢驗，其中科技扶貧政策的估計系數絕對值為3.949，小于模型（1）中估計系數絕對值4.313，即農技水平發揮部分中介效應。因科技扶貧政策將科學技術蓄存于農戶，提升農業技術水平，進一步提高收入，最終降低其貧困脆弱性。同時，采用索貝爾檢驗，其統計值在10%水平上拒絕了“不存在中介效應”的原假設（p值0.084），再次驗證農技水平具有部分中介作用。因此，科技扶貧政策通過提高脫貧農戶農技水平降低其貧困脆弱性，本文假設H2得到驗證。

（二）基于持久脫貧信心的中介效應檢驗

表8模型（4）結果表明，科技扶貧政策對脫貧農戶持久脫貧信心的估計系數為0.0963，在10%統計水平下科技扶貧政策顯著提升脫貧農戶持久脫貧信心。模型（5）中科技扶貧政策、持久脫貧信心的估計系數分別通過了5%和1%的顯著性水平檢驗，并且科技扶貧政策估計系數絕對值3.603小于模型（1）中估計系數絕對值4.313，這說明持久脫貧信心同樣充當了部分中介效應的角色。在此基礎上，進一步采用索貝爾檢驗，檢驗結果顯示在10%水平下（p值為0.094）拒絕“不存在中介效應”的原假設，再次驗證脫貧農戶持久脫貧信心發揮了部分中介效應。因此，科技扶貧政策通過增強脫貧農戶持久脫貧信心降低其貧困脆弱性。即本文假設H3得到驗證。

（三）中介機制分解分析

科技扶貧政策通過家庭農技水平和持久脫貧信心顯著影響脫貧農戶貧困脆弱性，表9匯報了對上述中介機制的分解結果，可以發現，科技扶貧政策通過農技水平和持久脫貧信心二者作用于貧困脆弱性的中介效應值分別為-0.364和-0.711，在科技扶貧政策影響貧困脆弱性的總效用中，脫貧農戶農技水平的中介效應占比為8.45%，持久脫貧信心占比16.47%，均可視為作影響過程中的重要渠道因素。因此，實施科技扶貧政策，提高脫貧農戶農技水平，增強了農戶持久脫貧信心，從而抑制其貧困脆弱性。

七、結論與啟示

（一）主要結論

本文基于2020年鄂南山區S縣貧困戶脫貧質量調研數據，首先根據VEP方法測度樣本地區脫貧農戶的貧困脆弱性，然后采用OLS和Probit回歸模型重點分析了科技扶貧政策對脫貧農戶貧困脆弱性的影響，從前瞻性視角出發，對科技扶貧在脫貧減貧過程中發揮的作用效果進行再評估，并檢驗了農技水平和持久脫貧信心在兩者關系之間的中介作用。通過加入脫貧農戶戶主受教育程度、私人轉移支付和混合型扶貧政策三個遺漏變量，構造安慰劑檢驗，進一步驗證本文結論具有穩健性。研究結果表明：（1）隨著貧困線和脆弱性水平線的提高，脆弱性農戶數量和貧困發生率也在逐漸增加。我國雖然已經實現全面脫貧，但在貧困地區仍有一部分脫貧農戶人均純收入剛剛超過國家貧困線，這些農戶在遭遇風險和沖擊時有可能再次陷入極端貧困。（2）科技扶貧政策的實施對脫貧農戶的貧困脆弱性產生顯著的抑制效應，同時，戶主性別為男性、戶主健康水平高、外出務工占勞動力的比例高、家庭存款金額較大、親屬中有村鎮及以上干部和家庭水資源稀缺度較低均對貧困脆弱性有明顯的抑制作用。（3）脫貧農戶農技水平和持久脫貧信心在科技扶貧政策和脫貧農戶貧困脆弱性之間發揮著部分中介作用。實施科技扶貧政策顯著影響脫貧農戶的脫貧能力和脫貧心理，提高了農戶的農技水平，增強了農戶持久脫貧信心，從而對降低其貧困脆弱性。

（二）政策建議

基于上述結論，為有效推進科技扶貧政策實施，防止脫貧農戶未來再次陷入貧困，進一步鞏固拓展脫貧攻堅成果，穩步推進鄉村振興戰略，本研究提出以下幾點政策建議：

1.加強對貧困農戶的動態監測識別能力。脫貧不穩定戶和邊緣戶抵御外部沖擊能力不足，具有較高的返貧風險，因此，鞏固脫貧攻堅成果，要充分利用信息資源，不斷加強監測信息整合，建立防止返貧致貧發生的動態管理模式，及時防范化解風險

2.瞄準脫貧人口提供農業技能培訓。在貧困地區廣泛開展技能培訓，強化對貧困戶人力資本的培育和投資，充分利用專業化人才，針對不同條件提供差異化培訓內容，同時重視培訓效果的提升，以此提高脫貧農戶科學技術素養和農技水平，以便更好地參與到科技扶貧政策的實施中去，不斷提高抗擊風險沖擊的能力，降低自身貧困脆弱性。

3.積極引導提高農戶的內生動力。當前貧困地區還有部分農戶存在“等靠要”思想，缺乏發展的內生動力，這是農村人口長期處于貧困狀態的內在根源，在后續實施科技扶貧政策過程中，要更加明確扶貧對象的需求，調動其參與的積極性，增強脫貧農戶的持久脫貧信心，使得科技扶貧政策取得更好的減貧增收效果，從而降低貧困脆弱性，確保脫貧農戶穩定脫貧、不返貧。

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責任編輯：管仲

Can Sci-tech Poverty Alleviation Policies Reduce the Livelihood Vulnerability of Out-of-Poverty Farmers？——Policy Effect Evaluation Based on the Survey Data of S

County In Mountainous Area of Southern Hubei Province

1Chen Zhi? 1Wang Chenyi? 2Wu Haitao

（1Institute of Economics， Hubei Academy of Social Sciences， Wuhan 430077， Hubei， China;

2School of Business Administration， Zhongnan University of Economics and Law， Wuhan 430077， Hubei， China）

Abstract： Based on the survey data of poverty alleviation quality of poor households in S County in mountainous area of southern Hubei Province in 2020， OLS and Probit regression model were used to empirically investigate the impact of sci-tech poverty alleviation policy on poverty vulnerability of poverty alleviation households， and test the mediating effect of agricultural technology skills and confidence in getting rid of poverty forever of the poverty alleviation households in the influencing mechanism. The results show that sci-tech poverty alleviation policy significantly suppresses the poverty vulnerability of out-of-poverty farmers. Further mechanism analysis shows that agricultural technology skills and confidence in getting rid of poverty forever play a significant partial mediating effect between sci-tech poverty alleviation policy and poverty vulnerability of poverty-stricken farmers， and it is clear that the enhancement of poverty alleviation ability and confidence is the underlying reason for sci-tech poverty alleviation policy to reduce poverty vulnerability. In the crucial period to link up the poverty-alleviation achievements and rural revitalization， we should improve the recognition ability of the poor， accurately implement sci-tech poverty alleviation policy， provide agricultural skill training to poverty population， improve the farmers endogenous power， motivate their enthusiasm to participate in sci-tech poverty alleviation， improve their agricultural skills， strengthen their confidence in getting rid of poverty. In this way， sci-tech poverty alleviation policies can achieve better results in poverty alleviation and income increase， thus reducing poverty vulnerability and ensuring stable poverty alleviation of rural households and preventing them from falling back into poverty.

Key words： sci-tech poverty alleviation policies; policy effect evaluation; poverty-stricken farmers; poverty vulnerability