我國精準扶志教育政策效應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

“精準扶貧”重要論述由習近平總書記于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 年由國家進行頂層設計，之后逐步展開實施。精準扶貧政策的目標是到2020 年年底實現貧困戶的“三不愁，兩保障”。精神扶貧是精準扶貧內涵的應有之意，我們在努力爭取豐富物質財富的同時，更要兼顧貧困群體精神狀態的實質性提高①，可見精神扶貧在精準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 日中央扶貧開發工作會議上習近平總書記的講話，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 年國務院扶貧開發領導小組辦公室出臺了《關于開展扶貧扶志行動的意見》，進一步強調扶志工作的重要性，進一步明確了開展扶志教育、推進移風易俗、減少簡單發放錢物等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、內生動力等具有較強助力作用[1]144-145；2021年，習近平總書記在全國脫貧攻堅表彰大會上再一次強調“脫貧四不脫”，即“不脫責任、不脫政策、不脫幫扶、不脫監管”④。可見，精準扶志在我國精準扶貧過程中主要經歷了三個階段，即“潤物細無聲”（2014—2015 年）階段、“絕知此事要躬行”（2016—2020 年）階段和“百尺竿頭更進一步”（2021 年至今）階段。

“扶貧必先扶志”，這是我國走可持續脫貧的至關重要的一步，也為世界扶貧歷史提供了中國樣板。將物質扶貧與精神扶貧相結合，很好地體現了馬克思主義的辯證思想。2020 年年底，我國已經實現了全國范圍內9899 萬農村貧困人口的絕對脫貧，這是以2014 年我國人均收入2300 元（各地根據其GDP 發展水平逐年調整貧困線標準）為標準所實現的偉大創舉。物質計算有標準，精神衡量無圭臬。我國在實施精準扶貧政策時，對物質的收入指標有明確的規定，但對精神指標無明確的考核標準，精神貧困發生和存在的狀態更加隱蔽。那么，扶志中“志”的內涵是什么，如何科學評價我國精準扶志教育政策效應，精準扶志政策效應是否顯著，在鄉村振興背景下又如何進一步改進提升等問題亟待解決。這是本文的立足點和出發點之所在。

二、扶志中“志”的科學內涵與結構組成

物質文明是人類改造自然界的物質成果的總和，精神文明是人類改造主觀世界的精神成果的總和，物質文明與精神文明相互依賴，相輔相成[2]。研究我國精準扶志教育政策效應，首先應從學理與實踐雙重角度弄清楚“志”的內涵、結構與構面。理論上應弄清楚扶志的內涵是什么，評價的要素應包含哪些。

從目前檢索到的文獻來看，學術界自2015 年國家提出扶志的重要性開始，便進行了大量研究。有些學者，如，張志勝、崔執樹（2018）在精準扶貧這一大框架下詳細論述了精準扶志的意義、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在邏輯機制；有學者，如景星維（2019）等提出了扶志的科學內涵，認為其是對精神貧困的全方位治理，并認為“志”的結構主要包括：貧困群體的思想道德水平、思維方式、生活模式和文化狀態等[1]149-150；還有一些學者，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 個題項的科學量表[4]20-21。江濤（2022）給出了“志”的維度的精神貧困的表現形式，即思想固化、懼怕風險和小富即安[5]78-79。當然，地方政府實踐部門在具體的扶志操作過程中也對“志”的內涵進行了有益的總結，如在課題組具體調研時問及“什么是扶志？扶什么？”時，有些扶貧干部認為扶志就是從意識上讓貧困戶擺脫“等靠要”思想，產生積極主動脫貧的思維方式；有些扶貧干部則認為扶志的“志”就是敢于爭取過上好日子的“志向、志氣和勇氣”。

從學理與實踐雙重角度出發，課題組認為：精神貧困是扶志的出發點。精準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等方面相對落后于群體社會意識和認知的精神貧困群體立志并敢于擺脫貧困的過程，其中“志”的主要組成結構，即測量要素應包括思想價值觀、自我觀和脫貧行為傾向等方面。

三、變量設計

（一）因變量與自變量設計

“農戶脫貧志向”應該如何測度才相對科學，這是本文研究的重點和創新點所在。結合我國扶志實踐，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”的組成結構問題。如上所述，在結合江濤（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上，課題組認為，“農戶脫貧志向”（y）的一級測量指標主要包括：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包含“命運認知”“財富觀念”“勞動觀念”“代際關系”“認知開放度”“理想信念”六方面；自我觀的二級指標包括“獨立自強的精神”“自我概念”和“自我調節能力”三方面；脫貧行為傾向包括“脫貧策略”“脫貧素質”和“社會求助”三方面。其具體的測量指標如表1 所示。

表1 “志”的結構組成與測量指標一覽表

（二）控制變量設計

尹志超、郭沛瑤（2021）在研究精準扶貧政策效應時，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、受教育年限；家庭控制變量主要包括家庭規模、家庭勞動力數量、家庭不健康人員的比例、家庭擁有自有住房、家庭收入、家庭凈資產等[7]69-70，其數據來源于微觀調查數據。徐燦、高洪波（2021）從宏觀數據出發，在研究精準扶貧政策效應時更多的是考慮產業規模、資本積累、政府支出等宏觀因素[8]21-22。從我國精準扶貧扶志一體進行的角度，以及課題組即將使用的微觀調查數據看，在研究精準扶志教育政策效應時應主要關注個體特征因素和家庭特征因素。結合實際，在課題組團隊討論基礎上，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、方法與數據說明

（一）模型設定

為了有效衡量精準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，課題組將采用雙重差分模型（DID）進行量化實證研究。雙重差分模型在實際應用中應滿足如下三個假設條件：（1）線性關系假設，即因變量與自變量存在線性關系。這一假設可在模型運行結果中得到檢驗。（2）個體處理的穩定性假設，即一致性原則和不干預原則。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、換取變量等方式進行安慰劑檢驗。（3）平行趨勢假設，即實驗組與干預組在政策實施前的行為具有同質性。多期DID 模型可進行平行趨勢檢驗，單期DID 模型可對政策實施前的年份（2013年）數據做獨立樣本t 檢驗進行假設檢驗。

課題組在具體模型設計時，設置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 代表精準扶志教育政策實施后的年份（2014 至今），在具體調研時選取2016 年（政策文件正式提出年）和2020 年兩個時間節點分別進行測度扶志政策的時間動態效應；time=0 表示精準扶志教育政策實施前的年份，本文選取臨近的2013 年數據進行驗證；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戶。這樣選取的目的在于更加科學地驗證實驗組與控制組之間的政策效應變化情況。基于此，課題組設定了如下雙向固定效應雙重差分模型：

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

（二）數據說明

樣本量的確定。樣本量的選取應具有一定的科學性。根據簡單隨機抽樣的取樣原則，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[9]。根據一般統計學規律并結合調研實際，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，該比例乘數為0.07）。計算樣本量為：n=Z2P（1-P）/E2=277.78。可見研究的最低樣本量為278 份。

樣本的選擇。為保障研究的科學性，課題組依據行政地理、經濟發展程度、學生生源地調查的便利性、社會關系組織的便捷性、課題經費等因素分別在華東地區選擇江西省、西北地區選擇陜西省、華北地區選擇河北省，共計3 個省份，6 個貧困縣，18 個貧困村，共獲取362 份有效調查問卷，滿足樣本量基本需求。

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

表3 調研樣本分布情況一覽表

五、實證結果分析

（一）描述性統計分析

控制變量分析：（1）性別分布。調研全樣本中男性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 年其數據為“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 年其數據為“3.8469 檔”（接近10000 元），也有了顯著提升。（3）勞動力個數變化情況。總體來看，不管控制組還是實驗組，被調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，導致其平均數在2%左右。很顯然，建檔立卡貧困戶家庭不健康人員比例遠高于非貧困戶。這是因病、因殘致貧的主要表現形式。

因變量分析：（1）思想價值觀念的改變程度。實驗組該項數據的變化情況是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%；控制組該項數據變化情況為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。實驗組該項數據的變化情況是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%；控制組該項數據變化情況為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。實驗組該項數據的變化情況是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%；控制組該項數據變化情況為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）農戶脫貧志向的變化情況。實驗組該項數據的變化情況是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%；控制組該項數據變化情況為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%。可見精準幫扶的扶志政策其效果相對而言更好一些。具體數據詳見表4、表5所示。

表4 因變量各年描述性統計量一覽表

表5 控制變量各年描述性統計量一覽表

（二）雙向固定效應雙重差分模型分析

從表6 可知：精準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 精準扶志教育政策雙向固定效應含控制變量DID 模型數據一覽表

（三）穩健性檢驗

學術界對雙重差分模型的穩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行數據的穩健性檢驗。

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據是否存在顯著差異。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戶脫貧志向、思想價值觀念、自我觀和脫貧行為傾向數據進行檢驗。在做獨立樣本t 檢驗時，當列文（Levene）方差相等性檢驗未通過，接受虛無假設，表示兩組方差視為相等，因此需要采用“已假設方差齊性”所在行數據進行分析，反之則用“未假設方差齊性”進行分析[10]。

從結果來看，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“已假設方差齊性”下的t 值顯著性來看都未通過顯著性假設檢驗，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“已假設方差齊性”下的t 值都未通過假設檢驗。說明這兩組數據也無顯著差異。

因此，課題組認定，精準扶志教育政策實施前，實驗組與控制組不管是農戶脫貧志向數據，還是其他三項數據都無顯著差異，可以判定其滿足平行趨勢假設。

2.安慰劑檢驗

學術界在做數據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]或增加年份趨勢數據法[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效應，課題組采用增加年份數據的方式進行安慰劑檢驗。具體詳細分項數據如表7、表8 所示。綜合數據來看，根據2013 年與2016 年、2021 年雙向固定效應雙重差分數據，農戶脫貧志向等四方面效應值都顯著為正且變動不大，說明模型具有穩健性。同時與整體效應對照，對比兩個年份的效應值來看，2016 年四方面效應值都比總體效應值低，這與精準扶貧政策提出時并未明確精準扶志教育措施是極其相關的，自2016 年開始，扶貧必先扶志的提出，方案的落地等，使2021 年四方面效應值有了明顯改觀。

表7 實驗組與控制組政策實施前數據獨立樣本t 檢驗

（四）異質性分析

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

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

通過軟件模擬得到如表9 所示的數據。

表9 個體特征與家庭特征扶志政策異質性分析

從表9 可知：（1）個體特征異質性分析。相比女性而言，實驗組建檔立卡貧困戶中，男性在精準扶志教育政策實施后農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性；年齡越大，其農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，即家庭不健康人數越多，建檔立卡貧困戶的自我觀越消極，幅度為6.3%。

六、結論與建議

（一）主要結論與原因分析

課題組基于2013、2016 和2021 年實地調研數據，采用雙重差分模型檢驗了我國精準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，通過模型的優化與驗證、平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗和異質性分析等方法得出如下結論：

（1）精準扶志教育政策實施以來，建檔立卡貧困戶的農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效應來看，“絕知此事要躬行”階段（2016 年扶志政策與方案相繼推出）相比“潤物細無聲”階段的政策效應更加明顯。從數據結論來看，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心更加關注如何有效增加家庭收入，如何掌握專項技能等更加務實的、顯性的脫貧路徑，而忽視了其內在的思想價值觀和自我觀建設對脫貧視野、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。

（2）從異質性分析來看，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%。這與我國農村家庭所固有的小農經濟時代的觀念是相對應的，即“男人才是撐起家庭這片天的擎天柱”。然而隨著互聯網經濟、直播帶貨經濟的不斷發展，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性的個體特征為年齡，即年齡越大，建檔立卡貧困戶農戶脫貧志向等四方面相對越弱。而從描述性統計數據來看，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，在后續鄉村振興過程中，應針對老年人特點，打造適合其農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”是相關的，說明建檔立卡貧困戶一旦找到了脫貧致富的顯著路徑，必將會進一步推動其可持續收入增加，因此制定長效的家庭收入增長機制是后續鄉村振興發展的重要保障措施；家庭不健康人數比例越高，其越容易產生消極想法，幅度為6.3%。從根本來看，農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業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療與養老保障，另一方面應積極針對不健康群體精準地提供適宜的勞動工作。

（二）對策建議

通過驗證發現，精準扶志教育政策實施以來，雖然建檔立卡貧困戶農戶脫貧志向有顯著提升，但相比而言，提升的效果較弱。因此，在鄉村振興實施過程中，精準扶志教育政策應繼續深化、細化和量化。基于上述研究結論，提出以下對策建議：

一是進一步細化精準扶志教育政策，構建多主體扶志教育新模式。鄉村振興背景下，扶志教育方式應從幫扶為主的外促到以引導為主的內生，教育內容應從技能培育向“扶志”引領的全面幫扶遷移[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，積極構建政府主導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，探索針對貧困戶農戶脫貧志向提升的有效措施，責任到人，對口幫扶，有指標、有考核、有反饋、有優化、有階段、有結果；同時，地方政府應鼓勵社會資本以“共同富裕”理念籌建面向農戶的技能培訓、職業教育、勵志教育等，充分發揮企業家精神與經世濟民作用。

二是重視女性在鄉村振興浪潮中的崛起與重要角色。精準扶志政策影響的主體是男性，但女性的作用不容忽視。尤其是直播經濟、農村電商、鄉村旅游等新興就業崗位的凸顯，女性具有發揮重大積極作用的空間。因此，后續扶志政策更應強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、開展女性職業技能培訓等。

三是認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，學到老，干到老”的良好氛圍。在實地調研中，課題組發現有些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志在必行，如通過智能手機操作培訓、互聯網信息搜集培訓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制相結合。從調研和數據模擬來看，扶志政策停留在口頭的多，落實到實處的少，這是農戶較為反感的一點。扶志的目的依然在于提升其生活質量，單純提升志氣，而生活卻并未得到實質性改變，這是扶志政策需要切實避免的根本點。要倡導“知行合一”“精神與物質”同步的理念，只注重收入的提高而忽視精神層面的實質提升同樣不可取。

五是積極關注家庭不健康農戶的就業狀態。農戶不健康群體主要分為兩類，即因殘或因病。對因殘未能就業的，地方政府不應僅僅給予物質幫扶，更應針對因殘具體情況，制定精準幫扶對策。如對于一些先天聾啞農戶，可積極教授其一項農業手工技能等；對于因病未就業的，除了加大大病醫療報銷比例外，則可根據病情輕重為其提供適宜的就業崗位。

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

③資料來源：國家鄉村振興局（原國務院扶貧開發領導小組辦公室），http://www.nrra.gov.cn/（2021 年10 月30 日）.

④習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）.