精準扶貧是否提高了農戶的主觀福利
——基于 “建檔立卡”微觀數據的檢驗

李成明,張 雪,董志勇

(1.中央民族大學 a.經濟學院;b.數字經濟研究院,北京 100081;2.北京大學 經濟學院,北京 100871)

一、引言

黨的二十大報告明確指出,中國式現代化旨在實現全體人民的共同富裕,并促進物質文明與精神文明的協調發展。在新時代,要讓人民群眾的獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續,共同富裕取得新成效。這意味著,在扎實推進共同富裕時也要進一步加強精神文明建設,不斷提高人民群眾的主觀福利。黨的十八大以來,我國堅持以人為本的發展理念,實施精準扶貧戰略。截至2020年底,我們勝利完成了艱巨的消除絕對貧困的任務,成功打贏了脫貧攻堅戰,創造了全球矚目的偉大成就,引領超過14億人民實現了全面建設小康社會的世界奇跡。在此背景下,評估精準扶貧的主觀福利效應,不僅有助于豐富精準扶貧的理論體系,而且對精準施策推進鄉村振興和中國式現代化提供了重要的經驗借鑒,具有理論和現實意義。

在新發展階段,福利水平已成為衡量人民生活質量的重要指標,因此,如何有效地滿足人民對美好生活的期待尤為重要。通常來說,居民福利可以分為客觀福利和主觀福利?？陀^福利是指生活的物質條件,包括收入和消費等。主觀福利是指人們對自身生活質量的感受和評價,測度指標一般為幸福感和生活滿意度等評價指標。[1]已有文獻表明,互聯網使用[2-3]、城鎮化[4]、就業[5-6]、公共政策[7-8]等都能影響居民主觀福利,但鮮有文獻關注精準扶貧如何影響居民主觀福利。

精準扶貧依靠精準識別、精準幫扶、精準管理和精準考核這些工作機制,有針對性地引導各種扶貧資源優化配置,以實現對每個貧困家庭和貧困村莊精準支持,并逐步建立可持續的精準扶貧機制。[9]關于精準扶貧的政策效果,已有研究發現,精準扶貧政策能夠改善生活條件[10],促進信貸參與[11],強化社交能力[12],進而增強貧困戶內生發展動力,縮小城鄉收入差距[13]等。但這些研究大多聚焦于精準扶貧對收入[14]、消費[10][15]等客觀福利的影響,關于精準扶貧政策的主觀福利效應的研究相對較少,更鮮有文獻關注“建檔立卡”政策對主觀福利的影響。一方面,雖然有學者研究了精準扶貧政策對居民主觀幸福感的影響,但是其根據家庭各個層面的要素稟賦和貧困線標準確定家庭是否為貧困戶[16],而非根據“建檔立卡”的數據考察;另一方面,也有學者利用微觀數據庫考察了精準扶貧對居民主觀幸福感的影響[17],但對于其內在機制分析不足。

因此,本研究使用中國家庭金融調查(CHFS)在2013—2019年間的四期數據,并通過雙重差分技術來觀察精準扶貧政策實施前后貧困戶的主觀福利如何變化。研究發現,精準扶貧政策能顯著提升貧困戶主觀福利,這一結論經過平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗和傾向得分匹配雙重差分后仍然成立。機制分析表明,精準扶貧是通過提高貧困戶消費水平,強化貧困戶社會互動來提升主觀福利。異質性分析發現,精準扶貧政策對中老年戶主、受教育程度低的戶主、中西部地區和深度貧困家庭有著更強的主觀福利效應。本文研究貢獻在于以下幾點:首先,在研究內容上,不同于以往精準扶貧的客觀福利效應研究,本文重點關注主觀福利效應,以新的研究視角和經驗證據豐富了精準扶貧績效相關研究。其次,在機制分析上,本文發現精準扶貧政策通過促進消費和增強社會網絡來提高貧困戶主觀福利,結合客觀視角和主觀視角識別了精準扶貧影響貧困戶主觀福利的內在機制。最后,在實踐層面上,本文明晰精準扶貧政策對貧困戶主觀福利效應的影響關系和內在作用機制,有利于扎實推進共同富裕和全面推進鄉村振興,為推進中國式現代化提供了經驗參考。

二、理論機制與研究假說

(一)客觀視角:精準扶貧通過促進貧困戶消費,進而提高其主觀福利

依據馬斯洛的需求層次理論,人的需求可以被劃分為生理需求、安全需求、社交需求、尊重需求和自我實現需求,這些需求呈現出從底層到頂層的逐級遞進的趨勢。在新古典經濟學中,通常假定個體效用是消費的函數,且消費的增加總是能提高個體效用,即提升個體福利水平。從基礎型消費看,增加食品、衣著等“不愁吃、不愁穿”方面的支出能夠滿足個體基本生活需求,提升個體物質生活水平,滿足其生理需求和安全需求;從發展型消費看,增加教育、培訓等方面的支出,能夠增加個體人力資本,提升其對未來收入的預期;從享受型消費看,增加休閑娛樂、慈善捐贈等方面的支出,能夠滿足個體的社交需求和尊重需求。盡管部分心理學研究認為,消費主義可能過度強調物質享受,從而對個人主觀福利產生負面影響,但已有研究表明,對中國居民而言,消費仍是提升主觀福利的重要途徑。[18]

精準扶貧政策主要通過以下方面提升貧困戶消費水平。在人力資本方面,精準扶貧政策通過經濟援助、就業培訓、創業支持和社會保障等資源分配傾斜來幫助貧困戶,以增加貧困戶的收入提升能力和職業發展機會,從而有更多的資金用于消費。[19]在生活環境方面,精準扶貧政策著眼于改善醫療、教育、交通和信息等領域基礎設施,提升貧困家庭獲得基本公共服務的水平[20],以此改善生活環境,使得貧困戶有更多的機會參與經濟活動[21],進而提升了其消費水平和經濟預期。在農業生產方面,精準扶貧政策重視培育和支持農村產業發展,鼓勵貧困戶參與農產品種植、加工和銷售,且提供相應技術,放寬市場準入,進而可以提升貧困戶收入水平,促進消費支出。在金融支持方面,精準扶貧政策為農戶提供專項小額信貸支持貧困戶自身創業或擴大經營,這不僅有效促進貧困戶增收,還創造了一個活躍的市場環境,激發了貧困戶生產和經營的活力,增加了消費機會,刺激消費增加。根據以上分析,本文提出如下假說。

H1:精準扶貧通過促進貧困戶消費,進而提升其主觀福利。

(二)主觀視角:精準扶貧通過強化貧困戶社會網絡,進而提高其主觀福利

社會網絡是指個人或家庭所擁有的親戚、朋友、同事或鄰居等構成的關系網絡。社會網絡作為一種無形資產,有助于實現信息共享和風險分擔,推動網絡內部成員互相幫助[22],進而增加成員的獲得感、歸屬感和滿足感。研究表明,社會網絡會降低信息不對稱、促進民間借貸、獲取創業資源。中國是一個人情社會,特別是在社會性更強的農村地區,農戶獲取信息和資源的渠道有限,主要依靠社會網絡獲取信息來進行生產和選擇,因而會更加注重通過社會網絡來提高農村居民的幸福感。[23]

精準扶貧政策可以促進貧困戶與政府、社會組織等支持主體建立聯系,進而強化貧困戶的社會網絡。從工作方面看,貧困戶通過接受教育和培訓能夠獲取更多的知識和技能,提高在就業市場中的競爭力,這為貧困戶基于工作關系成為社會網絡成員提供了更多的機會。[24]此外,教育和培訓通常以集體形式展開,貧困戶在團體學習中也能與其他成員建立聯系和交流,進而強化自身的社會網絡。從交通方面看,精準扶貧政策注重公共服務的改善,使得貧困戶能夠更便利地接觸到各類社會資源和服務。就交通生活而言,改善交通條件可以減少貧困戶的出行成本,擴大其與外界交流的廣度和頻率,更容易與社會其他成員產生互動。從農村治理方面看,精準扶貧政策的實施不僅能夠極大改善村莊的生產生活環境和幫扶機制,在精準扶貧過程中,貧困戶的評定、公示等都需要村莊發揮基層民主作用,這一過程提升了農戶的村莊歸屬感和社會參與,強化了貧困戶社會網絡。根據以上分析,本文提出如下假說。

H2:精準扶貧通過強化貧困戶社會網絡,進而提升其主觀福利。

三、模型設定以及變量選取

(一)數據來源

本文采用中國家庭金融調查(CHFS)數據庫2013年至2019年四期數據和精準扶貧政策實施的準自然實驗,重點剖析精準扶貧政策對貧困戶主觀福利的影響及其內在機制。CHFS自2011年起,2013、2015、2017、2019共進行了五輪數據采集。最近的2019年數據采集,已經涵蓋全國19個省(自治區、直轄市)和325個縣。相較于其他數據資源,CHFS在搜集建檔立卡貧困戶相關信息方面擁有更加綜合的數據內容,為深入研究分析精準扶貧政策提供了數據基礎。[25]

精準扶貧注重確保扶貧工作的針對性和有效性,遵循“六個精準”的執行原則,即扶貧對象精準、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。在這一目標指導下,2014年5月國務院扶貧開發領導小組辦公室、中央農辦、民政部等7個部門聯合制定了《建立精準扶貧工作機制實施方案》,即將貧困家庭的基本信息進行詳細記錄和登記,建立貧困戶檔案,以此來實現對貧困人口的精準識別和管理。方案要求在2014年10月底前完成建檔立卡工作。本文將時間框架設定在2015年,即精準扶貧政策的發生年份,在中國家庭金融調查中,問卷是對受訪者過去一年的信息進行度量?；谶@一時間線,本文選擇保留政策實施的前兩個時期,即CHFS 2013和CHFS 2015,以及政策發生后兩個時期,即CHFS 2017和CHFS 2019的樣本數據。在數據清洗過程中,本文剔除了一些無法追蹤到的數據,并在戶主層面上生成了一個平衡的面板數據集,其中包含了2 855個家庭戶主4年的11 420個觀測值。

(二)研究設計

為了消除其他因素的干擾,本文參考黃薇和祝偉[26]、張川川等[7]采用雙重差分模型(DID)和雙向固定效應的方法來檢驗精準扶貧政策對貧困戶主觀福利的影響,雙重差分(DID)方法基于對比一個接受精準扶貧政策的處理組(建檔立卡貧困戶)和一個未接受該政策的對照組(非建檔立卡貧困戶)的差異,可以控制時間上的總體變化因素,從而更準確地估計政策對主觀福利的影響。雙向固定效應模型進一步控制農戶的個體固定效應和時間固定效應。個體固定效應捕捉了個體特征對主觀福利的影響,時間固定效應則考慮了時間上的共同趨勢。通過比較政策實施前后和處理組與對照組之間的差異,研究可以得出關于精準扶貧政策對貧困戶主觀福利影響的結論,同時控制了其他可能影響結果的因素,具體模型設定如下:

Happinessi,t=α+β·treati,t×timei,t+γ·Xi,t+μi+?t+εi,t

(1)

其中,下標i代表農戶,t代表時間。被解釋變量Happinessi,t是農戶i在第t期的主觀福利,用戶主的主觀幸福感來衡量。是否為貧困戶(treati,t)與時間(timei,t)的交互項(treati,t×trmei,t)是模型的核心解釋變量,treati,t×timei,t的系數β是本文考察的核心參數,反映了精準扶貧政策對貧困戶主觀福利的影響情況,如果該參數為負說明精準扶貧政策帶來了貧困戶主觀福利的提升,反之,則認為精準扶貧政策帶來貧困戶主觀福利的下降。treati,t變量包含了貧困戶和處理年份的信息。Xi,t表示控制變量,μi和?t分別代表農戶個體固定效應和年份固定效應,εi,t為隨機擾動項。此外,根據政策發生的時點,CHFS 2013年與CHFS 2015年為政策前,CHFS 2017年與CHFS 2019年為政策后。為鞏固脫貧成果,我國堅持“脫貧不脫政策”。貧困戶脫貧之后仍然享受相應福利資格。[19]基于此,貧困戶身份一旦被認定,其享受政策福利的資格存在于整個時期,自認定貧困戶當年以及之后,都有treati,t=1。

(三)變量說明

1.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為是否是“精準扶貧”政策年度的貧困戶。借鑒尹志超等[11]的識別方法,本文以家庭是否為“建檔立卡”戶來定義受精準扶貧政策影響的貧困戶。由于精準扶貧的政策時點為2015年,若農戶在2015年之后識別為貧困戶,則核心解釋變量賦值為1,其他情況賦值為0。

2.被解釋變量

本文的被解釋變量為戶主主觀福利。在福利經濟學的發展歷程中,國內外學者將非經濟福利看作是主觀福利,并將其作為一種評價標準。這種主觀福利體現了一個人對其當前生活狀態的評價,以及與其過去或與他人的比較所帶來的主觀體驗。由于主觀福利具有主觀性和非均衡性,因此它既可以用來衡量一個人生活水平的高低,也可能被用作衡量社會公平程度的標尺。然而,主觀福利與個體的心理認知有關,因此很難進行直接的量化評估,到目前為止,學術界還沒有一個統一的量化標準。而主觀幸福感作為一項關注個體感受的指標,能反映收入等客觀指標無法測量的層面,是學者廣泛認可的主觀福利指標。[27]而且,通過調查問卷等方式獲得的主觀幸福感數據的有效性和穩定性已被研究證實。就有效性來說,一個人自評為幸福,通常也往往被朋友認為是幸福的[28];就穩定性來說,被調查者在不同時間段對自身幸福狀態的總體評價具有較高的相關性。此外,還有學者證實了主觀幸福感在不同個體之間具有可比性。[29]因而,本文參考魯元平和王軍鵬[2]的研究,采用CHFS數據庫中戶主主觀幸福感作為農村家庭主觀福利的代理變量。CHFS詢問了受訪者“你覺得自己有多幸?！?答案為從1到5的離散取值,代表著“非常幸?！钡健胺浅２恍腋！?。隨著該取值的變小,農戶的主觀幸福感也在不斷增強。

3.控制變量

本文參考董志勇等[30]、周爍和張文韜[3]的研究,控制了可能影響農戶主觀福利水平的其他因素,主要包括:人口統計學特征,如戶主年齡(Age)、戶主年齡的平方(Age2/100),戶主婚姻狀況(Marriage)、戶主受教育年限(Edu_year)等;家庭特征,如家庭規模(F_size)、家庭不健康成員比例(Unhealthy)、家庭是否擁有房屋所有權(House)、家庭勞動力數量(Labor)、總收入對數(Income)、總資產對數(Asset),以及農戶個體固定效應和年份固定效應。各個變量的具體定義如表1所示。

表1 具體變量賦值情況

(四)描述性統計分析

表2列示了主要變量描述性統計結果,結果顯示,農戶主觀幸福感的均值為2.305,標準差為0.907,結合變量賦值情況,可知目前農戶主觀福利水平較高,與現有文獻研究基本一致[17][31]。是否為“建檔立卡”貧困戶(Treat)的均值為0.137,標準差為0.344,可知“建檔立卡”貧困戶占總樣本的13.7%。戶主婚姻狀況的均值為0.915,可知絕大多數戶主是已婚狀態,已婚戶主占總樣本的91.5%。戶主受教育年限的均值為7.253,可知大多數戶主未完成九年義務教育,其他控制變量的描述性統計結果也處于合理范圍內。

表2 描述性統計

四、實證結果與分析

表3列示了精準扶貧對主觀福利影響的實證結果。

表3 DID基準回歸

表3中,列(1)是未加入控制變量的OLS回歸結果,列(2)是控制了農戶固定效應和年份固定效應的回歸結果,列(3)是加入戶主特征的雙向固定效應回歸結果,列(4)是加入所有控制變量的雙向固定效應回歸結果。觀察是否為“建檔立卡”貧困戶(Treat)與時間(Time)的交互項(Treat×Time)的系數,列(1)到列(4)結果一致顯示,精準扶貧政策對農戶主觀幸福感的回歸系數顯著為負,表明精準扶貧政策顯著提高了貧困戶的主觀福利。在兩次分別加入控制變量進行回歸時,交互項的系數變動較小,體現了基準回歸的穩健性。

五、穩健性檢驗

(一)平行趨勢檢驗

雙重差分分析的基本假設是,在政策實施之前,處理組和對照組表現出一致或近似的變化模式。然而,這種模式因政策的推行而發生了轉變。為此,本文參考徐燦和高洪波[32]、尹志超和郭沛瑤[25]的方法,進行平行趨勢檢驗。如果處理組和對照組不能滿足平行趨勢假設,那么我們就可能錯誤估計政策的效果,導致模型設定有誤等一系列問題。在以往研究中,檢驗平行趨勢有兩種方法:第一種就是通過畫被解釋變量均值變化圖定性地觀察處理組和對照組在政策實施之前是否有相同的趨勢,如果在政策之前兩者趨勢一致而政策后兩者趨勢不同,則說明政策產生了影響;第二種做法是采取定量分析,考察政策實施前后系數的置信區間有沒有顯著地發生扭轉,這種做法相較于第一種更為準確?；诖?本文采用第二種做法,下圖匯報了精準扶貧政策對貧困戶幸福感的平行趨勢檢驗結果。根據平行趨勢檢驗模型,得到處理效應估計值的置信區間,做出在政策前后年份處理組和對照組幸福感的變化情況。

圖1為定量分析的結果,可以看出,在精準扶貧政策實施前,傳統的粗獷式扶貧由于存在精英俘獲[33]、瞄準率偏低等情況,圖中政策實施前兩期處理效應估計系數為正,表明貧困戶的幸福感并未提高;而在精準扶貧政策推出后,政策切實有效地落實到貧困戶,政策實施后處理效應的估計系數為負,表明貧困戶的幸福感得到較大提升,圖示中的平行趨勢被打破。

圖1 平行趨勢圖

(二)安慰劑檢驗

為了避免本文的回歸結果受到遺漏變量的影響,本文參考尹志超和郭沛瑤[25]的方法進行安慰劑檢驗。具體而言,我們從樣本中隨機選擇的隨機種子作為“偽處理組”,由于這個“偽處理組”是我們隨機選定的,并非代表真正受到政策實施影響的群體,隨后采用雙重差分法對隨機選定生成的處理組進行政策效果檢驗。在此過程中,我們希望觀察到“偽處理組”政策項系數不顯著拒絕零,即β=0。為了提高安慰劑檢驗的識別能力,我們將這一過程重復了500次。下圖2為安慰劑檢驗的系數和p值分布圖。

圖2 安慰劑檢驗

根據安慰劑檢驗的p值以及系數分布圖可以看出,隨機生成的“偽處理組”基本呈現正態分布,系數的均值接近于0,即隨機選定形成的處理組并沒有產生政策效果,該結果表明精準扶貧政策對幸福感的作用并沒有因為遺漏變量導致嚴重偏誤。

(三)PSM-DID

為排除貧困戶與非貧困戶的分組可能存在的樣本自選擇問題,文章選取傾向得分匹配雙重差分法進行穩健性檢驗。樣本自選擇是指在進行數據采集和研究時,數據樣本并非完全隨機選取,而是由被調查者自行選擇是否參與調查或實驗,那么研究結果可能會受到樣本自選擇的影響而產生偏誤。自選擇偏差是常見的研究者偏差之一,可以在許多研究領域中發現,例如,在傳統的經濟學案例中,參加職業培訓和工資之間存在著樣本自選擇問題。在社會科學研究中,也存在一些樣本自選擇問題。樣本自選擇可能會導致估計值的偏差,使得研究結果不夠準確和可靠。為了減輕這種偏差,可以采用一些方法來糾正或控制自選擇偏差。本文借鑒李成明等[34]使用傾向得分匹配法來減輕樣本自選擇帶來的偏差。因此,我們首先運用傾向得分匹配法,根據戶主特征變量與家庭特征變量進行匹配,匹配前戶主特征有較大差異,匹配后差異都趨向于0附近,而后根據傾向得分匹配數據進行雙重差分,回歸分析的結果如表4所示。研究結果顯示,在PSM-DID處理后,核心解釋變量的系數仍然顯著為負。也就是說,我們所選取的樣本并沒有出現樣本自選擇問題,就第(1)列而言,選取的匹配方法為1∶1最近鄰匹配,根據控制變量的特征,匹配后只能得到3 134個相似的樣本,利用這些控制變量不存在顯著差異的個體進行雙重差分,系數為負且在5%的水平下顯著。表明樣本通過了穩健性檢驗。

表4 PSM-DID

六、機制檢驗

從理論分析可以發現,精準扶貧政策可以提高貧困戶消費水平,進而達到提高主觀福利的效果。精準扶貧政策也可以通過強化貧困戶社會網絡,進而提升主觀福利。兩個渠道的核心區別在于視角不同:消費水平是衡量客觀福利的常見方式,而社會網絡的強化則意味著個體的社交需求得到了更多滿足。為進一步識別精準扶貧政策影響貧困戶主觀福利的內在機制,本文采用中介效應模型進行實證檢驗,具體模型如下所示:

Mi,t=α1+β1·treati,t×timei,t+γ1·Xi,t+μi+?t+εi,t

(2)

happinessi,t=α2+β2·treati,t×timei,t+ρMi,t+γ2·Xi,t+μi+?t+εi,t

(3)

其中,Mi,t表示中介變量,代表農戶人均消費(Consumption)和農戶社會網絡(Net),其他各項的定義與模型(1)相同。此外,交乘項treati,t×timei,t的系數β2和中介變量Mi,t的系數ρ是需要重點關注的系數。如果二者同時顯著且符合中介效應檢驗程序,則說明理論假說成立。

(一)客觀視角:消費渠道

隨著精準扶貧政策的實行,貧困戶可以通過教育培訓、轉移支付等方式增加收入,也可以基于“兩不愁三保障”滿足自身的基本生活需求,從而提升消費水平和主觀福利。鑒于此,參考尹志超和郭沛瑤[25]、馮明和趙佳涵[35]的研究,本文選用家庭人均消費作為中介變量。

從消費的客觀視角考察精準扶貧對貧困戶主觀福利效應的影響機制,其檢驗結果如表5所示。列(1)是政策變量對居民幸福感的回歸結果,列(2)是政策變量對中介變量的回歸結果。數據顯示,精準扶貧政策對家庭人均消費有顯著的正向作用。進一步,在回歸模型中引入中介變量后,得到的數據如(3)列所示,中介變量和政策變量的回歸系數都為負,且在1%的水平上顯著,說明消費和精準扶貧政策可以提升居民幸福感。同時,可以觀察到,列(3)中政策變量的回歸系數絕對值小于列(1)中政策變量系數的絕對值,說明家庭人均消費的中介作用存在,精準扶貧通過提高貧困戶消費來提升主觀福利水平。

表5 精準扶貧對主觀福利的影響機制檢驗

(二)主觀視角:社會網絡渠道

學者們在研究社會網絡時,借用了許多不同的指標,主要包括社區互動、禮金收支、親朋好友數量以及其他各種指標度量。[36]然而,由于CHFS問卷并未包含社會互動和親朋好友數量的問題,參考魏昭等[37]的研究,選擇是否有禮金收支作為社會網絡的代理變量。

從社會網絡的主觀視角考察精準扶貧對貧困戶主觀福利效應的影響機制,其檢驗結果如表5所示,列(4)是政策對中介變量的回歸結果。數據顯示,精準扶貧政策對社會網絡強化有顯著的正向作用,即精準扶貧政策促進農戶強化社會網絡。進一步地,在回歸模型中引入中介變量后,得到的數據如(5)列所示,中介變量和政策變量的回歸系數均顯著為負,說明社會網絡強化和精準扶貧政策可以提升貧困戶幸福感,同時,可以觀察到,列(5)中政策變量的回歸系數絕對值小于列(1)中政策變量系數的絕對值,說明社會網絡的中介作用存在,精準扶貧通過促進貧困戶強化社會網絡提升主觀福利水平。

七、異質性分析

通過以上的實證分析可以得出,精準扶貧政策確實能夠提升居民的主觀福利。那么,這種提升的效果在不同特征的家庭或地區中是否有差異呢?為此,本文分別從戶主層面的戶主年齡、戶主受教育程度,地區層面以及貧困程度層面進行異質性分析。

(一)戶主年齡異質性

本文借鑒張冀等[38]對年齡的劃分方法,定義45歲及以上為中老年戶主,賦值Hage=1,45歲以下為青年戶主,賦值Hage=0。根據戶主年齡劃分為兩組分別進行回歸。

不同戶主年齡下精準扶貧政策對農戶主觀福利效應的影響回歸結果如表6所示,列(1)和列(2)的分樣本結果顯示,中老年戶主的政策變量的回歸系數顯著為負。列(3)的回歸結果進一步顯示,政策變量×分組變量的回歸結果顯著為負,這說明,相比于中青年戶主,精準扶貧政策對中老年戶主的主觀福利提升更大?？赡艿脑蚴?在精準扶貧政策中,老年人可以通過直接轉移支付提高可支配收入,在就醫過程中也可以得到相應的保障和補貼。并且,老年人可能經歷過更長的貧困時間,更能意識到精準扶貧政策對其生活的幫助和改善,因而獲得的主觀福利效應提升更強。此外,老年戶主可能更加注重家庭關系、親情和社會支持[7],而精準扶貧政策在改善社會保障體系、加強社區互助和社會參與等方面發揮了積極作用,對于老年戶主來說,這些政策舉措更直接地提升了他們的主觀福利。

表6 戶主年齡特征異質性

(二)戶主受教育程度異質性

除了戶主年齡可能影響主觀福利之外,戶主受教育水平也會影響主觀福利。本文定義未完成九年義務教育為受教育程度較低,賦值Hedu=1,完成九年義務教育為受教育程度較高,賦值Hedu=0。根據受教育年限分兩組進行回歸。

不同戶主受教育程度下精準扶貧政策對貧困戶主觀福利效應的影響回歸結果如表7所示。列(1)和列(2)的分樣本結果顯示,受教育程度較低戶主的政策變量的回歸系數顯著為負,這說明,相比于受教育程度較高的戶主,精準扶貧政策對受教育程度較低戶主的主觀福利提升更大。列(3)的回歸結果顯示,政策變量×分組變量的回歸結果顯著為負,進一步驗證了上述結論?？赡艿脑蛟谟?受教育程度較低的戶主人力資本較低,可能面臨就業歧視和發展劣勢,而精準扶貧提供的培訓和技能提升使貧困戶在獲得就業機會時,增加經濟收入和社會地位,從而提升主觀福利。其次,受教育程度較低的戶主可能面臨更嚴重的經濟困難和社會排斥,精準扶貧政策通過提供直接經濟援助、社會保障等方面的支持,幫助他們改善生活條件并紓解經濟壓力。這種經濟安全感和社會支持的提升可以增強他們的主觀福利,減少因貧困而帶來的心理負擔和社會邊緣化。此外,精準扶貧政策注重弱勢群體的關愛和扶持,政策增強了他們的社會歸屬感和自尊心,進而提升了主觀福利。

表7 戶主受教育程度特征異質性

(三)地區異質性

接下來我們考察精準扶貧政策對東、中西部地區的異質性影響。根據戶主所在地省份信息將樣本劃分為東、中西部,東部賦值Dev=0,中西部賦值Dev=1。不同地區精準扶貧政策對農戶主觀福利效應的影響回歸結果如表8所示,列(1)和列(2)的分樣本結果顯示,東部及中西部地區的政策變量的回歸系數顯著為負,這說明,精準扶貧政策在東中西部地區都顯著地提升了農戶的主觀福利水平。列(3)的回歸結果顯示,政策變量×分組變量的回歸結果顯著為負,意味著精準扶貧政策對中西部地區農戶的主觀福利提升更強。

表8 東中西部地區異質性

可能的原因是,中西部地區貧困戶面臨的社會排斥和邊緣化問題更為突出。[39]精準扶貧政策通過社會資源的再分配和社會保障的提供,改善地區的公共服務和基礎設施,幫助貧困戶獲得更好的教育、醫療。同時可以提高貧困戶的社會地位、強化社會網絡[21],減少社會邊緣化帶來的負面影響,從而增強主觀福利。此外,中西部地區貧困戶的社會網絡相對較弱。精準扶貧政策通過培育與發展社區合作組織、社會團體和合作社等社會網絡,提升貧困戶的社會互動和合作能力。從而可以為貧困戶提供更多的支持、合作和參與機會,強化他們的社會網絡并擴大資源獲取渠道,從而提高主觀福利。

(四)貧困程度異質性

由于民政部劃定的貧困線標準每年每季度都會有變化,我們定義收入低于2011年底中央扶貧工作會議確定的貧困線(2 300元)標準的一半(1 150元)的家庭為“深度貧困”[31]。我們將深度貧困家庭賦值為1,其他家庭賦值為0。

根據表9第(1)和(2)列的回歸結果可以看出,精準扶貧政策對“深度貧困”家庭和其他家庭主觀福利均具有提升作用,列(3)結果顯示政策對“深度貧困”家庭主觀福利提升作用更大?？赡艿脑蚴?深度貧困家庭面臨著更嚴重的貧困狀況,包括基本生活需求的缺乏,這使得其對貧困的感受更為深刻,主觀上更容易不幸福。而精準扶貧政策以“兩不愁三保障”為扶貧的目標,著重改善家庭最基本的生活需求,這無疑是給深度貧困家庭“雪中送炭”,直接、有力地解決了他們最緊迫的需求。那么,深度貧困家庭感受到精準扶貧政策帶來的改善時,會有更強烈的滿足感,這就使得其主觀福利提升更大。此外,深度貧困家庭更容易形成社會網絡,因為這部分家庭經歷著更嚴重的貧困狀態,更依賴于社區和親朋好友的支持,而精準扶貧政策恰好能夠強化貧困戶社會網絡,幸福感的提升也源自這種社會支持。

表9 不同貧困程度異質性

八、結論與政策啟示

本文基于中國家庭金融調查(CHFS)數據,運用雙重差分(DID)方法,檢驗精準扶貧政策對農戶主觀福利的影響。研究發現,精準扶貧政策能顯著提升貧困戶主觀福利,這一結論通過了平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、傾向得分匹配雙重差分等穩健性檢驗。從客觀視角來看,精準扶貧可以促進貧困戶消費增加,提升貧困戶主觀福利;從主觀視角來看,精準扶貧可以強化貧困戶社會網絡,提升貧困戶主觀福利。同時,本文分別從戶主、家庭、地區視角考察政策的異質性,研究發現,精準扶貧政策對中老年戶主、受教育程度低的戶主、中西部地區以及深度貧困家庭主觀福利提升更強。

鑒于鞏固脫貧攻堅成果和全面推進鄉村振興的現實背景,我們可以得出以下幾點啟示:

首先,要全面審視和評估精準扶貧政策效果,在注重農戶脫貧客觀增收的同時也要關注其主觀福利。盡管改善物質生活水平是精準扶貧的重點發力目標,但提升主觀福利也不容忽視。因此在進入“后扶貧”時代,我們需要采取雙管齊下的策略。一方面,我們需要更加關注脫貧農戶的個人感受,并有針對性地優化相關政策,確保精準扶貧政策能夠有效地得以執行。另一方面,在進行政策成效的評價和確定脫貧標準的過程中,也需要深入考慮到脫貧農戶的個人感受,從而構建一個多維度、綜合性的評價指標體系,確保政策更全面地滿足脫貧農戶的需求。

其次,著力提高脫貧農戶的消費能力。第一,以提高脫貧農戶收入為主要抓手。通過提供技能培訓、素養提升和創業支持,助力脫貧農戶更快更好就業創業,從而實現收入來源的增加,為提升消費水平奠定基礎。第二,持續加大人力資本投入力度。提供教育補貼、獎學金和學費減免,鼓勵脫貧農戶支持子女深造,為家庭培養未來的高收入者,從而在遠期滿足家庭的更高消費需求。第三,進一步完善社會保障體系。健全醫療、養老等社會保障制度,增加脫貧農戶消費信心,有效減緩其因疾病和老年等風險而減少消費。同時,要建立緊急救助措施體系,幫助脫貧農戶及時應對突發支出等外部沖擊引發的流動性風險,從而減少過度儲蓄行為并穩步提高消費水平。

最后,要鼓勵脫貧農戶參與鄉村振興組織體系,激發其內生發展動力。一是通過社區組織、合作社等形式,讓脫貧農戶能夠參與鄉村振興項目的規劃、實施和評估,增強其主動性和自治能力。二是要支持農民合作社和農村合作經濟組織的發展,推動農民參與農產品加工、流通和銷售,增加附加值和收益。三是加強鄉村建設,提高農民的凝聚力和自治能力。鼓勵脫貧農戶參與鄉村事務決策,建立有效的溝通渠道,發揮主體作用,實現互助合作和共享資源,共同推動鄉村發展。