貧困脆弱性視角下參與式社區(qū)綜合發(fā)展的精準(zhǔn)“防貧”效應(yīng)分析

郭君平 寧愛(ài)照 曲 頌

黨的十八大以來(lái)，以習(xí)近平同志為總書(shū)記的黨中央將扶貧攻堅(jiān)任務(wù)上升到新的戰(zhàn)略高度，在實(shí)現(xiàn)“全面建成小康社會(huì)”第一個(gè)百年奮斗目標(biāo)的關(guān)鍵階段，將“精準(zhǔn)扶貧”作為當(dāng)前和今后一個(gè)時(shí)期中國(guó)貧困治理的指導(dǎo)思想，既體現(xiàn)了認(rèn)識(shí)論與實(shí)踐觀的高度統(tǒng)一，也為全國(guó)各條戰(zhàn)線齊心協(xié)力開(kāi)展扶貧攻堅(jiān)工作發(fā)出了總動(dòng)員，一系列針對(duì)性強(qiáng)的“滴灌式”扶貧創(chuàng)新舉措密集出臺(tái)，使很多地區(qū)的貧困群眾不斷獲得真正實(shí)惠。然而，個(gè)人或家庭所處環(huán)境中始終存在各種生計(jì)風(fēng)險(xiǎn)[1-2]，自然災(zāi)害、經(jīng)濟(jì)危機(jī)、健康打擊、家庭結(jié)構(gòu)變化、失業(yè)等因素都會(huì)降低個(gè)人或家庭福利水平，使非貧困人口陷入貧困，使貧困人口陷入永久貧困[3-5]。作為農(nóng)村社會(huì)的最小生計(jì)單位，農(nóng)戶承受著多重生計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，雖采取各種應(yīng)對(duì)策略，但其福利狀況仍可能遭受損失[6]，尤其是貧困農(nóng)戶因缺乏有效應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的能力，更易陷入生計(jì)、健康、受教育這“三無(wú)保障”的困境[7-8]，從而長(zhǎng)期處于貧困脆弱狀態(tài)[9-10]。

在未來(lái)相當(dāng)長(zhǎng)一段時(shí)期內(nèi)，我國(guó)反貧困工作面臨的一個(gè)巨大挑戰(zhàn)是貧困地區(qū)農(nóng)戶抵御風(fēng)險(xiǎn)能力孱弱，返貧現(xiàn)象多發(fā)，而解決此棘手難題不僅要事后準(zhǔn)確識(shí)別、度量農(nóng)戶的貧困狀況，還需對(duì)農(nóng)戶未來(lái)貧困進(jìn)行有效的事前干預(yù)，以“防貧”于未然。以往各國(guó)在制定扶貧戰(zhàn)略時(shí)，多采用本國(guó)官方貧困線和世界銀行公布的國(guó)際貧困線來(lái)測(cè)算轄區(qū)內(nèi)貧困人口與貧困程度。這種傳統(tǒng)的貧困測(cè)量以及由此制定的減貧政策是一種“事后干預(yù)”，只能亡羊補(bǔ)牢，不具有前瞻性，無(wú)法在貧困發(fā)生之前阻擊貧困[11]。進(jìn)入20世紀(jì)90年代后，國(guó)際社會(huì)對(duì)“貧困事前干預(yù)”的呼聲越來(lái)越高，愈多研究認(rèn)為應(yīng)關(guān)注事前狀況——貧困脆弱性，一種將風(fēng)險(xiǎn)引入貧困分析并度量一個(gè)家庭或個(gè)人未來(lái)陷入貧困概率的指標(biāo)[12-14]。換言之，唯有通過(guò)事前干預(yù)，才能有效減少慢性貧困，相應(yīng)政策更具“可持續(xù)性”。及至21世紀(jì)，國(guó)內(nèi)外更多學(xué)者認(rèn)識(shí)到考察風(fēng)險(xiǎn)和脆弱性才是認(rèn)識(shí)貧困的關(guān)鍵。世界銀行指出“貧困”除了指以收入為主要度量的福利水平較低以外，還包括各種外部不利沖擊導(dǎo)致的貧困脆弱性[15]。其原因是貧困群體的波動(dòng)性較強(qiáng)，大部分農(nóng)戶陷入貧困通常是突然遭受自然災(zāi)害和風(fēng)險(xiǎn)沖擊所致，不少剛脫貧的群體也因相同或相似遭遇而致使脆弱性加重或返貧。為此，政府扶貧部門(mén)既要關(guān)注當(dāng)前貧困，更應(yīng)隨時(shí)監(jiān)測(cè)農(nóng)戶貧困脆弱性，盡早推行一些事前干預(yù)措施，以增強(qiáng)扶貧政策的有效性與可持續(xù)性，以及降低政策的實(shí)施成本和社會(huì)成本[16]。然而，在長(zhǎng)期的扶貧模式創(chuàng)新探索中，我國(guó)雖積累了豐富的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，但是學(xué)界對(duì)精準(zhǔn)“防貧”的理論研究卻嚴(yán)重滯后，以致成為目前扶貧開(kāi)發(fā)研究領(lǐng)域亟待加強(qiáng)的薄弱環(huán)節(jié)。本文從貧困脆弱性視角量化分析參與式社區(qū)綜合發(fā)展的“防貧”效應(yīng)及其精準(zhǔn)性，不僅益于拓展、深化“貧困預(yù)防”理論體系，還可為精準(zhǔn)“防貧”方式的創(chuàng)新及大范圍推廣、應(yīng)用提供理論支撐。

一、文獻(xiàn)綜述

脆弱性與風(fēng)險(xiǎn)密切相關(guān)，最早源于自然科學(xué)工作者對(duì)氣候變化和自然災(zāi)害的風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估研究，后來(lái)逐漸拓展成跨學(xué)科的分析視角，涉及自然科學(xué)(如醫(yī)學(xué))、工程科學(xué)(如計(jì)算機(jī)、通信工程)、社會(huì)科學(xué)(如金融、國(guó)際政治)以及生態(tài)學(xué)等領(lǐng)域。由于各學(xué)科都是基于本領(lǐng)域的研究對(duì)象和學(xué)科范式來(lái)開(kāi)展相關(guān)研究，因而在不同學(xué)科領(lǐng)域，學(xué)者對(duì)脆弱性的認(rèn)知和理解各異。在既有文獻(xiàn)資料中，脆弱性的概念與定義還未統(tǒng)一，大致有三種觀點(diǎn)，即：未被預(yù)防的風(fēng)險(xiǎn)暴露(VER)、期望的貧困(VEP)和期望的低效用(VEU)，其中，前兩種為事前預(yù)測(cè)指標(biāo)。進(jìn)一步，在梳理以往成果基礎(chǔ)上，脆弱性的內(nèi)涵可總結(jié)歸納為以下方面：一是遍及性，無(wú)論貧困戶還是非貧困戶，在遭遇風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)都可能會(huì)因資產(chǎn)和能力不足而表現(xiàn)出脆弱性，但不同家庭或個(gè)體的脆弱性不一樣；二是前瞻性，即家庭在未來(lái)經(jīng)歷福利損失的概率(相對(duì)某個(gè)基準(zhǔn))；三是時(shí)間性(受時(shí)間范圍約束)，體現(xiàn)在家庭不僅對(duì)下個(gè)年度或月份的風(fēng)險(xiǎn)可能具有脆弱性，而且會(huì)對(duì)隨時(shí)間延續(xù)而發(fā)生的風(fēng)險(xiǎn)事件作出反應(yīng)；四是脆弱性程度取決于風(fēng)險(xiǎn)類(lèi)型、特征以及家庭應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的綜合能力，風(fēng)險(xiǎn)種類(lèi)通常分為生計(jì)資產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)、生計(jì)活動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)和生計(jì)結(jié)果風(fēng)險(xiǎn)；五是家庭對(duì)未來(lái)福利損失是脆弱的(由不確定性事件造成)；六是家庭或個(gè)人從風(fēng)險(xiǎn)結(jié)果中恢復(fù)的能力較低[17-19]。

隨著脆弱性研究范疇的不斷擴(kuò)大和深入，世界銀行將脆弱性與貧困聯(lián)系起來(lái)(脆弱性常與貧困相伴生)，并定義貧困脆弱性為“個(gè)人或家庭因遭遇某些風(fēng)險(xiǎn)而導(dǎo)致財(cái)富損失或生活質(zhì)量下降到某一社會(huì)公認(rèn)水平之下的可能性，高脆弱性是貧困的核心特征之一”，或被描述為“度量對(duì)于沖擊的彈力——沖擊造成未來(lái)福利下降的可能性”[15]。據(jù)此可見(jiàn)，貧困脆弱性包括外部沖擊強(qiáng)度和風(fēng)險(xiǎn)抵御能力兩方面，其本質(zhì)旨在表達(dá)一種農(nóng)村居民在事前的貧困狀態(tài)或未來(lái)陷入貧困的概率。一般情況下，當(dāng)面臨風(fēng)險(xiǎn)沖擊強(qiáng)度相當(dāng)時(shí)，高脆弱性農(nóng)戶抵御風(fēng)險(xiǎn)能力弱，低脆弱性農(nóng)戶抵御風(fēng)險(xiǎn)能力強(qiáng)[20]，其中，抵御風(fēng)險(xiǎn)能力是指家庭或個(gè)人基于擁有的資產(chǎn)配置狀況承受打擊或緩解甚至消除生計(jì)風(fēng)險(xiǎn)的能力[21]。

與貧困脆弱性定義相對(duì)應(yīng)，其測(cè)度方法共有三種：一是利用家庭消費(fèi)與收入的變動(dòng)性來(lái)測(cè)度[22-23]；二是以當(dāng)前消費(fèi)或收入為基期福利，使用未來(lái)消費(fèi)支出(或期望效用)與貧困線(效用)之差進(jìn)行測(cè)度[24-25]；三是以大數(shù)定律為基礎(chǔ)，使用未來(lái)陷入貧困的概率來(lái)測(cè)度[26-27],[12]，其中，第三種方法能有效避免前兩種的局限性。此外，對(duì)于影響農(nóng)戶貧困脆弱性的因素研究，世界糧食計(jì)劃署曾于1995年推出有關(guān)貧困群體的分析框架，認(rèn)為貧困群體的脆弱性主要取決于風(fēng)險(xiǎn)種類(lèi)、抵御風(fēng)險(xiǎn)能力以及社會(huì)服務(wù)體系。就國(guó)內(nèi)經(jīng)驗(yàn)研究來(lái)看，黎潔和邰秀軍利用分層模型實(shí)證分析了社區(qū)和家庭因素對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響，結(jié)果表明，社區(qū)因素對(duì)當(dāng)?shù)厝司M(fèi)水平與消費(fèi)波動(dòng)的作用途徑存在較大差異[28]。徐偉等則基于CHNS面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可直接和間接(即抵消家庭成員承受負(fù)向沖擊的影響)降低貧困脆弱性[29]。

回顧最近20年，貧困脆弱性作為一種對(duì)家庭未來(lái)福利的前瞻性度量方法或分析視角而逐漸成為發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)中扶貧研究領(lǐng)域的高頻詞和前沿?zé)狳c(diǎn)，并且因其富有獨(dú)特的政策含義而受到各級(jí)政府有關(guān)部門(mén)的高度重視。然而，從中外現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看，研究貧困脆弱性的決定因素較少，其中以中國(guó)為例的實(shí)證分析更少，至于某一減貧方式對(duì)貧困脆弱性的凈效應(yīng)評(píng)價(jià)則幾乎無(wú)人涉足。另結(jié)合貧困治理實(shí)踐來(lái)看，我國(guó)當(dāng)前扶貧開(kāi)發(fā)的政策制定和制度設(shè)計(jì)，主要依據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的貧困測(cè)度指標(biāo)，但是這些指標(biāo)缺乏預(yù)見(jiàn)性和動(dòng)態(tài)性，致使現(xiàn)行反貧政策或制度因未考慮農(nóng)戶家庭未來(lái)福利及相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)沖擊而缺乏瞄準(zhǔn)精度和預(yù)防性。參與式社區(qū)綜合發(fā)展是以農(nóng)村社區(qū)為扶貧單元、解決區(qū)域性整體貧困的重要減貧方式[30-31]，已在我國(guó)實(shí)踐了十余年，側(cè)重瞄準(zhǔn)列入有關(guān)部門(mén)外資項(xiàng)目引進(jìn)計(jì)劃、中央或地方政府“整村推進(jìn)”計(jì)劃和國(guó)家機(jī)關(guān)單位對(duì)口幫扶計(jì)劃的貧困村，以實(shí)現(xiàn)農(nóng)村純(或混合)公共產(chǎn)品的有效供給為目標(biāo)載體，主要通過(guò)整體改善貧困村的生產(chǎn)生活條件、提高村戶的發(fā)展能力來(lái)減緩貧困[32]，但是歷史文獻(xiàn)極為有限，學(xué)界對(duì)參與式社區(qū)綜合發(fā)展與精準(zhǔn)防貧問(wèn)題幾無(wú)關(guān)注。有鑒于此，探析參與式社區(qū)綜合發(fā)展與農(nóng)戶貧困脆弱性之間的因果關(guān)系對(duì)重塑扶貧理念，將工作重心由貧困治理轉(zhuǎn)向“貧困預(yù)防”具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。簡(jiǎn)言之，本文在關(guān)切、回應(yīng)現(xiàn)實(shí)“精準(zhǔn)防貧”問(wèn)題中體現(xiàn)理論研究?jī)r(jià)值。

二、理論框架與研究方法

(一)貧困脆弱性的測(cè)度方法

由于消費(fèi)的不穩(wěn)定性可反映農(nóng)戶應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的結(jié)果，因此本文同其他學(xué)者一樣以消費(fèi)為主線來(lái)研究農(nóng)戶的貧困脆弱性。與貧困發(fā)生率、Sen指數(shù)、SST指數(shù)以及FGT指數(shù)等事后測(cè)度指標(biāo)不同(只可靜態(tài)描述貧困狀況)，貧困脆弱性指數(shù)的最大特點(diǎn)在于具有前瞻性和不可觀察性(僅能通過(guò)估計(jì)得到)，其測(cè)度公式如下所示：

Vk,t=pr(ck,t+1≤z)×100%

(1)

上式表示農(nóng)戶家庭的未來(lái)消費(fèi)水平低于預(yù)設(shè)貧困標(biāo)準(zhǔn)的概率。其中，Vk,t為農(nóng)戶k在t時(shí)的貧困脆弱性指數(shù)，取值范圍[0，100]，ck,t+1是利用t期數(shù)據(jù)計(jì)算得到的t+1期的農(nóng)戶消費(fèi)預(yù)期值，Pr(·)表示居民在t+1時(shí)陷入消費(fèi)貧困的概率，z代表預(yù)設(shè)的貧困線?；谑?1)可進(jìn)一步變換為：

(2)

式(2)中，E[ln (k,t+1)]與Var[ln (k,t+1)]分別指代農(nóng)戶未來(lái)消費(fèi)水平(對(duì)數(shù))均值及方差，可依序通過(guò)以下消費(fèi)均值模型和消費(fèi)波動(dòng)模型估計(jì)獲得。

ln (c)=α0+α1IncP+α2X+e

(3)

Var[ln (c)]=β0+β1Risk+β2Ability+β3Support+X+ε

(4)

式(3)～(4)中，c表示農(nóng)戶人均消費(fèi)支出，IncP為農(nóng)戶的持久性收入，X是一組與農(nóng)戶消費(fèi)相關(guān)的人口特征及其它控制變量，Var[ln (c)]表示式(3)估計(jì)后的殘差平方值，α和β均為待估參數(shù)，Risk指農(nóng)戶面臨的風(fēng)險(xiǎn)沖擊因素，Ability表示農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)管理能力或平滑消費(fèi)能力，Support表示農(nóng)戶可獲得的社會(huì)或社區(qū)支持，e、ε均為殘差項(xiàng)。

(二)參與式社區(qū)綜合發(fā)展的精準(zhǔn)“防貧”效應(yīng)估計(jì)模型

依前文所述，貧困脆弱性的本質(zhì)是一種“貧困事前狀況”，通過(guò)干預(yù)措施降低農(nóng)戶貧困脆弱性即為“貧困預(yù)防”(簡(jiǎn)稱(chēng)“防貧”)。作為早期重要的扶貧干預(yù)措施之一，參與式社區(qū)綜合發(fā)展在某種程度上可減弱農(nóng)戶貧困脆弱性。即，參與式社區(qū)綜合發(fā)展可能具有一定防貧效應(yīng)。針對(duì)研究目標(biāo)和內(nèi)容，擬采用項(xiàng)目(政策)效果評(píng)估的國(guó)際主流方法——倍差- 匹配估計(jì)量*利用傾向值得分匹配和倍差- 傾向值得分匹配進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，限于篇幅，相關(guān)估計(jì)結(jié)果未予報(bào)告。和倍差- 分位數(shù)回歸。其中，前者用于估計(jì)參與式社區(qū)綜合發(fā)展的防貧凈效應(yīng)(總體)；后者用于估計(jì)參與式社區(qū)綜合發(fā)展防貧的瞄準(zhǔn)精度(不同細(xì)分群體)。

1.倍差- 匹配估計(jì)量

該方法由倍差法與偏差矯正匹配估計(jì)量組成，可獲得平均處理效應(yīng)。相比偏差矯正匹配估計(jì)量，其消除了不可觀測(cè)因素和不隨時(shí)間變化特征所引起的偏差，且能對(duì)可觀測(cè)協(xié)變量的較差匹配進(jìn)行調(diào)整，因而可準(zhǔn)確評(píng)價(jià)參與式社區(qū)綜合發(fā)展的“防貧”效應(yīng)。倍差- 匹配估計(jì)量是在厘清倍差法的兩次差分過(guò)程*樣本在項(xiàng)目實(shí)施前后的變化和處理組與對(duì)照組的時(shí)間變化量的比較。(即ΔVt=Vt-Vt-1和δ=ΔVW=1-ΔVW=0)的基礎(chǔ)上，用最近鄰匹配法(有回置的一對(duì)多匹配)替代第二個(gè)過(guò)程。由此，倍差- 匹配估計(jì)量計(jì)算的SATE和SATT(SATC可類(lèi)似測(cè)算)為：

(5)

式(5)中，ωi表示對(duì)處理組重構(gòu)結(jié)果分布時(shí)的重新加權(quán)；ωij相當(dāng)于1/JM(i)，是處理組單元i賦予匹配的對(duì)照組單元j的權(quán)重，JM(i)為單元i的最近M個(gè)匹配的標(biāo)號(hào)集合。

2.倍差- 分位數(shù)回歸

此方法是一種對(duì)因變量按預(yù)設(shè)分位數(shù)進(jìn)行倍差估計(jì)的計(jì)量分析方法，由倍差法與分位數(shù)回歸法組成，擬得到分位數(shù)處理效應(yīng)，用于估計(jì)參與式社區(qū)綜合發(fā)展對(duì)不同貧困脆弱性組農(nóng)戶的“防貧”效應(yīng)。其基準(zhǔn)模型設(shè)定為：

(6)

式(6)中，Qτ[Y|X]表示農(nóng)戶在τ分位數(shù)上的貧困脆弱性指數(shù)；P是參與式社區(qū)綜合發(fā)展虛擬變量，其取值1或0時(shí)分別代表“處理組”(實(shí)施參與式社區(qū)綜合發(fā)展扶貧項(xiàng)目)和“對(duì)照組”(未有其他任何扶貧項(xiàng)目)；T為時(shí)期虛擬變量，在參與式社區(qū)綜合發(fā)展某實(shí)施節(jié)點(diǎn)前，令T=0，否則等于1；P·T為交互項(xiàng)(核心自變量)，其系數(shù)γ代表參與式社區(qū)綜合發(fā)展對(duì)處理組農(nóng)戶貧困脆弱性的凈效應(yīng)，其顯著性、作用方向和程度為本文最關(guān)注的內(nèi)容之一。Z為一組控制變量；α0τ為常數(shù)項(xiàng)，α1τ、α2τ、γτ、δτ依次表示對(duì)各個(gè)自變量進(jìn)行參數(shù)估計(jì)的第τ個(gè)分位數(shù)的系數(shù)。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源和變量選擇

分析用數(shù)據(jù)源自亞洲開(kāi)發(fā)銀行貴州納雍社區(qū)綜合扶貧示范項(xiàng)目評(píng)估課題，以當(dāng)?shù)貎蓚€(gè)極貧村1999年、2003年和2011年的追蹤調(diào)查戶為樣本。該扶貧項(xiàng)目屬于前文所述參與式社區(qū)綜合發(fā)展減貧方式，是中國(guó)政府于1998年與亞行合作的技術(shù)援助項(xiàng)目中分項(xiàng)目“基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展”的一個(gè)研究性試點(diǎn)項(xiàng)目，旨在通過(guò)建設(shè)電力、飲水、灌溉、公路等小型基礎(chǔ)設(shè)施，同時(shí)輔之以其他技術(shù)支持，來(lái)檢驗(yàn)基礎(chǔ)設(shè)施狀況的改善對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展、減緩社區(qū)貧困的作用。項(xiàng)目實(shí)驗(yàn)地?fù)穸榧{雍縣(國(guó)家級(jí)貧閑縣)昆寨鄉(xiāng)(極貧鄉(xiāng))中交通十分不便的“一類(lèi)”貧困村。在項(xiàng)目開(kāi)始前(1999年)，處理組(千秋村)和對(duì)照組(碓窩河村)農(nóng)戶人均收入水平大致相當(dāng)。此后，1999—2003年，是項(xiàng)目啟動(dòng)實(shí)施期，處理組根據(jù)農(nóng)民需求安排了全面的基礎(chǔ)設(shè)施項(xiàng)目(如飲水、灌溉、社區(qū)道路、供電、泥石流治理等基礎(chǔ)設(shè)施及維護(hù)管理)、社區(qū)發(fā)展基金以及村戶綜合能力建設(shè)；同期，對(duì)照組未開(kāi)展任何扶貧項(xiàng)目；2003—2011年，為項(xiàng)目后續(xù)觀測(cè)期，期間處理組和對(duì)照組獲得的其他支持項(xiàng)目大致等同。最后收到有效問(wèn)卷共計(jì)1 019份。經(jīng)檢驗(yàn)，問(wèn)卷量表的信度(Cronbach’α系數(shù)>0.81)、效度優(yōu)良。在借鑒歷史文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，結(jié)合調(diào)研數(shù)據(jù)條件和當(dāng)?shù)貙?shí)際情況，因(自)變量的選擇依研究目標(biāo)和不同計(jì)量模型的構(gòu)建要求而定(表1)。

1.消費(fèi)均值與消費(fèi)波動(dòng)模型的因(自)變量

因變量：農(nóng)戶人均消費(fèi)支出的對(duì)數(shù)和農(nóng)戶未來(lái)人均消費(fèi)水平(對(duì)數(shù))的方差(即式(3)估計(jì)后的殘差平方值)。

自變量包括風(fēng)險(xiǎn)沖擊、風(fēng)險(xiǎn)沖擊管理能力、支持可及性和其他控制因素四個(gè)方面：(1)風(fēng)險(xiǎn)沖擊因素。醫(yī)療保健支出代表農(nóng)戶應(yīng)對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)的投資，而文化教育支出可表示子女教育費(fèi)用對(duì)家庭消費(fèi)水平的影響和沖擊。這兩方面支出的突發(fā)性大幅增加(如大病、升學(xué))或過(guò)快增長(zhǎng)會(huì)嚴(yán)重?cái)D占或抑制農(nóng)村居民對(duì)其他方面的消費(fèi)支出，其結(jié)果可能對(duì)農(nóng)戶整體消費(fèi)需求產(chǎn)生較大影響。

(2)風(fēng)險(xiǎn)沖擊管理能力因素。①種植業(yè)純收入、養(yǎng)殖業(yè)純收入、私營(yíng)活動(dòng)純收入、本地勞動(dòng)者報(bào)酬、外出務(wù)工收入以及家庭儲(chǔ)蓄額等變量與農(nóng)戶以貨幣收入抵御風(fēng)險(xiǎn)沖擊的能力密切相關(guān)。②生產(chǎn)性固定資產(chǎn)和年末住房原值兩變量反映了農(nóng)戶家庭固定資產(chǎn)情況。農(nóng)戶固定資產(chǎn)越多，其抵御風(fēng)險(xiǎn)能力越強(qiáng)且家庭消費(fèi)水平越高。③耕地面積。除了影響項(xiàng)目實(shí)施地的選擇，該變量也可能與農(nóng)民消費(fèi)存在穩(wěn)定的數(shù)量關(guān)系，這是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投入的增加在某種程度上會(huì)使得農(nóng)戶節(jié)衣縮食，從而減少相應(yīng)的生活消費(fèi)支出。

(3)支持可及性因素。①“是否借貸”變量中，“借貸”為廣義借貸，包含現(xiàn)金和食物，反映了農(nóng)戶的資金需求和食物能否自給自足。轉(zhuǎn)移性收入變量的增速、比重逐年變大，已成為影響居民消費(fèi)能力、抵御風(fēng)險(xiǎn)能力的重要原因之一。②轉(zhuǎn)移性收入包括親友贈(zèng)送、救濟(jì)金以及其他諸如良種、農(nóng)資綜合、退耕還林等各種補(bǔ)貼。③農(nóng)戶所在村是否實(shí)施參與式社區(qū)綜合發(fā)展直接或間接影響農(nóng)民消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

(4)其他控制變量。①家庭人口規(guī)模和人口撫養(yǎng)比。此二變量可反映農(nóng)戶勞動(dòng)人口負(fù)擔(dān)程度，當(dāng)家庭成員越多、人口比越大，表明農(nóng)戶家庭生活負(fù)擔(dān)越重。②戶主年齡。由于缺失值太多而無(wú)法得到農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力的平均年齡，因此權(quán)且用戶主年齡加以替代。戶主通常是一家之主，享有較高的主導(dǎo)權(quán)，其性格、偏好基本決定了家庭消費(fèi)支出的去向和額度，但是隨著年齡的漸長(zhǎng)，這些個(gè)人特質(zhì)都可能會(huì)隨之發(fā)生改變。③戶主受教育年限。據(jù)研究證實(shí)，戶主受教育年限與家庭消費(fèi)支出呈顯著正向關(guān)系，其原因是受教育年限可體現(xiàn)個(gè)體人力資本水平，農(nóng)戶戶主人力資本存量越高，家庭收入來(lái)源越廣、收入水平越高且收入結(jié)構(gòu)越合理，繼而誘致家庭消費(fèi)水平更高[33-34]。④是否漢族。不同的民族有不同的消費(fèi)習(xí)性和觀念，而且在同等條件或資源約束下，扶貧項(xiàng)目的天平將優(yōu)先傾向于窮困的少數(shù)民族農(nóng)戶。

2.倍差- 匹配估計(jì)量和倍差- 分位數(shù)回歸模型的因(自)變量

在倍差- 匹配估計(jì)量模型中，除已確定的示性變量(是否實(shí)施參與式社區(qū)綜合發(fā)展)和輸出變量(農(nóng)戶貧困脆弱性指數(shù))外，還須根據(jù)條件獨(dú)立性假設(shè)*條件獨(dú)立性假設(shè)，又稱(chēng)強(qiáng)可忽略性假設(shè)，是指在控制了影響匹配偏差的農(nóng)戶特征X后，社區(qū)是否實(shí)施綜合發(fā)展項(xiàng)目與農(nóng)戶貧困脆弱性是相互獨(dú)立的。，選取一組可能引致樣本選擇偏差的控制變量，即那些同時(shí)影響綜合發(fā)展項(xiàng)目決定與農(nóng)戶貧困脆弱性的因素。本文最終選定戶主年齡、戶主受教育程度、家庭人口規(guī)模、人口撫養(yǎng)比、是否漢族、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、年末住房原值以及耕地面積等8個(gè)變量作為匹配變量。其中，得到研究證實(shí)的會(huì)影響農(nóng)戶貧困脆弱性的變量有戶主受教育程度、耕地面積、家庭人口規(guī)模、勞動(dòng)力數(shù)和生產(chǎn)性固定資產(chǎn)[29],[35]。在倍差- 分位數(shù)回歸模型中，因變量為農(nóng)戶在不同分位數(shù)上的貧困脆弱性指數(shù)；自變量中除時(shí)期變量、是否實(shí)施參與式社區(qū)綜合發(fā)展變量以及兩者的交互項(xiàng)外，其他控制變量與倍差- 匹配估計(jì)量模型中的匹配變量一致。需特別說(shuō)明的是，為消除物價(jià)因素影響，文中所有價(jià)值類(lèi)指標(biāo)均以1999年為基期的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行縮減。

表1 農(nóng)戶消費(fèi)均值模型與消費(fèi)波動(dòng)模型中變量釋義及描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)農(nóng)戶貧困脆弱性的動(dòng)態(tài)變化

據(jù)Chauhuriet等研究認(rèn)為，農(nóng)戶貧困脆弱性的估計(jì)或測(cè)度，首先須采用普通最小二乘法對(duì)消費(fèi)均值和消費(fèi)方差進(jìn)行回歸以取得未知方差的結(jié)構(gòu)；然后再運(yùn)用三階段可行最小二乘法(FGLS)對(duì)消費(fèi)均值與消費(fèi)方差進(jìn)行加權(quán)回歸，旨在處理異方差問(wèn)題并獲取未來(lái)消費(fèi)均值及其方差的估計(jì)值[12]。基于消費(fèi)均值模型(式3)和消費(fèi)波動(dòng)模型(式4)得到如表2所示結(jié)果。表中模型Ⅰ和模型Ⅱ利用FGLS法分別對(duì)1999年農(nóng)戶消費(fèi)均值和戶消費(fèi)波動(dòng)的影響因素進(jìn)行了分析。在模型Ⅰ中，醫(yī)療保健支出、文化教育支出、種植業(yè)純收入、養(yǎng)殖業(yè)純收入、私營(yíng)活動(dòng)純收入、本地勞動(dòng)者報(bào)酬、外出務(wù)工收入、儲(chǔ)蓄總額以及家庭人口規(guī)模對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)均值有顯著影響，其中，前7個(gè)因素作用方向?yàn)檎?，?個(gè)因素作用方向?yàn)樨?fù)；在模型Ⅱ中，僅儲(chǔ)蓄總額、家庭人口規(guī)模和是否漢族對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)波動(dòng)影響顯著。

類(lèi)似，模型Ⅲ和模型Ⅳ用FGLS法分別對(duì)2003年農(nóng)戶消費(fèi)均值和消費(fèi)波動(dòng)進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示，這兩模型中的影響因素存在較大差異。在模型Ⅲ中，醫(yī)療保健支出、文化教育支出、種植業(yè)純收入、養(yǎng)殖業(yè)純收入、本地勞動(dòng)者報(bào)酬、外出務(wù)工收入、家庭人口規(guī)模以及是否漢族對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)均值有顯著影響；但在模型Ⅳ中，生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、年末住房原值、是否實(shí)施參與式社區(qū)綜合發(fā)展、戶主年齡以及家庭人口規(guī)模對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)波動(dòng)影響顯著。

同樣，模型Ⅵ和模型Ⅷ也用FGLS法對(duì)2011年農(nóng)戶消費(fèi)均值和消費(fèi)波動(dòng)進(jìn)行回歸估計(jì)。在模型Ⅵ中，醫(yī)療保健支出、文化教育支出、種植業(yè)純收入、養(yǎng)殖業(yè)純收入、本地勞動(dòng)者報(bào)酬、外出務(wù)工收入、儲(chǔ)蓄總額、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、轉(zhuǎn)移性收入、參與式社區(qū)綜合發(fā)展以及家庭人口規(guī)模對(duì)消費(fèi)均值影響顯著；而在模型Ⅷ中，醫(yī)療保健支出、種植業(yè)純收入、養(yǎng)殖業(yè)純收入、本地勞動(dòng)者報(bào)酬、儲(chǔ)蓄總額、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、年末住房原值、耕地面積、是否借貸、轉(zhuǎn)移性收入、參與式社區(qū)綜合發(fā)展、戶主年齡以及人口撫養(yǎng)比對(duì)消費(fèi)波動(dòng)有顯著影響。

表2 農(nóng)戶消費(fèi)水平與消費(fèi)波動(dòng)模型的回歸結(jié)果(FGLS法)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，下同；“—”表示變量轉(zhuǎn)移性收入的回歸系數(shù)因缺失值過(guò)多而刪失；限于篇幅，OLS法的估計(jì)結(jié)果和FGLS法估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差均未予匯報(bào)。

基于以上消費(fèi)水平模型和消費(fèi)波動(dòng)模型的估計(jì)值，可測(cè)算出不同農(nóng)戶在不同階段的貧困脆弱性指數(shù)及其變化程度。表3數(shù)據(jù)顯示，在實(shí)施參與式社區(qū)綜合發(fā)展之前(1999年)，處理組和對(duì)照組的農(nóng)戶貧困脆弱性指數(shù)雖有顯著差別，但都高達(dá)90%以上；及至參與式社區(qū)綜合發(fā)展主體項(xiàng)目結(jié)束時(shí)(2003年)，兩組農(nóng)戶貧困脆弱性指數(shù)均降至24%左右且在統(tǒng)計(jì)上無(wú)顯著差異；及至2011年，兩組農(nóng)戶貧困脆弱性指數(shù)分別降至0.30%和0.86%(差異顯著)。據(jù)此可知：(1)在參與式社區(qū)綜合發(fā)展啟動(dòng)實(shí)施期和后續(xù)觀測(cè)期，兩組農(nóng)戶的貧困脆弱性指數(shù)均得到大幅下降，且兩期降幅分別約高達(dá)70個(gè)百分點(diǎn)和24個(gè)百分點(diǎn)，其原因可能是國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、實(shí)施參與式社區(qū)綜合發(fā)展及其他重要因素所致。(2)無(wú)論處理組抑或?qū)φ战M，其農(nóng)戶抵御風(fēng)險(xiǎn)波動(dòng)和外部沖擊的能力均大為增強(qiáng)，他們2011年之后陷入消費(fèi)貧困的概率(即貧困脆弱性指數(shù))非常低，均未超過(guò)1%。

注：農(nóng)戶貧困脆弱性指數(shù)測(cè)算所用的貧困標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)一為2008年的絕對(duì)貧困線(895元)；括號(hào)內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差。

(二)參與式社區(qū)綜合發(fā)展“防貧”的即期和時(shí)滯效應(yīng)

從上文中我們并不能知悉參與式社區(qū)綜合發(fā)展在啟動(dòng)實(shí)施期和后續(xù)觀測(cè)期對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性下降是否均有貢獻(xiàn)？若有，其貢獻(xiàn)度分別多大？要回答這兩個(gè)問(wèn)題，還需作深入細(xì)致的分析。在DD-BCM方法的估計(jì)下，本文選擇8個(gè)匹配變量和4個(gè)最近鄰居，然而基于穩(wěn)健方差估計(jì)了不同時(shí)期中參與式社區(qū)綜合發(fā)展對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的平均干預(yù)效應(yīng)，包括SATT(或PATT)、SATE(或PATT)及SATC(或PATC)*注：SATE是指樣本的平均干預(yù)效應(yīng)(sample average treatment effect)，SATT是指樣本的干預(yù)組平均干預(yù)效應(yīng)(sample average treatment effect for the treated)，SATC是指樣本的對(duì)照組平均干預(yù)效應(yīng)(sample average treatment effect for the control)；PATT是指總體的平均干預(yù)效應(yīng)(population average treatment effect)，PATE是指總體的干預(yù)組平均干預(yù)效應(yīng)(population average treatment effect for the treated)，PATC是指總體的對(duì)照組平均干預(yù)效應(yīng)(population average treatment effect for the control)。。需先說(shuō)明的是，SATE是SATT與SATC的平均值，用于衡量參與式社區(qū)綜合發(fā)展對(duì)樣本農(nóng)戶的貧困脆弱性指數(shù)的平均干預(yù)效應(yīng)。由于存在外推插值問(wèn)題，并且SATT與SATE所需估算值數(shù)不同[36]，SATE的估計(jì)可能會(huì)產(chǎn)生較大偏差，因此，SATT是一個(gè)比SATE更可信的估計(jì)量。DD-BCM法估計(jì)的SATT結(jié)果見(jiàn)表4。

在啟動(dòng)實(shí)施期，參與式社區(qū)綜合發(fā)展對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性影響顯著，平均效應(yīng)值為-5.363，對(duì)此可解釋為在控制其他條件不變的情況下，參與式社區(qū)綜合發(fā)展即期可使每戶農(nóng)戶的貧困脆弱性指數(shù)平均降低5個(gè)百分點(diǎn)左右。此外，經(jīng)測(cè)算，DD-BCM估計(jì)的PATT與SATT的系數(shù)及其作用方向和統(tǒng)計(jì)顯著性均相同，這說(shuō)明若從總體中抽取另一樣本，能觀察到相同水平的處理組平均干預(yù)效應(yīng)。換言之，參與式社區(qū)綜合發(fā)展即期的平均干預(yù)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。

與即期不同，在參與式社區(qū)綜合發(fā)展后續(xù)觀測(cè)期，DID-BCM估計(jì)的SATT、SATE、SATC、PATT、PATE以及PATC都不顯著。這表明在控制其他條件不變的情況下，參與式社區(qū)綜合發(fā)展后期對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性無(wú)明顯降低作用。即該減貧方式總體上不具有“防貧”滯后效應(yīng)，對(duì)此結(jié)果，可根據(jù)前述貧困脆弱性定義將其根本原因解釋為參與式社區(qū)綜合發(fā)展后期對(duì)農(nóng)戶未來(lái)消費(fèi)的影響更多體現(xiàn)在消費(fèi)結(jié)構(gòu)上而非消費(fèi)水平。

(三)參與式社區(qū)綜合發(fā)展“防貧”的精準(zhǔn)性評(píng)價(jià)

為刻畫(huà)、分析不同階段不同農(nóng)戶貧困脆弱性指數(shù)下參與式社區(qū)綜合發(fā)展的“防貧”效應(yīng)，本文利用1999—2003年和2003—2011年兩期樣本數(shù)據(jù)，將農(nóng)戶貧困脆弱性指數(shù)分成9個(gè)分位數(shù)(τ=0.1～0.9)，其中分位數(shù)0.1～0.2、0.3～0.4、0.5、0.6～0.7、0.8～0.9分別對(duì)應(yīng)農(nóng)戶貧困脆弱性的微度組、輕度組、中度組、重度組和極度組，然后采用近似于自然實(shí)驗(yàn)的倍差- 分位數(shù)回歸模型進(jìn)行估計(jì)，并運(yùn)用只依賴(lài)給定觀測(cè)信息而無(wú)需其他假設(shè)或增加新觀測(cè)的自助抽樣法求得標(biāo)準(zhǔn)誤，以削弱倍差- 分位數(shù)回歸模型誤差項(xiàng)的未知干擾，增強(qiáng)估計(jì)、推斷效能。在回歸結(jié)果中，分位數(shù)由小至大表示農(nóng)戶貧困脆弱性指數(shù)由低向高演變，通過(guò)對(duì)比各自變量的系數(shù)變化可觀察到不同因素對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響如何隨著農(nóng)戶貧困脆弱性指數(shù)的提高而發(fā)生改變。

從圖1和表5中可知，在參與式社區(qū)綜合發(fā)展啟動(dòng)實(shí)施期：當(dāng)農(nóng)戶處于微度貧困脆弱性組(τ=0.1～0.2)時(shí)，參與式社區(qū)綜合發(fā)展對(duì)這類(lèi)農(nóng)戶的貧困脆弱性影響不顯著；當(dāng)農(nóng)戶處于輕度(τ=0.3～0.4)、中度(τ=0.5)以及重度(τ=0.6)貧困脆弱性組時(shí)，參與式社區(qū)綜合發(fā)展對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響較大且顯著，然而其中各組農(nóng)戶的貧困脆弱性指數(shù)越高，所受保障程度愈??；當(dāng)農(nóng)戶處于重度(τ=0.7)和極度(τ=0.8、0.9)貧困脆弱性組時(shí)，參與式社區(qū)綜合發(fā)展對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性無(wú)顯著影響，可見(jiàn)，部分重度和所有極度脆弱戶均未能從參與式社區(qū)綜合發(fā)展中受到保障，其原因是前述農(nóng)戶多數(shù)是“鰥寡孤獨(dú)殘”或勞動(dòng)力少、老人孩子多的家庭，缺乏抵御風(fēng)險(xiǎn)沖擊能力，須通過(guò)其他幫扶措施來(lái)“防貧”。一言蔽之，參與式社區(qū)綜合發(fā)展即期“不益極度脆弱戶，益部分重度脆弱戶”；“不溢微度脆弱戶，溢中度、輕度脆弱戶”。抑或，此扶貧開(kāi)發(fā)方式的“防貧”包容性較強(qiáng)，可惠及大多數(shù)農(nóng)戶，同時(shí)略有“漏出效應(yīng)”和“溢出效應(yīng)”。

此外，除戶主年齡和家庭人口規(guī)模外，控制變量中的戶主受教育程度、人口撫養(yǎng)比、是否漢族、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、年末住房原值以及耕地面積在不同分位數(shù)對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性都有顯著影響。其中，戶主受教育程度在0.1～0.8分位的分位數(shù)回歸中均負(fù)向顯著且隨著分位數(shù)的提高漸次變大，說(shuō)明即期戶主受教育程度具有較大“防貧”效應(yīng)，延長(zhǎng)戶主受教育年限能明顯降低絕大多數(shù)農(nóng)戶的貧困脆弱性，但極度貧困脆弱性組農(nóng)戶除外；人口撫養(yǎng)比僅在0.3分位的分位數(shù)回歸中負(fù)向顯著，且估計(jì)值為-3.215，這說(shuō)明人口撫養(yǎng)比每增加一個(gè)單位，部分輕度貧困脆弱性組農(nóng)戶的脆弱性指數(shù)約降低3個(gè)百分點(diǎn)；是否漢族僅在0.3分位的分位數(shù)回歸中顯著為正，由是觀之，部分漢族輕度貧困脆弱性組農(nóng)戶的脆弱性比少數(shù)民族同類(lèi)農(nóng)戶更高；生產(chǎn)性固定資產(chǎn)僅在0.8分位的分位數(shù)回歸中通過(guò)顯著性檢驗(yàn)且方向?yàn)樨?fù)(-13.980)，這意味著生產(chǎn)性固定資產(chǎn)每增加1萬(wàn)元，部分極度脆弱性組農(nóng)戶的脆弱性指數(shù)約下降14個(gè)百分點(diǎn)；年末住房原值在0.1～0.9的分位的分位數(shù)回歸中均正向顯著，說(shuō)明住房在不同程度上提高了所有農(nóng)戶的脆弱性(建新房或修繕舊房所致)；耕地面積在0.1～0.3分位的分位數(shù)回歸中均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且回歸估計(jì)值分別為-1.667、-1.612、-1.821，其含義是戶耕地面積每增加一畝，微度和輕度脆弱性組農(nóng)戶的貧困脆弱性指數(shù)平均約下降1.7個(gè)百分點(diǎn)，表明耕地多具有一定“防貧”功能。

圖1 啟動(dòng)實(shí)施期自變量的分位數(shù)回歸系數(shù)及bootstrap 置信區(qū)間

橫向比較即期農(nóng)戶在不同貧困脆弱性下各影響因素不難發(fā)現(xiàn)：當(dāng)農(nóng)戶處于微度貧困脆弱性組(τ=0.1～0.2)時(shí)，年末住房原值對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響最大，參與式社區(qū)綜合發(fā)展的影響不顯著；當(dāng)農(nóng)戶處于輕度和中度貧困脆弱性組(τ=0.3～0.5)時(shí)，年末住房原值對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響最大，參與式社區(qū)綜合發(fā)展次之，這表明參與式社區(qū)綜合發(fā)展是降低前述兩類(lèi)農(nóng)戶貧困脆弱性的重要力量；同樣，當(dāng)農(nóng)戶處于重度貧困脆弱性組(τ=0.6)時(shí)，年末住房原值對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響最大，參與式社區(qū)綜合發(fā)展次之；然而，當(dāng)農(nóng)戶處于重度貧困脆弱性組(τ=0.7)時(shí)，年末住房原值對(duì)農(nóng)戶的貧困脆弱性影響最大，戶主受教育程度次之，但參與式社區(qū)綜合發(fā)展的影響不顯著；當(dāng)農(nóng)戶處于極度貧困脆弱性組(τ=0.8)時(shí)，生產(chǎn)性固定資產(chǎn)對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響最大，年末住房原值次之，參與式社區(qū)綜合發(fā)展無(wú)顯著影響；當(dāng)農(nóng)戶處于極度貧困脆弱性組(τ=0.9)時(shí)，年末住房原值對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響最大，參與式社區(qū)綜合發(fā)展的影響不顯著?？梢?jiàn)，在即期農(nóng)戶貧困脆弱性的不同水平上，不同影響因素對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的作用會(huì)發(fā)生變化，并且起主導(dǎo)作用的因素也各異。

在參與式社區(qū)綜合發(fā)展后續(xù)觀測(cè)期(圖2和表5)，當(dāng)農(nóng)戶處于微度貧困脆弱性組(τ=0.1)時(shí)，參與式社區(qū)綜合發(fā)展對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響顯著，說(shuō)明這類(lèi)微度脆弱戶后期可從此減貧方式中獲得一定保障，具有明顯“防貧”時(shí)滯效應(yīng)和“溢出效應(yīng)”；當(dāng)農(nóng)戶貧困脆弱性處于其他分位點(diǎn)(τ=0.2～0.9)時(shí)，參與式社區(qū)綜合發(fā)展對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響均不顯著。這一結(jié)果與總體情況吻合。此外，其他控制變量中僅時(shí)間因素和年末住房原值在不同分位數(shù)對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性影響顯著，其他變量均不顯著。其中，年末住房原值在0.5分位的分位數(shù)回歸中通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且回歸估計(jì)值為正。對(duì)此，可能的解釋是這部分農(nóng)戶因住房的改造、重建引發(fā)消費(fèi)波動(dòng)，進(jìn)而導(dǎo)致自身貧困脆弱性的顯著提高。

表5 不同時(shí)期農(nóng)戶貧困脆弱性的倍差- 分位數(shù)回歸結(jié)果

對(duì)比不同貧困脆弱性水平下各影響因素可知：當(dāng)農(nóng)戶處于微度貧困脆弱性組(τ=0.1)時(shí)，參與式社區(qū)綜合發(fā)展對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響最大；當(dāng)農(nóng)戶處于中度貧困脆弱性組(τ=0.5)時(shí)，除時(shí)間因素外，年末住房原值對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的影響最大，參與式社區(qū)綜合發(fā)展的影響不顯著；當(dāng)農(nóng)戶貧困脆弱性指數(shù)處于其他分位點(diǎn)(τ=0.2～0.4、0.6～0.8)時(shí)，僅時(shí)間因素顯著，其他因素均無(wú)顯著作用。以上反映了在參與式社區(qū)綜合發(fā)展后期，不同影響因素對(duì)不同貧困脆弱性水平農(nóng)戶的脆弱性效應(yīng)發(fā)生了變化，其中主導(dǎo)因素也略有改變。

圖2 后續(xù)觀測(cè)期自變量的分位數(shù)回歸系數(shù)及bootstrap置信區(qū)間

四、結(jié)論與啟示

基于1999年、2003年及2011年貴州納雍的農(nóng)戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，本文采用“倍差- 匹配估計(jì)量法”從貧困脆弱性視角量化分析了參與式社區(qū)綜合發(fā)展的“防貧”效應(yīng)，最終得出如下結(jié)論：第一，欠發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)戶貧困脆弱性在1999—2011年期間降幅巨大(約下降99%)，抗風(fēng)險(xiǎn)沖擊能力得到極大提升。第二，總體上，參與式社區(qū)綜合發(fā)展的“防貧”效應(yīng)存在明顯的時(shí)期差異。詳言之，參與式社區(qū)綜合發(fā)展的“防貧”即期效應(yīng)顯著，可使農(nóng)戶貧困脆弱性降低5個(gè)百分點(diǎn)以上，然其“防貧”時(shí)滯效應(yīng)并不突出，后期未能使農(nóng)戶貧困脆弱性顯著降低。第三，分不同群體考察，參與式社區(qū)綜合發(fā)展即期“防貧”雖存在一定“漏出效應(yīng)”和“溢出效應(yīng)”，但包容性較強(qiáng)、瞄準(zhǔn)精度尚可，能惠及大多數(shù)“重度脆弱戶”和“中度、輕度脆弱戶”；換言之，在項(xiàng)目啟動(dòng)實(shí)施期，除“微度脆弱戶”、“極度脆弱戶”及部分“重度脆弱戶”外，其間各貧困脆弱組農(nóng)戶均能從中得到保障，然貧困脆弱性強(qiáng)度越高的農(nóng)戶所受保障程度愈小。不僅如此，參與式社區(qū)綜合發(fā)展后期此種“防貧”的精準(zhǔn)度可持續(xù)性差，僅一小撮農(nóng)戶受益，總體無(wú)明顯時(shí)滯效應(yīng)。第四，在參與式社區(qū)綜合發(fā)展的不同實(shí)施階段，影響農(nóng)戶貧困脆弱性的主要因素存在群體和時(shí)期“雙重”差異。

基于以上研究結(jié)論，可獲得一些重要政策啟示：(1)“十三五”期間，尤其是到2020年全國(guó)貧困縣都脫貧摘帽后，全面推廣以協(xié)調(diào)、整合以及精準(zhǔn)為導(dǎo)向的參與式社區(qū)綜合發(fā)展“治貧、防貧”方式，以減少、杜絕當(dāng)前及今后農(nóng)村公共服務(wù)項(xiàng)目供給碎片化和部門(mén)利益分散化現(xiàn)象，統(tǒng)籌、兼顧國(guó)家扶貧精度、瞄準(zhǔn)收益(含經(jīng)濟(jì)、社會(huì)及政治三方面收益)和扶貧成本。(2)因地制宜、因時(shí)制宜相機(jī)調(diào)整、優(yōu)化參與式社區(qū)綜合發(fā)展的項(xiàng)目結(jié)構(gòu)，既要保持甚或增強(qiáng)其脫貧增收功能，更應(yīng)深度挖掘、充分發(fā)揮其“貧困預(yù)防”作用。與此同時(shí)，切實(shí)提高其事后治貧和事前“防貧”的精準(zhǔn)性，在平衡效率和成本的條件下，盡可能減少“漏出效應(yīng)”和“溢出效應(yīng)”。(3)增加參與式社區(qū)綜合發(fā)展中的技術(shù)技能培訓(xùn)項(xiàng)目，不斷拓展農(nóng)村教育的廣度和深度，幫助更多農(nóng)民樹(shù)立“終身學(xué)習(xí)”理念，消除農(nóng)村知識(shí)貧困和文化貧困。(4)重點(diǎn)依托參與式社區(qū)綜合發(fā)展中基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)項(xiàng)目，著力提供一些房屋配套設(shè)施，以減輕農(nóng)戶尤其是貧困戶的建房負(fù)擔(dān)；同時(shí)，嚴(yán)格執(zhí)行住房城鄉(xiāng)建設(shè)部、國(guó)家發(fā)展改革委及財(cái)政部聯(lián)合出臺(tái)的農(nóng)村危房改造建設(shè)標(biāo)準(zhǔn)，指導(dǎo)農(nóng)民處理好“量力而行”與“盡力而為”兩者間的關(guān)系，避免陷入因“房”致貧、因“房”返貧的境地。

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