王 強
(中國人民大學 勞動人事學院,北京 100086)
黨的“十九大”將脫貧攻堅作為決勝全面建成小康社會的三大攻堅戰(zhàn)之一,精準扶貧在我國已上升至國家戰(zhàn)略高度。到2020年實現(xiàn)貧困人口全部脫貧、貧困縣全部摘帽、徹底消滅絕對貧困已成為黨和政府對人民的莊嚴承諾。自2013年精準扶貧開展以來,脫貧成效顯著。截至2019年7月,全國共有436個貧困縣脫貧摘帽,占全部貧困縣的52.4%。(1)http://www.cpad.gov.cn/art/2019/7/2/art_2241_381.html.貧困人口已從2012年末的9899萬人減少到2018年末的1660萬人。按照自2012年以來每年平均減少1000多萬的速度,到2020年末,我國現(xiàn)有標準下的農(nóng)村絕對貧困人口將全部脫貧。(2)李小云,徐進,于樂榮:《中國減貧四十年: 基于歷史與社會學的嘗試性解釋》,《社會學研究》2018年第6期。
但在大量資金與資源下沉貧困地區(qū)、精準幫扶貧困戶的同時,部分貧困戶滋生了“等靠要”等思想,出現(xiàn)了福利依賴等危險性傾向。據(jù)人民網(wǎng)、搜狐網(wǎng)等媒體報道,河南某地區(qū)光棍兒貧困戶要求政府幫其娶媳婦;為了爭當“貧困戶”四個兒子不認爹,并且拒絕在脫貧書上簽字;(3)http://rmfp.people.com.cn/n1/2017/0113/c406725-29020658.html.甚至有貧困戶天天打麻將,要求駐村干部幫他干活等。(4)https://news.sina.com.cn/o/2018-01-11/doc-ifyqptqv7490296.shtml.大量案例表明精準扶貧可能使部分貧困群體脫貧內(nèi)生動力下降。尤其精準扶貧開展至今,已進入深水區(qū),未脫貧的貧困戶多為深度貧困戶,甚至是幾代人均貧困,脫貧內(nèi)生動力不強,形成了貧困文化,脫貧難度較大。
習近平總書記在黨的“十九大”報告中提出,要注重扶貧同扶志、扶智相結合?!蛾P于打贏脫貧攻堅戰(zhàn)三年行動的指導意見》提出,要“開展扶貧扶志行動,樹立脫貧光榮導向,提高貧困群眾自我發(fā)展能力”。目前,增強脫貧內(nèi)生動力已成為扶貧舉措中一致的共識。反貧困過程中,政府救助只是外在推動力,貧困群體自身所具備的脫貧之志才是扶貧開發(fā)的內(nèi)生動力(aspiration to poverty)(5)Lewis, Oscar . Five Families:Mexican Case Studies in the Culture of Poverty [M] .New York : Basic Books, 1959(P215).(6)Appadurai, A. ‘The capacity to aspire’, in (V. Rao and M. Walton, eds.), Culture and Public Action,The International Bank for Reconstruction and Development [M] .Washington, DC: The World Bank. 2004, pp. 59-84.。否則,單純依靠政府救助,脫貧群體很可能會二次甚至是三次返貧。(7)謝治菊,李小勇:《認知科學與貧困治理》,《探索》2017年第6期。因此,扶貧不僅要通過政府和社會幫扶,使貧困群體生活滿足“兩不愁三保障”,更應增強其內(nèi)生脫貧動力,以避免扶貧的同時出現(xiàn)大規(guī)模返貧。
綜上所述,對中國貧困群體脫貧內(nèi)生動力進行研究,無論對于豐富理論還是指導扶貧實踐均有較大價值。本文將基于全國農(nóng)村困難家庭2014~2016年面板數(shù)據(jù),對全國貧困群體脫貧內(nèi)生動力及其影響因素加以探究,以期為精準扶貧工作提出有益的政策建議。
《關于加強貧困村駐村工作隊選派管理工作的指導意見》(國辦發(fā)〔2017〕)首次提出,要“激發(fā)擺脫貧困內(nèi)生動力”,注重扶貧同扶志、扶智相結合。但目前學界對于貧困群體“脫貧內(nèi)生動力”尚沒有一致界定,徐志明認為,貧困群體脫貧內(nèi)生動力不足指的是農(nóng)戶缺乏發(fā)展生產(chǎn)、脫貧致富的自主性和積極性。(8)徐志明:《貧困農(nóng)戶內(nèi)生動力不足與扶貧政策績效——基于江蘇省 342個貧困農(nóng)戶的實證分析》,《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟》2013年第3期。杭承政認為脫貧志向缺乏是一種“精神貧困”,具體為貧困人口志向缺乏、信念消極和行為決策非理性的行為表現(xiàn),其本質是個體失靈。(9)杭承政,胡鞍鋼:《“精神貧困” 現(xiàn)象的實質是個體失靈——來自行為科學的視角》,《國家行政學院學報》2017年第4期。綜合已有概念來看,脫貧內(nèi)生動力仍是偏重于政策性概念,其學術概念仍界定不清,與扶貧扶志、福利依賴等概念有所交叉。脫貧內(nèi)生動力不足既表現(xiàn)在精神動力不足,也表現(xiàn)在行為上的依賴政府和他人。
已有關于貧困群體脫貧內(nèi)生動力的影響因素研究,主要圍繞社會心理學和公共政策的兩個維度展開。其中,社會心理學維度注重貧困個體自身內(nèi)生性因素對脫貧內(nèi)生動力的影響。公共政策維度注重救助和扶貧等外生性制度因素對脫貧內(nèi)生動力的影響。
此維度多從社會心理、貧困文化和行為經(jīng)濟視角出發(fā),多采用實驗方法,對貧困群體脫貧心理變化進行研究。
Oscar Lewis于1966年首次提出貧困文化這一概念,對貧困文化的產(chǎn)生及其特性進行了研究。他認為,個體貧困會誘發(fā)一種所謂的貧困心理,具體可表現(xiàn)為一種強烈的宿命感、無助感和自卑感,進而個體很可能會逐步喪失脫貧內(nèi)生動力,形成貧困亞文化,(10)Lewis, Oscar. Five Families:Mexican Case Studies in the Culture of Poverty [M] .New York : Basic Books, 1959(P310)此后,一些學者進一步發(fā)展了他的理論。Durlauf同樣認為,貧困的個體和群體會形成“進取型抑制”的貧困文化,最終陷入“貧困文化陷阱”(cultural poverty trap)(11)Durlauf,Steven N.“Group,Social Influence,and Inequality”In Samuel Bowles,Steven N.Durlauf & Karla Hoff (eds) ,Poverty Traps[M] . Princeton and Oxford: Princeton University Press.2006, pp. 101-112.。吳理財進一步對貧困群體為何會因貧困而導致脫貧內(nèi)生動力不足進行了分析,他提出貧困群體之所以產(chǎn)生內(nèi)生動力不足的價值觀、思維方式和生活習慣,是他們不得不適應環(huán)境以求得生存的結果。(12)吳理財:《論貧困文化(上)》,《社會》2001年第8期。Mckelson則從貧困者陷入貧困深度和陷入貧困時長兩個維度進行分析。他指出貧困者越貧困,越容易覺得自己努力帶來的收益微乎其微,期望和現(xiàn)實的差距進一步拉大,由此帶來的社會排斥、自我污名、恥辱感和不被尊重感會降低貧困人口的自我效能和心理健康,會降低脫貧內(nèi)生動力。長久的貧困狀態(tài)可能導致貧困者產(chǎn)生無助,變得習慣麻木而缺少脫貧內(nèi)生動力。(13)Mickelson, Kristin D.,Williams, Stacey L. Perceived Stigma of Poverty and Depression: Examination of Interpersonal and Intrapersonal Mediators [J]. Journal of Social and Clinical Psychology,Guilford Publications Inc. 2008,27 (9) ,pp59-84.
經(jīng)濟學家和心理學家通過實驗法和因果機制分析,解開了貧困如何導致貧困心理的黑箱。Patricio通過構建個體決策的確定性靜態(tài)模型,發(fā)現(xiàn)貧困會顯著影響貧困戶的脫貧內(nèi)生動力,內(nèi)生動力不足是貧困的結果而不是原因。而貧困程度越深,會顯著降低貧困群體脫貧內(nèi)生動力。(14)Patricio S. Dalton.et al .Poverty And Aspirations Failure[J]. The Economic Journal,2010(2).Cohn、Doyle、Chemin和Mendolia基于情境實驗引入“負面情感狀態(tài)與壓力”和“(負向)外生收入沖擊”,驗證了人面臨收入水平低、災害、失業(yè)等外生沖擊壓力可導致負面情感狀態(tài),表明了貧困群體面對貧困的生活會逐步走向情感和自制力的失控。(15)Cohn,A.et al . “Evidence for countercy clical risk aversion :An experiment with financial professionals” [J].American Economic Review, 2015,105(2), pp 860-885.(16)Cohn,S.et al,“Socioeconomic status,race,and diurnal cortisol decline in the coronary Artery Risk Development in Young Adults Study”[J]. Psychosomatic Medicine (2006),68(1), pp 41-50.(17)Chenmin,M.et al, “Negative rainfall shocks increase levels of the stress hormone cortisol among poor farmers in Kenya” [J].SSRN Working Paper, 2013,(229).(18)Mendolia,S, “The impact of husband’s job loss on partners mentalhealth” [J].Review of Economics of the Household,2014,12(2),pp277-294.整體而言,貧困文化、貧困心理研究起源于西方,并出現(xiàn)了大量理論與實證研究,研究結論基本都認同貧困會導致貧困群體產(chǎn)生貧困文化,進而降低其脫貧內(nèi)生動力。但中國貧困群體與西方貧困群體有著不同的文化和制度土壤,此種情況之下貧困對貧困群體脫貧內(nèi)生動力的影響機制如何發(fā)揮作用有待進一步進行實證研究。因此,本文試圖以中國農(nóng)村貧困群體為研究對象,探究貧困程度對脫貧內(nèi)生動力的影響。具體而言,將貧困程度劃分為貧困深度和陷入貧困時長兩個測量維度,假設貧困深度越深、陷入貧困時間越長,貧困者會逐步形成貧困文化,脫貧內(nèi)生動力會顯著下降。
H1a:貧困者陷入貧困程度越深,其脫貧內(nèi)生動力越低。
H1b:貧困者陷入貧困時間越長,其脫貧內(nèi)生動力越低。
此維度多從福利依賴視角出發(fā),探究社會救助、精準扶貧等公共政策對受助者脫貧內(nèi)生動力產(chǎn)生的影響。本文認為,福利依賴即是一種通過外部救助而導致貧困受助群體的脫貧內(nèi)生動力不足,滋生了福利依賴,因此,本部分重點梳理已有有關福利依賴的影響因素研究。
關于什么是“福利依賴”,學界尚未有一致定義。(19)徐麗敏:《國外福利依賴研究綜述》,《國外社會科學》2008年第6期。Yeatman認為貧困者被動接受大規(guī)模、高水平的救助,無論是價值觀層面還是行為層面都會更加依賴政府。(20)Yeatman,A. “Mutual Obligation: What Kind of Contract is This?”Sydney,National Social Policy Conference. 1999 ,pp257-268.Moynihan和“Department of Social Security”報告認為,貧窮是一種客觀狀態(tài),福利依賴則是一種主觀狀態(tài),這種主觀狀態(tài)是由于價值觀上的依賴而作用于工作等行為上的依賴,進而形成一種依賴文化。(21)Moynihan,D. The Politics of a Guaranteed Income: The Nixon Administration and the Family Assistance Plan [M] .New York: Random House. 1973.(22)Department of Social Security ( DSS) New Ambitions for Our Country: A New Contract for Welfare. London: The Stationery Office. 1998.由此可知福利依賴主要表現(xiàn)為貧困群體脫貧內(nèi)生動力不足。
國外對福利依賴的研究多強調(diào)西方福利國家大規(guī)模、高水平的社會救濟及福利項目產(chǎn)生的福利依賴。不少人擔心福利國家會對包括貧困群體在內(nèi)的民眾產(chǎn)生一系列負面影響,例如福利依賴。(23)Kenworthy,L. “Do Social-Welfare Policies Reduce Poverty? A Cross-National Assessment.” [J]. Social Forces ,1999,77(3).(24)Ayala,L. ,Rodriìguez,M.“What Determines Exit from Social Assistance in Spain?” [J].International Journal of Social Welfare ,2007(16).(25)Meyer,B. & G. Duncan (eds.) The Incentives of Government Programs and the Well-Being of Families[J]. Joint Center for Poverty Research,2001.國內(nèi)學者對福利依賴的研究多集中于社會救助領域。徐月賓、關信平均認為我國社會救助制度存在福利依賴傾向,應構建更加積極的社會救助制度,以防止福利依賴。(26)徐月賓, 張秀蘭:《我國城鄉(xiāng)最低生活保障制度若干問題探討》,《東岳論叢》2009年第2期。(27)關信平:《朝向更加積極的社會救助制度——論新形勢下我國社會救助制度的改革方向》,《中國行政管理》2014年第7期。慈勤英、韓克慶分別使用不同的城市貧困群體數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)城市最低生活救助并不能使受助者產(chǎn)生福利依賴。(28)慈勤英,王卓祺:《失業(yè)者的再就業(yè)選擇——最低生活保障制度的微觀分析》,《社會學研究》2006年第5期。(29)韓克慶,郭瑜:《“福利依賴 ”是否存在? ——中國城市低保制度的一個實證研究》,《社會學研究》2012年第2期。劉璐嬋則有著不同的研究發(fā)現(xiàn),即最低生活救助讓城市低保受助者產(chǎn)生了福利依賴。(30)劉璐嬋,林閩鋼:《“養(yǎng)懶漢”是否存在?——城市低保制度中“福利依賴”問題研究》,《東岳論叢》2015年第10期。
此外,也有學者針對精準扶貧是否產(chǎn)生福利依賴進行了研究。衛(wèi)小將認為,隨著我國扶貧力度的深入,由扶貧走向精準扶貧,與此同時,貧困群體的情感生活相應經(jīng)歷了羞慚內(nèi)疚、自我排斥、自我接納及合理化等階段,這或許便是“爭當貧困戶”或“求貧”心理產(chǎn)生的社會情境。(31)馮華超,鐘漲寶:《精準扶貧中農(nóng)民爭當貧困戶的行為及其闡釋——基于武漢近郊Q村的實地調(diào)查》,《中國農(nóng)業(yè)大學學報(社會科學版)》2017年第4期。馮華超通過對湖北某貧困村進行實地調(diào)研,發(fā)現(xiàn)精準扶貧政策導致了村民爭當貧困戶,貧困群體更加依賴政府。(32)衛(wèi)小將:《精準扶貧中群眾的“求貧”心理與情感治理》,《中國行政管理》2019年第7期。薛剛認為,精準扶貧過程中,由于扶貧政策設計與執(zhí)行偏差,例如,需求與幫扶錯位,缺少群眾參與等導致內(nèi)生動力不足而依賴政府。(33)薛剛:《精準扶貧中貧困群眾內(nèi)生動力的作用及其激發(fā)對策》,《行政管理改革》2018年第7期。
福利依賴理論說明了救助可能導致貧困群體產(chǎn)生福利依賴。目前,對中國是否會產(chǎn)生福利依賴的實證研究均針對城市貧困群體,且均針對接受政府經(jīng)濟救濟,而未對接受政府其他幫扶方式進行驗證,結論也尚未得到統(tǒng)一。雖有精準扶貧以來農(nóng)村貧困群體是否產(chǎn)生福利依賴傾向的相關研究,但均為邏輯推理,缺乏實證研究,因此,本文針對農(nóng)村貧困群體接受政府不同救助方式是否滋生福利依賴進行研究。并提出以下研究假設:
H2a:貧困者接受政府資金補貼性救助越多,脫貧內(nèi)生動力越低。
H2a:貧困者接受政府就業(yè)創(chuàng)業(yè)幫扶越多,脫貧內(nèi)生動力越高。
本研究使用的數(shù)據(jù)來源于2015~2017年“中國城鄉(xiāng)困難家庭社會政策支持系統(tǒng)建設”農(nóng)村項目面板追蹤調(diào)查,由于該數(shù)據(jù)滯后一年完成發(fā)布,因此,實際為2014~2016年數(shù)據(jù)。該調(diào)查采用概率與規(guī)模成比例(PPS)的抽樣方法,抽取了來自全國29個省和直轄市中的126個區(qū)縣的農(nóng)村困難家庭樣本。調(diào)查基本內(nèi)容包含家庭成員基本情況、家庭獲得社會救助的狀況、家庭成員的社會心態(tài)及參與工作生活的態(tài)度、公共事務參與狀況、社會交往狀況等。由于本文重點探討對精準扶貧地區(qū)貧困群體的脫貧內(nèi)生動力情況,因此,對精準扶貧政策沒有覆蓋的北京、天津 、上海三市樣本進行了刪除。
此外,由于家庭中沒有勞動能力可能導致缺乏自立能力而只能被動接受政府救助。因此,本文將考察有自立能力的貧困群體是否脫貧內(nèi)生動力不足,需要去除因家庭缺乏勞動力而依賴政府的貧困戶。本文通過保留家庭中勞動人數(shù)大于等于1的貧困家庭,最終得到有效樣本4309個。
變量選擇與測量:因變量為脫貧內(nèi)生動力,通過主觀和客觀兩個指標進行測量。如表1所示,主觀指標通過“農(nóng)村貧困群體的脫貧自主性意識”來測量,該變量由兩個題目組成,問題1:是否認為個人應該承擔更多的責任養(yǎng)活自己;問題2:是否認為只有努力工作,才能夠帶來美好生活。兩個變量均采用李克特四點式量表,得分越高越同意該說法。通過對問題1和問題2進行得分加總生成新變量:是否認為養(yǎng)活自己要靠自己,且工作越努力,生活才能越幸福,完全同意得分為8,完全不同意得分為2,得分越高越同意該說法。
脫貧內(nèi)生動力的客觀指標通過“務工時長”來測量,務工時長通過“家庭中有勞動能力者年人均務工收入”除以“2016年該家庭所在省的最低工資”來測量。(34)2016年各省最低工資,通過各省人力資源和社會保障廳網(wǎng)站整理獲得。由于農(nóng)民務工工資收入相較于從事智力勞動者整體較低,因此通過所在省最低工資水平來間接測量其務工時間,同時由于2014~2016年各省最低工資變化不大,因此本文選取2016年數(shù)據(jù)。
表1 變量與測量
自變量1為二分變量“貧困深度”,本文以國家貧困線(年人均純收入2300元)為標準,將樣本劃分為絕對貧困戶和相對貧困戶。年人均收入2300元以上為相對貧困戶,年人均純收入2300元以下為絕對貧困戶。自變量2為貧困群體陷入貧困時間,通過將家庭是否是絕對貧困戶三年數(shù)值加總得到,1代表家庭陷入貧困1年,2代表家庭陷入貧困2年,3代表家庭陷入貧困3年。自變量3為貧困家庭接受政府救濟性轉移支付的收入,其中包括貧困救助款、低保金、幫扶公益性崗位補貼等綜合的政府救助金。自變量4為是否獲得政府提供的就業(yè)創(chuàng)業(yè)幫扶,其中就業(yè)創(chuàng)業(yè)幫扶包括:提供技能培訓、貸款、免稅等。
本文的控制變量為影響個體脫貧內(nèi)生動力的家庭土地面積、家庭勞動力人數(shù)、家庭中黨員人數(shù)、家庭中接受高中以上教育人數(shù)。
為了檢驗精準扶貧開展以來農(nóng)村貧困群體脫貧內(nèi)生動力的變化情況,本文設定如下面板模型。
Yit= α + β1Xit+ β2Zit+β3Tt+μit+ εit
Y是脫貧內(nèi)生動力。i是農(nóng)村貧困群體個體,t是2014~2016時間年度。α為個體截距項,X為貧困程度/陷入貧困時間/獲得政府救助性收入/是否獲得政府提供的就業(yè)創(chuàng)業(yè)幫扶,β1為本文考察的系數(shù),Z是控制變量,T是時間變量,包括2014~2016精準扶貧開展以來的三年。(μit+εit)為個體效應,其中,μit是觀測不到的不隨時間變化的個體差異,本文暫且認為是隨機的,εit為獨立同分布的隨機誤差項。
本文將同時采用面板數(shù)據(jù)混合OLS(POLS)、固定效應(FE)和隨機效應(RE), 以個體為聚類穩(wěn)健標準差進行估計,以選取最佳模型。本文面板數(shù)據(jù)的時間維度小于截面維度,屬于短面板,故可以不考慮序列相關問題。
如表2所示,樣本時間跨度為2014~2016年。其中,主觀脫貧內(nèi)生動力——脫貧自主性意識得分均值為6.97,即有勞動能力的家庭中,人們大多同意養(yǎng)活自己靠個人,且工作越努力,生活才能越幸福;客觀脫貧內(nèi)生動力——務工時長均值為5.06,即有勞動能力家庭平均年務工時長為5.06個月。貧困程度的兩個指標,貧困深度中絕對貧困戶占比37%,相對貧困戶占63%。家庭平均陷入貧困時間為1.11年。平均每戶獲得政府救助性收入3.73千元。16.6%的人獲得了政府提供的就業(yè)創(chuàng)業(yè)幫扶。家中平均可種植土地面積2.99畝,家中平均勞動力人數(shù)有1.92人,家中平均有黨員人數(shù)0.13人;家中平均接受高中以上教育人數(shù)0.39人。
將貧困程度作為解釋變量,檢驗其對脫貧內(nèi)生動力的影響。如表3所示,首先檢驗貧困深度的影響。使用OLS、固定效應模型和隨機效應模型進行檢驗。(35)陳強(2014),普通回歸系數(shù)是聚類回歸的一半,聚類回歸更加準確,本文使用以個體為聚類穩(wěn)健的標準差。通過對固定效應模型進行Wald 檢定和進行hausman檢驗,主觀脫貧內(nèi)生動力選用隨機效應模型,(36)原假設“Ho:all ui=0”,由于F 檢驗的P值小于 0.001, 故強烈拒絕原假設,即認為 FE 明顯優(yōu)于混合回歸,允許每個個體擁有自己的截距項。通過HAUSMAN檢驗,P值為0.179,故模型支持原假設,選用隨機效用模型。結果顯示,2014~2016年,絕對貧困戶相較于相對貧困戶,脫貧內(nèi)生動力在0.1%區(qū)間內(nèi),下降0.224單位。
客觀脫貧內(nèi)生動力選用固定效應模型,(37)原假設“Ho:all ui=0”,由于F 檢驗的P值小于 0.001, 故強烈拒絕原假設,即認為 FE 明顯優(yōu)于混合回歸,允許每個個體擁有自己的截距項。通過HAUSMAN檢驗,P值小于 0.001,模型拒絕原假設,選用固定效應模型。結果顯示,絕對貧困戶相較于相對貧困戶,在0.1%區(qū)間內(nèi),有勞動能力人員務工時長下降6.023個月。由此表明,貧困深度顯著降低了貧困群體脫貧內(nèi)生動力,即越貧困,其脫貧內(nèi)生動力越低。
表2 變量描述性統(tǒng)計分析
表3 貧困深度對脫貧內(nèi)生動力的影響
注:*為顯著性P小于0.05,**為顯著性P小于0.01,***為顯著性P小于0.001。
進一步,繼續(xù)檢驗貧困群體陷入貧困的時間長短對其脫貧內(nèi)生動力的影響。由于“陷入貧困的時間”變量是不隨時間變化的,不能使用固定效應模型,因此,只能使用OLS模型進行估計,并進一步通過隨機效應模型進行檢驗。如表4所示:無論客觀還是主觀指標模型,OLS和隨機效應模型結果均顯示,陷入貧困時間會顯著降低貧困群體脫貧內(nèi)生動力,陷入貧困時間每增加一年,主觀脫貧內(nèi)生動力在0.1%區(qū)間內(nèi),分別下降0.076和0.083得分值??陀^脫貧內(nèi)生動力分別下降2.35個月和2.41個月。由此表明,陷入貧困的時長能夠顯著影響貧困群體脫貧內(nèi)生動力,即陷入貧困時間越長,其脫貧內(nèi)生動力越低。
表4 陷入貧困時間長短對脫貧內(nèi)生動力的影響
注:*為顯著性P小于0.05,**為顯著性P小于0.01,***為顯著性P小于0.001。
由于獲得政府救助者多為絕對貧困戶,因此本文單獨針對貧困群體中的絕對貧困戶,探究直接給予資金補貼幫扶和提供就業(yè)創(chuàng)業(yè)服務幫扶兩種不同幫扶方式對其脫貧內(nèi)生動力的影響。
如表6所示,通過對模型進行Wald 檢定和hausman檢驗,主觀指標模型采用混合回歸,結果顯示獲得政府救助性收入多少對于絕對貧困戶主觀脫貧內(nèi)生動力沒有顯著影響。客觀指標模型采用隨機效應,結果顯示,獲得政府救助性收入每增加1千元,絕對貧困戶務工時長顯著降低0.085個月。綜上所述,獲得政府補貼幫扶資金多少對于絕對貧困戶主觀貧困意識沒有顯著影響,卻顯著降低了其務工時長。
這很可能是精準扶貧開展過程中主流媒體和政府開始大力度宣傳扶貧先扶志,大規(guī)模的動員宣傳使獲得政府幫扶資金的絕對貧困戶認識到脫貧更需要靠自己,甚至可能是迫于輿論壓力不敢表露自己在脫貧意識上依靠政府,但實際上卻顯著降低了其外出務工動力。
進一步,繼續(xù)探究獲得政府就業(yè)創(chuàng)業(yè)幫扶對絕對貧困戶脫貧內(nèi)生動力的影響。如表7所示,通過對模型進行Wald 檢定和hausman檢驗,主觀指標模型采用混合回歸,結果顯示,接受政府提供的就業(yè)創(chuàng)業(yè)幫扶的絕對貧困戶,在0.1%區(qū)間內(nèi),主觀內(nèi)生動力提升0.26單位??陀^指標模型采用隨機效應,結果顯示,接受政府提供的就業(yè)創(chuàng)業(yè)幫扶不顯著影響其客觀脫貧內(nèi)生動力。由此表明,政府提供就業(yè)與創(chuàng)業(yè)幫扶顯著提升絕對貧困戶主觀脫貧內(nèi)生動力,即接受府提供的就業(yè)創(chuàng)業(yè)幫扶的絕對貧困戶,脫貧自主性意識更強。
表6 絕對貧困戶接受政府補貼幫扶方式對脫貧內(nèi)生動力的影響
注:*為顯著性P小于0.05,**為顯著性P小于0.01,***為顯著性P小于0.001。
表7 絕對貧困戶接受政府創(chuàng)業(yè)和就業(yè)幫扶方式對脫貧內(nèi)生動力的影響
注:*為顯著性P小于0.05,**為顯著性P小于0.01,***為顯著性P小于0.001。
對于接受政府提供的就業(yè)創(chuàng)業(yè)幫扶的絕對貧困戶主觀脫貧意識顯著提升,但實際務工時長卻沒有顯著提升,很有可能是因為政府提供的就業(yè)創(chuàng)業(yè)幫扶與就業(yè)市場不匹配,沒能在勞動力市場上獲得更多的就業(yè)機會。
本文通過對核心變量“貧困深度”進行滯后一期作為工具變量進行穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗,如表8所示,通過對模型進行Wald 檢定和hausman檢驗,主觀內(nèi)生動力模型選用隨機效用模型,客觀內(nèi)生動力模型選用固定效應模型。結果說明,貧困程度顯著影響了貧困群體脫貧內(nèi)生動力。
表8 貧困深度影響內(nèi)生性檢驗
注:*為顯著性P小于0.05,**為顯著性P小于0.01,***為顯著性P小于0.001。
陷入貧困時間是不隨時間變化的變量,無法用面板數(shù)據(jù)進行滯后一期檢驗。本文繼續(xù)通過對絕對貧困戶獲得政府救助性收入滯后一期作為工具變量進行穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗。如表9所示,通過對模型進行Wald 檢定和hausman檢驗,主觀脫貧內(nèi)生動力選用隨機效應模型,客觀脫貧內(nèi)生動力選用固定效應模型。驗證了獲得政府救助性收入多少顯著影響絕對貧困戶客觀脫貧內(nèi)生動力。
進一步對 “接受政府創(chuàng)業(yè)和就業(yè)幫扶方式”進行滯后一期作為工具變量進行穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗,如表10所示,通過對模型進行Wald 檢定和hausman檢驗,主觀和客觀內(nèi)生動力模型均選用隨機效用模型。結果顯示,是否接受政府創(chuàng)業(yè)和就業(yè)幫扶方式對絕對貧困戶脫貧內(nèi)生動力并無顯著影響。
表9 絕對貧困戶獲得政府救助性收入對脫貧內(nèi)生動力的影響
注:*為顯著性P小于0.05,**為顯著性P小于0.01,***為顯著性P小于0.001。
表10 絕對貧困戶接受政府創(chuàng)業(yè)和就業(yè)幫扶方式對脫貧內(nèi)生動力的影響
本文使用2014~2016年中國農(nóng)村困難家庭面板數(shù)據(jù),探究精準扶貧以來農(nóng)村貧困群體脫貧內(nèi)生動力情況,以及貧困深度、陷入貧困時間長短和政府幫扶方式對貧困群體脫貧內(nèi)生動力的影響。研究發(fā)現(xiàn):第一,貧困深度越深,貧困群體脫貧內(nèi)生動力越低;第二,陷入貧困時間越長,貧困群體脫貧內(nèi)生動力越低;第三,直接提供資金補貼幫扶對絕對貧困戶主觀脫貧內(nèi)生動力無顯著影響,卻顯著降低了其客觀脫貧內(nèi)生動力;第四,政府提供就業(yè)和創(chuàng)業(yè)幫扶顯著提升絕對貧困戶主觀脫貧內(nèi)生動力。
精準扶貧必將取得我國反貧困歷史上的偉大成就,但并非我國反貧困事業(yè)的終結。因此,2020年絕對貧困群體全面脫貧后,我國反貧困政策應如何進一步構建以鞏固脫貧成果,防止脫貧群體再次返貧意義重大?;谝陨涎芯堪l(fā)現(xiàn)本文提出以下建議:在精準扶貧過程中,建議可以考慮根據(jù)貧困程度對貧困群體進行分類管理和幫扶。首先,根據(jù)貧困深度與陷入貧困時長對貧困群體進行分類,在建檔立卡戶管理方面建立貧困深度和陷入貧困時間等系列指標體系。在幫扶對策上,長期陷入貧困和深度貧困群體應在物質幫扶的同時,更應注重內(nèi)生動力培育,2020年全面脫貧后還應對其重點關注,做好政策配套。而剛剛陷入貧困群體則應注重物質幫扶,賦予其脫貧能力。同時,應針對絕對貧困戶多設計一些積極的幫扶政策,而不能直接發(fā)放經(jīng)濟補貼,應注重責任關聯(lián),培育責任與自主意識。
本文還有以下不足:第一,受問卷限制脫貧內(nèi)生動力指標測量不能完全客觀反映貧困群體脫貧內(nèi)生動力;第二,雖然通過核心解釋變量滯后一期作為工具變量做了穩(wěn)健性檢驗,但由于數(shù)據(jù)只有3年,難以完全真實驗證因果機制。因此,接下來筆者將試圖通過田野調(diào)查與實驗的方法進行更為深入的研究。