精準扶貧政策的減貧長(cháng)效性作用分析

黃杏子 沈揚揚 周云波

摘要：貧困家庭穩定脫貧是中國邁向共同富裕的重點(diǎn)?；诒本┐髮W(xué)中國家庭追蹤調查2012—2018年數據，使用雙重差分法分析精準扶貧政策對貧困家庭的貧困脆弱性的影響，進(jìn)而對政策的減貧長(cháng)效性作用進(jìn)行評估，并探討政策發(fā)揮減貧長(cháng)效性的作用機制。研究發(fā)現，精準扶貧政策能夠顯著(zhù)降低貧困家庭9.8%的貧困脆弱性。進(jìn)一步分析發(fā)現，政策對于貧困脆弱性程度較高，因老致貧、因學(xué)致貧及因病致貧家庭的貧困脆弱性降低作用更加顯著(zhù)，體現了政策關(guān)注慢性、深度貧困家庭的目標，成效顯著(zhù)。機制分析發(fā)現，精準扶貧政策能夠通過(guò)發(fā)揮良好的收入分配效應、資金支持效應與“扶志”效應，降低貧困家庭的脆弱性，發(fā)揮減貧長(cháng)效性作用。因此，新時(shí)代背景下扶貧政策的制定需充分重視發(fā)揮政策的長(cháng)效性作用，通過(guò)為貧困群體提供良好的發(fā)展環(huán)境及發(fā)展條件，提高貧困群體自主脫貧、致富的志向，進(jìn)而降低其返貧及陷入貧困陷阱的風(fēng)險，實(shí)現穩定脫貧。

關(guān)鍵詞：精準扶貧政策；
穩定脫貧；
減貧長(cháng)效性；
貧困脆弱性；
收入分配效應；
“扶志”效應

文獻標識碼：A文章編號：100228482023（04）009714

一、問(wèn)題提出

脫貧攻堅、全面解決絕對貧困問(wèn)題是中國實(shí)現共同富裕的底線(xiàn)任務(wù)。黨的十八大以來(lái)，中國政府創(chuàng )新性地提出了具有中國特色的、創(chuàng )新性的“精準扶貧”思想，將扶貧政策瞄準對象精確到貧困戶(hù)本身，進(jìn)而對其實(shí)施針對性幫扶措施。在政府的全力推動(dòng)下，2020年底，中國脫貧攻堅戰取得了全面勝利，完成了消除絕對貧困的艱巨任務(wù)。脫貧攻堅戰的勝利標志著(zhù)中國在實(shí)現共同富裕的道路上邁進(jìn)了堅實(shí)的一大步，也意味著(zhù)中國進(jìn)入了以逐步實(shí)現共同富裕為重點(diǎn)的“后扶貧時(shí)代”?！吨泄仓醒腙P(guān)于制定國民經(jīng)濟和社會(huì )發(fā)展第十四個(gè)五年規劃和二○三五年遠景目標的建議》中指出“推進(jìn)共同富裕的前提是實(shí)現穩定脫貧”，因此，從長(cháng)遠來(lái)看，貧困家庭穩定地脫貧是中國邁向共同富裕的重點(diǎn)。那么，貧困家庭在脫離精準扶貧政策的幫扶后，是否能夠持續保持脫貧狀態(tài)，進(jìn)而實(shí)現穩定脫貧？深入考察精準扶貧政策的長(cháng)效作用及其機制具有必要性，這不僅涉及對精準扶貧政策減貧成效的全面評估，也能夠為未來(lái)實(shí)現可持續脫貧遠期目標相關(guān)政策、脫貧攻堅與鄉村振興的銜接過(guò)渡期扶貧政策的制定提供參考，為中國逐步實(shí)現共同富裕的目標做出貢獻。

已有文獻充分證明了精準扶貧政策能夠顯著(zhù)改善農村貧困家庭現階段的物質(zhì)生活條件，發(fā)揮了良好的短期減貧作用。關(guān)于政策對貧困家庭穩定脫貧的影響，即政策減貧長(cháng)效性作用的分析還較少，且尚未得到一致結論?；诖?，本文重點(diǎn)對精準扶貧政策的減貧長(cháng)效性作用及其機制進(jìn)行分析。事實(shí)上，研究精準扶貧政策對貧困家庭的貧困脆弱性的影響，能夠在一定程度上反映家庭是否能夠實(shí)現穩定脫貧，進(jìn)而評估政策的減貧長(cháng)效性作用。一方面，不同于以即期消費或收入測度的貧困發(fā)生率等度量“事后”貧困的靜態(tài)的、當期貧困指標，貧困脆弱性屬于貧困的“事前”度量，是使用未來(lái)消費或收入對家庭在未來(lái)陷入貧困的概率進(jìn)行的測度，具有前瞻性意義。從這個(gè)角度來(lái)看，分析精準扶貧政策對貧困家庭的貧困脆弱性的影響，反映了政策對于家庭未來(lái)貧困狀態(tài)的作用，能夠直觀(guān)地看出政策是否能夠促進(jìn)貧困家庭實(shí)現穩定脫貧。另一方面，貧困脆弱性可以較好地衡量家庭的內生發(fā)展能力以及在面臨潛在風(fēng)險沖擊時(shí)的風(fēng)險抵御能力，而家庭實(shí)現穩定脫貧的關(guān)鍵就在于這兩大能力的增強。因此，貧困脆弱性的降低與否也間接反映了貧困家庭在政策的作用下是否能夠實(shí)現穩定脫貧。此外，已有研究使用貧困脆弱性指標對其他政策的減貧長(cháng)效性作用進(jìn)行了分析［1］，這也從現實(shí)的角度支撐了本文以農村貧困家庭的貧困脆弱性作為分析精準扶貧政策減貧長(cháng)效性作用研究視角的合理性?；诖?，本文通過(guò)引入貧困脆弱性指標，使用北京大學(xué)中國家庭追蹤調查（CFPS）2012、2014、2016和2018年的農村家庭平衡面板數據，利用雙重差分法，將精準扶貧政策作為“一攬子”政策沖擊納入分析框架中，評估政策對貧困家庭減貧的長(cháng)效性作用，分析政策對不同貧困家庭的異質(zhì)性影響，并探討長(cháng)效性作用的具體作用機制。

本文的邊際貢獻包括四個(gè)方面。第一，在理論方面，在綜合考慮貧困家庭面臨的宏觀(guān)和微觀(guān)環(huán)境的基礎上，分別分析了精準扶貧政策發(fā)揮的收入分配效應、資金支持效應以及“扶志”效應對貧困家庭穩定脫貧的影響路徑，擴展了既有文獻對扶貧政策長(cháng)效性的相關(guān)分析。第二，在研究視角方面，引入貧困脆弱性指標，通過(guò)分析精準扶貧政策是否能夠降低農村貧困家庭的貧困脆弱性，評估政策的減貧長(cháng)效性作用。第三，在實(shí)證研究方面，基于具有全國代表性的農村家庭面板數據，彌補了部分文獻面臨的分析結果不具有全國代表性、無(wú)法控制不隨時(shí)間變化的個(gè)體異質(zhì)性等數據局限問(wèn)題。使用雙重差分法實(shí)證檢驗了政策對貧困家庭貧困脆弱性的作用以及理論部分的三大機制。本文還實(shí)證分析了精準扶貧政策對不同貧困脆弱程度、不同特征貧困家庭的異質(zhì)性作用。第四，在政策含義方面，充分總結了精準扶貧政策促進(jìn)貧困家庭實(shí)現穩定脫貧的經(jīng)驗，可以為中國扶貧政策的制定與實(shí)施、逐步實(shí)現共同富裕的目標提供有益參考。

二、文獻綜述

（一）精準扶貧政策短期減貧成效

精準扶貧政策良好的短期減貧效應是其發(fā)揮減貧長(cháng)效性作用的基礎。已有大量研究對精準扶貧政策發(fā)揮的短期減貧成效進(jìn)行了評估，大致可以分為兩類(lèi)。

一是聚焦精準扶貧政策中某種分項幫扶措施的短期減貧效應。在金融扶貧政策方面，申云等［2］發(fā)現鏈式融資模式對于貧困農戶(hù)的短期減貧作用較好。在產(chǎn)業(yè)扶貧政策方面，寧靜等［3］分析表明，產(chǎn)業(yè)扶貧政策能夠顯著(zhù)地增加貧困農戶(hù)人均財產(chǎn)性收入和轉移性收入。在易地扶貧搬遷政策方面，Leng等［4］研究發(fā)現，不同的扶貧搬遷計劃類(lèi)型具有異質(zhì)性收入效應，對農村和城市安置家庭的農業(yè)和工資收入分別有顯著(zhù)的正向影響。此外，在光伏扶貧政策方面，Liao等［5］以青海省大規模的光伏發(fā)展干預項目為例，分析發(fā)現當地的光伏扶貧項目在提高貧困人口收入方面的效果還有待改善。

二是將精準扶貧政策作為“一攬子”政策進(jìn)行分析，不對具體幫扶措施做區分，進(jìn)而考察“一攬子”扶貧政策的短期減貧效應。例如，王立勇等［6］將精準扶貧政策的實(shí)施作為政策沖擊納入分析框架中，發(fā)現政策顯著(zhù)地增加了農村貧困群體的總體收入水平，降低了貧困發(fā)生率。進(jìn)一步從政策對貧困戶(hù)分項收入的影響來(lái)看，張全紅等［7］發(fā)現政策顯著(zhù)提高了貧困戶(hù)轉移支付收入水平；
而李芳華等［8］研究發(fā)現政策能夠顯著(zhù)提高貧困戶(hù)的勞動(dòng)收入；
黃薇等［9］則從多維貧困的角度出發(fā)，發(fā)現政策能夠明顯緩解貧困家庭的收入和勞動(dòng)能力方面的貧困。在生活改善效應方面，尹志超等［10］進(jìn)一步發(fā)現了政策能夠同時(shí)提高貧困家庭的生存型和發(fā)展型消費支出。

（二）精準扶貧政策減貧長(cháng)效性作用

目前，在“精準扶貧政策的減貧長(cháng)效性作用”這一主題下的文獻主要是對產(chǎn)業(yè)扶貧政策、易地扶貧搬遷政策等具體分項政策進(jìn)行的分析。已有文獻較少將精準扶貧政策作為“一攬子”政策，對政策的減貧長(cháng)效性作用做整體分析。部分研究發(fā)現，精準扶貧政策不具有明顯的減貧長(cháng)效性作用。王振振等［11］使用陜西省70個(gè)縣（區）貧困戶(hù)微觀(guān)調查截面數據研究發(fā)現，精準扶貧政策對于貧困戶(hù)可持續生計能力的提升效果并不十分顯著(zhù)。劉釗等［12］使用中國家庭追蹤調查數據，以農村家庭的農用機械擁有率作為評估精準扶貧政策長(cháng)效性作用的指標，發(fā)現政策并未充分發(fā)揮減貧長(cháng)效性作用。另一部分研究則認為，精準扶貧政策具有良好的減貧長(cháng)效性作用。李玉山等［13］使用湖南、湖北、重慶、貴州鄰接民族地區脫貧農戶(hù)微觀(guān)調查截面數據，發(fā)現多元精準扶貧政策對脫貧農戶(hù)的生計脆弱性具有負向影響。李晗等［14］使用中國家庭金融調查（CHFS）數據，分析得到精準扶貧政策能夠顯著(zhù)增加貧困家庭的復原力，減貧長(cháng)效性作用良好。秦升澤等［15］利用中國家庭追蹤調查數據研究發(fā)現，精準扶貧政策對貧困家庭的貧困脆弱性具有顯著(zhù)的降低作用，能夠使貧困家庭實(shí)現穩定脫貧。

（三）文獻述評

現有文獻大多聚焦精準扶貧政策的短期減貧效應，對于減貧長(cháng)效性作用的分析仍不夠充分。在精準扶貧政策減貧長(cháng)效性作用這一主題下，現有的研究并未得到一致結論，可能的原因包括以下幾方面。一是已有研究對精準扶貧政策的減貧長(cháng)效性作用機制的系統理論分析尚不足?，F有文獻或缺少相關(guān)理論分析，或僅從貧困家庭自身的微觀(guān)角度對作用機制進(jìn)行研究，缺少同時(shí)從貧困家庭面臨的宏觀(guān)與微觀(guān)環(huán)境出發(fā)，對精準扶貧政策減貧長(cháng)效性的作用機制進(jìn)行的全面理論分析。這可能是這一主題下現有文獻未得到一致性結論的根本原因。二是衡量長(cháng)效性作用使用的指標存在差異?，F有研究較少從貧困家庭風(fēng)險抵御能力、未來(lái)陷入貧困的風(fēng)險等“事前”貧困的角度，通過(guò)分析貧困家庭的貧困脆弱性變動(dòng)情況，對精準扶貧政策的減貧長(cháng)效性作用進(jìn)行分析。而根據前文，貧困脆弱性能夠準確衡量貧困家庭脫離絕對貧困的穩定性。三是已有研究使用的數據存在差異，一些研究使用的是某個(gè)地區或省份的截面數據，得到的結論可能在一定程度上缺乏代表性，且使用截面數據無(wú)法控制不隨時(shí)間變動(dòng)的個(gè)體異質(zhì)性，所得的結論可能不夠準確。四是已有文獻使用的研究方法不同。部分研究尚未使用雙重差分法進(jìn)行分析，無(wú)法充分控制政策以外的其他因素?；诖?，精準扶貧政策到底是否具有減貧長(cháng)效性作用？其中的減貧長(cháng)效性機制是什么？這些仍是有待本文進(jìn)一步探討的問(wèn)題。

三、理論分析

本文將建立精準扶貧政策的“收入分配效應—資金支持效應—‘扶志效應”的理論分析框架，研究政策為貧困家庭帶去的良好發(fā)展環(huán)境、必要發(fā)展條件以及促進(jìn)家庭做出有利于自身發(fā)展的決策，進(jìn)而探討政策的減貧長(cháng)效性作用的具體影響路徑。

（一）精準扶貧政策的收入分配效應

良好的社會(huì )發(fā)展環(huán)境是貧困家庭實(shí)現穩定脫貧的重要因素。然而，中國社會(huì )發(fā)展長(cháng)期存在著(zhù)一些不平衡、不充分的問(wèn)題，收入分配領(lǐng)域問(wèn)題的存在即是重要體現，中國收入差距總體依舊處于高位水平。國家統計局數據顯示，2020年中國居民人均可支配收入基尼系數仍有0.468。已有文獻表明，較大的收入差距將會(huì )抑制減貧效果［16］。事實(shí)上，收入差距問(wèn)題的存在是低收入群體缺乏分享經(jīng)濟增長(cháng)成果的機會(huì )和能力的表現。在這種情況下，隨著(zhù)經(jīng)濟的發(fā)展，財富并不會(huì )從高收入群體向低收入群體擴散，這將導致低收入群體，尤其是貧困群體由于無(wú)法充分分享經(jīng)濟成果，進(jìn)而難以實(shí)現長(cháng)期、穩定地脫貧。具體地，在教育方面，較大的收入差距將導致教育不平等程度不斷擴大，影響貧困家庭人力資本的積累，引發(fā)家庭嚴重的代際貧困問(wèn)題，增加家庭陷入“貧困陷阱”的可能性。同時(shí)，教育不平等也會(huì )加大收入差距，這將進(jìn)一步影響貧困家庭的貧困狀態(tài)。在醫療方面，收入差距的存在使得貧困家庭面臨著(zhù)醫療資源不平等的問(wèn)題，加劇了“因病致貧”的風(fēng)險，增加了其陷入貧困的可能性。因此，即使貧困家庭能夠在短時(shí)間內實(shí)現脫貧，但若其仍處于收入差距較大的發(fā)展環(huán)境中，無(wú)法改變自身在收入分配格局中的不利地位，其仍會(huì )在未來(lái)再次陷入貧困。

而精準扶貧政策具有良好的收入分配效應，能夠為貧困家庭創(chuàng )造益貧式的社會(huì )發(fā)展環(huán)境。精準扶貧政策的特點(diǎn)在于“精準”，能夠瞄準貧困人口，為他們提供公平的發(fā)展與分享經(jīng)濟增長(cháng)成果的機會(huì )，進(jìn)而在一定程度上改變其在收入分配格局中的不利地位，減少他們在未來(lái)再次陷入貧困的可能性。同時(shí)，已有文獻實(shí)證檢驗了精準扶貧政策能夠為貧困家庭提供益貧式的社會(huì )發(fā)展環(huán)境，改善其在收入分配格局中的不利地位。周強［17］發(fā)現精準扶貧政策能夠促進(jìn)貧困家庭收入的向上流動(dòng)，同時(shí)降低貧困家庭的收入相對剝奪指數?；诖?，精準扶貧政策能夠通過(guò)發(fā)揮收入分配效應，減小收入差距，為貧困家庭提供良好的發(fā)展環(huán)境，從而促進(jìn)貧困家庭穩定地脫貧，實(shí)現減貧長(cháng)效性目標。

（二）精準扶貧政策的資金支持效應

除良好的發(fā)展環(huán)境以外，精準扶貧政策為貧困家庭提供的有利發(fā)展條件也與其實(shí)現穩定脫貧密切相關(guān)。實(shí)踐表明，個(gè)體的可持續發(fā)展需要依靠資金的支持，因此，資金的有效、持續獲取是提高貧困家庭內生發(fā)展能力、實(shí)現穩定脫貧的關(guān)鍵。然而，高度的信息不對稱(chēng)以及農村信貸市場(chǎng)發(fā)展的落后使得農村家庭普遍受到較為嚴重的信貸約束［18］，且相對于非貧困家庭，貧困家庭受到的約束更強。在較強的信貸約束下，一方面，因缺少資金支持，貧困家庭無(wú)法擴大生產(chǎn)規模、融入更高價(jià)值鏈的活動(dòng)中去，如難以從事創(chuàng )業(yè)等與脫貧積極相關(guān)的生產(chǎn)性活動(dòng)，無(wú)法擴寬收入渠道。同時(shí)，信貸可得性的缺失也會(huì )使得貧困家庭的風(fēng)險管理能力較差，在面對意外風(fēng)險事件時(shí)易產(chǎn)生經(jīng)濟損傷而陷入貧困［19］。另一方面，在信貸約束下，貧困家庭為了獲取生產(chǎn)、生活和經(jīng)營(yíng)所需要的資金，通常會(huì )借助非正規信貸，這使得非正規信貸成為貧困家庭借款的主要來(lái)源。然而，非正規信貸大多價(jià)格高昂，且風(fēng)險較大。因此，非正規信貸資金的使用不僅無(wú)法增強貧困家庭的風(fēng)險抵御能力，反而會(huì )加劇貧困家庭的脆弱性，不利于其持續性脫貧的實(shí)現。

而精準扶貧政策的實(shí)施能夠為貧困家庭提供充分的資金支持，緩解貧困家庭面臨的融資困境，為貧困家庭的發(fā)展提供有利的資金條件。在“精準扶貧”期間，政府先后出臺了《關(guān)于全面做好扶貧開(kāi)發(fā)金融服務(wù)工作指導意見(jiàn)》《關(guān)于金融助推脫貧攻堅的實(shí)施意見(jiàn)》等具體政策，扶貧貸款得以精準瞄準到貧困家庭，為其提供了充分的正規信貸支持。此外，已有研究表明，精準扶貧政策能夠有效增強貧困家庭的正規信貸可得性，相當于為貧困家庭注入了“活水”［20］。同時(shí)，由于正規信貸與非正規信貸之間存在相互替代的關(guān)系，精準扶貧政策的實(shí)施也使得貧困家庭非正規信貸規模減少，降低了家庭在信貸資金方面面臨的風(fēng)險?；诖?，精準扶貧政策能夠通過(guò)發(fā)揮資金支持效應，為貧困家庭提供有利的發(fā)展條件，從而促進(jìn)家庭實(shí)現穩定脫貧，發(fā)揮減貧長(cháng)效性作用。

（三）精準扶貧政策的“扶志”效應

在具備良好的發(fā)展環(huán)境、有利的發(fā)展條件的基礎上，貧困家庭是否有動(dòng)力去利用精準扶貧政策帶給他們的發(fā)展便利，進(jìn)一步探索提升自身風(fēng)險抵御能力、實(shí)現穩定脫貧的途徑？一般來(lái)說(shuō)，個(gè)體的內生源動(dòng)力是產(chǎn)生個(gè)體行為的前提［21］，只有具有“要發(fā)展”“要致富”的主觀(guān)想法，貧困家庭才會(huì )有相應的行動(dòng)，做出利于自身可持續發(fā)展的決策。然而，貧困群體常具有“等、靠、要”的消極思想，缺乏依靠自身的努力進(jìn)而脫貧致富的積極性。這種思想甚至會(huì )傳遞給下一代，制約了家庭長(cháng)遠發(fā)展動(dòng)力與能力的培養。因此，在這種“懶漢”思想下，即使受到了精準扶貧政策的幫扶，貧困家庭實(shí)現了脫貧，但由于內生發(fā)展動(dòng)力的缺乏，家庭成員并沒(méi)有激勵去從事促進(jìn)自身長(cháng)遠發(fā)展的經(jīng)濟活動(dòng)，僅僅依靠政府補助及幫扶而生活，家庭仍會(huì )在未來(lái)出現返貧的情況，無(wú)法實(shí)現持續性脫貧。

事實(shí)上，精準扶貧政策充分關(guān)注了貧困群體可能存在的這種缺乏發(fā)展動(dòng)力的情況，強調扶貧與“扶志”充分結合，培養貧困家庭主動(dòng)脫貧、主動(dòng)致富的志氣，進(jìn)而促進(jìn)家庭成員做出利于自身長(cháng)遠發(fā)展的決策。在精準扶貧政策采取的具體“扶志”措施方面，根據各地政府“扶志”的行動(dòng)方案，在精準扶貧政策實(shí)施期間，政府會(huì )定期組織穩定就業(yè)及加強技能培訓的講座，加強“扶志”的宣傳教育工作。同時(shí)，政府也加大了對貧困家庭的監督力度，對“等、靠、要”家庭的不良行為予以及時(shí)的懲戒，在極端情況下，政府甚至會(huì )取消其受幫扶的資格

參見(jiàn)http：//www.gov.cn/xinwen/201910/10/content_5437815.htm。。此外，政府也從心理方面對貧困家庭進(jìn)行了專(zhuān)業(yè)的“扶志”。通過(guò)走訪(fǎng)、調查的形式，政府精準地把握了貧困家庭的心理、行為及認知特點(diǎn)，舉辦了相應的心理講座，并組織扶貧干部與貧困家庭進(jìn)行定期座談，破除其貧困思想，激發(fā)其內生動(dòng)力，取得了良好的成效

參見(jiàn)http：//news.cctv.com/2020/11/13/ARTIUyeEsn6AQMGrtSLhr45l201113.shtml。。相關(guān)研究同樣表明，精準扶貧政策具有良好的“扶志”效應，如提升了家庭成員的生活滿(mǎn)意度、對未來(lái)的信心、致富動(dòng)能、就業(yè)積極性等［22］。因此，精準扶貧政策能夠通過(guò)發(fā)揮“扶志”效應，激發(fā)貧困家庭的內生發(fā)展動(dòng)力，促進(jìn)貧困家庭做出利于自身發(fā)展的決策，進(jìn)而降低其貧困脆弱性，發(fā)揮減貧長(cháng)效性作用。

四、實(shí)證研究設計

（一）數據來(lái)源及處理方法

本文使用北京大學(xué)家庭追蹤調查數據進(jìn)行實(shí)證分析。該數據不僅涵蓋了中國居民家庭成員結構及經(jīng)濟狀況信息，同時(shí)也包含了居民個(gè)體教育、醫療健康、就業(yè)等方面的內容，現公布的數據包括2010、2012、2014、2016及2018年5年，樣本覆蓋全國25個(gè)省份

未涉及的地區包括海南、新疆、西藏、青海、內蒙古、寧夏、香港、澳門(mén)和臺灣。。具體地，本文使用CFPS?2012、2014、2016及2018年數據，樣本區間涵蓋了精準扶貧政策實(shí)施前后的相關(guān)年份，為評估精準扶貧政策以及政策的減貧長(cháng)效性作用提供了可能

值得說(shuō)明的是，本文未使用CFPS?2010年的數據?？紤]到2010年家庭收入相關(guān)變量的口徑與后續年份有所不同，雖然CFPS項目組在后續年份的數據中生成了與2010年收入口徑可比的相關(guān)綜合變量，但在這一口徑下，農村家庭收入并不包含非農經(jīng)營(yíng)等部分，可能會(huì )造成結論的偏差。而CFPS?2012—2018年的家庭收入數據口徑完全可比，且基本涵蓋了家庭收入的各個(gè)方面，使用時(shí)更為合理。?；谘芯恐黝}，本文對初始數據進(jìn)行了如下處理：第一，將各年家庭財務(wù)管理人視為戶(hù)主，保留戶(hù)主年齡在16周歲及以上的家庭，并匹配家庭特征與戶(hù)主特征數據；
第二，保留4年均有信息的家庭樣本，并剔除了城鎮家庭樣本；
第三，剔除了關(guān)鍵變量缺失的樣本。經(jīng)過(guò)上述數據處理，本文最終獲得了包含2?896個(gè)農村家庭、11?584個(gè)觀(guān)測值的4年平衡面板數據。

（二）模型設計

精準扶貧政策包含系列扶貧措施，本文不區分具體措施，而是將其作為“一攬子”政策進(jìn)行處理。為準確評估精準扶貧政策減貧的長(cháng)效性作用，本文采用雙重差分法進(jìn)行分析，將精準扶貧政策作為政策沖擊納入分析框架中。具體地，雙重差分法的原理是將政策實(shí)施前后處理組與對照組的被解釋變量，即貧困脆弱性的變動(dòng)相減，從而得到政策對處理組的凈影響。因此，雙重差分法的使用涉及對處理組和對照組的劃分，即識別出樣本中的貧困與非貧困家庭，同時(shí)也需要確定政策沖擊發(fā)生的時(shí)間點(diǎn)。

1.貧困家庭的識別方法

參考王立勇等［67，?17］的研究及各省份貧困人口的具體識別方法，本文使用精準扶貧政策實(shí)施前家庭人均收入是否低于2?300元/（年·人）（2010年價(jià)格）的國家官方扶貧標準，并結合家庭是否收到低保、五保戶(hù)以及特困戶(hù)等政府補助，是否滿(mǎn)足“兩不愁，三保障”，以及家庭資產(chǎn)狀況、家庭成員工作情況等因素對貧困家庭進(jìn)行識別。具體地，根據數據的可得性，本文首先將在政策實(shí)施前家庭人均收入處于2?300元/（年·人）（2010年價(jià)格）的國家官方貧困標準以下，且不存在家庭中有價(jià)值在3萬(wàn)元以上的車(chē)輛或大型農機具，家庭中有成員在國家機關(guān)或企事業(yè)單位工作、擔任職務(wù)，家庭中有成員高費擇校讀書(shū)、在高費私立學(xué)校讀書(shū)或自費出國留學(xué)的家庭納入貧困家庭

參考河北省及內蒙古自治區貧困人口識別標準.http：//hbzgw.hebnews.cn/hbzg/201803/30/content_6829338.htm，http：//fpb.wulanchabu.gov.cn/information/wlcb_fpb11607/msg3241558037790.html。。其次，將政策實(shí)施前家庭人均收入在國家官方貧困標準以上，但收到低保、五保戶(hù)以及特困戶(hù)等政府補助，家庭有兒童在義務(wù)教育階段輟學(xué)，家庭存在用電用水安全問(wèn)題，家庭存在住房問(wèn)題，家庭中存在成員住院或患有慢性病但未受到社會(huì )基本醫療保險保障的家庭納入貧困家庭

參考“兩不愁，三保障”的具體內涵，http：//www.gov.cn/xinwen/201908/15/content_5421432.htm。。最后，考慮到上述識別方式可能會(huì )將一些收入很高的家庭誤識別為貧困家庭，本文進(jìn)一步將政策實(shí)施前人均收入高于各省最高貧困標準的家庭從識別出的貧困家庭中剔除

事實(shí)上，在精準扶貧政策實(shí)施過(guò)程中，部分省份會(huì )結合自身實(shí)際情況，提出比全國官方貧困標準更高的扶貧標準。其中，浙江省提出的扶貧標準為全國最高，為4?600元/（年·人）（2010年不變價(jià)）。因此，本文將識別出的家庭人均收入高于4?600元/（年·人）的家庭從貧困家庭中剔除。。上述識別方法最大限度地減少了將“收入低于國家官方貧困標準，但在實(shí)際生活中并不存在貧困問(wèn)題”的家庭誤評為貧困戶(hù)，或者將“收入高于國家官方貧困標準，但在實(shí)際生活中尚未達到‘兩不愁，三保障”的家庭漏評為貧困戶(hù)的情況。經(jīng)過(guò)上述處理，最終識別出的貧困家庭為1?656個(gè)，非貧困家庭為9?928個(gè)。若家庭為貧困戶(hù)，則為處理組，否則為對照組。

2.政策沖擊時(shí)間點(diǎn)的選取

本文認為2015年是合宜的精準扶貧政策沖擊時(shí)間點(diǎn)。第一，中央雖在2013—2014年就提出要實(shí)施精準扶貧政策

精準扶貧思想最早是由習近平總書(shū)記于2013年底在湖南湘西考察時(shí)提出的，中央于2014年先后印發(fā)了《關(guān)于創(chuàng )新機制扎實(shí)推進(jìn)農村扶貧開(kāi)發(fā)工作的意見(jiàn)》《建立精準扶貧工作機制實(shí)施方案》等工作方案。，但從政策提出到實(shí)際落地執行仍需要一定時(shí)間。根據原國務(wù)院扶貧開(kāi)發(fā)領(lǐng)導小組辦公室印發(fā)的《建立精準扶貧工作機制實(shí)施方案》，2014年各省份的主要任務(wù)是對貧困戶(hù)進(jìn)行建檔立卡，即完成對貧困戶(hù)的識別工作。而建檔立卡政策是精準扶貧具體幫扶政策實(shí)施的前提，只有實(shí)現對貧困戶(hù)的精準識別，才能使得精準扶貧的相關(guān)幫扶措施在后續的扶貧項目安排、資金使用、幫扶措施、幫扶責任人和脫貧考核過(guò)程中發(fā)揮精準的作用。因此，在建檔立卡政策完成前，具體幫扶工作大多尚未全面啟動(dòng)。第二，進(jìn)一步從建檔立卡政策的實(shí)施歷程來(lái)看，首輪建檔立卡和扶貧對象基礎信息采集工作于2014年10月底完成

參見(jiàn)http：//www.nrra.gov.cn/art/2014/9/30/art_624_13617.html。。然而，政策實(shí)施初期面臨著(zhù)包括識別不精準、扶持不精準等在內的諸多困難，實(shí)施效果并不完善。因此，在首輪建檔立卡政策實(shí)施的基礎上，原國務(wù)院扶貧開(kāi)發(fā)領(lǐng)導小組辦公室在2015年部署了建檔立卡“回頭看”工作，進(jìn)一步提高了貧困戶(hù)識別的精準度

參見(jiàn)http：//www.nrra.gov.cn/art/2015/9/25/art_624_22586.html。，也使得精準扶貧政策因人施策的準確性得到了大幅度提升。同時(shí)，選取2015年作為政策沖擊時(shí)間點(diǎn)也獲得了已有相關(guān)文獻的支撐［8，10］。

3.基本模型設定

為剔除其他因素的影響，本文使用雙重差分法對精準扶貧政策的減貧長(cháng)效性作用進(jìn)行評估。由于本文使用的是面板數據，具有不可忽視的個(gè)體效應，因此，本文主要使用面板雙向固定效應模型進(jìn)行估計，模型設定為

Vulit=α0+α1TPAi×Tt+α2Xit+ηi+γt+εit（1）

其中，被解釋變量Vulit表示家庭i在t年的貧困脆弱性。核心解釋變量為政策效應項（TPAi×Tt），TPAi衡量家庭是否為貧困戶(hù)，若為貧困戶(hù)則TPAi=1，否則TPAi=0；
Tt衡量樣本區間是否屬于政策沖擊時(shí)間后，若樣本區間為2015年以后則Tt=1，否則Tt=0。Xit為影響家庭貧困脆弱性且隨i和t變動(dòng)的一系列戶(hù)主特征和家庭特征變量。ηi為個(gè)體固定效應，γt為時(shí)間固定效應，εit為隨機誤差項。模型的關(guān)鍵估計系數為α1，衡量了精準扶貧政策對農村貧困家庭的貧困脆弱性的影響，若政策具有減貧長(cháng)效性作用，則α1應顯著(zhù)為負。

（三）變量定義與描述性統計

本文使用Chaudhuri等［23］提出的期望貧困方法（VEP）對被解釋變量——貧困脆弱性進(jìn)行定義與測度

VEP方法能夠充分體現貧困脆弱性的前瞻性思想，可實(shí)現性較強，且適用于諸如本文使用的CFPS之類(lèi)的國內微觀(guān)住戶(hù)調查短面板數據，已得到學(xué)界的廣泛應用。。在VEP方法的框架下，本文將家庭t期的貧困脆弱性定義為家庭在t+1期陷入貧困的概率，使用家庭消費變量，并使用世界銀行1.9美元/（天·人）（2011年購買(mǎi)力平價(jià)）

由世界銀行根據全球15個(gè)最窮國家的國家貧困標準均值制定，屬于基本物質(zhì)生活水平未得到滿(mǎn)足的絕對貧困標準，與中國精準扶貧政策解決絕對貧困問(wèn)題的目標相一致。的極端貧困標準，估算家庭未來(lái)消費低于貧困標準的概率，進(jìn)而測度家庭的貧困脆弱性。具體地，在假設家庭人均消費服從對數正態(tài)分布的基礎上

對數正態(tài)分布更適合描述低收入群體的消費分布，本文的重點(diǎn)研究對象是貧困家庭，因此，假設家庭未來(lái)消費分布服從對數正態(tài)分布具有合理性。，使用三階段可行廣義最小二乘法對貧困脆弱性進(jìn)行測度，家庭i在時(shí)間t的貧困脆弱性由下式測度：

Vul︿it=problnCit+1≤lnz=Φlnz-Xiβ︿FGLS／???Xiθ︿FGLS（2）

其中，Vul︿it是家庭i在時(shí)間t的貧困脆弱性，Cit+1為家庭未來(lái)的人均消費分布，

Φ為累積分布函數，

Xi為一系列戶(hù)主及家庭特征變量，Xiβ︿FGLS為家庭消費期望的一致估計，Xiθ︿FGLS為家庭消費方差的一致估計。z為貧困標準，即1.9美元/（天·人）

由于篇幅限制，貧困脆弱性具體的測度方法及三階段最小二乘法的估計結果此處省略，歡迎感興趣的讀者索要具體結果。。

此外，在基準模型中，本文進(jìn)一步控制了與家庭貧困脆弱性相關(guān)的戶(hù)主及家庭特征變量［24］。在戶(hù)主特征層面，本文控制了戶(hù)主性別、年齡、年齡平方項、婚姻狀況、受教育年限、健康狀況等人口統計學(xué)特征變量，同時(shí)控制了戶(hù)主工作狀況變量。在家庭特征層面，本文控制了家庭規模、家庭成員醫療保險參與狀況、家庭未就業(yè)人口占比、家庭住院成員占比、家庭撫養比等家庭人口結構特征變量，以及家庭人均凈資產(chǎn)、家庭人均收入等家庭經(jīng)濟特征變量。

具體的變量定義及描述性統計結果如表1所示

表1的結果使用了CFPS官方發(fā)布的面板權重進(jìn)行加權，數據中所有名義變量均使用省級農村CPI進(jìn)行了平減。。貧困戶(hù)的貧困脆弱性相對于非貧困戶(hù)來(lái)說(shuō)較高。且相對于非貧困家庭，貧困家庭的戶(hù)主具有年齡較大、受教育年限較低、健康狀況較差的特征，貧困家庭戶(hù)主未就業(yè)的比例更高。同時(shí)，貧困家庭未就業(yè)人口占比較高，家庭人均凈資產(chǎn)及家庭人均收入較低。

五、實(shí)證結果與分析

（一）基準回歸分析

對精準扶貧政策影響貧困家庭的貧困脆弱性的基準估計結果見(jiàn)表2。第（1）列是未控制個(gè)體效應的混合截面估計結果，為剔除其他因素的干擾，第（3）列在第（1）列的基礎上進(jìn)一步控制了戶(hù)主和家庭特征變量?？梢园l(fā)現，政策效應項（TPAi×Tt）的估計系數顯著(zhù)為負，即精準扶貧政策能夠顯著(zhù)降低貧困家庭的貧困脆弱性，政策具有一定的減貧長(cháng)效性。第（2）（4）列是在第（1）（3）列基礎上進(jìn)一步控制家庭固定效應，即面板雙向固定效應的估計結果，政策效應項的估計系數依舊顯著(zhù)為負，且系數大小并未發(fā)生較大變化。因此，無(wú)論使用何種模型，估計結果均具有一致性。重點(diǎn)分析第（4）列控制了所有控制變量以及家

庭固定效應的結果可知，政策效應項的估計系數為-0.022，且在1%的水平上顯著(zhù)。而在精準扶貧政策實(shí)施前，貧困家庭的貧困脆弱性為0.224，因此，政策使得貧困家庭的貧困脆弱性下降了9.8%。這說(shuō)明，在精準扶貧政策的作用下，貧困家庭在未來(lái)陷入貧困的可能性顯著(zhù)降低，能夠在一定程度上實(shí)現穩定脫貧，政策具有較好的減貧長(cháng)效性作用。

（二）穩健性檢驗

1.平行趨勢假設檢驗

雙重差分法（DID）使用的重要假設為處理組和對照組滿(mǎn)足平行趨勢，即若未受到精準扶貧政策的作用，貧困家庭和非貧困家庭的貧困脆弱性變動(dòng)將具有相同趨勢。若平行趨勢假設不滿(mǎn)足，DID估計的結果將會(huì )存在平行趨勢偏誤。因此，為檢驗基準結果的穩健性，以2012年的樣本作為基期，分別構建2014、2016和2018年的時(shí)間虛擬變量，將其與政策分組變量（是否為貧困家庭）交乘。建立如下模型：

Vulit=β0+β1∑1814TPAi×Tt+β2Xit+ηi+γt+εit（3）

此時(shí)，核心解釋變量為∑1814TPAi×Tt，分別代表以2012年為基期，兩類(lèi)家庭在2014、2016和2018年貧困脆弱性的差異。

估計結果如表3第（1）列所示，政策實(shí)施前TPAi×T14的估計系數不顯著(zhù)，而政策實(shí)施后TPAi×T16和TPAi×T18的估計系數均顯著(zhù)為負，說(shuō)明在政策實(shí)施前，貧困與非貧困家庭的貧困脆弱性具有相同的變動(dòng)趨勢，政策的實(shí)施使得貧困家庭的貧困脆弱性顯著(zhù)下降。同時(shí)，由估計結果可知，TPAi×T18系數的絕對值相對于TPAi×T16更大，即隨著(zhù)時(shí)間的推移，精準扶貧政策對貧困家庭貧困脆弱性的降低作用逐步增強，說(shuō)明政策對貧困家庭的幫扶力度不斷深化，減貧長(cháng)效性作用逐漸凸顯。

此外，政策實(shí)施時(shí)間的選擇具有隨機性也能夠支撐平行趨勢假設的成立［25］。因此，本文通過(guò)設置虛擬的政策沖擊時(shí)間，對2015年以前個(gè)體是否對精準扶貧政策具有預期效應進(jìn)行檢驗，進(jìn)一步驗證平行趨勢假設。具體地，使用實(shí)際政策沖擊前的樣本進(jìn)行分析，令2013年為虛擬的政策沖擊時(shí)間點(diǎn)，并將2012年樣本的虛擬政策時(shí)間變量設為0，2014年的樣本設為1。將以此虛擬設置的政策時(shí)間變量與政策分組變量交乘，形成虛擬的政策效應項進(jìn)行估計。估計結果如表3第（2）列所示，政策效應項（TPAi×Tt）估計系數不顯著(zhù)，即在政策實(shí)施前，家庭不存在顯著(zhù)的預期效應。

2.貧困識別標準的穩健性檢驗

在基準回歸部分，本文使用精準扶貧政策實(shí)施前家庭的收入、資產(chǎn)，并結合“兩不愁，三保障”對貧困家庭進(jìn)行識別。為了檢驗基準結果的穩健性，進(jìn)一步使用不同的貧困識別標準對貧困家庭進(jìn)行識別。

第一，結合2016年全國貧困標準進(jìn)行識別。貧困家庭的建檔立卡工作并不是從一開(kāi)始就十分完善的，而是經(jīng)歷了一系列貧困家庭瞄準的糾偏過(guò)程?；诖?，2015—2016年中央開(kāi)啟了“精準扶貧回頭看”以及建檔立卡戶(hù)重新識別工作，2016年中央進(jìn)一步印發(fā)了《省級黨委和政府扶貧開(kāi)發(fā)工作成效考核辦法》，這也使得2014年未被精準識別的貧困群體在2016年被識別出來(lái)，進(jìn)一步增加了貧困家庭識別的準確性。因此，使用2016年的全國貧困標準

2016年全國貧困標準為2?952元/（年·人）。，并結合家庭收入、資產(chǎn)以及“兩不愁，三保障”對貧困家庭進(jìn)行再次識別。具體地，保留2014年識別出的貧困家庭，并將在2014年不屬于貧困家庭，但使用2016年標準能夠識別出來(lái)的貧困家庭納入處理組中

貧困家庭的狀態(tài)具有動(dòng)態(tài)性，部分在2014年識別出的貧困家庭的收入在2016年已經(jīng)超過(guò)貧困標準，但考慮到貧困家庭退出驗收標準為“戶(hù)年人均收入穩定超過(guò)國家扶貧標準且吃穿不愁、義務(wù)教育、基本醫療、住房安全有保障”，若直接將這部分家庭剔除，可能會(huì )存在脫貧人口“錯退”的現象，仍應將他們繼續納入建檔立卡系統中。實(shí)際上，建檔立卡系統中貧困人口的狀態(tài)被標識為三類(lèi)：未脫貧、已脫貧仍享受政策和已脫貧不再享受政策，在建檔立卡動(dòng)態(tài)管理系統中，有相當部分的人口收入已超過(guò)國家貧困標準，但仍享有扶貧政策［8］。此時(shí)，本文將2014年識別出的貧困家庭依舊納入處理組中能夠防止貧困人口“假脫貧”，具有合理性。。以此標準識別出的貧困家庭共1?748個(gè)，非貧困家庭為9?836個(gè)，回歸結果見(jiàn)表3第（3）列。由估計結果可知，在結合2016年貧困標準識別后，TPAi×Tt的估計系數依舊顯著(zhù)為負，且系數絕對值與顯著(zhù)性相對于基準結果無(wú)明顯變動(dòng)，驗證了基準回歸結果的可靠性。

第二，使用中國家庭金融調查數據（CHFS）進(jìn)行識別。為進(jìn)一步檢驗貧困識別標準的穩健性，本文換用西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調查2013、2015、2017和2019年數據進(jìn)行分析

CHFS調查的是調查年份前一年的家庭情況，即CHFS?2013調查的是家戶(hù)2012年的情況，其他年份以此類(lèi)推。因此，本文使用CHFS?2013、2015、2017、2019年數據進(jìn)行分析，與基準回歸中的年份保持一致。。具體的數據處理方法為：保留受訪(fǎng)人年齡在16周歲及以上的農村家庭樣本，并剔除主要變量缺失的樣本，處理后共得到包含2?147個(gè)農村家庭，共8?588個(gè)樣本的三年平衡面板數據。CHFS問(wèn)卷中具體詢(xún)問(wèn)了家庭是否為貧困戶(hù)

此處的貧困戶(hù)是指按照國家規定，且家庭人均收入低于一定水平，填寫(xiě)了貧困手冊，經(jīng)過(guò)村委、社區民主評議、公示后，由鄉鎮、街道政府審核認定的貧困戶(hù)。，本文將2015年這一問(wèn)題回答“是”的家庭納入處理組進(jìn)行分析，由此識別出的貧困家庭為1?492個(gè)，非

為排除遺漏重要變量對基準回歸結果的影響，本文進(jìn)一步采用將精準扶貧政策隨機分配給農村家庭的方法進(jìn)行安慰劑檢驗［10］。具體地，本文使用2014年的樣本進(jìn)行1?000次隨機分組

即若2014年某家庭被隨機分組后屬于處理組，則在其他年份其也屬于處理組。，形成1?000個(gè)虛擬的政策效應項（TPAi×Tt）。虛擬政策效應項估計系數的分布如表4和圖1所示。結果顯示，虛擬政策效應項的估計系數集中于0附近，且絕對值大于基準估計系數的概率為0，能夠充分排除重要遺漏變量對基準結果造成的偏誤，基準結果穩健。

第一，使用雙重差分傾向得分匹配（PSMDID）方法進(jìn)行估計。為最大程度地消除貧困和非貧困家庭在可觀(guān)測特征上的偏差，本文進(jìn)一步使用傾向得分匹配法（PSM），對貧困家庭和非貧困家庭政策實(shí)施前的戶(hù)主及家庭特征進(jìn)行匹配，而后再使用雙重差分法進(jìn)行估計

此處匯報的是采用卡尺內k近鄰匹配法對樣本進(jìn)行匹配的結果，其中，k取6，卡尺取0.05。本文同時(shí)使用了不同的匹配方法，結果不存在顯著(zhù)差異，且均通過(guò)了平衡性檢驗和共同支撐檢驗。。第二，改變測度貧困脆弱性的貧困標準。本文進(jìn)一步使用2?300元/（年·人）（2010年不變價(jià)）的中國2011年官方貧困標準以及3.1美元/（天·人）（2011年購買(mǎi)力平價(jià)）的世界銀行發(fā)展中國家貧困標準

世界銀行根據全球發(fā)展中國家官方貧困線(xiàn)的中位數制定。對貧困脆弱性進(jìn)行測度。第三，改變貧困脆弱性的定義方式。本文選擇0.29作為“脆弱線(xiàn)”，生成“是否為貧困脆弱家庭”變量

已有研究將“脆弱線(xiàn)”設置為0.5，但0.5的脆弱線(xiàn)只能識別出長(cháng)期貧困的家庭，而對短期貧困家庭有所遺漏。根據Günther等［26］的研究，通過(guò)設定家庭在未來(lái)兩年內可能陷入貧困，將0.5的脆弱線(xiàn)折算為了0.29。因此，“脆弱線(xiàn)”取0.29也可以較好地識別出短期貧困家庭。具體地，若家庭的貧困脆弱性高于0.29，則其屬于貧困脆弱家庭，相關(guān)變量賦值1，否則賦值0。作為被解釋變量進(jìn)行檢驗。檢驗結果見(jiàn)表3第（5）～（8）列，結果均穩健。

（三）異質(zhì)性分析

1.不同貧困脆弱性水平

前文驗證了精準扶貧政策能夠顯著(zhù)降低農村貧困家庭的貧困脆弱性，減貧效果具有長(cháng)期性。但這一效應是否在不同貧困脆弱程度的家庭間存在差異？為此，本文使用分位數回歸模型，進(jìn)一步分析政策對不同貧困脆弱程度家庭影響的強度差異，具體估計結果如表5所示?？梢园l(fā)現，精準扶貧政策對貧困脆弱性程度較高的農村貧困家庭的減貧長(cháng)效性作用更強。已有研究表明，貧困多具有長(cháng)期性，貧困脆弱性越高說(shuō)明家庭在未來(lái)陷入貧困的概率越大，越屬于慢性貧困家庭。政策對貧困脆弱性程度較高的貧困家庭發(fā)揮的減貧長(cháng)效性作用更強，證明了政策關(guān)注慢性、深度貧困家庭的目標，成效顯著(zhù)。

精準扶貧政策將可能會(huì )對不同特征的家庭產(chǎn)生差異性的實(shí)施效果，為此，本文使用三重差分模型，進(jìn)一步分析政策對不同家庭的異質(zhì)性作用?？紤]到因老致貧、因學(xué)致貧與因病致貧是中國農村家庭的主要致貧因素，主要分析精準扶貧政策對這三類(lèi)貧困家庭的作用，分別引入家庭老年人口數、家庭上學(xué)人口數、

家庭住院人口數與政策處理項（TPAi×Tt）的交乘項進(jìn)行估計。具體估計結果如表6所示，精準扶

貧政策對老年人口較多、上學(xué)人口較多貧困家庭的貧困脆弱性降低作用更為顯著(zhù)，對于住院人口數較多貧困家庭的作用雖不顯著(zhù)，但估計系數依舊為負。這一結果再次表明，精準扶貧政策充分聚焦了因老致貧、因學(xué)致貧、因病殘致貧的深度貧困家庭，這些家庭屬于扶貧過(guò)程中難啃的“硬骨頭”，政府對其的幫扶力度更大，相關(guān)扶貧資源也在一定程度上向這部分家庭傾斜，精準扶貧政策的長(cháng)效性作用相應地得到了更加充分的發(fā)揮。

六、精準扶貧政策發(fā)揮減貧長(cháng)效性作用的機制檢驗

（一）精準扶貧政策的收入分配效應

根據前文理論分析，精準扶貧政策具有良好的收入分配效應，能夠通過(guò)縮小貧困家庭面對的收入差距水平，改善貧困家庭面臨的發(fā)展環(huán)境，從而降低家庭的貧困脆弱性。進(jìn)一步地，本文引入家庭收入相對剝奪指數，對家庭的收入不平等情況進(jìn)行測度，進(jìn)而對理論部分精準扶貧政策的收入分配效應進(jìn)行檢驗［17］。收入相對剝奪指數是家庭通過(guò)將自身的收入與參照群體的收入進(jìn)行比較，反映自身收入水平處于劣勢地位的程度，精準地衡量了家庭收入變動(dòng)背后面臨的不平等問(wèn)題，能夠充分體現家庭層面的收入差距。具體地，本文使用的收入相對剝奪指數是Kakwani指數［27］，根據家庭人均收入，選取各年的全部農村家庭作為參照群，將家庭與參照群中其他收入比自身高的家庭進(jìn)行比較而得到的。測度得到的這一指數取值在0～1范圍內，取值越高則說(shuō)明家庭面臨的收入不平等水平越高。以測度出的家庭收入相對剝奪指數作為被解釋變量，控制所有變量的估計結果見(jiàn)表7第（1）列，政策處理項（TPAi×Tt）系數顯著(zhù)為負，即精準扶貧政策確實(shí)能夠顯著(zhù)降低貧困家庭的收入相對剝奪指數，政策通過(guò)收入分配效應降低家庭貧困脆弱性的機制得到了驗證。

（二）精準扶貧政策的資金支持效應

如前文所分析，精準扶貧政策能夠給貧困家庭提供資金支持，增加了貧困家庭的正規信貸規模，相應地減少了非正規信貸規模，為貧困家庭提供了有利的發(fā)展條件，從而具有降低貧困脆弱性的作用?；诖?，引入家庭是否有正規信貸、是否有非正規信貸變量作為被解釋變量，對這一機制進(jìn)行具體檢驗。結果見(jiàn)表7第（2）（3）列，在正規信貸下，政策處理項（TPAi×Tt）顯著(zhù)為正；
在非正規信貸下，政策處理項雖不顯著(zhù)，但系數為負。這一結果說(shuō)明，精準扶貧政策確實(shí)能夠向貧困家庭提供資金支持，增加了其正規信貸規模，家庭面臨的資金約束減少，家庭能夠獲得持續性的資金支持用以自身發(fā)展，相應地，脆弱性程度降低

本文同時(shí)使用了家庭待還正規信貸和非正規信貸規模作為被解釋變量，結果均穩健。。

（三）精準扶貧政策的“扶志”效應

本文分別從客觀(guān)與主觀(guān)兩個(gè)角度衡量農村家庭的內生發(fā)展動(dòng)力，進(jìn)而檢驗精準扶貧政策是否真正發(fā)揮了“扶志”效應。在客觀(guān)維度方面，本文引入了家庭參與勞動(dòng)人數

家庭參與勞動(dòng)人數為：家庭中處于勞動(dòng)年齡（15周歲及以上，64周歲及以下），且自評健康不為“差”的成員中，有工作的成員總數。作為被解釋變量進(jìn)行分析。家庭參與勞動(dòng)人數能夠衡量家庭具有勞動(dòng)能力的成員在接受精準扶貧政策的幫扶后，是否從空閑在家、不工作、對政府補助存在依賴(lài)心理的生活狀態(tài)，轉變?yōu)榫蜆I(yè)狀態(tài)，能夠充分反映家庭成員的就業(yè)積極性。家庭參與勞動(dòng)人數越少，說(shuō)明家庭的“懶漢”思想越嚴重，越缺乏內生發(fā)展動(dòng)力［22］。若精準扶貧政策能夠充分發(fā)揮“扶志”效應，家庭參與勞動(dòng)人數將顯著(zhù)增加。在主觀(guān)維度方面，本文進(jìn)一步使用了家庭戶(hù)主對未來(lái)的信心

家庭戶(hù)主對未來(lái)的信心變量來(lái)自CFPS調查問(wèn)題“您對自己未來(lái)的信心程度？1表示很沒(méi)信心，2表示沒(méi)信心，3表示一般，4表示有信心，5表示很有信心”。變量作為被解釋變量進(jìn)行分析。戶(hù)主對未來(lái)的信心程度能夠反映家庭對自身未來(lái)生活、發(fā)展狀況的積極預期，能夠充分反映家庭的志向水平［28］。若精準扶貧政策能夠發(fā)揮“扶志”效應，家庭戶(hù)主對未來(lái)的信心水平將顯著(zhù)提高。具體的實(shí)證結果見(jiàn)表7第（4）（5）列，政策處理項（TPAi×Tt）的估計系數均顯著(zhù)為正，即證明了精準扶貧政策具有良好的“扶志”效應。

至此，前文理論分析部分對于精準扶貧政策減貧長(cháng)效性作用的影響機制均通過(guò)了實(shí)證檢驗，即政策能夠通過(guò)發(fā)揮收入分配效應、資金支持效應以及“扶志”效應，有效地降低貧困家庭的貧困脆弱性，促進(jìn)其實(shí)現穩定脫貧，充分發(fā)揮減貧長(cháng)效性作用。

七、結論與政策含義

本文基于北京大學(xué)中國家庭追蹤調查2012、2014、2016和2018年的農村家庭平衡面板數據，利用雙重差分法，將精準扶貧政策作為政策沖擊納入分析框架，分析政策對貧困家庭貧困脆弱性的影響，檢驗政策的減貧長(cháng)效性作用，并揭示了長(cháng)效性作用的具體機制。研究發(fā)現：第一，精準扶貧政策能夠顯著(zhù)降低貧困家庭9.8%的貧困脆弱性，降低了貧困家庭在未來(lái)陷入貧困的概率，進(jìn)而實(shí)現穩定脫貧，精準扶貧政策的減貧長(cháng)效性作用得到了驗證。第二，相對于較低程度貧困脆弱性的家庭來(lái)說(shuō)，精準扶貧政策對于貧困脆弱性程度較高的貧困家庭的減貧長(cháng)效性作用更強。同時(shí)，政策對因老致貧、因學(xué)致貧、因病致貧等深度貧困家庭的長(cháng)效性減貧作用更為顯著(zhù)，充分實(shí)現了政策聚焦深度貧困群體、精準發(fā)力的目標。第三，機制分析發(fā)現，精準扶貧政策能夠通過(guò)發(fā)揮良好的收入分配效應，為貧困家庭發(fā)展提供益貧式的社會(huì )發(fā)展環(huán)境；
發(fā)揮資金支持效應，為貧困家庭發(fā)展提供有利的發(fā)展條件；
發(fā)揮“扶志”效應，促進(jìn)貧困家庭做出有利于自身脫貧、致富的發(fā)展決策，從而降低貧困家庭的貧困脆弱性，有效發(fā)揮減貧長(cháng)效性作用。

本文的結論具有重要的政策含義。第一，貧困群體多具有脆弱性，脫貧后仍面臨著(zhù)較大的返貧風(fēng)險。因此，中國在制定新時(shí)代背景下的扶貧政策時(shí)，除了重點(diǎn)關(guān)注現階段的減貧狀況外，還需要充分重視政策的長(cháng)效性作用，以確保貧困群體在政策的作用下返貧或陷入貧困陷阱的風(fēng)險降低，實(shí)現穩定脫貧。第二，在制定扶貧政策時(shí)，政府一方面需要在宏觀(guān)層面為貧困群體提供良好的發(fā)展環(huán)境及發(fā)展條件，另一方面也要注意在微觀(guān)層面提高貧困群體自主脫貧、致富的志向，增強其內生發(fā)展動(dòng)力，促使其做出利于自身發(fā)展的相關(guān)決策。第三，貧困脆弱性較好地反映了家庭或個(gè)人在未來(lái)陷入貧困的狀況，能夠充分衡量扶貧政策的長(cháng)效性作用。因此，在評估扶貧政策的長(cháng)效性作用時(shí)，可以充分利用貧困脆弱性等度量貧困的事前指標進(jìn)行測算。并且，考慮到今后的扶貧目標為解決相對貧困問(wèn)題，而相對貧困多具有多維性，僅使用收入指標進(jìn)行測算會(huì )面臨一定的局限性，因此，可以進(jìn)一步探索多維的貧困脆弱性指標，以對今后扶貧政策的減貧長(cháng)效性作用進(jìn)行更加全面的評估。

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編輯：李再揚，高原