精准扶贫是否提高了农户的主观福利
——基于 “建档立卡”微观数据的检验

李成明,张 雪,董志勇

(1.中央民族大学 a.经济学院;b.数字经济研究院,北京 100081;2.北京大学 经济学院,北京 100871)

一、引言

党的二十大报告明确指出,中国式现代化旨在实现全体人民的共同富裕,并促进物质文明与精神文明的协调发展。在新时代,要让人民群众的获得感、幸福感、安全感更加充实、更有保障、更可持续,共同富裕取得新成效。这意味着,在扎实推进共同富裕时也要进一步加强精神文明建设,不断提高人民群众的主观福利。党的十八大以来,我国坚持以人为本的发展理念,实施精准扶贫战略。截至2020年底,我们胜利完成了艰巨的消除绝对贫困的任务,成功打赢了脱贫攻坚战,创造了全球瞩目的伟大成就,引领超过14亿人民实现了全面建设小康社会的世界奇迹。在此背景下,评估精准扶贫的主观福利效应,不仅有助于丰富精准扶贫的理论体系,而且对精准施策推进乡村振兴和中国式现代化提供了重要的经验借鉴,具有理论和现实意义。

在新发展阶段,福利水平已成为衡量人民生活质量的重要指标,因此,如何有效地满足人民对美好生活的期待尤为重要。通常来说,居民福利可以分为客观福利和主观福利。客观福利是指生活的物质条件,包括收入和消费等。主观福利是指人们对自身生活质量的感受和评价,测度指标一般为幸福感和生活满意度等评价指标。[1]已有文献表明,互联网使用[2-3]、城镇化[4]、就业[5-6]、公共政策[7-8]等都能影响居民主观福利,但鲜有文献关注精准扶贫如何影响居民主观福利。

精准扶贫依靠精准识别、精准帮扶、精准管理和精准考核这些工作机制,有针对性地引导各种扶贫资源优化配置,以实现对每个贫困家庭和贫困村庄精准支持,并逐步建立可持续的精准扶贫机制。[9]关于精准扶贫的政策效果,已有研究发现,精准扶贫政策能够改善生活条件[10],促进信贷参与[11],强化社交能力[12],进而增强贫困户内生发展动力,缩小城乡收入差距[13]等。但这些研究大多聚焦于精准扶贫对收入[14]、消费[10][15]等客观福利的影响,关于精准扶贫政策的主观福利效应的研究相对较少,更鲜有文献关注“建档立卡”政策对主观福利的影响。一方面,虽然有学者研究了精准扶贫政策对居民主观幸福感的影响,但是其根据家庭各个层面的要素禀赋和贫困线标准确定家庭是否为贫困户[16],而非根据“建档立卡”的数据考察;另一方面,也有学者利用微观数据库考察了精准扶贫对居民主观幸福感的影响[17],但对于其内在机制分析不足。

因此,本研究使用中国家庭金融调查(CHFS)在2013—2019年间的四期数据,并通过双重差分技术来观察精准扶贫政策实施前后贫困户的主观福利如何变化。研究发现,精准扶贫政策能显著提升贫困户主观福利,这一结论经过平行趋势检验、安慰剂检验和倾向得分匹配双重差分后仍然成立。机制分析表明,精准扶贫是通过提高贫困户消费水平,强化贫困户社会互动来提升主观福利。异质性分析发现,精准扶贫政策对中老年户主、受教育程度低的户主、中西部地区和深度贫困家庭有着更强的主观福利效应。本文研究贡献在于以下几点:首先,在研究内容上,不同于以往精准扶贫的客观福利效应研究,本文重点关注主观福利效应,以新的研究视角和经验证据丰富了精准扶贫绩效相关研究。其次,在机制分析上,本文发现精准扶贫政策通过促进消费和增强社会网络来提高贫困户主观福利,结合客观视角和主观视角识别了精准扶贫影响贫困户主观福利的内在机制。最后,在实践层面上,本文明晰精准扶贫政策对贫困户主观福利效应的影响关系和内在作用机制,有利于扎实推进共同富裕和全面推进乡村振兴,为推进中国式现代化提供了经验参考。

二、理论机制与研究假说

(一)客观视角:精准扶贫通过促进贫困户消费,进而提高其主观福利

依据马斯洛的需求层次理论,人的需求可以被划分为生理需求、安全需求、社交需求、尊重需求和自我实现需求,这些需求呈现出从底层到顶层的逐级递进的趋势。在新古典经济学中,通常假定个体效用是消费的函数,且消费的增加总是能提高个体效用,即提升个体福利水平。从基础型消费看,增加食品、衣着等“不愁吃、不愁穿”方面的支出能够满足个体基本生活需求,提升个体物质生活水平,满足其生理需求和安全需求;从发展型消费看,增加教育、培训等方面的支出,能够增加个体人力资本,提升其对未来收入的预期;从享受型消费看,增加休闲娱乐、慈善捐赠等方面的支出,能够满足个体的社交需求和尊重需求。尽管部分心理学研究认为,消费主义可能过度强调物质享受,从而对个人主观福利产生负面影响,但已有研究表明,对中国居民而言,消费仍是提升主观福利的重要途径。[18]

精准扶贫政策主要通过以下方面提升贫困户消费水平。在人力资本方面,精准扶贫政策通过经济援助、就业培训、创业支持和社会保障等资源分配倾斜来帮助贫困户,以增加贫困户的收入提升能力和职业发展机会,从而有更多的资金用于消费。[19]在生活环境方面,精准扶贫政策着眼于改善医疗、教育、交通和信息等领域基础设施,提升贫困家庭获得基本公共服务的水平[20],以此改善生活环境,使得贫困户有更多的机会参与经济活动[21],进而提升了其消费水平和经济预期。在农业生产方面,精准扶贫政策重视培育和支持农村产业发展,鼓励贫困户参与农产品种植、加工和销售,且提供相应技术,放宽市场准入,进而可以提升贫困户收入水平,促进消费支出。在金融支持方面,精准扶贫政策为农户提供专项小额信贷支持贫困户自身创业或扩大经营,这不仅有效促进贫困户增收,还创造了一个活跃的市场环境,激发了贫困户生产和经营的活力,增加了消费机会,刺激消费增加。根据以上分析,本文提出如下假说。

H1:精准扶贫通过促进贫困户消费,进而提升其主观福利。

(二)主观视角:精准扶贫通过强化贫困户社会网络,进而提高其主观福利

社会网络是指个人或家庭所拥有的亲戚、朋友、同事或邻居等构成的关系网络。社会网络作为一种无形资产,有助于实现信息共享和风险分担,推动网络内部成员互相帮助[22],进而增加成员的获得感、归属感和满足感。研究表明,社会网络会降低信息不对称、促进民间借贷、获取创业资源。中国是一个人情社会,特别是在社会性更强的农村地区,农户获取信息和资源的渠道有限,主要依靠社会网络获取信息来进行生产和选择,因而会更加注重通过社会网络来提高农村居民的幸福感。[23]

精准扶贫政策可以促进贫困户与政府、社会组织等支持主体建立联系,进而强化贫困户的社会网络。从工作方面看,贫困户通过接受教育和培训能够获取更多的知识和技能,提高在就业市场中的竞争力,这为贫困户基于工作关系成为社会网络成员提供了更多的机会。[24]此外,教育和培训通常以集体形式展开,贫困户在团体学习中也能与其他成员建立联系和交流,进而强化自身的社会网络。从交通方面看,精准扶贫政策注重公共服务的改善,使得贫困户能够更便利地接触到各类社会资源和服务。就交通生活而言,改善交通条件可以减少贫困户的出行成本,扩大其与外界交流的广度和频率,更容易与社会其他成员产生互动。从农村治理方面看,精准扶贫政策的实施不仅能够极大改善村庄的生产生活环境和帮扶机制,在精准扶贫过程中,贫困户的评定、公示等都需要村庄发挥基层民主作用,这一过程提升了农户的村庄归属感和社会参与,强化了贫困户社会网络。根据以上分析,本文提出如下假说。

H2:精准扶贫通过强化贫困户社会网络,进而提升其主观福利。

三、模型设定以及变量选取

(一)数据来源

本文采用中国家庭金融调查(CHFS)数据库2013年至2019年四期数据和精准扶贫政策实施的准自然实验,重点剖析精准扶贫政策对贫困户主观福利的影响及其内在机制。CHFS自2011年起,2013、2015、2017、2019共进行了五轮数据采集。最近的2019年数据采集,已经涵盖全国19个省(自治区、直辖市)和325个县。相较于其他数据资源,CHFS在搜集建档立卡贫困户相关信息方面拥有更加综合的数据内容,为深入研究分析精准扶贫政策提供了数据基础。[25]

精准扶贫注重确保扶贫工作的针对性和有效性,遵循“六个精准”的执行原则,即扶贫对象精准、项目安排精准、资金使用精准、措施到户精准、因村派人精准、脱贫成效精准。在这一目标指导下,2014年5月国务院扶贫开发领导小组办公室、中央农办、民政部等7个部门联合制定了《建立精准扶贫工作机制实施方案》,即将贫困家庭的基本信息进行详细记录和登记,建立贫困户档案,以此来实现对贫困人口的精准识别和管理。方案要求在2014年10月底前完成建档立卡工作。本文将时间框架设定在2015年,即精准扶贫政策的发生年份,在中国家庭金融调查中,问卷是对受访者过去一年的信息进行度量。基于这一时间线,本文选择保留政策实施的前两个时期,即CHFS 2013和CHFS 2015,以及政策发生后两个时期,即CHFS 2017和CHFS 2019的样本数据。在数据清洗过程中,本文剔除了一些无法追踪到的数据,并在户主层面上生成了一个平衡的面板数据集,其中包含了2 855个家庭户主4年的11 420个观测值。

(二)研究设计

为了消除其他因素的干扰,本文参考黄薇和祝伟[26]、张川川等[7]采用双重差分模型(DID)和双向固定效应的方法来检验精准扶贫政策对贫困户主观福利的影响,双重差分(DID)方法基于对比一个接受精准扶贫政策的处理组(建档立卡贫困户)和一个未接受该政策的对照组(非建档立卡贫困户)的差异,可以控制时间上的总体变化因素,从而更准确地估计政策对主观福利的影响。双向固定效应模型进一步控制农户的个体固定效应和时间固定效应。个体固定效应捕捉了个体特征对主观福利的影响,时间固定效应则考虑了时间上的共同趋势。通过比较政策实施前后和处理组与对照组之间的差异,研究可以得出关于精准扶贫政策对贫困户主观福利影响的结论,同时控制了其他可能影响结果的因素,具体模型设定如下:

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

(1)

其中,下标i代表农户,t代表时间。被解释变量Happinessi,t是农户i在第t期的主观福利,用户主的主观幸福感来衡量。是否为贫困户(treati,t)与时间(timei,t)的交互项(treati,t×trmei,t)是模型的核心解释变量,treati,t×timei,t的系数β是本文考察的核心参数,反映了精准扶贫政策对贫困户主观福利的影响情况,如果该参数为负说明精准扶贫政策带来了贫困户主观福利的提升,反之,则认为精准扶贫政策带来贫困户主观福利的下降。treati,t变量包含了贫困户和处理年份的信息。Xi,t表示控制变量,μi和ϑt分别代表农户个体固定效应和年份固定效应,εi,t为随机扰动项。此外,根据政策发生的时点,CHFS 2013年与CHFS 2015年为政策前,CHFS 2017年与CHFS 2019年为政策后。为巩固脱贫成果,我国坚持“脱贫不脱政策”。贫困户脱贫之后仍然享受相应福利资格。[19]基于此,贫困户身份一旦被认定,其享受政策福利的资格存在于整个时期,自认定贫困户当年以及之后,都有treati,t=1。

(三)变量说明

1.核心解释变量

本文的核心解释变量为是否是“精准扶贫”政策年度的贫困户。借鉴尹志超等[11]的识别方法,本文以家庭是否为“建档立卡”户来定义受精准扶贫政策影响的贫困户。由于精准扶贫的政策时点为2015年,若农户在2015年之后识别为贫困户,则核心解释变量赋值为1,其他情况赋值为0。

2.被解释变量

本文的被解释变量为户主主观福利。在福利经济学的发展历程中,国内外学者将非经济福利看作是主观福利,并将其作为一种评价标准。这种主观福利体现了一个人对其当前生活状态的评价,以及与其过去或与他人的比较所带来的主观体验。由于主观福利具有主观性和非均衡性,因此它既可以用来衡量一个人生活水平的高低,也可能被用作衡量社会公平程度的标尺。然而,主观福利与个体的心理认知有关,因此很难进行直接的量化评估,到目前为止,学术界还没有一个统一的量化标准。而主观幸福感作为一项关注个体感受的指标,能反映收入等客观指标无法测量的层面,是学者广泛认可的主观福利指标。[27]而且,通过调查问卷等方式获得的主观幸福感数据的有效性和稳定性已被研究证实。就有效性来说,一个人自评为幸福,通常也往往被朋友认为是幸福的[28];就稳定性来说,被调查者在不同时间段对自身幸福状态的总体评价具有较高的相关性。此外,还有学者证实了主观幸福感在不同个体之间具有可比性。[29]因而,本文参考鲁元平和王军鹏[2]的研究,采用CHFS数据库中户主主观幸福感作为农村家庭主观福利的代理变量。CHFS询问了受访者“你觉得自己有多幸福”,答案为从1到5的离散取值,代表着“非常幸福”到“非常不幸福”。随着该取值的变小,农户的主观幸福感也在不断增强。

3.控制变量

本文参考董志勇等[30]、周烁和张文韬[3]的研究,控制了可能影响农户主观福利水平的其他因素,主要包括:人口统计学特征,如户主年龄(Age)、户主年龄的平方(Age2/100),户主婚姻状况(Marriage)、户主受教育年限(Edu_year)等;家庭特征,如家庭规模(F_size)、家庭不健康成员比例(Unhealthy)、家庭是否拥有房屋所有权(House)、家庭劳动力数量(Labor)、总收入对数(Income)、总资产对数(Asset),以及农户个体固定效应和年份固定效应。各个变量的具体定义如表1所示。

表1 具体变量赋值情况

(四)描述性统计分析

表2列示了主要变量描述性统计结果,结果显示,农户主观幸福感的均值为2.305,标准差为0.907,结合变量赋值情况,可知目前农户主观福利水平较高,与现有文献研究基本一致[17][31]。是否为“建档立卡”贫困户(Treat)的均值为0.137,标准差为0.344,可知“建档立卡”贫困户占总样本的13.7%。户主婚姻状况的均值为0.915,可知绝大多数户主是已婚状态,已婚户主占总样本的91.5%。户主受教育年限的均值为7.253,可知大多数户主未完成九年义务教育,其他控制变量的描述性统计结果也处于合理范围内。

表2 描述性统计

四、实证结果与分析

表3列示了精准扶贫对主观福利影响的实证结果。

表3 DID基准回归

表3中,列(1)是未加入控制变量的OLS回归结果,列(2)是控制了农户固定效应和年份固定效应的回归结果,列(3)是加入户主特征的双向固定效应回归结果,列(4)是加入所有控制变量的双向固定效应回归结果。观察是否为“建档立卡”贫困户(Treat)与时间(Time)的交互项(Treat×Time)的系数,列(1)到列(4)结果一致显示,精准扶贫政策对农户主观幸福感的回归系数显著为负,表明精准扶贫政策显著提高了贫困户的主观福利。在两次分别加入控制变量进行回归时,交互项的系数变动较小,体现了基准回归的稳健性。

五、稳健性检验

(一)平行趋势检验

双重差分分析的基本假设是,在政策实施之前,处理组和对照组表现出一致或近似的变化模式。然而,这种模式因政策的推行而发生了转变。为此,本文参考徐灿和高洪波[32]、尹志超和郭沛瑶[25]的方法,进行平行趋势检验。如果处理组和对照组不能满足平行趋势假设,那么我们就可能错误估计政策的效果,导致模型设定有误等一系列问题。在以往研究中,检验平行趋势有两种方法:第一种就是通过画被解释变量均值变化图定性地观察处理组和对照组在政策实施之前是否有相同的趋势,如果在政策之前两者趋势一致而政策后两者趋势不同,则说明政策产生了影响;第二种做法是采取定量分析,考察政策实施前后系数的置信区间有没有显著地发生扭转,这种做法相较于第一种更为准确。基于此,本文采用第二种做法,下图汇报了精准扶贫政策对贫困户幸福感的平行趋势检验结果。根据平行趋势检验模型,得到处理效应估计值的置信区间,做出在政策前后年份处理组和对照组幸福感的变化情况。

图1为定量分析的结果,可以看出,在精准扶贫政策实施前,传统的粗犷式扶贫由于存在精英俘获[33]、瞄准率偏低等情况,图中政策实施前两期处理效应估计系数为正,表明贫困户的幸福感并未提高;而在精准扶贫政策推出后,政策切实有效地落实到贫困户,政策实施后处理效应的估计系数为负,表明贫困户的幸福感得到较大提升,图示中的平行趋势被打破。

图1 平行趋势图

(二)安慰剂检验

为了避免本文的回归结果受到遗漏变量的影响,本文参考尹志超和郭沛瑶[25]的方法进行安慰剂检验。具体而言,我们从样本中随机选择的随机种子作为“伪处理组”,由于这个“伪处理组”是我们随机选定的,并非代表真正受到政策实施影响的群体,随后采用双重差分法对随机选定生成的处理组进行政策效果检验。在此过程中,我们希望观察到“伪处理组”政策项系数不显著拒绝零,即β=0。为了提高安慰剂检验的识别能力,我们将这一过程重复了500次。下图2为安慰剂检验的系数和p值分布图。

图2 安慰剂检验

根据安慰剂检验的p值以及系数分布图可以看出,随机生成的“伪处理组”基本呈现正态分布,系数的均值接近于0,即随机选定形成的处理组并没有产生政策效果,该结果表明精准扶贫政策对幸福感的作用并没有因为遗漏变量导致严重偏误。

(三)PSM-DID

为排除贫困户与非贫困户的分组可能存在的样本自选择问题,文章选取倾向得分匹配双重差分法进行稳健性检验。样本自选择是指在进行数据采集和研究时,数据样本并非完全随机选取,而是由被调查者自行选择是否参与调查或实验,那么研究结果可能会受到样本自选择的影响而产生偏误。自选择偏差是常见的研究者偏差之一,可以在许多研究领域中发现,例如,在传统的经济学案例中,参加职业培训和工资之间存在着样本自选择问题。在社会科学研究中,也存在一些样本自选择问题。样本自选择可能会导致估计值的偏差,使得研究结果不够准确和可靠。为了减轻这种偏差,可以采用一些方法来纠正或控制自选择偏差。本文借鉴李成明等[34]使用倾向得分匹配法来减轻样本自选择带来的偏差。因此,我们首先运用倾向得分匹配法,根据户主特征变量与家庭特征变量进行匹配,匹配前户主特征有较大差异,匹配后差异都趋向于0附近,而后根据倾向得分匹配数据进行双重差分,回归分析的结果如表4所示。研究结果显示,在PSM-DID处理后,核心解释变量的系数仍然显著为负。也就是说,我们所选取的样本并没有出现样本自选择问题,就第(1)列而言,选取的匹配方法为1∶1最近邻匹配,根据控制变量的特征,匹配后只能得到3 134个相似的样本,利用这些控制变量不存在显著差异的个体进行双重差分,系数为负且在5%的水平下显著。表明样本通过了稳健性检验。

表4 PSM-DID

六、机制检验

从理论分析可以发现,精准扶贫政策可以提高贫困户消费水平,进而达到提高主观福利的效果。精准扶贫政策也可以通过强化贫困户社会网络,进而提升主观福利。两个渠道的核心区别在于视角不同:消费水平是衡量客观福利的常见方式,而社会网络的强化则意味着个体的社交需求得到了更多满足。为进一步识别精准扶贫政策影响贫困户主观福利的内在机制,本文采用中介效应模型进行实证检验,具体模型如下所示:

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

(2)

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

(3)

其中,Mi,t表示中介变量,代表农户人均消费(Consumption)和农户社会网络(Net),其他各项的定义与模型(1)相同。此外,交乘项treati,t×timei,t的系数β2和中介变量Mi,t的系数ρ是需要重点关注的系数。如果二者同时显著且符合中介效应检验程序,则说明理论假说成立。

(一)客观视角:消费渠道

随着精准扶贫政策的实行,贫困户可以通过教育培训、转移支付等方式增加收入,也可以基于“两不愁三保障”满足自身的基本生活需求,从而提升消费水平和主观福利。鉴于此,参考尹志超和郭沛瑶[25]、冯明和赵佳涵[35]的研究,本文选用家庭人均消费作为中介变量。

从消费的客观视角考察精准扶贫对贫困户主观福利效应的影响机制,其检验结果如表5所示。列(1)是政策变量对居民幸福感的回归结果,列(2)是政策变量对中介变量的回归结果。数据显示,精准扶贫政策对家庭人均消费有显著的正向作用。进一步,在回归模型中引入中介变量后,得到的数据如(3)列所示,中介变量和政策变量的回归系数都为负,且在1%的水平上显著,说明消费和精准扶贫政策可以提升居民幸福感。同时,可以观察到,列(3)中政策变量的回归系数绝对值小于列(1)中政策变量系数的绝对值,说明家庭人均消费的中介作用存在,精准扶贫通过提高贫困户消费来提升主观福利水平。

表5 精准扶贫对主观福利的影响机制检验

(二)主观视角:社会网络渠道

学者们在研究社会网络时,借用了许多不同的指标,主要包括社区互动、礼金收支、亲朋好友数量以及其他各种指标度量。[36]然而,由于CHFS问卷并未包含社会互动和亲朋好友数量的问题,参考魏昭等[37]的研究,选择是否有礼金收支作为社会网络的代理变量。

从社会网络的主观视角考察精准扶贫对贫困户主观福利效应的影响机制,其检验结果如表5所示,列(4)是政策对中介变量的回归结果。数据显示,精准扶贫政策对社会网络强化有显著的正向作用,即精准扶贫政策促进农户强化社会网络。进一步地,在回归模型中引入中介变量后,得到的数据如(5)列所示,中介变量和政策变量的回归系数均显著为负,说明社会网络强化和精准扶贫政策可以提升贫困户幸福感,同时,可以观察到,列(5)中政策变量的回归系数绝对值小于列(1)中政策变量系数的绝对值,说明社会网络的中介作用存在,精准扶贫通过促进贫困户强化社会网络提升主观福利水平。

七、异质性分析

通过以上的实证分析可以得出,精准扶贫政策确实能够提升居民的主观福利。那么,这种提升的效果在不同特征的家庭或地区中是否有差异呢?为此,本文分别从户主层面的户主年龄、户主受教育程度,地区层面以及贫困程度层面进行异质性分析。

(一)户主年龄异质性

本文借鉴张冀等[38]对年龄的划分方法,定义45岁及以上为中老年户主,赋值Hage=1,45岁以下为青年户主,赋值Hage=0。根据户主年龄划分为两组分别进行回归。

不同户主年龄下精准扶贫政策对农户主观福利效应的影响回归结果如表6所示,列(1)和列(2)的分样本结果显示,中老年户主的政策变量的回归系数显著为负。列(3)的回归结果进一步显示,政策变量×分组变量的回归结果显著为负,这说明,相比于中青年户主,精准扶贫政策对中老年户主的主观福利提升更大。可能的原因是,在精准扶贫政策中,老年人可以通过直接转移支付提高可支配收入,在就医过程中也可以得到相应的保障和补贴。并且,老年人可能经历过更长的贫困时间,更能意识到精准扶贫政策对其生活的帮助和改善,因而获得的主观福利效应提升更强。此外,老年户主可能更加注重家庭关系、亲情和社会支持[7],而精准扶贫政策在改善社会保障体系、加强社区互助和社会参与等方面发挥了积极作用,对于老年户主来说,这些政策举措更直接地提升了他们的主观福利。

表6 户主年龄特征异质性

(二)户主受教育程度异质性

除了户主年龄可能影响主观福利之外,户主受教育水平也会影响主观福利。本文定义未完成九年义务教育为受教育程度较低,赋值Hedu=1,完成九年义务教育为受教育程度较高,赋值Hedu=0。根据受教育年限分两组进行回归。

不同户主受教育程度下精准扶贫政策对贫困户主观福利效应的影响回归结果如表7所示。列(1)和列(2)的分样本结果显示,受教育程度较低户主的政策变量的回归系数显著为负,这说明,相比于受教育程度较高的户主,精准扶贫政策对受教育程度较低户主的主观福利提升更大。列(3)的回归结果显示,政策变量×分组变量的回归结果显著为负,进一步验证了上述结论。可能的原因在于,受教育程度较低的户主人力资本较低,可能面临就业歧视和发展劣势,而精准扶贫提供的培训和技能提升使贫困户在获得就业机会时,增加经济收入和社会地位,从而提升主观福利。其次,受教育程度较低的户主可能面临更严重的经济困难和社会排斥,精准扶贫政策通过提供直接经济援助、社会保障等方面的支持,帮助他们改善生活条件并纾解经济压力。这种经济安全感和社会支持的提升可以增强他们的主观福利,减少因贫困而带来的心理负担和社会边缘化。此外,精准扶贫政策注重弱势群体的关爱和扶持,政策增强了他们的社会归属感和自尊心,进而提升了主观福利。

表7 户主受教育程度特征异质性

(三)地区异质性

接下来我们考察精准扶贫政策对东、中西部地区的异质性影响。根据户主所在地省份信息将样本划分为东、中西部,东部赋值Dev=0,中西部赋值Dev=1。不同地区精准扶贫政策对农户主观福利效应的影响回归结果如表8所示,列(1)和列(2)的分样本结果显示,东部及中西部地区的政策变量的回归系数显著为负,这说明,精准扶贫政策在东中西部地区都显著地提升了农户的主观福利水平。列(3)的回归结果显示,政策变量×分组变量的回归结果显著为负,意味着精准扶贫政策对中西部地区农户的主观福利提升更强。

表8 东中西部地区异质性

可能的原因是,中西部地区贫困户面临的社会排斥和边缘化问题更为突出。[39]精准扶贫政策通过社会资源的再分配和社会保障的提供,改善地区的公共服务和基础设施,帮助贫困户获得更好的教育、医疗。同时可以提高贫困户的社会地位、强化社会网络[21],减少社会边缘化带来的负面影响,从而增强主观福利。此外,中西部地区贫困户的社会网络相对较弱。精准扶贫政策通过培育与发展社区合作组织、社会团体和合作社等社会网络,提升贫困户的社会互动和合作能力。从而可以为贫困户提供更多的支持、合作和参与机会,强化他们的社会网络并扩大资源获取渠道,从而提高主观福利。

(四)贫困程度异质性

由于民政部划定的贫困线标准每年每季度都会有变化,我们定义收入低于2011年底中央扶贫工作会议确定的贫困线(2 300元)标准的一半(1 150元)的家庭为“深度贫困”[31]。我们将深度贫困家庭赋值为1,其他家庭赋值为0。

根据表9第(1)和(2)列的回归结果可以看出,精准扶贫政策对“深度贫困”家庭和其他家庭主观福利均具有提升作用,列(3)结果显示政策对“深度贫困”家庭主观福利提升作用更大。可能的原因是,深度贫困家庭面临着更严重的贫困状况,包括基本生活需求的缺乏,这使得其对贫困的感受更为深刻,主观上更容易不幸福。而精准扶贫政策以“两不愁三保障”为扶贫的目标,着重改善家庭最基本的生活需求,这无疑是给深度贫困家庭“雪中送炭”,直接、有力地解决了他们最紧迫的需求。那么,深度贫困家庭感受到精准扶贫政策带来的改善时,会有更强烈的满足感,这就使得其主观福利提升更大。此外,深度贫困家庭更容易形成社会网络,因为这部分家庭经历着更严重的贫困状态,更依赖于社区和亲朋好友的支持,而精准扶贫政策恰好能够强化贫困户社会网络,幸福感的提升也源自这种社会支持。

表9 不同贫困程度异质性

八、结论与政策启示

本文基于中国家庭金融调查(CHFS)数据,运用双重差分(DID)方法,检验精准扶贫政策对农户主观福利的影响。研究发现,精准扶贫政策能显著提升贫困户主观福利,这一结论通过了平行趋势检验、安慰剂检验、倾向得分匹配双重差分等稳健性检验。从客观视角来看,精准扶贫可以促进贫困户消费增加,提升贫困户主观福利;从主观视角来看,精准扶贫可以强化贫困户社会网络,提升贫困户主观福利。同时,本文分别从户主、家庭、地区视角考察政策的异质性,研究发现,精准扶贫政策对中老年户主、受教育程度低的户主、中西部地区以及深度贫困家庭主观福利提升更强。

鉴于巩固脱贫攻坚成果和全面推进乡村振兴的现实背景,我们可以得出以下几点启示:

首先,要全面审视和评估精准扶贫政策效果,在注重农户脱贫客观增收的同时也要关注其主观福利。尽管改善物质生活水平是精准扶贫的重点发力目标,但提升主观福利也不容忽视。因此在进入“后扶贫”时代,我们需要采取双管齐下的策略。一方面,我们需要更加关注脱贫农户的个人感受,并有针对性地优化相关政策,确保精准扶贫政策能够有效地得以执行。另一方面,在进行政策成效的评价和确定脱贫标准的过程中,也需要深入考虑到脱贫农户的个人感受,从而构建一个多维度、综合性的评价指标体系,确保政策更全面地满足脱贫农户的需求。

其次,着力提高脱贫农户的消费能力。第一,以提高脱贫农户收入为主要抓手。通过提供技能培训、素养提升和创业支持,助力脱贫农户更快更好就业创业,从而实现收入来源的增加,为提升消费水平奠定基础。第二,持续加大人力资本投入力度。提供教育补贴、奖学金和学费减免,鼓励脱贫农户支持子女深造,为家庭培养未来的高收入者,从而在远期满足家庭的更高消费需求。第三,进一步完善社会保障体系。健全医疗、养老等社会保障制度,增加脱贫农户消费信心,有效减缓其因疾病和老年等风险而减少消费。同时,要建立紧急救助措施体系,帮助脱贫农户及时应对突发支出等外部冲击引发的流动性风险,从而减少过度储蓄行为并稳步提高消费水平。

最后,要鼓励脱贫农户参与乡村振兴组织体系,激发其内生发展动力。一是通过社区组织、合作社等形式,让脱贫农户能够参与乡村振兴项目的规划、实施和评估,增强其主动性和自治能力。二是要支持农民合作社和农村合作经济组织的发展,推动农民参与农产品加工、流通和销售,增加附加值和收益。三是加强乡村建设,提高农民的凝聚力和自治能力。鼓励脱贫农户参与乡村事务决策,建立有效的沟通渠道,发挥主体作用,实现互助合作和共享资源,共同推动乡村发展。