精神貧困對個體返貧的影響研究
——基于CFPS微觀數據的實證分析

于小兵 吳雪婧

一、引 言

當前,中國已經取得了脫貧攻堅戰的全面勝利,實現了在一個國家內消除絕對貧困的奇跡。但是,據國務院扶貧辦統計,目前有200萬已脫貧人口存在返貧風險,邊緣人口中有300萬人存在致貧風險。防范返貧風險成了新的焦點,(1)左停、李澤峰:《風險與可持續生計為中心的防返貧監測預警框架》,《甘肅社會科學》,2022年第5期。一大難點便是如何鞏固拓展脫貧攻堅成果,增強脫貧地區和脫貧群眾內生發展動力。(2)柳禮泉、楊葵:《精神貧困:貧困群眾內生動力的缺失與重塑》,《湖湘論壇》,2019年第1期?！多l村振興戰略規劃(2018—2022年)》指出,要注重扶志扶智,引導貧困群眾克服“等靠要”思想,逐步消除精神貧困,形成群眾穩定脫貧和防范返貧的長效機制。防范返貧風險已經成為鞏固脫貧成果的重要抓手,直接影響鄉村振興與共同富裕的進程。因此,深入探討返貧的影響因素和作用機理具有重要的理論和實踐價值。

返貧是指某些貧困人口在脫貧之后,由于眾多制約因素交互作用,在經濟上再次陷入貧困的狀態。(3)李綿珂、郭志杰、方興來等:《對返貧現象的社會學考察》,《中國農村經濟》,1990年第4期。蔣南平、鄭萬軍:《中國農民工多維返貧測度問題》,《中國農村經濟》,2017年第6期。多位學者從不同視角研究了返貧的影響因素。比如,包國憲等通過事故鏈理論和突變理論分析得出,制度政策、資源環境、災禍風險和能力習慣等是返貧的重要誘因。(4)包國憲、楊瑚:《我國返貧問題及其預警機制研究》,《蘭州大學學報(社會科學版)》,2018年第6期。鄭瑞強等將返貧的影響因素歸結為政策性因素、能力缺失、環境因素和發展類因素等。(5)鄭瑞強、曹國慶:《脫貧人口返貧:影響因素、作用機制與風險控制》,《農林經濟管理學報》,2016年第6期。何華征等提出了五種返貧模式,即斷血式返貧、狩獵式返貧、失敏性返貧、轉移性返貧和傳遞性返貧。(6)何華征、盛德榮:《論農村返貧模式及其阻斷機制》,《現代經濟探討》,2017年第7期。上述理論研究表明,個體返貧的影響因素較為復雜。實踐中,長期以來我國的扶貧政策更偏向于物質扶貧,較少關注貧困戶的精神貧困狀況,脫貧實踐面臨貧困戶脫貧意識不強、“等靠要”思想嚴重、“養懶漢”等現實困難,長遠來看不僅不利于鞏固已經取得的脫貧成果,還可能積累返貧風險。

精神貧困對應于物質貧困,杭承政和胡鞍鋼認為精神貧困就是志向缺乏、信念消極以及行為決策非理性的行為表現。有學者認為物質貧困、可行能力不足和“貧困文化”是產生精神貧困的主要原因。(7)劉歡、韓廣富:《后脫貧時代農村精神貧困治理的現實思考》,《甘肅社會科學》,2020年第4期。[印]阿瑪蒂亞·森:《以自由看待發展》,任賾、于真譯,中國人民大學出版社,2002年,第71頁。Oscar Lewis,“The culture of poverty”,Scientific American,vol.4,no.1(1966).學術界普遍認為精神貧困會削弱貧困人口的內生發展動力、加劇其物質貧困程度。(8)白永秀、寧啟:《脫貧攻堅提出的背景、實施及難點破解》,《西北大學學報(哲學社會科學版)》,2020年第4期。同時,精神貧困也會對貧困戶的身心造成負面影響,使其陷入貧困與疾病的惡性循環。(9)徐小言:《農村居民“貧困-疾病”陷阱的形成分析》,《山東社會科學》,2018年第8期。因而應該從提高物質基礎、完善扶貧政策、發揮文化治理作用、促進教育扶貧工作等方面著手制定治理精神貧困的對策,(10)林閩鋼:《激活貧困者內生動力:理論視角和政策選擇》,《社會保障評論》,2019年第1期。黃國波:《新時代反精神貧困與共同富裕的內在機理及其實踐旨歸》,《石河子大學學報(哲學社會科學版)》,2022年第1期。進而實現精神扶貧。

鑒于精神貧困存在的上述危害,它有可能對個體返貧有重要影響。伊萍研究了精神貧困對返貧的影響,認為精神貧困的個體更易返貧,并建議將治理精神貧困作為防止返貧的重要舉措。(11)伊萍:《把治理精神貧困作為防止返貧的重要舉措》,《理論與當代》,2020年第9期。但是該文屬于定性理論分析,未通過定量方法提供精神貧困影響個體返貧的實證證據和作用機理解釋。本文基于中國家庭追蹤調查(CFPS)2014、2016、2018年三期調查數據,利用傾向得分匹配法(PSM)和條件Markov模型實證檢驗了精神貧困對返貧的影響及其內在作用機理,期待能為防范返貧風險提供理論參考。

二、理論分析

學術界從不同角度對精神貧困的概念進行了界定,(12)余德華:《論精神貧困》,《哲學研究》,2002年第12期。吳稼稷:《論精神貧困與欠發達地區的社會發展》,《江西社會科學》,2002年第7期。杭承政、胡鞍鋼:《“精神貧困”現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。李鳳蘭、李飛:《促進農村居民心理健康與實現精準扶貧》,《江西社會科學》,2018年第8期。劉浩然、胡象明:《精神扶貧的三個維度》,《人民論壇》,2019年第15期。但至今仍未形成公認的統一定義。根據研究需要,本文借鑒前述杭承政和胡鞍鋼給出的定義,精神貧困表現為個體內生動力不足、缺乏自信、喪失競爭意識,在日常生活中短視、急功近利。依據心理狀態和行為表現,可以將精神貧困分為志向失靈與行為失靈兩類。(13)杭承政、胡鞍鋼:《“精神貧困”現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。以下將從理論上分別分析志向失靈和行為失靈對個體返貧的影響。

(一)志向失靈與個體返貧

志向失靈是一個源于心理學的概念,指信念缺乏、內生動力不足、被動消極的表現。從個體層面看,根據Dalton等建立的效用函數模型,若脫貧個體處于志向失靈狀態,將會選擇較低的努力水平,導致均衡水平下的邊際收益減少,財富積累也較少,增加了個體返貧的可能。而擁有財富較少的個體在相同努力水平下得到的財富遠少于擁有財富較多的個體,且需要更高的成本,這將進一步導致擁有財富較少的個體選擇更低的努力水平和更低的志向目標。(14)Patricio S.Dalton,Sayantan Ghosal,Anandi Mani,“Poverty and aspirations failure”,The Economic Journal,vol.126,no.590(2016).由此可見,志向失靈的脫貧個體極易陷入貧困陷阱之中,極大地增加了返貧風險。同時,志向失靈的個體往往自信心匱乏、心理韌性不足,(15)杭承政、胡鞍鋼:《“精神貧困”現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。在復雜環境下面臨機遇與挑戰時,缺乏拼搏意識、容易產生挫敗感,導致自身發展機會喪失乃至陷入貧困。此外,長期形成的負向自我認知和模糊的人生目標會降低個體自身的期望值、束縛個體潛能的發揮、減弱個體應有的能力,使得應該實現的目標、應該完成的工作不能如期達成,這同樣也加劇了個體返貧的概率。(16)程玲、向德平:《能力視角下貧困人口內生動力的激發——基于農村反貧困社會工作的實踐》,《中國社會工作研究》,2018年第2期。Spencer Bettina,Castano Emanuele,“Social class is dead.Long live social class! Stereotype threat among low socioeconomic status individuals”,Social Justice Research,vol.20,no.4(2007).

從社會層面看,同伴效應會使單個家庭成員的志向失靈在家庭中產生消極影響,削弱其他家庭成員的志向水平。(17)胡原、曾維忠:《人窮志短:農村貧困與志向失靈——基于中國家庭追蹤調查(CFPS)數據》,《農業技術經濟》,2020年第11期。志向窗口是指與自身背景相似的人的集合,研究表明,志向失靈現象還會通過志向窗口在社會網絡中擴散。當一個人的志向窗口中存在志向失靈者時,會為前者提供一個較低的志向參考,進而負向影響其志向水平,(18)Ray Debraj,Aspirations,Poverty and Economic Change,Oxford University Press,2006,preface.導致親友資源作為風險抵御資本的作用降低,很可能無法為陷入返貧危機的個體提供有效建議與資金支持,這不利于防范返貧風險。此外,正如劉易斯的貧困文化理論所述,志向失靈可以看作貧困文化的一種表征,容易產生代際傳遞效應。(19)Oscar Lewis,“The culture of poverty”,Scientific American,vol.4,no.1(1966).在家庭環境潛移默化的影響下,兒童在幼時接受貧困文化的思維方式與行為習慣,成年后會表現出自信心缺失、人生目標匱乏、個人能力弱化等問題,造成其難以適應新的社會環境、把握致富機遇,極大地阻礙了長期反貧困斗爭。

(二)行為失靈與個體返貧

行為失靈是一個源于行為經濟學的概念,是指由于認知能力偏差和執行控制力欠缺導致的非理性決策。需要注意的是,雖然行為失靈是普遍存在的行為習慣,但是由于脫貧個體財富積累較少,風險抵御能力較弱,在發生行為失靈后所要承擔的代價更大,因此格外需要關注其對返貧造成的可能影響。脫貧個體的行為失靈主要表現為保守行為、短視行為和低效行為等。

首先來看保守行為對個體返貧的影響。根據前景理論可知,由于改變現狀帶來損失所產生的心理負擔顯著大于等量收益帶來的心理價值,脫貧個體往往傾向于維持現狀,采取保守行為。偏好保守行為的脫貧個體往往只能獲得較低的無風險收益,且在面臨新的機遇時,容易因保守行為而喪失潛在的致富機會或造成潛在財富流失,比如在農業新技術推廣活動中不敢嘗試,可能失去致富機會。由此可見,保守行為會束縛脫貧個體自身的發展,更易遭受返貧風險。

再來看短視行為對個體返貧的影響。從貼現理論來看,當下小額收益的效用可能會大于未來大額收益的效用。對于脫貧個體來說,根據邊際效用遞減規律,由于其財富積累較少,小額收益所帶來的邊際效用仍較大,因此,脫貧個體會產生偏向于小額收益的短視行為。這種強調短期收益、忽視長遠回報的行為,會限制脫貧個體涉足投資、教育等具有較長回報周期的領域,減緩了財富和人力資本積累速度,降低了個體抵御返貧風險的能力。

最后來看低效行為對個體返貧的影響。按照Sendhil Mullainathan等對于帶寬(Bandwidth)的研究,在長期處于物質資源和經濟資源缺乏的情況下,個體會陷入一種稀缺狀態,僅專注于滿足當下的生理需求,忽視重要的事物,而個體注意力、意志力和分析能力的全面下降會導致低效行為。(20)Sendhil Mullainathan,Eldar Shafir,Scarcity: Why Having too Little Means so Much,Allen Lane,2013,introduction.對于曾經處于貧困狀態的脫貧個體而言亦是如此,較窄的帶寬會使脫貧個體把精力集中于解決基本的生活需求,無暇顧及其他事情,這才發生了諸如中途退出技能培訓和扶貧項目,將扶貧種子當作口糧,用扶貧羊招待客人,將扶貧雞苗變成下酒菜等低效行為。(21)丁志剛、李航:《精準扶貧中的“精神貧困”及其紓解——基于認知失調理論的視角》,《新疆社會科學》,2019年第5期。低效行為造成了資源的錯配,阻礙了原本的良性發展趨勢,極大地損害了脫貧個體的長遠利益。

值得注意的是,現實中也存在精神貧困的脫貧個體未返貧的現象。有學者指出,一定水平的政府補助、教育與健康等因素能夠起到安全網的作用,(22)孫巍、馮星:《政府補助支出福利政策的脫貧效應》,《改革》,2018年第8期。王小林、張曉穎:《中國消除絕對貧困的經驗解釋與2020年后相對貧困治理取向》,《中國農村經濟》,2021年第2期。這意味著可能存在緩沖因素,這些因素可以降低返貧風險。因此,本文構建如圖1所示的理論分析框架,同時提出以下兩條假設:

圖1 理論分析框架

假設1:精神貧困個體更易返貧。

假設2:緩沖因素減弱了精神貧困對個體返貧的影響。

三、變量、方法和數據

(一)變量選取

1.精神貧困的測度

假設個體在精神層面的狀態是長期不變的,即同一受訪者在考察期內的精神貧困程度相近。本文從志向失靈和行為失靈兩個維度來測度精神貧困。志向失靈維度包括志向和信念兩個變量,依次用CFPS問卷中關于“對自己未來信心程度”和“我覺得做任何事都很費勁”的調查結果來測度。其中,“對自己未來信心程度”取三年(2014、2016和2018年)得分的算術平均值,“我覺得做任何事都很費勁”僅出現在2018年CFPS問卷中,且為負向指標,但為便于處理,對該數據進行了正向化處理。行為失靈維度包括決策和保守兩個變量,考慮到數據的可獲取性,依次選用2014年CFPS問卷中受訪者“遇到不公平時是否會什么也不做”和2018年CFPS問卷中受訪者風險試驗的調查結果來測度。在風險試驗中“直接獲得50元”的樣本被歸為極端保守,賦值為0,其余樣本賦值為1。精神貧困程度為志向、信念、決策和保守四個變量的取值之和。

2.返貧的識別

由于CFPS調查中個體收入數據缺失較多,借鑒多數學者的做法,將人均純收入與中國貧困線標準的比較結果作為判斷是否貧困的標準。具體而言,若人均純收入低于貧困線,則視為貧困;否則,視為非貧困。要確定個體是否返貧,至少需要完成三個階段的判斷,即貧困、脫貧和再度貧困。具體來說,個體2014年的人均純收入低于貧困線即貧困,2016年的人均純收入高于貧困線即脫貧,2018年的人均純收入低于貧困線即貧困。經過三次貧困判斷,同時滿足三次判斷條件的個體則視為返貧,并賦值為1,否則為0。

3.匹配變量

為了盡可能降低個體間差異,需要挑選合適的匹配變量。結合數據的可得性,本文在典型的人口學特征變量范圍內選取年齡、性別、受教育程度、家庭總資產、家庭人口規模、家庭總支出、貸款行為、家庭老人比重作為匹配變量。

4.緩沖變量

為了研究實際中存在的個體精神貧困卻未返貧的情況,需要選取緩沖變量,主要考慮可能具有降低返貧風險作用的變量。部分學者認為醫療保險具有減貧效果,這是因為醫療保險在提升個體健康狀況的同時,還具有收入增強效應與穩定效應。(23)Syed Abdul Hamid,Jennifer Roberts,Paul Mosley,“Can micro health insurance reduce poverty? Evidence from Bangladesh”,Journal of Risk &Insurance,vol.78,vo.1(2011).一方面,良好的健康狀況可以為勞動者帶來更高的勞動效率、提供更多的勞動供給;另一方面,健康狀況的改善降低了疾病所帶來的醫療費用,同時也減少了疾病對未來收入的影響。個體收入和健康狀況的改善將提升個體抵御風險的能力,從而降低個體陷入貧困的概率。大部分學者認為互聯網具有顯著的減貧效應,可以降低個體陷入貧困的風險?；ヂ摼W通過人力資本和社會資本兩個渠道,拓寬了個體的信息渠道,縮短了金融服務距離,進而降低了個體貧困發生的概率。(24)何宗樾:《互聯網的減貧效應研究——基于CFPS2016數據的機制分析》,《調研世界》,2019年第6期。但是也有研究表明,在互聯網使用中存在數字鴻溝,可能對減貧產生負面影響。(25)張永麗、李青原:《互聯網使用對貧困地區農戶收入的影響——基于甘肅省貧困村農戶的調查數據》,《管理評論》,2022年第1期。此外,政府公信力是群眾對政府行為及其結果認可與滿意程度的體現,最低生活保障、醫療衛生、基礎教育、維護社會公平等是主要的政府行為,(26)李鵬、柏維春:《人民獲得感對政府信任的影響研究》,《行政論壇》,2019年第4期。因而政府公信力可能通過上述公共服務對減貧發揮持續性作用。

綜上所述,選取醫療保險、政府公信力和互聯網作為可能的緩沖因素。醫療保險用于測度受訪者是否擁有醫療保險,代表社會保障能力。政府公信力用于量化受訪者對所在地區縣級政府上年工作的總體評價,該變量代表政府提供的福利水平?；ヂ摼W用受訪者自評“互聯網作為信息渠道的重要程度”來衡量。表1列出了所有變量及其定義。

表1 變量定義

(二)研究方法

1.傾向得分匹配法

個體的主觀意識往往是由自身賦予的,精神貧困作為一種主觀意識也不例外,因而需要處理可能存在的樣本選擇偏誤問題,傾向得分匹配法(PSM)常用于處理樣本異質性問題。首先需要根據Logit 模型計算傾向得分值,將選取的多維匹配變量降為一維變量,以降低匹配難度,具體公式如下:

(1)

ATT=E(Y1-Y0)=E(Y1|Di=1)-E(Y0|Di=1)

(2)

其中,Y1表示精神貧困的返貧程度,Y0表示非精神貧困的返貧程度,ATT表示PSM的平均凈處理效應。

2.Markov轉移概率矩陣

首先,根據人均純收入與中國貧困線標準的大小關系,將脫貧離散化為輕度脫貧、中度脫貧以及高度脫貧三種狀態。具體地,若貧困個體下一期的人均純收入在貧困線的100%～150%,則視為輕度脫貧;若在貧困線的150%～200%,則視為中度脫貧;若高于貧困線的200%,則視為高度脫貧。類似地,將返貧離散化為深度返貧、淺度返貧和未返貧三種狀態。若脫貧個體下一期人均純收入低于貧困線的50%,則視為深度返貧;若在貧困線的50%～100%,則視為淺度返貧;若高于貧困線,則視為未返貧。(27)周迪、王明哲:《返貧現象的內在邏輯:脆弱性脫貧理論及驗證》,《財經研究》,2019年第11期。

(3)

3.條件Markov模型

本文對原假設進行非參數卡方檢驗,檢驗統計量計算公式(29)Le Gallo Julie,“Space-time analysis of GDP disparities among European regions: A markov chains approach”,International Regional Science Review,vol.27,no.2(2004).如下:

(4)

(三)數據與變量的描述性統計

本文所使用的微觀數據來源于北京大學中國社會科學調查中心組織調查的中國家庭追蹤調查(CFPS)。該調查采用多階段、內隱分層、與人口規模成比例的系統概率抽樣,對全國城鄉居民家庭收入及消費數據進行了較全面的收集,具有較高的代表性和可靠性。樣本數據主要選用目前公布的最新(2018年)CFPS數據信息,同時也保留了三期(2014、2016和2018年)共有的樣本數據。為處理內生性問題,精神貧困變量使用滯后一期數據。返貧變量使用了少量2014和2016年CFPS調查中的個人收入數據,并根據需要對成人、家庭層面的數據進行了合并。剔除缺失數據和異常值后,最終得到有效樣本14804個。根據中國貧困線標準(2014年為2800元/人/年,2016年為3000元/人/年,2018年為3535元/人/年),共得到返貧個體192個。

表2給出了變量的描述性統計,其中家庭總資產和家庭總支出經過了對數化處理?？梢钥闯?總體上精神貧困程度中的志向、信念和決策得分較高,而保守的取值很低。從個體特征來看,個體年齡偏高,受教育程度較低,性別分布較平均。從家庭特征來看,家庭規模居中,幾乎無銀行貸款,家庭中老年人占比不高。

表2 變量的描述性統計

四、對精神貧困影響個體返貧的實證分析

(一)精神貧困與返貧的因果檢驗

先按照表1中精神貧困程度的離散化標準,將樣本劃分為低水平組和高水平組,分別對應精神貧困和非精神貧困,并依次作為傾向得分匹配法中的處理組和對照組。同時,為保證匹配結果,選取年齡、性別、受教育程度、家庭總資產、家庭人口規模、家庭總支出、貸款行為、家庭老人比重作為匹配變量。表3列出了分別采用最近鄰匹配、半徑匹配、核匹配法進行估計的結果,其中ATT表示處理組與對照組的平均處理凈效應。

表3 傾向得分匹配的估計結果

從表3可見,在三種匹配方法下精神貧困程度的平均處理凈效應均為正數,最近鄰匹配和半徑匹配均以5%的顯著水平通過檢驗,而核匹配也以10%的顯著水平通過檢驗。這表明與非精神貧困相比,精神貧困對返貧有顯著影響,即精神貧困會增加個體返貧的可能性。具體來看,匹配后精神貧困個體比非精神貧困個體返貧的可能性增加了31.37%～56.72%。圖2反映了精神貧困程度在傾向得分匹配前后的核密度曲線。

圖2 匹配前后的核密度

由圖2可知,匹配效果良好。平衡性檢驗發現,與匹配前相比,匹配后處理組與對照組之間在可觀測變量上的特征差異基本消除,不存在顯著差異,匹配結果具有較高的可比性。因此,傾向得分匹配結果具有穩健性。

(二)精神貧困條件下的返貧狀態轉移矩陣

1.一般情境下的“脫貧—返貧”條件Markov轉移概率矩陣

首先,將個體變量按照表1的標準,離散化為低水平組與高水平組兩類;(30)張皓辰、秦雪征:《父母的教養方式對青少年人力資本形成的影響》,《財經研究》,2019年第2期。其次,分別計算出不同條件變量下的“脫貧—返貧”條件Markov轉移概率矩陣;最后,對每一條件變量下的轉移概率矩陣進行卡方檢驗。結果如表4所示。

表4 一般情境下“脫貧—返貧”條件Markov轉移概率矩陣及卡方檢驗結果

從總體來看,不論精神貧困個體當期處于何種脫貧狀態,其下一期返貧的概率幾乎均高于處于相同脫貧狀態的非精神貧困個體,且以1%的顯著性水平通過卡方檢驗,這說明精神貧困的個體更容易返貧,假設1成立。精神貧困的個體從輕度脫貧至淺度返貧的轉移概率最高,達到14.77%。從精神貧困的各個維度來看,每個維度下有6組對應返貧的轉移概率,至少在其中的4組中低水平組對應的返貧轉移概率大于高水平組,可以認為低水平組個體的返貧概率普遍大于高水平組個體。同時,除了決策維度下的轉移概率未通過顯著性檢驗以外,其他維度下的轉移概率均以1%的顯著水平通過檢驗。

就志向維度而言,在高志向個體(高水平組)中,由輕度脫貧轉移到淺度返貧的概率高于相應的低志向個體(低水平組),概率達到14.71%?？赡艿脑蚴?處于輕度脫貧狀態的高志向個體充滿了冒險和挑戰意愿,有更大可能做出超過自身能力的決策,但由于其剛處于輕度脫貧狀態,抵御風險的能力不足,因而相較于低志向個體其淺度返貧的概率反而更高。對于中度脫貧的高志向個體而言,存在類似現象,但是由于其脫貧程度較高,相對于輕度脫貧的個體而言,風險抵御能力相對較高,因而其出現淺度返貧的概率僅比低志向個體略高。在信念維度,高信念個體(高水平組)的返貧概率普遍低于低信念個體(低水平組),但是中度脫貧的高信念個體返貧的概率略高于低信念個體,這可能是因為高信念個體過于執著于認準的事情,一旦方向出錯就很難回頭,所以高信念個體從中度脫貧至深度返貧的轉移概率比低信念個體的相應轉移概率高。在決策維度,高質量決策個體(高水平組)總體上比低質量決策個體(低水平組)的返貧概率低,但是不顯著。在保守維度下,非保守個體(高水平組)在每種脫貧狀態下的返貧概率均低于保守個體(低水平組),且兩者對應的轉移概率差異較大,尤其表現在輕度脫貧至未返貧的轉移概率上,說明保守行為會增加個體返貧的可能性。

2.風險沖擊下的條件Markov轉移概率矩陣

為了研究風險沖擊帶來的可能影響,特別選取產生大額醫療支出的個體作為研究對象。當個體出現大額醫療費支出時,勢必會影響其未來消費能力和儲蓄,甚至導致個體陷入貧困。借鑒相關研究,將大額醫療支出的標準設置為醫療總花費超過2018年中國貧困線標準的25%,(31)周迪、王明哲:《返貧現象的內在邏輯:脆弱性脫貧理論及驗證》,《財經研究》,2019年第11期。共篩選出6291個樣本。表5列出了風險沖擊下“脫貧—返貧”條件Markov轉移概率及卡方檢驗的結果。

表5 風險沖擊下“脫貧—返貧”條件Markov轉移概率及卡方檢驗結果

通過比較表5與表4可以發現,與一般情境相比,風險沖擊下個體相應的返貧概率普遍更高,風險沖擊的影響值得深入探究?？傮w來看,非精神貧困個體的返貧概率同樣普遍小于精神貧困的個體,但是兩者之間的差異較一般情境進一步擴大,這表明精神富足可以起到“風險抵御資本”的作用,非精神貧困個體從中度脫貧轉為深度返貧的概率極低,且以1%的顯著水平通過檢驗,因此風險沖擊下非精神貧困個體不易返貧。從各具體維度來看,與一般情境類似,在風險沖擊情境下,高水平組未返貧的概率普遍高于低水平組,并且除了決策維度的轉移概率未通過顯著性檢驗以外,其他維度均通過檢驗。

五、關于精神貧困個體未返貧的討論

從上文可知,精神貧困個體容易返貧,且風險沖擊會提高精神貧困個體的返貧概率。然而,現實中也存在精神貧困個體未返貧的情況,這表明可能存在“安全網”作用,這里探究這種情況發生的原因。在考慮數據可得性的前提下,選擇醫療保險、政府公信力以及互聯網三個變量作為可能的緩沖因素以驗證假設2。檢驗結果見表6,其中D表示深度返貧,S表示淺度返貧,N表示未返貧。需要注意的是,表中所列的轉移概率為相同狀態轉移條件下低水平組與高水平組對應的轉移概率之差。對于列(1)(2)(4)(5)(7)(8)中的轉移概率差,若其數值越大,則表明總體或在某個維度上精神貧困對個體返貧的作用越大。而對于列(3)(6)(9)中的轉移概率差,若其數值為負且越小,則總體或在某個維度上精神貧困對個體返貧的作用越大。

表6 精神貧困緩沖因素下的條件Markov轉移概率矩陣及卡方檢驗結果

將表6第(1)至(3)列與表4(全樣本)中的相應情況對比可知,在個體有醫療保險時,精神貧困個體的返貧概率降低了,這一點也可以從表6第(1)至(3)列均未通過卡方檢驗得到驗證,根本原因就是醫療保險在一定程度上具有兜底保障作用,尤其在遭遇風險沖擊的情況下,能起到降低大額開支,緩沖個體返貧的效果。該結論與多數學者的研究結果保持一致。(32)齊良書:《新型農村合作醫療的減貧、增收和再分配效果研究》,《數量經濟技術經濟研究》,2011年第8期。謝遠濤、楊娟:《醫療保險全覆蓋對抑制因病致貧返貧的政策效應》,《北京師范大學學報(社會科學版)》,2018年第4期。Benjamin D.Sommers,Donald Oellerich,“The poverty-reducing effect of Medicaid”,Journal of Health Economics,vol.32,no.5(2013).類似地,根據表6第(4)至(6)列的卡方檢驗均不顯著可知,政府公信力確實可以調節精神貧困對于個體返貧的作用,政府公信力減弱了精神貧困的影響。該結論進一步完善了陳永進和張攀的研究。(33)陳永進、張攀:《精準扶貧效益對政府公信力的影響——基于CGSS2015和CSS2019數據的實證研究》,《湖北民族大學學報(哲學社會科學版)》,2021年第4期。在表6第(7)至(9)列,除了決策維度以外,總體及其余各維度均以1%的顯著水平通過卡方檢驗,說明互聯網不能明顯緩解精神貧困產生的返貧作用。這可能是因為精神貧困的個體在互聯網信息的獲取中存在選擇性偏差,即他們會選擇關注自己所愿意看到的、所愿意接受的內容,而這些內容是與他們認知能力相似的無效信息,這就使得互聯網無法很好地在脫貧個體中發揮信息渠道作用。綜上,醫療保險和政府公信力減弱了精神貧困對個體返貧的影響,驗證了假說2,互聯網的緩解作用不顯著。

六、結論與建議

在后扶貧時代,治理精神貧困對于防范返貧具有理論和實踐價值。本文基于中國家庭追蹤調查(CFPS),利用傾向得分匹配法(PSM)和條件Markov模型實證分析了精神貧困對個體返貧的影響及作用機理,還分析了精神貧困個體未返貧的原因。結果表明:精神貧困個體更易返貧,且輕度脫貧至淺度返貧的轉移概率最高;風險沖擊對非精神貧困個體的影響較小,其返貧概率較低;醫療保險和政府公信力均能緩解精神貧困對個體返貧的影響,而互聯網的緩解作用不顯著。

結合以上分析與結論,本文提出三點建議。第一,防范返貧需要在物質和精神層面共同發力,尤其要重視精神貧困的有效識別和治理。要關注脫貧人群的精神面貌與心理狀態,積極做好引導工作,既要通過培訓和宣傳拓寬脫貧人群的視野,又要使脫貧人群對自身未來的發展樹立信心,增強其遭遇挫折時的思想承受能力和調適能力,幫助個體逐漸擺脫精神貧困。第二,加大對脫貧個體的醫療保障投入。醫療保險是解決脫貧個體因病返貧、因殘返貧的重要制度安排,具有重要的兜底作用,可以有效減弱精神貧困對個體返貧的影響。因此,應在激發脫貧個體內生動力的基礎上,加大對于脫貧個體的醫保投入,從而提高個體應對風險沖擊的能力。第三,塑造較高的政府公信力。政府公信力反映了區域福利與政府治理能力。應該提高區域福利水平,健全公共服務體系,增強社會治理能力,進而塑造較高的政府公信力,用群眾的認可和滿意筑起反貧困的堅固防線。