南瑞江，肖俊濤

(湖北汽車工業(yè)學院 經濟管理學院，湖北 十堰 442002)

我國在2020年實現全部脫貧后，繼續(xù)鞏固和拓展脫貧攻堅成果是當前各級政府的重要任務之一，一是可以防止規(guī)模性返貧，二是便于跟鄉(xiāng)村振興有效銜接. 因此，厘清脫貧驅動力因素有哪些，弄清它們的作用效果，找出后續(xù)精準幫扶與鄉(xiāng)村振興的著力點，乃是目前亟需關注的焦點問題之一. 鑒于，1)具體實踐中存在的脫貧驅動力因素較多，現有的研究成果又通常聚焦于單個因素的作用情況，鮮見對各類驅動力因素的綜合比較來探討它們的相對重要性. 并且，對現實而言，綜合比較各驅動力因素在脫貧中是否真正發(fā)揮了作用，作用效果如何，對于精準地應對下一階段工作尤為重要. 2)貧困戶是依據國家相關標準劃分而成的需要特殊幫扶對象的總稱，其內部存在著明顯的群體差異，比如有已脫貧戶、未脫貧戶、低保戶、五保戶、易地搬遷戶、小額信貸戶，子女上學戶等群體. 不同屬性群體的發(fā)展基礎差異較大，享受的扶貧政策不盡相同，并且相同的驅動力因素對不同貧困群體產生的作用也不相同. 因此，找準不同貧困群體的顯著有效的脫貧驅動力因素，實行“一群一策”，才能切實地起到鞏固脫貧攻堅成果的作用.

在此，筆者選取了鄂西北集中連片特困區(qū)9縣1 637貧困戶，以對他們實地跟蹤調查所獲得的數據為基礎展開相關分析.

首先，對貧困戶分類. 依據脫貧成果與享受政策等內部屬性，把9縣1 637貧困戶劃分為7個群體.

其次，確立自變量、因變量及相關數值. 其中自變量為各種脫貧驅動力因素，因變量是實際脫貧成效. 在實踐中認定脫貧成效，通常依據貧困戶的收入、以入戶算賬的方式來統(tǒng)計，最終形成已脫貧和未脫貧的二分變量結果. 事實上，這還不能細致地刻畫貧困戶的脫貧成效等級，更不能描述脫貧驅動力因素的主次關系. 因此，本文以貧困戶對自己脫貧認可度的評判、對各驅動力因素作用大小感知的方式來進一步獲取研究數據.

第三，本研究的核心是預測多個自變量對因變量的影響程度. 1)本研究所涉及的自變量(驅動力因素)較多，又同時預測各自變量(驅動力因素)對因變量(脫貧成效)的影響度；2)因變量為等距尺度變量，而非二分類別變量；3)自變量是從扶貧實踐中總結出的可觀察變量，而非潛變量. 因此，本文選用多元線性回歸方法對7個群體分批次地檢驗各驅動力因素的相關作用.

綜上所述，本文根據調查選定對象所獲得的數據，利用多元線性回歸方法進行實證分析，以期較清晰地勾勒出各驅動力因素在脫貧中的作用效果，為制定下一階段的施政策略提供理論參考.

1 研究綜述與假設

當前學界從宏觀上把脫貧驅動力因素分為兩種：一是內生動力因素；二是外生動力因素. 不少學者認為培育內生動力是建立脫貧長效機制的最佳策略. 王杰森[1]認為培育內生動力對鞏固拓展脫貧攻堅成果具有豐富的意義. 賈海彥[2]認為內生動力與外力扶助相結合，才能形成最大化的減貧合力. 茍穎萍[3]提出，提升貧困人口自主脫貧能力，即激發(fā)內生動力，是建立穩(wěn)定脫貧長效機制的策略之一. 王帥[4]、邱樂[5]進一步探討了激發(fā)群眾脫貧內生動力的具體策略.

培育內生動力是脫貧及鞏固其成果的治本之道，但也是一個復雜的需要更長時間出效果的系統(tǒng)工程. 因此，關注內生動力的同時研究外生動力，提升貧困戶的經濟收入、加強生計保障則顯得重要而迫切. 在此，本文主要探討各個外生動力因素.

由于驅動力因素較多，又各自發(fā)揮不同的作用，鑒于國外與此相關的研究較少，文章主要依據國內的相關研究成果及本課題組的扶貧實踐活動結果，選擇了12種常見的外生驅動力因素，并提出如下研究假設.

1)外出務工. 對脫貧有相當重要的作用，已得到許多學者的共識. 劉一偉[6]認為非農就業(yè)可以有效降低農村居民發(fā)生貧困的可能性. 邰秀軍[7]、高若晨[8]也認為山區(qū)農戶的外出務工收入可以降低貧困脆弱性. 謝玉梅[9]研究表明，貧困戶外出務工比本地務工在減緩貧困脆弱性方面更具有優(yōu)越性. 因此，提出假設H1：外出務工對脫貧有正向影響.

2)農業(yè)種植與養(yǎng)殖家畜. 雖然一些學者，如楊穎[10]、黃穎[11]、楊龍[12]等認為農業(yè)種植、家畜養(yǎng)殖對脫貧的作用不大，但在扶貧實踐中，這些項目在鄂西北山區(qū)依舊是一些貧困戶的主要產業(yè)，對一些特定群體來說仍然是增收的渠道. 因此，提出假設H2：農業(yè)種植對脫貧有正向影響. 假設H3：養(yǎng)殖家畜對脫貧有正向影響.

3)干部幫扶. 主要是發(fā)揮黨員干部在扶貧中的引領作用. 劉麗梅[13]肯定了干部結對幫扶方式的扶貧效果. 陳國申[14]認可了第一書記等外來幫扶力量在脫貧中的作用. 覃志敏[15]研究了干部駐村幫扶的減貧邏輯，得到劉一偉[6]、邰秀軍[7]、葉初升[16]等學者的贊同. 陳志[17]也認為外部幫扶主體的層級越高，幫扶效果就越好. 因此，提出假設H4：干部幫扶對脫貧有正向影響.

4)代際支持. 是一種非正式的雙向代際交換，表現為代際間相互提供經濟支持、日常照料與幫助的雙向情感交流. 在調研中，課題組發(fā)現一些貧困家庭是否及時脫貧，與其已就業(yè)子女對家庭是否有經濟援助較相關. 石靖[18]認識到代際支持對脫貧有一定影響，吳茜[19]的研究結果顯示，子女代際支持有利于降低農村老年人的貧困發(fā)生率，雖然此方面現有研究成果較少，但在實踐中它的作用的確存在. 因此，提出假設H5：代際支持對脫貧有正向影響.

5)產業(yè)獎補. 是當地政府對貧困戶的農業(yè)種植、養(yǎng)殖、務工發(fā)放補貼的臨時激勵政策，在鄂西北地區(qū)曾被廣泛執(zhí)行. 王宏杰[20]探討了農村人口對農業(yè)產業(yè)化扶貧政策的滿意度. 胡晗[21]研究結果發(fā)現，產業(yè)扶貧政策增加了貧困戶的農業(yè)種植收入、家畜養(yǎng)殖收入和家庭總收入. 因此，提出假設H6：產業(yè)獎補政策對脫貧有正向影響.

6)醫(yī)療保險. 在實踐中，貧困戶因病致貧、返貧的現象較多，而醫(yī)療保險可以大幅降低貧困戶看病費用，相當于為脫貧出了力. 因此，提出假設H7：醫(yī)療保險對脫貧有正向影響.

7)教育補貼. “扶志與扶智”是脫貧“治本”的抓手，而提高貧困戶子女的受教育程度則是邏輯起點. 各級政府為鼓勵貧困戶家庭子女多接受教育，從幼兒園到高中階段都發(fā)放一定的教育補貼，以減輕家庭經濟負擔，這也是增收脫貧的一部分. 因此，提出假設H8：教育補貼對脫貧有正向影響.

8)易地扶貧搬遷. 搬遷是“兩不愁三保障”中力度最大的幫扶措施，消除了貧困戶因建房而高額舉債的弊端. 劉明月[22]認為，易地扶貧搬遷對脫貧有顯著作用. 劉偉[23]研究結果表明，易地扶貧搬遷對農戶物質資本和生計資本總值產生顯著的正向影響. 李聰[24]研究發(fā)現，易地搬遷有助于降低農戶的貧困脆弱性. 寧靜[25]、陳勝東[26]也得出類似的研究結論，認為易地扶貧搬遷可以顯著影響移民貧困戶的生計資本，達到最終減貧目的. 因此，提出假設H9：易地扶貧搬遷對脫貧有正向影響.

9)農民專業(yè)合作社. 是新時代農業(yè)產業(yè)化經營的創(chuàng)新組織，近幾年在鄂西北地區(qū)農村較為流行，已有不少學者長期關注農民專業(yè)合作社在脫貧中的作用. 陳宏偉[27]研究結果顯示，合作社理事長的文化程度高、風險意識強、經營年限長等因素可以顯著地提高合作社在脫貧中的成效. 李想[28]認為，擁有一定的政治資本、盈利能力強，且有政府扶貧項目的合作社在脫貧中更容易發(fā)揮積極作用. 因此，提出假設H10：加入合作社對脫貧有正向影響.

10)小額信貸. 是金融扶貧的主要抓手，在鄂西北地區(qū)廣大農村已付諸實踐，此方面已有不少學者開展了相關研究. 楊樂民[29]等認為，金融支持是一種被實踐證明的有效扶貧手段. 吳宇[30]實證研究認為，小額信貸對扶貧績效有正向影響，可以提升貧困戶的“自我造血”能力. 因此，提出假設H11：小額信貸對脫貧有正向影響.

11)農村集體經濟. 在鄂西北地區(qū)主要包括公益林、光伏發(fā)電、土地流轉等項目，是農民增收的重要來源. 一些學者已關注到農村集體經濟在脫貧攻堅中的作用. 曠愛萍[31]認為，發(fā)展村級集體經濟是實現全面脫貧的重要途徑. 程紅濤[32]也認識到，農村集體經濟對精準扶貧的必要性. 肖衛(wèi)[33]研究結果顯示，發(fā)展農村集體經濟有利于貧困戶降低產業(yè)風險、加快整體脫貧. 因此，提出假設H12：農村集體經濟對脫貧有正向影響. 如圖1所示.

圖1 脫貧與驅動力因素關系示意圖

2 研究方法

2.1 變量選擇與問卷設計

本研究數據是通過邀請貧困戶填寫問卷調查表獲取的. 問卷共有兩部分：第一部分是貧困戶基本信息，共7個變量；第二部分是脫貧驅動力因素內容. 貧困戶從自身的感受出發(fā)，依據給定的驅動力因素在本家庭脫貧中發(fā)揮的作用來判定. 這12個自變量分別如下：X8=外出務工，X9=農業(yè)種植，X10=養(yǎng)殖家畜，X11=干部幫扶，X12=代際支持，X13=產業(yè)獎補，X15=教育補貼，X16=醫(yī)療保險，X17=易地扶貧搬遷，X18=加入合作社，X19=小額信貸，X20=村集體經濟. 以上測量項目的答案選項均為李克特五點量表形式：作用很大=5，作用較大=4，一般=3，作用較小=2，作用很小=1. 因變量共1個變量，但分兩種類型，X21=如果沒有脫貧則對以后脫貧有無信心；X22=如果已經脫貧則對自己的脫貧成效是否認可. 答案選項賦值同為李克特五點量表形式：很有信心=5，信心很小=1，或很認可=5，很不認可=1. 依次類推.

2.2 數據收集

調查采用系統(tǒng)抽樣與方便抽樣相結合的方式，覆蓋了鄂西北9個縣的大部分鄉(xiāng)鎮(zhèn)，時間集中在2019上半年. 邀請貧困戶當面填寫問卷，根據其填寫態(tài)度及完整度對問卷質量進行初評，最后篩選出有效問卷.

2.3 數據分析

本次調查對象都是貧困戶，但由于農村政策及貧困戶自身發(fā)展屬性的多樣性，貧困戶內部也存在明顯的群體差異. 因此，相同的脫貧驅動力針對不同的貧困群體，其作用可能有所不同，這種差異的存在已被一些學者所認識. 于樂榮[34]在脫貧動力研究中就控制了個體及家庭特征變量. 高若晨[8]在研究勞動力外出對脫貧影響時，把貧困戶分成若干不同的群體，梁健[35]在研究中也把貧困戶劃分為4種類型.

為了更加細致地分析脫貧驅動力因素作用大小，本文根據貧困戶群體內部特征把調查樣本分成了7種類型. 首先，把所有樣本匯總在一起，形成全樣本，共1 673戶、標為A群體. 其次，根據入戶調查時該戶是否已脫貧，把調查樣本分已脫貧戶，未脫貧戶兩類. 其中，已脫貧戶1 240戶、標為B群體，未脫貧戶397戶、標為C群體. 第三，易地扶貧搬遷政策只被一部分貧困戶享受到，因此948個易遷戶單獨設一個群體、標為D群體. 第四，教育補貼也是助力脫貧的一個手段，僅子女上學的貧困戶才能享受此政策，因此把有子女上學，同時又享受易地扶貧搬遷政策的貧困戶形成一個群體，共495戶、標為E群體. 第五，在貧困戶群體中，存在低保戶、五保戶、非低保非五保戶，他們的經濟基礎有明顯的差異，低保戶享受更多的補助政策，有必要分群單獨討論. 因此，非低保非五保戶設為一個單獨群體，共1 111戶、標為F群體，把享受低保的貧困戶作為一個群體，共486戶、標記為G群體. 研究假設代碼的最后一個字母代表相應的群體，如H1A代表研究假設1在A群體中的情況. 依次類推.

在實證分析中利用多元線性回歸，探討各驅動力因素對脫貧的貢獻度. 自變量為各驅動力因素，因變量由2個觀測變量組合而成，如果是已脫貧戶則因變量為X22的值，如果是未脫貧戶則因變量為X21的值.

3 數據分析結果

3.1 調查樣本基本屬性

調查樣本來自1 637個貧困戶，涉及鄂西北9個縣(區(qū)). 其中，丹江口市201戶，分布在12個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；房縣298戶，分布在14個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；茅箭區(qū)37戶，分布在2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；武當山38戶，分布在2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；鄖西縣199戶，分布在11個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；鄖陽區(qū)453戶，分布在20個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；張灣區(qū)85戶，分布在5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；竹山縣179戶，分布在11個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；竹溪縣147戶，分布在8個鄉(xiāng)鎮(zhèn).

從貧困戶屬性上看，已脫貧戶1 240戶，未脫貧戶397戶，易地搬遷948戶，有子女上學同時又享受易地搬遷495戶，非低保非五保戶1 111戶，低保戶486戶，總樣本1 637戶，共形成了7個樣本群.

3.2 各群體多元回歸分析結果

所有群體的VIF值在1.1至1.9之間，遠小于5，說明7個群體均不存在多重共線性問題.

在總樣本1 637戶的A群體中，R2=0.171. 外出務工(β=0.154，P<0.001)、干部幫扶(β=0.233，P<0.001)、產業(yè)獎補(β=0.057，P=0.04)、醫(yī)療保險(β=0.071，P=0.003)、集體經濟(β=0.069，P=0.019)的標準化回歸系數均顯著且為正數，研究假設H1A、H4A、H6A、H8A、H12A得到支持.

在已脫貧1 240戶的B群體中，R2=0.166. 外出務工(β=0.104，P<0.001)、干部幫扶(β=0.294，P<0.001)、醫(yī)療保險(β=0.074，P=0.009)的標準化回歸系數均顯著且為正數，研究假設H1B、H4B、H8B得到支持.

在未脫貧397戶的C群體中，R2=0.166. 外出務工(β=0.183，P<0.001)、醫(yī)療保險(β=0.141，P=0.004)、集體經濟(β=0.191，P=0.002)的標準化回歸系數均顯著且為正數，研究假設H1C、H8C、H12C得到支持.

在948個易地搬遷戶的D群體中，R2=0.205. 外出務工(β=0.157，P<0.001)、干部幫扶(β=0.157，P<0.001)、醫(yī)療保險(β=0.083，P=0.01)、易地搬遷(β=0.164，P<0.001)、集體經濟(β=0.106，P=0.007)的標準化回歸系數均顯著且為正數，研究假設H1D、H4D、H8D、H9D、H12D得到支持.

在既是易地搬遷戶又有子女上學的495戶E群體中，R2=0.205. 外出務工(β=0.147，P=0.001)、干部幫扶(β=0.204，P<0.001)、醫(yī)療保險(β=0.092，P=0.044)、易地搬遷(β=0.133，P=0.003)的標準化回歸系數均顯著且為正數，研究假設H1E、H4E、H8E、H9E得到支持.

在非低保五保的1 111戶的F群體中，R2=0.178. 外出務工(β=0.142，P<0.001)、干部幫扶(β=0.267，P<0.001)、集體經濟(β=0.09，P=0.011)的標準化回歸系數在0.05水平均顯著，醫(yī)療保險(β=0.051，P=0.084)在0.1水平顯著且為正數，研究假設H1F、H4F、H8F、H12F得到支持.

在486低保戶的G群體中，R2=0.176. 外出務工(β=0.147，P=0.001)、干部幫扶(β=0.168，P<0.001)、產業(yè)獎補(β=0.128，P=0.013)、醫(yī)療保險(β=0.106，P=0.017)的標準化回歸系數均顯著且為正數，研究假設H1G、H4G、H6G、H8G得到支持. 如表1所示.

表1 多元線性回歸標準化系數

4 結果討論

1)外出務工是鞏固脫貧最重要的驅動力因素. 假設H1(外出務工)在7個樣本群中全部顯著，且標準化路徑系數較大，說明它是脫貧中最重要的驅動力因素之一. 這與高若晨[8]、邰秀軍[7]、謝玉梅[9]的研究結論一致，即家庭成員外出務工能夠顯著地降低家庭的貧困脆弱性. 從實踐來看，外出務工具有收入穩(wěn)定、回報快等優(yōu)點，貧困家庭有一人長期穩(wěn)定務工，就很容易鞏固脫貧成果.

2)干部幫扶在脫貧中發(fā)揮著巨大作用. 假設H4(干部幫扶)在7個樣本群中，有6個是顯著的，且在各群組的眾多自變量中標準化路徑系數值最大，說明干部幫扶在脫貧中發(fā)揮著重要的作用. 原因在于幫扶干部通常擁有較多的信息資源，可以提升貧困戶的社會資本，有利于降低貧困的脆弱性. 劉一偉[6]、邰秀軍[7]、葉初升[16]的研究結果均證明了此觀點. 值得注意的是干部幫扶在C群組(未脫貧397戶)中的作用卻不顯著(β=0.077，P=0.126)，原因在于干部對這個群體的幫扶工作可能沒做到位. 這正是C群組未脫貧的原因之一，也恰好反證了干部幫扶的重要性.

3)醫(yī)療保險在脫貧中發(fā)揮著正向作用，對低收入群體作用更大. 假設H8(醫(yī)療保險)在7個群組中全部顯著. 但進一步觀察，在F群(非低保非五保1 111戶)中，醫(yī)療保險(β=0.051，P=0.084)僅在0.1水平顯著；而在G群(低保486戶)中，醫(yī)療保險(β=0.106，P=0.017)在0.05水平顯著，標準化路徑系數也較大. 這說明低收入貧困群體對醫(yī)療保險的依賴性更大，由于生計能力較脆弱，因病致貧概率較高. 當前，鄂西北地區(qū)各醫(yī)院對貧困戶住院都有一系列優(yōu)惠政策，減低醫(yī)療費用，為脫貧發(fā)揮了正向作用. 范國旭[36]的研究結論也支持這一觀點.

4)易地搬遷在脫貧中發(fā)揮著重要的正向作用. 假設H9(易地搬遷)共涉及2個群體，均為顯著. 在D群組(易地搬遷948戶)中，易地搬遷與群內其它驅動力因素相比，其標準化路徑系數最大；在E群(易地搬遷+有子女上學495戶)中，易地搬遷的貢獻也僅次于外出務工. 原因在于該政策徹底解決了貧困戶因建房導致的高負債問題，劉明月[22]、劉偉[23]、李聰[24]、寧靜[25]、陳勝東[26]等研究結論都認為，易地搬遷有助于降低農戶的貧困脆弱性.

5)集體經濟對脫貧有一定正向作用，對未脫貧群體作用更大. 假設H12(集體經濟)共涉及7個群體，其中在A(總樣本)、C(未脫貧)、D(易地搬遷)、F(非低保非五保)群里是顯著的. 且在未脫貧群體的3個顯著因素中，集體經濟的標準化回歸系數最大. 因此，集體經濟對脫貧有一定的貢獻，尤其是對未脫貧戶、易地搬遷戶的作用更大. 主要原因是這兩個群體的經濟基礎相對較弱，增收渠道也窄. 鄂西北地區(qū)農村的公益林、光伏發(fā)電、土地流轉等村集體經濟收益，雖然人均收益不多，但對于低收入群體是雪中送炭，這個結論也得到了全世文[37]的支持.

6)產業(yè)獎補對低收入群體脫貧作用更大. 假設H6(產業(yè)獎補)在7個群體中，只在A群(總樣本1 637戶)、G群(低保486戶)中顯著. 產業(yè)獎補雖補貼不多，但畢竟能給貧困戶帶來一些收入，對于低收入群體來說，還是發(fā)揮了一定的正向作用. 胡晗[21]的研究結果支持這一點. 但它在F群(非低保非五保1 111戶)中的作用不顯著，說明它的作用還是有限的. 林萬龍[38]也認為救濟式的產業(yè)幫扶模式無助于提升貧困人口可持續(xù)發(fā)展能力，背離了能力扶持初衷，不應該成為扶貧的主導模式.

7)農業(yè)種植在脫貧中的正向作用不明顯. 研究假設H2(農業(yè)種植)在7個群體中均不顯著，即農業(yè)種植對脫貧的正向作用沒有得到統(tǒng)計支持，這與黃穎[11]的觀點是一致的. 原因是整個鄂西北以山區(qū)為主，農業(yè)規(guī)模效益難以發(fā)揮. 一些經濟作物，如水果、花卉等項目尚未形成品牌效應，普遍缺乏競爭優(yōu)勢，在脫貧中的作用尚不明顯.

8)養(yǎng)殖家畜在脫貧中的正向作用不明顯. 假設H3(養(yǎng)殖家畜)在7個群體中均不顯著，即養(yǎng)殖家畜對脫貧的正向作用沒有得到統(tǒng)計支持. 主要原因有：一是養(yǎng)殖業(yè)投入成本較高，例如飼料、幼仔、場地建設需要較多資金；二是勞動力投入較多；三是養(yǎng)殖過程中價格波動及疾病風險較大. 貧困家庭往往不具備大規(guī)模養(yǎng)殖實力，通常只能零星散養(yǎng)，難以發(fā)揮規(guī)模效益. 姚亞玲[39]的研究結果也說明了以種養(yǎng)殖業(yè)為主要收入來源的貧困戶對脫貧滿意度較低，表明養(yǎng)殖業(yè)在脫貧中發(fā)揮的作用較小.

9)代際支持在脫貧中的正向作用不顯著. 假設H5(代際支持)在7個群體中均不顯著. 在實踐中，貧困戶家庭已就業(yè)子女主要分兩種情況：一是子女已成年且有出息，通常已另立門戶，對父母所在家庭的經濟支持并不大；二是子女已成年且已就業(yè)，與父母未分戶，往往屬于低學歷，少技能類型，他們多從事體力勞動，僅能養(yǎng)活自己，對家庭經濟援助少. 這是代際支持在脫貧中作用并不明顯的內在邏輯.

10)教育補貼在脫貧中的作用不顯著. 研究假設H7(教育補貼)只在E群(易地搬遷+有子女上學495戶)中檢驗，結果未通過顯著性檢驗. 原因在于教育補貼的金額通常每學期在300至1 500元間，對減輕貧困戶的經濟負擔杯水車薪，張航[40]研究結果也發(fā)現，貧困人口對教育扶貧政策滿意度僅處于中等水平.

11)合作社在脫貧中的作用不顯著. 假設H10(入合作社)在7個群體中均不顯著. 鄂西北地區(qū)目前具有良好效益的合作社還不多，對脫貧的帶動作用有限. 有兩個原因：首先，合作社普遍缺乏有資本、有經驗的帶頭人. 陳宏偉[27]、李想[28]等研究認為，合作社在脫貧中要發(fā)揮積極作用，其負責人最好擁有一定的政治資源，能承接政府項目. 郭鵬鵬[41]也認為當前合作社缺乏鄉(xiāng)賢精英參與管理，其作用發(fā)揮較有限. 其次，合作社效益較差，與其運營時間較短也有一定的關系. 當前鄂西北農村成立的合作社更多是在政府扶貧績效考核等外部驅動因素影響下設立的，經營時間較短，尚未形成有效運作，因此對脫貧作用有限是本假設不顯著的原因之一.

12)小額信貸在脫貧中的作用不明顯. 劉園[42]、楊民樂[29]等學者認為小額信貸對脫貧有正向作用. 但是，本文研究結果相反，研究假設H11(小額信貸)在7個群體中均不顯著. 原因有兩點：一是貧困戶缺乏創(chuàng)業(yè)經驗及核心技術，貸款投資很容易失?。欢切☆~信貸只能定向資助農業(yè)種植、養(yǎng)殖等項目，額度為3萬至5萬元，而農業(yè)種植及養(yǎng)殖對脫貧作用本就有限，貧困戶貸款動力不足，因此小額信貸作用難以發(fā)揮. 本研究結果得到王本玲[43]、趙紅艷[44]的研究支持.

5 主要結論

從以上分析可見：第一，干部幫扶、外出務工是最強勁的脫貧驅動力因素，能有效地提升貧困戶的經濟收入. 干部幫扶為貧困戶提供豐富的社會資源，提升農產品種植水平與拓展銷路，解決農業(yè)生產“增產不增收”的困境；外出務工則使農戶收入快速提高且相對穩(wěn)定. 這兩個驅動力因素起到開源增收作用，因此需要重點保持，這是鞏固拓展脫貧成果、有效銜接鄉(xiāng)村振興的有力抓手.

第二，集體經濟對脫貧發(fā)揮了一定的正向作用，對低收入家庭的貢獻較大，特別是在遇到社會總體性和家庭個體性風險時，比如在新冠疫情期間，農村集體經濟項目對鞏固貧困戶脫貧成果意義重大. 當前村集體經濟一般不夠強大，對貧困戶的發(fā)展帶動作用有限，但其后勁可期. 如何做大做強，值得未來重點研究.

第三，易地扶貧搬遷、醫(yī)療保險對貧困戶起到節(jié)流開支的作用. 易地扶貧搬遷解決了建房高負債問題，醫(yī)療保險部分化解了看病貴、因病返貧難題. 這兩點務必繼續(xù)保持.

第四，農業(yè)種植、養(yǎng)殖家畜、入合作社、小額信貸都屬于專業(yè)性較強的扶貧項目，適合具有一定經濟基礎、社會資源及技術手段的貧困戶參與，唯此方能產生良好的經濟效益. 因此，應重點支持具備相應條件的家庭在此發(fā)力. 產業(yè)獎補屬于早期脫貧激勵政策，已基本完成歷史使命. 教育補貼覆蓋面較小，更多地是引導貧困戶重視教育. 這兩個因素已不再是脫貧的主要動力.

總之，厘清脫貧與固效的各外生動力因素并引起各研究者的關注，是為了鞏固脫貧成果，為進一步實現鄉(xiāng)村振興提供必要的參考和借鑒.

當然，本研究還存在一些不足之處，如未能把內生驅動力因素與外生驅動力因素納入整體討論. 今后將進一步動態(tài)地監(jiān)測脫貧驅動力因素的變化，將內生動力納入到分析體系之中.