錢 力，張 軻，宋俊秀

(安徽財經(jīng)大學 a.經(jīng)濟學院；b.財政與公共管理學院, 安徽 蚌埠 233030)

一、引言

中國全面實施精準扶貧戰(zhàn)略以來，農(nóng)村扶貧取得了巨大成就。截至2020年底，按照現(xiàn)行貧困標準，中國農(nóng)村貧困人口全部實現(xiàn)脫貧。但貧困具有動態(tài)性、持久性和復雜性特征。對于部分農(nóng)戶，尤其是處于自然環(huán)境和社會經(jīng)濟等因素構(gòu)成相對脆弱環(huán)境中的農(nóng)戶來說，內(nèi)生發(fā)展能力差，缺乏生計可持續(xù)手段，極易受到重大疾病、自然災害、市場沖擊等因素影響重新落入貧困；又或是在政策抽離和扶貧力度減弱后返貧[1]，存在脫貧質(zhì)量低、返貧概率大等難題[2]。如何鞏固脫貧攻堅成果以達到穩(wěn)定脫貧，形成目標群體長效脫貧的內(nèi)生發(fā)展能力[3]，預防新貧困人口的產(chǎn)生[4]，成為迫切需要應(yīng)對的問題。特別是面向2020年后扶貧時代貧困特征轉(zhuǎn)變的社會現(xiàn)實，有必要考察精準扶貧政策的長效機制和鞏固脫貧攻堅成果的實踐狀況，為實現(xiàn)可持續(xù)脫貧的遠期目標提供參考[5]。

相對落后地區(qū)還存在大量易致貧的“邊緣戶”，他們由于政策懸崖而沒有享受到政策福利，面臨著生計脆弱性，極易成為新的貧困戶[6]。脫貧攻堅的成效需要通過鄉(xiāng)村振興的一系列措施來強化，逐步從脫貧攻堅的“多予”轉(zhuǎn)變?yōu)猷l(xiāng)村振興的“放活”，激發(fā)農(nóng)村內(nèi)生活力，發(fā)展當?shù)靥厣?jīng)濟，促進農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展，確保脫貧的可持續(xù)性[7]。實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，總體可概括為從兩個方面培育相對貧困治理的內(nèi)生動力，一是塑造發(fā)展機會，二是培養(yǎng)發(fā)展能力。鞏固和拓展脫貧成果，有助于長期穩(wěn)定脫貧，促使進一步穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展，促進鄉(xiāng)村振興。因此，實現(xiàn)鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興的有效銜接將是未來相對貧困治理需要解決的主要問題。

家庭復原力強調(diào)從家庭整體層面探討如何應(yīng)對壓力源，實現(xiàn)家庭的健康適應(yīng)[8]，在家庭危機應(yīng)對中起著決定性作用[9]。復原力將風險與不確定性納入家庭福利分析框架中，突破以往靜態(tài)經(jīng)濟增長的局限，動態(tài)反映家庭擺脫貧困或保持非貧困的過程，多維度預測家庭長期發(fā)展圖景，從而為脫貧長效機制的設(shè)計提供新思路[10]。近年來，氣候、經(jīng)濟與公共衛(wèi)生事件的沖擊嚴重影響了社會和經(jīng)濟發(fā)展，如何在不確定的環(huán)境下鞏固拓展脫貧攻堅成果，促進與鄉(xiāng)村振興的有效銜接，培育相對貧困家庭抗擊能力，將成為后扶貧時代解決相對貧困問題的關(guān)鍵[11]。

二、文獻綜述

早在20世紀70年代，心理學家Anthony[12]通過對有精神疾病家族史的兒童追蹤調(diào)查，發(fā)現(xiàn)長期暴露于社會困境中的兒童依然能夠較為良好地適應(yīng)環(huán)境，在個人未來發(fā)展中健康成長。之后的研究以個體復原力為切入點，觀察在困境和沖擊下的個體復原力，探討復原力、危險與保護因子的相互作用[13]。隨著研究的進一步深入，家庭超越了研究個體復原力的背景性意義，成為另一個功能實體[14]。家庭復原力具有豐富和復雜的內(nèi)涵，現(xiàn)有研究對這一概念的界定尚未形成共識，但對其定義大致有三種觀點：第一，特征說。有學者認為家庭復原力是家庭作為一個功能單元在抵御危機和持續(xù)壓力中體現(xiàn)出的反彈和自我修復能力，幫助家庭及其成員從逆境中復原甚至變得更加強大[15-17]。由此有學者將復原力的研究納入可持續(xù)生計的框架內(nèi)，利用多種資本構(gòu)建福利函數(shù)，運用因子分析對一組多維指標進行測度，識別微觀主體抗擊特征，考察家庭復原力在應(yīng)對沖擊時的作用。第二，過程說。有學者突破靜態(tài)分析的局限，動態(tài)捕捉家庭復原力的演變過程，認為具有復原力的家庭在當前或是未來都能夠積極適應(yīng)困境，表現(xiàn)為壓力源、保護因子和危險因子相互作用的動態(tài)過程[18]。過程說研究著重將復原力與福利標準相結(jié)合，根植于貧困的脆弱性和貧困陷阱理論，突破以往的靜態(tài)分析而轉(zhuǎn)變成動態(tài)識別。同時關(guān)注時間的可持續(xù)性，從事前預防、事中應(yīng)對、事后恢復三個方面綜合看待家庭抗擊、避免落入貧困的努力[19]。第三，結(jié)果說。有學者認為家庭復原力是合力利用內(nèi)外資源，在逆境中應(yīng)對沖擊時的反應(yīng)。更有學者認為家庭復原力是這些概念的融合，強調(diào)復原力是作為功能單元的家庭本身所具有的或后天學習得來的特質(zhì)，由多層次、多維度的因子構(gòu)成，以應(yīng)對逆境的動力過程。在測度方面，Jennifer[20]將上述復原力內(nèi)涵轉(zhuǎn)變成一種計量經(jīng)濟學方法，添入非線性動力學分析路徑，結(jié)合雙參數(shù)分布假設(shè)，通過對福利函數(shù)的條件期望與方差的估計，將復原力估計為滿足某種福利標準的條件概率，可以系統(tǒng)科學地展現(xiàn)、預測家庭未來的發(fā)展圖景。這種界定和測度方式更符合于立足家庭長期發(fā)展的研究，培育激發(fā)功能主體的主觀能動性，對后扶貧時代的相對貧困治理具有重要意義。

關(guān)于脫貧攻堅與鄉(xiāng)村振興的探討主要集中在2020年后的減貧戰(zhàn)略、推進脫貧攻堅成果與鄉(xiāng)村振興兩大戰(zhàn)略的銜接方面。目前我國正處于脫貧攻堅與鄉(xiāng)村振興兩大戰(zhàn)略的歷史交匯期，在政策疊加期下的重要任務(wù)就是加快實現(xiàn)二者的有效銜接。圍繞二者銜接的研究成果豐碩，主要聚焦于銜接的辨證邏輯關(guān)系、銜接機制與實施路徑方面。曹立等[21]具體探究宏觀視域下銜接的邏輯關(guān)系和原則，認為脫貧攻堅和鄉(xiāng)村振興在目標、內(nèi)容、主體與體制方面可以融通互促，但同時面臨著“個體性與主體性”“長期性與短期性”“絕對性與相對性”困難[22]。在此背景下，提出切實從微觀層面實際考量，有效銜接“五個一批”和“五個振興”的具體內(nèi)容，從政府和市場著手[23]，在體制機制、內(nèi)生動力和產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面發(fā)力[24]，踐行聯(lián)動、包容和可持續(xù)的融合實踐路徑[25]。但學者們多從脫貧攻堅與鄉(xiāng)村振興銜接的理論層面探討，鮮有實證分析，更缺少對落后地區(qū)銜接現(xiàn)狀的效果評價，同時以家庭復原力為契入點的深入研究也明顯不足。脫貧攻堅解決貧困人口生存問題，鄉(xiāng)村振興解決后續(xù)發(fā)展問題。脫貧攻堅過程中對貧困地區(qū)居民衣、食、住、教、醫(yī)的基本保障已實現(xiàn)全覆蓋，通過財政轉(zhuǎn)移、提供就業(yè)等方式為貧困地區(qū)居民減貧增收。鄉(xiāng)村振興從培育產(chǎn)業(yè)發(fā)展、促進群眾增收、擴大就業(yè)三方面發(fā)力，不斷激發(fā)發(fā)展內(nèi)生動力，提升群眾的幸福感。從脫貧攻堅到鄉(xiāng)村振興的具體措施和行動經(jīng)驗激發(fā)了相對貧困家庭的內(nèi)在發(fā)展動力，改善了相對貧困家庭的生計資本與生計能力。脫貧攻堅過程中控輟保學、整合優(yōu)質(zhì)鄉(xiāng)村教育資源、提供鄉(xiāng)村產(chǎn)教融合發(fā)展平臺措施的實施，奠定了鄉(xiāng)村教育的發(fā)展實踐基礎(chǔ)[26]。而鄉(xiāng)村振興的核心是人才振興，在扶貧支出中增加對人力資本的投資，破解農(nóng)村發(fā)展中人力資本匱乏難題，最大限度激活人才資源，持續(xù)推動人力資本積累增效[27]?；诖?，本文認為鞏固拓展脫貧攻堅成果與鄉(xiāng)村振興的有效銜接對家庭復原力的積極影響主要得益于兩個方面的培育：第一，提高了家庭的資產(chǎn)積累；第二，培育了家庭的人力資本。

綜上所述，復原力對相對貧困家庭現(xiàn)在以及未來能夠積極應(yīng)對壓力和沖擊，構(gòu)建脫貧和發(fā)展的長效機制具有重要意義，捕捉其動態(tài)效應(yīng)展開家庭未來長期發(fā)展圖景對改善家庭福利和實現(xiàn)共同富裕至關(guān)重要。Barrett等[19]關(guān)于復原力的定義更符合立足于家庭長期發(fā)展、激發(fā)微觀主體主觀能動性以解決相對貧困和未來發(fā)展問題。過程說中動態(tài)識別的測度方法根植于貧困陷阱理論，其核心是在家庭福利中添入非線性路徑學，改善了對家庭未來狀態(tài)的預測，同時提升了研究的契合度和精準性。鑒于此，本文基于鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興的有效銜接視角，考察家庭復原力的動態(tài)效應(yīng)，描繪家庭的未來長期發(fā)展圖景；利用空間計量模型探索復原力是否存在正向溢出效應(yīng)，探索構(gòu)建家庭脫貧、發(fā)展的長效機制,為鞏固脫貧攻堅成果與鄉(xiāng)村振興的有效銜接提供新思路。

三、理論分析

復原力是家庭在時間t內(nèi)的福利高于某個標準閾值的概率，與福利函數(shù)密切相關(guān)。社會福利函數(shù)把社會福利看作個人福利的總和，以效用水平表示個人福利，則社會福利就是個人福利的函數(shù)。設(shè)定社會人口數(shù)為n，僅有兩類人，其中相對貧困群體A人口占比λ，富裕群體B人口占比1-λ(0<λ<1)。為了關(guān)注效用較低人群的福利水平，本文采用羅爾斯主義的社會福利函數(shù)，假設(shè)社會所有人偏好一致，所有商品同質(zhì)，每個人都是風險厭惡者。社會福利函數(shù)可記為：

W=min(UA,UB)

(1)

個人效用函數(shù)可以通過消費和收入等反映，為了避免高收入低消費群體的干擾，簡便計算，將個人效用函數(shù)設(shè)定為收入的函數(shù)，則該社會兩類人的效用函數(shù)記為：

(2)

(3)

式中，RA、RB分別是相對貧困群體A的收入、富裕群體B的收入。

鞏固拓展脫貧攻堅成果與鄉(xiāng)村振興的政策性投入資金記為g，每單位政策性投入在市場上的價格為x，則該社會兩類人的效用函數(shù)記為：

(4)

(5)

式中，RUA、RUB是勞動所得收入，為了簡便計算，將其均賦值為0。RCA、RCB是接受政策性投入所得的收入和服務(wù)。

(6)

由上式可知，在相對貧困群體A與富裕群體B福利水平高低比較下，?W/?x<0，即價格降低，福利水平提高；價格升高，福利水平降低。當政策性投入的服務(wù)進入市場后，供給增加使商品價格降低，因此拓展鞏固脫貧成果和鄉(xiāng)村振興的政策性投入可以增加總體社會福利。

四、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定

本文采用Cisse and Barrett提出的計量經(jīng)濟學方法測算家庭復原力。估計一階馬爾可夫過程，具體模型展開如下：

(7)

式中將t時刻的福利指標Wit建模為前一期t-1時刻的福利Wi,t-1的多項式函數(shù)，同時加入其他特征變量Xit以及隨機擾動項εMit，下標M代表期望方程，j代表高階中心距的階數(shù)?？紤]到多重均衡貧困陷阱理論的典型S形動態(tài)特征，本文將k取值為3。其次，利用隨機誤差項εMit零均值假設(shè)，估計家庭i在時間t的條件期望的預測值為：

(8)

用V表示方差方程，使用一階中心距的殘差來估計二階中心矩方程：

(9)

同樣，遵循零均值假設(shè)，家庭i在時間t的條件方差的預測值可表示為：

(10)

(11)

(二)變量選取

1.被解釋變量。家庭復原力強調(diào)家庭從整體層面應(yīng)對沖擊、掙脫困境，是家庭危機應(yīng)對過程中的關(guān)鍵力量。同時，在家庭福利分析的框架中添入風險與不確定性，突破以往靜態(tài)經(jīng)濟增長的局限，動態(tài)反映家庭擺脫貧困或保持非貧困的過程。研究家庭復原力，能夠在不確定的環(huán)境下培育家庭抗擊和抗壓能力。

2.解釋變量。由于精準扶貧政策的實施時間為2015年，鄉(xiāng)村振興政策實施時間為2017年，如果某個家庭在政策實施前被識別為相對貧困家庭，則該家庭在政策實施后賦值為1(實驗組)，否則為0(對照組)。

3.控制變量。根據(jù)已有研究，結(jié)合本文研究需要和數(shù)據(jù)可得性，引入控制變量見表1。

表1 控制變量名稱及定義

此外，脆弱性和復原力不是簡單的對立范疇，而是具有一定的相關(guān)性，不考慮脆弱性就無法理解復原力[27]。脆弱性是復原力的本體，要使一個人變得富有復原力，就必須承認他根本上是脆弱的。借鑒何軍[29]測算脆弱性的經(jīng)驗，設(shè)定50%閾值來識別相對脆弱家庭[30]，將其轉(zhuǎn)化為一個二元離散變量，作為外部沖擊的識別變量。

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性證據(jù)

本文所用數(shù)據(jù)來源于2012—2018年中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫樣本覆蓋25個省(市、自治區(qū))，重點關(guān)注中國居民的經(jīng)濟與非經(jīng)濟福利，包括教育、健康、家庭關(guān)系動態(tài)等多項研究主題，具有較強的代表性?；谘芯繂栴}與數(shù)據(jù)可得性原則，對初始樣本數(shù)據(jù)進行以下處理：(1)篩選出農(nóng)村家庭樣本，匹配家庭與戶主層面的樣本數(shù)據(jù)；(2)剔除不相關(guān)變量、異常值與缺失值；(3)考慮到滯后期的加入，將4年樣本數(shù)據(jù)合并成家庭層面的3期平衡面板數(shù)據(jù)。經(jīng)處理后，獲得家庭層面有效數(shù)據(jù)6 527戶，19 581個實際觀測值。表2為變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

本文分析的全樣本共有6 527戶家庭，其中識別的相對貧困家庭3 477戶。由表2可知，與全樣本戶相比，相對貧困家庭的復原力、家庭總收入、家庭消費性支出、家庭總金融資產(chǎn)、文化娛樂支出的均值均較低；非房貸的金融負債、從事私營企業(yè)、收到政府補助的均值均較高，對應(yīng)的相對貧困脆弱性也較高，說明相對貧困戶的貧困特征存在多維性。同時，相對貧困戶還具有家庭規(guī)模偏大、年齡偏大、受教育年限較短、健康和智力水平偏低的特征，說明在資產(chǎn)和人力資本方面，相對貧困戶處于較低的水平。

五、實證結(jié)果與分析

(一)基準回歸

為了解相對貧困家庭復原力受哪些因素的影響，對家庭復原力進行基準回歸，并在此基礎(chǔ)上分為東部、中部、西部地區(qū)進一步進行空間異質(zhì)性分析，分析結(jié)果見表3。

表3 基準回歸分析結(jié)果

由基準回歸結(jié)果可知，相對貧困脆弱性在1%的統(tǒng)計水平上顯著，通過顯著性檢驗，回歸系數(shù)符號為負，表明家庭復原力的提高會降低相對貧困的脆弱性，具有減貧效應(yīng)。家庭總收入、家庭消費性支出、家庭總金融資產(chǎn)、年齡、受教育年限、健康指標等通過顯著性檢驗，回歸系數(shù)為正，說明提高這些變量對提升家庭復原力有正向作用，同時說明提升家庭復原力的重要路徑是積累資產(chǎn)和培育人力資本。家庭人口規(guī)模對家庭復原力有負向作用，即擴大家庭人口規(guī)模不利于提升家庭復原力，反而會增加家庭發(fā)生貧困的概率。東部、中部、西部的基準回歸結(jié)果與全國基本保持一致，說明基準分析結(jié)果具有穩(wěn)健性。

(二)雙重差分模型

本文考察脫貧攻堅、鄉(xiāng)村振興對相對貧困家庭復原力的影響，最為重要的是排除其他因素干擾。在雙重差分法中，政策相對于微觀經(jīng)濟主體而言一般是外生的，為此，本文選用雙重差分法(DID)來量化研究政策對相對貧困家庭復原力所產(chǎn)生的影響，避免內(nèi)生性難題的發(fā)生。在進行雙重差分檢驗之前，處理組和對照組需要滿足平行趨勢假設(shè)。

1.脫貧攻堅與家庭復原力

如果觀測值是受到政策沖擊前2年、前1年、政策沖擊時、政策沖擊后1年，各自標記post值為-2、-1、0、1，分別與treat相乘生成交叉項，將交互項(treat*post)作為解釋變量做面板回歸分析。結(jié)果顯示：政策實施時間點之前，交互項對應(yīng)的系數(shù)為負值且不顯著；政策實施后，交互項對應(yīng)的系數(shù)均正向顯著，說明滿足平行趨勢假定，可進一步分析。精準扶貧政策的實施時間為2015年，與此同時也在鞏固脫貧攻堅成果，因此在政策實施前，timet取值為0，之后取1。識別的相對貧困家庭為實驗組，treatt取值為1；非相對貧困家庭treatt取值為0，雙重差分的結(jié)果見表4。

表4 脫貧攻堅雙重差分檢驗結(jié)果

表4顯示，鞏固脫貧攻堅成果措施實施后，相對貧困家庭的復原力水平仍低于非相對貧困家庭，但是二者之間的差距呈現(xiàn)縮小態(tài)勢，從鞏固脫貧攻堅成果措施實施前的0.391縮小到措施實施后的0.270，說明實施精準扶貧戰(zhàn)略鞏固脫貧攻堅顯著增強了相對貧困家庭的復原力水平，政策效應(yīng)對應(yīng)的系數(shù)為0.121，通過1%的顯著性水平。

2.鄉(xiāng)村振興與家庭復原力

鄉(xiāng)村振興政策的實施時間為2017年，在2017年之前，timet取值為0，之后取1。識別的相對貧困家庭為實驗組，treatt取值為1；非相對貧困家庭treatt取值為0，雙重差分的結(jié)果見表5。

表5 鄉(xiāng)村振興雙重差分檢驗結(jié)果

表5顯示，鄉(xiāng)村振興政策實施后，相對貧困家庭對應(yīng)的復原力水平由政策實施前的0.549提升到政策實施后的0.556。雖然相對貧困家庭的復原力水平仍低于非相對貧困家庭，但是二者之間的差距呈現(xiàn)縮小態(tài)勢，由原先的0.270縮小為0.264。從表5可知，在鞏固脫貧攻堅成果的基礎(chǔ)上，實施鄉(xiāng)村振興政策不僅能夠增強相對貧困家庭的復原力水平，還能提升非相對貧困家庭的復原力，但鄉(xiāng)村振興的政策效應(yīng)顯著性不高。

六、進一步分析

(一)空間相關(guān)性檢驗

在進行空間計量模型的估計前，需要對各省(市、自治區(qū))的家庭復原力、相對貧困脆弱性和家庭總收入進行空間自相關(guān)性檢驗。本文采用全局Moran’sI檢驗變量的空間自相關(guān)性，結(jié)果如表6所示。

表6 全局Moran’s I檢驗結(jié)果

由表6可知，在0～1空間鄰接矩陣下，各省(市、自治區(qū))家庭復原力、相對貧困脆弱性和家庭總收入的Moran’sI均顯著為正，說明家庭復原力、相對貧困脆弱性和家庭總收入存在正向的空間相關(guān)性，這意味著使用空間計量模型對所選變量進行實證分析存在合理性。因此，本文構(gòu)建空間計量模型實證考察家庭復原力對家庭相對貧困脆弱性和家庭總收入的空間溢出影響。

(二)空間計量模型的選擇

1.Wald檢驗

SAR模型Wald檢驗的結(jié)果顯示Prob>chi2值0.001 9非常顯著，拒絕原假設(shè)；且對SEM模型的Wald檢驗結(jié)果顯示Prob>chi2值0.094 3顯著，拒絕原假設(shè)，接受空間杜賓模型(SDM)。為了保證空間計量模型選擇的科學性，進一步進行LR檢驗。

2.LR檢驗

LR檢驗結(jié)果顯示Prob>chi2值0.005 5顯著，拒絕原假設(shè)，空間杜賓模型可以轉(zhuǎn)換為空間滯后模型(SAR),Prob>chi2值0.000 0同樣顯著，拒絕原假設(shè)，空間杜賓模型可以轉(zhuǎn)換為空間誤差模型(SEM)?；诖?，綜合考慮選取雙固定效應(yīng)的空間杜賓模型。

(三)空間杜賓模型

雙固定效應(yīng)模型同時考慮了空間固定效應(yīng)和時點固定效應(yīng)，反映空間面板數(shù)據(jù)中既隨個體變化，又隨時間變化的一類變量方法，通過空間杜賓模型可以看出變量與相鄰地區(qū)的空間關(guān)系。

表7 空間杜賓模型估計結(jié)果

由表7結(jié)果可知，R2與Log-likelihood值較大，說明模型擬合度較好，可信度較高?？臻g自回歸系數(shù)rho對應(yīng)的P值在5%水平下顯著，且其系數(shù)為正值0.181，可知被解釋變量復原力對自身有正向的空間溢出效應(yīng)。由Main中統(tǒng)計的系數(shù)來看，相對貧困脆弱性x1和家庭總收入x2的P值顯著，達到了1%的顯著性水平，相對貧困脆弱性x1的系數(shù)為-0.430，家庭總收入x2的系數(shù)為0.026，說明前者對復原力有負向影響，后者對復原力有積極影響。Wx項比Main的系數(shù)更能說明空間的傳導效應(yīng)，Wx1與Wx2對應(yīng)系數(shù)的P值均顯著，分別達到1%、10%的顯著性，且二者對應(yīng)的系數(shù)為-0.247、0.012，可以說明相對貧困脆弱性Wx1具有負向的空間溢出效應(yīng)，對周邊地區(qū)的家庭復原力有負向的傳導作用。家庭總收入Wx2存在正向的空間溢出效應(yīng)，即對周邊地區(qū)家庭復原力具有積極影響。

七、研究結(jié)論與政策啟示

(一)研究結(jié)論

本文基于鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興的有效銜接視角，運用中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫2012—2018年的面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型和空間杜賓模型對我國相對貧困家庭復原力的動態(tài)和空間效應(yīng)進行量化實證分析。主要得到以下結(jié)論：

第一，實施精準扶貧和鞏固脫貧攻堅成果顯著增強相對貧困家庭的復原力。由雙重差分模型的檢驗結(jié)果可知，鞏固脫貧攻堅成果措施實施后，相對貧困家庭的復原力水平雖然仍低于非相對貧困家庭，但是二者之間的差距呈現(xiàn)縮小態(tài)勢，可以看出政策效應(yīng)顯著，實施精準扶貧戰(zhàn)略和鞏固脫貧攻堅顯著增強了相對貧困家庭的復原力水平。同時，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對相對貧困家庭復原力的提升效果也很明顯，復原力由政策實施前的0.549提升至政策實施后的0.556。

第二，鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接的實施不僅能提高相對貧困家庭的復原力，對非相對貧困家庭同樣具有積極影響。在鞏固脫貧攻堅成果基礎(chǔ)上，實施鄉(xiāng)村振興政策后，不僅對相對貧困家庭的復原力水平有積極影響，對非相對貧困家庭的復原力同樣有積極作用，且二者之間的差距呈現(xiàn)縮小態(tài)勢。在鞏固脫貧攻堅成果的基礎(chǔ)上，推進鄉(xiāng)村振興政策的落地實施不僅能夠增強相對貧困家庭的復原力水平，還提升了非相對貧困家庭的復原力。

第三，提升家庭復原力的重要路徑是積累資產(chǎn)和培育人力資本。由基準回歸結(jié)果可以清楚地看到，資產(chǎn)、受教育年限和綜合實力的提升對培育復原力有顯著的正向促進作用。由此可知，積累資產(chǎn)和培育人力資本不僅可以提升家庭復原力，降低相對貧困發(fā)生率，逃離相對貧困陷阱，還為穩(wěn)定脫貧成果、相對貧困治理與持續(xù)發(fā)展長效機制提供了參考路徑。

第四，提升家庭復原力對自身與周邊地區(qū)具有積極效應(yīng)。家庭復原力自身具有正向的空間溢出效應(yīng)，家庭相對貧困脆弱性和家庭總收入對家庭復原力分別存在顯著的負向和正向空間溢出效應(yīng)。由空間計量模型的結(jié)果可知，相對貧困脆弱性具有負向的空間溢出效應(yīng)，對周邊地區(qū)的家庭復原力有負向傳導作用。家庭總收入存在正向的空間溢出效應(yīng)，即對周邊地區(qū)家庭復原力具有積極影響。

(二)政策建議

第一，根據(jù)實地情況制定銜接方案，深化鞏固拓展脫貧攻堅成果與鄉(xiāng)村振興的有效銜接。注重總結(jié)脫貧經(jīng)驗，為鄉(xiāng)村振興提供工作機制。保證投入資金、扶持產(chǎn)業(yè)等常量政策的繼續(xù)推進，加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、人才和生態(tài)振興等增量政策的投入力度，摒棄脫貧攻堅中易造成“福利依賴”的非常態(tài)政策，減弱政策在執(zhí)行過程中可能產(chǎn)生偏差而導致的政策負外部性。從微觀層面出發(fā)，建立健全全面振興政策，完善區(qū)域性政策。

第二，考慮地區(qū)的空間影響，合理制定“扶智扶貧”的區(qū)域性方案?？紤]到家庭復原力、家庭的相對貧困脆弱性和家庭總收入存在空間的溢出效應(yīng)，政府在制定“扶貧扶智”一系列政策的同時還要考慮空間效應(yīng)的影響，關(guān)注不同地區(qū)的異質(zhì)性和集聚現(xiàn)象，合理安排資源配置。提高復原力的重要路徑是積累資產(chǎn)和培育人力資本，通過職業(yè)培訓與素質(zhì)教育，提升全民人力資本水平，增加勞動收入，促進消費升級。同時借助“互聯(lián)網(wǎng)+”推動服務(wù)資源的共建共享，激活內(nèi)生發(fā)展能力。

第三，建立健全財政保障、金融傾斜、社會參與的多元投入格局，強化鄉(xiāng)村振興投入保障。按照農(nóng)業(yè)和農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展的原則，應(yīng)加快建立和完善實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的財政投入保障體系，加大對農(nóng)村的公共財政投入，確保財政投入與鄉(xiāng)村振興的目標任務(wù)相匹配。創(chuàng)新金融服務(wù)機制，緩解金融服務(wù)鄉(xiāng)村振興的“梗阻”，從供給和需求兩方面推進制度創(chuàng)新。從需求側(cè)看，深化農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革，加強新型經(jīng)營主體規(guī)范管理；從供給側(cè)看，要創(chuàng)新農(nóng)村金融機構(gòu)激勵約束機制、農(nóng)村金融產(chǎn)品和服務(wù)、農(nóng)村金融市場準入機制，創(chuàng)新社會資本參與機制、社會資本參與鄉(xiāng)村振興的準入機制、社會資本與農(nóng)民利益的鏈接機制。