田逸飄 張衛(wèi)國(guó)

摘要：基于武陵山區(qū)特色農(nóng)業(yè)發(fā)展地區(qū)農(nóng)戶的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，綜合運(yùn)用熵值法和傾向得分匹配法（PSM）實(shí)證分析農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的減貧效應(yīng)以及不同參與能力水平農(nóng)戶的差異。研究結(jié)果顯示：貧困農(nóng)戶的參與能力水平遠(yuǎn)低于非貧困農(nóng)戶，且參與行為有著明顯的能力依賴特征，導(dǎo)致低能力水平的貧困農(nóng)戶存在參與不足的情況。農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目具有顯著的減貧效應(yīng)，參與的農(nóng)戶比沒有參與農(nóng)戶的貧困發(fā)生幾率低10.11%?；诓煌瑓⑴c能力農(nóng)戶的進(jìn)一步比較發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的減貧作用有著明顯的“益弱性”特征，同時(shí)對(duì)于低能力水平農(nóng)戶又有著一定的“門檻”約束。

關(guān)鍵詞：參與能力；特色農(nóng)業(yè)；減貧效應(yīng)；熵值法；傾向得分匹配法

文章編號(hào)：2095-5960（2018）04-0071-09；中圖分類號(hào)：F327；文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、引言

改革開放以來，我國(guó)的扶貧開發(fā)戰(zhàn)略取得了巨大成功，有7億多農(nóng)戶成功擺脫了貧困。然而，粗放式的扶貧開發(fā)不僅造成了扶貧資源的浪費(fèi)，同時(shí)也造成了貧困識(shí)別的失準(zhǔn)，導(dǎo)致貧困農(nóng)戶與貧困工作的對(duì)接產(chǎn)生偏誤。因此，近年來扶貧工作的重心轉(zhuǎn)向?yàn)橐詫?shí)現(xiàn)對(duì)貧困戶和貧困村的精準(zhǔn)識(shí)別與精準(zhǔn)幫扶為主。精準(zhǔn)扶貧的要義是瞄準(zhǔn)到戶到人，體現(xiàn)以人為本、賦權(quán)提能、參與合作的反貧困思想（王介勇等，2016）[1]。在此背景下，農(nóng)戶參與是扶貧項(xiàng)目實(shí)現(xiàn)減貧目標(biāo)的前提條件，尤其貧困農(nóng)戶的積極參與是保證扶貧效果的基礎(chǔ)（李興江、陳懷葉，2008）[2]。目前，利用特色產(chǎn)業(yè)開展精準(zhǔn)扶貧，是一條行之有效的途徑，通過不同的扶貧模式使不同情況的貧困人口以不同的參與方式各自加入到特色產(chǎn)業(yè)中，實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)扶貧與精準(zhǔn)脫貧（王碧寧，2016）[3]。但在實(shí)踐中，農(nóng)戶的參與動(dòng)力不足、參與異化以及參與障礙多元化等問題較為突出（趙光勇、陳鄧海，2009）[4]，導(dǎo)致其他參與主體對(duì)項(xiàng)目資源的分配有著很大的“自由裁量權(quán)”，從而降低了貧困農(nóng)戶的參與積極性（黃文宇，2017）[5]。并且，產(chǎn)業(yè)扶貧規(guī)劃由于難以切實(shí)反映貧困群體真實(shí)需求和意愿，導(dǎo)致貧困農(nóng)戶的參與動(dòng)力不足；由于扶貧目標(biāo)設(shè)置模糊難以契合貧困地區(qū)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，導(dǎo)致貧困農(nóng)戶的參與能力不高；由于扶貧主體地位失衡，導(dǎo)致扶貧長(zhǎng)效機(jī)制難以建立（紀(jì)麗娟、裴蓓，2015）[6]。為此，在接下來的扶貧工作中需要提高扶貧措施的有效性，核心是因地制宜、因人因戶因村施策，突出產(chǎn)業(yè)扶貧，培育帶動(dòng)貧困人口脫貧的經(jīng)濟(jì)實(shí)體。特色農(nóng)業(yè)便是各個(gè)地區(qū)因地制宜發(fā)展起來的一種特殊農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，與常規(guī)農(nóng)業(yè)相比，特色農(nóng)業(yè)更加具有競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和效益優(yōu)勢(shì)，是實(shí)施精準(zhǔn)扶貧的重要保障（張衛(wèi)國(guó)等，2017）[7]。因此，在依托特色農(nóng)業(yè)進(jìn)行精準(zhǔn)扶貧的背景下，探討不同能力的農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)的減貧差異，對(duì)實(shí)現(xiàn)區(qū)域性整體脫貧具有重要的理論意義和實(shí)踐價(jià)值。

二、理論分析與研究假設(shè)

特色農(nóng)業(yè)是依靠區(qū)域內(nèi)優(yōu)勢(shì)資源發(fā)展起來的特殊農(nóng)業(yè)，能夠依托特色農(nóng)產(chǎn)品的品質(zhì)和效益，促進(jìn)農(nóng)戶的收入增長(zhǎng)?！敖M織化+標(biāo)準(zhǔn)化+品牌化”是特色農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要途徑（徐秀英等，2009）[8]。組織化經(jīng)營(yíng)通過推動(dòng)規(guī)?；l(fā)展，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，同時(shí)也降低了農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)，有利于農(nóng)戶增收（薛鳳蕊等，2012）[9]。標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)不僅從技術(shù)和管理兩個(gè)方面提高了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的素質(zhì)和水平，同時(shí)也加速了傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，推動(dòng)了農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與農(nóng)戶收入增長(zhǎng)（王芳等，2007）[10]。品牌化發(fā)展能夠?yàn)樘厣r(nóng)產(chǎn)品帶來基于原產(chǎn)地的品牌效應(yīng)及競(jìng)爭(zhēng)力，進(jìn)而創(chuàng)造更高的經(jīng)濟(jì)價(jià)值，增加農(nóng)戶的收入（謝向英，2011）[11]?？梢?，特色農(nóng)業(yè)能夠通過減少生產(chǎn)成本、降低生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)、提高生產(chǎn)效率、提升農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力等途徑增加農(nóng)戶的收入。但在依托特色農(nóng)業(yè)推動(dòng)精準(zhǔn)扶貧的進(jìn)程中，只有貧困農(nóng)戶主動(dòng)參與扶貧過程，變被動(dòng)扶貧為主動(dòng)扶貧，才能有效解決貧困治理“最后一公里”問題，精準(zhǔn)扶貧方能取得好的成效（莊天慧等，2015）[12]。在這個(gè)過程中，農(nóng)戶的學(xué)習(xí)行為和參與行為對(duì)扶貧項(xiàng)目績(jī)效具有顯著性影響（帥傳敏、鞏冰，2012）[13]。由此，本文提出第一個(gè)研究假設(shè)：

H1：農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目有利于農(nóng)戶脫貧。

能力（認(rèn)知和非認(rèn)知能力）是除技能（教育或在職培訓(xùn)）和健康（身體健康和心理健康）以外的另一個(gè)核心要素（李曉曼、曾湘泉，2012）[14]。越來越多的研究表明，認(rèn)知能力對(duì)個(gè)體的收入具有顯著的正向作用（黃國(guó)英、謝宇，2017）[15]。而非認(rèn)知能力同樣可以顯著影響個(gè)體的工資、職業(yè)穩(wěn)定性和社會(huì)行為，甚至超越了認(rèn)知能力對(duì)其的影響（Heckman和Rubinstein，2001）[16]。人們對(duì)自己價(jià)值和能力的主觀評(píng)價(jià)可以體現(xiàn)出個(gè)人的自尊。能力和努力存在一定的互補(bǔ)關(guān)系，當(dāng)個(gè)人對(duì)其能力不確定的時(shí)候，努力的程度就會(huì)下降，較高的自尊會(huì)帶來更多的努力從而影響收入（Drago，2011）[17]。

農(nóng)戶的自我發(fā)展能力及扶貧項(xiàng)目的參與能力對(duì)產(chǎn)業(yè)扶貧的實(shí)施具有重要影響作用（周常春等，2015）[18]。信息獲取能力體現(xiàn)了農(nóng)戶從不同渠道獲得信息的能力水平，若信息渠道閉塞，農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過程只能靠以往的經(jīng)驗(yàn)來進(jìn)行決策和判斷，存在著極大的盲目性，這勢(shì)必會(huì)對(duì)農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)帶來不利的影響（盧敏等，2010）[19]。農(nóng)業(yè)的自然風(fēng)險(xiǎn)與市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)是農(nóng)戶必須面對(duì)的一個(gè)重要問題，風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)能力的高低能夠確保農(nóng)戶參與行為的持續(xù)性，進(jìn)而有助于獲得長(zhǎng)期穩(wěn)定的收益。生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力是農(nóng)戶行為選擇的基礎(chǔ)，較高的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力能夠更快地適應(yīng)生產(chǎn)方式地轉(zhuǎn)變。就目前而言，貧困農(nóng)戶的問題主要在于內(nèi)在發(fā)展動(dòng)力不足和發(fā)展機(jī)會(huì)缺失，使其無法參與到政府實(shí)施的扶貧開發(fā)工作中，處于完全被動(dòng)地位，缺乏參與的能力和主動(dòng)性（胡振光、向德平，2014）[20]。但是，扶貧開發(fā)仍然具有“趨害疏利”的特征，能力越差的農(nóng)戶越可能參與扶貧項(xiàng)目，農(nóng)戶對(duì)扶貧項(xiàng)目的了解程度顯著影響其參與活動(dòng)，同時(shí)還體現(xiàn)出農(nóng)戶參與意愿與扶貧資源相對(duì)有限的矛盾（劉林，2013）[21]。由此，本文提出第二個(gè)研究假設(shè)：

H2：農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的減貧效應(yīng)會(huì)因農(nóng)戶的參與能力差異而有所不同。

三、研究設(shè)計(jì)

1.研究方法

同時(shí)，為了解決農(nóng)戶選擇性偏差所帶來的內(nèi)生性問題，本文嘗試使用PSM方法來進(jìn)行分析，其核心思想是在未參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的農(nóng)戶中，為每個(gè)參與的農(nóng)戶挑選出一個(gè)或多個(gè)相似的農(nóng)戶進(jìn)行匹配，這些匹配成功的農(nóng)戶之間除了參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的選擇決策不同之外其他特征均相似。這樣通過匹配后得到的估計(jì)結(jié)果能夠減少因農(nóng)戶選擇性偏差而帶來的內(nèi)生性問題。用上述方法首先需要獲得每個(gè)農(nóng)戶的傾向得分p（Xi），并將參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的農(nóng)戶與跟自己得分相近但未參與的農(nóng)戶進(jìn)行配對(duì)，用控制組的農(nóng)戶貧困狀況來近似替代已經(jīng)參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的農(nóng)戶貧困狀況。通過對(duì)比匹配成功的農(nóng)戶估計(jì)值，便可計(jì)算出處理組農(nóng)戶的ATT值，如下式所示：

2.數(shù)據(jù)來源與變量描述性統(tǒng)計(jì)

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于2016年7月和8月課題組對(duì)武陵山區(qū)依托特色蔬菜種植作為扶貧項(xiàng)目的村組和農(nóng)戶展開的入戶調(diào)查。此次調(diào)查采用分層抽樣的調(diào)查方式，抽樣地區(qū)為武陵山區(qū)范圍內(nèi)湖北、湖南、重慶和貴州所屬區(qū)縣，數(shù)據(jù)采集方式為“一對(duì)一”的入戶訪問調(diào)查。共發(fā)放村級(jí)問卷30份，農(nóng)戶問卷750份，回收村級(jí)問卷30份，回收率為100%，回收農(nóng)戶問卷687份，回收率為91.6%。為了避免調(diào)查數(shù)據(jù)因缺失或異常值對(duì)研究所帶來的影響，在數(shù)據(jù)整理過程中剔除了不符合要求的農(nóng)戶問卷83份，最終獲得村級(jí)有效問卷30份，農(nóng)戶有效問卷604份。

在變量設(shè)置上，本文主要關(guān)注農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的減貧效應(yīng)。其中，用“是否參與特色蔬菜項(xiàng)目種植”來表示農(nóng)戶的參與行為。用收入貧困來表示農(nóng)戶的貧困狀況，按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的貧困標(biāo)準(zhǔn)，以2010年價(jià)格每人每年2300元作為貧困線，超過這個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的農(nóng)戶為非貧困，低于這個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的農(nóng)戶則為貧困。此外，在實(shí)證模型中還加入了戶主年齡、戶主文化程度、家庭人口規(guī)模、家庭成員健康狀況、家庭成員專業(yè)技能等農(nóng)戶稟賦特征和村莊環(huán)境與村莊地理區(qū)位兩個(gè)區(qū)域特征控制變量，各變量設(shè)置與描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

四、農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的現(xiàn)狀

1.農(nóng)戶參與能力測(cè)度

參與能力是指?jìng)€(gè)人參加或介入某一行為的能力，Almond（1965）從政治學(xué)的角度將參與能力劃分為了主觀參與能力與客觀參與能力[22]。其中，主觀參與能力是指公民對(duì)自己影響和參與決策能力的認(rèn)知、情感和態(tài)度；客觀參與能力是指公民參與決策的實(shí)際能力。兩者之間是相輔相成的，主觀能力是客觀能力的基礎(chǔ)和前提，如果僅有客觀能力而不具備主觀能力，公民參與的行為就無法產(chǎn)生，而如果僅有主觀能力而無客觀能力，則公民參與的行為及參與效果都會(huì)受到很大的影響（王彩梅，2006）[23]。鑒于此，本文主要從主觀能力和客觀能力兩個(gè)維度評(píng)估農(nóng)戶的參與能力水平，構(gòu)建了包括能力認(rèn)知、參與認(rèn)知、資金獲得能力、信息獲取能力、風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)能力和生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力在內(nèi)的指標(biāo)體系（如表2所示）。

在評(píng)價(jià)方法的選取上，為確保對(duì)各指標(biāo)賦權(quán)的客觀性和科學(xué)性，本文采用熵值法通過數(shù)理運(yùn)算來獲得指標(biāo)的權(quán)重，并計(jì)算出農(nóng)戶的參與能力水平。在此基礎(chǔ)上，為了更直觀地刻畫出農(nóng)戶參與能力的分布特征，進(jìn)一步利用核密度估計(jì)法來考察不同類型農(nóng)戶的參與能力差異。圖1展示了貧困農(nóng)戶與非貧困農(nóng)戶的參與能力水平分布情況，從圖中可以看出，貧困農(nóng)戶與非貧困農(nóng)戶的參與能力水平均呈現(xiàn)“單峰狀”的分布特征，不同的是貧困農(nóng)戶有著右拖尾的特點(diǎn)。另外，貧困農(nóng)戶的峰值較高，并且寬度較窄，而非貧困農(nóng)戶的峰值較低，并且寬度較寬，說明貧困農(nóng)戶的參與能力水平的分布更為集中，非貧困農(nóng)戶的分布較為均衡。此外，貧困農(nóng)戶的參與能力水平分布密集區(qū)大致處于0.4—0.6之間，屬于中低水平區(qū)域，而出現(xiàn)右拖尾的特征說明仍有一部分貧困農(nóng)戶的參與能力屬于較高水平，這部分貧困農(nóng)戶主要得益于其主觀參與能力水平較高。非貧困農(nóng)戶的參與能力水平分布密集區(qū)大致處于0.58—0.92之間，屬于中高水平區(qū)域。此外，在非貧困農(nóng)戶當(dāng)中也有少量農(nóng)戶的參與能力水平屬于低水平，主要原因在于這部分非貧困農(nóng)戶的客觀參與能力水平較低。

2.農(nóng)戶參與行為分析

從表3可以看出，樣本農(nóng)戶中有254個(gè)參與了特色蔬菜種植項(xiàng)目，所占比重為42.05%，參與比例相對(duì)較低。從不同類型農(nóng)戶的對(duì)比來看，貧困農(nóng)戶中有57個(gè)參與了特色蔬菜種植項(xiàng)目，所占比例為41.91%，而另有58.09%的貧困農(nóng)戶均未參與其中。但非貧困農(nóng)戶中實(shí)際參與的農(nóng)戶數(shù)量達(dá)到了197個(gè)，所占比例為42.09%?？梢?，非貧困農(nóng)戶的參與比例遠(yuǎn)超于貧困農(nóng)戶，一方面，非貧困農(nóng)戶在認(rèn)知和思維方面更優(yōu)于貧困農(nóng)戶，使其能夠果斷地做出行為決策。另一方面，非貧困農(nóng)戶擁有更多的資源，使其能夠更加滿足特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的要求。

為了分析不同能力農(nóng)戶的參與差異，本文把樣本農(nóng)戶按照參與能力高低平均分為了5組，由于樣本總量為604戶，為了方便分析，將中等參與能力水平組設(shè)定為120個(gè)農(nóng)戶，其余4組均為121個(gè)農(nóng)戶。其中，低能力組農(nóng)戶的參與能力水平在0.353到0.571之間，中低能力組農(nóng)戶的參與能力水平在0.572到0.677之間，中等能力組農(nóng)戶的參與能力水平在0.678到0.749之間，中高能力組農(nóng)戶的參與能力水平在0.750到0.825之間，高能力組農(nóng)戶的參與能力水平在0.826到0.956之間。每組農(nóng)戶參與特色蔬菜種植項(xiàng)目的情況如表4所示。

可以看出，參與特色蔬菜種植項(xiàng)目最多的是高能力組農(nóng)戶，數(shù)量為82個(gè)，所占比例為36.61%。參與數(shù)量最少的是中低能力組農(nóng)戶，只有11個(gè)，占比4.91%。而低能力組、中等能力組和中高能力組農(nóng)戶的參與數(shù)量依次為24、32、75，呈遞增的趨勢(shì)。這說明農(nóng)戶參與特色蔬菜種植項(xiàng)目與參與能力有著密切聯(lián)系，能力越高的農(nóng)戶越容易做出實(shí)際的參與選擇。但是，低能力組的農(nóng)戶參與數(shù)量超過了中低能力組，這是因?yàn)樘厣r(nóng)業(yè)作為貧困地區(qū)產(chǎn)業(yè)精準(zhǔn)扶貧的重要途徑，其關(guān)鍵任務(wù)是要促使參與能力較低的貧困農(nóng)戶參與到產(chǎn)業(yè)發(fā)展當(dāng)中去，通過自己的能力積累和發(fā)展來擺脫貧困。因此，政府在產(chǎn)前和產(chǎn)中環(huán)節(jié)往往會(huì)提供相應(yīng)的物質(zhì)和技術(shù)，讓這些參與能力較低的貧困農(nóng)戶能夠更容易地參與進(jìn)來。

五、實(shí)證結(jié)果分析

1.農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目減貧的總體效應(yīng)

在進(jìn)行估計(jì)之前，為了避免變量之間由于多重共線性導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏誤，先對(duì)各解釋變量進(jìn)行VIF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示解釋變量的平均VIF值為1.27，說明不存在多重共線性的影響。為了避免異方差的影響，故使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤來進(jìn)行估計(jì)。此外，為了考察不同能力水平的農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的減貧效應(yīng)差異，同樣把樣本農(nóng)戶參與能力水平按照從低到高排序進(jìn)行分組比較。由表5可知，農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的減貧效應(yīng)在1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，且影響效應(yīng)為-0.4313，說明農(nóng)戶通過參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目能夠獲得更多的資源支持和促進(jìn)自我的發(fā)展，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)減貧，假說1得到驗(yàn)證。進(jìn)一步考察不同參與能力農(nóng)戶的情況可以看出，農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的減貧效應(yīng)均通過了顯著性檢驗(yàn)，但在不同參與能力的農(nóng)戶中存在明顯差異。其中，中等能力和中低能力水平農(nóng)戶的減貧效應(yīng)最大，其次是高能力和中高能力的農(nóng)戶，而低能力水平農(nóng)戶的減貧效應(yīng)最小?？梢钥闯觯r(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的減貧效應(yīng)在不同能力水平的分布上有著近似“倒U”型的特征。即隨著農(nóng)戶參與能力的提升，其參與特色農(nóng)業(yè)的減貧效應(yīng)將會(huì)逐漸增強(qiáng)，但達(dá)到一定的水平后，其減貧效應(yīng)又會(huì)逐步減弱。原因在于能力較低的農(nóng)戶往往受困于要素獲得的限制，會(huì)將全部的要素資源投入到特色農(nóng)業(yè)的發(fā)展當(dāng)中，因此能夠獲得較為可觀的收益。而能力較高的農(nóng)戶則在要素配置上有著多種選擇，并不會(huì)將資源集中于在某一個(gè)項(xiàng)目當(dāng)中，因而這部分農(nóng)戶能夠通過多樣化的發(fā)展來實(shí)現(xiàn)脫貧增收。至此，假說2也得到了驗(yàn)證。

2.農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目減貧的凈效應(yīng)

下面進(jìn)一步考察農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目減貧的凈效應(yīng)，本文利用自助法獲得農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目減貧的標(biāo)準(zhǔn)誤差，自助抽樣次數(shù)為200次。并通過最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配三種方法估計(jì)獲得處理組和控制組的平均處理效應(yīng)。首先，利用Logit模型計(jì)算傾向得分值，并進(jìn)一步對(duì)匹配結(jié)果進(jìn)行共同支撐檢驗(yàn)與平衡性檢驗(yàn)。圖2展示了匹配前后處理組與控制組傾向得分的核密度分布情況，可以發(fā)現(xiàn)，匹配后處理組與控制組傾向得分的核密度分布趨同，且共同支撐面積增大，說明匹配效果較好。同時(shí)，表6的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果中，匹配后大多數(shù)變量的標(biāo)準(zhǔn)誤差小于10%，且與匹配前相比標(biāo)準(zhǔn)誤差也有不同程度的縮小，表明處理組與控制組的農(nóng)戶個(gè)體特征差異得以消除，總體來看匹配效果較好。

由表7可知，在消除選擇性偏差之后，農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目仍然具有顯著的減貧效應(yīng)。以最近鄰匹配方式為例，農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的總體減貧效應(yīng)為-0.1011，說明參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的農(nóng)戶比沒有參與農(nóng)戶的貧困發(fā)生率低10.11%。半徑匹配與核匹配的平均處理效應(yīng)與最近鄰匹配相近，驗(yàn)證了結(jié)果的穩(wěn)定性。但同時(shí)，農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的平均處理效應(yīng)明顯低于前文的估計(jì)結(jié)果（-0.4313）。這說明，農(nóng)戶在參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的過程中還需要其他主體在政策和資源等方面的扶持，才能最大化的發(fā)揮特色農(nóng)業(yè)的減貧作用。

表8列舉了不同參與能力水平農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目減貧的平均處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。由表可知，基于最近鄰匹配方式，除低能力水平農(nóng)戶以外，其他能力水平農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的減貧效應(yīng)均通過了顯著性檢驗(yàn)，并且伴隨著能力水平的提升，減貧效應(yīng)呈現(xiàn)逐漸減弱的特征。其中，中低能力水平、中等能力水平、中高能力水平和高能力水平農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目比沒有參與農(nóng)戶的貧困發(fā)生率分別低14.38%、11.47%、6.63%和6.49%，說明農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的減貧效應(yīng)存在明顯的 “益弱性”特征。但同時(shí)低能力水平農(nóng)戶的減貧效應(yīng)并不顯著，說明通過參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目實(shí)現(xiàn)減貧對(duì)農(nóng)戶的參與能力有著一定的 “門檻”要求，只有當(dāng)農(nóng)戶的參與能力水平提升到一定程度后才能實(shí)現(xiàn)減貧。主要原因在于，低能力水平農(nóng)戶在參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的過程中一方面比其他農(nóng)戶需要更多的資源投入，而投入到產(chǎn)出又需要一定的時(shí)間，同時(shí)隨著參與的深入也會(huì)促使農(nóng)戶認(rèn)知態(tài)度的改變和能力的提升，這個(gè)能力積累過程對(duì)資源的擠占將會(huì)削弱農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的減貧作用。另一方面，對(duì)于貧困農(nóng)戶內(nèi)部而言同樣存在瞄準(zhǔn)失誤和精英俘獲的現(xiàn)象（胡聯(lián)、汪三貴，2017）[24]，進(jìn)而導(dǎo)致低能力水平農(nóng)戶難以獲得足夠的發(fā)展資源。

六、研究結(jié)論與啟示

本文利用武陵山區(qū)特色蔬菜種植村的農(nóng)戶微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，構(gòu)建了農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目能力的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，利用熵值法對(duì)農(nóng)戶的參與能力進(jìn)行了測(cè)算。在此基礎(chǔ)上，采用傾向得分匹配法實(shí)證分析了農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的減貧效應(yīng)，且進(jìn)一步考察了不同參與能力農(nóng)戶的減貧差異。研究結(jié)果表明：（1）貧困農(nóng)戶的參與能力水平遠(yuǎn)低于非貧困農(nóng)戶，且農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的行為有著明顯的能力依賴特征，因而導(dǎo)致低能力水平的貧困農(nóng)戶存在明顯的參與不足。（2）農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目具有顯著的減貧效應(yīng)，基于最近鄰匹配的ATT估計(jì)結(jié)果顯示，參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的農(nóng)戶比沒有參與農(nóng)戶的貧困發(fā)生幾率低10.11%。（3）參與能力水平越低，農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的減貧作用越明顯，中低能力水平、中等能力水平、中高能力水平和高能力水平農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目比沒有參與農(nóng)戶的貧困發(fā)生率分別低14.38%、11.47%、6.63%和6.49%。隨著參與能力水平的提升，ATT估計(jì)值呈現(xiàn)遞減趨勢(shì)，表明農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的減貧效應(yīng)有著明顯的 “益弱性”特征。（4）低能力水平農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)項(xiàng)目的減貧效應(yīng)不顯著，對(duì)于低能力水平的農(nóng)戶而言，其通過參與特色農(nóng)業(yè)實(shí)現(xiàn)減貧有著一定的能力 “門檻”約束。

基于上述研究結(jié)論可以得到以下兩點(diǎn)啟示：第一，在未來的扶貧工作中應(yīng)當(dāng)努力提升貧困農(nóng)戶的參與能力水平，尤其是低能力水平的貧困農(nóng)戶，使其能夠跨越門檻限制。第二，在特色農(nóng)業(yè)的發(fā)展過程中，應(yīng)當(dāng)制定有利于貧困農(nóng)戶的利益分享機(jī)制，增加貧困農(nóng)戶的收益，使其在“能力積累—有效參與—收入增長(zhǎng)”上形成良性循環(huán)。具體而言：一是要引導(dǎo)農(nóng)戶的思維觀念轉(zhuǎn)變，增強(qiáng)農(nóng)戶的參與意識(shí)。需要進(jìn)一步加大農(nóng)村基礎(chǔ)教育投入，改變農(nóng)戶的思想意識(shí)，加強(qiáng)相關(guān)政策的宣傳，樹立農(nóng)戶的主體地位，尤其是加強(qiáng)精準(zhǔn)扶貧政策和特色農(nóng)業(yè)發(fā)展的相關(guān)政策宣傳，提升農(nóng)戶的主動(dòng)參與意識(shí)。二是要加強(qiáng)農(nóng)戶的資本積累，提升農(nóng)戶的客觀參與能力。其中，通過積極培育新職業(yè)農(nóng)民，提升農(nóng)戶技術(shù)能力來促進(jìn)人力資本的積累；通過幫助農(nóng)戶構(gòu)建新型社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，拓展資源獲取渠道來促進(jìn)社會(huì)資本的積累；通過進(jìn)一步推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)權(quán)制度改革與金融服務(wù)創(chuàng)新，增加農(nóng)戶的資產(chǎn)保障來促進(jìn)物質(zhì)與金融資本的積累。三是要完善農(nóng)戶參與特色農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的利益分配機(jī)制，確保農(nóng)戶參與的可得利益。需要充分發(fā)揮各級(jí)農(nóng)業(yè)主管部門的引導(dǎo)作用，著重保護(hù)貧困農(nóng)戶的主體地位，規(guī)范合作經(jīng)濟(jì)組織、龍頭企業(yè)等經(jīng)營(yíng)主體的行為，監(jiān)督參與特色農(nóng)業(yè)發(fā)展的各方嚴(yán)格執(zhí)行契約合同的約定內(nèi)容，保障貧困地區(qū)農(nóng)戶的根本權(quán)利。

參考文獻(xiàn)：

[1]王介勇，陳玉福，嚴(yán)茂超.我國(guó)精準(zhǔn)扶貧政策及其創(chuàng)新路徑研究[J].中國(guó)科學(xué)院院刊，2016（3）：289-295.

[2]李興江，陳懷葉.參與式整村推進(jìn)扶貧模式扶貧績(jī)效的實(shí)證分析——以甘肅省徽縣麻安村為例[J].甘肅社會(huì)科學(xué)，2008（6）：53-56.

[3]王碧寧.燕山貧困集中區(qū)特色產(chǎn)業(yè)扶貧模式實(shí)證分析——以河北省平泉縣為例[J].經(jīng)濟(jì)論壇，2016（4）：56-60.

[4]趙光勇，陳鄧海.國(guó)內(nèi)“參與式治理”研究綜述[J].中國(guó)勞動(dòng)關(guān)系學(xué)院學(xué)報(bào)，2009（4）：96-99.

[5]黃文宇.產(chǎn)業(yè)扶貧項(xiàng)目主體行為及其運(yùn)行機(jī)制的優(yōu)化——基于P縣“萬畝有機(jī)茶園”項(xiàng)目的考察[J].湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2017（1）：56-61，92.

[6]紀(jì)麗娟，裴蓓.參與式治理視角下的產(chǎn)業(yè)扶貧模式創(chuàng)新——基于陜西LT縣的扶貧調(diào)研[J].陜西行政學(xué)院學(xué)報(bào)，2015（3）：118-121.

[7]張衛(wèi)國(guó)，田逸飄，劉明月.特色農(nóng)業(yè)發(fā)展的減貧效應(yīng)——基于收入增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)渠道的對(duì)比[J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)），2017（6）：41-53.

[8]徐秀英，石道金，李蘭英，等.特色農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要途徑：組織化+標(biāo)準(zhǔn)化+品牌化——以浙江臺(tái)州柑橘產(chǎn)業(yè)為例[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2009（6）：46-49.

[9]薛鳳蕊，喬光華，姜冬梅.土地合作社對(duì)農(nóng)戶收入影響評(píng)價(jià)[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2012（5）：34-39.

[10]王芳，陳松，樊紅平，等.農(nóng)戶實(shí)施農(nóng)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)行為的理論和實(shí)證分析——以河南為例[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2007（12）：75-79.

[11]謝向英.福建白茶地理標(biāo)志品牌結(jié)盟研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2011（1）：49-54，111.

[12]莊天慧，陳光燕，藍(lán)紅星.精準(zhǔn)扶貧主體行為邏輯與作用機(jī)制研究[J].廣西民族研究，2015（6）：138-146.

[13]帥傳敏，鞏冰.基于學(xué)習(xí)和參與行為的扶貧項(xiàng)目可持續(xù)性的實(shí)證研究[J].中國(guó)地質(zhì)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)），2012（2）：101-107+140.

[14]李曉曼，曾湘泉.新人力資本理論——基于能力的人力資本理論研究動(dòng)態(tài)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2012（11）：120-126.

[15]黃國(guó)英，謝宇.認(rèn)知能力與非認(rèn)知能力對(duì)青年勞動(dòng)收入回報(bào)的影響[J].中國(guó)青年研究，2017（2）：56-64+97.

[16]Heckman， J.J.and Rubinstein， Y.The Importance of Noncognitive Skills：Lessons from the GED Testing [J].The American Economic Review，2001， 91（2）：145-149.

[17]Drago， F.Self-esteem and Earnings [J].Journal of Economic Psychology， 2011， 32（3）：480-488.

[18]周常春，張秀云，張澤辰.扶貧參與主體能力建設(shè)對(duì)產(chǎn)業(yè)扶貧的影響研究[J].昆明理工大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2015（6）：53-58.

[19]盧敏，李玉，張俊彪.農(nóng)民視角的食用菌生產(chǎn)信息獲取與相關(guān)決策行為分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2010（4）：107-113.

[20]胡振光，向德平.參與式治理視角下產(chǎn)業(yè)扶貧的發(fā)展瓶頸及完善路徑[J].學(xué)習(xí)與實(shí)踐，2014（4）：99-107.

[21]劉林.新疆貧困地區(qū)農(nóng)戶參與扶貧活動(dòng)的影響因素分析——基于3000農(nóng)戶問卷調(diào)查的實(shí)證分析[J].西北人口，2013（3）：67-73.

[22]Almod， G.A.The Civic Culture：Political Attitudes and Democracy in Five Nations [M].Princeton University Press，1963.

[23]王彩梅.試論公民參與能力的提高[J].理論導(dǎo)刊，2006（10）：60-63.

[24]胡聯(lián)，汪三貴.我國(guó)建檔立卡面臨精英俘獲的挑戰(zhàn)嗎？[J].管理世界，2017（1）：89-98.

Abstract：Helping the farmers to participate in the characteristic agricultural project is the main way of poverty alleviation precise. Based on the micro survey data of farmers in Wuling mountainous area， this paper uses the PSM method to empirically analyze the difference of poverty reducing effects of farmers participate in characteristic agricultural project. The results show that poor farmers participation level is far lower than the non-poor famers， and the participation behavior has obvious ability dependence characteristics， leading to low ability of the poor farmers insufficient participation. Farmer participate in characteristic agricultural project has a significant poverty reduction effect， and the probability of poverty occurrence of farmers is 10.11% lower than that of farmers who do not participate in the characteristic agricultural project. Based on the further study of farmers with different participation ability， it is found that the poverty reduction effect of farmers has obvious “weak” characteristics， and there are some “threshold” constraints for low level farmers.

Key words：participation ability； characteristic agriculture； poverty reduction effect； entropy method； PSM

責(zé)任編輯：吳錦丹