錢鵬博 程維朝 江洋

摘要：后脫貧時(shí)代，如何防止返貧、實(shí)現(xiàn)可持續(xù)性脫貧，已成為我國減貧事業(yè)的長期使命。文章基于亳州市譙城區(qū)、利辛縣2020年脫貧人口微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，從家庭撫養(yǎng)比的視角，運(yùn)用多元回歸與Logit模型研究家庭人口結(jié)構(gòu)特征對家庭人均收入的影響，同時(shí)對亳州市譙城區(qū)、利辛縣當(dāng)?shù)厥欠翊嬖谡攮h(huán)境型返貧風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行分析。研究結(jié)果表明，家庭人數(shù)多、家庭男性比低、家庭撫養(yǎng)比高的家庭的人均收入越低；戶主性別為男性、具有勞動(dòng)力且文化程度較高的家庭的人均收入較高；亳州市譙城區(qū)、利辛縣部分地區(qū)存在政策環(huán)境型返貧風(fēng)險(xiǎn)，一旦脫離政策扶持，極易造成返貧現(xiàn)象的發(fā)生。

關(guān)鍵詞：家庭撫養(yǎng)比；政策環(huán)境型返貧；多元回歸；Logit回歸

一、前言

貧困問題一直是發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)、統(tǒng)計(jì)學(xué)、社會(huì)學(xué)以及政治學(xué)等學(xué)科長期關(guān)注的焦點(diǎn)，是伴隨人類社會(huì)發(fā)展的永恒主題。消除貧困也是世界各國長期奮斗的目標(biāo)。改革開放以來，我國政府在反貧困領(lǐng)域取得了舉世矚目的成就，貧困人口大規(guī)模持續(xù)減少，對世界減貧的貢獻(xiàn)超過70%，2020年，我國脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)取得了全面勝利，現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下9899萬農(nóng)村貧困人口全部脫貧，832個(gè)貧困縣全部摘帽，12.8萬個(gè)貧困村全部出列，區(qū)域性整體貧困得到解決，完成了消除絕對貧困的艱巨任務(wù)，作為全球最活躍的經(jīng)濟(jì)體之一，中國已成功解決了貧困人口的基本生活問題，令全世界為之矚目。在完成脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)后，如何鞏固扶貧成果，防止脫貧人口返貧，是一個(gè)值得重點(diǎn)關(guān)注的區(qū)域。

返貧是由于貧困人口自身存在一定的脆弱性或返貧風(fēng)險(xiǎn)未完全消除，是一種動(dòng)態(tài)現(xiàn)象，即“貧困-脫貧-貧困”，具有原因的復(fù)雜性以及結(jié)果的危害性，陳文瑞將返貧生成機(jī)理概述為：貧困戶在得到政府與外界幫扶下，家庭生活水平得到提升并達(dá)到貧困線以上，符合脫貧條件順利脫貧，但在后期的發(fā)展中，部分脫貧戶自身脆弱性仍存在，在自然、教育、疾病、就業(yè)等因素下，削弱了自我發(fā)展能力，促使脫貧戶再度面臨貧困。因此家庭收入達(dá)到貧困線以上只是脫貧的第一步，不能完全衡量家庭是否仍具有返貧風(fēng)險(xiǎn)，在眾多致貧因素影響下，因?yàn)檎邘头鰧?dǎo)致抵御貧困能力的缺失極易使該類家庭再次面臨貧困風(fēng)險(xiǎn)，即政策環(huán)境型返貧。本文旨在探究以家庭撫養(yǎng)比為核心變量的個(gè)人特征和家庭特征對家庭人均收入的影響，分析亳州市利辛縣、譙城區(qū)兩地是否存在政策環(huán)境型返貧風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)對影響農(nóng)村家庭收入的關(guān)鍵因素提出針對性措施，更好地幫助貧困家庭增強(qiáng)自身造血能力，減少返貧現(xiàn)象的發(fā)生，做好脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的有效銜接。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假說

返貧意味著原來已經(jīng)脫貧的人口因某種原因，不能維持正常的生存狀況，又重新陷入貧困狀態(tài)。這種現(xiàn)象表明，貧困者的生存狀況和發(fā)展方式?jīng)]有發(fā)生根本性變化，難以在短時(shí)間內(nèi)擺脫貧困狀態(tài)。

目前已有較多學(xué)者對于返貧現(xiàn)象的成因進(jìn)行了研究，段小力認(rèn)為返貧成因主要包括地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后、抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力較差、貧困戶自我發(fā)展意識(shí)不足、制度不夠完善。劉希、朱緣圓等人認(rèn)為返貧現(xiàn)象的原因包括基層干部自身能力弱，返貧阻斷不及時(shí)、脫貧后期幫扶缺乏、貧困戶自身發(fā)展動(dòng)力不足等。陳文瑞認(rèn)為返貧因素包括自然資源利用受限返貧、自然災(zāi)害返貧、精神貧困返貧、因病返貧、能力不足返貧、政策精準(zhǔn)度不夠、政策慣性返貧等。李洪山、張馨元對黑龍江農(nóng)業(yè)地區(qū)返貧人口的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)人口文化程度、貧困戶屬性和致貧原因?qū)Ψ地毴丝诜地氂绊戯@著。吳本健等人認(rèn)為人口較少民族脫貧家庭的人力資本、自然資本、物質(zhì)資本和社會(huì)資本等生計(jì)資本是影響其返貧風(fēng)險(xiǎn)的重要因素。正瑞強(qiáng)，曹國慶認(rèn)為脫貧人口面臨著政策性返貧、能力缺失返貧、環(huán)境返貧和發(fā)展型返貧等風(fēng)險(xiǎn)。由此可見，返貧原因可以歸為環(huán)境因素、自身因素和政策因素。

農(nóng)村貧困家庭人均收入是判斷家庭是否脫貧的重要指標(biāo)，其主要由工資、經(jīng)營、財(cái)產(chǎn)和轉(zhuǎn)移性收入四大類構(gòu)成，工資性收入是進(jìn)行非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)所獲得的勞動(dòng)性報(bào)酬，經(jīng)營性收入是進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)時(shí)獲得的報(bào)酬，財(cái)產(chǎn)性收入是進(jìn)行資產(chǎn)再投資或通過金融性產(chǎn)品的借貸活動(dòng)得到的收入，轉(zhuǎn)移性收入是指由國家財(cái)政、企業(yè)、組織和家庭其他成員等單位對農(nóng)戶進(jìn)行資金的轉(zhuǎn)移收入。而貧困家庭的轉(zhuǎn)移性收入較多，甚至在部分家庭中占主要部分，因此本文將農(nóng)戶的工資性收入、經(jīng)營性收入和財(cái)產(chǎn)性收入統(tǒng)稱為勞動(dòng)性收入，而轉(zhuǎn)移性收入稱為政策性收入。對于農(nóng)村家庭而言，其收入來源有限，主要依靠務(wù)農(nóng)、扶貧資金等渠道，使得他們在脫貧時(shí)期受到的政策性收入較多，脫貧的結(jié)束意味著脫貧戶不能繼續(xù)享受資金、扶貧項(xiàng)目等方面的政策優(yōu)待，且政策性收入存在區(qū)域性差異，不同地方的政策種類和方式不同，若貧困家庭在脫貧后短期內(nèi)勞動(dòng)性收入無法補(bǔ)足政策性收入缺失，則極易造成返貧現(xiàn)象的發(fā)生。

農(nóng)村貧困家庭的勞動(dòng)性收入主要與家庭結(jié)構(gòu)特征與戶主個(gè)人特征有關(guān)。目前已有較多文獻(xiàn)對家庭勞動(dòng)力收入影響因素進(jìn)行了研究。黃曉野、高一蘭基于海南省36個(gè)貧困村扶貧調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了家庭人口結(jié)構(gòu)對家庭收入及貧困發(fā)生概率的影響，研究發(fā)現(xiàn)家庭總?cè)丝凇⒓彝趧?dòng)力對貧困是否發(fā)生有顯著負(fù)向影響。李馨蘭、劉潤芳基于代際傳遞視角，研究子代和父代的個(gè)人特征對子代收入的影響，研究發(fā)現(xiàn)子代受教育程度和父代醫(yī)療保健支出對子代家庭收入具有顯著正向影響。杜華章對農(nóng)村實(shí)用人才的結(jié)構(gòu)、家庭收入分布及其影響因素進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，發(fā)現(xiàn)文化程度、職業(yè)、地區(qū)和年齡等因素對其家庭收入的影響較大。王桂榮等人運(yùn)用灰色系統(tǒng)關(guān)聯(lián)分析法對河北省農(nóng)村居民人均收入影響因素進(jìn)行關(guān)聯(lián)度分析，認(rèn)為擴(kuò)大農(nóng)村剩余勞動(dòng)力就業(yè)機(jī)會(huì)，提供農(nóng)民工資性收入水平是大幅度增加農(nóng)村居民收入的關(guān)鍵。李彥軍、劉夢帆以農(nóng)村家庭人均純收入為指標(biāo)，分析考察了家庭和村莊層面的相關(guān)指標(biāo)對農(nóng)村家庭人均純收入的影響，研究表明家庭層面的內(nèi)在因素對減貧增收的影響遠(yuǎn)大于村莊層面的外在因素。司靜波、王藝莼基于204戶建檔立卡戶的精準(zhǔn)扶貧調(diào)查數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了家庭稟賦、個(gè)人特征等因素與收入變化的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)家庭稟賦、政策支持對收入增加有顯著的正向激勵(lì)作用，由此可見，對于貧困家庭勞動(dòng)力收入影響因素可以劃分為家庭結(jié)構(gòu)特征以及戶主個(gè)人特征。

基于以上文獻(xiàn)研究，本文提出關(guān)于返貧現(xiàn)象成因機(jī)制如圖1所示。

縱觀已有研究可以發(fā)現(xiàn)，對于返貧現(xiàn)象成因多以宏觀分析為主，缺乏定量化研究，并鮮有文獻(xiàn)研究勞動(dòng)性收入與政策性收入之間的關(guān)系及其與返貧現(xiàn)象的因果關(guān)系。故本文提出以下兩個(gè)需要實(shí)證檢驗(yàn)的研究假說：亳州市譙城區(qū)、利辛縣地區(qū)存在政策環(huán)境型返貧風(fēng)險(xiǎn)；家庭結(jié)構(gòu)特征與戶主個(gè)人特征對家庭勞動(dòng)性收入存在顯著影響。

三、數(shù)據(jù)來源及分析方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自2020年12月底在安徽省亳州市的實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，亳州市位于安徽省西北部，地處華北平原南端，距省城合肥330公里，北依河南省商丘市，西與周口市鹿邑縣接壤，西南部與阜陽市毗連，東部與淮北市、蚌埠市相倚，東南部與淮南市為鄰，面積8374平方公里。亳州市轄渦陽、蒙城、利辛和譙城三縣一區(qū)，其中譙城區(qū)為市委、市政府機(jī)關(guān)所在地。中心城區(qū)規(guī)劃面積擴(kuò)大到218平方公里，城鎮(zhèn)化率年均增速居安徽省第1位。截至2020年，亳州市全面完成歷年減貧任務(wù)，286個(gè)貧困村全部出列，三縣一區(qū)全部脫貧摘帽，其中譙城區(qū)、蒙城縣為全省首批摘帽縣區(qū)，現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下建檔立卡貧困人口全面脫貧，累計(jì)減貧54.84萬人。

基于國家精準(zhǔn)扶貧大數(shù)據(jù)平臺(tái)，綜合考慮交通區(qū)位條件、地形地貌、貧困程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、村莊屬性等因素，本次調(diào)查共抽取4個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)的39個(gè)建制村進(jìn)行調(diào)研，各村莊調(diào)查人數(shù)如圖2所示。調(diào)研實(shí)際完成農(nóng)戶問卷13807份，共5369個(gè)農(nóng)村家庭，農(nóng)戶問卷內(nèi)容包括：戶主個(gè)人特征信息、家庭結(jié)構(gòu)特征，家庭收入情況、致貧原因、脫貧年度等。

（二）變量說明

文中涉及的變量測量方法是在借鑒國內(nèi)外相關(guān)研究的基礎(chǔ)上結(jié)合客觀實(shí)際和研究需要確定。連續(xù)性變量采取實(shí)際值，分類變量采取等距賦值，具體變量測量詳見表1。其中位置交互項(xiàng)為是否離城區(qū)近與家庭撫養(yǎng)比的乘積，勞動(dòng)力交互項(xiàng)指戶主是否具有勞動(dòng)力與家庭撫養(yǎng)比的乘積，是否高于亳州市當(dāng)年人均收入計(jì)算按照亳州市當(dāng)年農(nóng)村家庭人均可支配收入為15293元為標(biāo)準(zhǔn)，家庭撫養(yǎng)比為家庭中非勞動(dòng)力人數(shù)與勞動(dòng)力人數(shù)的比值，可以反映家庭整體經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)壓力程度，具體變量及描述統(tǒng)計(jì)如表1所示。

（三）分析方法

本文的研究問題主要為農(nóng)村貧困家庭的家庭撫養(yǎng)比及其他相關(guān)因素對家庭人均收入的影響以及亳州市譙城區(qū)、利辛縣是否具有政策環(huán)境型返貧風(fēng)險(xiǎn)。研究相關(guān)性問題常用多元回歸、logit回歸等，因此本文采用多元回歸和logit回歸對家庭人均收入影響因素進(jìn)行分析。

本文擬構(gòu)建4個(gè)二元logit連續(xù)模型，4個(gè)多元回歸模型，首先建立因變量為家庭人均收入和是否高于亳州市當(dāng)年人均入，自變量為家庭撫養(yǎng)比以及其他相關(guān)變量的多元回歸和logit回歸，在基礎(chǔ)回歸中不包含任何交互項(xiàng)，在模型一、二中僅加入位置交互項(xiàng)與對應(yīng)調(diào)節(jié)變量，在模型三、四中僅加入勞動(dòng)力交互項(xiàng)與對應(yīng)調(diào)節(jié)變量，在五、六中將兩組交互項(xiàng)與調(diào)節(jié)變量加入進(jìn)去?；谝陨习私M模型數(shù)據(jù)進(jìn)行對比研究，多元回歸模型的結(jié)果和logit模型結(jié)果可以相互佐證，增強(qiáng)結(jié)果的穩(wěn)健性。

為保證模型的準(zhǔn)確性和穩(wěn)定性，在回歸之前需要檢驗(yàn)回歸方程中各個(gè)自變量之間是否存在多重共線性，首先是以家庭人均收入為因變量，其他變量作為自變量進(jìn)行回歸分析；隨后以此以家庭人數(shù)、家庭男性比、戶主性別、戶主年齡、戶主文化程度、戶主是否具有勞動(dòng)力、務(wù)工時(shí)間、戶主致貧原因、勞動(dòng)技能等其余11個(gè)變量作為因變量，重復(fù)上述回歸過程。通過判斷回歸結(jié)果中各變量的容忍度與方差膨脹因子的取值是否在合理范圍內(nèi)（一般情況下，容忍度<0.1，VIF>10，則認(rèn)為存在共線性問題），由此檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭懈鱾€(gè)自變量之間的多重共線性問題。檢驗(yàn)結(jié)果表明進(jìn)入模型的自變量均通過了多重共線性檢驗(yàn)，囿于篇幅限制，僅列出家庭人均收入這一變量的檢驗(yàn)結(jié)果，如表2所示。

四、模型構(gòu)建與實(shí)證結(jié)果及分析

線性回歸模型是廣泛使用的標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)計(jì)模型是廣泛使用的標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)計(jì)模型，本文首先構(gòu)建因變量為家庭人均收入（y），核心變量為家庭撫養(yǎng)比以及其他變量的多元回歸模型。假設(shè)這些自變量都包括在向量x中。首先考慮采用線性回歸模型來預(yù)測家庭人均收入：

yi=xiβ+εi（i=1，2，……，5369）（1）

基于該線性回歸模型，假設(shè)家庭人均收入存在兩種情況，高于2020年亳州市貧困家庭人均收入（y*=1）或者低于2020年亳州市貧困家庭人均收入（y*=0），隨后構(gòu)建一個(gè)方程組對二元離散因變量進(jìn)行建模，首先關(guān)于y*的線性回歸方程：

y■■=x■■β+εi（i=1，2，……，5369）（2）

然后通過一個(gè)分段函數(shù)搭建跟因變量y■■的關(guān)系：

y■■＝1，y■■＞00，y■■＜0（3）

根據(jù)公式（2）和公式（3）可以推導(dǎo)出y*＝1的概率為：

P（y■■｜x）=P（x■■β+εi＞0）

? ?=P（εi＞-x■■β）（4）

=1-P（εi≤-x■■β）

＝P（εi≤-x■■β）

假設(shè)εi殘差服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，且滿足獨(dú)立同分布的假定，則公式（2）和公式（3）就構(gòu)成了logit模型的一般形式：

P（yi｜x）＝Φ（x■■β）＝■φ（t）dt（5）

（一）家庭特征對貧困戶收入增長的影響

在家庭特征中，家庭撫養(yǎng)比、是否離城區(qū)較近、家庭人數(shù)、家庭患病比的B值均為負(fù)數(shù)，家庭男性比的B值為正數(shù)，回歸結(jié)果表明，家庭撫養(yǎng)比對家庭人均收入的增加有顯著負(fù)向效應(yīng)（顯著性<0.01）?？赡艿慕忉屖牵杭彝狃B(yǎng)比越高，象征著未成年人和老人的增多，雖然非勞動(dòng)力占比較高意味著政策性補(bǔ)助也會(huì)隨之增多，但勞動(dòng)力所承擔(dān)的經(jīng)濟(jì)壓力仍然較大，家庭撫養(yǎng)比每增加1個(gè)單位，家庭人均收入下降804.559元，高于亳州市當(dāng)年人農(nóng)村家庭人均收入的概率下降36.68%。家庭中勞動(dòng)力較少會(huì)造成收入來源較為局限，若在此情況下農(nóng)戶仍然僅依靠傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的低利潤性，則可能具有返貧風(fēng)險(xiǎn)。因此，部分家庭成員可以通過參與非農(nóng)崗位轉(zhuǎn)移部分剩余勞動(dòng)力，將無勞動(dòng)力的老幼年群體歸為持續(xù)幫扶對象中，同時(shí)利用當(dāng)?shù)靥厣a(chǎn)業(yè)扶貧為貧困戶提供創(chuàng)業(yè)就業(yè)補(bǔ)貼，采用產(chǎn)業(yè)收益分紅向貧困戶傾斜的方式增加貧困戶家庭的勞動(dòng)力收入和政策性收入。

在其余呈現(xiàn)顯著性的家庭特征中，家庭人數(shù)每增加1個(gè)單位，家庭人均收入下降568.479元，家庭男性比每增加一個(gè)單位，家庭人均收入增加1585.758元，由此可見，家庭人數(shù)越多，家庭中勞動(dòng)力人數(shù)越無法滿足家庭經(jīng)濟(jì)需求，家庭男性比較高有利于緩解家庭經(jīng)濟(jì)壓力， 家庭男性比的正向效應(yīng)也表明在農(nóng)村家庭中，男性勞動(dòng)力的勞動(dòng)收入在家庭經(jīng)濟(jì)來源中占主要地位。

（二）戶主個(gè)人特征對貧困戶收入增長的影響

在戶主個(gè)人特征中，戶主是否具有勞動(dòng)力、戶主年齡的B值均為負(fù)數(shù)，戶主性別、戶主文化程度B值為正數(shù)，以上變量對家庭人均收入呈現(xiàn)顯著影響。戶主為男性的家庭人均收入比戶主為女性的高760元，高于亳州市當(dāng)年人農(nóng)村家庭人均收入的概率提升58.65%，以上數(shù)據(jù)表明在被調(diào)查地區(qū)，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)、種植業(yè)收入占比較大，男女性生理間差異較大，從事重體力勞動(dòng)，是獲得家庭收入的主要來源，而女性大多將主要精力放在了照顧家庭、操持家務(wù)方面。戶主文化程度也會(huì)對家庭人均收入產(chǎn)生顯著正向影響，戶主文化程度每增加一個(gè)單位，家庭人均收入提高273.844元。由此可見，在農(nóng)村地區(qū)，學(xué)歷水平較高的群體，擁有了較高的人力資本，這可以使其在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)中更易于接受和掌握先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和科技手段，獲得較高的勞動(dòng)生產(chǎn)率，從而帶來較高的收入，同時(shí)在就業(yè)就會(huì)方面，具有較高學(xué)歷的農(nóng)民，也更容易被城市所接受，找到合適且收入相對較高的工作。因此，在農(nóng)民獲得收入的過程中，教育水平的提高對于收入的增長起到了積極的促進(jìn)作用。而對于那些農(nóng)村青少年來說，抓住一切可能的機(jī)會(huì)來進(jìn)行更高層次的學(xué)歷教育，逐步提高自身的受教育水平，將是未來獲得更高收入的前提和保障。

（三） 亳州市譙城區(qū)、利辛縣政策環(huán)境型返貧風(fēng)險(xiǎn)分析

由表4可知，貧困家庭地理位置及戶主是否具有勞動(dòng)力呈負(fù)向顯著影響，且位置交互項(xiàng)與勞動(dòng)力交互項(xiàng)均為正向顯著影響，可以得出家庭撫養(yǎng)比越高，若地理位置離城區(qū)較近或戶主具有勞動(dòng)力其家庭收入越低，產(chǎn)生疊加效應(yīng)。這一結(jié)論似乎有違常理，本文選取了譙城區(qū)和利辛縣兩戶基本情況相同的家庭進(jìn)行對比，如表5所示，可以發(fā)現(xiàn)在其他條件相同時(shí)，譙城區(qū)貧困家庭的相關(guān)扶貧補(bǔ)助和政策更少，導(dǎo)致該地區(qū)家庭的政策性收入更低，其家庭人均收入比利辛縣貧困家庭低1773.349元，由此可以發(fā)現(xiàn)，其勞動(dòng)性收入也保持在較低的水平，而對于利辛縣的貧困家庭而言，在與譙城區(qū)家庭的勞動(dòng)性收入均保持在較低水平的條件下，能憑借政策性收入較多導(dǎo)致總收入要比城區(qū)的貧困家庭收入更高，表明當(dāng)?shù)卣嗍沁M(jìn)行“輸血式”扶貧，通過扶貧政策和資金項(xiàng)目增加貧困家庭收入。這是由于部分基層干部缺乏防返貧意識(shí)，追求“形式脫貧”、“數(shù)字脫貧”、“表格脫貧”，“階段性脫貧”，此外貧困戶自身發(fā)展能力也相對較弱，缺乏知識(shí)、技能，導(dǎo)致脫貧后的生計(jì)問題成為難題，一些脫貧戶雖然在2020年亳州市貧困家庭統(tǒng)計(jì)表中所顯示的家庭人均收入較高，但他們對政策的依賴性極大，一旦國家相關(guān)扶貧政策撤出，極易重新返回貧困狀態(tài)，且利辛縣地理位置偏遠(yuǎn)，常有旱、澇、風(fēng)、霜、凍、雹等各種氣象災(zāi)害發(fā)生，在很大程度上會(huì)造成部分脫貧人口再度返貧。

五、結(jié)論及建議

（一）結(jié)論

本文在貧困家庭的家庭人均收入影響因素相關(guān)研究基礎(chǔ)上，基于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景，結(jié)合亳州市譙城區(qū)、利辛縣5369戶貧困家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，利用多元回歸、二元logit回歸研究了該地區(qū)農(nóng)村家庭以家庭撫養(yǎng)比為關(guān)鍵變量的戶主個(gè)人特征和家庭特征對家庭人均收入的影響，研究結(jié)果表明：家庭人數(shù)多、家庭男性比低、家庭撫養(yǎng)比高的家庭的人均收入越低；戶主性別為男性、且具有勞動(dòng)力、文化程度高的家庭，其人均收入越高；亳州市譙城區(qū)、利辛縣部分地區(qū)存在政策環(huán)境型返貧風(fēng)險(xiǎn)，一旦脫離政策扶持，極易造成返貧現(xiàn)象的發(fā)生。

（二）建議

第一，對于家庭患病比高、家庭男性比低、家庭人數(shù)眾多的家庭，這部分家庭的自主成長和生計(jì)能力很弱，當(dāng)?shù)卣畱?yīng)當(dāng)持續(xù)加大對該類家庭的政策扶持力度，建立以能力幫扶為主的扶貧機(jī)制，鼓勵(lì)引導(dǎo)該類家庭提升自主生存與成長能力，如結(jié)合亳州市當(dāng)?shù)靥厣a(chǎn)業(yè)，支持貧困戶發(fā)展特色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)及加工業(yè)等。同時(shí)應(yīng)加大社會(huì)保障力度，解決該類家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)重和就醫(yī)難的問題。

第二，對于戶主為女性、且不具有勞動(dòng)力、文化程度低的家庭，可采取鼓勵(lì)“發(fā)展為主、兜底為輔”的策略，加強(qiáng)對該類家庭子女接受義務(wù)教育的相關(guān)政策扶持，并結(jié)合當(dāng)?shù)靥厣r(nóng)業(yè)、旅游業(yè)等為該類家庭提供保潔員、護(hù)林員等合適崗位，充分依靠鄉(xiāng)村特色旅游產(chǎn)業(yè)鏈不斷提升個(gè)人收入。

第三，完善防返貧政策，制定返貧幫扶計(jì)劃，打贏返貧治理戰(zhàn)役。完善政策兜底保障，重點(diǎn)監(jiān)測享受扶貧措施數(shù)量較多的家庭，針對其可能因政策消失而造成返回貧困的情況，制定相應(yīng)的保障制度，提高脫貧脆弱戶的風(fēng)險(xiǎn)承受能力。其次要保持扶貧政策的相對穩(wěn)定，針對家庭撫養(yǎng)比較高、離城區(qū)較遠(yuǎn)、戶主不具有勞動(dòng)力的家庭，要堅(jiān)持“摘帽不摘責(zé)任、摘帽不摘政策、摘帽不摘幫扶、摘帽不摘監(jiān)管”，進(jìn)一步提出相應(yīng)的延續(xù)政策，保障貧困戶的相關(guān)權(quán)益。最后要增強(qiáng)脫貧戶自身造血能力，在逐漸減少政策的同時(shí)，要增加貧困戶的自身造血能力，著眼于貧困戶個(gè)人的文化程度、職業(yè)技能水平，為貧困人口提供專業(yè)的技能培訓(xùn)，為貧困殘疾人提供特殊崗位培訓(xùn)，推動(dòng)貧困戶就近就業(yè)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)收入的可持續(xù)增長，在教育方面要注重貧困家庭子女的教育問題，避免農(nóng)村教育空心化現(xiàn)象的出現(xiàn)，防止貧困代際傳遞現(xiàn)象的發(fā)生。

參考文獻(xiàn)：

[1]孫伯馳.中國農(nóng)村家庭貧困脆弱性及減貧效應(yīng)研究[D].天津：天津財(cái)經(jīng)大學(xué)，2020.

[2]耿新.民族地區(qū)返貧風(fēng)險(xiǎn)與返貧人口的影響因素分析[J].云南民族大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2020，37（05）：68-75.

[3]肖澤平，王志章.脫貧攻堅(jiān)返貧家戶的基本特征及其政策應(yīng)對研究——基于12?。▍^(qū)）22縣的數(shù)據(jù)分析[J].云南民族大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2020，37（01）：81-89.

[4]陳文端.脫貧人口返貧影響因素與預(yù)警機(jī)制研究[J].熱帶農(nóng)業(yè)工程，2021，45（03）：101-107.

[5]Changsheng，zuo.The Evolution of China’s Poverty Alleviation and Development Policy（2001～2015）[M].2019.

[6]段小力.返貧的特征、成因及阻斷[J].人民論壇，2020（03）：90-91.

[7]劉希，朱緣圓，龔軒，陳晨.“后2020”時(shí)期武陵山片區(qū)返貧防控存在的問題及對策[J].鄉(xiāng)村科技，2021，12（05）：41-42.

[8]李洪山，張馨元.黑龍江省農(nóng)業(yè)地區(qū)返貧人口返貧影響因素研究[J].現(xiàn)代商業(yè)，2021（04）：35-37.

[9]吳本健.人口較少民族脫貧家庭的返貧風(fēng)險(xiǎn)：測量方法、影響因素與政策取向[J].西北民族研究，2021（02）：17-20.

[10]鄭瑞強(qiáng)，曹國慶.脫貧人口返貧：影響因素、作用機(jī)制與風(fēng)險(xiǎn)控制[J].農(nóng)林經(jīng)濟(jì)管理學(xué)報(bào)，2016，15（06）：619-624.

[11]王灝威，陳思，郭建新.農(nóng)戶收入現(xiàn)狀及影響因素研究[J].合作經(jīng)濟(jì)與科技， 2020（24）： 54-56.

[12]黃曉野，高一蘭.精準(zhǔn)扶貧地區(qū)人口貧困狀態(tài)及影響因素研究——基于海南省扶貧調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].南方人口，2018，33（04）：36-45.

[13]李馨蘭，劉潤芳.農(nóng)村居民健康狀況對家庭收入的影響分析——基于代際傳遞視角[J].當(dāng)代農(nóng)村財(cái)經(jīng)，2021（05）：14-17.

[14]杜華章.農(nóng)村實(shí)用人才家庭收入及其影響因素實(shí)證分析[J].山東省農(nóng)業(yè)管理干部學(xué)院學(xué)報(bào)，2010，27（06）：23-24.

[15]王桂榮，孟祥書，石玉芳，等.河北省農(nóng)村居民人均純收入的影響因素分析[J].河北農(nóng)業(yè)科學(xué)，2006（04）：76-79.

[16]李彥軍，劉夢帆.我國農(nóng)村家庭貧困影響因素及區(qū)域差異[J].中南民族大學(xué)學(xué)報(bào)（人文社會(huì)科學(xué)版），2021，41（02）：139-149.

[17]司靜波，王藝莼.決勝階段農(nóng)村貧困人口收入結(jié)構(gòu)性變化及影響因素分析[J].云南民族大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2020，37（06）：66-71.

[18]樊增增.中國家庭收入不平等及其影響因素——基于分位數(shù)回歸模型的實(shí)證[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2020，36（19）：60-64.

＊基金項(xiàng)目：國家級大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練計(jì)劃項(xiàng)目“后脫貧時(shí)代農(nóng)村家庭返貧風(fēng)險(xiǎn)識(shí)別與幫扶機(jī)制研究”（202110357208）。

（作者單位：錢鵬博、程維朝，安徽大學(xué)管理學(xué)院；江洋，廣東外語外貿(mào)大學(xué)金融學(xué)院。錢鵬博為通信作者）