農(nóng)戶生計選擇與脫貧成果鞏固：度量、機制與區(qū)域比較*

賀立龍 陶詩丹

一、引言

習近平總書記指出，鄉(xiāng)村振興的前提是鞏固脫貧攻堅成果。要持續(xù)推動同鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略有機銜接，確保不發(fā)生規(guī)模性返貧，切實維護和鞏固脫貧攻堅戰(zhàn)的偉大成就。(1)中央農(nóng)村工作會議在京召開 習近平對做好“三農(nóng)”工作作出重要指示[EB/OL].中國政府網(wǎng),2021-12-26.《中共中央國務院關(guān)于做好2022年全面推進鄉(xiāng)村振興重點工作的意見》要求，堅持和加強黨對“三農(nóng)”工作的全面領(lǐng)導，牢牢守住保障國家糧食安全和不發(fā)生規(guī)模性返貧兩條底線。在新的發(fā)展階段，實現(xiàn)鞏固拓展脫貧成果與鄉(xiāng)村振興有效銜接，關(guān)鍵是推進脫貧農(nóng)戶在鄉(xiāng)村振興中的生計融入。農(nóng)戶生計選擇不僅反映脫貧人口在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興及城鄉(xiāng)循環(huán)中的參與程度，而且直接關(guān)系脫貧家庭穩(wěn)定脫貧和共同富裕的實現(xiàn)。不同地區(qū)脫貧農(nóng)戶的生計策略呈現(xiàn)哪些差異性？受哪些生計資本因素影響？怎樣的生計策略有助于農(nóng)戶穩(wěn)定脫貧？這是本文研究的問題所在。

關(guān)于生計策略及其成因與績效，學界有較多關(guān)注。一些學者研究了生計資本對生計策略的影響(范喬希和萬青,2021；吳雄周和金惠雙，2021；趙文娟等，2016 )，考察了扶貧政策對農(nóng)戶生計策略優(yōu)化與收入提升的績效(龐潔等，2021；和月月等，2021)。而在生計選擇對農(nóng)戶收入或生活水平的影響方面，諸多文獻表明，構(gòu)建多樣化生計有利于家庭分散風險(Block & Webb，2001)，生計非農(nóng)化或兼業(yè)化有助于農(nóng)戶增收脫貧(孫晗霖等，2020)。但是，在鞏固脫貧與鄉(xiāng)村振興銜接背景下，針對脫貧農(nóng)戶這類脆弱家庭的生計策略及可持續(xù)脫貧效應，學界缺乏針對性研究；此外，如何衡量脫貧成果的鞏固程度、測度脫貧穩(wěn)定性，學界未形成統(tǒng)一方法或范式。由此，本文研究脫貧農(nóng)戶這一特定群體的生計策略及其對可持續(xù)脫貧的影響，嘗試從脫貧不返貧“韌性”與脫貧發(fā)展“能力”兩個維度界定和測度脫貧穩(wěn)定性，實證分析生計資本、生計策略與脫貧穩(wěn)定性的內(nèi)在關(guān)系，為脫貧農(nóng)戶在鄉(xiāng)村振興中的生計融入與穩(wěn)定脫貧提供有效引導之策。

我國貧困問題具有區(qū)域性特征。(2)習近平.在深度貧困地區(qū)脫貧攻堅座談會上的講話(單行本)[M].北京：人民出版社，2017.從貧困程度及成因看，脫貧攻堅區(qū)域可分為兩大板塊，一是以秦巴山區(qū)、烏蒙山區(qū)等為代表的一般的集中連片貧困地區(qū)；二是以“三區(qū)三州”為代表的深度貧困地區(qū)。隨著脫貧攻堅取得全面勝利，上述原一般貧困地區(qū)和深度貧困地區(qū)正成為推進鞏固脫貧和鄉(xiāng)村振興有效銜接的重難點區(qū)域。相比秦巴山區(qū)等一般的脫貧退出區(qū)域，“三區(qū)三州”深度貧困退出區(qū)域，集民族地區(qū)、邊疆地區(qū)、經(jīng)濟落后地區(qū)于一體，自然地理、民族宗教等問題交織，鞏固脫貧面臨著更復雜的形勢和更艱難的任務。兩大板塊脫貧農(nóng)戶在生計資本與生計策略上呈現(xiàn)不同結(jié)構(gòu)特征與選擇傾向，穩(wěn)定脫貧存在不同的依賴路徑與影響因素。盡管有學者考察了民族地區(qū)農(nóng)戶的生計特征及返貧風險(亢犁和劉芮伶，2021；艾斌等，2021；李海鵬和梅傲寒，2016)，如農(nóng)牧民畜牧業(yè)經(jīng)營與農(nóng)業(yè)精細種養(yǎng)存在不同，民族村戶受限于語言、宗教等因素而非農(nóng)化不足，但是圍繞“三區(qū)三州”脫貧村戶的生計策略形成及其可持續(xù)脫貧效應，尚缺乏對標“一般貧困地區(qū)”脫貧村戶的比較研究。本文以甘孜州和秦巴山區(qū)為上述兩大板塊的典型樣本區(qū)域，開展精準脫貧家庭的抽樣調(diào)查，據(jù)以進行生計資本、生計策略與脫貧穩(wěn)定性的比較考察。

本文的邊際貢獻如下：一是聚焦于脫貧農(nóng)戶這一脆弱群體的生計策略與脫貧穩(wěn)定性，探討其在鄉(xiāng)村振興與城鄉(xiāng)經(jīng)濟循環(huán)中的生計融入及可持續(xù)脫貧效應，從微觀視角切入，考察鞏固脫貧與鄉(xiāng)村振興有效銜接的主體實現(xiàn)；二是從脫貧不返貧“韌性”與脫貧發(fā)展“能力”兩個維度出發(fā)，界定與度量農(nóng)戶脫貧穩(wěn)定性，據(jù)以找到適宜的代理變量，實證考察生計策略對穩(wěn)定脫貧的影響；三是基于秦巴山區(qū)和甘孜州的脫貧村戶調(diào)研，對一般脫貧退出區(qū)域與“三區(qū)三州”深度貧困退出區(qū)域，進行生計資本、生計策略與脫貧穩(wěn)定性研究的比較分析，為因地制宜引導脫貧農(nóng)戶優(yōu)化生計策略實現(xiàn)脫貧成果鞏固，提供研究啟示和建議。

二、生計資本、生計策略與脫貧穩(wěn)定性：經(jīng)濟度量與影響機制

關(guān)于生計資本、生計策略與穩(wěn)定脫貧性的內(nèi)在邏輯關(guān)系，英國國際發(fā)展署(DFID，2000)提出的可持續(xù)生計分析框架(SLA框架)提供了一種研究思路：該框架由脆弱性背景、生計資本、結(jié)構(gòu)和過程轉(zhuǎn)變、生計策略和生計輸出等幾個部分組成；沖擊、趨勢和組織環(huán)境營造的脆弱性背景決定了貧困人口(脫貧家庭)所掌握的生計資產(chǎn)，并與之一起通過“結(jié)構(gòu)和過程轉(zhuǎn)變”影響農(nóng)戶的生計策略，最終導致了農(nóng)戶家庭的生計輸出結(jié)果，即生計活動所得(Chambers & Conway, 1992)。

基于上述框架，直接影響生計策略的生計資本包括人力資本、社會資本、自然資本、物質(zhì)資本、金融資本(見圖1)。人力資本多用教育程度、健康水平、技能情況、撫養(yǎng)負擔等指標衡量(孫晗霖等，2019；周亞虹等，2010)；社會資本往往與家庭親緣關(guān)系聯(lián)系在一起(王恒彥等，2013；葉靜怡和武玲蔚，2014；葉初升和羅連發(fā)，2011)；自然資本泛指家庭賴以維持生計的自然資源，生計脆弱家庭對自然資本依賴程度較高(段偉等，2015)；物質(zhì)資本多以生活耐用品存量、飲用水、基礎設施情況來表示(黎潔等,2009；翟彬和梁流濤，2015)；金融資本主要指家庭資金可借貸性或可得性( 何仁偉等，2017)。本文借鑒上述框架，圍繞脫貧農(nóng)戶生計資本、生計策略、脫貧穩(wěn)定性關(guān)系進行系統(tǒng)的實證探討。

圖1 生計資本、生計策略與脫貧穩(wěn)定性分析框架 資料來源：DFID(2000)。

在生計資本與生計策略關(guān)系上，既有研究集中在各類生計資本對生計非農(nóng)化或兼業(yè)化的影響上，但所得實證結(jié)論卻不盡一致。例如，有學者分析指出，人力資本、金融資本和社會資本對農(nóng)戶的非農(nóng)生計選擇有正向影響(趙文娟等，2016；蒙吉軍等，2013)；一些學者研究發(fā)現(xiàn)，人力資本、自然資本和物質(zhì)資本存量高的農(nóng)戶傾向從事農(nóng)業(yè)活動(Fang et al.,2014; 蘇芳等，2019；韋惠蘭和祁應軍，2016)；另有實證分析發(fā)現(xiàn)，自然資本和物質(zhì)資本提升有助于推動農(nóng)戶的生計兼業(yè)化(徐定德等，2015)。我們基于文獻梳理與比較，認為生計策略不僅受生計資本影響，還與區(qū)域特征、生計環(huán)境、制度及政策有密切關(guān)系(何仁偉等，2017)，只有置于不同區(qū)域背景下，結(jié)合制度與政策環(huán)境差異，才能全面審視生計資本對生計策略的影響。

具體到生計策略分類上，學界基于勞動力生產(chǎn)或就業(yè)方式將生計策略區(qū)分為純農(nóng)業(yè)型、純非農(nóng)型或兼業(yè)型(蘇芳等，2009；趙雪雁，2013；陳良敏等，2020)，收入結(jié)構(gòu)是其重要的劃分依據(jù)，如中國農(nóng)村固定觀察點辦公室以農(nóng)業(yè)收入占家庭收入的比例，將農(nóng)戶劃分為純農(nóng)戶(高于80%)、兼業(yè)戶(I型：50%～80%；Ⅱ型：20%～50%)或純非農(nóng)戶(低于20%)。從廣義上講，農(nóng)戶生計除了涵蓋家庭成員的自主謀生方式，還應包含來自政府或社區(qū)的服務、福利(Blackwood & Lynch，1994)，特別是以“三區(qū)三州”為代表的原深度貧困地區(qū)，生計資本匱乏容易造成家庭生計自主性不足，在生計方式上產(chǎn)生政府依賴或“福利效應”。本文將特別關(guān)注脫貧農(nóng)戶生計對福利或政策的依賴效應。

關(guān)于生計策略選擇的可持續(xù)減貧效應，有較多的研究表明，非農(nóng)就業(yè)或兼業(yè)是農(nóng)戶可持續(xù)減貧的有效途徑(葛霆，2014；張鵬瑤等，2019)；政策依賴可能削弱農(nóng)戶自主脫貧動能，影響脫貧可持續(xù)(雷蕾，2019；馬小虎，2017)，但對不同收入分位點的家庭而言，政策幫扶效果也有差異(李波等，2017)。本文圍繞不同生計策略對脫貧穩(wěn)定性的影響進行更為系統(tǒng)的實證探討。一些學者就如何實現(xiàn)穩(wěn)定脫貧也展開過較多討論(王小林，2016；鄭秉文，2019)，但其大多仍停留在理念闡釋和對策探討上，缺乏實證檢驗，這可能與脫貧穩(wěn)定性不易界定與測度有關(guān)。有學者基于貧困脆弱性或可持續(xù)生計的概念來評價脫貧穩(wěn)定性(高若晨和李實，2018；劉子寧等，2019；王富珍等，2019；胡原和曾維忠，2019)，但其依賴于未來情景預測，缺乏實證分析的數(shù)據(jù)基礎，也有學者監(jiān)測農(nóng)戶前后兩年收入的動態(tài)變化衡量脫貧穩(wěn)定性(李雨等，2019)，但監(jiān)測時期較短，且限于“不返貧”這一底線標準。

本文認為，穩(wěn)定脫貧作為一種可持續(xù)的高質(zhì)量脫貧狀態(tài)，首先要維持“不返貧”的底線標準，其次要產(chǎn)生“自主內(nèi)生發(fā)展”的可持續(xù)發(fā)展能力，因而穩(wěn)定脫貧是脫貧不返貧韌性與脫貧發(fā)展能力的耦合提升狀態(tài)。針對脫貧不返貧的韌性，可采用“收入穩(wěn)定達標”指標來測度。國務院扶貧開發(fā)領(lǐng)導小組出臺的《關(guān)于建立防止返貧監(jiān)測和幫扶機制的指導意見》中提出，監(jiān)測建檔立卡已脫貧但不穩(wěn)定戶、收入略高于建檔立卡貧困戶的邊緣戶，其主要是人均可支配收入低于國家扶貧標準1.5倍左右的家庭。據(jù)此，本文將農(nóng)戶脫貧之后始終維持在脫貧線1.5倍以上，即2018～2021年家庭人均收入始終在當年貧困線1.5倍以上(樣本村戶在2018年均實現(xiàn)脫貧退出)，作為脫貧不返貧韌性的代理指標。針對脫貧發(fā)展的能力，學界缺乏統(tǒng)一測度方法，本文根據(jù)秦巴山區(qū)和甘孜州村戶調(diào)研的狀況，將脫貧農(nóng)戶“是否具有扶貧小額信貸的還款能力”作為脫貧發(fā)展能力的代理指標。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)數(shù)據(jù)來源與典型事實：對甘孜州和秦巴山區(qū)的實地調(diào)研

考慮到貧困深度的不同，以及人口特征上的差異性，本文選擇秦巴山區(qū)(四川部分)和甘孜藏族自治州作為一般貧困退出區(qū)域和深度貧困退出區(qū)域的典型代表，進行脫貧村戶抽樣調(diào)查，以進行農(nóng)戶家庭生計資本、生計策略與脫貧穩(wěn)定性的比較研究。

1.貧困及脫貧情況的區(qū)域比較

秦巴山區(qū)作為14個集中連片貧困地區(qū)之一，是一般貧困退出地區(qū)的代表，過去致貧主因是資源稟賦差、產(chǎn)業(yè)層次低、生產(chǎn)就業(yè)機會有限。以秦巴山區(qū)四川15縣為例，致貧主因是資本與技術(shù)缺乏，生產(chǎn)方式單一，農(nóng)戶分散種植藥材、核桃等作物，附加值低、經(jīng)營風險大。經(jīng)過精準扶貧，脫貧農(nóng)戶外出務工增加，交通、醫(yī)療、教育短板補強，但面臨鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)造血能力差、內(nèi)生動能不足問題。

四川省甘孜藏族自治州是“三區(qū)三州”脫貧退出區(qū)域型代表。相比內(nèi)陸連片貧困退出區(qū)域，甘孜州過去致貧主因是地處偏遠、交通差，海拔高、溫度低，現(xiàn)代化進程滯緩、民族宗教問題交織，居民教育文化水平不足，生產(chǎn)生活過于依賴本地資源。經(jīng)過脫貧攻堅，這些地區(qū)交通條件、公共服務有較大改善，社會發(fā)展和精神文明程度顯著提升，居民普遍實現(xiàn)“兩不愁、三保障”和用水安全。但是，從集中性脫貧攻堅轉(zhuǎn)向常態(tài)化脫貧鞏固與鄉(xiāng)村振興，這些地區(qū)農(nóng)牧民家庭受制于經(jīng)濟基礎薄弱，以及教育文化、風俗習慣等因素制約，外出務工等自主生計能力不足，對轉(zhuǎn)移支付、對口支援及政策幫扶存在依賴性。

通過對四川秦巴山區(qū)與甘孜州的調(diào)研對比可發(fā)現(xiàn)：(1)從致貧返貧成因看，秦巴山區(qū)主要是產(chǎn)業(yè)層次低、家庭勞動力病殘情況嚴重、基礎設施條件差，而甘孜州主要是教育文化水平低、地理區(qū)位與環(huán)境惡劣、基礎設施條件差；(2)從脫貧生計及收入來源看，兩地都存在務工、種養(yǎng)以及轉(zhuǎn)移支付三種途徑，但相比秦巴山區(qū)，甘孜州農(nóng)戶務工收入占比更低，轉(zhuǎn)移支付收入占比更高；(3)兩地勞動力或人力資本存在顯著差異，秦巴山區(qū)脫貧農(nóng)戶家庭勞動力存在病殘比例較高，而甘孜州農(nóng)牧民教育文化水平相對更低，絕大多數(shù)為小學及以下；(4)兩地脫貧農(nóng)戶“三保障”水平差異不大，甘孜州交通基建狀況存在相對不足的現(xiàn)象。

2.樣本數(shù)據(jù)的調(diào)研獲取

本文數(shù)據(jù)來源于作者調(diào)研團隊對甘孜藏族自治州和秦巴山區(qū)的貧困縣村戶調(diào)查。調(diào)研團隊于2019年9月、2019年12月前往秦巴山區(qū)、甘孜州進行了第一次實地入戶考察，又于2021年4月、2021年12月進行了第二次入戶調(diào)查。調(diào)研中的分層抽樣程序如下：第一步，在甘孜藏族自治州選取D縣與E縣，考慮地理位置與資源稟賦分布均衡，抽取3個近郊村和3個遠郊村；在秦巴山區(qū)(四川部分)選取X縣與Y縣，考慮地理位置資源稟賦分布均衡，抽取8個村。第二步，在兩地共14個抽樣村中，考慮區(qū)位與家庭特征的均衡性，進行脫貧農(nóng)戶的調(diào)查單位抽樣，確定1400戶家庭進行入戶訪談(均在2018年實現(xiàn)脫貧)。訪談對象為戶主(家庭支柱)或配偶，兩個調(diào)查員一組，一人訪問，一人錄問卷APP，最終得到覆蓋2018～2021年，涉及生計資本、生計方式與脫貧狀況信息的有效樣本1340份，包括秦巴山區(qū)樣本村戶數(shù)據(jù)716份和甘孜州樣本村戶數(shù)據(jù)624份。此外，還在調(diào)研的縣、鄉(xiāng)、村召開了座談訪談會議，并查閱樣本農(nóng)戶建檔立卡資料信息，用以佐證訪談信息。

3.生計狀況的分布特征

(1)脫貧農(nóng)戶生計策略的多樣化分布。本文基于對農(nóng)戶生計方式調(diào)查及收入來源統(tǒng)計，將農(nóng)戶生計策略界分為以轉(zhuǎn)移性收入為主的政策依賴型生計和以農(nóng)業(yè)經(jīng)營與務工經(jīng)商為主的自主發(fā)展型生計。總體而言，樣本農(nóng)戶中有超過70%的家庭具有生計自主性，但接近30%的農(nóng)戶生計依賴于政策幫扶。分地區(qū)看，甘孜州樣本農(nóng)戶生計依賴政策的比例為59.13%，這一比例遠超秦巴山區(qū)樣本農(nóng)戶(見表1)。此外，從農(nóng)戶生計的非農(nóng)化趨勢看，約2/3的脫貧農(nóng)戶家庭為非農(nóng)主導型生計，1/3的家庭仍然以農(nóng)業(yè)生計經(jīng)營為主，其中甘孜州樣本農(nóng)戶中超過55%的脫貧家庭仍以務農(nóng)生計為主(見表2)。

表1 樣本農(nóng)戶的生計自主性和政策依賴性

表2 樣本農(nóng)戶生計的非農(nóng)化趨勢

(2)樣本農(nóng)戶脫貧穩(wěn)定性的調(diào)查情況。從樣本農(nóng)戶脫貧穩(wěn)定性調(diào)查統(tǒng)計來看，總體上有超過46%的農(nóng)戶家庭脫貧穩(wěn)定性不足，特別是甘孜州脫貧不穩(wěn)定性家庭占樣本農(nóng)戶的比例達到76.44%(見表3)。

表3 樣本農(nóng)戶脫貧穩(wěn)定性情況

(二)模型設定與變量說明

1.生計資本與生計策略

生計策略為二元變量，研究生計資本對生計策略的影響時，采用Logit模型，如下所示：

(1)

其中，模型的因變量為是否選擇或形成某種生計策略，“是”賦值為1，“否”賦值為0。Pi表示選擇某種生計策略的概率。Ωi衡量了某種生計策略選擇的發(fā)生相對于不發(fā)生的概率或程度，其值越大，表明事件發(fā)生的概率越高。εi為隨機擾動項，代表事件發(fā)生概率的擾動，以及數(shù)據(jù)在統(tǒng)計、整理中所出現(xiàn)的誤差。α為截距項，β1,…，βn為生計資本影響生計策略的回歸系數(shù)。

被解釋變量為農(nóng)戶的生計策略，解釋變量為農(nóng)戶的生計資本，變量具體說明如下。

(1)被解釋變量：農(nóng)戶家庭生計策略。本文使用收入結(jié)構(gòu)來衡量生計策略，根據(jù)調(diào)研發(fā)現(xiàn)，脫貧農(nóng)戶家庭收入主要包括轉(zhuǎn)移性收入、工資性收入和經(jīng)營性收入，財產(chǎn)性收入極少，可忽略不計。首先，根據(jù)轉(zhuǎn)移性收入在家庭總收入中的占比(是否高于50%)來判斷農(nóng)戶為政策依賴型生計或自主發(fā)展型生計：轉(zhuǎn)移收入占比超過50%，則為政策依賴型生計，賦值為1；否則為自主發(fā)展型生計，賦值為0。其次，比較農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入和務工工資性收入的大小，可判定農(nóng)戶生計的非農(nóng)化偏向：若是農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入大于工資性收入，可以判定脫貧農(nóng)戶家庭為農(nóng)業(yè)為主型生計，賦值為1；否則為非農(nóng)主導型生計，賦值為0。

(2)解釋變量：五方面的生計資本以及扶貧政策狀況。使用戶主性別、家庭人口數(shù)、健康情況作為人力資本的代理指標；使用農(nóng)用地占有情況衡量家庭自然資本；使用自來水接入情況衡量家庭物質(zhì)資本；使用扶貧干部年均入戶訪問次數(shù)和親友對其經(jīng)營或就業(yè)的幫助衡量社會資本；以信貸可得性作為其家庭金融資本的代理指標。

(3)控制變量：生計策略的形成不僅受生計資本影響，還受制于一定的制度、政策，因此本文加入產(chǎn)業(yè)扶貧政策和就業(yè)創(chuàng)業(yè)幫扶政策作為控制變量，分別以是否獲得資金或?qū)嵨镏С侄l(fā)展產(chǎn)業(yè)、家庭成員參加就業(yè)培訓次數(shù)作為度量指標。

2.生計策略與脫貧穩(wěn)定性

是否穩(wěn)定脫貧也是一個二元變量，因此仍使用Logit模型研究生計策略對其的影響。

(2)

其中，因變量為是否穩(wěn)定脫貧，“是”賦值為1，“否”則賦值為0；Pi表示符合上述定義的概率；Ωi表示穩(wěn)定脫貧相對于非穩(wěn)定脫貧發(fā)生的概率，εi為隨機擾動項，α為截距項，含義與模型(1)相同；β1為生計策略影響脫貧穩(wěn)定性的回歸系數(shù)，γ1，…，γn為控制變量的回歸系數(shù)。

在研究生計策略對脫貧穩(wěn)定性的影響時，被解釋變量為農(nóng)戶脫貧穩(wěn)定性，解釋變量為農(nóng)戶生計策略，變量具體說明如下。

(1)被解釋變量：農(nóng)戶脫貧穩(wěn)定性。本文從脫貧不返貧韌性與脫貧發(fā)展能力兩方面衡量脫貧穩(wěn)定性，分別使用“家庭人均收入是否連續(xù)四年超過貧困線1.5倍”與“是否具有扶貧小額信貸還款能力”兩個代理指標?？紤]到脫貧后不返貧的韌性反映穩(wěn)定脫貧的基礎內(nèi)涵，優(yōu)先使用“家庭人均收入是否連續(xù)四年超過貧困線1.5倍”作為主回歸模型中的被解釋變量，而將脫貧發(fā)展能力的代理指標作為穩(wěn)健性檢驗中的被解釋變量。

國務院扶貧開發(fā)領(lǐng)導小組發(fā)布的《關(guān)于建立防止返貧監(jiān)測和幫扶機制的指導意見》將人均可支配收入低于國家扶貧標準1.5倍左右的家庭作為監(jiān)測對象，即事實上的不穩(wěn)定脫貧監(jiān)測對象。因此本文將當期貧困線標準的1.5倍設置為穩(wěn)定脫貧線，并且依據(jù)連續(xù)四年的動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)來判斷農(nóng)戶是否穩(wěn)定脫貧，當樣本農(nóng)戶家庭人均收入在2018～2021年連續(xù)四年超過貧困線1.5倍時，即認定為穩(wěn)定脫貧農(nóng)戶，賦值為1，否則賦值為0。

(2)解釋變量：農(nóng)戶生計策略，為二元變量，具體包括是否為政策依賴型生計，或者自主發(fā)展型生計，變量定義同前。此外，生計策略選擇還可以選擇定量指標，即基于轉(zhuǎn)移收入占比、農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入占比的絕對數(shù)值大小，判斷生計的政策依賴程度、非農(nóng)化程度。

(3)控制變量：農(nóng)戶各種生計資本和享受的扶貧政策狀況，變量定義同前。

具體變量設定與測度如表4所示。

表4 變量的界定與測度

續(xù)表

四、計量結(jié)果分析

(一)何以陷入政策依賴：生計資本對政策依賴型生計的影響

如表5所示，第(1)列展示了甘孜州樣本村戶生計資本對政策依賴型生計影響的回歸結(jié)果，第(2)列展示了秦巴山區(qū)樣本村戶的回歸結(jié)果。甘孜州的回歸結(jié)果顯示，3個衡量家庭人力資本的指標均對政策依賴型生計產(chǎn)生顯著影響，其中戶主性別、家庭人口數(shù)對因變量產(chǎn)生負效應，家庭成員健康情況產(chǎn)生正效應，即表明戶主為男性、家庭人口數(shù)多的農(nóng)戶不易陷入生計政策依賴，而存在病殘成員的家庭更易陷入政策依賴。接入自來水所代表的物質(zhì)資本儲量也有助于緩解政策依賴，但與自然資本和金融資本有關(guān)的指標并未產(chǎn)生顯著影響。此外，產(chǎn)業(yè)幫扶對農(nóng)戶生計的政策依賴產(chǎn)生顯著的負向影響，獲得產(chǎn)業(yè)幫扶的家庭更傾向于獨立發(fā)展產(chǎn)業(yè)獲得自主生計動能。秦巴山區(qū)的回歸結(jié)果顯示，只有家庭人口數(shù)和信貸可得性對農(nóng)戶陷入生計依賴的概率產(chǎn)生負向影響。比較而言，甘孜州樣本農(nóng)戶家庭的人力資本、物質(zhì)資本越豐富，家庭生計陷入生計依賴的概率越低，但自然資本、社會資本和金融資本的影響不顯著；而秦巴山區(qū)家庭人力資本和金融資本越豐富，家庭生計陷入生計依賴概率越低，但物質(zhì)資本、社會資本和自然資本未對生計策略產(chǎn)生顯著影響。

表5 何以陷入政策依賴：生計資本對政策依賴型生計的影響

續(xù)表

(二)何以導致生計非農(nóng)化：生計資本對農(nóng)業(yè)為主型生計的影響

生計非農(nóng)化是中國農(nóng)戶家庭生計策略變化的重要趨勢(陳良敏等，2020)。本文考慮生計非農(nóng)化視角，將農(nóng)戶生計策略界分為農(nóng)業(yè)為主型生計與非農(nóng)主導型生計，考察農(nóng)戶生計資本對其選擇農(nóng)業(yè)為主型生計的影響。表6展示了分地區(qū)回歸結(jié)果。在甘孜州，家庭成員是否存在病殘情況對農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)為主型生計產(chǎn)生正向影響，即有病殘成員的家庭有更大概率選擇農(nóng)業(yè)為主型生計；物質(zhì)資本指標(接入自來水)，以及就業(yè)創(chuàng)業(yè)幫扶政策對農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)為主型生計有負向影響。在秦巴山區(qū)，家庭人口數(shù)量對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)為主型生計選擇有負向影響，表明成員越多農(nóng)戶越不可能選擇農(nóng)業(yè)為主的生計，這一結(jié)果與較多文獻結(jié)論一致，如蒙吉軍等(2013)、韋惠蘭等(2016)都得到了人力資本存量豐富的農(nóng)戶更傾向于選擇非農(nóng)活動這一結(jié)論；親友幫助、產(chǎn)業(yè)扶貧政策對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)為主型生計選擇產(chǎn)生正效應，表明在農(nóng)戶獲得社會資本網(wǎng)絡及產(chǎn)業(yè)政策支持后，有更大概率選擇在本地開展農(nóng)業(yè)經(jīng)營。比較而言，在甘孜州，人力資本、物質(zhì)資本和就業(yè)創(chuàng)業(yè)幫扶政策對農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)為主型生計產(chǎn)生負向影響，金融資本和社會資本未對其產(chǎn)生顯著影響；在秦巴山區(qū)，人力資本對農(nóng)戶以農(nóng)業(yè)為主型的生計選擇有負向影響，而社會資本和產(chǎn)業(yè)扶貧政策對其有正向影響，物質(zhì)資本、自然資本和金融資本未產(chǎn)生顯著影響。

表6 何以導致生計非農(nóng)化：生計資本對農(nóng)業(yè)為主型生計的影響

(三)生計策略對脫貧穩(wěn)定性的影響

我們對生計策略進行定性和定量刻畫，據(jù)此分別進行生計策略影響農(nóng)戶脫貧穩(wěn)定性的實證分析，回歸結(jié)果如表7、表8所示。

表7 生計策略對脫貧穩(wěn)定性的影響：基于生計策略的定性界分

續(xù)表

表8 生計策略對脫貧穩(wěn)定性的影響：基于生計策略的定量測度

用政策依賴型生計或農(nóng)業(yè)為主型生計這些定性指標刻畫生計策略，實證分析表明，在甘孜州，政策依賴型生計對農(nóng)戶脫貧穩(wěn)定性影響的估計系數(shù)為0.811**(0.318)，生計對政策有嚴重依賴的農(nóng)戶家庭有更大的概率可以實現(xiàn)穩(wěn)定脫貧；在秦巴山區(qū)，政策依賴型生計對農(nóng)戶脫貧穩(wěn)定性影響的估計系數(shù)為-1.036*(0.604)，生計對政策有嚴重依賴的農(nóng)戶家庭陷入非穩(wěn)定脫貧的概率更高。此外，以農(nóng)業(yè)為主的生計策略對兩地農(nóng)戶脫貧穩(wěn)定性均未產(chǎn)生顯著影響。

用轉(zhuǎn)移性收入占比或農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入占比這些定量指標刻畫生計策略，實證分析表明，轉(zhuǎn)移性收入占比對脫貧穩(wěn)定性影響系數(shù)在甘孜州和秦巴山區(qū)樣本中分別為1.614**(0.751) 和-2.099***(0.680)，進一步驗證了上述基于定性指標的實證分析結(jié)論。另外，秦巴山區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入占比對脫貧穩(wěn)定性的估計系數(shù)為-1.512**(0.735)，表明家庭農(nóng)業(yè)收入占比越高，其脫貧穩(wěn)定性越差，以農(nóng)業(yè)為主的生計策略不利于穩(wěn)定脫貧；但農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入占比對脫貧穩(wěn)定性的影響在甘孜州樣本農(nóng)戶中未得到顯著體現(xiàn)。

比較而言，在甘孜州和秦巴山區(qū)，政策依賴型生計對脫貧穩(wěn)定性產(chǎn)生了不同的影響：在甘孜州，生計依賴政策的農(nóng)戶脫貧穩(wěn)定性可能更高；在秦巴山區(qū)，生計依賴政策的農(nóng)戶更可能處于非穩(wěn)定脫貧狀態(tài)。這與“三區(qū)三州”長期以來獲得較多轉(zhuǎn)移支付或政策支持有關(guān)。此外，在秦巴山區(qū)等一般脫貧地區(qū)，以農(nóng)業(yè)為主的生計并非穩(wěn)定脫貧的長久之策。

(四)穩(wěn)健性檢驗

我們通過替換模型的方法，對生計資本影響生計策略的實證分析進行穩(wěn)健性檢驗。具體而言，將Logit模型改為Probit模型，回歸結(jié)果如表9所示，結(jié)果基本一致，驗證了穩(wěn)健性。

表9 穩(wěn)健性檢驗：生計資本對政策依賴型生計的影響

如前所述，我們將脫貧穩(wěn)定性闡釋為脫貧不返貧的韌性與脫貧發(fā)展能力兩個層次的含義，前者作為穩(wěn)定脫貧基本標準，可用“家庭人均收入連續(xù)四年超過脫貧線的1.5倍”衡量，后者作為穩(wěn)定脫貧的可持續(xù)或能力標準，可用“是否具有扶貧小額信貸償還能力”作為代理指標。在前面實證分析中，我們選擇人均收入脫貧穩(wěn)定性指標，在此處的穩(wěn)健性檢驗部分，使用小額信貸償還能力作為脫貧穩(wěn)定性度量指標，將被解釋變量替換為“是否具有扶貧小額信貸償還能力”這一“0-1”變量進行穩(wěn)健性分析，回歸結(jié)果如表10、表11所示，驗證了穩(wěn)健性。

表10 穩(wěn)健性檢驗：生計資本對以農(nóng)業(yè)為主型生計的影響

表11 穩(wěn)健性檢驗：生計策略對脫貧穩(wěn)定性的影響

五、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文基于甘孜州和秦巴山區(qū)的村戶調(diào)研數(shù)據(jù)，圍繞生計資本對生計策略的影響，以及生計策略對脫貧穩(wěn)定性的影響進行實證考察，得到如下發(fā)現(xiàn)及結(jié)論。

第一，生計資本對生計策略選擇或形成呈現(xiàn)差異化影響。人力資本帶來的影響最顯著，自然資本的影響最弱。家庭成員數(shù)量及其健康狀況影響到脫貧農(nóng)戶生計的政策依賴性，關(guān)系到其生計非農(nóng)化，即成員數(shù)量多或病殘成員較少意味著農(nóng)戶生計自主性較強且非農(nóng)化傾向明顯。物質(zhì)資本、社會資本和金融資本也有一定影響，但自然資本卻對農(nóng)戶生計策略未有顯著影響。

第二，生計資本和扶貧政策對生計策略影響存在區(qū)域異質(zhì)性。在甘孜州樣本中，物質(zhì)資本和就業(yè)創(chuàng)業(yè)幫扶政策對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)為主型生計產(chǎn)生負向影響，但在秦巴山區(qū)不顯著；在秦巴山區(qū)樣本中，社會資本和產(chǎn)業(yè)扶貧政策對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)為主型生計呈現(xiàn)負向影響，但在甘孜州不顯著。

第三，生計策略對脫貧穩(wěn)定性的影響存在區(qū)域異質(zhì)性。政策依賴型生計提升了甘孜州樣本農(nóng)戶脫貧穩(wěn)定性，但卻降低了秦巴山區(qū)樣本農(nóng)戶脫貧穩(wěn)定性。選擇農(nóng)業(yè)為主型生計的秦巴山區(qū)樣本農(nóng)戶更易缺乏脫貧穩(wěn)定性，但在甘孜州樣本中卻未發(fā)現(xiàn)此效應。若以家庭小額信貸償還能力衡量脫貧穩(wěn)定性時，農(nóng)業(yè)為主型生計對兩地農(nóng)戶脫貧穩(wěn)定性都產(chǎn)生了負向影響。

(二)啟示與建議

上述研究發(fā)現(xiàn)為新時期因地制宜引導農(nóng)戶優(yōu)化生計策略融入鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，推動鞏固拓展脫貧攻堅成果與鄉(xiāng)村振興有效銜接，提供了啟示和建議。

1.聚焦脫貧穩(wěn)定性進行返貧致貧風險的生計溯源，完善規(guī)模性返貧監(jiān)測與幫扶機制

圍繞脫貧韌性與發(fā)展能力構(gòu)建農(nóng)戶脫貧穩(wěn)定性度量框架，完善脫貧人口返貧致貧風險評估體系，進行返貧致貧風險的生計溯源，找到其生計資本與生計策略上的返貧致貧風險點。區(qū)分以農(nóng)業(yè)為主型與非農(nóng)主導型生計農(nóng)戶，政策依賴型生計與自主發(fā)展型生計農(nóng)戶，開展各生計類型家庭的風險監(jiān)測與施策幫扶，既要監(jiān)測脫貧收入特別是家庭經(jīng)營凈收入穩(wěn)定性，又要關(guān)注產(chǎn)業(yè)經(jīng)營可持續(xù)性或就業(yè)、務工質(zhì)量。區(qū)分“三區(qū)三州”地區(qū)和一般脫貧退出地區(qū)，構(gòu)建規(guī)模性返貧致貧風險的常態(tài)化區(qū)域監(jiān)測與防范體制，提升民族地區(qū)脫貧村戶生計自主性。

2.提升脫貧戶人力資本水平以強化生計賦能，因地制宜推動脫貧戶融入城鄉(xiāng)經(jīng)濟循環(huán)

用發(fā)展方法鞏固脫貧成果。家庭人力資本提升為脫貧農(nóng)戶提供更多生計空間和生計動能。在優(yōu)化技能培訓提升農(nóng)戶人力資本和生計能力同時，因地制宜引導脫貧農(nóng)戶優(yōu)化生計策略，使之充分融入鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興和城鄉(xiāng)經(jīng)濟循環(huán)，實現(xiàn)持續(xù)增收。在以甘孜州為代表的“三區(qū)三州”地區(qū)，考慮當前農(nóng)戶穩(wěn)定脫貧仍離不開幫扶或政策兜底，應繼續(xù)聚焦產(chǎn)業(yè)和就業(yè)幫扶，提升中央財政銜接推進鄉(xiāng)村振興補助資金用于助農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展比重；開發(fā)與用好鄉(xiāng)村公益崗位、幫扶車間、以工代賑項目，發(fā)展電商、直播等新業(yè)態(tài)。在秦巴山區(qū)等一般脫貧地區(qū)，補齊技術(shù)、設施、營銷等短板，強化龍頭企業(yè)帶動作用，促進特色優(yōu)勢富民產(chǎn)業(yè)提檔升級，做好東西部地區(qū)勞務協(xié)作和省內(nèi)轉(zhuǎn)移就業(yè)，為脫貧農(nóng)戶自主靈活就業(yè)或務工經(jīng)商提供有效的支持與引導。

3.對不同資源稟賦脫貧地區(qū)、不同生計資本脫貧村戶進行脫貧振興分類幫扶和精準施策

區(qū)分“三區(qū)三州”和一般脫貧地區(qū)，分類編制鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接實施方案，因地制宜構(gòu)建鞏固脫貧與鄉(xiāng)村振興有效銜接成效監(jiān)測與評價機制。在以甘孜州為代表的“三區(qū)三州”地區(qū)，強化教育、醫(yī)療干部人才組團式幫扶，提升扶貧扶志扶智成效；在秦巴山區(qū)代表的一般脫貧退出地區(qū)，做好科技特派團選派，推行產(chǎn)業(yè)技術(shù)顧問制度，加大對鄉(xiāng)村振興重點幫扶縣信貸資金投入和保險保障力度。區(qū)分不同生計資本與生計策略類型，推動脫貧農(nóng)戶幫扶政策落地見效。針對采用農(nóng)業(yè)為主型生計的脫貧農(nóng)戶，落實好技術(shù)、保險、土地、電商以及農(nóng)業(yè)補貼方面支持政策，牢牢守好保障國家糧食安全和不發(fā)生規(guī)模性返貧兩條底線；針對非農(nóng)主導型生計的脫貧農(nóng)戶，通過合理運用小額信貸、勞務組織，以及自主創(chuàng)業(yè)和靈活就業(yè)等支持政策，確保這類脫貧家庭和人口以可持續(xù)生計內(nèi)生融入城鄉(xiāng)經(jīng)濟循環(huán)。