我国直过民族稳定脱贫影响因素的实证分析——以独龙族全样本为例

戴琼瑶 刘家强 唐代盛

[提要]本文以独龙族为例，采用2014-2018年全样本数据，运用Logistic回归分析和主成分回归分析，实证结果发现，影响我国直过民族稳定脱贫的因素通过经济资本、人力资本、社会资本、物质资本和自然资本呈现，脱贫人口稳定脱贫专有特征明显，脱贫人口受教育程度、技能水平体现的人力资本、经济性土地面积比例、非转移性收入体现的经济资本以及入户路类型体现的社会资本对直过民族稳定脱贫有显著正向影响，表明影响我国直过民族稳定脱贫因素呈现“外生赋予”向“内生增能”的演进，本文研究结论对我国直过民族反贫困范式转型具有重要启示。

引言

杰弗里(Sachs Jeffrey, 2005)认为：“贫穷并非与生而来，如果私人市场力量与公共政策相互补充，加上和谐的全球治理体系，人类完全有能力在2025年消灭绝对贫困。”[1]2018年独龙族实现整族脱贫，这是直过民族历史上第一个整族摆脱绝对贫困的民族。然而，贫困人口在统计上的消失，并不意味着贫困问题的终结。十九大报告首次提出稳定脱贫概念，强调要实现已脱贫人口的稳定脱贫。2018年，国家乡村振兴战略规划(2018-2022)也明确提出，激发贫困人口内生动力，实现可持续稳固脱贫。我国“直过民族”是在特定历史阶段产生的，是中国历史进程中一个特殊概念和称谓，是指在新中国成立以后，直接从原始社会末期跨越奴隶社会、封建社会、资本主义社会等多个社会形态过渡到社会主义社会的少数民族。对于刚刚越过贫困标准线，世居边疆边境的直过民族脱贫人口，仍然面临重返贫困的风险，如何让他们可持续的远离贫困状态成为必须关注的重大问题。我国直过民族稳定脱贫进程中受到何种因素的影响，这些的因素是否出现新变化？需要在理论和实证上做出回应。

一、研究现状

(一)稳定脱贫内涵

脱贫人口是指，贫困人口在脱离经济性贫困状态(即绝对贫困)之后形成的一类新的人群，他们的稳定脱贫也被称之为可持续生计或者可持续脱贫。作为贫困治理理论体系之一，可持续生计有着规范的术语和框架。钱伯斯等(1992)认为，生计是一种建立在能力、资产和活动基础之上的谋生方式。[2](P.7)这一概念得到广泛的认同，后续研究沿着这一主线拓展和完善。辛格和吉尔曼(2000)认为，生计系统由经济策略、社会策略和物质策略构成，个人利用资源和机会进行选择，同时不妨碍他人的谋生机会。可持续生计是一个“能力-资产-行动”构成的复杂系统，显现出了微观层次的生计系统与影响生计的宏观政策之间的关联。[3]在多个可持续生计模型中，被广泛应用的是SLM模型(英国国际发展署,2000)。SLM模型强调贫困人口对生计资本组合，采取生计活动和生计策略，追求有利的生计结果。本文借鉴 SLM 模型并修正，构建直过民族稳定脱贫理论框架(见图1)。

图1 直过民族稳定脱贫理论框架

可持续生计为我国直过民族稳定脱贫问题研究提供了理论基础，稳定脱贫需要回答可持续生计是什么、如何实现等一系列问题。本文参考戴琼瑶、刘家强等(2019)的定义，认为稳定脱贫是脱贫人口持续远离贫困状态的一个过程，核心要素表现为自然资本、物质资本、经济资本、人力资本和社会资本，最终实现从单一维度的经济脱贫转向多维度的经济脱贫、能力脱贫、权利脱贫和心理脱贫。脱贫人口远离贫困状态在较长时期得以延续，稳定维持在非贫困阶层。[4]

(二)研究现状

古斯塔夫森等(2004)的研究发现，增加贫困家庭在教育和卫生保健方面支出可达到减贫效果。[5]尔林等的调查发现，提高贫困家庭资源的可获得性，增加新知识的学习和开发外部资源的能力可促进脱贫。[6](P.6-13)20世纪末期，可持续生计被学者广泛认同，并被用于脱贫影响研究。斯库恩斯(1998)认为，一个完整的生计维持系统，包括能力、资产以及维持生活所必需的活动，只有当生计维持系统能应对压力和打击并从中恢复，才具有可持续性；[7](P.1-22)法林顿(1999)提出，可持续生计目标具有多元性，包括收入增加、社会福利增长、脆弱性减少、自然资源持续利用等；[8](P.1-4)英国国际发展署(2000)构建可持续性生计框架，认为生计资本包括自然资本、物质资本、金融资本、人力资本和社会资本，可持续生计被普遍应用于扶贫(Smith,2001)[9]、土地利用与农户生计(Soini, 2005)[10]；菲南等(2005)对拉丁美洲农村贫困问题研究发现，农村相对于城市贫困人口减少主要是因为移徙的结果，而不是农村发展的结果。农村收入由家庭资产和资产使用环境特征解释，鉴于资产和背景的异质性，存在许多摆脱贫困的战略，包括退出农业和多元化；[11]米尔德等(2017)对生态系统服务付费(Payments for Ecosystem Services)的研究发现，由于低收入家庭和社区控制着发展中国家生态敏感的土地，有可能从生态补偿计划中获益，因此社会上各个行为者赋予了环境管理工作一种价值。[12]

张车伟(2003)采用我国贫困地区信贷和贫困调查以及农村住户调查数据研究发现，投资于营养和健康对农民摆脱贫困束缚具有至关重要的作用；[13]章元、万广华等(2009)采用2000-2004年上海市家计调查数据的分析表明，更多的市场参与显著降低了农户陷入贫困的概率，前提是农户需具有较高人力资本和较低人口负担率；[14]葛霆(2014)的研究发现，人力资本积累、政治资本提升、非农就业以及家庭就业状况改善是贫困农民群体脱贫的有效路径，而发展农业生产的脱贫效应有限；[15]闫磊和朱雨婷(2018)以2016年中国家庭追踪调查数据为样本，基于森的可行能力理论实证分析后提出，可持续稳固脱贫实现路径为“资源禀赋-生产能力-可行能力”；[16]廖文梅、乔金笛等(2019)对789户赣南原中央苏区农村贫困户调查数据的研究发现，劳动力转移通过增加家庭收入和非农收入有效促进贫困户摆脱贫困。[17]

综上，国内外学者在脱贫的基础理论、结构维度、测度方法、形成机制、策略路径等方面取得了一定的成果，为本文研究提供了很好的启发。不过目前鲜有文献直接关注直过民族稳定脱贫问题，且为数不多的相关文献主要采用了定性方法，如包路芳(2018)[18]，等等。费孝通认为，一个民族有一些不同于其他民族的风俗习惯、生活方式上的特点，成为本民族的标志。[19]我国直过民族因沿边和闭塞形成一个特殊区域，在历史上一直是我国最贫困的地区之一，他们的贫困和脱贫的属性有着显著的民族性，对直过民族经济脱贫之后如何进一步稳定脱贫仍有待于进一步观察。因而，本文关注的问题包括：一是尝试性回答稳定脱贫的内涵和外延，以及影响直过民族稳定脱贫的微观机理；二是在数据方面，由于微观数据的约束，现有研究更多采用了宏观数据或者定性研究的方法，本文将基于独龙族全样本微观数据实证研究，这在一定程度上是对直过民族稳定脱贫问题研究的补充和完善；三是本文主要针对的是脱贫之后这一群体的稳定脱贫问题，研究视角上具有一定的前瞻性和探索性。

二、数据来源、变量构造与模型设定

(一)数据来源

1.样本说明。独龙族是我国22个直过民族之一，主要聚居于独龙江，位于云南省贡山县西部，东邻丙中洛镇、茨开镇，北邻西藏自治区察隅县察瓦龙乡、竹瓦根镇，西、南邻缅甸联邦共和国克钦邦，地处北纬27°31′～28°24′，东经98°08′～98°30′，管辖马库村、巴坡村、献九当村、龙元村、迪政当村、孔当村等6个行政村。2020年，独龙江乡总人口4227人，其中独龙族占比99%。2018年底独龙江乡迪政当村最后14户45人全部脱贫，独龙族实现整族脱贫。独龙族生活于自然原始生态保留最完整、生物资源最富集的地理环境，面临的贫困问题和脱贫问题具有典型性、普遍性和长期性，这对于研究直过民族稳定脱贫问题具有样本代表性。

2.数据来源。本文数据来源于国家扶贫直报系统，包括所有建档立卡贫困人口和贫困村的基本情况，即生产生活条件、收入、卫计信息、易地扶贫搬迁、扶贫资金使用、扶贫项目落实、建档立卡对象增减变化等。独龙族扶贫和脱贫相关数据于2014年开始在系统中实时上报，本文采集了2014-2018年独龙族贫困及脱贫全样本数据。对于2018年独龙族整族脱贫之后的数据，以脱贫人口“回头看”为核心，因此本文没有采集2019年及之后年份的样本数据。在数据处理过程中，删除户主为15岁以下、指标取值不合理的样本。数据处理结果见表1。

表1 2014-2018年独龙族贫困人口和脱贫人口变化

(二)变量构造

本文研究直过民族稳定脱贫影响因素，将被解释变量设定为“已脱贫”或“未脱贫”，为一个二元离散变量。由于贫困人口退出以户为单位，我们以户为单位对稳定脱贫影响因素分析，农户已脱贫取值为1，未脱贫取值为0。参照英国国际发展署(2000)对可持续生计的定义，将影响直过民族稳定脱贫的解释变量设定为自然资本、物质资本、经济资本、人力资本和社会资本，并进行操作性定义。一是自然资本，反映脱贫人口自然资源和环境价值的禀赋情况，包含土地、水、草原等。参考Barbier(2010)、戴琼瑶等(2019)的定义，本文选择家庭人均土地面积、经济性土地面积等为自然资本变量；二是物质资本，反映脱贫人口将资本转化为财富的能力，包含投资水平、基础设施等。参考杨赞等(2014)的研究，本文选择家庭人均住房面积等为物质资本变量；三是经济资本，反映脱贫人口经济资源拥有情况，包含现金及其他具有实用价值的等价物。参考Bruno Bosco(2019的研究，本文选择非转移性收入比例等为经济资本变量；四是人力资本，反映脱贫人口的创造能力，包含受教育程度、健康状况等。Mushkin(1962)将教育和健康并列为人力资本框架的孪生概念，因此本文选择技能劳动力比例、健康劳动力比例等为人力资本变量；五是社会资本，反映脱贫人口参与社会活动的水平，包含参与政党和社会组织以及与外界联系的情况、政府组织和非政府组织介入脱贫活动的频率和强度。参考Bourdieu(1980)、戴琼瑶(2019)等的研究，本文选择中共党员比例、与村主干路距离等为社会资本变量。具体变量定义如表2所示：

表2 主要解释变量及其定义

(三)模型构建

Logistic回归模型作为非线性概率模型，克服了线性模型缺点(Martin,1997)。本文采用Logistic回归模型，该模型对变量要求宽松，同时非线性形式保证了概率值在有意义区间取值。Logistic回归模型设定如下：

(1)

其中，pi表示已脱贫户的稳定脱贫发生概率，α、β表示待估计系数，Xi表示影响因素，i表示农户，包括已脱贫户和未脱贫户。本文以农户脱贫状况为被解释变量y，农户处于脱贫状态赋值为1，农户处于贫困状态赋值为0。设y=1的概率为p，则y的分布函数为：

f(y)=py(1-p)(1-y);y=0,1

(2)

相应Logistic回归模型的基本形式：

(3)

式(3)中，pi表示农户稳定脱贫发生概率，βj表示回归系数，j表示影响属性，Xij(j=1,2,3,4,5)表示影响因素，其中：Xi1表示自然资本，包括家庭人均土地面积、经济性土地面积比例等，Xi2表示物质资本，包括家庭人均住房面积等，Xi3表示经济资本，包括非转移收入比例等，Xi4表示人力资本，包括劳均受教育年限、技能劳动力比例、健康劳动力比例、有无卫生厕所、家庭劳均年龄、男性劳动力比例、家庭人口抚养比等，Xi5表示社会资本，包括中共党员比例、与村主干路距离、入户路类型等。

(四)描述性统计

对已脱贫户、未脱贫户变量进行描述性统计，并对变量进行t检验和卡方检验(结果见表3)。

表3 变量的描述性统计

差异性检验表明，在自然资本方面，已脱贫户家庭人均土地面积、经济性土地面积比例高于未脱贫户；在物质资本方面，已脱贫户的家庭人均住房面积高于未脱贫户；在经济资本方面，已脱贫户的非转移性收入比例高于未脱贫户；在人力资本方面，已脱贫户的家庭劳均年龄、劳均受教育年限、技能劳动力比例、健康劳动力比例、有无卫生厕所、男性劳动力比例均高于未脱贫户；在社会资本方面，已脱贫户的中共党员比例、与村主干道距离、入户路类型优于未脱贫户。各变量在已脱贫户与未脱贫户之间通过了差异性检验。综上，我国直过民族脱贫人口与贫困人口在稳定脱贫方面具有较好的区分界限，相对贫困人口，脱贫人口拥有的资源禀赋和用途方式更具优势，经济资本具有结构性优势，更为重要的是，脱贫人口拥有更多可行能力的教育资本和健康资本，能对自身贫困和可持续生计承担个体责任，具有显著的稳定脱贫专有特征。

三、实证结果分析

(一)基准回归结果

对模型进行混合效应估计(POOLED)、随机效应估计(RE)和固定效应估计(FE)，通过豪斯曼检验((Hausman test)和LR检验，固定效应模型优于随机效应模型、混合效应模型，本文选择模型3做进一步分析。Logistic回归结果如表4所示：

表4 影响稳定脱贫Logistic模型估计结果

从直过民族传统的稳定脱贫影响因素来看，在自然资本方面，土地资源是独龙族稳定脱贫的基础性条件，家庭人均土地面积每增加一单位，农户稳定脱贫概率增加0.5个百分点。草果、重楼等特色经济作物是独龙族产业发展重点，经济性土地面积比例的增加对已脱贫户稳定脱贫有显著影响。经济性土地面积比例每增加一单位，已脱贫农户稳定脱贫的概率增加1.928倍。在物质资本方面，以家庭人均住房面积为代理变量的物质资本每增加一单位，直过民族稳定脱贫概率增加6.5个百分点，物质资本的丰裕为脱贫人口进一步推进农业规模化发展和现代化发展提供了基础条件。在经济资本方面，家庭收入变化是稳定脱贫的直接反映，除关注总量变动，家庭收入结构优化更是脱贫人口实现收入长期增长的根本保障，有助于解决他们赖以生存和发展的资本缺乏问题。农户家庭收入一般包含4类，即工资性收入、生产经营收入、财产收入和转移收入。其中，前3项收入反映脱贫人口依靠自身创造收入的能力。结果发现，非转移性收入比例上升对脱贫人口稳定脱贫概率提升具有显著正向影响。通过农业经营生产、外出务工等多个方式增加收入来源，降低转移性收入占家庭总收入的比重，有助于我国直过民族稳定脱贫。

进一步观察发现，我国直过民族稳定脱贫正在呈现“外生赋予”向“内生增能”的演进，人力资本、社会资本作为脱贫人口自我发展内在因素的作用显现。在人力资本方面，受教育年限、年龄结构等因素对脱贫人口稳定脱贫有显著正向影响，男性劳动力比例、人口抚养比等因素对脱贫人口稳定脱贫有显著负向影响，健康劳动力比例、技能劳动力比例对脱贫人口稳定脱贫没有显著影响。其中，已脱贫户的家庭劳均年龄每增加一单位，稳定脱贫概率提升5.3个百分点，年龄增加在一定程度上使得农户拥有更丰富的生产技能及生产经验，促进了农业生产过程中劳动生产率的提高(Brauw, 2012)。同时，农业具有小规模、区域性特点，农户在生产过程中会因相互模仿而趋同，降低了对劳动力需求。[20]考虑资本对劳动的替代，人口老龄化对农业规模生产具有积极作用。[21]受教育年限每增加一单位，稳定脱贫概率提升16个百分点。受教育程度的提高有助于改变脱贫人口的贫困文化意识和价值取向，有助于脱贫人口对自己的贫困承担责任，形成内生性的脱贫认知，大幅度提升了脱贫人口实现稳定脱贫的可能性；家庭男性劳动力比例每增加一单位，稳定脱贫优势比减少96.9个百分点。在传统文化中，男性劳动力主导农业生产体系，男性劳动力越多的家庭有更强的生产力。但相关研究表明，女性户主家庭的贫困程度明显低于男性户主家庭。因为女性劳动力较多的家庭面临更多生产、生活方面的脆弱性，未来收入存在较高的不确定性，导致女性劳动力会采取多种手段提高未来收入(樊丽明, 2014)；家庭人口抚养比每增加一单位，脱贫人口稳定脱贫优势比减少62.7个百分点，即拥有更多劳动力可以减轻已脱贫户的抚养负担，从而增加稳定脱贫的发生概率；劳动者技能的提升有助于促进脱贫人口生产经营过程中劳动效率的提高，但由于直过民族多个因素的制约，如主要以农业生产为主、普遍性的技能不足等，已脱贫户的家庭技能劳动力比例对稳定脱贫的影响仍然有限；在健康水平方面，有无卫生厕所是健康状况的代理变量，对脱贫人口稳定脱贫有显著正向影响。从传统旱厕到卫生厕所的转变，有效改善了脱贫人口的人居环境、村容村貌及健康状况，为直过民族稳定脱贫提供了较好的保障。在社会资本方面，中共党员身份往往意味着脱贫人口拥有一定的社会资本，而且党员作为在农村中政策知晓、文化技能较高、思想活跃的能人，有助于稳定脱贫概率的增加；道路状况作为社会资本(Bourdieu,1980)的重要构成，是影响已脱贫户稳定脱贫的重要因素之一。与村主干路的距离每增加一单位，已脱贫户稳定脱贫概率减少51.2个百分点，入户路类型对脱贫人口稳定脱贫同样有显著正向影响。从普通泥土路、砂石公路到水泥面公路、沥青路面公路的转变，让脱贫人口的社会互动更为便利，有助于在乡土社会“差序格局”中构筑良好的社会关系网络，获得更加充分的社会资本支持，提升他们抵御外部风险的能力，这是解决我国直过民族稳定脱贫的主要路径之一。

(二)稳健性检验

1.因子分析

本文进一步应用SPSS18.0对原始数据进行因子分析。在确定公因子数量时，基于公因子累计贡献率>60%，并参考特征值筛选。本文所获样本数据的KMO统计量为0.538>0.500，达到KMO值大于0.5的判别标准(Kaiser,1974)，Bartlett球形检验依据系数矩阵的行列式判断，Sig=0.000<0.050，通过了显著性检验，适合做进一步分析。公因子提取采用主成分分析法，按照kaiser(1974)的准则要求确定，选择特征值大于1的因子。由表5可知，有5个特征值大于1，依次为2.020、1.658、1.323、1.176和1.095，5个公因子的累积方差贡献率为66.107%>60%。因此，本文将这5个因子作为公因子，分别记作F1、F2、F3、F4和F5。

表5 解释的总方差

采用最大方差法对因子载荷矩阵旋转并迭代，得到旋转后的因子载荷矩阵，并根据大小排序(如表6所示)。

表6 旋转成份矩阵

非转移性收入比例、家庭人均收入和生产经营性收入比例在公因子F1上的载荷系数最大，属于经济资本方面的指标，对直过民族稳定脱贫的解释力为18.36%；家庭人均住房面积、是否通生产用电在公因子F2上的载荷系数最大，属于物质资本方面的指标，对稳定脱贫的解释力为15.07%；普通和技能劳动力比例和健康劳动力比例在公因子F3上的载荷系数最大，属于人力资本方面的指标，对稳定脱贫的解释力为12.03%；入户公路类型和是否加入农民专业合作社在公因子F4上的载荷系数最大，属于社会资本方面的指标，对稳定脱贫的解释力为10.69%；有效灌溉面积比例和家庭人均土地面积在公因子F5上的载荷系数最大，属于自然资本方面的指标，对稳定脱贫的解释力为9.95%。对F1、F2、F3、F4、F5等5个新变量，分别命名为人力资本、物质资本、经济资本、社会资本和自然资本。在此基础上，利用主成分分析结果进行主成分多元回归分析，检验5个新变量对我国直过民族稳定脱贫的影响以及预测各影响因素对稳定脱贫的发生概率，并通过将标准化方程转换为包含原始指标的一般方程，对估计结果进行稳健性检验。

2.主成分多元回归模型构建

运用主成分分析初始因子载荷矩阵数据与成分相对应的主成分特征值的商再开平方根，得到主成分F1、F2、F3、F4、F5表达式如下：

(4)

其中，Fn为根据式(4)计算得出的5组数值，n=1，2，…，5；ZXji为标准化解释变量。原始解释变量Xji标准化处理为ZXji的公式为：

(5)

(6)

ZYi为农户i稳定脱贫水平，主成分Fn作为解释变量(Fn是Xji的函数)，构建主成分回归模型，标准化回归方程为：

ZYi=∑b'nZXji

(7)

b'n为标准化回归方程的第n个回归系数，n=1，2，…，5，ZXji同上,j=1，2，…，11。

将标准化回归方程通过式(8)、(9)转化为包含原始变量的一般回归方程：

(8)

(9)

其中，b0为常数项；bj为一般回归方程的第j个偏回归系数；Lyy为被解释变量Y 的离均差平方和；Lxjxj为Xj的离均差平方和。通过将Fn的表达式带入标准化回归方程(7)，可得原始的被解释变量与解释变量的回归方程。

(3)结果分析

对主成分值Fn和被解释变量的标准值ZYi作多元回归，结果如表7所示：

表7 稳定脱贫指标主成分回归估计结果

如表7所示，独龙族稳定脱贫指标主成分回归可决系数为0.2719，F值为219.25，模型拟合效果较好。5个主成分P值均为0.000，具有统计学意义。因此，标准化回归方程为：

ZY=(2.08e-08)+0.156F1+0.148F2+0.110F3+0.040F4-0.084F5

(10)

式(10)估计结果显示，我国直过民族脱贫人口拥有的经济资本、人力资本、社会资本、物质资本和自然资本等对他们的稳定脱贫均具有显著影响，不过内部结构差异明显，影响因素正在向“内生增能”方向演进，未来要对人力资本、社会资本等内在能力进一步激发和引导，其催化效应将提升经济资本、物质资本和自然资本的使用效率，这为我国直过民族稳定脱贫找寻到了政策的重点和推进的优先秩序。特别要关注的是，自然资本在主成分多元回归估计结果中显著为负，这一结果与表4并不一致，说明自然资本对我国直过民族稳定脱贫的影响还具有一定的不确定性，这也为政策调整提供了较大的空间。独龙族有着特殊的地理环境，加之自身独特的民族习俗，在边境地区安居乐业是独龙族的理性选择，这就要求充足的自然资源禀赋及其合理利用的支持，需要进一步优化土地用途结构并合理利用。

将式(6)的表达式带入式(10)，还原为方程(11)：

Y=(2.08e-08)+0.012X1-0.033X2+0.185X3+0.257X4+0.136X5+0.053X6+0.018X7+0.103X8+0.099X9-0.018X10+0.047X11

(11)

对常数项系数为2.08e-08作删除处理，回归方程表达式简化为：

Y=0.012X1-0.033X2+0.185X3+0.257X4+0.136X5+0.053X6+0.018X7+0.103X8+0.099X9-0.018X10+0.047X11

(12)

式(12)即表示原始被解释变量与解释变量之间的因果关系。除普通和技能劳动力比例、有效灌溉面积2个影响因素，其他9个影响因素都对我国直过民族稳定脱贫产生显著正向影响，与Logistic回归结果基本一致。其中，普通和技能劳动力比例与Logistic估计结果符号相反，表明劳动力比例对稳定脱贫影响方向存在一定程度的不确定性，有效灌溉面积影响系数为负表明尽管脱贫人口拥有的有效灌溉面积有所提升，但仍有待于进一步形成对他们可持续生产经营的支持。通过主成分多元回归分析，从自然资本、物质资本、经济资本、人力资本和社会资本5个维度进一步验证了我国直过民族稳定脱贫的影响因素，与Logistic估计结果基本一致，证明了估计结果的稳健性。

四、研究结论与政策启示

(一)研究结论

本文基于2014-2018年独龙族农户家庭微观数据，应用logistic离散选择模型，从自然资本、物质资本、经济资本、人力资本和社会资本5个维度对脱贫人口稳定脱贫影响因素进行了实证分析，并采用主成分多元回归分析方法进行稳健性检验。结果发现：

一是我国直过民族脱贫人口与贫困人口在稳定脱贫水平上具有较好的区分界限，相对贫困人口，脱贫人口拥有更多可行能力的教育资本和健康资本，能对自身贫困承担个体责任，具有显著的稳定脱贫优势；二是自然经济、物质资本和经济资本仍然对我国直过民族稳定脱贫产生重要影响，特别是经济资本结构进一步优化，其对脱贫人口稳定脱贫的影响关键，既是稳定脱贫的前提，又是稳定脱贫的目的；三是我国直过民族脱贫人口具有的人力资本、社会资本等体现能力脱贫和权利脱贫的指标作用日渐显著，脱贫人口拥有更多可行能力的教育资本和健康资本，以及在乡土社会中构筑“差序格局”的社会关系网络，提升了他们抵御脱贫风险的能力。我国直过民族稳定脱贫内在因素正在呈现“外生赋予”向“内生增能”的演进方向，这有助于为脱贫人口找寻到稳定脱贫的政策重点和推进的优先秩序，从而推动我国直过民族稳定脱贫实现从“外生反贫困范式”向“内生反贫困范式”的转型。

(二)政策启示

本文研究为我国直过民族稳定脱贫实践提供了若干政策启示：一是构筑新型社会关系网络，提升脱贫人口的社会资本。在充分发挥乡土社会传统关系网络作用的基础上，进一步发展农业专业协会、经纪人协会和专业合作社等农业中介组织，依托“互联网+”信息技术和农村电商平台，搭建直过民族脱贫人口与外界的沟通和联系。二是“赋权”不是简单的“赋予权利”，更多的是对脱贫人口自身潜在能力的激发，事实上权利存在于个体之中而非个体之外。因此，“赋权”的过程不是简单的赋予和给予，而是对脱贫人口内在能力的激发和引导。脱贫人口内在能力的提升和人力资本优势的建立有赖于两大支撑：教育资本和健康资本，通过优先发展教育事业和实施健康中国战略，对两类资本主动投资以提高要素生产率，进而促进稳定脱贫和经济增长理应成为我国直过民族的“一致行动”。三是挖掘自然资本比较优势。我国直过民族有着自身特殊的地理环境和民族习俗，在边疆边境地区扎根和发展是他们的理性选择。要科学开发“直过区”可用资源，在产品培育、标准建立和业态形成等方面进行引导和扶持，让要素资源配置到高价值农业领域，实现我国直过民族的绿色发展。四是我国直过民族脱贫人口实现收入角度的脱贫并不难，但由于他们在生产生活中的风险性、损失性和经济的脆弱性等特征，当面临重大疾病风险、重大农业自然灾害等特殊事件，如果没有社会保障和福利体系的支撑，脱贫人口的返贫概率会显著增加，需要进一步完善和构架脱贫人口的社会保障体系。