农户生计选择与脱贫成果巩固：度量、机制与区域比较*

贺立龙 陶诗丹

一、引言

习近平总书记指出，乡村振兴的前提是巩固脱贫攻坚成果。要持续推动同乡村振兴战略有机衔接，确保不发生规模性返贫，切实维护和巩固脱贫攻坚战的伟大成就。(1)中央农村工作会议在京召开 习近平对做好“三农”工作作出重要指示[EB/OL].中国政府网,2021-12-26.《中共中央国务院关于做好2022年全面推进乡村振兴重点工作的意见》要求，坚持和加强党对“三农”工作的全面领导，牢牢守住保障国家粮食安全和不发生规模性返贫两条底线。在新的发展阶段，实现巩固拓展脱贫成果与乡村振兴有效衔接，关键是推进脱贫农户在乡村振兴中的生计融入。农户生计选择不仅反映脱贫人口在乡村产业振兴及城乡循环中的参与程度，而且直接关系脱贫家庭稳定脱贫和共同富裕的实现。不同地区脱贫农户的生计策略呈现哪些差异性？受哪些生计资本因素影响？怎样的生计策略有助于农户稳定脱贫？这是本文研究的问题所在。

关于生计策略及其成因与绩效，学界有较多关注。一些学者研究了生计资本对生计策略的影响(范乔希和万青,2021；吴雄周和金惠双，2021；赵文娟等，2016 )，考察了扶贫政策对农户生计策略优化与收入提升的绩效(庞洁等，2021；和月月等，2021)。而在生计选择对农户收入或生活水平的影响方面，诸多文献表明，构建多样化生计有利于家庭分散风险(Block & Webb，2001)，生计非农化或兼业化有助于农户增收脱贫(孙晗霖等，2020)。但是，在巩固脱贫与乡村振兴衔接背景下，针对脱贫农户这类脆弱家庭的生计策略及可持续脱贫效应，学界缺乏针对性研究；此外，如何衡量脱贫成果的巩固程度、测度脱贫稳定性，学界未形成统一方法或范式。由此，本文研究脱贫农户这一特定群体的生计策略及其对可持续脱贫的影响，尝试从脱贫不返贫“韧性”与脱贫发展“能力”两个维度界定和测度脱贫稳定性，实证分析生计资本、生计策略与脱贫稳定性的内在关系，为脱贫农户在乡村振兴中的生计融入与稳定脱贫提供有效引导之策。

我国贫困问题具有区域性特征。(2)习近平.在深度贫困地区脱贫攻坚座谈会上的讲话(单行本)[M].北京：人民出版社，2017.从贫困程度及成因看，脱贫攻坚区域可分为两大板块，一是以秦巴山区、乌蒙山区等为代表的一般的集中连片贫困地区；二是以“三区三州”为代表的深度贫困地区。随着脱贫攻坚取得全面胜利，上述原一般贫困地区和深度贫困地区正成为推进巩固脱贫和乡村振兴有效衔接的重难点区域。相比秦巴山区等一般的脱贫退出区域，“三区三州”深度贫困退出区域，集民族地区、边疆地区、经济落后地区于一体，自然地理、民族宗教等问题交织，巩固脱贫面临着更复杂的形势和更艰难的任务。两大板块脱贫农户在生计资本与生计策略上呈现不同结构特征与选择倾向，稳定脱贫存在不同的依赖路径与影响因素。尽管有学者考察了民族地区农户的生计特征及返贫风险(亢犁和刘芮伶，2021；艾斌等，2021；李海鹏和梅傲寒，2016)，如农牧民畜牧业经营与农业精细种养存在不同，民族村户受限于语言、宗教等因素而非农化不足，但是围绕“三区三州”脱贫村户的生计策略形成及其可持续脱贫效应，尚缺乏对标“一般贫困地区”脱贫村户的比较研究。本文以甘孜州和秦巴山区为上述两大板块的典型样本区域，开展精准脱贫家庭的抽样调查，据以进行生计资本、生计策略与脱贫稳定性的比较考察。

本文的边际贡献如下：一是聚焦于脱贫农户这一脆弱群体的生计策略与脱贫稳定性，探讨其在乡村振兴与城乡经济循环中的生计融入及可持续脱贫效应，从微观视角切入，考察巩固脱贫与乡村振兴有效衔接的主体实现；二是从脱贫不返贫“韧性”与脱贫发展“能力”两个维度出发，界定与度量农户脱贫稳定性，据以找到适宜的代理变量，实证考察生计策略对稳定脱贫的影响；三是基于秦巴山区和甘孜州的脱贫村户调研，对一般脱贫退出区域与“三区三州”深度贫困退出区域，进行生计资本、生计策略与脱贫稳定性研究的比较分析，为因地制宜引导脱贫农户优化生计策略实现脱贫成果巩固，提供研究启示和建议。

二、生计资本、生计策略与脱贫稳定性：经济度量与影响机制

关于生计资本、生计策略与稳定脱贫性的内在逻辑关系，英国国际发展署(DFID，2000)提出的可持续生计分析框架(SLA框架)提供了一种研究思路：该框架由脆弱性背景、生计资本、结构和过程转变、生计策略和生计输出等几个部分组成；冲击、趋势和组织环境营造的脆弱性背景决定了贫困人口(脱贫家庭)所掌握的生计资产，并与之一起通过“结构和过程转变”影响农户的生计策略，最终导致了农户家庭的生计输出结果，即生计活动所得(Chambers & Conway, 1992)。

基于上述框架，直接影响生计策略的生计资本包括人力资本、社会资本、自然资本、物质资本、金融资本(见图1)。人力资本多用教育程度、健康水平、技能情况、抚养负担等指标衡量(孙晗霖等，2019；周亚虹等，2010)；社会资本往往与家庭亲缘关系联系在一起(王恒彦等，2013；叶静怡和武玲蔚，2014；叶初升和罗连发，2011)；自然资本泛指家庭赖以维持生计的自然资源，生计脆弱家庭对自然资本依赖程度较高(段伟等，2015)；物质资本多以生活耐用品存量、饮用水、基础设施情况来表示(黎洁等,2009；翟彬和梁流涛，2015)；金融资本主要指家庭资金可借贷性或可得性( 何仁伟等，2017)。本文借鉴上述框架，围绕脱贫农户生计资本、生计策略、脱贫稳定性关系进行系统的实证探讨。

图1 生计资本、生计策略与脱贫稳定性分析框架 资料来源：DFID(2000)。

在生计资本与生计策略关系上，既有研究集中在各类生计资本对生计非农化或兼业化的影响上，但所得实证结论却不尽一致。例如，有学者分析指出，人力资本、金融资本和社会资本对农户的非农生计选择有正向影响(赵文娟等，2016；蒙吉军等，2013)；一些学者研究发现，人力资本、自然资本和物质资本存量高的农户倾向从事农业活动(Fang et al.,2014; 苏芳等，2019；韦惠兰和祁应军，2016)；另有实证分析发现，自然资本和物质资本提升有助于推动农户的生计兼业化(徐定德等，2015)。我们基于文献梳理与比较，认为生计策略不仅受生计资本影响，还与区域特征、生计环境、制度及政策有密切关系(何仁伟等，2017)，只有置于不同区域背景下，结合制度与政策环境差异，才能全面审视生计资本对生计策略的影响。

具体到生计策略分类上，学界基于劳动力生产或就业方式将生计策略区分为纯农业型、纯非农型或兼业型(苏芳等，2009；赵雪雁，2013；陈良敏等，2020)，收入结构是其重要的划分依据，如中国农村固定观察点办公室以农业收入占家庭收入的比例，将农户划分为纯农户(高于80%)、兼业户(I型：50%～80%；Ⅱ型：20%～50%)或纯非农户(低于20%)。从广义上讲，农户生计除了涵盖家庭成员的自主谋生方式，还应包含来自政府或社区的服务、福利(Blackwood & Lynch，1994)，特别是以“三区三州”为代表的原深度贫困地区，生计资本匮乏容易造成家庭生计自主性不足，在生计方式上产生政府依赖或“福利效应”。本文将特别关注脱贫农户生计对福利或政策的依赖效应。

关于生计策略选择的可持续减贫效应，有较多的研究表明，非农就业或兼业是农户可持续减贫的有效途径(葛霆，2014；张鹏瑶等，2019)；政策依赖可能削弱农户自主脱贫动能，影响脱贫可持续(雷蕾，2019；马小虎，2017)，但对不同收入分位点的家庭而言，政策帮扶效果也有差异(李波等，2017)。本文围绕不同生计策略对脱贫稳定性的影响进行更为系统的实证探讨。一些学者就如何实现稳定脱贫也展开过较多讨论(王小林，2016；郑秉文，2019)，但其大多仍停留在理念阐释和对策探讨上，缺乏实证检验，这可能与脱贫稳定性不易界定与测度有关。有学者基于贫困脆弱性或可持续生计的概念来评价脱贫稳定性(高若晨和李实，2018；刘子宁等，2019；王富珍等，2019；胡原和曾维忠，2019)，但其依赖于未来情景预测，缺乏实证分析的数据基础，也有学者监测农户前后两年收入的动态变化衡量脱贫稳定性(李雨等，2019)，但监测时期较短，且限于“不返贫”这一底线标准。

本文认为，稳定脱贫作为一种可持续的高质量脱贫状态，首先要维持“不返贫”的底线标准，其次要产生“自主内生发展”的可持续发展能力，因而稳定脱贫是脱贫不返贫韧性与脱贫发展能力的耦合提升状态。针对脱贫不返贫的韧性，可采用“收入稳定达标”指标来测度。国务院扶贫开发领导小组出台的《关于建立防止返贫监测和帮扶机制的指导意见》中提出，监测建档立卡已脱贫但不稳定户、收入略高于建档立卡贫困户的边缘户，其主要是人均可支配收入低于国家扶贫标准1.5倍左右的家庭。据此，本文将农户脱贫之后始终维持在脱贫线1.5倍以上，即2018～2021年家庭人均收入始终在当年贫困线1.5倍以上(样本村户在2018年均实现脱贫退出)，作为脱贫不返贫韧性的代理指标。针对脱贫发展的能力，学界缺乏统一测度方法，本文根据秦巴山区和甘孜州村户调研的状况，将脱贫农户“是否具有扶贫小额信贷的还款能力”作为脱贫发展能力的代理指标。

三、数据、变量与模型

(一)数据来源与典型事实：对甘孜州和秦巴山区的实地调研

考虑到贫困深度的不同，以及人口特征上的差异性，本文选择秦巴山区(四川部分)和甘孜藏族自治州作为一般贫困退出区域和深度贫困退出区域的典型代表，进行脱贫村户抽样调查，以进行农户家庭生计资本、生计策略与脱贫稳定性的比较研究。

1.贫困及脱贫情况的区域比较

秦巴山区作为14个集中连片贫困地区之一，是一般贫困退出地区的代表，过去致贫主因是资源禀赋差、产业层次低、生产就业机会有限。以秦巴山区四川15县为例，致贫主因是资本与技术缺乏，生产方式单一，农户分散种植药材、核桃等作物，附加值低、经营风险大。经过精准扶贫，脱贫农户外出务工增加，交通、医疗、教育短板补强，但面临乡村产业造血能力差、内生动能不足问题。

四川省甘孜藏族自治州是“三区三州”脱贫退出区域型代表。相比内陆连片贫困退出区域，甘孜州过去致贫主因是地处偏远、交通差，海拔高、温度低，现代化进程滞缓、民族宗教问题交织，居民教育文化水平不足，生产生活过于依赖本地资源。经过脱贫攻坚，这些地区交通条件、公共服务有较大改善，社会发展和精神文明程度显著提升，居民普遍实现“两不愁、三保障”和用水安全。但是，从集中性脱贫攻坚转向常态化脱贫巩固与乡村振兴，这些地区农牧民家庭受制于经济基础薄弱，以及教育文化、风俗习惯等因素制约，外出务工等自主生计能力不足，对转移支付、对口支援及政策帮扶存在依赖性。

通过对四川秦巴山区与甘孜州的调研对比可发现：(1)从致贫返贫成因看，秦巴山区主要是产业层次低、家庭劳动力病残情况严重、基础设施条件差，而甘孜州主要是教育文化水平低、地理区位与环境恶劣、基础设施条件差；(2)从脱贫生计及收入来源看，两地都存在务工、种养以及转移支付三种途径，但相比秦巴山区，甘孜州农户务工收入占比更低，转移支付收入占比更高；(3)两地劳动力或人力资本存在显著差异，秦巴山区脱贫农户家庭劳动力存在病残比例较高，而甘孜州农牧民教育文化水平相对更低，绝大多数为小学及以下；(4)两地脱贫农户“三保障”水平差异不大，甘孜州交通基建状况存在相对不足的现象。

2.样本数据的调研获取

本文数据来源于作者调研团队对甘孜藏族自治州和秦巴山区的贫困县村户调查。调研团队于2019年9月、2019年12月前往秦巴山区、甘孜州进行了第一次实地入户考察，又于2021年4月、2021年12月进行了第二次入户调查。调研中的分层抽样程序如下：第一步，在甘孜藏族自治州选取D县与E县，考虑地理位置与资源禀赋分布均衡，抽取3个近郊村和3个远郊村；在秦巴山区(四川部分)选取X县与Y县，考虑地理位置资源禀赋分布均衡，抽取8个村。第二步，在两地共14个抽样村中，考虑区位与家庭特征的均衡性，进行脱贫农户的调查单位抽样，确定1400户家庭进行入户访谈(均在2018年实现脱贫)。访谈对象为户主(家庭支柱)或配偶，两个调查员一组，一人访问，一人录问卷APP，最终得到覆盖2018～2021年，涉及生计资本、生计方式与脱贫状况信息的有效样本1340份，包括秦巴山区样本村户数据716份和甘孜州样本村户数据624份。此外，还在调研的县、乡、村召开了座谈访谈会议，并查阅样本农户建档立卡资料信息，用以佐证访谈信息。

3.生计状况的分布特征

(1)脱贫农户生计策略的多样化分布。本文基于对农户生计方式调查及收入来源统计，将农户生计策略界分为以转移性收入为主的政策依赖型生计和以农业经营与务工经商为主的自主发展型生计。总体而言，样本农户中有超过70%的家庭具有生计自主性，但接近30%的农户生计依赖于政策帮扶。分地区看，甘孜州样本农户生计依赖政策的比例为59.13%，这一比例远超秦巴山区样本农户(见表1)。此外，从农户生计的非农化趋势看，约2/3的脱贫农户家庭为非农主导型生计，1/3的家庭仍然以农业生计经营为主，其中甘孜州样本农户中超过55%的脱贫家庭仍以务农生计为主(见表2)。

表1 样本农户的生计自主性和政策依赖性

表2 样本农户生计的非农化趋势

(2)样本农户脱贫稳定性的调查情况。从样本农户脱贫稳定性调查统计来看，总体上有超过46%的农户家庭脱贫稳定性不足，特别是甘孜州脱贫不稳定性家庭占样本农户的比例达到76.44%(见表3)。

表3 样本农户脱贫稳定性情况

(二)模型设定与变量说明

1.生计资本与生计策略

生计策略为二元变量，研究生计资本对生计策略的影响时，采用Logit模型，如下所示：

(1)

其中，模型的因变量为是否选择或形成某种生计策略，“是”赋值为1，“否”赋值为0。Pi表示选择某种生计策略的概率。Ωi衡量了某种生计策略选择的发生相对于不发生的概率或程度，其值越大，表明事件发生的概率越高。εi为随机扰动项，代表事件发生概率的扰动，以及数据在统计、整理中所出现的误差。α为截距项，β1,…，βn为生计资本影响生计策略的回归系数。

被解释变量为农户的生计策略，解释变量为农户的生计资本，变量具体说明如下。

(1)被解释变量：农户家庭生计策略。本文使用收入结构来衡量生计策略，根据调研发现，脱贫农户家庭收入主要包括转移性收入、工资性收入和经营性收入，财产性收入极少，可忽略不计。首先，根据转移性收入在家庭总收入中的占比(是否高于50%)来判断农户为政策依赖型生计或自主发展型生计：转移收入占比超过50%，则为政策依赖型生计，赋值为1；否则为自主发展型生计，赋值为0。其次，比较农业经营性收入和务工工资性收入的大小，可判定农户生计的非农化偏向：若是农业经营性收入大于工资性收入，可以判定脱贫农户家庭为农业为主型生计，赋值为1；否则为非农主导型生计，赋值为0。

(2)解释变量：五方面的生计资本以及扶贫政策状况。使用户主性别、家庭人口数、健康情况作为人力资本的代理指标；使用农用地占有情况衡量家庭自然资本；使用自来水接入情况衡量家庭物质资本；使用扶贫干部年均入户访问次数和亲友对其经营或就业的帮助衡量社会资本；以信贷可得性作为其家庭金融资本的代理指标。

(3)控制变量：生计策略的形成不仅受生计资本影响，还受制于一定的制度、政策，因此本文加入产业扶贫政策和就业创业帮扶政策作为控制变量，分别以是否获得资金或实物支持而发展产业、家庭成员参加就业培训次数作为度量指标。

2.生计策略与脱贫稳定性

是否稳定脱贫也是一个二元变量，因此仍使用Logit模型研究生计策略对其的影响。

(2)

其中，因变量为是否稳定脱贫，“是”赋值为1，“否”则赋值为0；Pi表示符合上述定义的概率；Ωi表示稳定脱贫相对于非稳定脱贫发生的概率，εi为随机扰动项，α为截距项，含义与模型(1)相同；β1为生计策略影响脱贫稳定性的回归系数，γ1，…，γn为控制变量的回归系数。

在研究生计策略对脱贫稳定性的影响时，被解释变量为农户脱贫稳定性，解释变量为农户生计策略，变量具体说明如下。

(1)被解释变量：农户脱贫稳定性。本文从脱贫不返贫韧性与脱贫发展能力两方面衡量脱贫稳定性，分别使用“家庭人均收入是否连续四年超过贫困线1.5倍”与“是否具有扶贫小额信贷还款能力”两个代理指标。考虑到脱贫后不返贫的韧性反映稳定脱贫的基础内涵，优先使用“家庭人均收入是否连续四年超过贫困线1.5倍”作为主回归模型中的被解释变量，而将脱贫发展能力的代理指标作为稳健性检验中的被解释变量。

国务院扶贫开发领导小组发布的《关于建立防止返贫监测和帮扶机制的指导意见》将人均可支配收入低于国家扶贫标准1.5倍左右的家庭作为监测对象，即事实上的不稳定脱贫监测对象。因此本文将当期贫困线标准的1.5倍设置为稳定脱贫线，并且依据连续四年的动态监测数据来判断农户是否稳定脱贫，当样本农户家庭人均收入在2018～2021年连续四年超过贫困线1.5倍时，即认定为稳定脱贫农户，赋值为1，否则赋值为0。

(2)解释变量：农户生计策略，为二元变量，具体包括是否为政策依赖型生计，或者自主发展型生计，变量定义同前。此外，生计策略选择还可以选择定量指标，即基于转移收入占比、农业经营性收入占比的绝对数值大小，判断生计的政策依赖程度、非农化程度。

(3)控制变量：农户各种生计资本和享受的扶贫政策状况，变量定义同前。

具体变量设定与测度如表4所示。

表4 变量的界定与测度

续表

四、计量结果分析

(一)何以陷入政策依赖：生计资本对政策依赖型生计的影响

如表5所示，第(1)列展示了甘孜州样本村户生计资本对政策依赖型生计影响的回归结果，第(2)列展示了秦巴山区样本村户的回归结果。甘孜州的回归结果显示，3个衡量家庭人力资本的指标均对政策依赖型生计产生显著影响，其中户主性别、家庭人口数对因变量产生负效应，家庭成员健康情况产生正效应，即表明户主为男性、家庭人口数多的农户不易陷入生计政策依赖，而存在病残成员的家庭更易陷入政策依赖。接入自来水所代表的物质资本储量也有助于缓解政策依赖，但与自然资本和金融资本有关的指标并未产生显著影响。此外，产业帮扶对农户生计的政策依赖产生显著的负向影响，获得产业帮扶的家庭更倾向于独立发展产业获得自主生计动能。秦巴山区的回归结果显示，只有家庭人口数和信贷可得性对农户陷入生计依赖的概率产生负向影响。比较而言，甘孜州样本农户家庭的人力资本、物质资本越丰富，家庭生计陷入生计依赖的概率越低，但自然资本、社会资本和金融资本的影响不显著；而秦巴山区家庭人力资本和金融资本越丰富，家庭生计陷入生计依赖概率越低，但物质资本、社会资本和自然资本未对生计策略产生显著影响。

表5 何以陷入政策依赖：生计资本对政策依赖型生计的影响

续表

(二)何以导致生计非农化：生计资本对农业为主型生计的影响

生计非农化是中国农户家庭生计策略变化的重要趋势(陈良敏等，2020)。本文考虑生计非农化视角，将农户生计策略界分为农业为主型生计与非农主导型生计，考察农户生计资本对其选择农业为主型生计的影响。表6展示了分地区回归结果。在甘孜州，家庭成员是否存在病残情况对农户选择农业为主型生计产生正向影响，即有病残成员的家庭有更大概率选择农业为主型生计；物质资本指标(接入自来水)，以及就业创业帮扶政策对农户选择农业为主型生计有负向影响。在秦巴山区，家庭人口数量对农户农业为主型生计选择有负向影响，表明成员越多农户越不可能选择农业为主的生计，这一结果与较多文献结论一致，如蒙吉军等(2013)、韦惠兰等(2016)都得到了人力资本存量丰富的农户更倾向于选择非农活动这一结论；亲友帮助、产业扶贫政策对农户农业为主型生计选择产生正效应，表明在农户获得社会资本网络及产业政策支持后，有更大概率选择在本地开展农业经营。比较而言，在甘孜州，人力资本、物质资本和就业创业帮扶政策对农户选择农业为主型生计产生负向影响，金融资本和社会资本未对其产生显著影响；在秦巴山区，人力资本对农户以农业为主型的生计选择有负向影响，而社会资本和产业扶贫政策对其有正向影响，物质资本、自然资本和金融资本未产生显著影响。

表6 何以导致生计非农化：生计资本对农业为主型生计的影响

(三)生计策略对脱贫稳定性的影响

我们对生计策略进行定性和定量刻画，据此分别进行生计策略影响农户脱贫稳定性的实证分析，回归结果如表7、表8所示。

表7 生计策略对脱贫稳定性的影响：基于生计策略的定性界分

续表

表8 生计策略对脱贫稳定性的影响：基于生计策略的定量测度

用政策依赖型生计或农业为主型生计这些定性指标刻画生计策略，实证分析表明，在甘孜州，政策依赖型生计对农户脱贫稳定性影响的估计系数为0.811**(0.318)，生计对政策有严重依赖的农户家庭有更大的概率可以实现稳定脱贫；在秦巴山区，政策依赖型生计对农户脱贫稳定性影响的估计系数为-1.036*(0.604)，生计对政策有严重依赖的农户家庭陷入非稳定脱贫的概率更高。此外，以农业为主的生计策略对两地农户脱贫稳定性均未产生显著影响。

用转移性收入占比或农业经营性收入占比这些定量指标刻画生计策略，实证分析表明，转移性收入占比对脱贫稳定性影响系数在甘孜州和秦巴山区样本中分别为1.614**(0.751) 和-2.099***(0.680)，进一步验证了上述基于定性指标的实证分析结论。另外，秦巴山区农业经营性收入占比对脱贫稳定性的估计系数为-1.512**(0.735)，表明家庭农业收入占比越高，其脱贫稳定性越差，以农业为主的生计策略不利于稳定脱贫；但农业经营性收入占比对脱贫稳定性的影响在甘孜州样本农户中未得到显著体现。

比较而言，在甘孜州和秦巴山区，政策依赖型生计对脱贫稳定性产生了不同的影响：在甘孜州，生计依赖政策的农户脱贫稳定性可能更高；在秦巴山区，生计依赖政策的农户更可能处于非稳定脱贫状态。这与“三区三州”长期以来获得较多转移支付或政策支持有关。此外，在秦巴山区等一般脱贫地区，以农业为主的生计并非稳定脱贫的长久之策。

(四)稳健性检验

我们通过替换模型的方法，对生计资本影响生计策略的实证分析进行稳健性检验。具体而言，将Logit模型改为Probit模型，回归结果如表9所示，结果基本一致，验证了稳健性。

表9 稳健性检验：生计资本对政策依赖型生计的影响

如前所述，我们将脱贫稳定性阐释为脱贫不返贫的韧性与脱贫发展能力两个层次的含义，前者作为稳定脱贫基本标准，可用“家庭人均收入连续四年超过脱贫线的1.5倍”衡量，后者作为稳定脱贫的可持续或能力标准，可用“是否具有扶贫小额信贷偿还能力”作为代理指标。在前面实证分析中，我们选择人均收入脱贫稳定性指标，在此处的稳健性检验部分，使用小额信贷偿还能力作为脱贫稳定性度量指标，将被解释变量替换为“是否具有扶贫小额信贷偿还能力”这一“0-1”变量进行稳健性分析，回归结果如表10、表11所示，验证了稳健性。

表10 稳健性检验：生计资本对以农业为主型生计的影响

表11 稳健性检验：生计策略对脱贫稳定性的影响

五、结论与启示

(一)研究结论

本文基于甘孜州和秦巴山区的村户调研数据，围绕生计资本对生计策略的影响，以及生计策略对脱贫稳定性的影响进行实证考察，得到如下发现及结论。

第一，生计资本对生计策略选择或形成呈现差异化影响。人力资本带来的影响最显著，自然资本的影响最弱。家庭成员数量及其健康状况影响到脱贫农户生计的政策依赖性，关系到其生计非农化，即成员数量多或病残成员较少意味着农户生计自主性较强且非农化倾向明显。物质资本、社会资本和金融资本也有一定影响，但自然资本却对农户生计策略未有显著影响。

第二，生计资本和扶贫政策对生计策略影响存在区域异质性。在甘孜州样本中，物质资本和就业创业帮扶政策对农户农业为主型生计产生负向影响，但在秦巴山区不显著；在秦巴山区样本中，社会资本和产业扶贫政策对农户农业为主型生计呈现负向影响，但在甘孜州不显著。

第三，生计策略对脱贫稳定性的影响存在区域异质性。政策依赖型生计提升了甘孜州样本农户脱贫稳定性，但却降低了秦巴山区样本农户脱贫稳定性。选择农业为主型生计的秦巴山区样本农户更易缺乏脱贫稳定性，但在甘孜州样本中却未发现此效应。若以家庭小额信贷偿还能力衡量脱贫稳定性时，农业为主型生计对两地农户脱贫稳定性都产生了负向影响。

(二)启示与建议

上述研究发现为新时期因地制宜引导农户优化生计策略融入乡村产业振兴，推动巩固拓展脱贫攻坚成果与乡村振兴有效衔接，提供了启示和建议。

1.聚焦脱贫稳定性进行返贫致贫风险的生计溯源，完善规模性返贫监测与帮扶机制

围绕脱贫韧性与发展能力构建农户脱贫稳定性度量框架，完善脱贫人口返贫致贫风险评估体系，进行返贫致贫风险的生计溯源，找到其生计资本与生计策略上的返贫致贫风险点。区分以农业为主型与非农主导型生计农户，政策依赖型生计与自主发展型生计农户，开展各生计类型家庭的风险监测与施策帮扶，既要监测脱贫收入特别是家庭经营净收入稳定性，又要关注产业经营可持续性或就业、务工质量。区分“三区三州”地区和一般脱贫退出地区，构建规模性返贫致贫风险的常态化区域监测与防范体制，提升民族地区脱贫村户生计自主性。

2.提升脱贫户人力资本水平以强化生计赋能，因地制宜推动脱贫户融入城乡经济循环

用发展方法巩固脱贫成果。家庭人力资本提升为脱贫农户提供更多生计空间和生计动能。在优化技能培训提升农户人力资本和生计能力同时，因地制宜引导脱贫农户优化生计策略，使之充分融入乡村产业振兴和城乡经济循环，实现持续增收。在以甘孜州为代表的“三区三州”地区，考虑当前农户稳定脱贫仍离不开帮扶或政策兜底，应继续聚焦产业和就业帮扶，提升中央财政衔接推进乡村振兴补助资金用于助农产业发展比重；开发与用好乡村公益岗位、帮扶车间、以工代赈项目，发展电商、直播等新业态。在秦巴山区等一般脱贫地区，补齐技术、设施、营销等短板，强化龙头企业带动作用，促进特色优势富民产业提档升级，做好东西部地区劳务协作和省内转移就业，为脱贫农户自主灵活就业或务工经商提供有效的支持与引导。

3.对不同资源禀赋脱贫地区、不同生计资本脱贫村户进行脱贫振兴分类帮扶和精准施策

区分“三区三州”和一般脱贫地区，分类编制巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴有效衔接实施方案，因地制宜构建巩固脱贫与乡村振兴有效衔接成效监测与评价机制。在以甘孜州为代表的“三区三州”地区，强化教育、医疗干部人才组团式帮扶，提升扶贫扶志扶智成效；在秦巴山区代表的一般脱贫退出地区，做好科技特派团选派，推行产业技术顾问制度，加大对乡村振兴重点帮扶县信贷资金投入和保险保障力度。区分不同生计资本与生计策略类型，推动脱贫农户帮扶政策落地见效。针对采用农业为主型生计的脱贫农户，落实好技术、保险、土地、电商以及农业补贴方面支持政策，牢牢守好保障国家粮食安全和不发生规模性返贫两条底线；针对非农主导型生计的脱贫农户，通过合理运用小额信贷、劳务组织，以及自主创业和灵活就业等支持政策，确保这类脱贫家庭和人口以可持续生计内生融入城乡经济循环。