邊疆深度貧困地區社會資本、生計策略與精準扶貧

劉 紅，Clement Tisdell，李文靜

(1.中央民族大學 經濟學院， 北京 100081；2. 澳洲昆士蘭大學經濟學院, 澳洲 昆士蘭；3.華東理工大學 社會與公共管理學院，上海 200237)

內容提要：社會資本和人力資本建設作為邊疆深度貧困地區的社會無形資產，對邊疆地區精準扶貧實現“兩個回流”及邊民生計可持續具有重要作用。本文利用2016年7月新疆克州的田野調查數據，采用logistic模型估計邊疆深度貧困地區社會資本對于邊民生計策略以及脫貧的影響效應，并運用定性與定量相結合的研究方法對研究結果進行解讀。研究表明，地區社會資本有助于邊民減貧，這種正向效應主要通過兩個路徑實現：一是邊民借助社會網絡提高對正規金融的可得性進而實現養殖擴大再生產；二是邊民通過集體公共活動付酬增加轉移支付收入。但社會資本通過生計策略多樣化機制提升邊民生計能力的減貧路徑尚未形成。在邊疆深度貧困地區脫貧攻堅的關鍵期，既要充分發揮社會資本對邊民收入增收的促進作用，同時也需配套其他措施破解社會資本引導邊民建立多樣化生計的主要障礙，強化社會資本的能力扶持路徑，實現精準脫貧的可持續。

一、問題提出

2017年6月，習近平總書記在深度貧困地區脫貧攻堅座談會上強調：“脫貧攻堅本來就是一場硬仗，而深度貧困地區脫貧攻堅是這場硬仗中的硬仗”，作為我國精準脫貧重要戰場的邊疆深度貧困地區則是這場硬仗中最難啃的骨頭。中國陸地邊境與俄羅斯、蒙古國等15個國家接壤，長達2.2萬公里的邊境線上分布著140個邊境縣(市、旗)，有44個屬于國家扶貧開發工作重點縣，其貧困發生率是全國平均水平的5.1倍，是全國扶貧重點縣(11.9%)的1.8倍[1]，其中新疆南疆四地州、云南西部邊疆、西藏邊疆地區是邊境線上貧困發生率最高的深度貧困地區。與內陸地區相比，邊疆深度貧困地區大部分地處高寒區、生態脆弱區、災害頻發區、生態保護區以及少數民族聚居區，貧困面大、貧困程度深、返貧風險高、貧困代際傳遞明顯且對扶貧政策有高度依賴性[2]。

不同于內陸地區扶貧目標，邊疆地區精準扶貧需要實現“兩個回流”：一是引導農牧民回流邊境一線，增加守邊人口，實現生計策略多樣化，增強守邊能力；二是引導本地人員回流，提高邊境縣城鎮化率，提升支撐和服務邊境一線的功能及作用。“十三五”期間，政府不斷加大對邊疆地區的資金投入力度，支持邊民改善生產生活條件，同時確保邊民不流失、守邊不弱化。如2016年僅新疆向邊境地區投入的扶貧資金就高達6.365億元①。國家以政治動員的方式調動體制內外大量資源投入到邊疆地區的精準扶貧中，但“兩個回流”的扶貧目標與邊疆地區遠離經濟中心，市場分割較為嚴重的區域特征相悖，邊疆深度貧困狀況依然突出。筆者認為單純依賴大量有形資產投入的扶貧方式很難實現邊民生計的可持續，還需充分重視貧困人口無形資產——社會資本和人力資本的建設和發展。

二、社會資本、生計策略與貧困問題的研究文獻

社會資本已成為分析眾多現實問題的重要視角，但其概念界定尚未統一：Putnam(1993)和Lin Nan(2001)基于社會網絡理論認為公民參與的社會網絡、互惠規范以及在二者基礎上形成的信任構成了社會資本的主體[3-4]。Granovette(1985)基于網絡鑲嵌視角認為社會資本是通過人際(朋友、同事、一般的接觸)間鑲嵌(Embedded)關系的運用，達到創造個人社會財富目標的網絡關系[5]。世界銀行(1998)基于社會規范視角認為社會資本是塑造社會交往數量和質量的制度、關系和規范的集合[6]。事實上，社會資本是一個多維概念，覆蓋于社會結構的多個維度之上，單獨某一維度無法準確闡釋社會資本的整體概念。

生計策略是指人們為實現生計目標對資產利用配置和經營活動的選擇。生計策略的多樣化是分擔生計風險，實現可持續脫貧的前提和基礎。邊疆脆弱性生計環境下，農牧戶更多依賴自然資源形成生存導向型的單一生計策略，精準扶貧戰略中政府因戶施策投入大量金融和物質資本，農牧戶所依據的資產狀況發生改變。農牧戶可能通過調整資產利用的配置、經營活動種類和比例而呈現多樣化的生計策略[7]。社會資本代表個人在社會關系中現實或潛在的資源，其資本化能夠修正市場失靈與政府失靈，是經濟發展、社會福利以及挖掘自身潛能的發動機[8-9]。在生計策略的動態調整過程中，貧困農牧民在獲得物質資源之前與其他行動者建立網絡聯系是優先選擇[10-11]，同時社會資本可通過建立非正式融資機制和保險機制，允許家庭投資風險較大的生計活動[12]。

除了對生計策略的影響，相當多證據表明社會資本有助于經濟發展、減貧與福利改善。社會資本主要通過以下機制作用于貧困：一是社會資本可促進技術和市場信息的傳遞，減少信息不對稱造成的市場失敗，進而減少獲得新技術、市場以及合同信譽等方面的交易成本，提高信息的回報水平[13]。以諸多異質性聯系為特征的高水平社會資本能夠使貧困家庭能夠俘獲更多扶貧資源[14]，而且窮人的社會資本回報率可能高于富人[15]。二是社會資本能夠促進合作行為以提高地方公共服務的供給，并監督和協調有效公共服務的提供質量和效率，進而減輕個體反貧困的各種壓力[16]。第三，社會資本通過改善其他常規資源的約束，如降低進入市場的限制或提高信貸可得性，降低家庭的貧困脆弱性[17]。社會資本是一把雙刃劍，也會對貧困產生一定的負外部性：一是社會網絡通過威望和重復交易提供市場準入的路徑，在一定程度上會排斥社會網絡的新進入者[18]；二是社會規范可能會扼殺個體的成長和創造性，不遵從社區規范的成員有可能被驅逐。三是由于窮人沒有能力進行社會關系的投資或在不平等交換中缺乏談判的能力，社會資本的不平等會排斥窮人進而催生新的慢性貧困[19]。

國內現有相關研究主要集中于內陸貧困地區，對于特殊貧困類型區域——邊疆深度貧困地區較少涉及，而且現有研究也沒有對邊疆深度貧困地區社會資本如何具體化地通過邊民的生計策略實現脫貧的作用機制進行充分地解釋。本文首先利用2016年7月田野調查數據概括了新疆克州深度貧困和邊民生計策略的現狀；采用邏輯回歸考量社會資本對于邊民生計策略和脫貧的影響效應以及具體脫貧機制。本文的邊際貢獻在于利用第一手實際調研資料，定性與定量相結合地考察社會資本的不同維度對克州邊民生計策略與脫貧的效應和作用機制。

三、中國邊疆深度貧困與邊民生計策略現狀：以新疆克州為例

新疆是中國面積最大、毗鄰國家最多、陸地邊境線最長的邊疆省區，也是邊疆深度貧困發生率較為集中的省區。全區 32個邊境縣中貧困縣17個，僅南疆四地州就有10個邊境貧困縣，占邊境貧困縣數量的58.82%[20]。調研地點克孜勒蘇柯爾克孜自治州(簡稱克州)，地處新疆最西端，也是中國邊疆的最西端。克州地處高原高寒地區，經濟社會發展滯后②，少數民族貧困人口集中，所屬“三縣一市”(阿圖什市、阿克陶縣、烏恰縣、阿合奇縣)都是國家扶貧開發重點縣、邊疆縣，貧困發生率居全疆第2位，貧困人口數量居全疆第3位。截至2016年末，全州有貧困人口11.59萬人，占全州總人口的19.2%，占農村總人口的27.9%，屬于“三區三州”深度貧困區③。2016年7月，邊疆減貧政策評價課題組選取阿合奇縣和烏恰縣為調研地，采取多階段抽樣方法隨機抽取六個行政村進行入戶問卷調查，分別為阿合奇縣的阿果依村、阿合塔拉村和哈拉布拉克村；烏恰縣的恰提村、巴音庫魯提村和塔克拉克村。由于條件所限難以實現隨機抽取樣本戶，由村委會根據農戶人均收入水平，選取政府建檔立卡的貧困戶和非貧困戶，共完成120份有效問卷，其中貧困戶為51戶，非貧困戶為69戶。

1.貧困戶和非貧困戶收入和消費水平對比。如表1所示，2015年樣本貧困戶家庭人均毛收入和人均實際收入的均值和中位數均大幅低于非貧困戶，而變異系數0.84和1.19卻均高于非貧困戶的0.78和0.89，這表明相對于非貧困戶，貧困戶平均收入水平較低，且存在較大波動性。剔除相應補貼收入后，貧困戶和非貧困戶人均實際收入的變異系數均有所增大，其中貧困戶的變異系數由0.84增大至1.19，增幅更為明顯。這表明貧困戶的實際增收能力相對于非貧困戶具有更大的不確定性。從家庭收入構成來看，農牧業收入、非農收入和補貼收入占貧困戶家庭總收入比的均值分別為29.71%、25.55%和44.75%；而非貧困戶占比均值則分別為42.34%、31.64%和26.02%。可以看出，非農收入對于邊民家庭總收入的貢獻均比較低，尤其是貧困戶。政府補貼性收入對于邊民增收非常重要，尤其對于貧困戶而言更是如此。樣本中1/3以上的貧困戶家庭總收入中補貼性收入占比超50%以上，部分貧困戶家庭總收入甚至全部來自政府補貼。非貧困戶家庭2015年實際收入最小值也為零，這可能和2014年至2016年7月新疆地區活羊收購價格持續走低有關④。阿合奇縣L村的受訪非貧困戶白西汗·木沙養羊68只，一直不愿降價出售牲畜，希望等到羊肉價格回升時再行出售，期間家里所有現金收入(主要是草原生態補償收入和邊民補貼)都用來買牲畜過冬草料(飼草費167元/只)，甚至還向親朋借款1000元。

2015年樣本貧困戶人均消費的均值和中位數均低于非貧困戶，代表消費波動的變異系數大于非貧困戶，顯示貧困戶消費水平比非貧困戶具有更高的離散性。從消費支出構成來看，樣本貧困戶2015年最主要的三項消費集中于食物支出、醫療支出和教育支出。邊疆地區氣候寒冷，地方病(如碘缺乏病、大骨節病等)高發，加上衛生醫療水平不高，邊民的健康意識較差，造成邊民因病致貧的比例增加。阿合奇縣2015年建檔立卡的貧困人口9115人中因病致貧的人數達434人⑤。邊疆地區通過撤校并點整合教育資源分布，牧民子女需要遠離居住地集中到縣城上學，因此而產生的交通成本和住房陪讀費用對邊民貧困戶福利的影響更為突出。

表1 2015年樣本邊民收入和消費指標的描述性統計比較(單位：元)

注：家庭人均毛收入=(農牧業收入+非農收入+補貼收入)/家庭人口數，其中非農收入=工資性收入+自營性收入；家庭人均實際毛收入=(農牧業收入+非農收入)/家庭人口數。

表2 2015年樣本牧戶類型與生計策略(單位：戶，元/人)

2.貧困戶與非貧困戶生計策略對比。我們將家庭收入中不包含非農收入的生計模式定義為單一生計策略，家庭收入構成包括工資或自營收入等非農收入的生計模式定義為多樣化生計策略。表2所示，樣本貧困戶采取多樣化生計策略的比例低于非貧困戶，但雙樣本比例均值檢驗卻表明兩類牧戶采取多樣化生計策略的比例并不存在顯著差異。可見，多樣化生計策略并不是邊疆牧民貧困戶和非貧困戶顯著的差異因素，但調查發現生計策略的多樣化確實能夠有助于牧民分散養殖生計風險，穩定增收。由于禁牧和草畜平衡政策，克州傳統牧業發展受到限制，且傳統放牧方式抵御風險能力差，面對雪災和市場價格波動風險，生計策略多樣化的牧戶貧困脆弱性和返貧風險比較低。生計策略是否多樣化是影響邊民家庭實際收入差距的重要因素。樣本中采取單一生計策略的牧戶家庭人均實際毛收入為4558元，而采取多樣化生計策略的牧戶家庭人均實際毛收入為10285元，而且雙樣本均值T檢驗表明，不同生計策略的牧戶人均實際收入確實存在顯著差異，這種顯著差異同樣也存在于同一類型的牧戶之間。

四、社會資本、生計策略與邊疆貧困的實證分析

社會資本是個體與群體成員相聯系的實際或潛在的資源綜合，其質量與數量特征在理論上決定著邊民能否充分利用扶貧信息和資源，改善生計策略，實現脫貧目標。

(一)社會資本的衡量

根據帕特南的社會資本定義，從社會網絡、信任互助以及規范三個維度考察邊民家庭社會資本。(1)調查問卷從四個方面收集了邊民家庭社會網絡的信息，用“您有多少個值得信任的朋友人數(s1)”表示邊民社會網絡規模；用邊民“在鎮里或者城市生活的親朋好友人數(s3)”表示社會網絡的廣度；用邊民“親朋好友中當村干部或其他干部的人數(s4)”考察邊民社會網絡的深度；用邊民2015年禮金支出(s2)代表社會網絡的維護成本。(2)通過邊民對村里鄰居(s5)、村委會(s6)、對村里相互信任程度的評價(s7)以及“村里人是否會花費時間盡量幫助別人(s10)”等問題考察邊民信任互助方面的社會資本。(3)通過“2015年是否和村里人一起做過對村集體有益的事情(s8)”和“如果不參加這樣的公益活動，是否會受到譴責或批評(s9)”來衡量邊民對集體活動的參與以及對規范的遵守。

除s1變量外，雙樣本均值T檢驗表明5%水平下，貧困戶和非貧困戶的社會網絡指標均存在顯著差異。雖然兩類樣本牧戶社會網絡的規模差異不顯著，但是貧困戶社會網絡的廣度、深度以及維護成本均弱于非貧困戶。信任互助方面，雙樣本均值T檢驗表明在10%的顯著水平下貧困戶對于鄰居的信任程度低于非貧困戶，而且貧困戶對于鄰居和村委會信任程度的變異系數均大于非貧困戶，表明貧困戶對于鄰居以及村委會的信任水平較低且不穩定。對s8的回答顯示非貧困戶比貧困戶更愿意“參與對村里有益的集體活動”。兩類牧戶對s9變量的回答則較為一致，均認為“不參加村集體公益活動的村民一般會受到譴責或批評”。

由于樣本量的限制，我們采用驗證性因子分析對社會資本變量進行降維。代表社會網絡和信任互助的標準化變量(除沒有通過信度檢驗的s8和s9)的KMO統計量為0.64，滿足進行驗證性因子分析的前提。根據碎石圖和旋轉因子得分從中提取社會網絡因子network和信任互助因子trusthelp兩個公共因子，特征值分別為1.5和1.4，分別能夠解釋62%和58%的變量方差，二者相關系數僅為0.04。選取變量s8和s9代表規范。

表3 Logistic回歸變量列表

(二)模型以及變量選擇

采用二元Logistic回歸驗證社會資本對于邊民生計策略以及脫貧是否存在顯著效應。

解釋變量選取network、trusthelp、s8和s9代表邊民家庭社會資本。參考其他相關文獻，控制變量選取代表邊民其他生計資本和家庭特征變量，變量具體含義和描述性統計見表3和表4。

表4 解釋變量描述性統計

注：為避免極端值對回歸結果的影響，樣本去掉2個離群值(outliers)。

表5顯示，回歸結果顯示模型1和2的Wald chi2統計量分別為26.82和43.41，其相伴概率為0.03和0.00，表明在5%和1%的顯著水平下均拒絕模型無效的假設。模型roc曲線面積分別為0.78 和0.90，Pearson chi2統計量為109.8和86.52，相伴概率為0.28和0.87，模型估計值正確預測分類比率分別為71%和81%，表明模型1和模型2整體擬合結果較好，可以進一步分析。同時，我們也通過逐步向后篩選選擇變量，發現篩選出的顯著性變量與上述模型結果一致，顯示模型回歸結果具有穩健性。為了能夠直接對比邊民家庭各類生計資本對于生計策略與脫貧的作用強弱，規避不同量綱單位的影響，我們對標準化后的變量再次進行logistic回歸和邊際效應估計。

表5 Logistic模型穩健標準誤回歸結果

注：括號中的數字表示標準差，顯著程度***p<0.01，**p<0.05，*p<0.10。

考慮到村支書對樣本的選擇具有特定傾向，樣本可能存在選擇效應。我們選取是否參與合作社等經濟組織(cooper)和是否參與集體公益活動(s8)作為因變量，利用赫克曼兩步法檢驗樣本選擇偏差。結果發現在以cooper為因變量的模型中，雖然正規金融finance和社交網絡network在5%水平下顯著，但模型的逆米爾斯比值并不顯著。以s8為因變量的模型中的逆米爾斯比值同樣不顯著。檢驗表明樣本不存在選擇效應，不需要專門處理選擇性偏差。

(三)結果分析

1.社會資本與生計策略。表5模型1顯示(第1列)，邊民家庭社會資本對于邊民生計多樣化策略選擇的作用很弱，只有代表集體規范的s9在10%水平下統計顯著。正規金融finance、勞動力數量labor以及物質資本house在5%水平下統計顯著，呈現正向效應。剔除不同量綱單位的影響，模型1(第2列)顯示勞動力數量對于邊民生計策略多樣化的選擇至關重要，其次為家庭經濟稟賦和正規金融，而集體規范則對邊民生計多樣化策略產生一定制約效應。從邊際效應也可以看出，在其他解釋變量保持均值水平時，家庭勞動力數量每增加一個單位，邊民選擇生計多樣化策略的概率將平均提升23%；當家庭住房面積和正規金融每增加一個單位時，邊民采取生計多樣化策略的概率僅提高3%和2%；集體規范會使得邊民采取多樣化生計策略的概率平均降低19%。

可見，邊民家庭社會資本的各個維度對其生計策略實現多樣化并沒有產生理論預期的正向效應。社會網絡對于邊民采取非農生計的信息與網絡支持作用并不顯著；鄰里之間和村委村民之間的信任互助也沒有促使邊民利用扶貧項目和資金有效建立起非農生計；集體規范反而在一定程度上阻礙邊民發展多樣化生計。調研中發現，由于語言與技術障礙以及對外出務工環境的不適應，大多數邊民對當地政府和杰出務工帶頭人推薦的外出務工機會并不太感興趣，政府通過社會網絡帶動的就業扶貧效應并不顯著。如烏恰縣吾合沙魯鄉2016年第一季度，勞務輸出人數和勞務收入比2015年分別降低了1.08%和0.4%⑨。克州經濟基礎薄弱，產業結構單一，特色產業較少，經濟作物幾乎沒有，農牧民生產技能較差，因而政府采取的產業扶貧措施也主要是圍繞當地的特色種養業，基于信任互助建立的合作社也主要集中于養殖業，對于邊民建立非農生計的作用并不大。

另一方面，克州經濟發展強烈依賴自然資源，草原嚴重退化，形成生態環境與貧困的惡性循環。目前，克州草場產草量較低，60畝草場才能養活一只羊。受生態環境逐漸惡化的影響，克州牧民人均收入一直處于新疆最低水平，2015年僅為5549元⑩。集體規范作為分享信仰(包括宗教)，團體認同和建立社會關系的認知基礎，嵌入生產經濟關系如社區合作關系能夠在避免“公共悲劇”方面發揮重要作用，保證合理開發天然資產[21]。實際中對草畜平衡和禁牧行為的監督已成為邊民集體規范的主要內容。由于基于集體長期利益的規范會限制邊民家庭的短期盈利行為(如偷牧、超牧等)，村委會通常選擇通過其他公共活動付酬或者補貼增加轉移支付收入的形式彌補邊民損失，進而集體規范在一定程度上抑制了邊民尋求其他非農生計的主動性。

2.社會資本與邊疆貧困。模型2(第1列)顯示，社會資本、金融資本、人力資本和物質資本對于邊民是否貧困均產生顯著正向效應，其中社會網絡因子network和正規金融finance的偏回歸系數在5%水平下顯著；物質資本house和livestock的偏回歸系數在1%水平下顯著；集體規范s8和勞動力數量labor的偏回歸系數在10%水平下顯著。標準化解釋變量的回歸結果(第2列)顯示，集體規范、家庭經濟稟賦、牲畜資產、社會網絡因子、勞動力數量以及正規金融對于邊民脫貧機會比率的影響效應依次減弱。邊際效應(第3列)顯示，在其他解釋變量保持均值水平時，參加集體活動會使邊民脫貧概率平均提升36%；社會網絡因子每增加一個單位，會帶來邊民脫貧概率平均上升18%。同樣地，正規金融、人力資本以及物質資本每增加一個單位，將使邊民脫貧概率平均上升2%、9%和2%。從影響效應的力度來看，社會資本對邊民脫貧概率的提升效果要遠高于其他類型生計資本。

進一步考察社會網絡的不同維度和具體作用機制，我們首先采用分項指標代替因子network再次進行Logistic回歸，發現在5%水平下s2和s3對于邊民非貧機會比率產生顯著正向效應，s1和s4并不顯著。可見，維護社會網絡支出和社會網絡的廣度比社會網絡規模對邊民脫貧更為重要；擁有更多當干部的親戚和朋友，也并不意味著邊民脫貧的概率會相應增大。調研中非貧困戶比貧困戶用于維系社會網絡的支出額更高，2015樣本貧困戶和非貧困戶的禮金支出均值分別為2295元和5876元，且雙樣本均值檢驗存在顯著差異。在鎮里或城市生活的親朋好友通過提供政策信息、市場機會以及提高資本可及性等方式有助于邊民脫貧。基于血緣和地緣的社會網絡作為一系列非正式的共享機制，如信息共享網、機會共享網和風險分擔網，可減輕風險和貧困[22]調研顯示電視、村委會和本地社會網絡是邊民獲得政策和信息的主要渠道。由于各項扶貧政策明確規定各級干部的親屬不得直接占用扶貧資源，因此各級干部為避嫌不愿將自己的親屬(即使貧困)吸納進自己負責領域的扶貧項目中。而對于有當干部的朋友而言，貧困戶往往需要花費一定經濟和非經濟成本(時間、精力等)去爭取成為國家扶貧政策或項目的受益人，巨大的成本不利于邊民脫貧。其次，通過模型2引入社會網絡因子和金融、人力以及是否參與合作社等變量的交叉項進一步考察社會網絡有利于邊民脫貧的具體機制。發現只有社會網絡因子和正規金融的交叉項在5%水平下對于邊民脫貧機會比呈顯著的正向作用。由此可見，社會網絡對邊民脫貧的正向效應主要是通過增強邊民對正規金融的可得性，而非通過生計策略多樣化機制和非正規金融機制實現。克州小額信貸的普遍發放始自2017年8月份，在此之前貧困戶面臨嚴重的金融排斥。調研中樣本戶在2013-2016年未獲得任何貸款的比例占37%，其中73%為貧困戶。烏恰縣受訪戶馬立克·買買提斯地克目前經營著膘爾托闊依鄉較大的養殖合作社，2010年憑借在縣人大上班的親戚擔保獲得10萬元貸款一舉成為養殖大戶，才具備了申請開辦合作社項目補貼的資格和資金基礎。

信任互助因子trusthelp對于邊民脫貧機會比的正向效應并不顯著，表明邊民對鄰居的一般信任、對村委會的特殊信任以及邊民之間的互助對其擺脫貧困并沒有顯著影響。雖然信任可以促進社區凝聚力的形成，使國家和地方政府的活動更加容易實施[23]，但在市場經濟沖擊下，傳統鄰里之間的信任環境正在逐漸弱化。貧困牧戶由于自身能力以及經濟基礎的局限，逐漸喪失對鄰里信任互助的回報能力；而非貧困牧戶則開始習慣于通過市場尋求需求解決之道。當前，村委會作為政府在鄉村的具體代理人以及廣大邊民與上級政府之間聯系的橋梁，現實中承擔了大量繁瑣的扶貧終端工作，負責貧困戶的精準識別、具體扶貧項目的建議和申報、實施以及監督。盡管在駐村工作小組和第一書記的幫助下，村委會也很難保證所有扶貧項目或資源分配實施過程中基層民主的正常運行，因此邊民對村委會不高的信任水平一定程度上限制了扶貧項目的實施效益和效率。另一方面，邊疆牧戶的互助主要體現為貧困家庭由于缺乏勞動力而請求親朋好友代牧，滿足日常和節日消費需求，代牧成本通常以每年一兩只羊羔進行折算。這種簡單以消費為目的的代牧互助形式對于邊民擺脫貧困的作用非常微弱。

代表集體規范的s8對于邊民脫貧機會比率的正向激勵效應顯著，這可能與邊疆地區集體規范所附加的減貧功能有關。目前扶貧活動由各級政府主導，部分邊民認為扶貧是政府的責任，他們不愿意參與沒有報酬的集體公益活動。村干部說即使幫助村委會搬運扶貧物資，部分邊民仍要求一定報酬。是否參與合作社對于邊民脫貧機會比率的影響效應也不顯著。這可能和目前克州合作社發展對邊民脫貧帶動效果較差有關。調研發現，克州合作社發展較為落后，120戶受訪者之中只有18戶參加過合作社、37戶參加過培訓。大多數合作社僅是幾個牧戶、十幾個牧戶為申請項目資金而設立，產業類型單一，絕大多數以從事牲畜家禽養殖為主，沒有形成有規模、有特色的合作社。以阿合旗縣為例，2015年全縣社員人數在50人以上的合作社只有十幾家，占比不到30%。邊民參與合作社雖然能獲得短期的現金收入，但合作社松散的運行機制并沒有通過信息共享、技術培訓等方式提升邊民的生計能力，脫貧帶動效果并不明顯，而且還有可能產生道德風險助長貧困戶“等、靠、要”的社會福利病。

模型2還顯示物質資本、人力資本以及正規金融資本對于邊民脫貧機會比率呈顯著正向效應。第一，代表邊民主要資產存量和流量的住房和牲畜數量對于邊民是否能夠脫貧具有重要影響。牲畜資產作為克州邊民主要的財產構成，始終發揮著理財、防范風險以及平滑消費的功能。調研顯示，樣本中貧困戶和非貧困戶有存款的比例僅為6%和21%，且雙變量T檢驗表明貧困戶存款的比例顯著低于非貧困戶。邊民擁有的牦牛、馬以及母牛等牲畜資產很少出售，只有出現資金需求時才會出售。第二，牧戶家庭勞動力數量對于邊民脫貧具有正向效應。家庭勞動力數量是分散家庭生計風險，降低貧困脆弱性和實現家庭非農生計的重要因素。第三，由正式渠道進入的扶貧資金對牧民非貧機會比率呈現正向效應。目前，邊疆精準扶貧中金融扶貧力度不斷加大。2016年下半年除建檔立卡戶每家可享5萬元扶貧貼息貸款外，克州財政部門還通過社會購買服務的方式，向金融機構融資13.13億元用于脫貧攻堅。對于正式渠道的各種扶貧貸款，貸出機構明確要求申請家庭必須用于脫貧項目的建設和經營，由鄉鎮干部負責監督資金使用情況。

上述兩個模型中edu和infinance對于邊民生計策略多樣化以及脫貧的正外部性均沒有顯現。基于社會網絡的非正規金融僅僅作為邊民規避和緩解日常風險的補充，對于邊民家庭的經濟建設效應甚微。調研顯示樣本貧困戶和非貧困戶非正式借款均值分別為0.31萬和1.02萬，其中看病、還貸和蓋房是邊民進行非正式渠道借款的主要用途。地理特征變量county的偏回歸系數顯示阿合奇縣的脫貧機會比率比離喀什最近的烏恰縣要高，這可能與阿合奇縣作為我國邊疆扶貧的第一個試點，受到各項政策推動有關；喀什作為南疆三地州區域中心城市的輻射作用較弱，邊疆地區中心城市的城鎮化建設還需進一步加強。

五、結論與啟示

綜上所述，在邊疆深度貧困地區社會資本有助于邊民減貧，且這種正向效應主要通過兩個路徑實現：一是邊民借助社會網絡提高對正規金融的可得性進而實現養殖擴大再生產；二是邊民通過集體公共活動付酬增加轉移支付收入。但目前社會資本對克州邊民生計策略多樣化的建立并無顯著影響，社會資本通過生計策略多樣化機制提升邊民生計能力的減貧路徑并未形成。

當前，邊疆深度貧困地區的扶貧攻堅已經進入關鍵期，各級政府在加大物質投入的同時，既要充分發揮社會資本對邊民收入增收的促進作用，同時也需要配套其他措施破解社會資本引導邊民建立多樣化生計的主要障礙，強化社會資本的能力扶持路徑，實現精準脫貧的可持續。第一，通過多種手段實現邊民社會網絡多層次、多元化的拓展。拓展邊民以血緣和地緣為主的封閉性社會網絡，大力建設和發展各種形式的合作組織和平臺，建立和完善其利益聯結和風險分擔機制，改變貧困戶社會網絡參與失靈。通過創建組織和加強各種形式的社會互動引導邊民自主地建設社會資本，提升各類社會資本的密度和質量[24]，突破其同質性社會資本的局限。如引導邊民結合邊疆特色畜牧產品和旅游工藝品發展電商平臺，通過外部連結幫助社區居民跨越居住地和社會空間，為社區居民開創就業的機會或者獲得社區發展所需的外部資源[25]。第二，采用多項措施破解制約社會資本生計多樣化機制發生作用的主要障礙，強化社會資本的能力扶持路徑。加強對邊民語言、文化以及技術等方面的培訓，積極與用工需求方對接，創新非農就業扶持方式，實現社會資本在培育邊民非農生計方面的積極作用，提高邊民增收的抗風險能力。如引入“就業扶貧車間”既可幫助貧困戶實現家門口就業，建立多樣化的生計，也可增強邊疆地區守土固邊的能力。第三，將社會資本維度引入邊疆深度貧困地區精準扶貧和精準脫貧的考量體系。在貧困識別、貧困幫扶和脫貧評價中，注重識別和克服貧困戶的社會資本困境。世界銀行在中國許多成功的扶貧項目經驗，如當地人廣泛參與發展實踐、采用農民自愿組成的聯合體共同擔保來解決資金回收難題等均表明了社會資本扶貧路徑是政府主導扶貧模式的有益補充。

注釋：

① 截至2016年11月，新疆已投入興邊富民資金3.52億元、人口較少民族發展資金1.59億元、邊民補助資金3900萬元、護邊員補貼資金8650萬元。資料來自新疆維吾爾自治區扶貧辦。

② 2015年克州國內生產總值僅為101.5億元，位居新疆所有地州市和南疆四地州的最后一位，2016年，全州實現GDP100.33億元，僅占全疆GDP總量的1.03 %，人均GDP僅為全疆平均水平的41 %。數據來源于調研時克州政府辦和國家民委提供的資料。

③ 數據來源于調研時國家民委提供的資料。

④ 新疆羊肉價格從2014年達到歷史最高值62元/kg，之后持續下滑，2016年6月為33元/kg(此處羊肉價格為帶骨羊肉價格，數據來源于中國畜牧業信息網)。

⑤ 資料來自阿合奇扶貧辦公室，2016年7月。

⑥ 這里的消費是2015年邊民三項主要消費之和。

⑦ Finance和Infinance均為2013-2015年間邊民的貸款和借款之和，均以2015年=100的全國CPI指數進行調整。

⑧ 按照2015年各牲畜品種的市場價值，將不同牲畜資產折換成以綿羊為計量單位的2015年底存欄量。其中，1匹馬=10只綿羊；1頭牛(驢)=6只綿羊；1頭母牛(牦牛、駱駝)=8只綿羊。2015年底存欄量=2015年初存欄數量+當年新增量-當年自食量-當年出售量。

⑨ 來自調研時吾合沙魯鄉政府提供的資料。

⑩ 來自調研時新疆克州扶貧辦訪談資料。