自致努力、政府扶持与水电工程移民生计资本累积

滕祥河，杨先明，文传浩

（云南大学经济学院，云南昆明 650091）

水电工程移民是由于水电工程修建而产生的被动搬迁人口。作为非自愿移民的主要构成部分，水电工程移民不仅规模庞大，而且具有被动性、赔偿性、计划性、整体性等典型特征[1]，导致移民工作相对复杂，移民可持续生计也因此缺乏有效保障[2]。如果水电工程建设对社会发展是必要的，那么一个公正的社会就需要对安置移民的可持续生计做出相应安排[3]。实际上，根据可持续生计分析框架的体系设计，生计资本处于核心地位，生计资本的水平和结构决定着生计策略选择和生计结果取向，在生计资本的水平和结构达到某一临界值时生计策略选择和生计结果取向往往会发生结构变化。一些研究也指出，移民生计资本的一系列变化实际上意味着家庭抵御生计风险能力和自我发展能力的变化[4-5]，生计资本及其配置情况还直接制约着移民的生计活动和生计策略，并对移民的可持续生计产生影响[6]。在此背景下，深入分析移民搬迁对移民生计资本的影响并科学揭示影响移民生计资本的主要因素，对实现移民可持续生计具有重要的理论价值和实践意义。

从既有关于移民生计资本的研究来看，学者主要关注了以下几方面内容。首先，基于搬迁事件结果导向分析移民搬迁前后生计资本的变化。一些学者认为尽管移民搬迁过程中损失的部分资产得到补偿，但总体上移民生计资本比搬迁前减少了[7]。另有研究发现，虽然自然资本、金融资本、社会资本和人力资本都受到了搬迁的负面影响，但移民物质资本有了很大提高[8]，而且通过移民搬迁安置方式的选择可以避免移民搬迁对社会资本的剧烈冲击[9]。此外，移民重建生产生活资料是一个长期过程，短期内移民的适应能力以及社会经济环境波动变化较大，搬迁事件对移民生产生活状况也需要一定时期才会逐渐呈现，这些都会直接影响既有评估结果。如Wilmsen发现，随着时间延长，移民生计前后发生了相当大的变化[10]。因而，这方面相关研究的结论尚需进一步证实，而且在未来的研究中，比较分析移民与非移民生计以及对比分析不同安置区移民生计差别也是非常有必要的[11]。其次，基于生计资本结果导向探讨移民生计资本对生计策略和生计结果的影响。研究发现移民生计资本的变化，不仅改变了移民生产生活习惯，影响了移民生计策略的调整优化[12]，还影响了移民收入[13]、移民创业[14]以及移民贫困[15]等多个方面。这些研究发现印证了移民生计资本的重要价值和地位，也进一步吸引了更多学者关注影响移民生计资本变化的一些重要因素。其中基于移民贫困风险与重建模型①该模型旨在分析移民搬迁安置产生的风险以及化解风险的有效方法和总体战略，尤其是系统揭示了失去土地、失业、失去家园、边缘化、食物得不到保障、发病率和死亡率增加、失去享有公共资源权益和社会组织结构解体等八大风险。分析生计风险对移民生计资本的影响是学者关注较多的一个重点。研究的基本发现是，生计风险可以改变移民家庭的生计资本禀赋，是移民家庭实现生计资本可持续累积的一个主要障碍[16-17]。部分学者还关注了政府提供的正式社会支持对移民生计资本的影响，认为政府提供的正式社会支持整体上确实缓解了移民贫困状况，尤其是移民后期扶持政策有力地改善了移民的生计资本存量[18-19]；但也有学者指出在移民家庭人力资本和可持续发展能力损失较为严重的地区，扶持政策会使移民产生政策依赖和发展惰性[20]，使得移民发展能力与机会都受到明显限制，进而导致移民所拥有的生计资本与生计空间小于其他类型的移民[21-22]。为此，有学者认为要及时有效地对移民个体进行危机干预[23]，树立移民脱贫致富的主体意识，增强移民个体内生发展动力[24]；不过，这一方面的研究多以定性研究为主，尤其缺少将移民个体层面的内生发展与政府扶持的外部发展机制置于同一个分析框架中的量化分析。

基于此，本研究使用2019年三峡库区移民生计专题调查数据②三峡移民工程前后历时20多年，自1985年开始进行试点，1993年正式实施大规模搬迁安置，2009年提前1年完成了初步设计规定的全部搬迁安置任务。从这个层面来讲，对三峡库区移民生计的考查在很大程度上可以避免短时间内移民生计的波动，是一个较好的样本选择。，分析移民搬迁对移民生计资本的影响，并探讨自致努力与政府扶持对移民生计资本的影响效应。

一、理论分析

1.移民搬迁与移民生计资本变化

在移民搬迁外力冲击下原有的经济社会系统结构会出现调整变化，无论是积极作用还是消极作用，都会不同程度地引起资源的流动和重新配置组合[25]。长期成长于安土重迁环境中的移民对外部环境的变化具有高度敏感性，因而在面对未预期到的搬迁这一外力冲击时具有先天的脆弱性，移民的实物和非实物等资产在搬迁过程中不可避免地遭到损失和剥夺；部分移民户在物质资产和人力资本等方面甚至会陷入贫困，直接制约着生计恢复和可持续发展[26]。然而，移民搬迁在破坏原有的生活生产体系、产生新发展困境时，也会引起社会资源和利益再分配，带来新的发展机遇[7]。如，遭受资产损失的移民在处于安置地陌生环境中时，会形成互帮互慰、共渡难关的集体组织氛围，而且对移民开展的援助也会给移民带来基础设施、技术工艺、市场理念和发展精神等一揽子新发展要素，这对移民生计资本累积均可产生直接或间接的有利影响。因而，移民生计资本的变化结果取决于上述两种作用力实际幅度的对比关系。

2.自致努力、政府扶持与移民生计资本

在移民生计恢复和发展过程中，自致努力与政府扶持在提升移民生计资本方面并非是截然分开的。其中，政府扶持是移民生计资本累积的外在作用力，而移民个体自身付出的努力是内在发展动力。从政府扶持的外部“输血”功能来看，政府扶持对移民生计资本可能会产生两种迥然相异的影响。一方面，政府扶持能够通过转移支付、制定最低生活保障标准以及发放生产生活补助款等手段弥补移民搬迁过程中所带来的收入下降和生产生活资料的损失，还可以通过改善地区发展环境破除制约移民生计发展的外部约束。另一方面，政府扶持也可能会对移民救助资源产生挤出效应，在移民个性化需求日益分化的现实背景下，移民往往难以充分获得契合自身实际需求的帮扶，有时不合理的帮扶甚至会阻碍移民发展，尤其在移民对扶持政策产生依赖背景下，移民参加劳动改善自身经济状况的积极性会降低[27]。在这种情况下，仅依靠赔偿本身并不能彻底恢复和改善移民的生计[28]。相反，此时更需要引导移民自力更生，建立移民内部“造血”动力机制。移民自致努力作为一种态度和自我效能感，不仅能够激发移民积极进取的精神和奋斗的意识，帮助移民为实现既定目标而付出实际行动，还能够改善发展机会不平等程度，弥补个体发展中外部环境的不足，这显然有利于移民改变自身在生计资本累积中的弱势地位。

3.自致努力、政府扶持与移民内部生计资本差距

移民自致努力与政府扶持在改变整个移民群体生计资本时，对处于不同生计资本分布上的移民个体影响可能并不相同，导致移民群体间出现生计资本的内部分化。一般而言，相比生计资本较低的移民，生计资本较高的移民在生产生活要素累积方面通常要处于优势地位，具有较高自我发展生产的能力和生产效率，其努力付出的回报收益往往要高于生计资本较低的移民。而且，如果对生计资本较高的移民利用自身优势侵蚀公共利益的行为缺少必要的约束，该类移民的行为选择也会越来越偏离移民整体利益，使得移民内部大部分资源被他们把控，导致大多数生计资本较低的移民被边缘化，移民内部生计资本分化加剧。此外，如果政府提供扶持补偿不足，对那些资产拥有量少的移民会产生更多的不利影响，进而扩大了与资产拥有量较多的移民群体的发展差距[29]。相反，如果生计资本较低的移民所付出的努力大幅提高，加之政府扶持救助能够被有侧重地精准供给，则处于生计资本较低的移民将获得更大的正向激励，其生计资本累积能力也会显著增强，这将有助于缩小移民内部群体间生计资本的差距，从而降低生计资本累积的不平等程度。

二、实证研究设计

1.数据来源与数据处理

本研究数据来自2019年1月12-25日长江上游流域复合生态系统管理创新团队开展的2019年三峡库区移民生计专题调查①本次调研的主要移民对象为三峡库区水电工程移民，聚焦于由于三峡水电工程建设导致的被迫搬迁群体，不包含其他类型移民。。为保障调研区域的代表性，在对重庆市内移民调研的基础上，团队基于科学性和多样性原则，采用随机抽样方法在重庆市外安置的11个省（市）中抽取了江苏省和江西省作为外迁安置移民调研样本。同时，考虑到地区自然环境和调研可行性因素，再次抽取了4个市（区），包括重庆市万州区和江津区、江西省宜春市和江苏省盐城市。在上述样本市（区）中各抽取5～10个有代表性的乡镇，再对各乡镇所管辖的安置地进行调查。团队共发放问卷1207份，回收有效问卷1168份。剔除存在异常值和缺失值的样本问卷后，最终得到本研究的有效样本容量811个。其中，移民样本446个，包括199个就近安置移民样本和247个外迁安置移民样本②本研究中的就近安置移民是指重庆市内安置移民，外迁安置移民是指重庆市外安置移民。；原居民样本365个，包括184个就近安置地原居民样本和181个外迁安置地原居民样本。

2.生计资本评价指标及指标权重评价方法

关于生计资本的量化，英国国际发展部（DFID）提出的可持续生计分析框架中有关生计资本的指标选取和测度被学术界广泛应用。为全面、科学地反映移民生计资本状况，以DFID可持续生计分析框架为基础，结合移民生产生活的客观发展现实，从自然资本、物质资本、金融资本、社会资本和人力资本五个维度构建移民生计资本评价指标体系。其中，自然资本是指用来维持生计的土地、水和动植物等资源要素，本文在参考黎洁等[30]研究基础上选取耕地、林地面积及土地质量等作为衡量指标。物质资本强调的是维持生产所需要的基础设施以及维持生活所需要的必需品，使用房屋、通讯设备和交通工具作为衡量指标。金融资本指的是人们所拥有的金融资产，是用来实现其生计计划及目标的资金[31]；参考苏芳等[32]的研究思路，从家庭的年收入以及通过不同的方式获得筹款状况进行测度。人力资本主要包括知识储备、技能水平以及健康状况等，具体选取家庭成员受教育程度、培训以及身体状况作为测量指标。社会资本是是指人们所能够利用的社会资源，包含社会关系网（家族亲戚关系网、乡邻关系网）与社会组织等，选取家庭常走动的亲友规模、与本地人交往以及对周边人信任状况作为测量指标。具体指标如表1所示。

表1 维度、指标及阈值设定

关于生计资本指标权重的设置主要形成了主观赋权和客观赋权两种思路。主观赋权方法在体现决策者意图方面具有优势，但权重的客观性相对较差。相比主观赋权，以熵值法为代表的客观赋权方法避免了由于主观因素所带来的干扰，虽不能体现相关决策者对不同指标的重视程度，但能够客观反映指标在评价体系中的权重，且被大多数学者认可和使用。参考王萍等[33]的研究，具体采用熵权法计算各类生计资本的权重比例。为保障结果的稳健性，在下文也使用其他赋值方法进行稳健性测试。另外，由于各测量指标数据的类型、量纲和数量级存在差异，因而需要进行标准化处理①标准化公式为X'ij=，i为受访者个体，j代表指标。。

3.影响生计资本变量设置与模型设置

（1）核心解释变量。本文的核心解释变量为自致努力和政府扶持。首先，在Roemer构建环境与努力二元分析框架后[34]，对自致努力的研究得到进一步发展，逐步将自致努力定义为个体可以自主控制从而应为之负责的“责任型变量”，并将工作时间和教育程度等作为自致努力变量。考虑到教育程度作为努力程度代理变量与生计资本之间存在较强的相关性和信息重合，以及调研数据缺少对工作时间的统计，使用问卷中处于不利环境中拼搏进取的意愿和努力程度作为自致努力的代理变量。从内涵上来看，本文所使用的自致努力代理变量体现了“自己可以改变”的要素，即个体往往根据自身所处的环境特征决定努力付出的水平；从技术层面上来看，使用这一自致努力的代理变量也有利于克服过去受教育水平以及工作时间受限于特定群体的局限，能够适用于群体类型更加广泛、多样的复杂情况，更切合研究群体的现实情况。如，教育程度的高低有时不并能准确刻画个体努力付出程度，教育程度较低的个体也可能为改变自身不利处境而付出很多努力。

其次，政府扶持主要是指来自政府层面的各种正式社会支持。基于样本数据的可得性以及考虑到三峡库区移民属性特征和安置地区环境，测度政府扶持的指标主要来自生产条件、基本公共服务以及制度条件三个层面，具体测度题项包括安置地交通、医疗、社会治安、生态环境、银行信贷服务以及财政支持环境状况，对这些题项度量方式均采用李克特五点量表法。为避免人为因素带来的偏差，也采用熵值法对上述指标进行客观赋权并拟合。

（2）控制变量。为进一步分析影响生计资本的其他因素，参考吴乐等[35]的研究思路，并结合调研中的现实观察尽可能控制了来自个体层面、家庭层面以及地区层面等多方面的影响因素。相关变量的定义、赋值以及样本描述性统计具体见表2。

表2 样本描述性统计

（3）计量分析模型。首先，使用均值t检验和倾向匹配得分法（PSM）比较移民与原居民生计资本的差异。其中，均值t检验是通过t检验来判断移民组样本与原居民样本的均值在统计上是否存在明显区别。相较于一般的描述性统计，均值t检验能提供移民与原居民在生计资本上的差异信息，进而通过这一差异初步判断生计资本的差异是否源于移民搬迁事件。不过，考虑到移民与原居民的生计资本差异可能属于在搬迁之前就存在的事前差异，移民与原居民在初始条件上并不相同，因而运用PSM进一步分离出移民搬迁对移民生计资本影响的净效应。搬迁移民构成“处理组”，进一步通过匹配估计量的方式，在未参与搬迁的原居民中为搬迁移民寻找到拥有相似可观测变量的个体进入“控制组”。为保障样本匹配的科学性，具体使用户主年龄、性别、民族、自致努力程度、家庭成员务工比、家庭抚养负担以及政府扶持水平、生计风险环境和地区经济发展水平等协变量进行匹配，使用Logit模型计算倾向得分值。基于反事实框架，结果变量lci（生计资本）的平均差异则取决于是否为搬迁移民，可具体表示为：

式（1）中，虚拟变量D i为处理变量，表示个体i是否为搬迁移民，取值为0时表示未参与搬迁的原居民，取值为1时代表是搬迁移民；搬迁移民生计资本的平均处理效应为ATT=E(lc1i-lc0i|D i=1)，ε为随机误差项。

其次，自致努力、政府扶持对生计资本影响的整体效应以OLS回归模型为主，具体模型如下：

式（2）中，lci代表生计资本被解释变量，effi和gov i分别代表自致努力与政府扶持核心解释变量，X j代表一系列控制变量。j=1，2，3，···，表示控制变量个数。β1、β2和βj为待估系数，分别表示自致努力、政府扶持以及其他控制变量对生计资本的影响程度。

再次，为检验自致努力、政府扶持对移民生计资本影响的群体分层差异，采用分位数回归法进行分析。这是由于OLS本质上是考察解释变量对被解释变量条件期望的影响，因而上述OLS估计结果仅能够反映自致努力与政府扶持对移民生计资本水平的平均影响，很难准确地刻画条件分布的全貌，且容易受到极端值的影响。而分位数回归能够揭示研究对象在不同分位数水平上的变化趋势，其结果有助于更深入地理解自致努力与政府扶持影响移民生计资本的群体异质性。如果自致努力与政府扶持对于低生计资本的移民边际贡献大于中高等生计资本的移民边际贡献，说明自致努力与政府扶持具有缩小移民内部生计资本差距的作用，反之则扩大生计资本差距。据此在式（2）基础上，构建以下分位数估计模型：

式（3）中，lci，q、effi，q和govi，q分别代表i研究对象在q分位数上的生计资本、自致努力和政府扶持，βq表示q分位数上变量的影响系数。

（4）基于似无相关模型的组间系数差异检验。根据连玉君等[36]的研究，仅通过比较组间系数的大小判断组间系数差异过于武断，会与实际情况存在偏差；组间系数是否存在显著差异常常需要检验组间系数差异的显著性，涉及的方法主要包括交叉项检验、基于似无相关模型的检验和费舍尔组合检验。其中，引入交叉项的检验方法假设条件较为苛刻，即只允许某个或某几个关键考察变量的系数存在差异，其他变量的系数不存在组别差异；费舍尔组合检验方法假设条件相对宽松，但实现过程比较复杂；相比之下，基于似无相关模型的检验执行起来更为方便，假设条件也比较宽松，允许所有变量的系数随组别而发生变化。基于此，本文使用似无相关模型进行组间系数差异性检验。

三、移民生计资本的测算与比较

表3报告了移民生计资本的测算结果。首先，从总体水平看，移民与就近安置地原居民、外迁安置地原居民相比，移民生计资本总量整体上均更低，而且移民与外迁安置地原居民的生计资本总量差距大于移民与就近安置地原居民生计资本总量差距。这在一定程度上表明移民搬迁对生计资本具有负向作用，移民搬迁整体上降低了移民生计资本总量。其次，从不同生计资本类型来看，移民搬迁也改变了移民生计资本结构，就近安置地原居民在物质资本上显著弱于移民，在社会资本上显著优于移民，而且安置地原居民与移民在社会资本上的差距也大于在物质资本上的差距，这表明移民搬迁对移民社会资本的损耗相对更突出①下文的倾向匹配得分法也表明，在不同生计资本类型比较中，移民与原居民之间在社会资本上的差距最为明显，限于篇幅，本部分表格在此省略。。再次，从安置方式来看，就近安置移民的生计资本均值要比就近安置地原居民的均值更低，但从样本均值t检验的结果来看，这种差异性并未通过显著性检验，表明就近安置移民与就近安置地原居民在生计资本均值上差异并不明显，短距离就近安置对移民生计资本的影响相对较小。此外，与外迁安置地原居民相比，外迁安置移民的生计资本均值要显著更低；而且，外迁安置移民的自然资本、物质资本、金融资本、人力资本以及社会资本均值均要显著低于外迁安置地原居民，其中在社会资本上的差距也最大。

进一步地，本文计算了生计资本的变异系数②即标准差除以均值。，进而可以通过该指标的离散程度反映生计资本的不平等性，具体结果见表3中最后一列。其中，移民生计资本变异系数为1.704，就近安置地原居民生计资本变异系数为1.582，表明搬迁移民间的不平等程度更高。此外，外迁安置移民与就近安置移民均比就近安置地原居民生计资本不平等程度更高，且外迁安置移民生计资本不平等程度也高于就近安置移民。由此可以初步判断：相比就近安置地原居民，移民搬迁加剧了移民群体生计资本不平等程度。

表3 移民与原居民生计资本测算比较

表4为基于PSM测算的移民搬迁对生计资本影响的净效应。为保障匹配质量与估计结果的可靠性，本研究首先对样本的共同支撑域与平衡性进行分析①考虑到篇幅有限，本部分表格在此省略；如有需要，请与作者联系（763694332@qq.com）。。从共同支撑域来看，处理组和对照组样本的倾向得分区间在相当大范围内是高度重叠的。因而，可以认为样本损失导致的偏差较小，满足重叠假定。从平衡性检验结果来看，在不同的匹配方式下，匹配后伪R2、卡方均显著下降；B值均小于25，R也在0.25到2之间。由此可见，样本匹配较好。在此基础上，本研究同时使用K近邻匹配、半径匹配以及核匹配三种匹配方法进行测算。从匹配结果来看，K近邻匹配、半径匹配以及核匹配的ATT值均为负数且均通过相应的显著性水平检验，表明消除了样本间可观测的系统性差异后，移民搬迁使得移民生计资本水平显著下降了。

表4 匹配平衡性假定检验结果

四、自致努力、政府扶持对移民生计资本的影响效应

1.自致努力、政府扶持对移民生计资本影响的总体效应

表5为自致努力、政府扶持对移民生计资本影响的总体效应。表中所展示的结果是OLS估计结果，考虑到横截面数据所存在异方差的问题，在具体估计中使用了异方差稳健标准误。在没有控制其他变量时，自致努力和政府扶持变量在1%的统计水平上显著，且系数符号为正。在加入了户主个体特征、家庭特征以及地区特征变量后，自致努力和政府扶持变量系数依然显著为正，可见该回归结果具有较强的稳健性，即自致努力和政府扶持的增加有利于生计资本的正向累积。因此，从政策实施的角度而言，当政府想要促进移民生计资本提升时，就必须意识到个体自身努力程度和政府扶持两种手段的协同优化作用。

表5 自致努力与政府扶持对生计资本影响的总体效应

进一步地，从自致努力和政府扶持的组间系数差异来看，自致努力和政府扶持对生计资本的影响在不同群体中存在显著差异。具体来看，尽管自致努力和政府扶持对移民生计资本的影响系数值均要小于原居民和就近安置地原居民，但从组间系数差异的显著性检验来看，自致努力与政府扶持在两群体间系数差异的显著性不同。在未加其他控制变量前，自致努力与政府扶持的生计资本回报率差异在移民与原居民组的P值分别为0.106和0.252，组间系数差异均未通过显著性检验。剔除外迁安置地原居民样本后，自致努力的生计资本回报率差异在移民与就近安置地原居民组间的P值为0.273，未通过显著性检验；相反，政府扶持的生计资本回报率差异在移民与就近安置地原居民组间的P值为0.054，在10%的显著水平上显著，结果表明自致努力对生计资本的提升效应在移民与就近安置地原居民之间没有明显的差异，而政府扶持对生计资本的提升效应在两者间存在显著差异。进一步加入控制变量后，这一研究发现依然成立，即相比移民，政府扶持更显著有利于增加就近安置地原居民生计资本，而自致努力的生计资本回报率在就近安置地原居民与移民中不存在显著差异。导致这一现象的可能原因是：移民与就近安置地原居民原本属于同一地域群体，具有塑造努力付出程度的相同地理和历史情境；加之移民搬迁后，相关部门采取了消除身份歧视、地域歧视、性别歧视等方面各种制度性障碍，加快消除移民劳动市场上的教育培训不平等和就业不平等，这种良好的制度环境为提高移民自身自致努力发挥了积极作用，确保了移民享有公平的发展机会和付出回报率，因而移民与就近安置地原居民通过努力付出获得的生计资本收益相差不大。此外，政府提供的大多数扶持不具有竞争性，因而不同群体享有平等利用机会的同时也降低了基于不同群体实际需要进行有效供给的精准性，加之移民在政府扶持过程中会产生对扶持政策的过度依赖，进一步弱化了政府扶持对生计资本的正向累积效应；而就近安置地原居民则利用移民迁入时给当地带来的扶持政策红利契机，进一步累积了原有生计资本。

2.不同安置方式下自致努力和政府扶持对生计资本影响的异质性

本文使用OLS回归估计检验外迁安置、就近安置对移民生计资本影响的异质性，具体回归结果见表6。首先，表中估计结果表明，自致努力和政府扶持对就近安置移民和外迁安置移民的生计资本均能产生正向的累积作用。其次，从自致努力的组间系数差异的显著性检验来看，自致努力在外迁安置移民和就近安置地原居民组间系数差异检验的P值为0.148，在就近安置移民和就近安置地原居民组间系数差异检验的P值为0.990，且组间系数差异均未通过显著性检验，表明自致努力对外迁安置移民和就近安置地原居民的生计资本没有显著差异性影响，且对就近安置移民和就近安置地原居民的生计资本也没有显著差异性影响。再次，从政府扶持的组间系数差异的显著性检验来看，政府扶持在外迁安置移民与就近安置地原居民组间系数差异通过5%的显著性水平检验，在就近安置移民与就近安置地原居民组间系数差异通过10%的显著性水平检验，表明政府扶持对生计资本的正向累积作用会因不同的安置方式与就近安置地原居民形成显著差异，且外迁安置移民和就近安置移民从政府扶持中获取生计资本收益率都要显著低于就近安置地原居民。总体而言，该部分的研究发现与上文总体效应研究发现一致，说明政府扶持和自致努力在总体上带来的移民与就近安置地原居民生计资本的组间差异不会受到安置方式的影响而改变。此外，从外迁安置地原居民与外迁安置移民的组间系数差异可以看出，自致努力和政府扶持对生计资本的影响在外迁安置地原居民和外迁安置移民组别中并没有显著的组间差异，说明外迁安置移民从努力付出与政府扶持中获得的生计资本收益率与外迁安置地原居民差距不明显。

表6 基于安置方式的异质性估计结果

注：第1列组间系数差异检验结果是外迁安置地原居民与外迁安置移民组间差异检验；第2列组间差异系数检验结果是外迁安置地原居民与就近安置原居民组间差异检验；第4列组间差异系数检验结果是就近安置地原居民与就近安置移民组间差异检验。

3.自致努力、政府扶持对移民内部群体间生计资本的影响

表7为自致努力、政府扶持对移民内部群体间生计资本影响的分层差异。从结果可以看出，在不同分位数上，自致努力、政府扶持对移民生计资本整体上产生显著正向影响，这一估计结果也与上述研究发现一致。进一步从分层差异来看，这种影响存在显著的异质性特征，随着分位点的不断上升，自致努力、政府扶持的系数趋向变大。这意味着自致努力、政府扶持在生计资本回报率上显示出明显的“嫌贫爱富”特征，自致努力、政府扶持对生计资本存量较高的移民提升效应更大，对生计资本存量较低的移民影响相对较小。该结果对于移民后续扶持工作的改进极为重要，这一发现提示政策制定者和实施者：不加区分移民群体异质性的帮扶反而可能会加剧移民内部群体间生计资本的不平等。在拥有生计资本较低的移民与生计资本较高的移民难以形成有效协作的情况下，努力付出与政府扶持对生计资本较高者的提升更大，对生计资本较低者的正向溢出效应就会十分有限，从而使得移民内部生计资本累积及其不平等差距扩大。

表7 自致努力、政府扶持对移民生计资本内部差距影响的分位数估计结果 N=446

需要指出的是，拥有生计资本较高的移民在地方经济社会发展中也扮演了两种不同的角色。一方面，他们出于利己主义思维，利用自身能力优势和制度缺陷为自己谋利，将有限的资源进行截留，进而会导致其他移民群体利益受损。此时，移民生计资本的累积以及移民生计资本的内部差距缩小就需要依赖于移民主体素质、地方主体合作协调机制以及利益分配机制等多个方面的协同合作，尤其需要通过政策的改进，防止部分移民享有独占资源的特权，进而充分保障个体努力付出回报的公平性与扶持资源投入的精准性。另一方面，自致努力与政府扶持效应被生计资本较高的移民获得可能不利于其他移民生计资本的提升，前提是在生计资本较高的移民与生计资本较低的移民间建立公平合作机制，充分发挥生计资本较高的移民在带动当地生计资本较低的移民生产发展中所产生的正向溢出效应。

4.稳健性检验

为进一步保障上述结果的稳健性，借鉴李丹等[9]的研究思路，使用指标等权重方法重新计算生计资本评价指标的权重以及政府扶持评价指标的权重，然后进行稳健性估计。在此基础上，使用变异系数法以及利用熵权法和变异系数法组合赋权方式再次进行估计，具体结果如表8所示。结果整体上表明上述自致努力和政府扶持对移民生计资本带来的总体效应和分层效应结果是可靠的。

表8 基于等权重赋值方法稳健性估计结果

五、结论与启示

对于在国家发展过程中产生的水电工程移民这类特殊的非自愿搬迁群体而言，通过内部发展机制与外部发展机制帮助移民恢复断裂的生产生活资料进而增加移民生计资本是一个可持续的选择。基于此，本文将移民自致努力与政府扶持机制置于同一个分析框架，从自致努力和政府扶持对移民生计资本影响的总体效应和分层效应两个方面进行了系统分析，并借助2019年三峡库区移民生计专题调查数据进行了实证检验。研究发现：第一，三峡水电工程移民搬迁总体上显著降低了移民的生计资本，且对外迁安置移民的生计资本减少程度比就近安置移民更大。第二，自致努力与政府扶持对三峡水电工程移民生计资本均有显著的提升作用，但政府扶持的移民生计资本回报率显著低于就近安置地原居民，自致努力的生计资本回报率在移民与就近安置地原居民中没有显著差异，该结论没有受到安置方式的影响。第三，随着生计资本的增加，自致努力和政府扶持的生计资本收益率均呈现了逐渐递减特征，即自致努力和政府扶持带给生计资本较高的移民回报率大于生计资本较低的移民。

基于以上研究结论，可以得到以下政策启示：首先，根据搬迁后移民生计资本的恢复发展状况，移民政策制定的相关部门要逐步建立新的社会比较机制和评判标准，尤其要从过去移民搬迁前后生计资本的变化比较逐步转向移民与安置地居民生计资本的比较上，基于安置地移民与原居民发展公平视角持续推动移民生计资本的累积，不断降低移民与不同群体间在生计资本方面上的发展差距。其次，要充分利用努力付出的内部路径和政府扶持的外部路径加快移民生计资本培育和累积，尤其要在改善地区环境中培育移民生产生活能力，提高努力付出的回报率，避免移民对政府扶持的过度依赖。再次，在缩小移民与原居民生计资本差距的同时，有重点地扶持生计资本处于弱势地位的移民，为该群体破除不利环境的约束和付出更高的自致努力创造条件，同时为拥有生计资本不同水平的移民间协同合作创造良好的合作渠道和平台，尤其发挥生计资本较高的移民对生计资本较低移民的支持和带动作用，逐渐缩小生计资本在移民群体内部的分化。