生計資本視角下農戶生計策略變動及影響因素研究
——基于CFPS四期追蹤數據

吳雄周，金惠雙

（吉首大學商學院，湖南 吉首 416000）

“十四五規劃” 提出要“實施鄉村建設行動”，鄉村建設行動對實現鄉村振興具有重要意義。在鄉村振興過程中，農戶的生計策略正在發生變化。農戶生計策略是可持續生計的重要內容，是黨和國家政策高度關注的重要焦點。鄉村建設行動的順利推進需要對農戶生計策略的變動趨勢和影響因素做出正確的判斷和分析。Kopytko[1]認為生計資本是可持續生計分析框架的關鍵，只有對農戶生計策略的變化做出正確的判斷，并從生計資本角度精準甄別出影響因素及其影響方向，才能夠有效引導農戶生計策略的變動，使之和鄉村振興戰略協同一致，破除鄉村建設行動的各種阻力。

目前國內外學者對生計策略的研究主要集中在生計策略的分類、轉型及其影響因素三個方面。在分類上，Scoones[2]將農戶生計策略劃分為擴張型、集約化、生計多樣化和遷移，黎潔[3]將農戶生計策略分為傳統生計專業化、非農生計專業化、政府補貼依賴型和多樣化生計。在轉型上，Shackleton等[4]和熊正賢[5]認為，當所處環境或家庭狀態發生變化時，農戶會通過轉變生計策略以適應新的人地關系，城鎮化與鄉村的裂變是農戶生計轉型的重要動力之一，賀愛琳等[6]指出，鄉村旅游的興起會引起農戶生計策略的變遷與重構。在影響因素方面，DFID[7]認為，生計資本是實現農戶生計策略變動的基礎，農戶生計資本的數量和多樣化會促進農戶生計策略多樣化。

現有關于農戶生計策略的研究對象主要是少數民族地區、連片特困區等特定區域的農戶，或者農地轉出戶[8]等特定類型群體，關于全國范圍內農戶生計策略變動[9]的研究較少。在現有研究的基礎上，本文基于可持續生計理論，利用CFPS 2012年到2018年四期追蹤數據，按照工資性收入占家庭總收入的比重劃分農戶生計策略，運用轉移概率矩陣，建立Logit回歸模型，分析農戶生計策略變動，從生計資本角度探討農戶生計策略變動的影響因素，并運用分位數回歸方法驗證穩健性。在變動趨勢和影響因素分析的基礎上，提出相應的對策建議，為提高農戶可持續生計水平和推進鄉村建設行動獻計獻策。

1 理論分析與研究框架

焦娜和郭其友[10]認為農戶生計策略是農戶為了達到生存發展的目標，利用現有資產進行生計活動選擇的行為，它是聯結生計資本與生計結果的關鍵，直接關系到農戶生計是否可持續。史俊宏和趙立娟[11]認為，生計策略的調整是建立在生計資本的基礎上的，同時受到經濟、社會和資產等多種因素的約束。

借助DFID的可持續生計框架，本文構建農戶生計策略變動及其影響因素的分析框架（圖1）。農戶生計資本包括自然資本、物質資本、人力資本、社會資本和金融資本。王璇等[12]指出自然資本是農戶用于生產和生活的資源。劉志飛和謝花林[13]認為物質資本是用以維持生計的基本生產資料和基礎設施。汪文雄等[14]認為人力資本是農戶所擁有的勞動力數量、受教育程度等。Portes[15]指出社會資本是農戶在社會網絡或者更寬泛的社會結構中獲取資源的能力。謝楠等[16]提出金融資本是農戶實現生計目標所需的資金資源。農戶生計策略分為務工型、兼業型和非務工型。生計結果體現在收入提升、福利增加和脆弱性下降等方面。農戶生計策略變動類型分為維持非務工型、維持兼業型、維持務工型、趨務工型和趨非務工型。若某農戶在兩次考察期內，同為非務工型生計策略，那么他的策略變動是維持非務工型，同理可以定義維持兼業型和維持務工型。農戶生計策略由非務工型變成兼業型或者由非務工型變成務工型或者由兼業型變成務工型，那么，這種生計策略變動為趨務工型，相反則是趨非務工型。

越來越多的學者認識到農戶生計策略具有變動性，而這種變動性源自于農戶家庭稟賦與生計結果協同發展的狀態。農戶生計策略變動是指農戶生計策略在考察期間的變化趨勢。農戶生計系統是一個耗散結構，具有自組織功能。在每個不同的時期內，農戶會根據家庭稟賦和生計結果進行心理比對，衡量家庭稟賦的機會成本，權衡生計結果的利弊得失。心理比對表現在橫向比對和縱向比對兩個方面。在心理比對中，如果發現生計結果符合心理預期，則農戶家庭稟賦和生計結果會產生協同效應。吳雄 周[17]認為協同效應的產生過程從本質來說就是農戶生計系統自組織功能實現的過程。協同效應表現為，在鄉村振興過程中，當某種外部性漲落注入到農戶生計系統耗散結構中時，理性農戶會及時捕捉注入的外部性漲落而率先在生計策略上采取行動，通過示范效應帶動其他異質性農戶進行生計策略變更。如果其他農戶不遵循示范效應引領的軌道變遷，則他的生計策略很可能會“獨木難支”。比如精準扶貧實施的產業扶貧項目，尤其是易地搬遷的扶貧車間營建項目，在廣大的農村地區極大地引發了農戶生計策略的變動。

從影響因素來看，產業發展政策、人口數量結構、自然環境等外部條件和農戶生計資本對農戶生計策略變動產生了影響。鄉村振興戰略引領下的產業發展政策為農戶生計策略變動的方向提供了指引。農村人口老齡化為核心特征的農村人口數量結構變化也正在驅動農戶生計策略的變遷。趙微和張寧寧[18]認為農戶生計策略與他們的收入有關。李曉冰[19]認為外部環境會影響農戶生計策略。全磊等[20]發現，自然環境雖然為農戶生計策略的選擇提供了物質基礎，但同時也讓農戶對初始生計策略的選擇產生了強烈的依賴性。安士偉和樊新生[21]發現，地形、區域和通達度等區域因素差異會使農戶生計策略呈現地域性差異。

當內外部條件尤其是生計資本發生變化時，農戶往往會改變生計策略以適應新的生產關系。與其他因素相比，農戶生計資本對生計策略變動的影響更加直接和明顯。Bury[22]認為農戶會最大化地利用自然資本、社會資本和人力資本進行生產以維持生計。涂麗[23]認為生計資本較高的農戶生計策略往往更趨于多樣化。生計資本對農戶生計策略的影響具有雙向性。一方面，農戶生計資本存量高低會影響生計策略的選擇。農戶會根據生計資本的比較優勢，結合政策、環境等外部條件，選擇最適宜的生計策略。農戶的每種生計策略將產生特定的生計結果。如果生計結果不符合農戶的心理預期，生計結果不可能與原來的生計策略形成良好的協同效應，則會改變現有的生計策略。生計結果與原來的生計策略會弱化生計資本存量，從而改變生計資本內部結構。當農戶的金融資本增加到一定的臨界點后，農戶生計策略從原來的務工型轉變為非務工型，如返鄉創業。如果創業成功，農戶生計策略的這種轉變會反過來增大農戶的金融資本存量，增加自身往既定生計軌道運行的依賴性。如果創業失敗，農戶金融資本存量被削弱，不得不斬斷原來的創業道路，回歸到務工型生計策略。由此可見，生計資本在農戶生計策略變動過程中具有舉足輕重的影響力。

2 研究方法

2.1 數據來源

本文使用的微觀數據來源于北京大學中國社會科學調查中心（ISSS）實施的中國家庭追蹤調查（CFPS）項目，具體使用的是2012年到2018年期間開展的四輪全國調查獲取的數據。根據研究的需要，運用stata15.0軟件，將數據中的成人庫和家庭庫按照家庭ID進行匹配，合并成一個數據庫，刪除城鎮家庭的數據，僅保留農村家庭的數據。在此基礎上，將問卷中變量信息不完整的樣本剔除，最終得到1875戶農村家庭樣本的四輪追蹤數據。本文按照經濟發展水平，將25個省市區劃分為東、中、西三大宏觀研究區域。其中東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東10個省市。中部地區包括山西、吉林、黑龍 江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8個省。西部地區包括重慶、四川、云南、貴州、陜西、甘肅和廣西7個省市區。

2.2 農戶生計策略劃分與轉移概率矩陣

趙微和張寧寧[18]依據農戶的收入構成來劃分農戶生計策略。受此啟發，結合CFPS數據的結構，本文用農戶工資性收入占家庭總收入的比重劃分農戶的生計策略。若農戶家庭的工資性收入占生產性收入的80%以上，則其生計策略為務工型；若該占比在20%～80%之間，則為兼業型；若該占比在20%以下，則為非務工型。

借鑒郝立麗等[24]關于結構變化的研究，采用轉移概率矩陣分析農戶生計策略變動。轉移概率矩陣又叫躍遷矩陣，由俄國數學家馬爾科夫提出。矩陣具有兩大特征。第一是轉移概率P值介于0到1之間；第二是矩陣中每行轉移概率之和等于1。也即農戶生計策略轉移概率矩陣中，一種生計策略向另一種生計策略轉變的概率在0到1之間；農戶某種生計策略向所有策略轉變的概率之和為1。如某農戶在第一期選擇非務工型生計策略，在第二期選擇非務工型、兼業型或務工型生計策略的概率之和等于1。

2.3 模型設定

為了尋求生計策略變動及其影響因素，借鑒趙文娟等[25]對農戶生計策略的研究，分別構建二元面板Logit回歸模型和面板混合多項Logit回歸模型。

1）二元面板Logit回歸模型。公式如下：

式中：Pit表示農戶某種生計策略變動的概率。Xit是農戶的生計資本因素和所處的地區，其中生計資本因素為自然資本、物質資本、人力資本、社會資本和金融資本五大類，γi表示估計參數，β是截距項，εit為隨機擾動。如果γi大于0，則表示其他變量保持不變時，農戶某種策略變動發生的概率增加；反之減少。

2）面板混合多項Logit回歸模型。公式如下：

式中：n和z分別是實驗組和參照組。Xit為各解釋變量t時期的數值，Y為隨機變量，表示第i個農戶t時期生計策略變動，ωi為待估參數，i為1到6，分別表示自然資本、物質資本、人力資本、社會資本、金融資本和地區，εit為隨機擾動。

3）分位數回歸。分位數回歸模型是回歸分析的一種，最早由Koenker和Bassett提出，它通過因變量的條件分位數對自變量進行回歸分析，最終得到所有分位數下的回歸模型。選取0.3、0.6和0.9三個分位點，采用分位數回歸的方法，進行穩健性檢驗。借鑒Koenker和Bassett[26]的研究成果，回歸模型為：

式中：Qτ(Y)表示分位點τ對應的評分值位數，Xit為各解釋變量t時期的數值，θi為分位數回歸系數，i為1到6，λ為常數項，εit為隨機擾動。

2.4 指標選擇

借鑒趙立娟等[27]、秦海林等[28]、何軍等[29]和朱建軍等[30]的研究成果，并結合CFPS微觀數據的可獲得性，設計生計資本指標體系（表1）。

2.5 農戶生計資本計算方法

游俊等[31]對農戶生計響應的測度中，根據主觀賦權法，認為5類生計資本同等重要，則都取權重為0.2。對于生計資本組成因素的權重通過熵值法計算，各組成因素的定義和權重結果見表1。采用改進的極差標準化方法對所選指標進行標準化處理，不僅能使數據更具可比性，還能規避取對數值造成的數據缺失。利用熵值法確定指標權重，能夠有效避免人為影響。借鑒曲朦和趙凱[32]的具體計算方法，采用如下公式計算農戶生計資本：

表1 組成要素的定義與權重Table 1 Definitions and weights of selected components

式中：Xkm是資本k中第m個指標標準化后的值，Wkm是資本k中第m個指標在所屬資本中占的權重。LHk是第k個生計資本，LH為農戶的生計資本，ωk為第k類生計資本的權重，在這里ωk都為0.2。

3 結果與分析

3.1 農戶生計資本分析

各類生計資本在農戶的3種生計策略中存在差異，人力資本在不同生計策略的每個時期內都處于最高水平（表2）。2016年非務工型農戶的人力資本為0.397，均明顯高于同時期內其他類型生計策略的人力資本。而2018年務工型農戶的人力資本高達0.433，為所有時期內所有生計策略中人力資本最高水平。非務工型和兼業型農戶四期資本具有相同的結構，務工型農戶與其他生計策略農戶的結構存在明顯差異。2012年非務工型和兼業型農戶生計資本大小依次是人力資本、金融資本、自然資本、物質資本和社會資本，務工型農戶生計資本大小依次是人力資本、金融資本、物質資本、自然資本和社會資本。務工型農戶四期物質資本均高于兼業型和非務工型，且非務工型農戶物質資本最低。人力資本是農戶生存發展中最重要的資本之一，人力資本高的家庭發展的潛力越大。非務工型和兼業型農戶有一定的相似性，務工并非主要的生計策略，還存在農業經營活動，因此他們的資本有相同的結構，對土地等自然資本的依賴較高。而務工型農戶工資性收入占據絕對優勢，物質資本是維持生計的基本生產資料，對土地等自然資本的依賴程度比較低，因此物質資本存量高于自然資本存量。社會資本是一種隱性的存在，社會網絡的拓展需要很長的時間積累，短時間內難以破解困境。

表2 各個時期不同生計策略農戶的生計資本Table 2 Livelihood capital of farmers with different livelihood strategies in different periods

3.2 農戶生計策略變動分析

從農戶生計策略變動趨勢來看，農戶生計策略呈現動態變化，但短期內多數農戶維持原有生計策略（表3）。2012年到2014年，未發生策略變動的農戶占比約55.3%，2014年到2016年約58.8%，2016年到2018年約56.6%。2012年到2018年非務工型農戶數量呈現出減少—增加—減少的趨勢。兼業型農戶數量呈現出增加—減少的趨勢。務工型農戶數量呈現出增加—減少—增加的趨勢。可能的原因是，精準扶貧從2014年正式推動，農村產業扶貧項目的大面積實施讓部分農戶返回農村，從而導致非務工型農戶增加。回鄉創業的人在政策引動下不斷增加，但創業的效果可能并不理想，引發了新一輪的務工潮，趨務工生計策略的人不斷增加。從調整速度看，短時間內農戶生計策略調整緩慢，可能的原因是農戶的生計結果需要一段時間的積累才能實現，農戶生計策略的調整略有延遲。

表3 2012年到2018年農戶生計策略變動轉移概率矩陣Table 3 State transition matrix of changes in farmers’ livelihood strategies from 2012 to 2018

3.3 農戶生計資本對生計策略變動的影響分析

二元Logit回歸結果顯示，物質資本、社會資本和地區對維持非務工型存在顯著的負向影響（表4）。相對于農戶選擇其他生計策略變動方式而言，在其他資本不發生變化的情況下，物質資本和社會資本越高的農戶選擇維持非務工型的概率越低。物質資本能為農戶提供生產資料，社會資本是農戶的社會關系。社會關系網絡越強，農戶獲取信息和利用物質資本的能力越強，低水平的非務工收入越難以滿足農戶的需求，農戶不愿意維持非務工型。自然資本對農戶選擇維持兼業型有顯著的正向影響，地區對其有顯著的負向影響。維持兼業型的模型在整體上并不存在顯著性。物質資本和社會資本對農戶選擇維持務工型有顯著的正向影響，自然資本對它有顯著的負向影響。自然資本存量豐富的農戶容易產生規模效應，放棄自然資本會給農戶造成較高的損失，農戶難以將務工型生計策略作為主導生計策略。地區對于農戶選擇趨務工型有顯著的正向影響，物質資本對它有顯著的負向影響。社會資本和地區對農戶選擇趨非務工型有顯著的正向影響。人力資本在維持非務工型、維持兼業型和維持務工型的模型中有正向影響，而在趨務工型和趨非務工型的模型中有負向影響，但是并未通過顯著性水平檢驗。可能的原因是，農戶的受教育水平普遍較低，并不能夠充分利用人力資本，充分發揮人力資本的促進作用。總體來說，以生計資本作為農戶生計策略變動的重要因素比較合理，同種資本對不同生計策略變動的影響方向與程度存在一定的差異。

表4 生計資本對農戶生計策略變動的影響Table 4 Impacts of livelihood capital on the changes of farmers’ livelihood strategies

3.4 農戶生計資本對生計策略相對變動的影響分析

為了探究各個生計資本對農戶生計策略相對變動的影響，建立面板混合多項Logit回歸模型，以維持非務工型為參照組，分析生計資本對維持兼業型、維持務工型和趨務工型的影響。同時，還需要以維持務工型為參照組，分析生計資本對維持兼業型、維持非務工型和趨非務工型的影響。

從表5可以發現，相對于選擇維持非務工型，農戶各種生計資本對自己選擇維持兼業型、維持務工型和趨務工型的影響存在差異。自然資本、物質資本、社會資本和金融資本對農戶選擇維持兼業型存在顯著的正向影響。農戶自然資本值越高，農戶選擇維持兼業型的概率越高。物質資本、社會資本和金融資本與自然資本的分析同理。自然資本對農戶選擇維持務工型存在顯著的負向影響，物質資本和社會資本存在顯著的正向影響。物質資本、社會資本、金融資本和地區對選擇趨務工型存在顯著的正向影響。物質資本、社會資本和金融資本較高的農戶更不容易維持非務工型，兼業型農戶的社會資本和金融資本均高于非務工型農戶，社會資本和物資資本均低于務工型農戶，自然資本高于務工型農戶。他們可以在從事農業生產經營的同時，利用物資資本和社會資本從事務工活動，實施兼業化生計行為，金融資本積累的增加會進一步增強農戶趨務工型，這與彭繼權等[33]的研究保持一致。農戶通過務工強化金融資本的積累。農戶的人力資本越高，所在地區越接近東部地區，農戶選擇維持非務工型的概率就越大。這可能是由于，地勢越平坦的農戶越可以實現農地規模經營，越有可能成為新型經營主體。也可能因為，東部地區經濟發展程度較高，農戶可以自主創業，進行非農業經營活動。

表5 生計資本對農戶生計策略相對變動的影響Table 5 Impacts of livelihood capital on the relative changes of farmers’ livelihood strategies

相對于選擇維持務工型，農戶各種生計資本對自己選擇維持兼業型、維持非務工型和趨非務工型的影響存在差異。自然資本對農戶選擇維持非務工型有顯著正向影響。農戶自然資本越高，農戶選擇維持非務工型的概率越高。物質資本和社會資本有顯著負向影響。其他條件不變的情況下，農戶物質資本越高，農戶選擇維持非務工型的概率反而越低。自然資本對農戶選擇維持兼業型具有顯著的正向影響，物質資本、社會資本和金融資本對它存在顯著的負向影響。自然資本與地區對農戶選擇趨非務工型具有顯著的正向影響，物質資本和社會資本對它存在顯著的負向影響。

維持兼業型、維持務工型和趨務工型模型中有顯著性影響作用的因素與維持兼業型、維持非務工型和趨非務工型模型中有顯著性影響作用的因素在影響方向上基本相反。但無論以哪種類型作為參照組，自然資本維持兼業型中都為正向影響，地區因素在趨務工型和趨非務工型中都為正向影響。可能的原因是，兼業型農戶的自然資本量最大，物質資本高于非務工型農戶，但是又低于務工型農戶，他們選擇兼業型更具有優勢。

3.5 農戶生計策略變動的影響因素分析

為了進一步探究生計資本組成要素對各個生計策略變動的影響，建立面板混合多項Logit回歸模型。從表6可以看出，相對于選擇維持非務工型，農戶生計資本組成要素對自己選擇維持兼業型、維持務工型和趨務工型的影響存在差異。土地轉入、居住房屋類型（小樓房）、戶均成人自評健康、戶均成人受教育年限、每月郵電通訊費、現金和存款總值、待償民間借款對農戶選擇維持兼業型具有顯著正向影響。家庭生命周期（擴大家庭）和交通通訊支出有顯著的負向影響。如土地轉入能夠顯著提升農戶選擇維持兼業型的概率，但是交通通訊支出越高，農戶選擇維持兼業型的概率越低。居住房屋類型（小樓房）、戶均成人自評健康、戶均成人受教育年限、家庭生命周期（成熟家庭）、每月郵電通訊費、待償民間借款和地區對農戶選擇維持務工型具有顯著正向影響，說明戶均成人受教育年限越高的農戶越選擇務工型。土地轉入和家庭生命周期（擴大家庭）對農戶選擇維持務工型具有顯著的負向影響，說明有土地轉入的農戶選擇務工型生計策略的概率減少，擴大家庭的農戶非務工型的概率較高，這與錢龍等[34]的研究有相似性。做飯用水源類型（自來水）、居住房屋類型（小樓房）、戶均成人自評健康、戶均成人受教育年限、家庭生命周期（成長家庭）、每月郵電通訊費、現金和存款總值、待償民間借款和地區對農戶選擇趨務工型具有顯著的正向作用，土地轉出、居住房屋類型（別墅、聯排別墅）、家庭生命周期（擴大家庭）對選擇趨務工型具有顯著的負向影響。耐用消費品數量與農戶維持務工型和趨務工型變動具有負相關，但是不存在顯著性影響，居住房屋類型與農戶的務工型策略關系復雜，小樓房的農戶傾向務工，別墅和聯排別墅的農戶則相反。

表6 農戶生計策略變動的影響因素分析Table 6 Analysis of the influencing factors of the changes in farmers’ livelihood strategies

相對于選擇維持務工型，農戶生計資本組成要素對自己選擇維持兼業型、維持非務工型和趨非務工型的影響存在差異。土地轉入、農用器械價值、家庭生命周期（擴大家庭）對農戶選擇維持非務工型有顯著的正向影響。居住房屋類型（小樓房）、戶均成人受教育年限、交通通訊支出對農戶選擇維持非務工型具有顯著負向影響。居住房屋類型（四合院、小樓房）、戶均成人自評健康、戶均成人受教育年限、每月郵電通訊費、待償民間借款和地區對農戶選擇維持兼業型具有顯著的負向影響。土地轉入、農用器械價值、家庭生命周期（擴大家庭）對農戶選擇維持兼業型有顯著的正向影響。土地轉入、農用器械價值、家庭生命周期（擴大家庭）對農戶選擇趨非務工型具有顯著的正向影響，居住房屋類型（小樓房）和戶均成人受教育年限對農戶選擇趨非務工型具有顯著的負向影響。

沿黃一線的地理基礎決定了它是優秀的自駕、徒步、騎行線路和地學科普教育基地，可以結合沿黃地區的自然景觀開發體育探險、研學等旅游產品；另外，在沿黃地區自然條件優越的地方，適宜開展休閑度假等旅游活動；此外，可以根據沿黃地區人文景觀的分布，建設黃河風情小鎮、文化展覽館，發展景區演藝事業等文化體驗項目，可以在旅游淡季，嘗試“景區+民俗”的旅游模式，為黃河旅游增加新的體驗內容。

有土地轉入的農戶經營規模大，機械化程度高，經營的規模效益高，符合農戶的心理預期，農戶更愿意從事農業經營活動，或者選擇兼業型而不是務工型生計策略，這類農戶通過增加農地轉入的規模，強化自然資本存量，維持既有生計策略以達到生計資本與生計結果協同發展。對于多數農戶來說，從事農業經營獲取的收入并不高，務工收入才是他們生活的主要來源。小樓房通常價格比較高，小農經營獲得的收入難以購買小樓房，只有務工才能獲取更多的收入，因而家住小樓房會增加農戶選擇務工型生計策略的概率，以獲取符合預期的生計結果。農業器械價值越高的農戶家庭越依賴自然資本生產經營，因而農戶選擇兼業型和非務工型生計策略的概率比較大。農戶的受教育年限反應了農戶生存發展的潛力，受教育年限高的農戶素質水平較高，接受新事物的能力越強，職業技術技能水平越高，越傾向于務工型生計策略，由務工帶來的巨大收益會役使農戶提高素質技能，兩者互相促進實現“1+1>2”。擴大家庭的農戶更傾向非務工型生計策略，可能是這部分家庭成員構成復雜，撫養比相對較高。這部分農戶的年齡一般比較大，在就業市場處于劣勢，因而他們更傾向于選擇非務工型生計策略。家庭郵電通訊費用高并且有待償民間借款的農戶更傾向兼業型或者務工型生計策略的原因是，這部分農戶資金獲取能力比較強，又有強大的社會資本獲取各種就業信息，因而選擇非務工型生計策略的概率越低。與東部地區農戶相比，西部地區農戶更傾向于務工型生計策略，可能是由于西部地區經濟發展水平相對落后，在本地創業活動難以開展，外出務工成為達成他們生計結果預期的主要模式。

總體而言，在生計資本組成要素中，居住房屋類型、戶均成人受教育年限和家庭生命周期在所有模型中均有顯著性影響，耐用消費品價值在六個模型中都不存在顯著影響，其他指標在部分模型中存在顯著性，有土地轉入的農戶更傾向轉變為非務工型生計策略。戶均成人受教育年限和戶均成人健康兩個指標對推動農戶生計策略趨務工型具有重要意義。這說明多數生計資本組成要素是農戶生計策略變動的重要因素。

3.6 穩健性檢驗

何仁偉等[35]認為，采用分類變量對農戶生計策略進行度量會存在一定偏誤。可能出現收入結構存在明顯差異的農戶被歸納為同種生計策略的情況，從而導致農戶生計策略變動出現偏誤。因此，本文用家庭務工型收入占總收入的比例作為農戶生計策略變動的另一個代理變量，對生計資本和組成要素的影響繼續進行回歸分析。

從表7可以看出，在不同分位點處，相同解釋變量對農戶生計策略的影響呈現較大的差異。就自然資本而言，三個分位點都存在負向影響，但在0.3分位點未通過顯著性水平檢驗，在0.6分位點和0.9分位點處通過了0.01的顯著性水平檢驗。其系數值先增大后減小，表明當務工收入比例達到0.6時，自然資本對生計策略的貢獻程度達到最大，當務工收入占比偏離0.6后，自然資本對生計策略的貢獻度都會下降。就物質資本而言，在三個分位點處都存在顯著的正向影響，社會資本在0.6和0.9分位點具有顯著的正向影響，金融資本在0.9分位點時通過0.1的顯著性水平檢驗，地區因素在0.9分位點通過顯著性檢驗，且存在顯著的負向影響，人力資本并未通過顯著性水平檢驗。這說明，農戶生計資本的質量與存量以及地區因素影響農戶生計策略的選擇，生計資本對生計策略影響的分位數回歸，驗證了二元Logit模型的穩健性。

表7 生計資本影響農戶生計策略變動的分位數回歸Table 7 Quantile regression of livelihood capital influencing farmers’ livelihood strategy changes

從表8可以看出，人力資本除外的其他各種資本組成要素對農戶生計策略產生較為顯著的影響。這說明，農戶生計資本組成要素的狀態影響農戶生計策略的選擇，組成要素對農戶生計策略影響的分位數回歸，驗證了Logit模型的穩健性。

4 結論與建議

4.1 結論

研究表明，農戶的生計策略變動與生計資本配置息息相關，不同類型的資本對農戶生計策略變動的影響方向及影響程度存在差異，短期內多數農戶選擇維持原有生計策略，農戶生計策略動態調整的過程較慢。自然資本和物質資本的存量顯著影響農戶非務工型生計策略的選擇，農戶家庭轉入土地和增加農用器械的價值會使農戶更傾向非務工型生計策略。社會資本較高的家庭，生計策略越容易向趨務工型調整。人力資本各指標對生計策略變動具有不同的影響，家庭生命周期顯著影響農戶的生計策略，可以通過改善農戶受教育年限和健康兩個指標推動農戶生計策略向趨務工型變動。

農戶生計策略變動是鄉村振興進程中的必然現象，農戶的生計資本在生計策略變動過程中占據著舉足輕重的地位。從生計資本角度考察農戶生計策略變動的趨勢和影響因素是考察農戶生計可持續的重要視角。這說明，在即將實施的鄉村建設行動中，政府應該將農戶生計資本的提升作為鄉村振興的戰略要點。

4.2 建議

1）地方政府要增加產業多樣化的投入力度和進程，為農戶加快生計策略調整創造機遇。要增加農村地區產業的投入力度，盤活農村產業項目，切實推進農村農業工業化和農業產業化進程，強化農村資本質量與存量，引導農戶快速有序的進行生計策略調整，以獲取更高的產出。同時將新型城鎮化結合起來，鼓勵和引導當地開辦工廠、車間進行農產品加工，增加勞動密集型產業的投入，創造更多就業崗位，讓更多的農村剩余勞動力能夠實現本地就業、就近就業，加快農戶生計策略調整的速度。

2）鼓勵農戶參與土地流轉與農用器械銷售，減少農戶從事務工等非農生計活動的損失。要通過加快土地流轉的方式，將農戶土地的經營權向有能力的企業或者種植大戶流轉，擴大新型農業經營主體的數量與經營規模，促進農業生產經營規模化和機械化，將農民從小規模農業生產中解放，推動農戶向能夠獲取更高生計結果的務工型生計策略轉變。鼓勵和支持有能力有優勢的企業回收農戶的農用器械，并雇傭農戶對農用器械進行再次加工、銷售，實現農戶向務工型生計策略轉變與減少策略調整成本并舉。

3）建立健全農戶參與農村基層社會治理的機制，為農戶積累社會資本創造機遇。制定和完善農村基層社會治理相關政策，引導和鼓勵農戶參與鄉村管理與規劃，保障農戶參與基層治理的主體地位。鼓勵農戶通過參與基層治理拓展家庭的社會關系網絡，加速農戶社會資本的積累進程，開拓農戶的視野，增強農戶獲取預期結果的能力。

4）要擴大對農村教育與醫療衛生的投入力度，增加農戶向務工型生計策略轉變的能力。加大農村基礎教育的投入力度，保證每位適齡學生都能完成九年義務教育，提高農村人口的基礎教育水平。要增加農村的職業技術技能培訓，對參與培訓并獲得合格的農戶頒發合格證書，提高農戶的謀生技能，增加農戶多元化就業方式，要增加農村地區醫療衛生事業的投入力度，保障農戶能夠看病、治得起病，加強農戶參與非農就業的身體健康素質，引導農村剩余勞動力外出務工，強化資本與結果的協同效應。

致謝：本文利用的數據為北京大學中國社會科學調查中心提供的2012年—2018年中國家庭追蹤數據，特對北京大學中國社會科學調查中心表示真心的感謝。