生計資本對農戶貧困代際傳遞的影響

張笑寒 周蕾

摘? ? 要：基于2018年中國家庭追蹤調查數據（CFPS），構建Probit模型和中介效應模型，實證檢驗了生計資本對農戶貧困代際傳遞的影響以及女性勞動參與的中介效應。研究發現，生計資本顯著阻斷農戶貧困代際傳遞，女性勞動參與降低了多維貧困概率，在生計資本阻斷農戶貧困代際傳遞中具有顯著的中介效應。因此，要加大對農戶生活與生產的扶持力度，重視農村教育投資和教育公平，建立多層次社會支持網絡，創造更加靈活的就業和創業方式，多舉措阻斷農戶的貧困代際傳遞。

關鍵詞：生計資本；農戶貧困；代際傳遞；多維貧困；女性勞動參與

中圖分類號：F126.2；F328 文章標志碼：A 文章編號：1006-6152（2023）04-0026-10

DOI：10.16388/j.cnki.cn42-1843/c.2023.04.003

一、引言及文獻綜述

貧困是全世界面臨的一大社會難題，尤其是農村貧困問題，盡管目前中國消除絕對貧困的目標已經實現，但農村中的相對貧困和返貧問題仍須警惕。貧困人口成功脫貧后，可能由于處在貧困邊緣，對政策補助依賴性強，更容易受到諸如疾病、經濟風險、就業形勢等多方面的沖擊而重返貧困。貧困的代際傳遞是一種長期貧困［1］，也是深度貧困問題，影響農戶脫貧成果的可持續性，因此，阻斷貧困代際傳遞是治理貧困問題的關鍵所在。

近年來，家庭生計資本在反貧困領域發揮的作用日益受到重視，可持續生計框架為反貧困研究提供了全新視角。國內外學者對生計資本與貧困代際傳遞問題進行了深入研究，內容多集中于人力資本和社會資本方面。一些學者認為能力的匱乏是貧困的根源，人力資本的提高是消除貧困的有效手段，而教育則是提高人力資本的關鍵［2-3］；父輩的貧困狀況會降低子代的教育投入，而從人力資本著手可以有效阻斷貧困代際傳遞［4-5］；個體家庭社會資本網絡與資源的數量和質量對子代發展也具有重要影響［6］。除了人力資本和社會資本，農戶的其他生計資本也對其貧困代際傳遞產生影響，如放松信貸約束會緩解農戶在面臨生產和消費時的資金短缺困境，提高農戶收入，增進家庭福利［7］；由于農業工作者的代際繼承度最高，農業經營性收入的持續低下、經濟資本的匱乏會加劇貧困的代際傳遞［8］。可見，多數學者對農戶生計資本阻斷貧困代際傳遞的作用給予了肯定，但是也有少數學者提出了異議。周曄馨、王晶等指出，窮人的社會資本擁有量和回報率均低于高收入農戶，“窮者愈窮，富者愈富”進一步拉大了貧富差距，加重貧困代際傳遞，由此也加劇了農村的相對貧困問題［9-10］。劉艷華等以安徽農村貧困家庭為研究對象，指出增加農村信貸配給程度從宏觀和微觀兩個層面都會惡化貧困農戶的生活和生產環境［11］。理論上的分歧表明，生計資本對農戶貧困代際傳遞的影響沒有簡單的定論，在可持續生計框架下，農戶的生計資本應包含物質資本、人力資本、社會資本、金融資本和心理資本等豐富內涵，需要我們從生計資本的多維角度出發，探究它們對農戶貧困代際傳遞的影響機制和效應。

女性在撫育子女、家風建設方面影響深遠，但是以往文獻對于女性勞動參與在生計資本阻斷農戶貧困代際傳遞中所產生的作用關注較少。一些學者探討了生計資本與女性就業的關系，發現人力資本和社會資本可以促進女性勞動參與［12-14］。女性脫貧的關鍵在于勞動參與，歐盟在婦女脫貧方面的政策側重于為婦女創造相對平等的就業機會，來阻斷貧困代際傳遞［15］。究竟女性勞動參與在生計資本對農戶貧困代際傳遞的影響過程中發揮怎樣的作用？提高女性勞動參與程度能否有效阻斷農戶貧困代際傳遞？這些問題值得深思。

隨著2020年脫貧攻堅目標的實現，中國正在步入“后扶貧時代”，阻斷農戶貧困代際傳遞具有重要意義。鑒于此，本文首先從理論上系統梳理生計資本對農戶貧困代際傳遞的影響機制和女性勞動參與的中介效應，然后利用2018年中國家庭追蹤調查數據庫（CFPS）的微觀數據，構建Probit模型和中介效應模型進行實證檢驗。創新在于：一方面，在可持續生計框架下闡釋生計資本對農戶貧困代際傳遞的影響機制以及女性勞動參與其中的中介效應，有助于拓寬農村貧困代際傳遞問題的研究視野，而從性別視角的進一步考察，更為探索徹底消除農村貧困問題提供新的思路；另一方面，借助CFPS2018的調研數據所得的實證分析結果，可為厘清生計資本對農戶貧困代際傳遞的影響提供經驗證據，也能為發揮生計資本的“造血功能”、釋放性別紅利、增強家庭可持續發展潛力、阻斷農戶貧困代際傳遞提供一定的理論參考。

二、理論分析與研究假設

（一）生計資本對農戶貧困代際傳遞的影響

本文在英國發展署（DFID）設計的可持續生計框架基礎上，將生計資本劃分為物質資本、人力資本、社會資本、自然資本、金融資本和心理資本等6個維度，然后分析各不同維度生計資本對農戶貧困代際傳遞的影響。

第一，物質資本維度。農戶家庭擁有的物質資本存量越大，子代在調整家庭生產和生活決策方面受到的資金約束越小，越能阻斷貧困代際傳遞。在農戶生活層面，充足的物質資本能幫助家庭抵御風險沖擊、保障生活水平；在農業生產層面，大型農用機械設備應用于規模化生產經營方式，有助于農戶獲得規模經濟效益，實現家庭增收。

第二，人力資本維度。人力資本的積累分別從短期和長期兩個角度影響子代能力發展，進而阻斷貧困代際傳遞。從短期來看，對子代教育投資的加大和專業技能的培訓可幫助子代滿足職業上崗要求，拓寬就業渠道，實現家庭增收；從長期來看，增加子代健康和醫療保障投資保證了就業的穩定性和家庭收入的可持續性。

第三，社會資本維度。社會資本主要從以下三個方面發揮阻斷貧困代際傳遞的作用：一是拓寬社會網絡規模，尤其是“弱關系”的獲得，更有助于子代獲取新知識、接受新思想，進而拓寬就業創業渠道；二是提高社會網絡強度，維護好已擁有的社會資本，更能幫助子代抵御風險沖擊、解決燃眉之急［16］；三是營造良好社會網絡環境，有助于個體社會網絡關系的建立，建設良好社會風氣。

第四，自然資本維度。自然資本發揮資源稟賦優勢，家庭擁有的土地資源是農民發展農業、獲得收入的根基和重要依托。一方面，適當地擴大土地經營規模，實現機械化生產，將會降低農業生產成本，提高投資回報率，實現子代家庭增收；另一方面，出租土地獲得穩定的地租收入也能促進子代家庭增收。

第五，金融資本維度。家庭持有的現金及存款的多寡，直接影響著子輩的身體素質、子輩獲得教育的機會的多少以及下一代的技能掌握情況。借貸行為作為獲取金融資本的重要渠道，對家庭生產、消費、生活等各個方面產生重要影響［17］。若家庭在遭遇風險沖擊時能獲得金融支持，則家庭消費結構和消費水平得以保持穩定，而且流動性約束得到緩解，從而進一步提高家庭抵御風險沖擊的能力。

第六，心理資本維度。在貧困集聚人群和地區中，貧困文化盛行，消極的生活和工作態度不利于激發內生發展動力，“伸手要”的脫貧觀念阻礙脫貧成果的可持續性，而積極樂觀的生活和工作態度促使農戶優化行為決策，堅信以勞動創造價值，進而推動農民增收和脫貧致富。基于此，提出以下假設：

假設1：生計資本能夠阻斷農戶貧困代際傳遞。

（二）女性勞動參與在生計資本影響農戶貧困代際傳遞中的中介作用

1. 生計資本影響女性勞動參與

隨著生計資本的不斷積累，農戶擁有更大的空間靈活選擇生計策略［18］。勞動參與是農村家庭女性的主要生計策略，各種生計資本對女性勞動參與發揮著不同的作用。具體而言，物質資本是維持家庭正常生產生活的重要基礎，也是彰顯農戶生活水平的外在體現，豐富的物質保障能夠提高女性勞動參與的穩定性。人力資本從根本上決定女性是否具備勞動力市場的技能和身體素質，文化水平的提高和職業技能的獲得既有助于開闊視野，增強自主意識和自信心，激發女性勞動參與的積極性，又能夠增加她們就業的可及性和選擇性。基于示范效應，農村女性處在一定的社會網絡中，她們就業或創業的意愿或多或少受到其他社會網絡成員的影響，而且女性勞動參與需要平衡工作和家庭照顧，社會資本的積累有助于增加她們靈活就業的可獲得性。自然資本擁有量越多，土地經營規模越大，則越有利于實現規模經營，獲得規模經濟收益，激勵女性參與農業勞動。缺乏充足的資金支持，女性創業動力將被壓制，而增加金融資本、提高信貸可獲得性有助于實現農村女性靈活創業。加強心理資本的培養有利于打破傳統的“男主外、女主內”思想觀念，引導農村女性以積極的狀態投入工作，激發其內在潛能，提升工作績效。

2. 女性勞動參與影響農戶貧困代際傳遞

在傳統性別分工的影響下，男性重心在事業，而女性重心傾向于家庭。女性在家庭照料和子女教育等方面投入更大的精力，其行為習慣、生活態度、價值觀念等更容易影響子代。農村女性勞動參與主要從增加家庭收入、提高家庭地位和提高社會參與度三方面影響家庭決策和子代發展，進而阻斷貧困代際傳遞。

首先，女性勞動參與通過增加家庭收入阻斷貧困代際傳遞。現代市場經濟條件下，多種分配方式并存的收入分配制度給農村女性靈活就業創造了眾多機會，越來越多的留守婦女走出家門，提高了家庭勞動參與度，增加了家庭收入來源，進而從經濟層面增強了抵御風險沖擊的能力，降低了農戶貧困代際傳遞發生的概率。

其次，女性勞動參與通過提高家庭地位阻斷貧困代際傳遞。隨著更多的家庭女性進入勞動力市場，“女主內”的傳統分工模式開始發生變化，女性在參與社會勞動的同時兼顧家庭照料，在家庭建設和子代發展方面發揮特殊作用，這將有利于提高女性在家庭中的地位，增大家庭選擇發展型生計策略的概率和對子女發展的投資［19］，降低子女陷入貧困的可能。

最后，女性勞動參與通過提高社會參與度阻斷貧困代際傳遞。基于女性社會參與理論，女性社會參與本質上是女性在近代化和現代化過程中的新的自我覺醒。農村女性勞動參與是一種高層次的效能性社會參與方式［20］，它直接影響女性在勞動崗位、村莊的參與度，參與度越高，越容易接收新知識，在對子代的培養方式上也更加科學合理，更能促進子代能力發展。基于此，提出以下假設：

假設2：女性勞動參與在生計資本阻斷農戶貧困代際傳遞中起到中介作用。

三、研究設計

（一）數據來源

為了探究生計資本對農戶貧困代際傳遞的影響以及女性勞動參與在其中發揮的作用，本文選取2018年中國家庭追蹤調查數據庫（CFPS）的農戶微觀數據進行分析。主要進行了如下篩選：1. 本文中父代即為父親，子代選取長子或長女，女性為母親，根據家庭編碼、個人編碼、第一個孩子編碼、父親編碼和母親編碼進行匹配，提取需要的指標合并成一個農戶家庭數據，共篩選出13210戶數據；2. 鑒于農村發展的實際，65歲老人的多維貧困指標將會顯著提高，影響到實證結果，考慮到數據的合理性，本文選擇父與子年齡均在16—65周歲范圍內且年齡差大于14歲的樣本；3. 刪除子代仍未完成學業的數據，缺失變量和空白數據也一并刪除，最終獲取1505戶農戶家庭數據。

（二）模型設定

1. 基準回歸模型

[MPDci=α0+β1LCi+β2Ci+εi] （1）

式（1）表示生計資本對農戶貧困代際傳遞的影響，其中，MPDci表示子代多維貧困狀態；α0為常數項；β1、β2均為系數；εi為誤差項；LCi表示農戶綜合生計資本；Ci表示控制變量。

2. Probit模型

貧困代際傳遞問題反映在父代已經處于貧困狀態的背景下，子代貧困狀況在多大程度上受其父代的影響，本文在A-F測度多維貧困并識別貧困狀態的基礎上進行農戶個體貧困的判定，考慮到貧困狀態為0—1變量的特征，采用Probit模型進行考察，模型設定如下：

[MPDci=α1+C1X+C2D+μ1] （2）

式（2）中，MPDci為子代個體多維貧困狀態；α1為常數項；C1和C2均為系數矩陣；μ1為誤差項；D表示控制變量矩陣，X表示關鍵解釋變量矩陣，即：

[D={agec， age1， agef， age2， size}] （3）

[X={LC}] （4）

式（3）中，agec、age1、agef、age2、size分別表示子代年齡、子代年齡的平方、父代年齡、父代年齡的平方、家庭規模。

3. Tobit模型

在對回歸模型的穩健性檢驗中，由于本文使用熵權法測得的個體多維貧困指數為0到1之間的連續型變量，屬于受限因變量，且為雙側受限，OLS在對整個樣本進行估計時，一般會將非線性擾動項納入隨機擾動項，這將影響估計結果，導致偏差。因此，Tobit模型運用極大似然估計方法一定程度上避免了這種偏差。方程如下：

[MPIci=α2+F1X+F2D+δ1] （5）

式（5）中，MPIci表示子代個體多維貧困指數；α2為常數項；F1、F2為系數矩陣；δ1為誤差項；D與X的定義同式（3）和（4）。

4. 中介效應檢驗

為了考察女性勞動參與在生計資本阻斷農戶貧困代際傳遞的中介效應，設定以下檢驗模型：

[FLPi=χ0+χ8LCi+χ9Ci+εi] （6）

[MPDi=α0+β9FLPi+β10LCi+β11Ci+εi] （7）

其中，FLPi表示家庭中女性勞動參與的虛擬變量，由于女性勞動參與變量為虛擬二分變量，故中介效應檢驗也運用Probit模型。

（三）變量選取

1. 被解釋變量：父代處于多維貧困狀態下的子代多維貧困狀態（MPDc）和子代多維貧困指數（MPIc）。根據A-F（Alkire-Foster）模型測算多維貧困的要求，首先構建多維貧困指標體系，然后建立新指標矩陣，利用熵權法對各維度貧困指標賦予權重，根據公式測算多維貧困指數，最后判定多維貧困狀態，具體步驟和方法如下：

步驟一：構建多維貧困指標體系。構建一個由多個單維貧困指標組成的矩陣，矩陣X=（xij）n×m是由m個單維貧困指標X1，X2，…，Xm構成，其中i=1，2，…，m。

步驟二：建立新指標矩陣。每個維度上可能存在一個或多個剝奪臨界值，設定臨界值為dj。定義矩陣的行向量為d=（d1，d2，…，dm），設矩陣中的樣本個體為xij，當xij大于或等于dj時，認定Xi在j維上受到剝奪，樣本在該維度上賦值為1，否則為0。據此建立一個全新矩陣Y=（yij）n×m，矩陣中樣本各維度指標取值均為0或1。

步驟三：各維度指標賦權。結合熵權法為m維貧困指標賦權，權重的主要計算步驟如下：

首先，將指標Xj進行標準化處理，公式如下：

[Zij=Xij-min（Xj）max（Xj）-min（Xj）（i=1，2，…，n;j=1，2，…，m）] （8）

其次，將Xj的信息熵Ej設定為：

[Ej=-ln（n）-1i=1npijln（pij）（i=1，2，…，n;j=1，2，…，m）] （9）

其中，[pij=Ziji=1nZij]。

最后，計算單維度貧困指標Xj的權重為：

[Wj=（1-Ej）j=1m（1-Ej）] （10）

步驟四：測算多維貧困指數。式（10）中Wj（j=1，2，…，m）即為第j維貧困指標的權重，據此，計算樣本i的多維貧困指數（MPI）為：

[ci（k）=j=1myijWj，j=1myij>k0，其他] （11）

式（11）中，[j=1myji]為第i個個體的多維貧困指數（MPI），衡量個體陷入多維貧困的程度。

步驟五：判定多維貧困狀態。將k設定為閾值，若[i=1myijWj>k]，則樣本i處于多維貧困狀態，反之，則不處于多維貧困狀態。本文借鑒閾值k的多數選擇，確定以k=30%作為基本回歸分析中多維貧困狀態的判定標準，在基本回歸中以30%作為臨界值來驗證上述假設。識別個體多維貧困狀態的公式如下所示：

[qi（k）=1，ci（k）>1/30，其他] （12）

式（12）中，qi（k）表示閾值k值下個體i的多維貧困狀態（MPD）。若qi（k）=1，則代表該個體處于多維貧困狀態；若qi（k）=0，則該個體不存在多維貧困。

對于多維貧困測算維度和指標的選擇，本文首先參考聯合國發布的人類發展報告的測算維度（教育、健康和收入），同時參考王小林和Sabina［21］、馮怡琳和邸建亮［22］的研究成果，增加了醫療保障和就業質量這兩個維度。結合CFPS數據的可獲得性，最終選取的主要維度和指標如表1所示。

本文利用轉移矩陣來初步判定樣本存在多維貧困代際傳遞貧困的問題，由于轉移矩陣要求父代和子代多維貧困指數均為離散型數據，因此先將父代和子代的多維貧困綜合指數按照大小分別進行排序，再將多維貧困綜合指數進行區間劃分，將貧困指數分為Ⅰ—Ⅳ四大類別，具體分類如下：

[MPI=Ι，if0<=indexi<=0.2ΙΙ，if0.2

其中，類別越高，多維貧困指數越高，個體越貧困。

表2給出了多維貧困在代際之間的轉移概率矩陣。縱軸和橫軸分別表示父代和子代的多維貧困區間類別，對角線概率值表明父代與子代同處于一個區間類別貧困的概率。觀察表2可知，對角線上的概率均值為0.27，這表明父代與子代同處于貧困狀態的概率為27%；非對角線上的概率均值為0.24，這表明代際之間的多維貧困流動概率為24%；由于對角線上概率均值大于非對角線上概率均值，說明多維貧困代際傳遞問題在我國農村地區仍然比較明顯。具體地，第Ⅰ、Ⅱ類對角線上的概率值分別為0.61、0.32，表明在這兩類區間上多維貧困更容易由父代向子代傳遞，即父代多維貧困處于Ⅰ、Ⅱ區間會大大增加子代陷入貧困的概率，而父代若處于Ⅲ、Ⅳ類，多維貧困則不容易向子代傳遞。

2. 關鍵解釋變量：綜合生計資本。本文以英國發展署（DFID）建立的可持續生計分析框架為基礎，結合國家扶貧扶志要求，構建一個由物質資本、人力資本、社會資本、自然資本、金融資本和心理資本6個維度構成的生計資本框架，在參考黎春梅和何格［23］研究成果的基礎上，選取了15個指標來代表農戶家庭擁有的綜合生計資本存量。先將這15個指標通過熵權法賦予權重，再運用A-F模型構建總體指標來表示農戶綜合生計資本，步驟同多維貧困指數的測度方法，這樣有助于弱化單項生計資本指標引發的潛在內生性影響。

3. 中介變量：女性勞動參與。參照宋月萍［24］的做法，選擇成人問卷中“主要工作的性質”，當個體回答為農業工作或非農工作時將女性勞動參與賦值為1，不適用為0。

4. 控制變量。為了控制農戶個體特征對貧困代際傳遞的影響，選取子代年齡、子代年齡的平方、父代年齡、父代年齡的平方、家庭規模作為控制變量。表3給出了主要變量的定義及描述性統計。

四、實證結果和檢驗

（一）基準回歸結果

經過前文運用A-F模型和熵權法對多維貧困的指數測算和狀態判定，確定以k=30%作為基本回歸分析中多維貧困狀態的判定標準，最終篩選出483戶父代貧困家庭數據，將子代多維貧困指數MPIc與閾值比較，確定子代多維貧困狀態MPDc。以此為基礎，運用Probit模型加以驗證，同時列出Logit模型回歸結果作為對比。為了降低異方差問題，回歸采用穩健標準誤方法，表4呈現了這一回歸結果。

表4中列（1）和列（2）顯示農戶綜合生計資本均在1%顯著性水平下與子代多維貧困狀態負相關，這表明農戶生計資本顯著阻斷貧困代際傳遞，假說1得證。

（二）中介效應檢驗

運用中介效應模型，考察女性勞動參與在生計資本阻斷農戶貧困代際傳遞中的中介效應，檢驗結果如表5所示。列（1）以女性勞動參與（FLP）作為被解釋變量，綜合生計資本與女性勞動參與顯著正相關，說明增加家庭生計資本存量能夠促進女性參與勞動。列（2）同時將綜合生計資本與女性勞動參與納入回歸模型做進一步分析，結果表明，女性勞動參與顯著負相關于多維貧困狀態（beta=-0.416，p<0.01）。根據中介效應檢驗流程，運用Bootstrap法檢驗女性勞動參與在生計資本與貧困代際傳遞之間的中介效應。檢驗結果顯示，女性勞動參與在生計資本與阻斷貧困代際傳遞之間的間接效應為-0.111，Bootstrap檢驗的置信區間為（-0.100，-0.023），不包含0，說明中介效應顯著。假說2得證。

（三）穩健性檢驗

為測試生計資本影響農戶貧困代際傳遞結論的可靠性，本文還進行如下穩健性檢驗：

1. 更改閾值

重新判定個體多維貧困狀態，進一步檢驗基本回歸結果的穩健性。將k值設定為20%，即當貧困指數MPIc大于或等于20%時，個體處于多維貧困狀態，且至少存在一維貧困，當MPIc小于20%時，個體不處于多維貧困狀態。具體地，先篩選出父代處于多維貧困狀態下的家庭，共得到805戶子代家庭樣本，再根據新樣本數據重新運用Probit模型進行回歸，結果如表6所示。結果表明，綜合生計資本影響顯著，這與基本回歸分析結果是一致的，因此，基于本文構建的生計資本指標的估計結果具有較強的穩健性。

2. 變更被解釋變量和估計模型

在對個體多維貧困狀態判定的過程中，將一個連續型變量多維貧困指數變成一個虛擬變量多維貧困狀態，在這過程中可能會導致信息丟失，因此，考慮到多維貧困指數雙邊受限的特性，接下來運用Tobit模型進行穩健性檢驗。在這部分，被解釋變量為子代多維貧困指數（MPIc），結果如表7所示。結果表明，綜合生計資本在1%顯著性水平上顯著，這說明生計資本能有效降低農戶子代多維貧困發生率，進而有效阻斷貧困代際傳遞。

五、結論與建議

本文系統梳理了生計資本對農戶貧困代際傳遞的影響機制以及女性勞動參與的中介效應，然后基于CFPS2018數據，構建Probit模型和中介效應模型進行了實證檢驗。研究發現，生計資本顯著阻斷農戶貧困代際傳遞，女性勞動參與顯著降低多維貧困概率，在生計資本阻斷農戶貧困代際傳遞中具有中介效應。因此，加大生計資本，提高女性勞動參與水平，對于阻斷農戶貧困代際傳遞具有重要意義。

基于以上研究結論，本文提出如下建議：

第一，加大對農戶生活與生產的扶持力度。在生活方面，提高對農村貧困家庭房屋建造和危房改造的補貼，完善農村生活配套設施，保障農戶的基本生存需求，提高生活水平。在生產方面，不僅要加大農機具購置補貼力度，幫助農戶以更低的代價獲得必需的生產設備工具，提高投資回報率，而且要加大農村基礎設施建設投入，完善信貸服務體系，增強農戶抵御風險的能力，提高農業綜合生產能力，增加農戶收入。

第二，重視農村教育投資和教育公平。一方面，應當加大對農村基礎教育的投資，提高居民受教育水平，增強農戶內生動力，而且還應重視農村職業教育和繼續教育等投入，幫助農民掌握一定的生存發展技能，保障未來生活質量；另一方面，應當重視教育公平，使農村女性獲得與男性同等的受教育機會，不斷提升自身素質和能力，以便在激烈競爭的勞動力市場上謀取更好的職業和職位。

第三，建立多層次社會支持網絡。農民新信息的獲得主要得益于弱關系網絡中的主體，因此，各級政府應當采取有效措施積極鼓勵合作社、公司等各類社會組織與村組集體進行緊密合作，構建更廣闊的社會網絡，尋求優質社會資本，增強農戶可持續發展潛力。而且，借助社會網絡平臺往往能夠給農村中的貧困女性提供一個相互交流和學習的機會，有利于增強她們的自信心，激發發展潛力，進而增強自身反貧困能力。

第四，創造更加靈活的就業和創業方式。農村扶貧工作要由輸血式向造血式轉變，通過創造更加靈活的就業和創業方式，鼓勵更多的農村女性走出家門實現就業或自主創業，改變“男主外、女主內”的傳統分工形式，不斷提高女性的家庭和社會經濟地位，進一步釋放性別紅利，徹底阻斷農戶貧困代際傳遞。

參考文獻：

［1］ Bird K， Higgins K. Stopping the Intergenerational Transmission of Poverty： Research Highlights and Policy Recommendations［J］.Chronic Poverty Research Centre （CPRC） Working Paper， 2011（7）：214.

［2］ Sen A. Development as Freedom［M］. Oxford：Oxford university Press， 1999.

［3］ Schultz T W.Investment in Human Capital［J］. The American Economic Review， 1961（1）：1-17.

［4］ BeckerGary S， Tomes N. An Equilibrium Theory of the Distribution of Income and Intergenerational Mobility［J］. Journal of Political Economy， 1979（6）：1153-1189.

［5］ Erikson R， Goldthorpe J H.Intergenerational Inequality： A Sociological Perspective［J］. Journal of Economic Perspectives， 2002（3）：31-44.

［6］ Cooper E， Bird K. Inheritance： A Gendered and Intergenerational Dimension of Poverty［J］. Development Policy Review， 2012（5）：527-541.

［7］ 余泉生，周亞虹.信貸約束強度與農戶福祉損失：基于中國農村金融調查截面數據的實證分析［J］.中國農村經濟，2014（3）：36-47.

［8］ 陸學藝.當代中國社會階層研究報告［M］.北京：社會科學文獻出版社，2002：10-11.

［9］ 周曄馨.社會資本是窮人的資本嗎：基于中國農戶收入的經驗證據［J］.管理世界，2012（7）：83-95.

［10］? 王晶，簡安琪.相對貧困城鄉差異及社會保障的減貧效應［J］.東北師大學報，2021（6）：18-27.

［11］? 劉艷華，程琦，輝敏敏.信貸配給與貧困代際傳遞：以CHFS安徽省樣本為例［J］.安徽工業大學學報（自然科學版），2020（2）：189-195.

［12］? 英格爾斯.人的現代化：心理·思想·態度·行為［M］.殷陸軍，譯.成都：四川人民出版社，1985：44-46.

［13］? 烏靜.個人稟賦與家庭責任：青年已婚女性就業的影響因素［J］.社會發展研究，2019（4）：206-220，242.

［14］? 馬繼遷，朱玲鈺，王占國.人力資本、家庭稟賦、家庭責任與失地女性就業：基于CFPS數據的分析［J］.華東經濟管理，2021（8）：95-102.

［15］? 霍萱，林閩鋼.為什么貧困有一張女性的面孔：國際視野下的“貧困女性化”及其政策［J］.社會保障研究，2015（4）：99-104.

［16］? 焦克源，陳晨.社會資本對農村貧困代際傳遞影響機制研究［J］.中國人口·資源與環境，2020（4）：166-176.

［17］? 楊柳.農村金融發展能有效緩解貧困代際傳遞嗎：基于收入、教育和醫療的中介視角［J］.湖南師范大學社會科學學報，2022（1）：91-100.

［18］? 王君涵，李文，冷淦瀟，等.易地扶貧搬遷對貧困戶生計資本和生計策略的影響：基于8省16縣的3期微觀數據分析［J］.中國人口·資源與環境，2020（10）：143-153.

［19］? 徐瑋.農村女性家庭地位與貧困代際緩解［D］.武漢：中南財經政法大學，2018：50-51.

［20］? 王宏維.女性社會參與的層次化理解［J］.婦女研究論叢，1992（2）：35-37，64.

［21］? 王小林，Sabina A.中國多維貧困測量：估計和政策含義［J］.中國農村經濟，2009（12）：4-10，23.

［22］? 馮怡琳，邸建亮.對中國多維貧困狀況的初步測算：基于全球多維貧困指數方法［J］.調研世界，2017（12），3-7，52.

［23］? 黎春梅，何格.SLA框架下生計資本影響山區農戶分化的機理與實證研究：以廣西山區農戶為例［J］.中國農業資源與區劃，2021（11）：144-156.

［24］? 宋月萍.照料責任的家庭內化和代際分擔：父母同住對女性勞動參與的影響［J］.人口研究，2019（3）：78-89.

責任編輯：倪貝貝

（E-mail：shellni@ 163. com）

Impact of Livelihood Capital on the Intergenerational Transmission of Farmer Household Poverty：Take the Mesomeric Effect of Female Labor Participation as a Typical Example

ZHANG Xiaohan， ZHOU Lei

（The School of Economics， Nanjing Audit University， Nanjing 211815）

Abstract： A Probit model and a mediation model are built on the China Family Panel Studies （CFPS） 2018. They empirically tested the impact of livelihood capital on the intergenerational transmission of poverty in farmer households and the mediating effect of womens participation in labor. It is discovered that livelihood capital significantly blocked the intergenerational transmission of poverty in farmer households， and that the labor participation of women， besides reducing the probability of mutidimensional poverty， had a prominent mediating effect in the process of livelihood capital blocking the intergenerational transmission of poverty in farmer households. Therefore， the support to farmer households life and production should be increased， educational investment and equality in rural areas should be paid more attention， a multi-layer social support network should be established， and more flexible approaches to employment and entrepreneurship should be encouraged. A combination of the measures can be taken to block the intergenerational transmission of poverty in farmer households.

Key words： livelihood capital； poverty of farmer household； intergenerational transmission； multi-dimensional poverty； female participation in labor