社會(huì)資本能否降低農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性？

羅萬(wàn)云 郭世豪 賈鋮

摘要：農(nóng)村相對(duì)貧困的治理事關(guān)全國(guó)共同富裕目標(biāo)能否如期實(shí)現(xiàn)。文章根據(jù)中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2018年、2020年數(shù)據(jù)，使用預(yù)期貧困脆弱性方法測(cè)算不同生計(jì)策略農(nóng)戶的相對(duì)貧困脆弱性，實(shí)證檢驗(yàn)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的影響，進(jìn)一步運(yùn)用傾向得分匹配法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，基于中介效應(yīng)模型分析社會(huì)資本的傳導(dǎo)機(jī)制。研究結(jié)果表明：（1）2020年較2018年農(nóng)戶相對(duì)貧困發(fā)生率下降了1.13個(gè)百分點(diǎn)，務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶的相對(duì)貧困發(fā)生率顯著高于其他兩類農(nóng)戶，分別提高了5.83個(gè)百分點(diǎn)、7.43個(gè)百分點(diǎn)；中國(guó)農(nóng)村相對(duì)貧困多以暫時(shí)貧困為主，占比20.24%，遠(yuǎn)高于長(zhǎng)期貧困的12.83%。（2）社會(huì)資本對(duì)緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性具有正向顯著作用，機(jī)制分析表明社會(huì)資本在農(nóng)戶生計(jì)策略轉(zhuǎn)型中能夠降低農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性，尤其對(duì)務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶的緩解效果最為顯著。（3）個(gè)人及家庭特征、村莊等因素對(duì)不同生計(jì)策略農(nóng)戶的相對(duì)貧困脆弱性的影響存在顯著差異?；诖嗳跣岳碚摚恼陆Y(jié)合農(nóng)戶生計(jì)風(fēng)險(xiǎn)及外部環(huán)境沖擊，構(gòu)建社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的緩解分析框架，并采用基于預(yù)期貧困脆弱性方法識(shí)別農(nóng)戶相對(duì)貧困，按照不同生計(jì)策略進(jìn)行分類，探索社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的影響，能為提升脫貧鞏固政策的瞄準(zhǔn)精度與有效性提供借鑒。根據(jù)研究結(jié)論，建議根據(jù)農(nóng)戶的社會(huì)資本狀況和生計(jì)策略差異制定脫貧成果鞏固政策，構(gòu)建抵御返貧風(fēng)險(xiǎn)沖擊的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，擴(kuò)寬非農(nóng)就業(yè)渠道，促進(jìn)農(nóng)戶生計(jì)策略轉(zhuǎn)型以提升收入。

關(guān)鍵詞：社會(huì)資本；農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性；生計(jì)策略；傾向得分匹配

中圖分類號(hào)：F323.8文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1673-338X（2023）12-030-24

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目“南疆四地相對(duì)貧困多維度識(shí)別與協(xié)同治理研究”（編號(hào)：21CJY038），新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)業(yè)虛擬水貿(mào)易的節(jié)水潛力評(píng)估及其提升機(jī)制（編號(hào)：XJEDU2024P003），科技部重大科技項(xiàng)目暨第三次新疆綜合科學(xué)考察課題“吐哈盆地國(guó)家能源基地建設(shè)調(diào)查與碳減排潛力評(píng)估”（編號(hào)：SQ2021xjkk01800-5），2023年哲學(xué)社會(huì)科學(xué)校內(nèi)培育后期資助專項(xiàng)任務(wù)項(xiàng)目“國(guó)家重點(diǎn)生態(tài)功能區(qū)生態(tài)補(bǔ)償激勵(lì)約束機(jī)制研究”（編號(hào)：23FPY002）。

Can Social Capital Reduce the Relative Poverty Vulnerability of Rural Households？

——From the Perspective of Livelihood Strategy Transition

LUO Wanyun1，2，3GUO Shihao1，2JIA Cheng3，4

（1 School of Economics and Management， Xinjiang University， Urumqi 830046；2 Xinjiang Innovation Management Research Center， Urumqi 830046；3 China Center for Agricultural Policy（CCAP）， School of Advanced Agricultural Sciences， Peking University， Beijing 100871；4 College of Economics and Management， Shandong Agricultural University， Taian 271018）

Abstract：The governance of relative poverty in rural areas is crucial for achieving the national goal of common prosperity on schedule. Based on the 2018 and 2020 data from the China Family Panel Studies， this paper employed Expected Poverty Vulnerability method to measure the relative poverty vulnerability of households with different livelihood strategies. It empirically examined the impact of social capital on the relative poverty vulnerability of rural households， conducted robustness tests by using the Propensity Score Matching method， and analyzed the transition mechanisms of social capital by mediating effect model. The research findings were as follows：（1）The relative poverty incidence of rural households decreased by 1.13 percentage points in 2020 compared with 2018， and farming-oriented households had significantly higher relative poverty incidence than the other two categories of households， which increased by 5.83 percentage points and 7.43 percentage points， respectively. Temporary poverty predominated in Chinas rural areas at 20.24%， which was much higher than long-term poverty at 12.83%.（2）Social capital had a significantly positive effect on mitigating the relative poverty vulnerability of rural households. Mechanism analysis revealed that social capital reduced the relative poverty vulnerability of households during their livelihood strategy transition， with the most significant effect observed among farming-oriented households.（3）Individual and family characteristics， village factors， and other factors had significantly different effects on the relative poverty vulnerability of households with different livelihood strategies. Drawing on vulnerability theory， this article constructed an analytical framework for the mitigation of rural household relative poverty vulnerability through social capital， considering livelihood risks and external environmental shocks. It utilized Expected Poverty Vulnerability method to identify relative poverty among households， categorized them by livelihood strategy， explored the impact of social capital on their relative poverty vulnerability， and provided valuable insights for enhancing the precision and effectiveness of poverty consolidation policies. Based on the research conclusions， this article suggested that future poverty consolidation policies should be tailored to the social capital and livelihood strategy differences among households， establishing social networks to resist the risk of falling back into poverty， expanding non-agricultural employment channels， and promoting livelihood strategy transformation to increase income.

Key Words：social capital；relative poverty vulnerability of farm households；livelihood strategies；Propensity Score Matching

1引言

2020年底，中國(guó)進(jìn)入“后扶貧時(shí)代”，減貧工作從消除絕對(duì)貧困到緩解相對(duì)貧困轉(zhuǎn)變，農(nóng)村仍然是緩解相對(duì)貧困的重點(diǎn)（劉愿理等，2022）。一直以來(lái)，社會(huì)資本在如何降低農(nóng)戶生計(jì)脆弱性研究中飽受爭(zhēng)議，一部分學(xué)者認(rèn)識(shí)到社會(huì)資本在減貧和縮小收入差距方面具有積極的作用（Knack et al.， 1997；Grootaert et al.， 2002），提出社會(huì)資本是“窮人的資本”的假說(shuō)；但另一部分學(xué)者提出相反觀點(diǎn)，如Gertler等（2006）表示社會(huì)資本并非能夠讓貧困家庭有效抵御外部沖擊，陸銘等（2010）也從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)方面證實(shí)了這一結(jié)論。社會(huì)資本具有何種福利效應(yīng)，并不能單純地從窮人或者富人角度進(jìn)行機(jī)械性解釋，更要看是否有助于農(nóng)戶生計(jì)策略轉(zhuǎn)型、緩解相對(duì)貧困脆弱性。

世界銀行將“貧困脆弱性”定義為“個(gè)人或家庭遭受沖擊而導(dǎo)致其未來(lái)福利下降至社會(huì)某一公認(rèn)水平之下的可能性”（Gillis et al.， 2001）。相較于絕對(duì)貧困，相對(duì)貧困脆弱性不僅關(guān)注收入維度，而且還強(qiáng)調(diào)收入、教育、幸福感等福利改善。在相對(duì)貧困脆弱性測(cè)度方面，Chaudhuri等（2002）提出的預(yù)期貧困脆弱性測(cè)量方法，并由Klasen等（2015）進(jìn)行了重大改進(jìn)。預(yù)期貧困脆弱性測(cè)量方法將貧困脆弱性定義為個(gè)人或家庭在未來(lái)陷入貧困的可能性。預(yù)期貧困脆弱性測(cè)量方法具有前瞻性，受到學(xué)者們廣泛應(yīng)用（閆嘯等，2022）。社會(huì)資本作為農(nóng)戶可用生計(jì)資本之一，主要聚焦社會(huì)資本對(duì)絕對(duì)貧困的作用（徐戈等，2019；何軍等，2020），但社會(huì)資本緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的機(jī)制較為模糊。因此，探究社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的影響及其傳導(dǎo)機(jī)制，對(duì)農(nóng)村實(shí)現(xiàn)共同富裕具有重要價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

本文從生計(jì)策略角度出發(fā)，使用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，基于預(yù)期貧困脆弱性測(cè)量方法，使用三階段可行廣義最小二乘法測(cè)度農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性，構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型估計(jì)社會(huì)資本對(duì)不同生計(jì)策略農(nóng)戶的減貧作用，使用工具變量法克服估計(jì)中可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，采用傾向得分匹配法（Propensity Score Matching， PSM）來(lái)檢驗(yàn)社會(huì)資本影響農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的穩(wěn)健性，運(yùn)用中介效應(yīng)模型探究社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱的影響路徑，旨在為中國(guó)農(nóng)村相對(duì)貧困治理提供新思路。

本文邊際貢獻(xiàn)為：在理論層面，采用Chaudhuri等（2002）、Gallardo（2018）提出的脆弱性框架，結(jié)合農(nóng)戶生計(jì)風(fēng)險(xiǎn)及外部環(huán)境沖擊，構(gòu)建社會(huì)資本緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的理論分析框架；在方法層面，基于預(yù)期貧困脆弱性測(cè)量方法，按照每個(gè)年份分別設(shè)置相對(duì)貧困線來(lái)測(cè)度農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性，并選取較為公認(rèn)的29%作為農(nóng)戶貧困脆弱線，提高農(nóng)戶相對(duì)貧困的識(shí)別精度；在視角層面，現(xiàn)有研究對(duì)社會(huì)資本緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的討論仍然存在分歧，尤其缺乏事前干預(yù)研究，較少?gòu)亩嗑S度出發(fā)考察社會(huì)資本的減緩機(jī)制。對(duì)此，本文按照不同生計(jì)策略進(jìn)行分類，探索社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的影響，以期為提升脫貧鞏固政策的瞄準(zhǔn)精度與有效性提供參考。

2文獻(xiàn)回顧與評(píng)述

自《世界發(fā)展報(bào)告》提出“貧困脆弱性”（Gillis et al.， 2001），學(xué)者們把確定性等值消費(fèi)效用與期望效應(yīng)聯(lián)系在一起（Glewwe et al.， 1998），以家庭消費(fèi)效用函數(shù)表示貧困脆弱性程度，脆弱性更強(qiáng)調(diào)家庭未來(lái)狀態(tài)，屬于事前預(yù)測(cè)概念（Ligon et al.， 2003；Klasen et al.， 2015）。貧困脆弱性是衡量家庭或個(gè)人在未來(lái)一段時(shí)間內(nèi)的福利水平狀況，具有前瞻性。貧困脆弱性測(cè)度方法包括三種（Chaudhuri et al.， 2002；Ligon et al.， 2003；Gaiha et al.， 2008），期望效用的脆弱性、預(yù)期貧困的脆弱性、風(fēng)險(xiǎn)暴露的脆弱性，三種方法存在顯著差異。具體來(lái)看，期望效用的脆弱性方法核心在于期望效用理論，貧困脆弱性測(cè)度依據(jù)是確定性等值消費(fèi)與預(yù)期效用之差，但數(shù)據(jù)要求較高，很容易出現(xiàn)可操作性受限的情況（Chaudhuri et al.， 2002；Ward， 2016）?；谶@一不足，Chaudhuri等（2002）提出預(yù)期貧困脆弱性測(cè)量方法，刻畫消費(fèi)波動(dòng)與家庭風(fēng)險(xiǎn)沖擊之間的相關(guān)性，用觀測(cè)變量與沖擊因素對(duì)收入回歸，通過(guò)未來(lái)收入低于貧困線的概率值表示家庭貧困脆弱性。風(fēng)險(xiǎn)暴露的脆弱性方法在于測(cè)算家庭消費(fèi)水平對(duì)負(fù)向沖擊的敏感性，屬于間接測(cè)度（Povel， 2015），并且沒有分離出風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭影響，再加之屬于事后福利損失比較，受到普遍學(xué)者質(zhì)疑（Bailey et al.， 2013）。比較來(lái)看，預(yù)期貧困脆弱性測(cè)量方法因具有測(cè)算準(zhǔn)確、邏輯清晰、前瞻性等特點(diǎn)，受到諸多學(xué)者青睞。

學(xué)者對(duì)貧困脆弱性的討論分為三類：第一類為自然因素與制度政策，注重水資源、氣候變化、干旱脅迫等自然條件的影響（Hallegatte et al.， 2016）。第二類為家庭因素以及社會(huì)結(jié)構(gòu)，探討家庭生計(jì)資本及社會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)自我發(fā)展能力的影響（Jalan et al.， 2002；Hua et al.， 2017）。第三類為社會(huì)資本。近年來(lái)，學(xué)者們更注重多學(xué)科之間的互相借鑒，尤其Hanifan（1916）提出社會(huì)資本，被Loury（1976）引入解釋框架中，社會(huì)資本成為繼物質(zhì)資本和人力資本后的第三種資本。Bourdieu（1980）把社會(huì)資本描述為“現(xiàn)實(shí)或潛在資源集合體，與擁有多少熟人或者認(rèn)可的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系具有緊密聯(lián)系”。部分學(xué)者認(rèn)為，社會(huì)資本能提高農(nóng)戶可支配收入，避免農(nóng)戶因人力資本投入過(guò)低而導(dǎo)致貧困代際傳遞（焦克源等，2020）；還有部分學(xué)者認(rèn)為，社會(huì)資本可以緩解風(fēng)險(xiǎn)沖擊帶來(lái)的負(fù)向影響（楊文等，2012），并不能有效緩解自然災(zāi)害等風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)的福利波動(dòng)（Wuepper et al.， 2018）。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者在貧困脆弱性及緩解方面取得了較為豐碩的成果，也為本文提供了有益借鑒，但梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，仍然有完善空間：首先，國(guó)內(nèi)外對(duì)貧困脆弱性討論多基于絕對(duì)貧困的靜態(tài)分析，但新時(shí)期中國(guó)消除了絕對(duì)貧困，如何降低相對(duì)貧困脆弱性更需要深入研究；其次，學(xué)者多重視相對(duì)貧困脆弱性的內(nèi)生緩解因素，忽視社會(huì)結(jié)構(gòu)因素，使得研究結(jié)果與政策制定間出現(xiàn)銜接困難；最后，現(xiàn)有研究多基于單個(gè)維度，忽略社會(huì)資本多個(gè)維度所帶來(lái)的減貧效果，且少有文獻(xiàn)專門討論社會(huì)資本對(duì)不同生計(jì)策略農(nóng)戶的緩解影響及其作用機(jī)制。在已有研究的基礎(chǔ)上，本文從社會(huì)參與、社會(huì)聲望、社會(huì)信任和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)四個(gè)維度構(gòu)建更為全面的社會(huì)資本綜合指數(shù)，從不同生計(jì)策略視角出發(fā)，探究社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的影響及其作用路徑。本文豐富了社會(huì)資本參與農(nóng)村相對(duì)貧困治理的分析視角，為進(jìn)一步縮小農(nóng)村居民收入差距、實(shí)現(xiàn)共同富裕提供了有力依據(jù)。

3理論分析框架與研究方法

本文參考已有研究，深入剖析社會(huì)資本與農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的關(guān)系以及作用機(jī)制，據(jù)此逐一提出研究假設(shè)，并說(shuō)明相對(duì)貧困線的選取與農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性測(cè)度方法，在此基礎(chǔ)之上構(gòu)建合適的計(jì)量模型。

3.1社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性影響的理論分析

基于相對(duì)貧困脆弱性分析框架，本文對(duì)社會(huì)資本與農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的作用機(jī)理進(jìn)行分析，并提出研究假設(shè)。

近年來(lái)，學(xué)者們意識(shí)到若只從社會(huì)資本的某一維度探討其對(duì)農(nóng)戶貧困脆弱性的緩解，會(huì)忽視其他維度的作用。正如費(fèi)孝通先生在《鄉(xiāng)土中國(guó)》一書中用“差序格局”形容中國(guó)農(nóng)村社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，實(shí)際上折射出農(nóng)村社會(huì)中稀缺資源配置模式（孫立平，2012），這一模式既受親緣、血緣關(guān)系影響，還與組織制度及分配體制存在緊密聯(lián)系。這一結(jié)論被徐戈等（2019）研究證實(shí)，上述學(xué)者從農(nóng)戶社會(huì)交往中的網(wǎng)絡(luò)、權(quán)威、信任和參與角度出發(fā)（Uphoff， 2000；李文龍等，2019），建立一個(gè)融合各個(gè)維度的綜合性社會(huì)資本指標(biāo)體系，周曄馨等（2012）對(duì)這一方法進(jìn)行了較好的應(yīng)用。可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們?cè)谵r(nóng)戶發(fā)展能力和發(fā)展權(quán)利的探索層面越來(lái)越希望社會(huì)資本發(fā)揮有效作用（Sen， 2000），通過(guò)社會(huì)資本的整體改善實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶生計(jì)能力增強(qiáng)和賦予更多權(quán)利（羅必良等，2021），從而減少相對(duì)貧困脆弱性。

社會(huì)資本是否會(huì)幫助農(nóng)戶降低相對(duì)貧困脆弱性，主要爭(zhēng)論是農(nóng)戶是否獲益，判別依據(jù)是考察社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶收入差距的影響，即在高收入農(nóng)戶和低收入農(nóng)戶中，誰(shuí)從社會(huì)資本中獲得的收益更多。然而，一些學(xué)者認(rèn)為社會(huì)資本具有增收效應(yīng)（黃志剛等，2021），社會(huì)資本與增收效果具有正向因果關(guān)系；另一些學(xué)者討論了社會(huì)資本“增收”效應(yīng)的分化，例如楊怡等（2021）認(rèn)為社會(huì)資本只能提高農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)性收入等部分收入。這一結(jié)論不僅僅局限在中國(guó)，國(guó)外學(xué)者Abdul-Hakim（2010）等也持有相似觀點(diǎn)。除此之外，相關(guān)研究也關(guān)注到了社會(huì)資本與貧困脆弱性的關(guān)系（謝家智等，2021；劉慧迪等，2022），但多是單個(gè)維度對(duì)收入的影響。相對(duì)貧困是家庭生計(jì)策略單一且缺乏持續(xù)性能力的體現(xiàn)，緩解的關(guān)鍵在于家庭生計(jì)策略轉(zhuǎn)型，一般來(lái)說(shuō)，當(dāng)個(gè)人或家庭擁有多個(gè)維度的社會(huì)資本時(shí)，其轉(zhuǎn)型成功可能性越高，相應(yīng)陷入相對(duì)貧困的可能性便會(huì)降低。因此，提出假設(shè)H1。

H1：社會(huì)資本能夠降低農(nóng)戶的相對(duì)貧困脆弱性。

就農(nóng)民而言，生計(jì)策略多元化是擺脫相對(duì)貧困的重要途徑。按照非農(nóng)就業(yè)來(lái)衡量農(nóng)戶的就業(yè)水平（劉格格等，2023），本文認(rèn)為社會(huì)資本促進(jìn)生計(jì)轉(zhuǎn)型主要體現(xiàn)在三個(gè)方面：首先，社會(huì)資本不僅有助于農(nóng)戶間互相合作，而且促進(jìn)農(nóng)戶與社會(huì)的聯(lián)系，通過(guò)增加參與機(jī)會(huì)幫助其拓寬渠道與降低獲取信息的交易成本（李曉嘉等，2018）；其次，社會(huì)資本能降低農(nóng)戶信貸違約風(fēng)險(xiǎn)（廖理等，2020），正如在中國(guó)農(nóng)村廣泛實(shí)施的農(nóng)戶聯(lián)保信用貸款，農(nóng)戶之間的信任機(jī)制成為緩解農(nóng)戶金融資本不足的主要手段，能夠給農(nóng)戶提供生計(jì)轉(zhuǎn)型必要的資金；最后，社會(huì)資本還可以通過(guò)增加農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)、投資機(jī)會(huì)來(lái)增加其收入。另外，親緣、血緣為紐帶的社會(huì)資本，是農(nóng)村風(fēng)險(xiǎn)化解的重要非正式網(wǎng)絡(luò)，社會(huì)資本提供合作經(jīng)營(yíng)信任基礎(chǔ)，各取所長(zhǎng)，發(fā)揮成員的比較優(yōu)勢(shì)，尤其是當(dāng)前農(nóng)業(yè)合作社及鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展，農(nóng)村社會(huì)信任發(fā)揮了重要保障作用（徐志剛等，2011）。相較于社會(huì)參與、社會(huì)聲望、社會(huì)信任，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶生計(jì)決策更為有效，尤與非農(nóng)就業(yè)存在密切聯(lián)系，能夠拓寬農(nóng)戶獲取信息的渠道，降低農(nóng)戶獲取就業(yè)信息的成本，減少摩擦性失業(yè)。因此，提出假設(shè)H2。

H2：一個(gè)融合社會(huì)參與、社會(huì)聲望、社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的社會(huì)資本能夠降低農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性，其作用機(jī)制是影響農(nóng)戶生計(jì)策略轉(zhuǎn)型，幫助農(nóng)村家庭勞動(dòng)力向多個(gè)兼業(yè)及非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移，進(jìn)而提高農(nóng)戶收入。

理論分析框架如圖1所示。

3.2相對(duì)貧困線確定與農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性測(cè)度

從1978年至今的扶貧工作來(lái)看，中國(guó)采取基于“劃線—識(shí)別—瞄準(zhǔn)—幫扶”的政策邏輯是成功脫貧的基本經(jīng)驗(yàn)。隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，貧困線也不斷調(diào)整，以保證扶貧干預(yù)的有效性。目前，相對(duì)貧困線劃分可以分為三大類，一類是將收入中位數(shù)或者平均數(shù)作為相對(duì)貧困線（Fuchs， 1967），另外兩類分別是識(shí)別標(biāo)準(zhǔn)（孫久文等，2019；葉興慶等，2019）、財(cái)政工具法（Westmore， 2018）等。比較來(lái)看，已有文獻(xiàn)多采取收入中位數(shù)來(lái)劃定相對(duì)貧困線，中位數(shù)的比例多在40%、50%、60%之間，借鑒汪晨等（2020）的研究成果以及當(dāng)前農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展現(xiàn)狀，本文選取中位數(shù)50%作為相對(duì)貧困線對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性進(jìn)行識(shí)別。

預(yù)期貧困脆弱性測(cè)量方法充分考慮了家庭之間的異質(zhì)性，且具有前瞻性，尤其是在許多研究中得到充分檢驗(yàn)。故本文采用改進(jìn)后的預(yù)期貧困脆弱性測(cè)量方法來(lái)測(cè)度農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性（Klasen et al.， 2015），核心思想是用一組可觀測(cè)的變量來(lái)估計(jì)家庭未來(lái)永久性收入，在假設(shè)估計(jì)結(jié)果服從正態(tài)分布后得到預(yù)測(cè)值低于貧困線的概率，公式如式（1）所示。

3.3計(jì)量模型設(shè)計(jì)

基于以上理論分析框架，本文將農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性作為被解釋變量，選擇社會(huì)資本作為核心解釋變量，構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型探究?jī)烧咧g的關(guān)系，運(yùn)用工具變量法克服可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，使用傾向得分匹配法解決農(nóng)戶自選擇偏差，并采用中介模型探究社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的作用機(jī)制。

3.3.1基準(zhǔn)回歸模型

固定效應(yīng)模型能夠控制省份層面變量隨時(shí)間變化的影響，在省份層面變量缺少的情況下，用固定效應(yīng)模型探究社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的影響更合理。豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果也表明固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。固定效應(yīng)能夠控制省份層面和時(shí)間層面無(wú)法觀測(cè)的因素，降低遺漏變量帶來(lái)的影響，緩解模型估計(jì)中可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。由于被解釋變量相對(duì)貧困脆弱性為0～1之間的連續(xù)變量，因此本文選擇面板雙向固定模型進(jìn)行普通最小二乘估計(jì)，得出公式如式（6）所示。

4數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選取

基于理論分析框架和模型構(gòu)建，本文就數(shù)據(jù)來(lái)源和變量選取進(jìn)行說(shuō)明，并對(duì)相關(guān)的變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。

4.1數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)自北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心組織的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)覆蓋中國(guó)25個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），追蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層面的數(shù)據(jù)，問(wèn)卷內(nèi)容包括個(gè)人和家庭的經(jīng)濟(jì)與非經(jīng)濟(jì)福利狀況，與相對(duì)貧困脆弱性高度契合。該數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)戶社會(huì)資本的度量相對(duì)全面，包含農(nóng)戶對(duì)自身社會(huì)關(guān)系的主觀評(píng)價(jià)以及衡量農(nóng)戶間社會(huì)交往的具體數(shù)據(jù)，可以更為全面地測(cè)度農(nóng)戶的社會(huì)資本，能滿足本文的研究要求。該數(shù)據(jù)包含了經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展差異巨大省份的16000戶家庭，便于區(qū)分農(nóng)戶的生計(jì)策略，有利于深入探究社會(huì)資本對(duì)不同生計(jì)策略農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的影響。由于村莊層面數(shù)據(jù)的缺失，本文主要使用了中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)2018年和2020年個(gè)人、家庭層面的數(shù)據(jù)和2014年村莊層面的數(shù)據(jù)。根據(jù)研究需要，本文選取農(nóng)村樣本進(jìn)行分析，在剔除了核心變量缺失值和異常值后得到5862個(gè)農(nóng)戶樣本，其中，務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶594個(gè)，兼農(nóng)型農(nóng)戶1609個(gè)，非農(nóng)型農(nóng)戶3659個(gè)。

4.2變量選取

本文構(gòu)建農(nóng)戶社會(huì)資本指數(shù)，確定社會(huì)資本為核心解釋變量，農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性為被解釋變量，在參考已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上結(jié)合需要確定控制變量。

4.2.1核心解釋變量

社會(huì)資本?；谏衔恼撌?，本文從網(wǎng)絡(luò)、信任、聲望和參與等方面對(duì)社會(huì)資本進(jìn)行測(cè)度（徐戈等，2019），又借助周曄馨（2012）的研究方法，運(yùn)用探索性因子分析法消除數(shù)據(jù)量綱的影響，建立了一個(gè)包含多個(gè)維度的社會(huì)資本指標(biāo)體系，通過(guò)計(jì)算得到更合理的社會(huì)資本綜合指數(shù)。KMO值和Bartlett球形檢驗(yàn)如表1所示。

由表1可知，樣本的KMO值和Bartlett球形檢驗(yàn)均通過(guò)檢驗(yàn)。根據(jù)最大方差法做因子旋轉(zhuǎn)，選出特征根值大于1的公因子和因子載荷大于0.50的變量，最終得到4個(gè)公因子。農(nóng)戶社會(huì)資本的評(píng)價(jià)指標(biāo)如表2所示。

表2中，公因子1由黨員數(shù)量、個(gè)人勞動(dòng)者協(xié)會(huì)數(shù)量組成，反映的是農(nóng)戶對(duì)于社會(huì)組織的參與程度，命名為社會(huì)參與。公因子2由在本地的收入和在本地的地位組成，反映的是農(nóng)戶在長(zhǎng)期的社會(huì)交往中形成的權(quán)威關(guān)系，命名為社會(huì)聲望。公因子3由農(nóng)戶對(duì)醫(yī)生的信任、對(duì)干部的信任、對(duì)鄰居的信任組成，反映的是農(nóng)戶對(duì)公共部門的信任度以及人際互惠程度，命名為社會(huì)信任。公因子4由人情禮支出、每月郵電通訊費(fèi)組成，反映的是人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)大小、密切程度以及付出成本，命名為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。

本文分別計(jì)算每年的因子得分，并按照所有因子的方差貢獻(xiàn)率進(jìn)行加權(quán)，得到農(nóng)戶社會(huì)資本指數(shù)，公式如式（13）所示。

式（13）中，n為保留的公因子數(shù)，factori為第i個(gè)公因子的因子得分，fi為第i個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率。

4.2.2被解釋變量

農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性。本文以家庭人均純收入中位數(shù)的50%作為相對(duì)貧困線，2018年、2020年的農(nóng)戶相對(duì)貧困線分別為5412.50元/年·戶、6033.33元/年·戶，基于預(yù)期貧困脆弱性測(cè)量方法測(cè)度出農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性。在以往的研究者中，部分學(xué)者常將采用50%作為脆弱性的閾值（Chaudhuri et al.， 2002；Tesliuc et al.， 2004），這意味著如果一個(gè)家庭在未來(lái)有50%或更高的概率發(fā)生貧困，就認(rèn)為這個(gè)家庭是脆弱的，但采用50%作為脆弱性會(huì)忽略暫時(shí)貧困的農(nóng)戶，能很好識(shí)別出長(zhǎng)期貧困的農(nóng)戶（Ward， 2016），故本文借鑒Günther等（2009）的研究，將29%的相對(duì)貧困發(fā)生概率值作為脆弱線。

4.2.3控制變量

控制變量包括個(gè)人、家庭和村莊層面的變量（周廣肅等，2014；閆嘯等，2022），變量定義和描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示。由于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)中關(guān)于農(nóng)戶的健康狀況為1～5的序數(shù)變量，反映農(nóng)戶健康情況的差異程度較小，本文參考賈男等（2022）的研究，把農(nóng)戶健康狀況轉(zhuǎn)變?yōu)槎诸愖兞?，將中?guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)中個(gè)人健康情況的非常健康、很健康和比較健康合并為健康，賦值為1，將一般和不健康合并為不健康，賦值為0。

5結(jié)果分析

基于以上介紹的研究方法和數(shù)據(jù)來(lái)源，本文對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性進(jìn)行測(cè)度，使用基準(zhǔn)回歸進(jìn)行分析，探究社會(huì)資本對(duì)不同生計(jì)策略農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的影響，在此基礎(chǔ)上使用二階段最小二乘法克服可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，采用傾向得分匹配法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，探究社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性影響。

5.1農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的測(cè)度

借鑒郭秀麗等（2017）的研究方法，本文按照非農(nóng)收入的占比對(duì)農(nóng)戶生計(jì)策略進(jìn)行分類，非農(nóng)收入占比小于50%的農(nóng)戶為務(wù)農(nóng)型，非農(nóng)收入占比在50%～90%之間的農(nóng)戶為兼農(nóng)型，非農(nóng)收入占比大于90%的農(nóng)戶為非農(nóng)型。

農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的測(cè)度結(jié)果表4所示。2020年較2018年農(nóng)戶相對(duì)貧困發(fā)生率下降了1.13個(gè)百分點(diǎn)，務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶的相對(duì)貧困發(fā)生率顯著高于其他兩類農(nóng)戶，分別提高了5.83個(gè)百分點(diǎn)、7.43個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性也具有這一特征趨勢(shì)，即務(wù)農(nóng)型>兼農(nóng)型>非農(nóng)型農(nóng)戶。從農(nóng)戶貧困脆弱性結(jié)構(gòu)來(lái)看，貧困且脆弱和貧困但不脆弱的農(nóng)戶占比遠(yuǎn)低于不貧困但脆弱和不貧困且不脆弱，二者相差3.88倍。從相對(duì)貧困脆弱率來(lái)看，務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶的占比也最高，其次是兼農(nóng)型農(nóng)戶、非農(nóng)型農(nóng)戶。整體來(lái)看，務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶的相對(duì)貧困發(fā)生率和相對(duì)貧困脆弱率最高，尤其是脆弱率要遠(yuǎn)大于其他兩類生計(jì)類型農(nóng)戶，兼農(nóng)型、非農(nóng)型的農(nóng)戶生計(jì)韌性更好。整體樣本中，農(nóng)戶處于貧困但不脆弱和不貧困但脆弱的占比總和（2018年為21.12%、2020年為19.34%）遠(yuǎn)大于處于貧困且脆弱的農(nóng)戶（2018年為9.86%、2020年為15.80%），進(jìn)一步說(shuō)明以中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)調(diào)查所反映出來(lái)的中國(guó)農(nóng)村相對(duì)貧困多以暫時(shí)貧困為主。雖然，中國(guó)已經(jīng)解決了絕對(duì)貧困問(wèn)題，但是脫貧鞏固政策在未來(lái)仍然面臨著巨大收入不平等的挑戰(zhàn)，尤其相對(duì)貧困中存在的“邊緣群體”，正如本文統(tǒng)計(jì)分類中的貧困但不脆弱、不貧困但脆弱類農(nóng)戶，這部分群體是今后相對(duì)貧困治理的難點(diǎn)之一。

5.2基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文在研究社會(huì)資本指數(shù)對(duì)不同生計(jì)策略農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱的影響基礎(chǔ)之上，進(jìn)一步探究不同維度的社會(huì)資本對(duì)于不同生計(jì)策略農(nóng)戶的影響，以豐富社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱的影響研究。

5.2.1多重共線性檢驗(yàn)

考慮到樣本可能存在多重共線性問(wèn)題，本文對(duì)各變量進(jìn)行方差膨脹因子檢驗(yàn)，各變量的方差膨脹因子均小于10，說(shuō)明模型設(shè)定不存在多重共線性問(wèn)題。

5.2.2內(nèi)生性檢驗(yàn)

本文在進(jìn)行基準(zhǔn)回歸之前，需要檢驗(yàn)遺漏變量、反向因果與誤差項(xiàng)相關(guān)所引發(fā)的估計(jì)偏倚或統(tǒng)計(jì)結(jié)果誤導(dǎo)性，由此產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題。一方面，數(shù)據(jù)來(lái)源于個(gè)體微觀調(diào)查，雖然本文選擇了村莊層面的控制變量，但仍然可能遺漏來(lái)自宗族及代際傳遞間，甚至省級(jí)、時(shí)間層面的因素對(duì)個(gè)體社會(huì)資本的影響；另一方面，相對(duì)貧困脆弱性較高的農(nóng)戶難以積極地學(xué)習(xí)新知識(shí)、新技能，增加社會(huì)交流機(jī)會(huì)，難以獲得有效的社會(huì)資本，進(jìn)一步加劇相對(duì)貧困脆弱性。針對(duì)兩類內(nèi)生性問(wèn)題，本文進(jìn)行如下處理：第一，針對(duì)遺漏變量問(wèn)題，選擇雙向固定效應(yīng)模型解決存在的內(nèi)生性問(wèn)題，通過(guò)控制省級(jí)、時(shí)間固定效應(yīng)，可以將觀測(cè)不到的省級(jí)、時(shí)間層面的因素剝離出來(lái)。第二，針對(duì)反向因果引起的內(nèi)生性問(wèn)題，選取適宜的工具變量是有效的解決方式。本文選取“農(nóng)戶所在村莊社會(huì)資本的均值”作為工具變量。

針對(duì)工具變量的有效性，本文從兩個(gè)方面分析：（1）理論相關(guān)性上，借鑒李文龍等（2019）、賈男等（2022）研究中對(duì)社會(huì)資本存在的村莊差異研究，村莊群體社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)極大影響個(gè)體的選擇，在宗族文化氛圍濃厚的村莊，個(gè)體之間往往更傾向于進(jìn)行人情往來(lái)，共同維護(hù)這種親密關(guān)系所帶來(lái)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，在這種關(guān)系之下的個(gè)人更重視內(nèi)部信任和穩(wěn)定的權(quán)威關(guān)系，構(gòu)建屬于自身的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。（2）工具變量的外生性。參考楊汝岱等（2011）的研究，選擇村莊社會(huì)資本的平均值作為工具變量，村莊社會(huì)資本所帶來(lái)的影響并不會(huì)直接作用于農(nóng)戶，只能通過(guò)影響農(nóng)戶社會(huì)資本的構(gòu)建來(lái)間接影響其個(gè)體的脆弱性。

5.2.3社會(huì)資本的不同維度對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的影響

社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的影響如表5所示。

由表5列（1）回歸結(jié)果可知，社會(huì)資本指數(shù)每提高1個(gè)單位，農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性降低0.72%。由列（2）～列（5）回歸結(jié)果可知，社會(huì)聲望、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能顯著降低農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性，而社會(huì)參與、社會(huì)信任的回歸系數(shù)雖為負(fù)，但并沒有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。雖然農(nóng)村社會(huì)組織的活動(dòng)能提高農(nóng)戶社會(huì)資本，但是受制于參與機(jī)會(huì)較少以及對(duì)機(jī)會(huì)抓取能力不足，農(nóng)戶難以從中獲益（彭文慧等，2018）。社會(huì)信任符號(hào)為負(fù)，但并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，合理解釋是中國(guó)執(zhí)行多年的減貧政策并非單一的提升家庭收入，而更注重以教育、醫(yī)療及公共服務(wù)水平提升，尤其“三不愁、兩保障”重點(diǎn)瞄準(zhǔn)村莊中最脆弱群體，此舉對(duì)提升政府公信力、增進(jìn)農(nóng)戶間信任起到積極作用，不顯著原因是普惠性的社會(huì)信任的緩解作用有限，正如諸多研究提出“扶貧”更要“扶智”，強(qiáng)調(diào)個(gè)體內(nèi)生動(dòng)力培育以及發(fā)展能力提升。由列（6）回歸結(jié)果可知，社會(huì)資本指數(shù)維度共同納入回歸后，各維度回歸系數(shù)未發(fā)生較大變化，說(shuō)明使用社會(huì)資本綜合指數(shù)估計(jì)出的減貧效應(yīng)更為合理。

5.2.4社會(huì)資本對(duì)不同生計(jì)策略的農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的影響

社會(huì)資本對(duì)于不同生計(jì)策略農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的緩解效果如表6所示。

（1）社會(huì)資本顯著降低不同生計(jì)策略農(nóng)戶的脆弱性，但對(duì)務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶更為明顯。具體來(lái)看，雖然社會(huì)參與有一定緩解效應(yīng)，但是未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且對(duì)于兼農(nóng)型農(nóng)戶的回歸系數(shù)為正，合理解釋是社會(huì)參與對(duì)農(nóng)戶有一定幫助，但農(nóng)戶缺乏將幫助轉(zhuǎn)化為生計(jì)獲利能力，尤其兼農(nóng)型農(nóng)戶參加社會(huì)組織反而會(huì)在一定程度上加深農(nóng)戶相對(duì)貧困，這也與當(dāng)今農(nóng)村社會(huì)中禮情支出占比過(guò)高的事實(shí)一致。社會(huì)聲望對(duì)非農(nóng)型農(nóng)戶、兼農(nóng)型農(nóng)戶存在顯著的正向影響，但對(duì)務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶卻不顯著。社會(huì)信任對(duì)所有類型農(nóng)戶均有不顯著的負(fù)向影響，主要由于農(nóng)戶之間的信任并不是都可以轉(zhuǎn)化為參與社會(huì)組織所帶來(lái)的收益機(jī)會(huì)，造成非正式制度的影響有限。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)所有類型農(nóng)戶均具有顯著緩解作用。對(duì)于非農(nóng)型農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，收入更加多元，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)所帶來(lái)的信息在農(nóng)戶擇業(yè)和生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中發(fā)揮了積極作用，同時(shí)社會(huì)聲望會(huì)幫助農(nóng)戶獲得更多市場(chǎng)機(jī)會(huì)。對(duì)于兼農(nóng)型農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)聲望的作用下，農(nóng)戶能更好地了解市場(chǎng)和政策變化，及時(shí)調(diào)整經(jīng)營(yíng)策略，幫助農(nóng)戶出售農(nóng)產(chǎn)品、獲得更多非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，有效化解外部風(fēng)險(xiǎn)沖擊。對(duì)于務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，農(nóng)產(chǎn)品的銷售價(jià)格不穩(wěn)定，本地農(nóng)產(chǎn)品同質(zhì)化嚴(yán)重，本地社會(huì)聲望幫助農(nóng)戶銷售農(nóng)產(chǎn)品的影響有限，而社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能通過(guò)拓寬農(nóng)產(chǎn)品在外地的銷售渠道來(lái)增加農(nóng)產(chǎn)品銷售機(jī)會(huì)。對(duì)于資源稟賦較少的務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，社會(huì)聲望相較于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)而言，減貧效果十分有限，故存在不顯著的正向影響。但總體來(lái)說(shuō)，社會(huì)資本能顯著降低不同生計(jì)策略農(nóng)戶的相對(duì)貧困脆弱性，但各維度存在異質(zhì)性。假設(shè)H1得證。

（2）非農(nóng)型農(nóng)戶。在個(gè)人特征方面，除婚姻狀況外所有變量均對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性有顯著負(fù)向影響。年輕、健康、受教育程度高的男性農(nóng)戶陷入相對(duì)貧困的可能性較低。將社會(huì)資本指數(shù)更換為四個(gè)維度的社會(huì)資本變量后，婚姻狀況在10%的顯著性水平上由顯著變?yōu)椴伙@著，說(shuō)明通過(guò)婚姻的緩解效應(yīng)并不明顯。在家庭特征方面，非農(nóng)化程度、林地和住房未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，其余變量均能顯著緩解相對(duì)貧困脆弱性。家庭人口多、撫養(yǎng)比大的家庭生計(jì)壓力也越大，農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性越深。金融資產(chǎn)緩解信貸約束幫助農(nóng)戶進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，降低其相對(duì)貧困脆弱性。對(duì)于非農(nóng)型農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，林地收益較少，多是流轉(zhuǎn)于其他農(nóng)戶，而這部分流轉(zhuǎn)所帶來(lái)的收入有限，并不能有效緩解其貧困狀況。外出務(wù)工是十分常見的現(xiàn)象，相反把務(wù)工所得收入投資到不易增值的農(nóng)村住房中，對(duì)以外出務(wù)工為生計(jì)策略的農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，反而會(huì)降低其應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的能力。對(duì)于非農(nóng)化程度比較高的農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，農(nóng)業(yè)收入多來(lái)自家庭成員中的老齡群體，單純強(qiáng)調(diào)提高非農(nóng)收入占比，意味著這部分人群要從事對(duì)體力有所要求的非農(nóng)勞作，這樣反而會(huì)加劇其相對(duì)貧困脆弱性。在村莊特征方面，民族地區(qū)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性更高，離縣城距離越短，農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性越小，而礦區(qū)并不存在顯著區(qū)別。農(nóng)戶個(gè)體幾乎無(wú)法抵御村莊層面所帶來(lái)的外部風(fēng)險(xiǎn)，但這類風(fēng)險(xiǎn)是農(nóng)村家庭脆弱性最重要的外部因素之一，只能依靠國(guó)家完善農(nóng)村基礎(chǔ)公共設(shè)施的建設(shè)，加強(qiáng)農(nóng)村正式保障制度來(lái)降低農(nóng)戶生計(jì)的不確定性。

（3）兼農(nóng)型農(nóng)戶。在個(gè)人特征方面，與非農(nóng)型農(nóng)戶具有相似影響。家庭特征方面，生活水源、林地、住房未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，清潔水源所帶來(lái)的減貧作用有限，合理解釋是國(guó)家落實(shí)保障農(nóng)村生活清潔用水，自來(lái)水普及率高，用水差異較少。對(duì)于兼農(nóng)型農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，林地收入有限，并不能有效改善農(nóng)戶生活。將資金投入到住房上，雖然能改善家庭住房福利，但農(nóng)村房屋增值變現(xiàn)困難，不利于農(nóng)戶應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)沖擊。在村莊層面的變量中，礦區(qū)會(huì)顯著加劇農(nóng)戶的相對(duì)貧困狀況，合理解釋是礦區(qū)兼農(nóng)型農(nóng)戶多是就近選擇非農(nóng)就業(yè)，不像非農(nóng)戶徹底脫離鄉(xiāng)土，也難以具有像向純農(nóng)戶一樣的耕地粘性，更易產(chǎn)生收入不平等問(wèn)題。

（4）務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶。在個(gè)人特征方面，性別對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的影響不顯著，這可能與農(nóng)業(yè)用地少、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械化有關(guān)，性別所帶來(lái)的體力優(yōu)勢(shì)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上并不明顯。在家庭特征方面，住房未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。林地雖然能為務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶提供相對(duì)來(lái)說(shuō)可觀的一筆收入，但是林地對(duì)其他生計(jì)類型的農(nóng)戶并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，主要在于兼農(nóng)型和非農(nóng)型農(nóng)戶擁有的林地?cái)?shù)量有限，在有效提升農(nóng)戶福利方面，林地減貧效應(yīng)的穩(wěn)定性還有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。村莊特征方面，民族地區(qū)的相對(duì)貧困問(wèn)題明顯更突出，這可能與因語(yǔ)言障礙導(dǎo)致少數(shù)民族在一定程度上被市場(chǎng)排斥有關(guān)，這種現(xiàn)象在務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶中尤其突出。礦區(qū)沒有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

5.3穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保雙向固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果的可靠性，本文在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，使用工具變量法、傾向得分匹配法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

5.3.1工具變量檢驗(yàn)

為了克服內(nèi)生性問(wèn)題，選取農(nóng)戶所在村莊社會(huì)資本的均值作為工具變量（楊汝岱等，2011）。內(nèi)生性檢驗(yàn)如表7所示。

一方面，本文對(duì)工具變量的相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，表7中Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計(jì)量為680.3530，不存在弱工具變量問(wèn)題；另一方面，本文對(duì)工具變量外生性進(jìn)行檢驗(yàn)，參考Ashraf等（2013）的研究，用工具變量替換內(nèi)生變量進(jìn)行回歸，結(jié)果表明，村莊社會(huì)資本能顯著降低農(nóng)戶的相對(duì)貧困脆弱性。進(jìn)一步將工具變量和內(nèi)生變量同時(shí)納入模型進(jìn)行回歸后發(fā)現(xiàn)，社會(huì)資本顯著降低了農(nóng)戶的相對(duì)貧困脆弱性，村莊社會(huì)資本影響從-0.0157降低為-0.0102，顯著性不變。回歸結(jié)果從側(cè)面印證了工具變量的外生性，即村莊社會(huì)資本僅通過(guò)增加農(nóng)戶社會(huì)資本路徑來(lái)降低其相對(duì)貧困脆弱性。替換工具變量后，社會(huì)資本仍在1%的顯著性水平上降低了農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性，工具變量的估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，上述結(jié)論具有一定的穩(wěn)定性。

5.3.2傾向得分匹配檢驗(yàn)

本文使用傾向得分匹配法構(gòu)建“反事實(shí)模型”，驗(yàn)證社會(huì)資本緩解效應(yīng)的穩(wěn)健性。匹配前后處理組和控制組傾向得分核密度分布圖如圖2所示。

由圖2可知，匹配完成后處理組和控制組的傾向得分分布相差變小，重疊區(qū)域有相當(dāng)程度的增大，表明經(jīng)過(guò)匹配后，處理組和控制組已無(wú)系統(tǒng)性差異，匹配結(jié)果良好。

社會(huì)資本PSM平均處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果如表8所示。

表8中社會(huì)信任、社會(huì)參與沒有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，社會(huì)聲望和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)均能顯著降低農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性，表明窮人對(duì)社會(huì)事務(wù)參與的不敏感和不重視，社會(huì)資源有限進(jìn)一步挫傷了農(nóng)戶對(duì)于參加社會(huì)組織的信任和熱情，導(dǎo)致這部分農(nóng)戶更傾向于不參與社會(huì)組織（彭文慧等，2018）?？傮w來(lái)說(shuō)，社會(huì)資本指數(shù)對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的平均處理效應(yīng)均為負(fù)向顯著，與前文基準(zhǔn)回歸的結(jié)果一致，這說(shuō)明社會(huì)資本對(duì)于農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的緩解作用是穩(wěn)定的，社會(huì)資本在“后扶貧時(shí)代”對(duì)農(nóng)戶降低相對(duì)貧困脆弱性，緩解相對(duì)貧困發(fā)揮著社會(huì)網(wǎng)絡(luò)保障作用。

5.4異質(zhì)性檢驗(yàn)

要素稟賦的不同可能會(huì)異化社會(huì)資本的緩解效應(yīng)（焦克源等，2020），進(jìn)一步從林地就社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的影響進(jìn)行異質(zhì)性分析，社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示。

本文根據(jù)農(nóng)戶是否占有林地，劃分為林農(nóng)、非林農(nóng)，進(jìn)一步考察社會(huì)資本對(duì)林農(nóng)的異質(zhì)性減貧效應(yīng)，相比林農(nóng)（0.58%），社會(huì)資本對(duì)非林農(nóng)的相對(duì)貧困改善作用更明顯（0.75%），社會(huì)聲望、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，其中社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)非林農(nóng)所發(fā)揮的減貧作用更顯著。社會(huì)資本的福利效應(yīng)對(duì)非林農(nóng)更具有積極作用，這主要與非林農(nóng)在生計(jì)發(fā)展中受到的保護(hù)性政策限制更少有關(guān)，中國(guó)大部分林區(qū)執(zhí)行較為嚴(yán)格的生態(tài)保護(hù)措施，除維持自我生計(jì)之外，林農(nóng)還需要承擔(dān)著重要的森林保護(hù)任務(wù)。因此，在幫助農(nóng)戶擺脫相對(duì)貧困的過(guò)程中，在發(fā)展生態(tài)旅游及生態(tài)產(chǎn)品開發(fā)中拓展林農(nóng)社會(huì)資本，讓林農(nóng)在生態(tài)保護(hù)中實(shí)現(xiàn)生計(jì)可持續(xù)目標(biāo)。

5.5中介機(jī)制檢驗(yàn)

理論分析表明，社會(huì)資本可以通過(guò)增加收入、促進(jìn)生計(jì)策略轉(zhuǎn)型來(lái)緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性，本文采用逐步回歸法來(lái)進(jìn)一步驗(yàn)證社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的緩解機(jī)制。

社會(huì)資本指數(shù)的中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)如表10所示。表10中列（2）和列（3）為增加收入路徑，列（4）和列（5）為非農(nóng)就業(yè)路徑。從增加收入路徑來(lái)看，列（2）表明社會(huì)資本對(duì)于家庭人均純收入具有顯著的正向影響，列（3）表明家庭人均純收入對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性具有顯著負(fù)向影響，列（1）和列（3）中社會(huì)資本和家庭人均純收入皆通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明收入起到部分中介作用，其中介效應(yīng)占比為41.67%。從非農(nóng)就業(yè)路徑來(lái)看，列（4）中社會(huì)資本對(duì)非農(nóng)就業(yè)具有顯著正向影響，列（5）表明非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性具有顯著負(fù)向影響，說(shuō)明非農(nóng)就業(yè)在社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的影響中起到部分中介作用，其中介效應(yīng)占比為2.78%。假設(shè)H2得證。

不同維度的社會(huì)資本中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)如表11所示。由表11可以發(fā)現(xiàn)，雖然社會(huì)參與對(duì)家庭人均純收入和非農(nóng)就業(yè)具有顯著的正向影響作用，但對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的影響卻未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明社會(huì)參與能幫助農(nóng)戶進(jìn)行非農(nóng)就業(yè)并帶來(lái)顯著增收作用，但因?yàn)檗r(nóng)戶并不能抓住社會(huì)活動(dòng)所能帶來(lái)的就業(yè)機(jī)會(huì)，正如調(diào)查發(fā)現(xiàn)“多數(shù)農(nóng)戶表達(dá)出由于家里老人、小孩、技能的束縛，想去改變生計(jì)策略，但是難以輕易去改變”，難以改變的核心在于生計(jì)策略轉(zhuǎn)換的代價(jià)和機(jī)會(huì)成本過(guò)大，造成社會(huì)參與并不能總是有效。社會(huì)信任兩條中介路徑均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，如今農(nóng)村中社會(huì)信任所帶來(lái)的非正式規(guī)范作用有限，其降低交易成本的作用已不能明顯改善農(nóng)戶福利。社會(huì)聲望和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的增加收入路徑、非農(nóng)就業(yè)路徑均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，收入和非農(nóng)就業(yè)在緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱中起到了中介作用。

6研究結(jié)論、討論與政策啟示

本文使用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2018年、2020年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用三階段可行廣義最小二乘法對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性進(jìn)行測(cè)度，分析社會(huì)資本對(duì)不同生計(jì)策略農(nóng)戶的相對(duì)貧困脆弱性緩解效應(yīng)，并運(yùn)用工具變量法解決了可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，采用傾向得分匹配法估計(jì)解決農(nóng)戶自選擇偏誤后社會(huì)資本的緩解效應(yīng)，使用中介效應(yīng)模型驗(yàn)證了社會(huì)資本對(duì)于農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的緩解機(jī)制。在得出研究結(jié)論的基礎(chǔ)上，進(jìn)行討論后提出相應(yīng)的政策啟示。

6.1研究結(jié)論

本文以全國(guó)的農(nóng)戶為研究對(duì)象，探究社會(huì)資本對(duì)不同生計(jì)策略農(nóng)戶的相對(duì)貧困脆弱性的影響效應(yīng)和傳導(dǎo)機(jī)制，得出3點(diǎn)結(jié)論。

（1）2020年農(nóng)戶相對(duì)貧困發(fā)生率相較于2018年下降了1.13個(gè)百分點(diǎn)，不同生計(jì)策略農(nóng)戶的相對(duì)貧困發(fā)生率由高到低分別為務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶（27.27%）、兼農(nóng)型農(nóng)戶（21.44%）和非農(nóng)型農(nóng)戶（19.84%），相應(yīng)的相對(duì)貧困脆弱性和脆弱率都存在顯著生計(jì)策略差異。

（2）社會(huì)資本每提高1個(gè)單位，農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性下降0.72%，且這種減貧效應(yīng)通過(guò)了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在不同生計(jì)策略的農(nóng)戶中，社會(huì)資本均能顯著降低農(nóng)戶的相對(duì)貧困脆弱性，但對(duì)務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶的緩解作用最強(qiáng)。機(jī)制分析表明，社會(huì)資本通過(guò)提高收入和促進(jìn)生計(jì)多元化來(lái)降低農(nóng)戶的相對(duì)貧困脆弱性，收入的中介效應(yīng)為41.67%，非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng)為2.78%。

（3）年輕、健康、受教育程度高的男性農(nóng)戶陷入相對(duì)貧困的可能性較低，家庭人口數(shù)量、撫養(yǎng)比等家庭變量對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性具有正向影響，生活水源、金融資產(chǎn)具有顯著緩解作用，林地僅對(duì)務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶具有顯著緩解效應(yīng)。農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性受民族地區(qū)、距縣城距離、礦區(qū)等因素影響。

6.2討論

本文就社會(huì)資本與農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的關(guān)系及傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行分析，重點(diǎn)從農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性存在顯著生計(jì)差異、社會(huì)資本作用的分化特征及性別分工展開討論，并且根據(jù)當(dāng)前學(xué)術(shù)發(fā)展前沿，對(duì)如何將行為與實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)中隨機(jī)對(duì)照方法應(yīng)用在社會(huì)資本減貧行動(dòng)方案中進(jìn)行合理展望。

（1）不同生計(jì)策略的農(nóng)戶相對(duì)貧困程度存在明顯差異，務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶的相對(duì)貧困脆弱率更是遠(yuǎn)高于其他生計(jì)類型農(nóng)戶，這與劉愿理等（2022）研究結(jié)論一致，不同的是，本文根據(jù)農(nóng)戶相對(duì)貧困狀況和脆弱性程度將其分為農(nóng)戶貧困且脆弱、貧困但不脆弱、不貧困但脆弱、不貧困且不脆弱四類（閆嘯等，2022），發(fā)現(xiàn)只有務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶中處于不貧困但脆弱的戶數(shù)（14.98%）要遠(yuǎn)大于其他生計(jì)類型家庭（非農(nóng)型農(nóng)戶為11.75%，兼農(nóng)型農(nóng)戶為11.56%），從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)農(nóng)戶暴露的生計(jì)風(fēng)險(xiǎn)也就越高，但收入并沒有顯著改善。雖然非農(nóng)生計(jì)能夠讓農(nóng)戶獲得更高的收入，但是并非一味強(qiáng)調(diào)農(nóng)戶生計(jì)策略轉(zhuǎn)變，構(gòu)建具有更加韌性且多元的生計(jì)體系是解決農(nóng)村相對(duì)貧困問(wèn)題的重要舉措，例如：家庭所能夠支配的草地、林地等生態(tài)產(chǎn)品幫助其在多元經(jīng)營(yíng)中實(shí)現(xiàn)生態(tài)價(jià)值。

（2）本文證實(shí)了社會(huì)資本對(duì)相對(duì)貧困程度較深的農(nóng)戶具有顯著緩解作用，印證了彭文慧等（2018）的研究，更進(jìn)一步地，本文發(fā)現(xiàn)了這一影響存在顯著生計(jì)策略差異，學(xué)術(shù)界關(guān)于社會(huì)資本究竟是“窮人資本”還是“富人資本”進(jìn)行了廣泛的討論，二者傾向于社會(huì)資本的群體效應(yīng)，即低收入或者高收入群體，而本文發(fā)現(xiàn)社會(huì)參與、社會(huì)聲望存在生計(jì)異質(zhì)性。從中介機(jī)制來(lái)看，本文發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本通過(guò)幫助農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)增收和進(jìn)行非農(nóng)就業(yè)來(lái)降低相對(duì)貧困脆弱性，社會(huì)資本增強(qiáng)農(nóng)戶獲得資源的能力，投資社會(huì)資本是緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困的重要可行路徑，例如：民族地區(qū)作為中國(guó)相對(duì)貧困的重點(diǎn)區(qū)域，政府一直高度重視各民族間交往交流交融，推動(dòng)空間、文化、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、心理等全方位的嵌入，提升農(nóng)戶社會(huì)資本。

（3）性別在務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶中未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這與何軍等（2020）的研究結(jié)論相反，但并不妨礙本文結(jié)論的合理性，由于農(nóng)村機(jī)械化以及社會(huì)服務(wù)的廣泛推廣，性別差異在對(duì)農(nóng)戶從事的日常勞作中并沒有明顯區(qū)別，甚至一些具有較高技術(shù)水平的設(shè)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中還更加傾向女性勞動(dòng)者，這一結(jié)論也證實(shí)了性別所帶來(lái)的體力差距并不能直接決定相對(duì)貧困脆弱性大小。

（4）本文就社會(huì)資本對(duì)相對(duì)貧困脆弱性的影響提供了新的視野和研究證據(jù)，但存在的不足是相對(duì)貧困屬于一個(gè)動(dòng)態(tài)的概念，會(huì)隨著時(shí)空發(fā)生變化，要真正掌握農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的變化情況，就亟需運(yùn)用行為與實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)中隨機(jī)對(duì)照方法獲得新的數(shù)據(jù)（Duflo et al.， 2015；Ashwini， 2023），來(lái)測(cè)度不同網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性的緩解效應(yīng)，為出臺(tái)更加精準(zhǔn)的脫貧鞏固政策提供可靠依據(jù)。

6.3政策啟示

伴隨著2020年后中國(guó)減貧戰(zhàn)略發(fā)生的轉(zhuǎn)換，相對(duì)貧困是一個(gè)多維度概念，收入低、物質(zhì)資料匱乏只是物質(zhì)維度不佳，絕對(duì)貧困消除并不意味著農(nóng)民就擁有抵御社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)以及自主發(fā)展的能力，社會(huì)資本對(duì)降低農(nóng)戶相對(duì)貧困脆弱性、緩解相對(duì)貧困問(wèn)題具有很好的政策啟示意義。

（1）農(nóng)村社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是鄉(xiāng)村資源配置的非正式制度，想要從根本上降低農(nóng)戶的相對(duì)貧困脆弱性，需要重視蘊(yùn)涵在中國(guó)鄉(xiāng)土社會(huì)結(jié)構(gòu)之中的社會(huì)資本，幫助個(gè)體有效應(yīng)對(duì)外部風(fēng)險(xiǎn)沖擊。后續(xù)脫貧效果鞏固不僅要注重農(nóng)戶生計(jì)網(wǎng)絡(luò)的搭建，還需要激發(fā)個(gè)體間自發(fā)橫向合作網(wǎng)絡(luò)與互惠制度的建立，積極應(yīng)對(duì)受市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)和現(xiàn)代觀念沖擊的人際信任挑戰(zhàn)，積極發(fā)揮農(nóng)戶之間的社會(huì)資本的減貧作用。

（2）中國(guó)扶貧政策的立足點(diǎn)在于鞏固扶貧成果和提高低收入群體的收入，在各地廣泛開展的各種幫助農(nóng)民就業(yè)措施來(lái)看，“讓農(nóng)民有崗位、上崗位有技能，勤勞能致富”是核心要義，當(dāng)前中國(guó)農(nóng)民外出就業(yè)趨勢(shì)呈現(xiàn)更加多元的特點(diǎn)，尤其是就近就業(yè)明顯，四分之三的農(nóng)民在省域內(nèi)就業(yè)，超過(guò)一半在縣域內(nèi)就業(yè)（中國(guó)農(nóng)村網(wǎng)，2023）。因此，穩(wěn)定就業(yè)的核心在于就業(yè)機(jī)會(huì)獲得。脫貧鞏固政策需要考慮農(nóng)戶家庭生計(jì)困境的異質(zhì)性，分類施策，從拓寬外出就業(yè)、注重家庭經(jīng)營(yíng)、深挖財(cái)產(chǎn)潛力等方面有效化解外部風(fēng)險(xiǎn)，最終構(gòu)筑緩解農(nóng)村相對(duì)貧困的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)保障體系。

（3）鄉(xiāng)村振興中需要提供多元且公平的參與機(jī)會(huì)。一方面，政府需要搭建農(nóng)戶社會(huì)參與的集體經(jīng)濟(jì)平臺(tái)，做強(qiáng)、做實(shí)鄉(xiāng)村集體經(jīng)濟(jì)，鼓勵(lì)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力雙向流動(dòng)，同時(shí)暢通農(nóng)民參與渠道，通過(guò)制度設(shè)計(jì)保障農(nóng)民參與權(quán)利；另一方面，定期組織舉辦異地務(wù)工人員交流活動(dòng)，加強(qiáng)務(wù)工人員的互動(dòng)，進(jìn)一步拓寬農(nóng)民社交圈，借鑒城市社區(qū)搭建起來(lái)的公共就業(yè)服務(wù)體系，提高農(nóng)戶就業(yè)參與機(jī)會(huì)，給農(nóng)戶提供更多元的就業(yè)信息，確保農(nóng)戶生計(jì)策略的順利調(diào)整。

參考文獻(xiàn)

高帥，史嬋，唐建軍.基于增能賦權(quán)視角的農(nóng)戶貧困脆弱性緩解研究——以太行山連片特困地區(qū)為例[J].中國(guó)農(nóng)村觀察， 2020（01）：61-75.

郭秀麗，周立華，陳勇，等.典型沙漠化地區(qū)農(nóng)戶生計(jì)資本對(duì)生計(jì)策略的影響——以內(nèi)蒙古自治區(qū)杭錦旗為例[J].生態(tài)學(xué)報(bào)， 2017， 37（20）：6963-6972.

何軍，沈怡寧，唐文浩.社會(huì)資本、風(fēng)險(xiǎn)抵御與農(nóng)村女戶主家庭貧困脆弱性的研究——基于CFPS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）， 2020， 20（03）：146-157.

黃志剛，黎潔，王靜.貧困區(qū)農(nóng)戶生計(jì)資本組合對(duì)收入影響的優(yōu)化效應(yīng)分析——基于陜西778份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)， 2021（07）：79-91.

賈男，王赫.脫貧農(nóng)戶返貧風(fēng)險(xiǎn)防范政策研究[J].經(jīng)濟(jì)研究， 2022， 57（10）：121-137.

焦克源，陳晨.社會(huì)資本對(duì)農(nóng)村貧困代際傳遞影響機(jī)制研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2020， 30（04）：166-176.

李文龍，林海英，金樁.社會(huì)資本可利用度及其影響因素研究——來(lái)自內(nèi)蒙古農(nóng)牧民的經(jīng)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)[J].經(jīng)濟(jì)研究， 2019， 54（12）： 134-149.

李曉嘉，蔣承.農(nóng)村減貧：應(yīng)該更關(guān)注人力資本還是社會(huì)資本？ [J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2018（05）：68-80.

廖理，李夢(mèng)云，王正位.借款人社會(huì)資本會(huì)降低其貸款違約概率嗎——來(lái)自現(xiàn)金貸市場(chǎng)的證據(jù)[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2020（10）：5-23.

劉格格，周玉璽，葛顏祥.多樣化生態(tài)補(bǔ)償有助于緩解生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶相對(duì)貧困嗎[J].中國(guó)農(nóng)村觀察， 2023（06）：1-20.

劉慧迪，蘇嵐嵐，易紅梅.精準(zhǔn)扶貧幫扶項(xiàng)目的減貧成效及其對(duì)后扶貧時(shí)代貧困治理的啟示——基于貧困脆弱性視角[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)， 2022（09）：1-21.

劉愿理，廖和平，蔡拔林，等.基于不同生計(jì)類型的農(nóng)戶多維相對(duì)貧困測(cè)度與影響機(jī)理[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2022， 32（05）： 165-175.

陸銘，張爽，佐藤宏.市場(chǎng)化進(jìn)程中社會(huì)資本還能夠充當(dāng)保險(xiǎn)機(jī)制嗎？——中國(guó)農(nóng)村家庭災(zāi)后消費(fèi)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯， 2010（01）：16-38.

羅必良，洪煒杰，耿鵬鵬，等.賦權(quán)、強(qiáng)能、包容：在相對(duì)貧困治理中增進(jìn)農(nóng)民幸福感[J].管理世界， 2021， 37（10）：166-181.

彭文慧，李恒.社會(huì)資本的差異分配與農(nóng)村減貧——基于山東、河南、陜西三省的調(diào)查分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家， 2018（09）：98-104.

孫久文，夏添.中國(guó)扶貧戰(zhàn)略與2020年后相對(duì)貧困線劃定——基于理論、政策和數(shù)據(jù)的分析[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)， 2019（10）：98-113.

孫立平.“關(guān)系”、社會(huì)關(guān)系與社會(huì)結(jié)構(gòu)[J].社會(huì)學(xué)研究， 1996（05）：22-32.

汪晨，萬(wàn)廣華，吳萬(wàn)宗.中國(guó)減貧戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型及其面臨的挑戰(zhàn)[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2020（01）：5-23.

溫忠麟，葉寶娟.中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展[J].心理科學(xué)進(jìn)展， 2014， 22（05）：731-745.

謝家智，姚領(lǐng).社會(huì)資本變遷與農(nóng)戶貧困脆弱性——基于“鄉(xiāng)土中國(guó)”向“城鄉(xiāng)中國(guó)”轉(zhuǎn)型的視角[J].人口與經(jīng)濟(jì)， 2021（04）： 1-21.

徐戈，陸遷，姜雅莉.社會(huì)資本、收入多樣化與農(nóng)戶貧困脆弱性[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境， 2019， 29（02）：123-133.

徐志剛，張森，鄧衡山，等.社會(huì)信任：組織產(chǎn)生、存續(xù)和發(fā)展的必要條件？——來(lái)自中國(guó)農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)[J].中國(guó)軟科學(xué)， 2011（01）：47-58.

閆嘯，李錄堂，李晗.宅基地退出降低了農(nóng)戶的貧困脆弱性嗎？——來(lái)自安徽金寨的證據(jù)[J].中國(guó)土地科學(xué)， 2022， 36（04）：38-48.

楊汝岱，陳斌開，朱詩(shī)娥.基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)視角的農(nóng)戶民間借貸需求行為研究[J].經(jīng)濟(jì)研究， 2011， 46（11）：116-129.

楊文，孫蚌珠，王學(xué)龍.中國(guó)農(nóng)村家庭脆弱性的測(cè)量與分解[J].經(jīng)濟(jì)研究， 2012， 47（04）：40-51.

楊怡，王釗.社會(huì)資本、制度質(zhì)量與農(nóng)民收入——基于CHFS數(shù)據(jù)的微觀計(jì)量分析[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究， 2021（08）：115-127.

葉興慶，殷浩棟.從消除絕對(duì)貧困到緩解相對(duì)貧困：中國(guó)減貧歷程與2020年后的減貧戰(zhàn)略[J].改革， 2019（12）：5-15.

中國(guó)農(nóng)村網(wǎng).拓寬農(nóng)民增收致富渠道需更務(wù)實(shí)硬措施[EB/OL]. （2023-03-09）[2023-12-28]. https：//www. crnews. net/pl/pl/953572_ 20230313061508. html.

周廣肅，樊綱，申廣軍.收入差距、社會(huì)資本與健康水平——基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的實(shí)證分析[J].管理世界， 2014（07）：12-21.

周曄馨.社會(huì)資本是窮人的資本嗎？——基于中國(guó)農(nóng)戶收入的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].管理世界， 2012（07）：83-95.

Abdul-Hakim R， Abdul-Razak N A， Ismail R. Does social capital reduce poverty？ A case study of rural households in Terengganu， Malaysia [J]. European Journal of Social Sciences， 2010， 14（04）：556-566.

Ashraf Q， Galor O. The "Out of Africa" hypothesis， human genetic diversity， and comparative economic development [J]. American Economic Review， 2013， 103（01）：1-46.

Ashwini Deshpande. Handbook on Economics of Discrimination and Affirmative Action [M]. Singapor： Springer Nature， 2023.

Bailey M J， Danziger S. Legacies of the War on Poverty [M].New York： Russell Sage Foundation， 2013.

Bourdieu P. Le capital social [J]. Actes De La Recherche En Sciences Sociales， 1980， 31（01）：2-3.

Chaudhuri S， Jalan J， Suryahadi A. Assessing household vulnerability to poverty from cross-sectional data： A methodology and estimates from Indonesia [R]. New York： Columbia University， 2002：1-25.

Duflo E， Dupas P， Kremer M. School governance， teacher incentives， and pupil-teacher ratios： Experimental evidence from Kenyan primary schools [J]. Journal of Public Economics， 2015， 123：92-110.

Fuchs V. Redefining poverty and redistributing income [J]. The Public Interest， 1967， 8：88.

Gaiha R， Imai K. Measuring vulnerability and poverty estimates for rural India [M]. Helsinki： UNU-WIDER， 2008.

Gallardo M. Identifying vulnerability to poverty： A critical survey [J]. Journal of Economic Surveys， 2018， 32（04）：1074-1105.

Gertler P， Levine D I， Moretti E. Is social capital the capital of the poor？ The role of family and community in helping insure living standards against health shocks [J]. CESifo Economic Studies， 2006， 52（03）：455-499.

Gillis M， Shoup C， Sicat G P. World development report 2000/2001-attacking poverty [M].Washington D. C. ： The World Bank， 2001.

Glewwe P， Hall G. Are some groups more vulnerable to macroeconomic shocks than others？ Hypothesis tests based on panel data from Peru [J]. Journal of Development Economics， 1998， 56（01）：181-206.

Grootaert C， Oh G T， Swamy A. Social capital， household welfare and poverty in Burkina Faso [J].Journal of African Economies， 2002， 11（01）：4-38.

Günther I， Harttgen K. Estimating households vulnerability to idiosyncratic and covariate shocks： A novel method applied in Madagascar[J]. World Development， 2009， 37（07）：1222-1234.

Hallegatte S， Vogt-Schilb A， Bangalore M， et al. Unbreakable： building the resilience of the poor in the face of natural disasters [M]. Washington D. C. ： The World Bank， 2016.

Hanifan L J. The rural school community center [J]. The Annals of the American Academy of Political and Social Science， 1916， 67（01）：130-138.

Hua X， Yan J， Zhang Y. Evaluating the role of livelihood assets in suitable livelihood strategies： Protocol for anti-poverty policy in the Eastern Tibetan Plateau， China [J]. Ecological Indicators， 2017， 78：62-74.

Jalan J， Ravallion M. Geographic poverty traps？Amicro model of consumption growth in rural China [J]. Journal ofApplied Econometrics， 2002， 17（04）：329-346.

Klasen S， Waibel H. Vulnerability to poverty in South-East Asia： drivers， measurement， responses， and policy issues [J]. World Development， 2015， 71：1.

Knack S， Keefer P. Does Social Capital Have an Economic Pay-off？ A Cross-Country Investigation [J]. Quarterly Journal of Economics， 1997， 112（04）：1251-1288.

Ligon E， Schechter L. Measuring vulnerability [J]. The Economic Journal， 2003， 113（486）：C95-C102.

Loury G C. A dynamic theory of racial income differences [R]. Evanston： Northwestern University， 1976.

Povel F. Measuring exposure to downside risk with an application to Thailand and Vietnam [J]. World Development， 2015， 71：4-24.

Sen A. Social Exclusion： Concept， Application and Scrutiny [R]. Manila： Asian Development Bank， 2000.

Tesliuc E D， Lindert K. Risk and vulnerability in Guatemala： A quantitative and qualitative assessment [M]. Washington D. C. ： The World Bank， 2004.

Uphoff N. Understanding social capital： learning from the analysis and experience of participation [J]. Social capital： A Multifaceted Perspective， 2000， 6（02）：215-249.

Ward P S. Transient poverty， poverty dynamics， and vulnerability to poverty： An empirical analysis using a balanced panel from rural China [J]. World development， 2016， 78：541-553.

Westmore B. Do government transfers reduce poverty in China？ Micro evidence from five regions [J]. China Economic Review， 2018， 51：59-69.

Wuepper D， Yesigat Ayenew H， Sauer J. Social capital， income diversification and climate change adaptation：Panel data evidence from rural Ethiopia [J]. Journal of Agricultural Economics， 2018， 69（02）：458-475.

（責(zé)任編輯康子昊）