生计资本对农户贫困代际传递的影响

张笑寒 周蕾

摘    要：基于2018年中国家庭追踪调查数据（CFPS），构建Probit模型和中介效应模型，实证检验了生计资本对农户贫困代际传递的影响以及女性劳动参与的中介效应。研究发现，生计资本显著阻断农户贫困代际传递，女性劳动参与降低了多维贫困概率，在生计资本阻断农户贫困代际传递中具有显著的中介效应。因此，要加大对农户生活与生产的扶持力度，重视农村教育投资和教育公平，建立多层次社会支持网络，创造更加灵活的就业和创业方式，多举措阻断农户的贫困代际传递。

关键词：生计资本；农户贫困；代际传递；多维贫困；女性劳动参与

中图分类号：F126.2；F328 文章标志码：A 文章编号：1006-6152（2023）04-0026-10

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

一、引言及文献综述

贫困是全世界面临的一大社会难题，尤其是农村贫困问题，尽管目前中国消除绝对贫困的目标已经实现，但农村中的相对贫困和返贫问题仍须警惕。贫困人口成功脱贫后，可能由于处在贫困边缘，对政策补助依赖性强，更容易受到诸如疾病、经济风险、就业形势等多方面的冲击而重返贫困。贫困的代际传递是一种长期贫困［1］，也是深度贫困问题，影响农户脱贫成果的可持续性，因此，阻断贫困代际传递是治理贫困问题的关键所在。

近年来，家庭生计资本在反贫困领域发挥的作用日益受到重视，可持续生计框架为反贫困研究提供了全新视角。国内外学者对生计资本与贫困代际传递问题进行了深入研究，内容多集中于人力资本和社会资本方面。一些学者认为能力的匮乏是贫困的根源，人力资本的提高是消除贫困的有效手段，而教育则是提高人力资本的关键［2-3］；父辈的贫困状况会降低子代的教育投入，而从人力资本着手可以有效阻断贫困代际传递［4-5］；个体家庭社会资本网络与资源的数量和质量对子代发展也具有重要影响［6］。除了人力资本和社会资本，农户的其他生計资本也对其贫困代际传递产生影响，如放松信贷约束会缓解农户在面临生产和消费时的资金短缺困境，提高农户收入，增进家庭福利［7］；由于农业工作者的代际继承度最高，农业经营性收入的持续低下、经济资本的匮乏会加剧贫困的代际传递［8］。可见，多数学者对农户生计资本阻断贫困代际传递的作用给予了肯定，但是也有少数学者提出了异议。周晔馨、王晶等指出，穷人的社会资本拥有量和回报率均低于高收入农户，“穷者愈穷，富者愈富”进一步拉大了贫富差距，加重贫困代际传递，由此也加剧了农村的相对贫困问题［9-10］。刘艳华等以安徽农村贫困家庭为研究对象，指出增加农村信贷配给程度从宏观和微观两个层面都会恶化贫困农户的生活和生产环境［11］。理论上的分歧表明，生计资本对农户贫困代际传递的影响没有简单的定论，在可持续生计框架下，农户的生计资本应包含物质资本、人力资本、社会资本、金融资本和心理资本等丰富内涵，需要我们从生计资本的多维角度出发，探究它们对农户贫困代际传递的影响机制和效应。

女性在抚育子女、家风建设方面影响深远，但是以往文献对于女性劳动参与在生计资本阻断农户贫困代际传递中所产生的作用关注较少。一些学者探讨了生计资本与女性就业的关系，发现人力资本和社会资本可以促进女性劳动参与［12-14］。女性脱贫的关键在于劳动参与，欧盟在妇女脱贫方面的政策侧重于为妇女创造相对平等的就业机会，来阻断贫困代际传递［15］。究竟女性劳动参与在生计资本对农户贫困代际传递的影响过程中发挥怎样的作用？提高女性劳动参与程度能否有效阻断农户贫困代际传递？这些问题值得深思。

随着2020年脱贫攻坚目标的实现，中国正在步入“后扶贫时代”，阻断农户贫困代际传递具有重要意义。鉴于此，本文首先从理论上系统梳理生计资本对农户贫困代际传递的影响机制和女性劳动参与的中介效应，然后利用2018年中国家庭追踪调查数据库（CFPS）的微观数据，构建Probit模型和中介效应模型进行实证检验。创新在于：一方面，在可持续生计框架下阐释生计资本对农户贫困代际传递的影响机制以及女性劳动参与其中的中介效应，有助于拓宽农村贫困代际传递问题的研究视野，而从性别视角的进一步考察，更为探索彻底消除农村贫困问题提供新的思路；另一方面，借助CFPS2018的调研数据所得的实证分析结果，可为厘清生计资本对农户贫困代际传递的影响提供经验证据，也能为发挥生计资本的“造血功能”、释放性别红利、增强家庭可持续发展潜力、阻断农户贫困代际传递提供一定的理论参考。

二、理论分析与研究假设

（一）生计资本对农户贫困代际传递的影响

本文在英国发展署（DFID）设计的可持续生计框架基础上，将生计资本划分为物质资本、人力资本、社会资本、自然资本、金融资本和心理资本等6个维度，然后分析各不同维度生计资本对农户贫困代际传递的影响。

第一，物质资本维度。农户家庭拥有的物质资本存量越大，子代在调整家庭生产和生活决策方面受到的资金约束越小，越能阻断贫困代际传递。在农户生活层面，充足的物质资本能帮助家庭抵御风险冲击、保障生活水平；在农业生产层面，大型农用机械设备应用于规模化生产经营方式，有助于农户获得规模经济效益，实现家庭增收。

第二，人力资本维度。人力资本的积累分别从短期和长期两个角度影响子代能力发展，进而阻断贫困代际传递。从短期来看，对子代教育投资的加大和专业技能的培训可帮助子代满足职业上岗要求，拓宽就业渠道，实现家庭增收；从长期来看，增加子代健康和医疗保障投资保证了就业的稳定性和家庭收入的可持续性。

第三，社会资本维度。社会资本主要从以下三个方面发挥阻断贫困代际传递的作用：一是拓宽社会网络规模，尤其是“弱关系”的获得，更有助于子代获取新知识、接受新思想，进而拓宽就业创业渠道；二是提高社会网络强度，维护好已拥有的社会资本，更能帮助子代抵御风险冲击、解决燃眉之急［16］；三是营造良好社会网络环境，有助于个体社会网络关系的建立，建设良好社会风气。

第四，自然资本维度。自然资本发挥资源禀赋优势，家庭拥有的土地资源是农民发展农业、获得收入的根基和重要依托。一方面，适当地扩大土地经营规模，实现机械化生产，将会降低农业生产成本，提高投资回报率，实现子代家庭增收；另一方面，出租土地获得稳定的地租收入也能促进子代家庭增收。

第五，金融资本维度。家庭持有的现金及存款的多寡，直接影响着子辈的身体素质、子辈获得教育的机会的多少以及下一代的技能掌握情况。借贷行为作为获取金融资本的重要渠道，对家庭生产、消费、生活等各个方面产生重要影响［17］。若家庭在遭遇风险冲击时能获得金融支持，则家庭消费结构和消费水平得以保持稳定，而且流动性约束得到缓解，从而进一步提高家庭抵御风险冲击的能力。

第六，心理资本维度。在贫困集聚人群和地区中，贫困文化盛行，消极的生活和工作态度不利于激发内生发展动力，“伸手要”的脱贫观念阻碍脱贫成果的可持续性，而积极乐观的生活和工作态度促使农户优化行为决策，坚信以劳动创造价值，进而推动农民增收和脱贫致富。基于此，提出以下假设：

假设1：生计资本能够阻断农户贫困代际传递。

（二）女性劳动参与在生计资本影响农户贫困代际传递中的中介作用

1. 生计资本影响女性劳动参与

随着生计资本的不断积累，农户拥有更大的空间灵活选择生计策略［18］。劳动参与是农村家庭女性的主要生计策略，各种生计资本对女性劳动参与发挥着不同的作用。具体而言，物质资本是维持家庭正常生产生活的重要基础，也是彰显农户生活水平的外在体现，丰富的物质保障能够提高女性劳动参与的稳定性。人力资本从根本上决定女性是否具备劳动力市场的技能和身体素质，文化水平的提高和职业技能的获得既有助于开阔视野，增强自主意识和自信心，激发女性劳动参与的积极性，又能够增加她们就业的可及性和选择性。基于示范效应，农村女性处在一定的社会网络中，她们就业或创业的意愿或多或少受到其他社会网络成员的影响，而且女性劳动参与需要平衡工作和家庭照顾，社会资本的积累有助于增加她们灵活就业的可获得性。自然资本拥有量越多，土地经营规模越大，则越有利于实现规模经营，获得规模经济收益，激励女性参与农业劳动。缺乏充足的资金支持，女性创业动力将被压制，而增加金融资本、提高信贷可获得性有助于实现农村女性灵活创业。加强心理资本的培养有利于打破传统的“男主外、女主内”思想观念，引导农村女性以积极的状态投入工作，激发其内在潜能，提升工作绩效。

2. 女性劳动参与影响农户贫困代际传递

在传统性别分工的影响下，男性重心在事业，而女性重心倾向于家庭。女性在家庭照料和子女教育等方面投入更大的精力，其行为习惯、生活态度、价值观念等更容易影响子代。农村女性劳动参与主要从增加家庭收入、提高家庭地位和提高社会参与度三方面影响家庭决策和子代发展，进而阻断贫困代际传递。

首先，女性劳动参与通过增加家庭收入阻断贫困代际传递。现代市场经济条件下，多种分配方式并存的收入分配制度给农村女性灵活就业创造了众多机会，越来越多的留守妇女走出家门，提高了家庭劳动参与度，增加了家庭收入来源，进而从经济层面增强了抵御风险冲击的能力，降低了农户贫困代际传递发生的概率。

其次，女性劳动参与通过提高家庭地位阻断贫困代际传递。随着更多的家庭女性进入劳动力市场，“女主内”的传统分工模式开始发生变化，女性在参与社会劳动的同时兼顾家庭照料，在家庭建设和子代发展方面发挥特殊作用，这将有利于提高女性在家庭中的地位，增大家庭选择发展型生计策略的概率和对子女发展的投资［19］，降低子女陷入贫困的可能。

最后，女性劳动参与通过提高社会参与度阻断贫困代际传递。基于女性社会参与理论，女性社会参与本质上是女性在近代化和现代化过程中的新的自我觉醒。农村女性劳动参与是一种高层次的效能性社会参与方式［20］，它直接影响女性在劳动岗位、村庄的参与度，参与度越高，越容易接收新知识，在对子代的培养方式上也更加科学合理，更能促进子代能力发展。基于此，提出以下假设：

假设2：女性劳动参与在生计资本阻断农户贫困代际传递中起到中介作用。

三、研究设计

（一）数据来源

为了探究生计资本对农户贫困代际传递的影响以及女性劳动参与在其中发挥的作用，本文选取2018年中国家庭追踪调查数据库（CFPS）的农户微观数据进行分析。主要进行了如下筛选：1. 本文中父代即为父亲，子代选取长子或长女，女性为母亲，根据家庭编码、个人编码、第一个孩子编码、父亲编码和母亲编码进行匹配，提取需要的指标合并成一个农户家庭数据，共筛选出13210户数据；2. 鉴于农村发展的实际，65岁老人的多维贫困指标将会显著提高，影响到实证结果，考虑到数据的合理性，本文选择父与子年龄均在16—65周岁范围内且年龄差大于14岁的样本；3. 删除子代仍未完成学业的数据，缺失变量和空白数据也一并删除，最终获取1505户农户家庭数据。

（二）模型设定

1. 基准回归模型

[MPDci=α0+β1LCi+β2Ci+εi] （1）

式（1）表示生计资本对农户贫困代际传递的影响，其中，MPDci表示子代多维贫困状态；α0为常数项；β1、β2均为系数；εi为误差项；LCi表示农户综合生计资本；Ci表示控制变量。

2. Probit模型

贫困代际传递问题反映在父代已经处于贫困状态的背景下，子代贫困状况在多大程度上受其父代的影响，本文在A-F测度多维贫困并识别贫困状态的基础上进行农户个体贫困的判定，考虑到贫困状态为0—1变量的特征，采用Probit模型进行考察，模型设定如下：

[MPDci=α1+C1X+C2D+μ1] （2）

式（2）中，MPDci为子代个体多维贫困状态；α1为常數项；C1和C2均为系数矩阵；μ1为误差项；D表示控制变量矩阵，X表示关键解释变量矩阵，即：

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

[X={LC}] （4）

式（3）中，agec、age1、agef、age2、size分别表示子代年龄、子代年龄的平方、父代年龄、父代年龄的平方、家庭规模。

3. Tobit模型

在对回归模型的稳健性检验中，由于本文使用熵权法测得的个体多维贫困指数为0到1之间的连续型变量，属于受限因变量，且为双侧受限，OLS在对整个样本进行估计时，一般会将非线性扰动项纳入随机扰动项，这将影响估计结果，导致偏差。因此，Tobit模型运用极大似然估计方法一定程度上避免了这种偏差。方程如下：

[MPIci=α2+F1X+F2D+δ1] （5）

式（5）中，MPIci表示子代个体多维贫困指数；α2为常数项；F1、F2为系数矩阵；δ1为误差项；D与X的定义同式（3）和（4）。

4. 中介效应检验

为了考察女性劳动参与在生计资本阻断农户贫困代际传递的中介效应，设定以下检验模型：

[FLPi=χ0+χ8LCi+χ9Ci+εi] （6）

[MPDi=α0+β9FLPi+β10LCi+β11Ci+εi] （7）

其中，FLPi表示家庭中女性劳动参与的虚拟变量，由于女性劳动参与变量为虚拟二分变量，故中介效应检验也运用Probit模型。

（三）变量选取

1. 被解释变量：父代处于多维贫困状态下的子代多维贫困状态（MPDc）和子代多维贫困指数（MPIc）。根据A-F（Alkire-Foster）模型测算多维贫困的要求，首先构建多维贫困指标体系，然后建立新指标矩阵，利用熵权法对各维度贫困指标赋予权重，根据公式测算多维贫困指数，最后判定多维贫困状态，具体步骤和方法如下：

步骤一：构建多维贫困指标体系。构建一个由多个单维贫困指标组成的矩阵，矩阵X=（xij）n×m是由m个单维贫困指标X1，X2，…，Xm构成，其中i=1，2，…，m。

步骤二：建立新指标矩阵。每个维度上可能存在一个或多个剥夺临界值，设定临界值为dj。定义矩阵的行向量为d=（d1，d2，…，dm），设矩阵中的样本个体为xij，当xij大于或等于dj时，认定Xi在j维上受到剥夺，样本在该维度上赋值为1，否则为0。据此建立一个全新矩阵Y=（yij）n×m，矩阵中样本各维度指标取值均为0或1。

步骤三：各维度指标赋权。结合熵权法为m维贫困指标赋权，权重的主要计算步骤如下：

首先，将指标Xj进行标准化处理，公式如下：

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

其次，将Xj的信息熵Ej设定为：

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

其中，[pij=Ziji=1nZij]。

最后，计算单维度贫困指标Xj的权重为：

[Wj=（1-Ej）j=1m（1-Ej）] （10）

步骤四：测算多维贫困指数。式（10）中Wj（j=1，2，…，m）即为第j维贫困指标的权重，据此，计算样本i的多维贫困指数（MPI）为：

[ci（k）=j=1myijWj，j=1myij>k0，其他] （11）

式（11）中，[j=1myji]为第i个个体的多维贫困指数（MPI），衡量个体陷入多维贫困的程度。

步骤五：判定多维贫困状态。将k设定为阈值，若[i=1myijWj>k]，则样本i处于多维貧困状态，反之，则不处于多维贫困状态。本文借鉴阈值k的多数选择，确定以k=30%作为基本回归分析中多维贫困状态的判定标准，在基本回归中以30%作为临界值来验证上述假设。识别个体多维贫困状态的公式如下所示：

[qi（k）=1，ci（k）>1/30，其他] （12）

式（12）中，qi（k）表示阈值k值下个体i的多维贫困状态（MPD）。若qi（k）=1，则代表该个体处于多维贫困状态；若qi（k）=0，则该个体不存在多维贫困。

对于多维贫困测算维度和指标的选择，本文首先参考联合国发布的人类发展报告的测算维度（教育、健康和收入），同时参考王小林和Sabina［21］、冯怡琳和邸建亮［22］的研究成果，增加了医疗保障和就业质量这两个维度。结合CFPS数据的可获得性，最终选取的主要维度和指标如表1所示。

本文利用转移矩阵来初步判定样本存在多维贫困代际传递贫困的问题，由于转移矩阵要求父代和子代多维贫困指数均为离散型数据，因此先将父代和子代的多维贫困综合指数按照大小分别进行排序，再将多维贫困综合指数进行区间划分，将贫困指数分为Ⅰ—Ⅳ四大类别，具体分类如下：

[MPI=Ι，if0<=indexi<=0.2ΙΙ，if0.2

其中，类别越高，多维贫困指数越高，个体越贫困。

表2给出了多维贫困在代际之间的转移概率矩阵。纵轴和横轴分别表示父代和子代的多维贫困区间类别，对角线概率值表明父代与子代同处于一个区间类别贫困的概率。观察表2可知，对角线上的概率均值为0.27，这表明父代与子代同处于贫困状态的概率为27%；非对角线上的概率均值为0.24，这表明代际之间的多维贫困流动概率为24%；由于对角线上概率均值大于非对角线上概率均值，说明多维贫困代际传递问题在我国农村地区仍然比较明显。具体地，第Ⅰ、Ⅱ类对角线上的概率值分别为0.61、0.32，表明在这两类区间上多维贫困更容易由父代向子代传递，即父代多维贫困处于Ⅰ、Ⅱ区间会大大增加子代陷入贫困的概率，而父代若处于Ⅲ、Ⅳ类，多维贫困则不容易向子代传递。

2. 关键解释变量：综合生计资本。本文以英国发展署（DFID）建立的可持续生计分析框架为基础，结合国家扶贫扶志要求，构建一个由物质资本、人力资本、社会资本、自然资本、金融资本和心理资本6个维度构成的生计资本框架，在参考黎春梅和何格［23］研究成果的基础上，选取了15个指标来代表农户家庭拥有的综合生计资本存量。先将这15个指标通过熵权法赋予权重，再运用A-F模型构建总体指标来表示农户综合生计资本，步骤同多维贫困指数的测度方法，这样有助于弱化单项生计资本指标引发的潜在内生性影响。

3. 中介变量：女性劳动参与。参照宋月萍［24］的做法，选择成人问卷中“主要工作的性质”，当个体回答为农业工作或非农工作时将女性劳动参与赋值为1，不适用为0。

4. 控制变量。为了控制农户个体特征对贫困代际传递的影响，选取子代年龄、子代年龄的平方、父代年龄、父代年龄的平方、家庭规模作为控制变量。表3给出了主要变量的定义及描述性统计。

四、实证结果和检验

（一）基准回归结果

经过前文运用A-F模型和熵权法对多维贫困的指数测算和状态判定，确定以k=30%作为基本回归分析中多维贫困状态的判定标准，最终筛选出483户父代贫困家庭数据，将子代多维贫困指数MPIc与阈值比较，确定子代多维贫困状态MPDc。以此为基础，运用Probit模型加以验证，同时列出Logit模型回归结果作为对比。为了降低异方差问题，回归采用稳健标准误方法，表4呈现了这一回归结果。

表4中列（1）和列（2）显示农户综合生计资本均在1%显著性水平下与子代多维贫困状态负相关，这表明农户生计资本显著阻断贫困代际传递，假说1得证。

（二）中介效应检验

运用中介效应模型，考察女性劳动参与在生计资本阻断农户贫困代际传递中的中介效应，检验结果如表5所示。列（1）以女性劳动参与（FLP）作为被解释变量，综合生计资本与女性劳动参与显著正相关，说明增加家庭生计资本存量能够促进女性参与劳动。列（2）同时将综合生计资本与女性劳动参与纳入回归模型做进一步分析，结果表明，女性劳动参与显著负相关于多维贫困状态（beta=-0.416，p<0.01）。根据中介效应检验流程，运用Bootstrap法检验女性劳动参与在生计资本与贫困代际传递之间的中介效应。检验结果显示，女性劳动参与在生计资本与阻断贫困代际传递之间的间接效应为-0.111，Bootstrap检验的置信区间为（-0.100，-0.023），不包含0，说明中介效应显著。假说2得证。

（三）稳健性检验

为测试生计资本影响农户贫困代际传递结论的可靠性，本文还进行如下稳健性检验：

1. 更改阈值

重新判定个体多维贫困状态，进一步检验基本回归结果的稳健性。将k值设定为20%，即当贫困指数MPIc大于或等于20%时，个体处于多维贫困状态，且至少存在一维贫困，当MPIc小于20%时，个体不处于多维贫困状态。具体地，先筛选出父代处于多维贫困状态下的家庭，共得到805户子代家庭样本，再根据新样本数据重新运用Probit模型进行回归，结果如表6所示。结果表明，综合生计资本影响显著，这与基本回归分析结果是一致的，因此，基于本文构建的生计资本指标的估计结果具有较强的稳健性。

2. 变更被解释变量和估计模型

在对个体多维贫困状态判定的过程中，将一个连续型变量多维贫困指数变成一个虚拟变量多维贫困状态，在这过程中可能会导致信息丢失，因此，考虑到多维贫困指数双边受限的特性，接下来运用Tobit模型进行稳健性检验。在这部分，被解释变量为子代多维贫困指数（MPIc），结果如表7所示。结果表明，综合生计资本在1%显著性水平上显著，這说明生计资本能有效降低农户子代多维贫困发生率，进而有效阻断贫困代际传递。

五、结论与建议

本文系统梳理了生计资本对农户贫困代际传递的影响机制以及女性劳动参与的中介效应，然后基于CFPS2018数据，构建Probit模型和中介效应模型进行了实证检验。研究发现，生计资本显著阻断农户贫困代际传递，女性劳动参与显著降低多维贫困概率，在生计资本阻断农户贫困代际传递中具有中介效应。因此，加大生计资本，提高女性劳动参与水平，对于阻断农户贫困代际传递具有重要意义。

基于以上研究结论，本文提出如下建议：

第一，加大对农户生活与生产的扶持力度。在生活方面，提高对农村贫困家庭房屋建造和危房改造的补贴，完善农村生活配套设施，保障农户的基本生存需求，提高生活水平。在生产方面，不仅要加大农机具购置补贴力度，帮助农户以更低的代价获得必需的生产设备工具，提高投资回报率，而且要加大农村基础设施建设投入，完善信贷服务体系，增强农户抵御风险的能力，提高农业综合生产能力，增加农户收入。

第二，重视农村教育投资和教育公平。一方面，应当加大对农村基础教育的投资，提高居民受教育水平，增强农户内生动力，而且还应重视农村职业教育和继续教育等投入，帮助农民掌握一定的生存发展技能，保障未来生活质量；另一方面，应当重视教育公平，使农村女性获得与男性同等的受教育机会，不断提升自身素质和能力，以便在激烈竞争的劳动力市场上谋取更好的职业和职位。

第三，建立多层次社会支持网络。农民新信息的获得主要得益于弱关系网络中的主体，因此，各级政府应当采取有效措施积极鼓励合作社、公司等各类社会组织与村组集体进行紧密合作，构建更广阔的社会网络，寻求优质社会资本，增强农户可持续发展潜力。而且，借助社会网络平台往往能够给农村中的贫困女性提供一个相互交流和学习的机会，有利于增强她们的自信心，激发发展潜力，进而增强自身反贫困能力。

第四，创造更加灵活的就业和创业方式。农村扶贫工作要由输血式向造血式转变，通过创造更加灵活的就业和创业方式，鼓励更多的农村女性走出家门实现就业或自主创业，改变“男主外、女主内”的传统分工形式，不断提高女性的家庭和社会经济地位，进一步释放性别红利，彻底阻断农户贫困代际传递。

参考文献：

［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，周亚虹.信贷约束强度与农户福祉损失：基于中国农村金融调查截面数据的实证分析［J］.中国农村经济，2014（3）：36-47.

［8］ 陆学艺.当代中国社会阶层研究报告［M］.北京：社会科学文献出版社，2002：10-11.

［9］ 周晔馨.社会资本是穷人的资本吗：基于中国农户收入的经验证据［J］.管理世界，2012（7）：83-95.

［10］  王晶，简安琪.相对贫困城乡差异及社会保障的减贫效应［J］.东北师大学报，2021（6）：18-27.

［11］  刘艳华，程琦，辉敏敏.信贷配给与贫困代际传递：以CHFS安徽省样本为例［J］.安徽工业大学学报（自然科学版），2020（2）：189-195.

［12］  英格尔斯.人的现代化：心理·思想·态度·行为［M］.殷陆军，译.成都：四川人民出版社，1985：44-46.

［13］  乌静.个人禀赋与家庭责任：青年已婚女性就业的影响因素［J］.社会发展研究，2019（4）：206-220，242.

［14］  马继迁，朱玲钰，王占国.人力资本、家庭禀赋、家庭责任与失地女性就业：基于CFPS数据的分析［J］.华东经济管理，2021（8）：95-102.

［15］  霍萱，林闽钢.为什么贫困有一张女性的面孔：国际视野下的“贫困女性化”及其政策［J］.社会保障研究，2015（4）：99-104.

［16］  焦克源，陈晨.社会资本对农村贫困代际传递影响机制研究［J］.中国人口·资源与环境，2020（4）：166-176.

［17］  杨柳.农村金融发展能有效缓解贫困代际传递吗：基于收入、教育和医疗的中介视角［J］.湖南师范大学社会科学学报，2022（1）：91-100.

［18］  王君涵，李文，冷淦潇，等.易地扶贫搬迁对贫困户生计资本和生计策略的影响：基于8省16县的3期微观数据分析［J］.中国人口·资源与环境，2020（10）：143-153.

［19］  徐玮.农村女性家庭地位与贫困代际缓解［D］.武汉：中南财经政法大学，2018：50-51.

［20］  王宏维.女性社会参与的层次化理解［J］.妇女研究论丛，1992（2）：35-37，64.

［21］  王小林，Sabina A.中國多维贫困测量：估计和政策含义［J］.中国农村经济，2009（12）：4-10，23.

［22］  冯怡琳，邸建亮.对中国多维贫困状况的初步测算：基于全球多维贫困指数方法［J］.调研世界，2017（12），3-7，52.

［23］  黎春梅，何格.SLA框架下生计资本影响山区农户分化的机理与实证研究：以广西山区农户为例［J］.中国农业资源与区划，2021（11）：144-156.

［24］  宋月萍.照料责任的家庭内化和代际分担：父母同住对女性劳动参与的影响［J］.人口研究，2019（3）：78-89.

责任编辑：倪贝贝

（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