櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏 ＨＵＡＮＡＮ　ＮＯＮＧＹＥ　ＤＡＸＵＥ　ＸＵＥＢＡＯ 【农业可持续发展】 中国农村相对贫困及其治理问题研究进展  张　林，邹迎香（１） 行政引领自治：农村人居环境治理的实践与机制  冷　波（１５） 农业生产性服务对农地抛荒的抑制效应  陈景帅，韩　青（２３） 【农民问题】 农民可持续生计与村民自治  徐龙顺（３５） 农村人口老龄化与农业全要素生产率的区域异质性  刘成坤（４６） 自主治理：农村互助养老发展的模式选择  杨　康，李　放（５６） 【经济与管理】 数字普惠金融对居民相对贫困的影响效应  刘　魏（６５） 櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏 　期刊基本参数：ＣＮ４４－１５５９／Ｃ２００２ｂ１６１４２ｚｈＰ ￥１０００１０００１３２０２１．１１

櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏 社会科学版 目　　次　　２０２１年第 ６期　　 　　 　　 （双月刊） 总第 ８８期 “非粮化”还是“趋粮化”：农地经营趋势辨析  赵晓峰，刘子扬（７８） 农业水价激励结构对农户节水认知与节水行为背离的影响  刘一明（８８） 【城乡社会】 驻村干部和村两委的协同治理  李丹阳，张等文（９８） 农村社会稳定风险的生成逻辑  蔡炉明（１０８） 县域治理体系刚性化与乡镇自主性  冯　川（１１９） 乡村振兴实现阶段的村庄主体性  毛一敬，刘建平 （１３１） ２０２１年总目录 櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏 责任编辑：李朝晖　毛　殷　杜晓艺　王　娟

ＪＯＵＲＮＡＬＯＦＳＯＵＴＨ ＣＨＩＮＡＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ （ＳＯＣＩＡＬＳＣＩＥＮＣＥＥＤＩＴＩＯＮ） Ｖｏｌ．２０　Ｎｏ．６　２０２１ ＣＯＮＴＥＮＴＳ ＡｄｖａｎｃｅｉｎＲｅｌａｔｉｖｅＰｏｖｅｒｔｙａｎｄＩｔｓＧｏｖｅｒｎａｎｃｅｉｎＣｈｉｎａ ＺＨＡＮＧＬｉｎ，ＺＯＵＹｉｎｇｘｉａｎｇ（１） ＡｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｏｎＬｅｄＡｕｔｏｎｏｍｙ：ＰｒａｃｔｉｃｅａｎｄＭｅｃｈａｎｉｓｍ ｏｆＲｕｒａｌＨｕｍａｎＳｅｔｔｌｅｍｅｎｔＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔＧｏｖｅｒｎａｎｃｅ  ＬＥＮＧＢｏ（１５） ＥｆｆｅｃｔｏｆＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＰｒｏｄｕｃｔｉｖｅＳｅｒｖｉｃｅｓｏｎＦａｒｍｌａｎｄＡｂａｎｄｏｎｍｅｎｔ  ＣＨＥＮＪｉｎｇｓｈｕａｉ，ＨＡＮＱｉｎｇ（２３） Ｆａｒｍｅｒｓ’ＳｕｓｔａｉｎａｂｌｅＬｉｖｅｌｉｈｏｏｄａｎｄＶｉｌｌａｇｅｒｓ’Ａｕｔｏｎｏｍｙ  ＸＵＬｏｎｇｓｈｕｎ（３５） ＲｕｒａｌＰｏｐｕｌａｔｉｏｎＡｇｉｎｇａｎｄＲｅｇｉｏｎａｌＨｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙｏｆＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＴｏｔａｌＦａｃｔｏｒＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ  ＬＩＵＣｈｅｎｇｋｕｎ（４６） ＳｅｌｆＧｏｖｅｒｎａｎｃｅ：ＭｏｄｅｌＣｈｏｉｃｅｆｏｒＲｕｒａｌＭｕｔｕａｌＡｉｄｏｆＡｇｅｄＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ  ＹＡＮＧＫａｎｇ，ＬＩＦａｎｇ（５６） ＩｍｐａｃｔｏｆＤｉｇｉｔａｌＩｎｃｌｕｓｉｖｅＦｉｎａｎｃｅｏｎＲｅｌａｔｉｖｅＰｏｖｅｒｔｙ  ＬＩＵＷｅｉ（６５） “ＮｏｎＧｒａｉｎ”ｏｒ“ＧｒａｉｎＯｒｉｅｎｔｅｄ”：ＡｎＡｎａｌｙｓｉｓｏｆＴｒｅｎｄｏｆＦａｒｍｌａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ  ＺＨＡＯＸｉａｏｆｅｎｇ，ＬＩＵＺｉｙａｎｇ（７８） ＩｍｐａｃｔｏｆＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＷａｔｅｒＰｒｉｃｅＩｎｃｅｎｔｉｖｅＳｔｒｕｃｔｕｒｅｓｏｎｔｈｅＤｅｖｉａｔｉｏｎｂｅｔｗｅｅｎＦａｒｍｅｒｓ’ＷａｔｅｒＳａｖｉｎｇＣｏｇｎｉｔｉｏｎ ａｎｄＢｅｈａｖｉｏｒ  ＬＩＵＹｉｍｉｎｇ（８８） ＣｏｌｌａｂｏｒａｔｉｖｅＧｏｖｅｒｎａｎｃｅｏｆＶｉｌｌａｇｅＲｅｓｉｄｅｎｔＣａｄｒｅｓａｎｄＶｉｌｌａｇｅＰａｒｔｙＢｒａｎｃｈａｎｄＶｉｌｌａｇｅＣｏｍｍｉｔｔｅｅ  ＬＩＤａｎｙａｎｇ，ＺＨＡＮＧＤｅｎｇｗｅｎ（９８） ＧｅｎｅｒａｔｉｖｅＬｏｇｉｃｏｆＲｕｒａｌＳｏｃｉａｌＳｔａｂｉｌｉｔｙＲｉｓｋ  ＣＡＩＬｕｍｉｎｇ（１０８） ＲｉｇｉｄｉｚａｔｉｏｎｏｆＣｏｕｎｔｙＧｏｖｅｒｎａｎｃｅＳｙｓｔｅｍａｎｄＡｕｔｏｎｏｍｙｏｆＴｏｗｎＧｏｖｅｒｎｍｅｎｔ  ＦＥＮＧＣｈｕａｎ（１１９） ＶｉｌｌａｇｅＳｕｂｊｅｃｔｉｖｉｔｙｉｎｔｈｅＲｅａｌｉｚａｔｉｏｎＳｔａｇｅｏｆＲｕｒａｌＲｅｖｉｔａｌｉｚａｔｉｏｎ  ＭＡＯＹｉｊｉｎｇ，ＬＩＵＪｉａｎｐｉｎｇ（１３１）

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２１年第 ６期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２０卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 中国农村相对贫困及其治理问题研究进展 张　林ａ，ｂ，邹迎香ｂ （西南大学 ａ．普惠金融与农业农村发展研究中心；ｂ．经济管理学院，重庆 ４００７１５） 摘　要：如何有效缓解相对贫困问题是后扶贫时代工作的重点和难点。农村相对贫困的发生是多种因 素共同作用的结果，其形成机理和影响因素更为复杂和多元，其中以个人发展能力不足为主的内因起决 定性作用，外部环境通过内因加重贫困发生概率。在后扶贫时代，治理农村相对贫困问题可以从全局出 发选择包容性经济增长、人力资本投资和社会保障的三支柱治理策略，构建一套稳定、有效、可持续的新 型综合扶贫治理体系和一套具有动态性、可调整性的长效治理机制，并从益贫性产业发展、创业就业扶 持体系建设、扶志扶智相结合、强化财政金融协同扶贫、促进城乡公共服务均等化、完善多层次社会保障 体系等多个方面精准施策。 关键词：相对贫困；绝对贫困；乡村振兴；治理机制 中图分类号：Ｆ３２３．８　　　　　文献标识码：Ａ　　　　　文章编号：１６７２－０２０２（２０２１）０６－０００１－１４ 一、引言 改革开放以来，中国在经济增长和贫困减缓方面均取得了巨大成就，在贫困人口不断减少的 同时还保证了经济持续稳定增长和人民生活水平逐步提高［１］。相关数据显示，在现行贫困标准 下，中国农村 贫 困 人 口 数 量 急 剧 下 降，２０１２—２０１８年 累 计 减 少 ８２３９万，贫 困 发 生 率 累 计 降 低 ８５％；２０２０年底所有的贫困村全部脱贫摘帽。与之同时，贫困人口的营养状况、受教育程度、预期 寿命、医疗卫生、社会保障以及其他福利指标都得到了全面改善［２］。但是，现行贫困标准下绝对贫 困问题的解决并不等于扶贫工作的终结。相反，中国相对贫困发生率呈逐年上升趋势［３］，相应的 扶贫工作也由重点解决绝对贫困问题向解决相对贫困问题转变［４－６］，未来要更加注重缓解多维相 对贫困［７］、推动城乡融合减贫和国内国际合作减贫［８］。缓解农村相对贫困将成为后扶贫时代中国 扶贫工作的重点。 党的十九届四中全会提出，“坚决打赢脱贫攻坚战，建立解决相对贫困的长效机制”。这为处 于 ２０２０年后脱贫攻坚和乡村振兴两大战略统筹衔接背景下的中国减贫扶贫工作指明了方向。毋 庸置疑，解决相对贫困问题将是漫长的过程，尽管国外关于农村相对贫困治理的经验为中国实践 提供了很好的思路借鉴，但中国特殊的国情对国外经验形成了明显的约束，需要结合中国实际情 况进行必要的扬弃和创新。基于此，本文试图对国内现有关于农村相对贫困及其治理问题的文献 进行梳理和归纳，全面总结相对贫困的形成机理与判断标准，以及中国农村相对贫困治理的战略 思路和政策选择等重要问题，进而提出值得进一步深入研究的问题和方向。 　 　收稿日期：２０２１－０４－１１　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２１．０６．００１ 　基金项目：国家社会科学基金重大项目（２１ＺＤＡ０６２）；国家社会科学基金重点项目（２０ＡＺＤ０８０）；中央高校基本科 研业务费专项资金重点项目（ＳＷＵ２００９２１５） 　作者简介：张　林（１９８６—），男，重庆巫山人，西南大学经济管理学院副教授、普惠金融与农业农村发展研究中心 常务副主任，主要研究方向为农村金融与普惠金融、金融扶贫。Ｅｍａｉｌ：ｚｈａｎｇｌｉｎ２７６２＠１２６．ｃｏｍ

２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 二、农村相对贫困的形成及影响因素 （一）相对贫困形成的理论基础 关于贫困产生的原因，国内外理论研究成果非常丰富。“人口剩余致贫论”从理论上探讨了贫 困产生的根源，该理论认为由于人口增长速度呈几何比率增长，而物质生活资料按照算数比例增 长，两者之间增速差异较大，最终导致人口基数过大与物质生活资料短缺现象，人类最终会因为生 活资料不足而产生贫困［９］。此后相关研究逐渐转向资本投入，并先后出现了多种经典理论。“贫 困恶性循环理论”指出，经济中相互联系、相互作用的多种因素共同构成一个“恶性循环”，而这个 恶性循环正是导致发展中国家产生贫困的原因［１０］。“低水平均衡陷阱理论”指出，发展中国家人 口增长过快是人均收入增长缓慢的重要原因，要冲出这个陷阱就必须大幅度地提高人均收入，使 得新投资带来的国民收入增长持续快于人口增长速度 。［１１］ “临界最小努力理论”认为，只有在国 民收入增长速度超过人口增长速度的情况下，才能保证人均收入稳定增长，进而实现脱贫［１２］。“循 环累积因果关系论”认为资本形成不足和收入分配不平等将导致贫困人口陷入低收入和贫困的积 累性循环，最终使贫困现象不断恶化［１３］。 英国学者 Ｔｏｗｎｓｅｎｄ［１４］最早提出相对贫困的概念内涵，他认为相对贫困是与参照群体相比较而 体现出来的一种“相对被剥夺”现象。此后，阿玛蒂亚·森的“可行能力理论”认为相对贫困是个人 或家庭的权利相对被剥夺，主要体现为贫困群体的社会发展权利和可行能力不足。与绝对贫困相 比，相对贫困更关注收入和权利分配的不平等。相对贫困往往与社会的收入分配有关［１５］，主要表 现为收入差距、不均衡、不充分、不确定等方面 。［１６］ 相对贫困的发生是多重因素共同作用的结果， 其形成机理比绝对 贫 困 更 为 复 杂 和 多 元。 究 其 原 因，相 对 贫 困 的 形 成 受 内 部 和 外 部 两 方 面 的 影 响［１７］，其中以贫困主体个人发展能力不足为主的内因对相对贫困发生起决定性作用，外部环境通 过内因加重贫困发生概率。相对贫困不同成因之间相互关联，具有相互转化的可能性与共通性， 最终使得相对贫困成为一种复杂的经济现象和社会现象的综合体［１８］。 （二）农村相对贫困形成的内在因素 第一，人力资本不足是相对贫困形成的关键原因。舒尔茨在《贫困经济学》中指出，人力资本 不足是重要的致贫原因，摆脱贫困的关键在于人力资本的提升。贫困群体的人力资本不足具体表 现在健康、教育、技能等多个方面。首先，良好的健康和营养水平是个体获得收入的前提，健康不 仅能提高个人生产力，也能增加个人效用水平，进而提升农户收入水平和缩小农户收入差距［２，１９］， 而疾病风险冲击不仅会造成累积财富损失而致贫，还会造成生命价值蕴含的潜在财富损失而致 贫［２０］。在相对贫困治理阶段，老弱病残等特殊弱势群体由于生理因素影响基本不具备脱贫的能 力，难以享受发展红利和获取高收入，是相对贫困长期稳定的承受者［２１］。其次，因教致贫通过代际 遗传特征，使农村贫困家庭子女难以摆脱贫困，导致其未来发展受限。相对贫困人口受教育程度 低，知识储备少，适应社会变化的能力比较弱，桎梏于传统习惯而难以接受新的生产生活方式以及 大多数新事物、新现象，其非农就业机会受到严重影响［２２］；教育的缺失和对教育回报的低预期进一 步限制了农村地区人口自我发展能力的形成和提升，贫困家庭会减少子女教育投资，进一步加大 子代贫困的概率和导致子代犯罪率的提升。因此，贫困群体自身综合素质是未来摆脱相对贫困的 核心竞争力［２３］。此外，王晓毅［２４］认为在经济增速换挡、经济结构调整的新常态时期，劳动力素质 和产业结构升级不匹配的现象越发明显，低技能劳动力需求不断减少，学历和技术能力偏低、工作 经验缺乏的群体不能迅速适应急剧变化的社会形势而被传统产业所排斥，很有可能成为相对贫困 人群。

第 ６期 张　林，邹迎香：中国农村相对贫困及其治理问题研究进展 　　３　 第二，社会资本缺失是相对贫困形成的重要原因。中国农村是一个典型的“关系社会”，社会 资本作为一种网络性资源，依存于社会成员的人际社会关系网中，并为其行动提供便利和支持，具 有显著的减贫效应［２５］。社会资本是人们从事经济活动、获得收益和福利的基础与资源，其通过形 成非正式制度和资源分配两种渠道发挥作用，但相关制度的完善会在一定程度上挤出社会资本的 减贫作用［２６］。充裕的社会资本有利于社会成员获得更有益的资源配置，从而降低贫困发生概率， 但社会资本并不是穷人的资本［２７］，农村地区贫困群体社会资本的匮乏导致扶贫资源存在明显的 “精英俘获”问题［２８－２９］。在中国目前的扶贫开发体制下，即使在乡村民主中不存在任何腐败，如果 政策希望瞄准的贫困人口并不具有相应的社会资本，他们也无法从相应的政策支持中受益，无法 摆脱贫困陷阱［３０］。市场化改革进程中未及时规划和构建能够适应新环境和新机制的社会资本，这 增加了相对贫困问题解决的难度［１７］。 第三，自我发展动力不足是相对贫困形成的主要原因。相对贫困是贫困者与非贫困者之间比 较上的心理感觉［１５］，与主体感受和客体评价相关，普遍存在于贫困认知的发展过程中［６］。物质贫 困和心理贫困二者之间极易形成恶性循环，物质贫困会导致心理贫困，心理贫困又会加速物质贫 困。我国“输血式”的扶贫模式在一定程度上滋长了农村贫困群体严重的“等靠要”依赖思想，而且 针对不同贫困类型的差别化扶贫政策使部分贫困群体产生巨大的心理落差和不公平感，这影响着 贫困主体的自我努力程度，进而导致贫困主体自我发展动力不足、参与脱贫的主动性和积极性不 高。贫困人群会因个体视野受到限制而容易产生负面情绪和压力，从而导致非理性的现实偏差并 陷入持久性的贫困状态当中。可见，贫困的根源离不开穷人根深蒂固的心理因素，贫困主体自身 意识淡薄和脱贫动力不足、能力不强、观念落后等因素对其有着长期影响，是将来相对贫困治理面 临的主要困境 。［３１］ （三）外在环境因素 第一，贫困的形成受 制 度 因 素 的 影 响，制 度 贫 困 导 致 的 资 源 错 配 与 相 对 贫 困 演 化 息 息 相 关。 首先，相对贫困产生的重要原因是收入分配不均导致的贫富差距拉大［３２］、社会转型过程中部分群 体福利改善较少、城乡二元化体制和政策造成的社会公共服务供给不足和分配不公［３３］、社会排斥 对个人能力实现的影响［３４］，以及金融资本在不同地区间的转移所带来的弱势群体与弱势区域的形 成和加剧。“涓滴效应”支持者认为，经济增长无疑是战胜贫困最根本和最重要的力量来源，经济 发展通过贸易和市场自由化、增加基础设施投资、为贫困人群提供充分平等的基本公共服务、帮助 贫困人口实现就业，促进贫困人口收入不断提高和生活质量不断改善。但是，穷人在经济增长中 的获益明显少于富人，不断扩大的收入分配不均将使贫困率上升或部分地抵消经济增长的减贫成 效。所以，研究相对贫困问题重点在于研究贫困群体的收入分配问题，以及如何在保持经济增长 和居民收入水平提高的同时形成益贫式经济增长和包容性经济增长［２］。其次，制度与教育、投资、 消费等众多因素共同形成一种具有循环累积性的“联动机制”，最终使得贫困群体既缺乏能力又缺 乏权利和机会，陷入制度性贫困［３５］。在既有的社会制度安排之下，贫困群体往往因为民族、等级地 位、地理位置、性别等多种原因被排除在公共决策体系之外，无法发出自己的声音，也没有进入各 类决策的机会［３６］。过度城市化、户籍制度改革和公共资源供给制度改革的严重滞后是城市边缘性 贫困和失业性贫困的部分致贫原因［３７］；过分关注效率的市场经济体制改革、就业歧视、代际歧视和 收入分配不平等等多种因素都是使农民陷入相对贫困的重要原因 。［１７，３８］ 第二，相对贫困的形成与自然环境等外部因素也息息相关。一般而言，在自然条件恶劣的村 落，农民的生产生活和居住条件相对较差，其获得生计资本的机会也比较有限，相对贫困问题往往 比较突出。从贫困人口 空 间 分 布 来 看，贫 困 群 众 大 多 居 住 在 自 然 资 本 匮 乏 与 环 境 恶 劣 的 高 寒 地

４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 区、深石地区，其特殊的生态环境直接制约着贫困户的生产生活方式，形成了特殊的生态贫困。农 村自然环境和地形条件恶劣、交通环境不便以及自然灾害频发等导致各类设施建设成本高、施工 难度大、使用寿命短，不利于形成系统完善的基础设施建设体系，极大地制约了贫困村落的发展潜 力［３９］。可见，经济功能单一、生态功能退化、村落产业发展滞后是农村相对贫困发生的重要原因， 其产业发展型功能受限使得农民经济收入偏低且不稳定，生态功能退化将影响居民健康与可持续 发展［４０］。 综上可知，农村相对贫困的形成是内部因素和外部因素共同作用的结果，其中内部因素是相 对贫困形成的决定性因素，外部因素通过影响内部因素进而加速相对贫困形成。内部因素方面， 贫困群体人力资本不足限制了其发展能力提升和专业技能获得，社会资本缺失使贫困群体难以有 效获取社会资源，内生发展动力不足影响贫困群体参与脱贫的自我努力程度、主动性和积极性。 外部因素方面，收入分配、教育、医疗、就业等方面的制度贫困将导致社会资源错配和公共服务供 给不均等，恶劣的自然环境将导致生态贫困并抑制产业发展，农村相对贫困便由此产生。 三、相对贫困的判断标准 相对贫困的识别是后扶贫时代的首要问题，有效识别相对贫困不仅能确定贫困人口规模，也 能为贫困治理政策提供合理参考。关于相对贫困理论标准的确定，主要有以下几种方法：一是基 于贫困线理论，从收入水平或消费水平设置区分线［４１］；二是基于贫困指数理论，设置两种基本类型 的相对贫困指数，一种是单一的货币化相对贫困指数，另一种是多维相对贫困指数 。［４２－４４］ 归纳起来，国际上主要有 ５种判断相对贫困的标准：第一种是欧盟国家标准，将全体居民可支 配收入中位数的 ６０％作为参考标准来测算相对贫困发生率 。［４５］ 第二种是美国标准，采用绝对和 相对标准结合的方法划定两条贫困线，一条是美国人口调查局根据不同类型家庭食物与资源的基 本需求所划定的贫困线，且每年根据通货膨胀适度调整门槛；另一条是健康和人类服务部门颁布 的、主要用于判断个人或家庭是否具有获得财政支持资格的贫困指导线［４６］。第三种是日本标准， 以中等家庭收入的 ６０％为基本标准，并适时根据四口之家的消费水平，按年龄、家庭规模、家庭结 构和地区物价指数进行调整。第四种是澳大利亚标准，以家庭同等可支配收入中位数的 ５０％作为 低贫困线，６０％作为高贫困线，并度量处于贫困线以下的人口占比以及贫困人口收入与贫困线的 距离［４７］。第五种是拉美国家标准，综合考虑收入、教育、医疗、就业等多个方面，将收入与多维贫困 有机结合［８］。 国内学者对相对贫困的界定大多在国际经验的基础上结合中国实际情况测算［４８］。多数学者 建议以居民收入中位数的一定比例作为测定相对贫困的基本标准［１５］。陈宗胜［３２］建议，下一年农 村“相对贫困线”可以以上一年农村居民的平均收入与均值系数的乘积为依据，均值系数一般取值 ０．４～０．５。借鉴这种思路，叶初升和赵锐［４９］采用人均收入的 ５０％来度量总体的贫困发生率，周 力［４５］采用家庭人口加权计算得到的居民可支配收入中位数的 ５０％作为相对贫困线。正如前文所 述，中国相对贫困在城市和农村地区同时存在，故要根据中位数收入来分别设定城市和农村的相 对贫困标准，同时确定合适的调整周期［８，５０］。在后小康时代，我国的多维相对贫困更为明显，仅仅 以收入来衡量相对贫困不够全面准确。因此，有学者建议根据中国实际情况建立多维相对贫困标 准，从收入相对不足的“贫”和公共服务相对不足的“困”两方面出发，构建相对贫困人口收入相对 贫困、权力相对贫困、能力相对贫困等综合性评价指标体系［７，５１－５２］。其中，收入维度仍是衡量多维 相对贫困的关键，非收入维度是对收入维度的有效补充，主要反映人民群众日益增长的美好生活 需要［５３］。此外，国内学者还提出了一些其他判断标准。比如以总资产中位数的一定比例而非收入

第 ６期 张　林，邹迎香：中国农村相对贫困及其治理问题研究进展 　　５　 支出的一定比例来设定相对贫困线［５４－５５］，或是首先确定社会公认的基本需求量，然后将其转化为 相应的价值量，并进行适时调整［５６］。林万龙和陈蔡春子［５７］从满足基本生活需求视角出发，采用扩 展线性支出系统法对新时期中国农村扶贫标准进行了测算，得到了确保高于“两不愁三保障”基本 需求的低限贫困标准（５５００元）和确保满足八大类商品和服务基本需求的高限贫困标准 （８５００ 元），并建议 ２０２０年后采用“绝对的相对贫困标准”来兼顾贯彻相对贫困理念和解决实践操作难题 的矛盾。 不难看出，关于相对贫困的理论标准主要有贫困线和贫困指数两种。国际上使用相对贫困线 的主要是一些经济发展水平较高的发达国家，相应的判断标准主要包括欧盟标准、美国标准、日本 标准、澳大利亚标准和拉美国家标准。所以，目前中国使用相对贫困标准还为时过早［５８］。中国相 对贫困的识别和判断需要在借鉴国际经验的基础上，立足于当前中国巩固拓展脱贫攻坚成果与乡 村振兴有效衔接的这个关键节点，充分考虑中国农村相对贫困的现实情况，适时设定反映农村贫 困人口生活差距状况的相对贫困判断标准并实施动态化调整。 四、农村相对贫困治理的战略思路和政策选择 中国在消除绝对贫困历程中积累了丰富的扶贫减贫经验。但是，相对贫困相比绝对贫困更加 复杂更加多元，具有典型的政治性、相对性、多维性、次生性、风险性、分散性与发展性的特点［５９］。 对于相对贫困治理阶段的扶贫工作，要重视脱贫攻坚与相对贫困治理政策的有效衔接［６０］，做到思 路清晰，方法科学。因此，有效治理农村相对贫困不仅需要加快制定相对贫困标准从而精准识别 相对贫困主体［４，６１］，也需要科学制定相对贫困治理的战略思路和构建有效的政策框架。 （一）农村相对贫困治理的战略思路 相对贫困标准确定难度大、相对贫困群体构成复杂且广泛、反贫“管理机构分治”“政策体系分 割”“治理力量分散”、治理联动协同机制缺失等问题将深刻影响相对贫困治理的进程和成效。后 扶贫时代中国农村相对贫困治理面临着更加严峻的困境与挑战，仍要久久为功，精准施策，使扶贫 工作走上常态化、制度化、法制化、长效化轨道，要在国内国际双循环新发展格局下加强水平治理 和垂直治理的有机结合［６２］。 首先，基于对相对 贫 困 基 本 性 质 的 科 学 判 断，中 国 农 村 相 对 贫 困 治 理 可 以 选 择 世 界 银 行 于 ２０１６年提出的包容性经济增长、人力资本投资和社会保障“三支柱”治理策略，遵循“底线公平— 机会公平—结果公平”的逻辑思路［６３］，建立“机会—能力—保障”的逻辑架构［２３］，但需要结合中国 实际情况进行必要性调整，尤其是应继续坚持发展支持战略和政策导向［６４］。必须重点关注如何处 理好与以往贫困治理战略的关系、如何回应社会主义现代化强国建设“两步走”目标而同步调整战 略议程两个重要议题，加强顶层设计与微观治理的结合，以实现贫困治理战略的整体性推进［６５］。 从由政府为主体的治理模式转为多主体协同治理模式，充分发挥政府、市场、社会和个人等多主体 动力，构建以政府主导 力、社 会 驱 动 力、市 场 源 动 力、自 身 主 体 力 为 核 心 内 容 的 动 力 体 系，健 全 “政府—市场—社会—个体”的贫困治理整体性机制［５０，６６］。在宏观、中观、微观层面同时发力，分别 构筑起国家治理体系、社会救助制度以及个人可持续生计维持的支持政策体系 。［６７］ 同时，要在维 持贫困治理政策恰当的稳定性、连续性、过渡性的基础上对其进行适当的调整，需要对大扶贫格局 进行优化，以普惠 性 贫 困 治 理 制 度、综 合 性 贫 困 治 理 体 制 和 差 异 性 贫 困 治 理 政 策 设 计 为 转 型 方 向［６５］，政策目标转向治理相对贫困，政策重心向“常规化治理”转变，政策工具以混合性工具为主， 政策类型以发展型政策为主 。［６８］ 其次，中国后扶贫时代的农村相对贫困治理需要构建新型综合扶贫治理体系和长效机制。一

６ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 方面，相对贫困具有经济结构性、政策负外部性、社会权利性、社会时间性和社会心理性等 ５个维 度［６９］，以及相对性、多维性、脆弱性、动态性、发展性、长期性、分散性等多个典型特征，这要求相对 贫困治理首先需要建立国家与地方相结合、城镇与农村相融合的层级性、差异性和动态性相对贫 困识别标准［６０］，需要在坚持阶段性与渐进性结合、普惠性与差异性结合、参与性与包容性结合等基 本原则［５８］的基础上，构建一套稳定、有效、可持续的新型综合扶贫治理体系，具体包括益贫式经济 增长体系、综合性扶贫政策体系、包容性社会发展体系、多元化贫困治理体系、理性化心理认知体 系等［６９］。另一方面，有效解决相对贫困必须把握好相对贫困的深层原由、多维表现与动态变化，坚 持延续性与创新性相统一、规范性与灵活性相统一、实践性与前瞻性相统一、民族性与世界性相统 一的基本原则［７０］，建立健全一套具有动态转换性、可灵活调整性的相对贫困治理的长效机制。具 体而言，其内容主要包括能够实现从绝对贫困根除向相对贫困治理平稳过渡和顺利转轨的转型机 制、将相对贫困治理内嵌于乡村振兴战略的衔接机制、由治理手段规范化法制化制度化所要求的 责任机制［７１］、由共同富裕框架下多元贫困标准所要求的长效识别机制、由多维贫困表现所要求的 多元化制度保障机制［７２］、由管制放松所形成的机会开放的长效支持机制、由配置效率所导向的激 发活力的长效动力机制、由能力提升所建立的代际阻断的长效培育机制、由心理干预所支持的广 义福利的长效诱导机制、由底线思维所决定的遏制返贫的长效兜底机制［２３］。 （二）农村相对贫困治理的政策措施 １．构建产业扶贫与就业扶贫体系，促进贫困群体持续增收 根据不同贫困地区的实际情况，充分发挥资源禀赋优势，加快夯实产业发展基础，因地制宜培 育特色产业，为贫困人口提供更多参与市场和就近就业机会，从而增强相对贫困主体的自我发展 能力，提高农民脱贫增收的稳定性和持续性［７３］。首先，通过政策引导鼓励有实力的产业进入经济 条件落后的相对贫困地区，一方面能为贫困地区带来先进的生产技术，有效延长产业链，提高产业 价值链，巩固产业利益链；另一方面将为贫困人群提供更多的就业岗位和创业机会，从而有效扩宽 贫困人口的收入来源。其次，鼓励有条件、有能力的贫困人群积极加入农业合作社或发展家庭农 场，让更多的贫困农户有机会参与到乡村特色产业发展大局中，实现小农户与现代农业发展的有 机衔接［７４］。同时益贫性农业产业的高质量发展将助推新型经营主体对农户的带动作用，通过探索 有效的利益联结机制使经济增长红利更多地分配给贫困人口，让更多低收入群体在产业链条上受 益，从而促进低收入人群增收［２１］。但是，只有在政府、市场、贫困个体之间形成良好的互动机制，产 业扶贫政策才能真正实现落地，最终实现扶贫目标［７５］。因此，在统筹推进巩固脱贫攻坚成果同乡 村振兴有效衔接的关键过渡期，应将产业扶贫纳入到乡村产业振兴的整体规划之中，将乡村产业 扶贫和乡村产业振兴的思路和路径有机结合［６０，７２］，加快扶贫产业转型升级，调整优化扶贫产业结 构，重点发展数字农业、智慧农业、休闲观光农业、康养旅游农业。 创造更加公平和充分的就业环境是提升相对贫困人口收入水平、缩小收入差距进而解决相对 贫困问题的首要目标［１７］。一方面，要加大力度扶持就业，加快就业服务平台建设，帮助农村相对贫 困群体更加容易地获取充分、有效的市场就业信息［６］，在保证现有就业福利政策的同时，持续增大 对贫困群体劳动技能的培训力度，帮助贫困群体加快积累人力资本，使之适应新技术革命对劳动 力素质的要求，从而提升贫困人口就业能力，最终促进贫困群体实现稳定增收［７６］。另一方面，努力 消除劳动力在地区间、行业间的流动壁垒，消除劳动力市场中的户籍歧视、地域歧视与身份歧视， 推动城乡劳动力双向自由流动［２２，７２］。积极推进农村劳动力非农就业，降低农民的产业进入与城镇 融入门槛，为农民从事非农就业提供有利条件，增加农民工资性收入［２３，７７］。当然，增加就业机会和 提高就业质量的关键仍在于经济高质量增长，区域经济高质量增长的益贫效应可以为贫困户提供

第 ６期 张　林，邹迎香：中国农村相对贫困及其治理问题研究进展 　　７　 更多选择的就业空间，提高其参与市场的机会，有效拓宽其就业途径并提升就业质量［７８－７９］。 ２．强化志智双扶，激发贫困人口脱贫的内生动力和发展能力 相对贫困群体既是脱贫攻坚的帮扶对象，又是脱贫致富的主体。贫困人口脱贫信心不足和智 力不足严重制约着贫困人口脱贫内生动力的形成［８０］，因此如何激发贫困人口的内生脱贫致富动力 和自我发展能力才是打赢脱贫攻坚战的关键。相对贫困治理需要形成“以智提志、以志促智”的良 性循环，帮助贫困人口实现“志智双升”才能有效清除扶贫攻坚路上的“拦路虎”和“绊脚石”［８１］。 扶志是扶智的思想保障，扶智是扶志的落脚点。扶志是相对贫困治理的前提条件，是培养贫困人 口脱贫内生动力的基石，扶志有益于贫困人口从思想上实现自强；扶智是脱贫攻坚过程中最重要 的根本性策略，是培养贫困人口脱贫内生动力的路径，扶智有助于贫困人口从行动上实现自立 。［８２］ 扶贫针对物质贫困，扶志针对精神贫困，二者协同配合，才能使贫困人群真正脱贫。只有不断 增强贫困群体的脱贫志气与主观能动性，才可从心理上根除其长期的依赖思想，滋生依靠自己勤 劳致富的主动心志［８３］。扶志是对精神贫困的全方位治理，以培育和践行积极主动的价值观为抓 手，引导贫困群众摆脱短视决策导致的贫困恶性循环［８４］，具体措施主要包括提升农村贫困人群思 想道德水平、重塑乡村文化新风、改善贫困人群生活模式、在贫困社会中传播先进文化思想、开展 乡风文明教育和素质教育等［８２］。当然，扶志既要客观认识贫困群体的认知水平，又要打破人员和 地域的封闭性，加强与外界的互通交流，从而形成外在冲击和外在压力，进而有效激发贫困户的内 在动力［８５］。发展性社会工作在减贫实践中通过“扶质”“扶智”和“扶技”三位一体的扶志策略最终 实现扶贫扶志的目标，实践中可以通过济困、增收、强能、赋权来发挥发展性社会工作参与扶贫扶 志的作用 。［８６］ 作为扶贫的重要手段，教育能够传递知识、提升价值，通过切断贫困的恶性循环链，进而成为 阻断贫困代际传递的重要手段［８７－８８］。中国的“扶教育之贫”政策能够有效促进贫困地区基础教育 发展，但要达到“以教育扶贫”的根本目标还需要其他政策与之配套［８９］。在后扶贫时代，教育扶贫 应以促进贫困人口内生动力为主要目标，以保障阶层合理流动为主要任务，以提升乡村人力素质 为主要路径，以提升政策效能为突破口［９０］。要促使教育扶贫真正走向成功还需在“扶学”上做基 础性工作，凝聚“扶志”“扶智”和“扶学”合力，推进“三位一体”整体扶贫攻坚。按照发展式扶贫要 求，根据农户需求合理选择农村劳动力农业职业技能和非农就业职业技能培训内容，完善政府、企 业、集体以及个人共同参与的培训体系，充分发挥技能培训对农村相对贫困的减缓作用。在非职 业教育方面，全面深化义务教育改革，确保贫困家庭子女接受系统性教育，有效降低贫困家庭因学 致贫、返贫风险，形成贫困群体发展的上升通道，提升贫困群体个人价值［９１］。与此同时，着力提高 高中这一衔接义务教育和高等教育“瓶颈”阶段的教育质量，使更多农村相对贫困家庭子弟能够顺 利进入高等教育阶段，接受系统的高等教育，从而更有效地发挥高等教育对促进收入阶层代际流 动的作用，有助于 贫 困 群 体 在 教 育、职 业 和 收 入 三 者 的 良 性 互 动 中 实 现 农 民 收 入 增 长 和 贫 困 减 缓 。［９２］ ３．从“输血”向“造血”转变，强化财政金融协同扶贫 财政扶贫和金融扶贫是扶贫过程中最重要的手段，在农村相对贫困治理过程中也将发挥着重 要的作用。财政体系改 革 和 金 融 机 制 创 新 方 面 的 不 断 完 善，是 未 来 解 决 相 对 贫 困 问 题 的 重 要 支 撑［４，９３］。财政扶贫在中国特色社会主义贫困治理体系中长期处于主导和主体地位，在后扶贫时代 需要更加突出财政支持的保底性和靶向性［９４］。政府转移支付和基本社会保险对相对贫困的瞄准 较好［９５］，需要进一步加强对贫困群体的财政转移支付水平，以不同家庭的实际贫困状况为依据，设 定不同等级的转移支付金额，不断巩固转移支付在脱贫减贫和收入再分配中的成果，有效缓解相

８ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 对贫困［９６］。同时，金融在根除绝对贫困的过程中也无疑发挥了重要的作用，在相对贫困治理过程 中同样需要金融的广泛和深度参与，尤其需要金融造血式扶贫。在打好相对贫困治理的“持久战” 中，金融扶贫需要更加注重“普惠”。但是，普惠金融也具有金融的基本属性和本质，只能帮助有发 展潜力、能还本付息的贫困群体［９７］，必须通过商业化实现可持续发展。普惠金融的扶贫效应还存 在基于不同群体、不同地区的异质性、门槛效应和空间溢出效应［９８］。因此，发展普惠金融缓解相对 贫困需要构建更加开放的、便利的、信息化的、多位一体的、系统性普惠金融体系，降低金融服务门 槛和成本，提高贫困居民金融服务可获性［９９－１００］。 财政政策和金融政策都具有较强的扶贫效应，但二者比较优势和作用重点各不相同。财政扶 贫政策主要用于支持农村基础设施和民生保障建设，不仅能打好贫困地区产业发展的基础，而且 能为贫困人群提供基本支持，从而有助于培育金融减贫功能所需的基础性条件 。［１０１］ 金融扶贫政 策主要支持能够产生效益的项目，主要是补缺口，能有效激发贫困群体的内生脱贫动力和可持续 发展能力，从而有助于提高财政扶贫的瞄准度和扶贫效率。因此，在财政扶贫资金有限和相对贫 困长期普遍存在的双重压力下，后扶贫时代必须警惕财政扶贫的“负向激励”问题，要从财政直接 减贫为主转向发挥杠杆作用为主，在政府投入主导的同时更多地发挥财政资金的撬动作用，利用 财政政策提升金融资本和社会资本参与扶贫的积极性和主动性，建立健全财政金融扶贫的协同机 制和长效机制，比如将财政扶贫资金作为信贷资金的风险准备金，将更多的财政扶贫资金用于扶 贫贷款风险补偿。 ４．加快基本公共服务均等化，提高贫困群体福利水平 基本公共服务供给不足和非均等化是相对贫困产生的重要根源之一，以城乡基本公共服务均 等化作为后扶贫时代的减贫战略方向，构建以均等化为核心的基本公共服务机制，完善包容性社 会发展体系，让城乡居民享有同等的基本公共服务数量和质量将成为相对贫困治理阶段扶贫工作 的重点［４，２１，６９］。当然，以均等化为核心的基本公共服务机制并不是简单的平均化和无差异化，而是 指全体居民都能平等地获得大致均等化的基本公共服务。首先，需要加快培育基本公共服务的多 元化供给主体。强化政府职能，重点支持农村贫困地区的基本公共服务供给；引入市场参与机制， 鼓励市场多元主体积极加入，通过合理的市场竞争将部分公共服务外包给市场主体或其他非政府 部门，有助于扩大供给规模并提高供给效率［１０２］，为农村贫困群体塑造良好的发展平台。其次，促 进城乡基本公共服务供给的统一衔接。建立健全多层次的公共服务保障体系，有步骤、分阶段地 推动城乡基本公共服务内容和标准统一衔接［７９］，加快促进城乡要素自由流动、平等交换和公共资 源合理配置，逐步统筹城乡教育、就业、医疗卫生、社会保障等，补齐欠发达地区和深度贫困地区共 同富裕的短板，使相对贫困群体真正享受到均等化的公共服务和公共资源，增强相对贫困群体的 解“困”能力和向共同富裕目标迈进的内生发展能力［６０，６５］。再次，强化农村贫困地区公共服务人才 队伍建设。设置贫困地区人才引进基金，为到贫困地区服务的人才提供高水平的工资待遇，同时 在职称晋升和其他待遇方面给予优待，鼓励高端人才到欠发达地区服务。利用现代信息技术将优 质公共资源信息化，建立共享服务平台实现公共资源共享，弥补贫困地区公共服务人才数量不足 和能力素质较弱的短板［１０３］。此外，还需要不断创新公共服务供给方式，完善基本公共服务可持续 发展机制，为贫困群体提供数量更多、质量更高的公共服务供给。 ５．完善多层次社会保障体系，提高贫困群体抗风险能力 燕继荣［９３］指出，有效实现脱贫必须要有完善的国家福利制度保障、稳定的经济能力和就业机 会保障以及多元化的社会救助保障。其中，社会保障由社会救助、社会福利、社会保险等构成，对 丧失劳动能力而导致生活困难的居民给予物质帮助以保障其基本生活，是提升贫困居民抗风险能

第 ６期 张　林，邹迎香：中国农村相对贫困及其治理问题研究进展 　　９　 力和缓解贫困问题的重要制度设计［１７］。构建完善的社会保障体系一方面能缩小收入差距，通过社 会保障机制实现社会收入再分配是解决相对贫困问题的重要手段［７３，１０４］，另一方面能为贫困人群 提供丰富、有效的脱贫资源，满足不同个体的差异化需求，是应对贫困群体生计脆弱性、扶贫政策 “漏出”的有效方 式 ［１８］。 社 会 保 障 制 度 兼 具 社 会 性 和 保 护 性，通 过 织 密 筑 牢 集 社 会 保 障、商 业 保 险、社会援助于一体的风险分散网络，为低收入贫困群体搭建更为完善的兜底保障网和社会流动 扶梯，能有效提高农村贫困群体的抗风险能力。完善多层次的社会保障体系，首先全面优化各项 社会救助政策，提高医疗救助政策在贫困地区的覆盖面，促进社会慈善和社会福利专业化、制度化 和规范化建设。其次，不断加大对社会保障制度相关政策的宣传力度，增强贫困人口对社会保障 政策的认知和理解，拓展农村相对贫困人口参保基本面，实施全面参保行动计划，政府可通过社会 保险为贫困人群提供直接的风险保障，并在必要时刻通过市场为贫困群体购买商业保险服务，开 发具有针对性的扶贫保险产品，充分发挥保险在扶贫中的保障功能 。［７３］ 再次，应扩展贫困地区居 民的社会保障需求表达渠道，保障其基本需求的合理表达，并在此基础上建立灵活、高效的反馈机 制，并督促相关职能部门及时采取措施予以解决［６３］。最后，将社会救助、社会保险和社会福利等政 策有效整合，保证社会保障兜底资源的合理配置，使农村相对贫困群体免受疾病、衰老等致贫因素 的影响，降低其陷入贫困的风险，有效提高其生活的幸福感［２１］。 五、有待进一步研究的问题 （一）相对贫困时空分布的动态考察 随着外部经济、社会、生态环境的变化，相对贫困具有明显的动态变化性，在一部分相对贫困 群体逐渐脱贫的同时也有部分边缘户致贫和脱贫户返贫，相对贫困群体在不同时期的空间分布和 发生概率都各不相同。目前虽有少数学者采用中国家庭收入调查数据（ＣＨＩＰ）或中国家庭追踪调 查（ＣＦＰＳ）等数据对相对贫困的发生率和空间分布进行了实证研究，但除李实等［１０４］、聂荣和苏剑 峰［１０５］、张全红等［１０６］学者实证考察了农村贫困的动态特征以外，鲜有文献采用基于微观主体调查 的面板数据来实证考察农村相对贫困的动态变化特征。因此，要提高农村相对贫困治理政策的有 效性就必须动态监测相对贫困群体的时空演变特征，实证研究不同时期农村相对贫困群体的致贫 原因和返贫风险，从而及时调整相对贫困的治理政策。 （二）相对贫困判断标准的分类设定 前文已经表明，农村相对贫困将长期存在，相对贫困具有分散性、多维性和相对性，这就要求 分类设定相对贫困的判断标准。第一，目前虽已有学者提出要分别制定不同地区相对贫困的度量 标准并进行动态化调整［８，５０］，但主要都是基于城乡居民收入中位数的比例来进行量化，而相对贫困 更加复杂和多元，如果单纯采用收入指标来进行量化难免有失准确。然而可惜的是，目前仅有少 数学者采用指标体系综合评价方法计算了相对贫困指数［１０７］，而且测度指标体系也尚未达成比较 一致的观点，因此如何有机结合宏观统计数据和微观调查资料来准确测度农村居民的多维相对贫 困是未来需要突破的重难点。第二，中国幅员辽阔，经济发展水平、物价指数、居民收入等宏观层 面的经济状况，以 及 居 民 生 活 习 俗 、消 费 偏 好 等 微 观 层 面 的 个 体 行 为 都 存 在 明 显 的 区 域 差 异 ，不 同区域之间农村居民相对贫困的判断标准都应有所不同。目前还没有文献专门研究不同区域 农村相对贫困判断标准的分类设定，这是未来相对贫困治理需要解决的关键性问题和重点攻克的 难题。 （三）贫困主体返贫的阻断机制构建 脱贫基础的脆弱性和返贫诱因的多维性，使得脱贫户、边缘户都存在返贫致贫风险，构建返贫

１０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 阻断机制将成为巩固拓展脱贫攻坚成果和后扶贫时代相对贫困治理需要重点关注的问题。关于 可能存在的返贫致贫问题，习近平总书记作了系列重要指示。２０１９年 ４月，总书记指出“要把防止 返贫摆在重要位置，适时组织对脱贫人口开展回头看，对返贫人口和新发生贫困人口及时予以帮 扶”。２０２０年 ２月，习近平总书记指示，“要加快建立健全防止返贫机制，对因疫情或其他原因返贫 致贫的，要及时落实帮扶措施，确保基本生活不受影响”。习近平总书记关于建立健全防止返贫机 制的思想，无疑为我国新时期反贫困事业指明了方向。但是，学术界目前仅有少数学者对脱贫主 体返贫的诱因、巩固脱贫长效机制、前期返贫预警和后期返贫治理 等［１０８］ 问题进行了探索，关于相 对贫困返贫阻断机制构建的研究比较薄弱和滞后。阻断返贫是一项持续性、系统性工程，如何发 挥各主体的主导作用和比较优势，构建立体化、市场化、动态化的返贫阻断机制是未来治理相对贫 困问题需要研究的重点议题。 （四）相对贫困治理与乡村振兴有效衔接问题 在乡村振兴战略背景下，中国扶贫事业的重点工作是巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴有效 衔接，而相对贫困治理既是新发展阶段扶贫工作的重点，也是巩固脱贫攻坚成果和推进乡村振兴 战略的重要内容之一。因此，需要把缓解相对贫困作为乡村振兴的一项重要内容，以乡村振兴战 略助推贫困地区治理的内外联动，妥善解决好相对贫困，逐步实现共同富裕。在后扶贫时代，如何 构建相对贫困治理和乡村振兴有效衔接的统筹协调机制和政策框架，加强乡村振兴顶层设计与扶 贫微观政策的有效衔接，将建立防止返贫长效机制纳入乡村振兴战略统筹安排、一体推进、常态实 施，如何突破贫困治理与乡村振兴的内在逻辑及差异认识不足的观念障碍，解决主体维度上的个 体性与整体性衔接困难、时间维度上的短期性与长期性衔接困难等问题，如何对脱贫不稳定户、边 缘易致贫户等开展常态化预警监测并建立健全返贫风险快速发现和响应机制，如何科学评价产业 扶贫的成效及偏差，如何建立健全低收入人口和欠发达地区的帮扶机制以快速缩小居民收入差 距，如何增强脱贫摘帽地区巩固脱贫成果的内生发展动力，将会是未来一段时间的重点议题。 参考文献： ［１］ＷｏｒｌｄＢａｎｋ．Ｃｈｉｎａｓｙｓｔｅｍａｔｉｃｃｏｕｎｔｒｙｄｉａｇｎｏｓｔｉｃ：ｔｏｗａｒｄｓａｍｏｒｅｉｎｃｌｕｓｉｖｅａｎｄｓｕｓｔａｉｎａｂｌｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ［Ｒ］．Ｗａｓｈ ｉｎｇｔｏｎ，Ｄ．Ｃ．：ＷｏｒｌｄＢａｎｋ，２０１８． ［２］程名望，ＪＩＮＹＡＮＨＯＮＧ，盖庆恩，等．农村减贫：应该更关注教育还是健康？———基于收入增长和差距缩小双重 视角的实证［Ｊ］．经济研究，２０１４（１１）：１３０－１４４． ［３］胡联，缪宁，姚绍群，等．中国农村相对贫困变动和分解：２００２—２０１８［Ｊ］．数量经济技术经济研究，２０２１（２）： １３２－１４６． ［４］陈志钢，毕洁颖，吴国宝，等．中国扶贫现状与演进以及 ２０２０年后的扶贫愿景和战略重点［Ｊ］．中国农村经济， ２０１９（１）：２－１６． ［５］邢成举，李小云．相对贫困与新时代贫困治理机制的构建［Ｊ］．改革，２０１９（１２）：１６－２５． ［６］高强，孔祥智．论相对贫困的内涵、特点难点及应对之策［Ｊ］．新疆师范大学学报（哲学社会科学版），２０２０（３）： １２０－１２８． ［７］王小林，冯贺霞．２０２０年后中国多维相对贫困标准：国际经验与政策取向［Ｊ］．中国农村经济，２０２０（３）：２－２１． ［８］孙久文，夏添．中国扶贫战略与 ２０２０年后相对贫困线划定———基于理论、政策和数据的分析［Ｊ］．中国农村经 济，２０１９（１０）：９８－１１３． ［９］ＭＡＬＴＨＵＳＴＲ．Ａｎｅｓｓａｙｏｎｔｈｅｐｒｉｎｃｉｐｌｅｏｆｐｏｐｕｌａｔｉｏｎ［Ｍ］．Ｌｏｎｄｏｎ：Ｊ．Ｊｏｈｎｓｏｎ，１７９８． ［１０］ＮＵＲＫＳＥＲ．Ｐｒｏｂｌｅｍｓｏｆｃａｐｉｔａｌｆｏｒｍａｔｉｏｎｉｎｕｎｄｅｒｄｅｖｅｌｏｐｅｄｃｏｕｎｔｒｉｅｓ：ａｎｄｐａｔｔｅｒｎｓｏｆｔｒａｄｅａｎｄｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ［Ｍ］． ＮｅｗＹｏｒｋ：ＯｘｆｏｒｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＰｒｅｓｓ，１９５３． ［１１］ＮＥＬＳＯＮＲＲ．ＡｔｈｅｏｒｙｏｆｔｈｅＬｏｗｌｅｖｅｌｅｑｕｉｌｉｂｒｉｕｍｔｒａｐｉｎｕｎｄｅｒｄｅｖｅｌｏｐｅｄｅｃｏｎｏｍｉｅｓ［Ｊ］．ＴｈｅＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃ

第 ６期 张　林，邹迎香：中国农村相对贫困及其治理问题研究进展 　　１１　 Ｒｅｖｉｅｗ，１９５６（５）：８９４－９０８． ［１２］ＨＡＲＶＥＹＬＥＥＢＥＮＳＴＥＩＮ．Ｅｃｏｎｏｍｉｃｂａｃｋｗａｒｄｎｅｓｓａｎｄｅｃｏｎｏｍｉｃｇｒｏｗｔｈ［Ｍ］．ＮｅｗＹｏｒｋ：ＮＹＪＷｉｌｅｙ，１９５７． ［１３］ＭＹＲＤＡＬＧ．Ｅｃｏｎｏｍｉｃｔｈｅｏｒｙａｎｄｕｎｄｅｒｄｅｖｅｌｏｐｅｄｒｅｇｉｏｎｓ［Ｊ］．Ｌｏｎｄｏｎ：ＤｕｃｋＷｏｒｔｈ，１９５７（４）：２５－２６． ［１４］ＴＯＷＮＳＥＮＤＰ．Ｔｈｅｍｅａｎｉｎｇｏｆｐｏｖｅｒｔｙ［Ｊ］．ＴｈｅＢｒｉｔｉｓｈＪｏｕｒｎａｌｏｆＳｏｃｉｏｌｏｇｙ，１９６２（３）：２１０－２２７． ［１５］李永友，沈坤荣．财政支出结构、相对贫困与经济增长［Ｊ］．管理世界，２００７（１１）：１４－２６． ［１６］罗明忠，唐超，吴小立．培训参与有助于缓解农户相对贫困吗？———源自河南省 ３２７８份农户问卷调查的实证 分析［Ｊ］．华南师范大学学报（社会科学版），２０２０（６）：４３－５６． ［１７］张传洲．相对贫 困 的 内 涵、测 度 及 其 治 理 对 策 ［Ｊ］．西 北 民 族 大 学 学 报 （哲 学 社 会 科 学 版 ），２０２０（２）：１１２－ １１９． ［１８］姜安印，陈卫 强．论 相 对 贫 困 的 成 因、属 性 及 治 理 之 策 ［Ｊ］．南 京 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ），２０２１（３）： １２７－１３９． ［１９］王弟海．健康人力资本、经济增长和贫困陷阱［Ｊ］．经济研究，２０１２（６）：１４３－１５５． ［２０］左停，徐小言．农村“贫困———疾病”恶性循环与精准扶贫中链式健康保障体系建设［Ｊ］．西南民族大学学报 （人文社科版），２０１７（１）：１－８． ［２１］汪三贵，刘明月．从绝对贫困到相对贫困：理论关系、战略转变与政策重点［Ｊ］．华南师范大学学报（社会科学 版），２０２０（６）：１８－２９． ［２２］杨龙，李萌．贫困地区农户的致贫原因与机理———兼论中国的精准扶贫政策［Ｊ］．华南师范大学学报（社会科 学版），２０１７（４）：３３－４０． ［２３］罗必良．相对贫困治理：性质、策略与长效机制［Ｊ］．求索，２０２０（６）：１８－２７． ［２４］王晓毅．全面小康后中国相对贫困与贫困治理研究［Ｊ］．学习与探索，２０２０（１０）：３２－３８． ［２５］姚毅，王朝明．中国城市贫困 发 生 机 制 的 解 读———基 于 经 济 增 长、人 力 资 本 和 社 会 资 本 的 视 角 ［Ｊ］．财 贸 经 济，２０１０（１０）：１０６－１１３． ［２６］张爽，陆铭，章元．社会资本的作用随市场化进程减弱还是加强？———来自中国农村贫困的实证研究［Ｊ］．经 济学（季刊），２００７（２）：５３９－５６０． ［２７］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． ［２８］刘西川，杨 奇 明，陈 立 辉．农 户 信 贷 市 场 的 正 规 部 门 与 非 正 规 部 门：替 代 还 是 互 补？ ［Ｊ］．经 济 研 究，２０１４ （１１）：１４５－１５８． ［２９］温涛，朱炯，王小华．中国农贷的“精英俘获”机制：贫困县与非贫困县的分层比较［Ｊ］．经济研究，２０１６（２）： １１１－１２５． ［３０］周玉龙，孙久文．社会资本与农 户 脱 贫———基 于 中 国 综 合 社 会 调 查 的 经 验 研 究 ［Ｊ］．经 济 学 动 态，２０１７（４）： １６－２９． ［３１］雷勋平，张静．２０２０后中国贫困的特征、治理困境与破解路径［Ｊ］．现代经济探讨，２０２０（８）：２４－２８． ［３２］陈宗胜，沈扬扬，周云波．中国农村贫困状况的绝对与相对变动———兼论相对贫困线的设定［Ｊ］．管理世界， ２０１３（１）：６７－７５． ［３３］李小云，苑军军，于乐荣．论 ２０２０后农村减贫战略与政策：从“扶贫”向“防贫”的转变［Ｊ］．农业经济问题， ２０２０（２）：１５－２２． ［３４］边恕，纪晓晨．社会排斥对中国相对贫困的影响效应研究———基于 ＣＦＰＳ２０１８的经验分析［Ｊ］．社会保障研 究，２０２１（３）：８７－９９． ［３５］赵玉亮，邓宏图．制度与贫困：以中国农村贫困的制度成因为例［Ｊ］．经济科学，２００９（１）：１７－２９． ［３６］许源源，徐圳．公共服务供给、生计资本转换与相对贫困的形成———基于 ＣＧＳＳ２０１５数据的实证分析［Ｊ］．公 共管理学报，２０２０（４）：１４０－１５１． ［３７］郭熙保，周强．长期多维贫困、不平等与致贫因素［Ｊ］．经济研究，２０１６（６）：１４３－１５６． ［３８］万广华，张茵．收入增长与不平等对我国贫困的影响［Ｊ］．经济研究，２００６（６）：１１２－１２３． ［３９］陈烨烽，王艳慧，赵文 吉，等．中 国 贫 困 村 致 贫 因 素 分 析 及 贫 困 类 型 划 分 ［Ｊ］．地 理 学 报，２０１７（１０）：１８２７－ １８４４．

１２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 ［４０］周国华，张汝娇，贺艳华，等．论乡村聚落优化与乡村相对贫困治理［Ｊ］．地理科学进展，２０２０（６）：９０２－９１２． ［４１］ＲＯＷＮＴＲＥＥＳ．Ｐｏｖｅｒｔｙ：ａｓｔｕｄｙｏｆｔｏｗｎｌｉｆｅ［Ｍ］．Ｌｏｎｄｏｎ：Ｍａｃｍｉｌｌａｎ，１９０２． ［４２］ＦＯＳＴＥＲＪＥ，ＧＲＥＥＲＪ，ＴＨＯＲＢＥＣＫＥＥ．Ａｃｌａｓｓｏｆｄｅｃｏｍｐｏｓａｂｌｅｐｏｖｅｒｔｙｍｅａｓｕｒｅｓ［Ｊ］．Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃａ，１９８４（３）： ７６１－７６５． ［４３］ＳＥＮＡ．Ｐｏｖｅｒｔｙ：ａｎｏｒｄｉｎａｌａｐｐｒｏａｃｈｔｏｍｅａｓｕｒｅｍｅｎｔ［Ｊ］．Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃａ，１９７６（２）：２１９－２３１． ［４４］ＢＡＴＣＨＥＬＤＥＲＷ Ｈ．Ａｔｈｅｏｒｅｔｉｃａｌａｎｄｅｍｐｉｒｉｃａｌｃｏｍｐａｒｉｓｏｎｏｆｔｈｅａｌｌｏｒｎｏｎｅｍｕｌｔｉｌｅｖｅｌｔｈｅｏｒｙａｎｄｔｈｅｍｉｘｅｄｍｏｄｅｌ ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｔｈｅｍａｔｉｃａｌ，１９７１（１）：８２－１０８． ［４５］周力．相对贫困标准划定的国际经验与启示［Ｊ］．人民论坛·学术前沿，２０２０（１４）：７０－７９． ［４６］郭之天，陆汉文．相对贫困的界定：国际经验与启示［Ｊ］．南京农业大学学报（社会科学版），２０２０（４）：１００－ １１１． ［４７］张琦，沈扬扬．不同相对贫困标准的国际比较及对中国的启示［Ｊ］．南京农业大学学报（社会科学版），２０２０ （４）：９１－９９． ［４８］李莹，于学霆，李帆．中国相对贫困标准界定与规模测算［Ｊ］．中国农村经济，２０２１（１）：３１－４８． ［４９］叶初升，赵锐．中国农 村 的 动 态 贫 困：状 态 转 化 与 持 续———基 于 中 国 健 康 与 营 养 调 查 微 观 数 据 的 生 存 分 析 ［Ｊ］．华中农业大学学报（社会科学版），２０１３（３）：４２－５２． ［５０］沈扬扬，李实．如何确定相对贫困标准？———兼论“城乡统筹”相对贫困的可行方案［Ｊ］．华南师范大学学报 （社会科学版），２０２０（２）：９１－１０１． ［５１］王国敏，何莉琼．我国相对贫困的识别标准与协同治理［Ｊ］．新疆师范大学学报（哲学社会科学版），２０２１（３）： １－１２． ［５２］孙久文，张倩．２０２０年后 我 国 相 对 贫 困 标 准：经 验 实 践 与 理 论 构 建 ［Ｊ］．新 疆 师 范 大 学 学 报 （哲 学 社 会 科 学 版），２０２１（４）：１－１３． ［５３］汪三贵，孙俊娜．全面建成小康社会后中国的相对贫困标准、测量与瞄准———基于 ２０１８年中国住户调查数据 的分析［Ｊ］．中国农村经济，２０２１（３）：２－２３． ［５４］杨洋，马骁．流动人口与城市相对贫困的实证研究［Ｊ］．贵州社会科学，２０１２（１０）：１２５－１２８． ［５５］刘宗飞，姚顺波，渠美．吴起农户相对贫困的动态演化：１９９８—２０１１［Ｊ］．中国人口·资源与环境，２０１３（３）： ５６－６２． ［５６］汪三贵，曾小溪．后 ２０２０贫困问题初探［Ｊ］．河海大学学报（哲学社会科学版），２０１８（２）：７－１３． ［５７］林万龙，陈蔡春子．从满足基本生活需求视角看新时期我国农村扶贫标准［Ｊ］．西北师大学报（社会科学版）， ２０２０（２）：１２２－１２９． ［５８］汪晨，万广华，吴万宗．中国减贫战略转型及其面临的挑战［Ｊ］．中国工业经济，２０２０（１）：５－２３． ［５９］向德平，向凯．多元与发展：相对贫困的内涵及治理［Ｊ］．华中科技大学学报（社会科学版），２０２０（２）：３１－３８． ［６０］邢成举．政策衔接、扶贫转型与相对贫困长效治理机制的政策方向［Ｊ］．南京农业大学学报（社会科学版）， ２０２０（４）：１３３－１４３． ［６１］魏后凯，刘长全．中国农村改革的基本脉络、经验与展望［Ｊ］．中国农村经济，２０１９（２）：２－１８． ［６２］王小林，张晓颖．中国消除绝对贫困的经验解释与 ２０２０年后相对贫困治理取向［Ｊ］．中国农村经济，２０２１ （２）：２－１８． ［６３］罗明忠，邱海兰．收入分配视域下相对贫困治理的逻辑思路与路径选择［Ｊ］．求索，２０２１（２）：１７２－１７９． ［６４］檀学文．走向共同富裕的解决相对贫困思路研究［Ｊ］．中国农村经济，２０２０（６）：２１－３６． ［６５］张明皓，豆书龙．２０２０年后中国贫困性质的变化与贫困治理转型［Ｊ］．改革，２０２０（７）：９８－１０７． ［６６］林闽钢．相对贫困的理论与政策聚焦———兼论建立我国相对贫困的治理体系［Ｊ］．社会保障评论，２０２０（１）： ８５－９２． ［６７］贾玉娇．２０２０年后相对贫困治理应关注的重点［Ｊ］．人民论坛，２０２１（１４）：１６－１９． ［６８］张克俊，杜婵．后全面小康社会我国贫困治理的任务变化与政策转型［Ｊ］．中州学刊，２０２０（１０）：４０－４７． ［６９］董帅兵，郝亚光．后扶贫时代的相对贫困及其治理［Ｊ］．西北农林科技大学学报（社会科学版），２０２０（６）：１－ １１．

第 ６期 张　林，邹迎香：中国农村相对贫困及其治理问题研究进展 　　１３　 ［７０］张奇．构建解决相对贫困长效机制的基本原则与实践路径［Ｊ］．学校党建与思想教育，２０２１（６）：６４－６７． ［７１］郑继承．构建相对贫困治理长效机制的政治经济学研究［Ｊ］．经济学家，２０２０（５）：９１－９８． ［７２］蒋永穆．建立解决相对贫困的长效机制［Ｊ］．政治经济学评论，２０２０（２）：２８－３４． ［７３］左停，苏武峥．乡村振兴背景下中国相对贫困治理的战略指向与政策选择［Ｊ］．新疆师范大学学报（哲学社会 科学版），２０２０（１０）：８８－９６． ［７４］王国敏，侯守杰．后小康时代 中 国 相 对 贫 困 的 特 征、难 点、标 准 识 别 及 应 对 之 策 ［Ｊ］．内 蒙 古 社 会 科 学，２０２１ （２）：１０６－１１３． ［７５］牟成文，吕培亮．论建立解决 ２０２０年后中国相对贫困的长效机制———基于马克思主义主体论的视角［Ｊ］．贵 州社会科学，２０２０（７）：１５４－１６０． ［７６］白永秀，刘盼．全面建成小康社会后我国城乡反贫困的特点、难点与重点［Ｊ］．改革，２０１９（５）：２９－３７． ［７７］周力，邵俊杰．非农就业与缓解相对贫困———基于主客观标准的二维视角［Ｊ］．南京农业大学学报（社会科学 版），２０２０（４）：１２１－１３２． ［７８］张永丽，徐腊梅．中国农村贫困性质的转变及 ２０２０年后反贫困政策方向［Ｊ］．西北师大学报（社会科学版）， ２０１９（５）：１２９－１３６． ［７９］左停，李世雄．２０２０年后中国农村贫困的类型、表现与应对路径［Ｊ］．南京农业大学学报（社会科学版），２０２０ （４）：５８－６７． ［８０］张跃平，徐凯．深度贫困民族地区贫困特征及“扶志”与“扶智”的耦合机制建设———基于四川甘孜、凉山两州 的调研思考［Ｊ］．中南民族大学学报（人文社会科学版），２０１９（５）：１４９－１５３． ［８１］陈鹏，王晓利．“扶智”与“扶志”：农 村 职 业 教 育 的 独 特 定 位 与 功 能 定 向 ［Ｊ］．苏 州 大 学 学 报 （教 育 科 学 版 ）， ２０１９（４）：８－１５． ［８２］景星维．论扶志的科学内涵、基本矛盾与实践创新［Ｊ］．社会科学研究，２０１９（５）：１４４－１５０． ［８３］刘合光．精准扶贫与扶志、扶智的关联［Ｊ］．改革，２０１７（１２）：３６－３８． ［８４］傅安国，吴娜，黄希庭．扶贫先扶志：心 理 学 的 研 究 结 果 与 质 疑 ［Ｊ］．西 南 民 族 大 学 学 报 （人 文 社 科 版 ），２０１９ （５）：２０８－２１４． ［８５］陈心颖．脱贫动力培育与扶志、扶智的协同［Ｊ］．改革，２０１７（１２）：３８－４１． ［８６］腾芸，向德平．发展性社会工作参与扶贫扶志的空间与路径［Ｊ］．社会工作，２０１９（６）：３９－４７． ［８７］张琦，史志乐．我国教育扶贫政策创新及实践研究［Ｊ］．贵州社会科学，２０１７（４）：１５４－１６０． ［８８］刘大伟．教育改善贫困的证据：基于微观社会调查的实证分析［Ｊ］．教育研究，２０２０（４）：１１５－１２４． ［８９］汪德华，邹杰，毛中根．“扶教育之贫”的增智和增收效应———对 ２０世纪 ９０年代“国家贫困地区义务教育工 程”的评估［Ｊ］．经济研究，２０１９（９）：１５５－１７１． ［９０］魏有兴，杨佳惠．后扶贫时期教育扶贫的目标转向与实践进路［Ｊ］．南京农业大学学报（社会科学版），２０２０ （６）：９７－１０４． ［９１］侯守杰．后小康时代的相对贫困治理［Ｊ］．西北农林科技大学学报（社会科学版），２０２１（２）：３６－４２． ［９２］段义德，郭丛斌．高等教育阻断农村相对贫困代际传递的效应研究［Ｊ］．中国高教研究，２０２１（２）：５０－５６． ［９３］燕继荣．反贫困与国家治理———中国“脱贫攻坚”的创新意义［Ｊ］．管理世界，２０２０（４）：２０９－２２０． ［９４］邓金钱．中国财政扶贫的理论生成、实践进展与“十四五”取向［Ｊ］．农业经济问题，２０２０（１０）：９－１８． ［９５］张楠，寇璇，刘 蓉．财 政 工 具 的 农 村 减 贫 效 应 与 效 率———基 于 三 条 相 对 贫 困 线 的 分 析 ［Ｊ］．中 国 农 村 经 济， ２０２１（１）：４９－７１． ［９６］解垩，李敏．相对贫困、再分配与财政获益：税收和转移支付的作用如何？［Ｊ］．上海财经大学学报，２０２０（６）： ３－２０． ［９７］何德旭，苗文龙．金融排斥、金融包容与中国普惠金融制度的构建［Ｊ］．财贸经济，２０１５（３）：５－１６． ［９８］顾宁，张甜．普惠金融发展与农村减贫：门槛、空间溢出与渠道效应［Ｊ］．农业技术经济，２０１９（１０）：７４－９１． ［９９］董晓林，朱敏杰．农村金融供给侧改革与普惠金融体系建设［Ｊ］．南京农业大学学报（社会科学版），２０１６（６）： １４－１８． ［１００］李建军，韩繤．普惠 金 融、收 入 分 配 和 贫 困 减 缓———推 进 效 率 和 公 平 的 政 策 框 架 选 择 ［Ｊ］．金 融 研 究，２０１９

１４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 （３）：１２９－１４８． ［１０１］王汉杰，温涛，韩佳丽．深度贫困地区农户借贷能有效提升脱贫质量吗？［Ｊ］．中国农村经济，２０２０（８）：５４－ ６８． ［１０２］吴振磊，王莉．我国相对贫困的内涵特点、现状研判与治理重点［Ｊ］．西北大学学报（哲学社会科学版），２０２０ （４）：１６－２５． ［１０３］叶兴庆，殷浩栋．从消除绝对贫困到缓解相对贫困：中国减贫历程与 ２０２０年后的减贫战略［Ｊ］．改革，２０１９ （１２）：５－１５． ［１０４］李实，李玉青，李庆海．从绝对贫困到相对贫困：中国农村贫困的动态演化［Ｊ］．华南师范大学学报（社会科 学版），２０２０（６）：３０－４２． ［１０５］聂荣，苏剑峰．中国农村贫困动态特征及其区域差异［Ｊ］．华南农业大学学报（社会科学版），２０２０（５）：２７－ ３８． ［１０６］张全红，李博，周强．中国农村的 贫 困 特 征 与 动 态 转 换：收 入 贫 困 和 多 维 贫 困 的 对 比 分 析 ［Ｊ］．农 业 经 济 问 题，２０１９（１２）：３１－４２． ［１０７］仲超，林闽钢．中国相 对 贫 困 家 庭 的 多 维 剥 夺 及 其 影 响 因 素 研 究 ［Ｊ］．南 京 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ）， ２０２０（４）：１１２－１２０． ［１０８］周迪，王明哲．返贫现象的内在逻辑：脆弱性脱贫理论及验证［Ｊ］．财经研究，２０１９（１１）：１２６－１３９． ＡｄｖａｎｃｅｉｎＲｅｌａｔｉｖｅＰｏｖｅｒｔｙａｎｄＩｔｓＧｏｖｅｒｎａｎｃｅｉｎＣｈｉｎａ ＺＨＡＮＧＬｉｎａ，ｂ，ＺＯＵＹｉｎｇｘｉａｎｇｂ （ａ．ＣｅｎｔｅｒｆｏｒＩｎｃｌｕｓｉｖｅＦｉｎａｎｃｅａｎｄＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅａｎｄＲｕｒａｌＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ； ｂ．ＣｏｌｌｅｇｅｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，ＳｏｕｔｈｗｅｓｔＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｃｈｏｎｇｑｉｎｇ４００７１５，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｈｏｗｔｏａｌｌｅｖｉａｔｅｒｅｌａｔｉｖｅｐｏｖｅｒｔｙｅｆｆｅｃｔｉｖｅｌｙｉｓｔｈｅｆｏｃｕｓａｎｄｄｉｆｆｉｃｕｌｔｐｒｏｂｌｅｍ ｉｎｔｈｅｐｏｓｔｅｒａ ｐｏｖｅｒｔｙａｌｌｅｖｉａｔｉｏｎ．Ｒｅｌａｔｉｖｅｐｏｖｅｒｔｙｉｓｔｈｅｒｅｓｕｌｔｏｆｔｈｅｊｏｉｎｔａｃｔｉｏｎｏｆｖａｒｉｏｕｓｆａｃｔｏｒｓ，ａｎｄｉｔｓｆｏｒｍａｔｉｏｎ ｍｅｃｈａｎｉｓｍ ａｎｄｉｎｆｌｕｅｎｃｉｎｇｆａｃｔｏｒｓａｒｅｃｏｍｐｌｅｘａｎｄｄｉｖｅｒｓｉｆｉｅｄ；ａｍｏｎｇｗｈｉｃｈｔｈｅｉｎｔｅｒｎａｌｃａｕｓｅ，ｍａｉｎｌｙ ｔｈｅｌａｃｋｏｆｐｅｒｓｏｎａｌｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔａｂｉｌｉｔｙ，ｐｌａｙｓａｄｅｃｉｓｉｖｅｒｏｌｅ；ａｎｄｔｈｅｅｘｔｅｒｎａｌｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｇｇｒａｖａｔｅｓ ｔｈｅｐｒｏｂａｂｉｌｉｔｙｏｆｐｏｖｅｒｔｙｔｈｒｏｕｇｈｔｈｅｉｎｔｅｒｎａｌｃａｕｓｅ．Ｉｎｔｈｅｐｏｓｔｅｒａｏｆｐｏｖｅｒｔｙａｌｌｅｖｉａｔｉｏｎ，ｗｅｃａｎｃｈｏｏｓｅ ｔｈｅｔｈｒｅｅｐｉｌｌａｒｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｓｔｒａｔｅｇｙｉｎｃｌｕｓｉｖｅｅｃｏｎｏｍｉｃｇｒｏｗｔｈ，ｈｕｍａｎｃａｐｉｔａｌｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔａｎｄｓｏｃｉａｌｓｅ ｃｕｒｉｔｙ，ｆｒｏｍａｎｏｖｅｒａｌｌｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ，ａｎｄｂｕｉｌｄａｓｔａｂｌｅ，ｅｆｆｅｃｔｉｖｅａｎｄｓｕｓｔａｉｎａｂｌｅｎｅｗｃｏｍｐｒｅｈｅｎｓｉｖｅｓｙｓ ｔｅｍｆｏｒｐｏｖｅｒｔｙａｌｌｅｖｉａｔｉｏｎａｎｄａｓｅｔｏｆｄｙｎａｍｉｃ，ａｄｊｕｓｔａｂｌｅｌｏｎｇｔｅｒｍ ｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｍｅｃｈａｎｉｓｍ，ａｎｄｗｅ ｗｉｌｌｔａｋｅｔａｒｇｅｔｅｄｍｅａｓｕｒｅｓｔｏｐｒｏｍｏｔｅｔｈｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｏｆｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓｔｈａｔｂｅｎｅｆｉｔｔｈｅｐｏｏｒ，ｂｕｉｌｄａｓｕｐｐｏｒｔ ｓｙｓｔｅｍ ｆｏｒｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐａｎｄｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔ，ｃｏｍｂｉｎｅａｓｐｉｒａｔｉｏｎａｎｄｗｉｓｄｏｍ，ｓｔｒｅｎｇｔｈｅｎｔｈｅｃｏｏｒｄｉｎａ ｔｉｏｎｏｆｆｉｓｃａｌａｎｄｆｉｎａｎｃｉａｌｅｆｆｏｒｔｓｉｎｐｏｖｅｒｔｙａｌｌｅｖｉａｔｉｏｎ，ｐｒｏｍｏｔｅｅｑｕａｌａｃｃｅｓｓｔｏｐｕｂｌｉｃｓｅｒｖｉｃｅｓｉｎｕｒｂａｎ ａｎｄｒｕｒａｌａｒｅａｓ，ａｎｄｉｍｐｒｏｖｅｔｈｅｍｕｌｔｉｔｉｅｒｅｄｓｏｃｉａｌｓｅｃｕｒｉｔｙｓｙｓｔｅｍ． ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ｒｅｌａｔｉｖｅｐｏｖｅｒｔｙ；ａｂｓｏｌｕｔｅｐｏｖｅｒｔｙ；ｒｕｒａｌｒｅｖｉｔａｌｉｚａｔｉｏｎ；ｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｍｅｃｈａｎｉｓｍ

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２１年第 ６期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２０卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 行政引领自治：农村人居环境治理的实践与机制 冷　波 （中南大学 社会学系，湖南 长沙 ４１００１２） 摘　要：农村人居环境治理是实施乡村振兴战略的重要任务。湖北省梅村采取了“行政引领自治”模 式，其核心是设置村落理事会激活村民自治，在组织框架内树立农民的主体地位。在实际的运行过程 中，通过建构思想引导与民主协商机制、精英吸纳与带动示范机制、知识融合与因地制宜机制以及自主 服务与社会规制机制，将国家的“硬规则”以柔性方式导入农民生活实践，取得了良好的农村人居环境 治理效果。这表明，农村人居环境治理要尊重农民生活实践，通过赋予基层组织一定的自治权，引导和 组织农民自主建设美丽家园。 关键词：农村人居环境；村民自治；村落理事会；软治理 中图分类号：Ｆ３２３．２２　　 　　文献标识码：Ａ　　 　　文章编号：１６７２－０２０２（２０２１）０６－００１５－０８ 一、农村人居环境治理的研究现状 党的十九大报告明确提出新时代我国社会主要矛盾已转化为人民日益增长的美好生活需要 和不平衡不充分的发展之间的矛盾。相对于物质文化生活而言，新时代美好生活是一种新的生活 样态，需要引领和变革人民的生活样式，让人民生活进入更高阶段、更高层次［１］。当前，农民的物 质文化生活水平在不断提升，但是农村人居环境却在日益恶化，生活污水、生活垃圾、厕所卫生和 村容村貌等现状不容乐观，给农民的美好生活需要带来了巨大挑战［２］。２０１８年 ２月，中共中央办 公厅、国务院办公厅印发的《农村人居环境整治三年行动方案》明确提出，改善农村人居环境，建设 美丽宜居乡村，是实施乡村振兴战略的一项重要任务，事关全面建成小康社会，事关广大农民根本 福祉，事关农村社会文明和谐。自此，农村人居环境治理成为新时代农民美好生活的重要内容，也 成为了农村基层治理的一项重点工作。 农村人居环境治理是国家对农民进行的生活治理，背后直接体现的是国家与农民的关系。学 界对此也展开了丰富的研究，具体表现为国家和社会两种视角。国家中心视角强调政府在农村人 居环境治理中的主导地位［３］，认为政府要配套相应的制度规范、经济政策以及技术支持等，但是基 层政府在农村人居环境治理中往往面临着规制能力不足困境［４］，因此要不断加强基层政府的规制 能力建设，推动农村人居环境治理体系现代化［５］。社会中心视角强调农民在农村人居环境治理中 的主体地位［６］，认为农民生活实践具有自身的结构化特征和运行规律，但是基层组织过度行政化 导致农民在农村人居环境治理中普遍处于缺位状态［７］，因此要发挥基层组织的自治功能，建构农 民参与的农村人居环境治理模式［８］。 　 　收稿日期：２０２１－０７－０４　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２１．０６．００２ 　基金项目：国家社会科学基金重大项目（２０＆ＺＤ１４９） 　作者简介：冷　波（１９９１—），男，河南信阳人，中南大学社会学系讲师，主要研究方向为农村社会学、基层治理。 Ｅｍａｉｌ：１５２７１８６２５９７＠１６３．ｃｏｍ

１６ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 既有研究具有一定 的 启 发 性，但 是 也 存 在 不 足 之 处。 国 家 中 心 视 角 和 社 会 中 心 视 角 内 在 于 “国家与社会”关系的分析框架中，侧重的是“国家与社会”的二元对立，而不是“国家与社会”的相 互依赖。国家与社会并非彼此完全独立的实体，而是具有开放性、关联性的互动主体，核心问题是 国家与社会如何进行有效衔接。农村人居环境治理作为农民生活治理的重要组成部分，需要平衡 “硬规则”与“软治理”的关系：一方面需要接纳和利用自上而下的制度和资源，将其转化为生活治 理的重要资源，激活农民在生活治理中的主体性；另一方面需要正视农民日常生活的内部结构和 实践特征，将国家的“硬规则”以柔性的方式导入农民生活实践［９］。可见，农村人居环境治理离不 开国家与农民的有效协作。 在农村人居环境治理中，一些学者也看到国家与农民合作治理的重要性，但是相关研究往往 以理念阐释和理论建构居多，缺乏具体的治理过程、运行机制等分析。在既有研究的基础上，本文 进一步提出“行政引领自治”的分析框架，结合具体案例探讨农村人居环境治理中的国家与农民关 系。“行政”指向的 是 代 表 国 家 权 力 的 基 层 政 府，“自 治 ”指 向 的 是 村 民 自 治 框 架 下 的 自 主 治 理， “引领”指向的是引导和激活而非包办和控制。具体而言，一是从组织设置层面分析“行政引领自 治”的组织基础；二是从微观权力层面分析“行政引领自治”的运行机制；三是从实践效果层面分析 “行政引领自治”的治理绩效。 近年来，各地政府都在推进农村人居环境治理，整体上提升了农村人居环境质量。２０２１年 ３ 月至 ４月，笔者及研究团队在湖北省石镇开展了为期 ２０天的田野调研，重点关注了当地的农村人 居环境治理问题。自 ２０１８年开始，石镇以自然湾为单位，开展了“美丽村湾建设”的试点工作，对 村湾的环境卫生、村容村貌等进行治理，并且取得了不错的治理效果。本文以石镇梅村的“美丽村 湾建设”为经验立足点，分析当地农村人居环境治理机制，进一步回应国家权力如何有效介入农民 生活实践。梅村 ８０多户 ３００余人，人均土地 １亩左右，农民家计形成了“半工半耕”模式［１０］，属于 典型的中西部村落。 二、农村人居环境治理的组织创新 （一）农村人居环境的基本特征 农村人居环境治理不 是 抽 象 地 进 行 生 态 文 明 建 设，而 是 要 立 足 于 具 体 而 现 实 的 农 民 生 活 实 践。从农民生活实践的角度看，农村人居环境具有总体性、关系性和特殊性等特征。 第一，中西部农村仍然保留着较为完整的村庄形态，农村人居环境呈现出总体性的样态。首 先，村落式的居住形态构成了农村人居环境的基本边界，农民与集体呈现出公私融通的非领域关 系，农村人居环境要以村落集体为单位进行整体治理，如绕开集体直接对接分散化的农民，个体权 利的过分彰显则容易造成服务失灵问题。其次，农民的生产生活实践是一个完整系统，农村人居 环境治理要尊重生产生活系统的完整性，真正服务于农民的生产生活秩序，过于强调农民居住空间 的生活属性而忽视生产属性，容易造成生活治理排斥生产活动问题，进而引起农民的不满与反对。 第二，中西部农村仍然具有传统农村的属性，农村人居环境事务上面附着了错综复杂的关系。 首先，农村社会还维持着熟人社会的基本特征，情感、利益等要素在村民关系中相互交织，村庄公 共事务表现出人事融合特征［１１］。其次，农村还保持着集体土地制度，不同于城市建筑物在产权上 有着比较清晰的公私边界，以集体土地为基础的乡村空间具有关系主义的基本特征［１２］。农村人居 环境治理不是简单的村庄物理空间改造，而是对附着密集关系的生产生活空间进行改造，需要在 具体情境中不断理顺关系、清理矛盾。 第三，中西部农村仍然维持着农业经济形态，农民生活实践不同于城市生活标准，具有农业农 村系统的特殊性。首先，农民一般根据农业生产内容安排生活节奏，而农业生产具有季节性、阶段

第 ６期 冷　波：行政引领自治：农村人居环境治理的实践与机制 　　１７　 性、临时性等特点［１３］，往往没有精确化的时间安排表。其次，农民在空间布局上要考虑农业生产生 活的实际需要，对房前屋后的空间整理要考虑生产生活的便利性，往往没有统一的空间布置格式。 再次，农民的居住空间具有分散性特点，精细化的生活治理往往成本很高，而且农民生产的经济价 值相对不高，更愿意依据农业生存理性安排生活方式。 （二）村庄自治组织的有效设置 在行政下乡的背景下，村级组织日益行政化和科层化，逐渐成为乡镇政府的派出机构［１４］。村 干部主要忙于上级政府的各种行政任务，小组长主要负责收发资料和上传下达，村级组织日益难 以承担和发挥自治功能。因此，需要在村庄重新设置自治组织，将其作为激活村民自治的组织载 体。石镇根据当地村庄社会性质，将自治重心进一步下沉，创造性地设置了村落理事会。具体做 法是：行政村以下分为若干个村落，每个村落都成立村落理事会，在包村干部和村干部的组织下召开 村落户代表会议，让他们根据威望和能力推选候选人，最终根据票数选取 ７～９人为理事会成员。 村落理事会是一种新型的组织设置，具体表现在以下几个方面：第一，村落理事会以自然村落 为载体，即有着相同的地缘文化、农耕文化、习俗文化和亲情文化的最基本的自治单元，这是村民 自治能够正常运转的单元基础；第二，村落理事会成员是由农民在熟人社会内部推选产生，他们有 威望、有公心、有能力、讲奉献，包括小组长、党员、家族精英等，这是村民自治能够有效运转的权威 基础；第三，村落理事会是一个协商机构，而不是一个办事机构，主要以村民自治的形式开展农村 人居环境治理，为农民广泛参与民主协商提供了组织平台。村落理事会重构了村级组织结构，从 原来的村委会—小组结 构 变 成 了 村 委 会—村 落 理 事 会 结 构，前 者 主 要 是 行 政 化 导 向 下 的 村 级 组 织，后者则夯实了村民自治的组织基础。总之，村落理事会成为勾连政府与农民的组织载体，在农 村人居环境治理中发挥着自治功能。 （三）新型组织架构的有效运行 村落理事会作为一种群众自治组织，嵌入到农村人居环境治理实践，实现了村民自治与政府 治理的有效对接。 １．政府引导 以村落理事会为核心的村民自治机制主要是适应农村人居环境治理任务。这一制度举措是 基层政府主动创新的行为，目的是为了解决在基层治理资源有限情况下，如何激励村级组织动员 广大农民参与美丽家园建设的问题。基层政府对自身的角色进行了明确界定，从政府主导转变为 政府引导，不断激发基层治理的活力。具体表现为：一是基层政府对农民进行观念引导，通过制定 宣传手册和组织实地观察，刺激农民对美丽生活环境的向往；二是基层政府提出干净整洁、因地制 宜的治理原则，不过于介入农村人居环境治理的细节；三是基层政府根据村落实际给予一定的资 金支持，依靠村落精英撬动村落内部的治理资源。 ２．村落转化 村级组织行政化的困境是失去了公共事务的转化能力，结果就是“干部拼命干，农民冷漠看” 的景象。村落理事会成 为 公 共 事 务 性 质 转 化 的 纽 带，能 够 将 公 共 事 务 从 行 政 属 性 转 化 为 自 治 属 性。具体表现为：一是在政策宣传过程中，村落理事会通过开会和走访等方式宣传农村人居环境 治理政策，将基层政府的公共议程变为村落的公共议程；二是在方案制定过程中，村落理事会根据 自上而下的政策要求，多次开会征求农民的意见和建议，形成具有可操作性的内部治理方案；三是 在治理过程中，村落理事会扮演村落“当家人”角色，自主整合农民诉求、解决矛盾纠纷、调动村落 资源以及制定村规民约等，超出能力范围的事务才会找基层政府介入指导。 ３．农民参与 农村人居环境治理最大的难题是如何对接分散化的服务对象，核心问题是组织和动员农民的

１８ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 参与。村落是当地最基本的自治单元，村落理事会能够利用村落孕育的社会资本和社会动力有效 激活村民自治。在村落理事会的统筹协调下，农民参与农村人居环境治理有了组织制度保障。具体 表现为：一是村落理事会多次开会和走访，为农民广泛参与人居环境治理提供了组织平台；二是村落 理事会能够利用“民主集中制”治理“钉子户”，提高了农民参与人居环境治理的效能感和积极性；三 是村落理事会在集体共识的基础上制定了村规民约，为农民参与人居环境治理提供了制度支撑。 三、农村人居环境治理的运行机制 （一）思想引导与民主协商机制 农村人居环境治理是要改变农民的生活习惯，提升农民的生活品质。不过，农民的生活习惯 往往具有惰性和个体差异性，改变农民集体的生活习惯离不开积极的思想动员。基层政府对农民 进行思想动员，具体要解决以下几个问题：一是改变农民对人居环境的观念问题，让他们接受绿色 生态的生活方式；二是明确人居环境治理的责任边界问题，让农民有主体性参与的责任意识；三是 整合人居环境治理 中 的 需 求 和 矛 盾，让 农 民 形 成 集 体 共 识 和 规 范。 思 想 动 员 工 作 不 是 一 蹴 而 就 的，而是需要基层干部反复细致地做工作，依靠的不是行政命令的方式，而是柔性引导的方式，依 托村民自治进行民主协商，让农民形成情感和思想共振。 案例一：梅村的包村干部一开始以行政命令的态度推动美丽村湾建设，在会上简单粗暴 地提出了“动起来、清起来、拆起来”的口号，结果遭到了农民的集体抗议。经过认真反思与请 教，包村干部改变了工作策略，配合村落理事会开展工作。首先，分批次组织村落代表到附近 的美丽乡村参观，激发他们对美丽宜居的渴望；其次，开会时认真听取农民意见，让他们充分 表达和讨论需求，会后进村入户宣传动员；最后，商讨矛盾化解方案，打消农民的顾虑，比如给 老宅基地进行公证。经过耐心细致的思想动员，以及多次村湾屋场会议，农民最终有了建设 美丽村湾的意愿。 在农村人居环境治理过程中，基层政府经历了身份和角色的转换，从原来的主导者和命令者， 变成了后来的组织者和协调者。这表明，当基层政府一味地包办替代时，农民的思想意识没有转 换过来，就会成为人居环境治理中的旁观者，甚至是反对者；当基层政府注重思想引导和民主协商 时，农民在循循善诱和需求表达中不断转换思想，进而成为了人居环境治理的主体。只有真正解 决农民的思想问题，才能够有效开展集体行动。在农村人居环境治理的过程中，基层政府通过思 想引导向农民灌输人居环境治理理念，然后通过民主协商解决治理引发的矛盾问题，最终把理念 具体化为农民的集体共识。 （二）精英吸纳与带动示范机制 村庄精英是农村人居环境治理的重要主体，要充分发挥他们的带动示范作用。在市场经济的 洗礼下，村庄出现了精英外流的趋势，但是村庄社会仍然有一批在村精英［１５］，而且在外精英也没有 完全割断与村庄的关联。当地政府通过户代表制让农民选出村落理事会，为基层政府吸纳村庄精 英提供了组织平台。基层政府的精英吸纳具体表现在两个方面：一是吸纳社会精英为村落理事会 成员，这部分群体常年在村生产生活，而且在村庄社会具有一定的社会权威，像老党员、老干部、退 休教师、退伍军人等；二是吸纳经济精英为人居环境治理提供物质资源，这部分群体一般在村外发 展，但是逢年过节也会回村生活，属于经济条件比较好的乡贤。村落精英深度嵌入到村落社会网 络，背后附着了社会资本、经济资本等，因此，精英吸纳不仅可以提升治理资源，还可以形成带动示 范效应。 案例二：梅村开展了七日人居环境攻坚行动，村落精英就发挥了巨大作用。村落理事会 成员带头免费拆除老旧房子、清理村落垃圾，起到了以身作则的榜样作用；同时，他们还利用

第 ６期 冷　波：行政引领自治：农村人居环境治理的实践与机制 　　１９　 自身的影响力动员家族、亲朋等参与人居环境治理。另外，村落理事会还积极动员村外经济 能人捐钱，支持村落人居环境治理。在村落理事会的带动示范下，梅村人居环境治理没有发 放补贴和赔偿，全村落一共筹集了 ２０多万元，其中大户（经济能人）出了大头，而且每户都出 资出劳，财务和人工都详细记录下来，攻坚完之后会张榜公布。 与“干部拼命干，农民冷漠看”的景象不同，梅村形成了“干部带头干，农民跟着干”的景象，这 离不开村落精英的带动示范作用。这种作用具体表现在两个方面：一是村落精英带头出资出劳， 而不是领取政府的工钱，如此一来，人居环境治理就是村民自治的事情，而不是政府的行政任务， 农民是给自己干活，而不是给政府干活；二是村落精英仍然具有较大的影响力，他们亲自带头参与 人居环境治理，在村落形成人居环境治理的强烈氛围，画面具有较强的触动性和感染性，能够带动 其他人共同参与人居环境治理。在农村人居环境治理的过程中，基层政府通过吸纳村庄精英，发 挥他们的带动示范作用，极大地提高了农民集体的行动力。 （三）知识融合与因地制宜机制 生活环境主义理论认为，当人们采取某种具体的行为时，是以个人经验、生活组织（村落等）内 部的生活常识、生活组织外部给予的通俗道德三种生活意识作为各种判断的知识依据［１６］。农村人 居环境治理属于生活治理的重要内容，强调共识基础之上的“知识治理”。不过，农民知识体系并 不等同于国家治理体系，前者具有内生性、灵活性、多元性特点，后者具有外生性、固定性、统一性 特点［１７］。国家知识与农民知识具有差异性，如何调和二者之间的张力是基层政府的重要职责。当 地政府秉持不搞大开发、依托村民自治的原则，促使国家知识与农民知识的相互融合。具体而言 就是让农民根据国家知识的基本原则制定人居环境治理的具体标准，而不是单向度植入国家知识 的具体程序和标准。 案例三：在建设美丽村湾的过程中，梅村的成功之处是坚持因地制宜、不折腾农民。美丽 村湾建设要呈现村湾的特色，而不是按照统一的标准模式。村湾有塘就沿着池塘打造，有坡 就沿着坡打造，有树就沿着树打造。美丽村湾建设需要调动村庄内部资源，不能脱离村湾经 济社会发展水平，农村的人居环境治理不能等同于城市。在农村人居环境治理中，基层政府 只是引导农民养成干净整洁的习惯，而不是过分介入他们的生活细节，也不是要把农村变成 城市生活空间，毕竟农民还要开展农业生产，他们的生活节奏、生活需求不同于城市。 农村人居环境治理是国家向农村输入的公共服务，背后配套了国家知识的基本要求。如果这 些知识规则和村庄社会硬对接，那么就会出现“好心办坏事”问题。基层政府的职能就是将国家的 统一性与地方的特殊性有效衔接起来，这就需要基层政府具有较强的政策转化能力，将国家知识 规则操作成因地制宜的具体标准。当地基层政府赋予了村落理事会一定的自主权，而不是单向度 地输入国家具体的程序和规则，使得村落理事会可以依托村民自治导入国家知识原则，在民主协商 的基础上形成村庄共识，进而因地制宜地制定具体的治理标准。在农村人居环境治理的过程中，基层 政府通过村民自治达成知识融合，因地制宜地开展具体工作，极大地提高了农民集体的接受度。 （四）自主服务与社会规制机制 当前，基层服务型政府建设往往陷入服务泛化困境，过度强调对个体的服务，而忽视了服务背 后的规制权［１８］。农村人居环境治理是重要的公共服务，特别是后续的人居环境维持。不过，在当 地基层政府的引导下，村落理事会充分调动了农民的主体性，让农民在人居环境治理中开展自主 服务行动：一是在农村人居环境治理的动员阶段，村落理事会组织农民形成了自主服务共识；二是 在农村人居环境治理的集中攻坚阶段，农民根据个人资源禀赋自主参与治理；三是在农村人居环 境治理的维持阶段，村 落 理 事 会 安 排 农 民 自 主 维 护。 当 农 村 人 居 环 境 治 理 成 为 集 体 内 部 事 务 之 后，村庄就在农民集体共识的基础上形成了社会规制权，集体就可以发挥约束个体的作用，同时个

２０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 体也可以用集体的名义去制约其他人。 案例四：梅村理事会会长表示，这次人居环境治理实现了自主服务模式，大家共同参与建 设美丽家园，有钱出钱有力出力。美丽村湾建设好了，每个人既是服务员也是监督员。每户 不仅要管理好自家的房前屋后，而且还会每月排班清扫村湾，让农民自主评判村庄环境卫生 清扫情况，发现谁做的不好都可以直接指出来。以前农民都不愿意得罪人，现在这是大家都 要做的事，有了村集 体 的 正 当 名 义，就 可 以 制 约 他 们 了。 对 于 村 里 的 难 缠 户，老 百 姓 都 会 说 他，他要是实在不要面子，我们就集体排斥他，动员大家不走他家人情，不给他家红白事帮忙， 农村总会有一些手段可以治这些人。 在服务下乡的背景下，公共服务离不开规制，没有规制的公共服务，终将会破坏公共服务。当 前，基层治理的困境是行政消解自治，村级组织不断行政化，公共服务规制过于依赖行政资源，而 忽视了乡村社会资源。然而，中西部农村还具有传统农村的基本属性，仍然保留着社会内生治理 资源，像人情、面子、关系等地方性规范。只要基层政府对农民进行合理引导，组织农民进行自主 服务，就可以激活地方性规范，进而形成社会规制权。社会规制权遵循着乡土社会的公平正义原 则，比较契合农民捆绑式的权利义务观念［１９］，往往对村庄的“钉子户”更加具有约束力。在农村人 居环境治理的过程中，基层政府通过组织农民形成集体共识，激活地方性规范形成社会规制权，理 顺了农民的权利义务关系，也制约了村庄的“钉子户”行为。 四、农村人居环境治理的实践效能 当地的“美丽村湾建设”是农村人居环境治理的有效形式，其核心是激活了村民自治，树立了 农民的主体性，将国家的“硬规则”以柔性的方式导入农民生活实践。这种模式是花小钱办大事， 而且办好了大事，取得了良好的治理效果。 第一，提高了农村人居环境治理的效率。当前，各地都在大力推进人居环境治理行动，实践中 时常看到“干部拼命干，农民冷漠看”景象，久而久之连村组干部都失去了积极性。当地政府合理 设置了村落理事会，在政府引导和精英吸纳的基础上，将农民有效地组织起来了。如此一来，农村 人居环境治理就从“国家的事”变成农民“自己的事”，村集体就可以动员农民积极参与人居环境治 理，而且还可以凭借村集体的名义制约“钉子户”行为。农村人居环境治理有了群众基础之后，村 庄就出现了集体参与治理的热烈氛围，极大地提高了人居环境治理的效率。据梅村包村干部讲， 农民被动员起来之后，人多力量大干活也快，他们共同劳动了七天七夜，就完成了拆除破旧老房、 清理村湾垃圾等攻坚行动。 第二，降低了农村人居环境治理的成本。在农村人居环境治理中，基层政府需要配套服务资 金，但是中西部基层政府的财政资源总体上比较匮乏。政府主导下的农村人居环境治理全靠政府 财政兜底，而且村庄“钉子户”还会损耗政府财政资源，有的基层政府甚至要负债搞人居环境治理。 不同于政府兜底的高成本治理模式，当地政府提供了一种低成本的农村人居环境治理模式。一方 面，当地政府秉持不搞大开发原则，农村人居环境治理的总体资源需求不大，基层政府可以将有限 的资源用到实处，比如交通局投资 ３００万修了一条 ３～４公里道路，解决农民出行不便的难题；另一 方面，基层政府有效调动了村庄内生资源，村落理事会动员农民积极筹资筹劳，后期的人居环境维 持也是自主服务，极大地减轻了基层政府购买服务的负担，比如农业农村局只需投资 ３万元购买 垃圾桶和清扫工具。 第三，增强了国家介入农民生活的合法性。农村人居环境治理事关农民的切身利益，但是基 层政府与分散化的农民直接对接成本很高，往往倾向于采取形式主义和策略主义进行应对，这就 难免会折腾农民和损害农民的正当利益。当基层政府不能有效解决农民的具体问题时，农民就会

第 ６期 冷　波：行政引领自治：农村人居环境治理的实践与机制 　　２１　 心存怨气甚至做出反抗举动，干群关系就会变得紧张起来，国家的好心在基层变成了坏事。当地 农村人居环境治理的核心是激活村民自治，能够及时了解和整合农民需求，有效动员农民自主建 设美丽家园。在农村人居环境治理过程中，基层政府不仅改变了农民的思想观念，同时也尊重了 农民的生活实践，成功将国家的“硬规则”以柔性的方式导入农民生活实践。经过这场人居环境治 理行动，当地的干群关系变得比较和谐，也增强了农民对基层政府的信任度，希望基层政府进一步 指导美丽村湾建设。 五、结论与讨论 近年来，国家高度重视农村人居环境治理，将其作为了基层政府的重点工作。农村人居环境 治理是要变革农民生活样态，构成了农民美好生活需要的重要内容，如何有效推进农村人居环境 治理成为基层政府的重要议题。不同于行政主导的治理模式，湖北省梅村开展的“美丽村湾建设” 采用的是“行政引领自治”模式，其核心是激活村民自治，树立农民的主体地位，将国家的“硬规则” 以柔性方式导入农民生活实践。在实际的运行过程中，通过建构思想引导与民主协商机制、精英 吸纳与带动示范机制、知识融合与因地制宜机制以及自主服务与社会规制机制，实现了国家要求 与社会实际的统一。这种治理模式在实践中取得了良好的人居环境治理效果，为农村人居环境治 理提供了一条可行路径。 农村人居环境治理是农民对美好生活的追求，但是农民美好生活需要不是抽象的，不能超越 农民生活实践的发展阶段。在市场经济的洗礼下，城乡要素正在不断融合，但是中西部农村仍然 具有传统农村的属性，并不能完全等同于城市生活单元［２０］。在这种农村属性下，农民生活实践具 有总体性、关系性和特殊性等基本特征，这就决定了村庄依然存在相应的自治需求。依托村民自 治组织和动员农民，让农民成为人居环境治理的主体，自主创造自己的美丽家园。梅村经验表明， 村落共同体依然存在一些剩余社会资本，一是还有长期在村生活的老党员、老干部等老年精英，二 是诸如面子、人情等熟人社会资源并未完全消失，这些潜在的治理力量和治理资源需要得到激发 和调动，为基层政府激活村民自治提供重要基础。 当前，中西部基层政府投入了大量的人力财力物力，积极推进农村人居环境治理，极大地改善 了农村人居环境样态，但是也引发了一系列的治理问题。其一是社会责任国家化，基层政府在严 格的考核体系下失去了自主性，只能包办替代和承担无限责任；其二是混淆了城乡性质，上级按照 城市生活标准打造农村，基层政府陷入过密化治理困境。因此，要调整农村人居环境治理的考核 方式，赋予基层政府一定的自主权，让基层政府因地制宜地开展工作。基层政府有了自主权之后， 就可以依托村民自治，与农民形成新的关联模式。一是合理划分基层政府与农民的责任边界，基 层政府的职责是引导和指导，农民要承担自主建设美丽家园的责任；二是调整治理资源的分配方 式，农民力所能及的事由农民自主配置资源，比如卫生清扫、道路清理等，农民能力之外的事由基 层政府配置资源，比如垃圾清运、修路等。 参考文献： ［１］项久雨．新时代美好生活的样态变革及价值引领［Ｊ］．中国社会科学，２０１９（１１）：４－２４． ［２］于法稳．乡村振兴战略下农村人居环境整治［Ｊ］．中国特色社会主义研究，２０１９（２）：８０－８５． ［３］张金香，付素静，王德轩．农村环境治理中地方政府的职能研究［Ｊ］．中国环境管理，２０１３（３）：１９－２２． ［４］皮俊锋，陈德敏．农村人居环境整治的实践经验、问题检视与制度建构———以重庆市地方实践为切入视角［Ｊ］． 中国行政管理，２０２０（１０）：１５３－１５５． ［５］张金俊．我国农村环境政策体系的演进与发展走向———基于农村环境治理体系现代化的视角［Ｊ］．河南社会科

２２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 学，２０１８（６）：９７－１０１． ［６］张芷婧．农村环境治理中的农民主体性探究［Ｊ］．农业经济，２０１９（９）：９４－９５． ［７］蒋培．农村环境内发性治理的社会机制研究［Ｊ］．南京农业大学学报（社会科学版），２０１９（４）：４９－５７． ［８］沈费伟．农村环境参与式治理的实现路径考察———基于浙北荻港村的个案研究［Ｊ］．农业经济问题，２０１９（８）： ３０－３９． ［９］杜鹏．生活治理：农民日常生活视域下的乡村治理逻辑［Ｊ］．学习与实践，２０２１（５）：１１２－１２３． ［１０］杨华．中国农村的“半工半耕”结构［Ｊ］．农业经济问题，２０１５（９）：１９－３２． ［１１］杜姣．村级组织建设路径的地区差异研究———以珠三角地区、中西部地区村庄为经验基础［Ｊ］．中国行政管理， ２０２０（４）：１０９－１１６． ［１２］臧得顺．臧村“关系地权”的实践逻辑———一个地权研究分析框架的构建［Ｊ］．社会学研究，２０１２（１）：７８－１０５． ［１３］董磊明．农村公共品供给中的内生性机制分析［Ｊ］．中国农业大学学报（社会科学版），２０１５（５）：６９－７５． ［１４］印子．村组治理：功能定位、运作机理与优化路径［Ｊ］．华南农业大学学报（社会科学版），２０２０（２）：１２９－１４０． ［１５］杜姣．村治主体的缺位与再造———以湖北省秭归县村落理事会为例［Ｊ］．中国农村观察，２０１７（５）：３２－４５． ［１６］鸟越皓之，闰美芳．日本的环境社会学与生活环境主义［Ｊ］．学海，２０１１（３）：４２－５４． ［１７］韩玉祥．乡村振兴战略下农村基层治理新困境及其突围———以农村人居环境整治为例［Ｊ］．云南民族大学学 报（哲学社会科学版），２０２１（２）：４８－５６． ［１８］仇叶．基层服务型政府建设中的服务泛化问题及其解决［Ｊ］．中国行政管理，２０２０（１１）：３２－４０． ［１９］陈锋．连带式制衡：基层组织权力的运作机制［Ｊ］．社会，２０１２（１）：１０４－１２５． ［２０］贺雪峰．论中国村庄结构的东部与中西部差异［Ｊ］．学术月刊，２０１７（６）：１１１－１１９． ＡｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｏｎＬｅｄＡｕｔｏｎｏｍｙ：ＰｒａｃｔｉｃｅａｎｄＭｅｃｈａｎｉｓｍ ｏｆ ＲｕｒａｌＨｕｍａｎＳｅｔｔｌｅｍｅｎｔＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔＧｏｖｅｒｎａｎｃｅ ＬＥＮＧＢｏ （ＤｅｐａｒｔｍｅｎｔｏｆＳｏｃｉｏｌｏｇｙ，ＣｅｎｔｒａｌＳｏｕｔｈＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｃｈａｎｇｓｈａ４１００１２，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ａｔｐｒｅｓｅｎｔ，ｔｈｅｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｏｆｒｕｒａｌｈｕｍａｎｓｅｔｔｌｅｍｅｎｔｉｓａｎｉｍｐｏｒｔａｎｔｔａｓｋｆｏｒｉｍｐｌｅｍｅｎｔｉｎｇｔｈｅ ｓｔｒａｔｅｇｙｏｆｒｕｒａｌｒｅｖｉｔａｌｉｚａｔｉｏｎ．ＭｅｉＶｉｌｌａｇｅｏｆＨｕｂｅｉＰｒｏｖｉｎｃｅｈａｓａｄｏｐｔｅｄｔｈｅ“ａｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｏｎｌｅｄａｕｔｏｎｏ ｍｙ”ｍｏｄｅ，ｔｈｅｃｏｒｅｏｆｗｈｉｃｈｉｓｔｏｓｅｔｕｐａｖｉｌｌａｇｅｃｏｕｎｃｉｌｔｏａｃｔｉｖａｔｅｖｉｌｌａｇｅｒｓ’ａｕｔｏｎｏｍｙａｎｄｅｓｔａｂｌｉｓｈ ｔｈｅｍａｉｎｓｔａｔｕｓｏｆｆａｒｍｅｒｓｗｉｔｈｉｎｔｈｅｏｒｇａｎｉｚａｔｉｏｎａｌｆｒａｍｅｗｏｒｋ．Ｉｎｔｈｅａｃｔｕａｌｏｐｅｒａｔｉｏｎｐｒｏｃｅｓｓ，ｔｈｒｏｕｇｈｉ ｄｅｏｌｏｇｉｃａｌｇｕｉｄａｎｃｅａｎｄｄｅｍｏｃｒａｔｉｃｃｏｎｓｕｌｔａｔｉｏｎｃｏｎｓｔｒｕｃｔｉｏｎｍｅｃｈａｎｉｓｍ，ｅｌｉｔｅａｂｓｏｒｐｔｉｏｎａｎｄｄｒｉｖｉｎｇ ｄｅｍｏｎｓｔｒａｔｉｏｎｍｅｃｈａｎｉｓｍ，ｋｎｏｗｌｅｄｇｅｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎａｎｄｐｒｉｎｃｉｐｌｅｓｏｆａｄａｐｔａｔｉｏｎｔｏｌｏｃａｌｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓ，ａｎｄｉｎ ｄｅｐｅｎｄｅｎｔｓｅｒｖｉｃｅａｎｄｓｏｃｉａｌｒｅｇｕｌａｔｉｏｎｍｅｃｈａｎｉｓｍ，ｔｈｅｃｏｕｎｔｒｙ’ｓ“ｈａｒｄｒｕｌｅｓ”ｗｅｒｅｉｎｔｒｏｄｕｃｅｄｉｎｔｏ ｆａｒｍｅｒｓ’ｌｉｆｅｐｒａｃｔｉｃｅｓｉｎａｆｌｅｘｉｂｌｅｍａｎｎｅｒ，ａｎｄａｇｏｏｄｅｆｆｅｃｔｏｆｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｏｆｔｈｅｒｕｒａｌｈｕｍａｎｓｅｔｔｌｅ ｍｅｎｔｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔｈａｓｂｅｅｎａｃｈｉｅｖｅｄ．Ｔｈｉｓｓｈｏｗｓｔｈａｔｔｈｅｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｏｆｒｕｒａｌｈｕｍａｎｓｅｔｔｌｅｍｅｎｔｓｈｏｕｌｄ ｒｅｓｐｅｃｔｆａｒｍｅｒｓ’ｌｉｖｉｎｇｐｒａｃｔｉｃｅｓ，ａｎｄｇｕｉｄｅａｎｄｏｒｇａｎｉｚｅｆａｒｍｅｒｓｔｏｂｕｉｌｄｂｅａｕｔｉｆｕｌｈｏｍｅｓｉｎｄｅｐｅｎｄｅｎｔｌｙ ｂｙｇｉｖｉｎｇｇｒａｓｓｒｏｏｔｓｏｒｇａｎｉｚａｔｉｏｎｓｃｅｒｔａｉｎａｕｔｏｎｏｍｙ． ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｏｆｒｕｒａｌｈｕｍａｎｓｅｔｔｌｅｍｅｎｔｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ；ｖｉｌｌａｇｅｒｓ’ａｕｔｏｎｏｍｙ；ｖｉｌｌａｇｅｃｏｕｎｃｉｌ； ｓｏｆｔｇｏｖｅｒｎａｎｃｅ

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２１年第 ６期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２０卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 农业生产性服务对农地抛荒的抑制效应 陈景帅ａ，韩　青ｂ （中国农业大学 ａ．经济管理学院；ｂ．北京食品安全政策与战略研究基地，北京 １０００８３） 摘　要：基于 ２０１６年、２０１８年中国劳动力动态调查数据（ＣＬＤＳ），实证分析了农业生产性服务对农地抛 荒的影响。研究表明：农业生产性服务对农户是否抛荒及抛荒程度均有显著的抑制作用；不同环节的生 产性服务对抛荒的影响存在明显差异，抑制作用大小依次为种植规划服务、机耕服务和病虫害防治服 务，灌溉服务和生产资料购买服务影响不显著。与单环节生产性服务相比，“种植规划 ＋机耕”“种植规 划 ＋病虫害防治”和“机耕 ＋病虫害防治”等多环节生产性服务对抛荒的抑制作用更明显；与以村集体 为主导的供给模式相比，服务主体的多元化有助于增强生产性服务的抑制作用。机制检验发现，农业生 产性服务通过缓解劳动力约束和弱化耕地资源禀赋的限制来抑制农地抛荒；从农户禀赋来看，农业生产 性服务对农地抛荒的抑制作用在家庭务农收入占比较低、有 ６５岁及以上老人、土地产权模糊的农户中表 现更加明显。 关键词：农地抛荒；农业生产性服务；要素禀赋；服务主体 中图分类号：Ｆ３０１．２１　　　　文献标识码：Ａ　　　　文章编号：１６７２－０２０２（２０２１）０６－００２３－１２ 一、引言 改革开放以来，随着非农产业的发展和农村劳动力流动管制的放松，中国农村居民生计策略 发生显著变化，农地“边缘化”倾向愈发明显，农村地区出现不同程度的抛荒现象［１］。根据中国科 学院资源环境数据云平台的土地变更调查数据显示，２０１７年中国粮食主产区撂荒面积达 ６０８２９５ 万亩，约占当年粮食主产区耕地面积的 ５８５％，所引起的粮食损失量高达 ２２６５６万吨［２］。农地抛 荒的出现以及撂荒土地得不到有效利用不仅造成耕地资源浪费，更直接影响着国家粮食安全和农 业农村的稳定发展。２０２１年 １月农业农村部印发的《关于统筹利用撂荒地促进农业生产发展的指 导意见（农规发（２０２１）１号）》指出：加强农业生产性服务是遏制农地抛荒的有效措施。农业生产 性服务可以通过提供多种托管或外包服务，改变农户生产投入组合和要素配置结构［３］，并影响农 户的农地处置决策。因此，研究农业生产性服务对农地抛荒的影响及其作用机理，对抑制农地抛 荒、促进撂荒土地再利用具有重要的理论和实践价值。 现有研究中，农地抛荒的生成机制与破解之道是学界关注的重点内容。学者们运用行为选择 理论、比较优势理论和产权理论对农地抛荒的成因进行了理论剖析。其中，打工经济导致的务农 劳动力缺失是造成农地抛荒的直接原因［４］，农业比较收益偏低［５］、农地产权模糊［６］和生产成本持 续攀升［７］使得农户选择退出农业经营。与此同时，已有实证研究重点分析了农户家庭特征、耕地 质量、自然条件、地区发展水平和农业基础设施等因素对农地抛荒的影响［８－１０］，并对农地抛荒的治 理路径进行了探索，如推动土地确权颁证［１１］、提高机械化水平［１２］、培育新型农业经营主体［１３］等。 中国农村地区普遍存在着以家庭农场、农业专业合作社、农事企业和农机推广站为主体的农 　 　收稿日期：２０２１－０８－０１　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２１．０６．００３ 　基金项目：国家社会科学基金项目 （１９ＢＪＹ１１１）；农业农村部委托项目（１０２０１９０２９） 　作者简介：陈景帅（１９９５—），男，山东泗水人，中国农业大学经济管理学院博士研究生，主要研究方向为农业经济 理论与政策。Ｅｍａｉｌ：ｃｊｓ９５１２０５＠１６３．ｃｏｍ

２４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 业生产性服务组织，其以村集体为依托，联合村内具有病虫害防治、农机操作经验的村民，为农户 等农业经营主体提供劳务、农机、技术等农业生产性服务。王玉斌和李乾［１４］指出，村集体提供农业 生产性服务对粮食增产和农民增收均具有促进作用。江光辉和胡浩［１５］研究发现，工商资本介入下 的村级农业生产性服务供给促进了农地流转，扩大了农户粮食生产规模。同时，现有研究还从农 户视角出发，重点分析了农户农业生产性服务使用意愿以及农业生产性服务对农业生产和农户福 利的影响［１６－１８］，如农业生产性服务提高了农户土壤保护的参与程度［１９］和农地规模经营程度［２０］， 促进了农地流转［２１］。 综上所述，已有文献为本文研究提供了重要参考，但仍存在一定的局限性。一方面，现有研究 缺少关于农业生产性服务对农地抛荒影响机理的分析及不同环节、不同服务主体对抛荒影响的异 质性研究；另一方面，缺乏农业生产性服务对抛荒影响的农户异质性视角的分析。基于此，本文可 能的贡献在于：第一，分析农业生产性服务对农地抛荒的影响机理，进一步利用中国劳动力动态调 查数据（ＣＬＤＳ）实证检验农业生产性服务抑制农地抛荒的总体效应；第二，立足于农业生产性服务 的不同环节和服务主体的差异，考察单环节生产性服务和多环节生产性服务及不同服务主体提供 的生产性服务对农地抛荒影响的差异性；第三，从缓解劳动力约束和弱化耕地资源禀赋的限制两 个方面，实证检验农业生产性服务对农地抛荒的作用机制，并分析农业生产性服务对不同禀赋农 户的异质性影响。 二、理论分析与研究假说 农业生产性服务作为专业化分工的产物，是推动农业现代化建设的重要动力。农业生产性服 务的出现不仅影响着农户的要素投入，更使农业经营方式发生显著变化。从作用机制来看，农业 生产性服务主要通过缓解农户劳动力约束和弱化耕地资源禀赋的限制来抑制农地抛荒。 劳动力约束是指随着农村劳动力外流和老龄化程度加重，投入农业经营的有效劳动力不足， 进而对农地经营产生负面影响。一方面，随着农户非农就业比重的提高，劳动力的务农机会成本 上升，农业劳动力总量减少，而农业生产的劳动强度大，务农劳动力不足会减少农户参与农业生 产，甚至退出农地经营。另一方面，劳动力约束还表现为劳动力老龄化程度加重。老龄化使农业 生产面临新一代劳动力不愿种地和老一代劳动力无力种地的代际断层。此外，谢花林等［２２］指出农 村老年劳动力经历了土改、包产到户等事件，耕地财产化倾向较强，不愿轻易放弃或流转农地，选 择粗放利用或闲置农地的概率较高。 根据诱致性技术变迁理论，作为理性经济人，农户会选择价格相对较低的要素替代价格较为 昂贵的要素。农业生产性服务为农户提供了资本替代劳动的渠道。农户通过购买农业生产性服 务，将部分或全部生产环节交给服务组织来完成，能够弥补务农劳动力不足的短板，减少农地抛 荒。同时，农业生产性服务因其不改变土地承包权和经营权，能够保留农地的物质生产功能和社 会保障功能［２３］，有效满足老年劳动力保有农地的现实需求，从而避免农地闲置，减少农地抛荒。基 于上述分析，提出如下研究假说： 假说 １：农户劳动力非农就业比重上升、老龄化程度加重会导致农地抛荒； 假说 ２：农业生产性服务能够通过缓解农户劳动力约束减少农地抛荒，即非农就业比重上升、 老龄化程度加重对农地抛荒的影响在农业生产性服务的作用下得到减弱。 中国耕地资源存在细碎化程度高、经营规模小的特征，影响农户要素配置结构和农业经营决 策。第一，耕地细碎化意味着地块的空间破碎和分散化，增加了农业用工成本和生产资料的运输 损耗，且作业难度较大，降低农户种田的积极性。第二，农地经营存在明显规模经济。当农地小于 一定规模时，农业经营无法达到最优规模，此时农户退出农业生产的门槛较低，抛荒的预期损失较 小；而当农地达到一定规模后，农户能够实现投入要素结构的合理配置，获得农地经营的规模效

第 ６期 陈景帅，韩　青：农业生产性服务对农地抛荒的抑制效应 　　２５　 益，农户选择抛荒的可能性下降。这表明，农地规模与抛荒之间可能存在倒“Ｕ”型关系，而现阶段 我国农业经营仍是以小规模、分散化为主，在短时期内不会得到根本性改善，从而产生农地抛荒 问题。 农业生产性服务可以通过作物“趋同”种植和引导农户“联耕联种”［２４］，改变单一农户分散化 的经营格局，弱化土地细碎化对农业经营的负面影响。同时，与农户自主作业相比，农业生产性服 务在成本节约上具有明显的优势。此外，专业化、规模化的农业生产性服务利用分工优势可以实 现生产环节的规模经营［２３］，使农业投入的资源和要素达到最优组合，弱化农地规模的限制，减少农 户小规模经营所带来的农地抛荒。基于此，提出如下研究假说： 假说 ３：农地抛荒受到土地细碎化、农地规模小等耕地资源禀赋的影响。 假说 ４：农业生产性服务能够通过弱化耕地资源禀赋的限制抑制农地抛荒。 从上述分析可以看出，作为理性的农业生产经营主体，农户在决定是否抛荒时，不仅受到自身 要素禀赋的影响，同时也会充分考虑外部约束条件。现阶段农业生产性服务不断发展，为农户突 破原有的劳动力、土地等资源禀赋的限制提供了路径，通过增加农业生产性服务的投入，农户可以 缓解务农劳动力约束和弱化耕地资源禀赋的限制，减少农地抛荒。基于此，提出如下研究假说： 假说 ５：农业生产性服务能够抑制农地抛荒。 三、数据来源、变量选取与模型设定 （一）数据来源 本文使用的数据为 ２０１６年、２０１８年中国劳动力动态调查数据（ＣＬＤＳ）。该数据由中山大学社 会调查中心主持，采用多阶段、多层次与按照规模成比例的概率（ＰＰＳ）抽样，运用轮换追踪的方法， 分为村居、家庭和个人问卷三类，调查范围覆盖中国大陆 ２９个省市（西藏和海南除外）。本研究主 要利用村庄和农户层面的数据，剔除家庭内无农地以及数据缺失严重的样本。考虑到当农业经营 超过一定规模后，农业经营主体的性质和生产特征会发生显著变化，因此进一步剔除了农地规模 大于 ３００亩的农户样本，本研究最终使用的样本数量为 ８０２８户农户。 （二）变量选取 １．被解释变量 借鉴郑沃林等［１１］的思路，选取“农地抛荒行为”（抛荒 ＝１；未抛荒 ＝０）和“农地抛荒率”（抛荒 农地面积 ／承包地总面积）作为被解释变量。 ２．核心解释变量 ＣＬＤＳ数据中，农业生产性服务主要包括生产资料购买服务、种植规划服务、机耕服务、灌溉服 务、病虫害防治服务 ５类。若农户所在村集体提供此类服务，则赋值为 １，反之为 ０；当村集体提供 以上任意一类服务，则农业生产性服务变量赋值为 １，否则为 ０。 ３．关键解释变量 （１）劳动力非农就业比重。利用农户非农就业劳动力数量占家庭劳动力总量的比重来衡量， 农户非农就业比重越高，家庭务农劳动力数量越少，面临的务农劳动力约束越明显。 （２）老龄化。参照已有研究［２５］，以 ６５岁作为老龄化的年龄界限，当户主年龄大于等于 ６５岁 时，赋值为 １；小于 ６５岁时，赋值为 ０。 （３）农地规模。采用农户家庭承包地面积来衡量，并利用农地规模二次项来验证农地规模与 农地抛荒之间可能存在的倒“Ｕ”型关系。 （４）地貌类型。由于 ＣＬＤＳ数据中没有农户地块数量及面积，已有研究证实地貌类型是导致 耕地细碎化的重要原因［２６］，与平原地区相比，丘陵和山地地区的地块更为零碎。因此使用地貌类

２６ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 型作为耕地细碎化的代理变量，具体设定为：平原 ＝１，丘陵 ＝２，山地 ＝３。 ４．控制变量 为了保证估计结果的合理性和可靠性，参照已有研究选取受访农户的户主特征、家庭特征和 村庄特征等作为控制变量。户主特征包括户主的性别、受教育程度和婚姻状况；家庭特征包括家 庭规模、家庭收入、农业收入占比、农业补贴、农业专业化程度、农地确权和自有农机；村庄特征包 括农业生产合作社、土地调整、非农经济和村庄位置。同时，为了控制随地区、时间变化的不可观 测因素，进一步增加了省份虚拟变量和时间虚拟变量，具体的变量选取及含义如表 １所示。 表 １　变量定义与描述性统计 变量名称 含义与赋值 均值 标准差 被解释变量 农地抛荒行为 农户抛荒 ＝１；未抛荒 ＝０ ０．１２７ ０．３３３ 农地抛荒率 农地抛荒面积 ／农地承包总面积 ０．０６５ ０．２１０ 农业生产性服务 核心解释变量 生产资料购买服务 村集体是否提供生产性服务：提供 ＝１；未提供 ＝０ ０．７１１ ０．４５３ 种植规划服务 ０．２９７ 机耕服务 村集体是否提供统一的生产资料购买服务：提供 ＝１；未提供 ＝０ ０．０９８ 灌溉服务 病虫害防治服务 村集体是否提供统一的种植规划服务：提供 ＝１；未提供 ＝０ ０．２７０ ０．４４４ 村集体是否提供统一的机耕服务：提供 ＝１；未提供 ＝０ ０．３１０ ０．４６３ 村集体是否提供统一的灌溉排水服务：提供 ＝１；未提供 ＝０ ０．３９５ ０．４８９ 村集体是否提供统一的病虫害防治服务：提供 ＝１；未提供 ＝０ ０．３９４ ０．４８９ 关键解释变量 非农就业比重 非农劳动力占家庭劳动力总量的比重 ０．５３５ ０．３８１ 户主特征 老龄化 农地规模 户主年龄是否大于 ６５岁：是 ＝１；否 ＝０ ０．２１８ ０．４１３ 农地规模二次项 地貌类型 农户农地承包面积：亩（对数） ９．８１１ １７．３００ 性别 农户农地承包面积的平方 ２９９．８３４ ２５２３．５５２ 平原 ＝１；丘陵 ＝２；山地 ＝３ １．８５６ ０．８４３ 男 ＝１；女 ＝０ ０．９１９ ０．２７３ 受教育程度 未上过学 ＝０；小学 ／私塾 ＝１；初中 ＝２；普通高中 ／职高 ／技 １．４８１ ０．８４８ 校 ／中专 ＝３；大专 ／大学本科 ＝４；研究生及以上 ＝５ 家庭特征 婚姻状况 在婚 ＝１；其他 ＝０ ０．９１３ ０．２８２ 村庄特征 家庭规模 人 ４．８３４ ２．１２１ 家庭年收入 家庭总收入：元（对数） ９．９８０ １．１９６ 农业收入比重 农、林、牧、副、渔业总收入 ／家庭总收入 ０．４１９ ０．４３５ 农业生产性补贴 从事农业生产经营是否获得政府补贴：是 ＝１；否 ＝０ ０．４７２ ０．４９９ 农业专业化程度 土地确权颁证 是否为农业生产专业户：是 ＝１；否 ＝０ ０．０８０ ０．２７１ 自有农机 农业生产合作社 是否已经领到《农村土地承包经营权证书》：是 ＝１；否 ＝０ ０．５００ ０．５００ 土地调整 村域非农经济 是否拥有大型农具：是 ＝１；否 ＝０ ０．０２８ ０．１６５ 村庄位置 村内是否拥有农业生产合作社：是 ＝１；否 ＝０ ０．３２６ ０．４６９ 村庄土地调整次数 ０．２５３ ０．６８２ 村内是否有非农业经济（第二三产业）：是 ＝１；否 ＝０ ０．２１３ ０．４１０ 是否为大中等城市郊区：是 ＝１；否 ＝０ ０．０５８ ０．２３４ （三）模型设定 模型中的核心解释变量“农业生产性服务”和被解释变量“农地抛荒行为”，均为典型的二分变 量，因此采用 Ｌｏｇｉｔ模型进行估计。而在对“农地抛荒率”进行分析时，由于相当一部分农户不存在 抛荒行为，即农地抛荒率为 ０，因此参考已有研究，利用 Ｔｏｂｉｔ模型进行回归分析。本文的基准模型 设定为： ａｂａｎｄｏｎｉ＝α０ ＋βｓｅｒｖｉｃｅｉ＋δｃｏｎｔｒｏｌｓｉ＋εｉ （１） ａｂａｎｄｏｎ＿ｒａｔｅｉ＝λ０ ＋ρｓｅｒｖｉｃｅｉ＋σｃｏｎｔｒｏｌｓｉ＋ξｉ （２）

第 ６期 陈景帅，韩　青：农业生产性服务对农地抛荒的抑制效应 　　２７　 其中，ａｂａｎｄｏｎｉ和 ａｂａｎｄｏｎ＿ｒａｔｅｉ表示第 ｉ个农户的农地抛荒行为和农地抛荒率；ｓｅｒｖｉｃｅｉ表示农业生 产性服务，ｃｏｎｔｒｏｌｓｉ表示各控制变量，如户主特征、家庭特征和村庄特征等；α０和 λ０为常数项，β、δ、 ρ和 σ为估计系数，εｉ和 ξｉ表示随机扰动项。 四、农业生产性服务影响农地抛荒的实证分析 （一）基准回归结果分析 表 ２为基准回归结果，可以看出，农业生产性服务对农地抛荒行为和抛荒率的回归系数均显 著为负，说明农业生产性服务对农户是否抛荒和抛荒规模均存在显著的抑制作用。边际效应分析 可知，农业生产性服务使农户选择农地抛荒的概率下降 ２６％，使农地抛荒率降低 １５％，即抛荒面 积平均减少约 ０１４７亩①。这说明农业生产性服务既能改变农户的农地抛荒决策，也有助于降低 农地抛荒规模。假说 ５得到验证。 关键解释变量的回归结果基本符合预期。农户家庭劳动力非农就业比重对农地抛荒的估计 系数在 １％的统计水平上显著为正，即非农就业比重上升，务农劳动力数量减少，农户抛荒的可能 性提高。老龄化估计结果也支持了前文的理论分析，与户主年龄小于 ６５岁的农户相比，户主年龄 大于等于 ６５岁的农户选择农地抛荒的概率提高 １５％，且在 １０％的统计水平上显著，说明老龄化 程度的提高弱化农户参与农业生产的能力，但强化了农户保有土地的意愿，从而导致农地闲置、撂 荒，假说 １得到验证。 表 ２估计结果显示，农地规模一次项系数为正，二次项系数为负，两者均统计显著，说明农地 规模与农地抛荒之间存在倒“Ｕ”型关系，与理论分析结果一致。地貌类型的边际效应分析表明，与 平原相比，村庄地貌复杂程度每提高一个等级，如从平原提高到丘陵或者由丘陵提高到山地，农户 选择抛荒的概率增加 １２％，抛荒率上升 １０％，说明随着地貌类型更加复杂，农地细碎化程度更 高，农地经营的用工成本和作业难度增加，农户从事农地经营的意愿降低，估计结果验证了假说 ３。 表 ２　农业生产性服务对农地抛荒影响的估计结果 变量 农地抛荒行为 农地抛荒率 ｄｙ／ｄｘ 核心解释变量 Ｌｏｇｉｔ ｄｙ／ｄｘ Ｔｏｂｉｔ 　农业生产性服务 关键解释变量 －０．２６４ （０．０８６） －０．０２６ （０．００８） －０．０８３ （０．０３７） －０．０１５ （０．００６） 　劳动力非农就业比重 　老龄化 ０．５９５ （０．１２２） ０．０５８ （０．０１２） ０．３００ （０．０５３） ０．０５３ （０．００９） 　农地规模 ０．１５３ （０．０９０） ０．０１５ （０．００９） ０．０５２（０．０３９） ０．００９（０．００７） 　农地规模二次项 ０．０２２ （０．００５） ０．００２ （０．０００） ０．００６ （０．００２） ０．００１ （０．０００） 　地貌类型 －０．０００ （０．０００） －０．０００ （０．０００） －０．０００ （０．０００） －０．０００ （０．０００） 户主特征 ０．１２７ （０．０５５） ０．０１２ （０．００５） ０．０５５ （０．０２３） ０．０１０ （０．００４） 　性别 　受教育程度 ０．１９４（０．１４２） ０．０１９（０．０１４） ０．０８５（０．０６２） ０．０１５（０．０１１） 　婚姻状况 －０．０３２（０．０４４） －０．００３（０．００４） －０．０２２（０．０１９） －０．００４（０．００３） 家庭特征 －０．０８９（０．１２９） －０．００９（０．０１３） －０．０３６（０．０５６） －０．００６（０．０１０） 　家庭规模 　家庭年收入 ０．０１９（０．０１７） ０．００２（０．００２） ０．００５（０．００８） ０．００１（０．００１） －０．０１３ （０．００３） －０．１４０ （０．０３５） －０．０１４ （０．００３） －０．０７７ （０．０１６） ① 按照均值计算。

２８ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 续表 ２ 变量 农地抛荒行为 农地抛荒率 Ｌｏｇｉｔ ｄｙ／ｄｘ Ｔｏｂｉｔ ｄｙ／ｄｘ 　农业收入比重 －０．６９９ （０．１１１） －０．０６８ （０．０１１） －０．３４２ （０．０４７） －０．０６０ （０．００８） 　农业生产性补贴 －０．２４７ （０．０８０） －０．０２４ （０．００８） －０．１５８ （０．０３４） －０．０２８ （０．００６） 　农业专业化程度 －０．１０４（０．１６１） －０．０１０（０．０１６） －０．００７（０．０６６） －０．００１（０．０１２） 　土地确权颁证 －０．０５１（０．０７９） －０．００５（０．００８） －０．０１９（０．０３４） －０．００３（０．００６） 　自有农机 －０．０９４（０．２３９） －０．００９（０．０２３） －０．０１９（０．１０２） －０．００３（０．０１８） 村庄特征 　农业生产合作社 －０．２０３ （０．０９０） －０．０２０ （０．００９） －０．０７６ （０．０３８） －０．０１３ （０．００７） 　土地调整 －０．０３５（０．０５９） －０．００３（０．００６） －０．０３２（０．０２６） －０．００６（０．００４） 　村域非农经济 －０．０５５（０．０９８） －０．００５（０．０１０） 　村庄位置 －０．５５０ （０．２１７） －０．０５４ （０．０２１） ０．０３０（０．０４３） ０．００５（０．００８） 时间虚拟变量 －０．１６６ （０．０９２） －０．０２９ （０．０１６） 　２０１８年（参照组：２０１６年） －０．３０３ （０．０８８） －０．０２８ （０．００８） 常数项 －２．４７７ （０．５５５） －０．１４２ （０．０３７） －０．０２４ （０．００６） 省份虚拟变量 ８０２８ －０．８３６ （０．２２２） 样本量 控制 ８０２８ Ｃｈｉｓｑｕａｒｅｄ ８０２８ 控制 Ｆ统计值 ６２４．２８０ ８０２８ ＰｓｅｕｄｏＲ２ ０．１４７１ １６．９６３ ０．１３８８ 　注： 、 、 分别表示在 １％、５％ 和 １０％ 的水平上显著；括号内为标准误。下同。 （二）不同环节的农业生产性服务对农地抛荒的影响 表 ３显示，不同环节的农业生产性服务对农地抛荒的影响呈现明显差异。其中，种植规划服 务、机耕服务和病虫害防治服务不同程度地抑制了农地抛荒，而灌溉服务、生产资料购买服务的估 计结果不显著。边际效应分析表明，种植规划服务、机耕服务和病虫害防治服务使农户选择农地 抛荒的概率分别下降 ５５％、５１％和 ４１％，使抛荒率分别降低 ３０％、３８％和 ２１％。可见，产前 环节的技术规划和指导对农地抛荒的抑制作用最明显，而在产中环节，机耕服务对农地抛荒的影 响要明显高于病虫害防治服务和灌溉服务，即劳动密集型环节服务较其他环节的生产性服务对抑 制农地抛荒的贡献更加突出。 在回归结果中，生产资料购买服务和灌溉服务对农地抛荒不存在显著影响。原因在于生产资 料购买服务仅改变了生产资料的购买方式，并不影响农户要素配置结构，对农业生产不存在显著 影响［３］。而灌溉服务影响不显著可能是由不同地区水源充足性的差异造成的。在农业生产中，灌 溉服务对灌溉水源缺乏地区农地抛荒的影响更加明显。本文通过实证分析发现在以雨雪灌溉为 主的地区，灌溉服务显著降低了农户选择抛荒的概率，而在灌溉水源充足地区（以江河水为灌溉水 源）影响不显著①。 （三）多环节农业生产性服务对农地抛荒的影响 依据前文结果，选取估计结果显著的种植规划服务、机耕服务和病虫害防治服务，探究多环节 农业生产性服务对农地抛荒的影响。 表 ３显示，“种植规划 ＋机耕服务”“种植规划 ＋病虫害防治服务”和“机耕 ＋病虫害防治服 务”使农户选 择 农 地 抛 荒 的 概 率 分 别 下 降 １２５％、１０７％ 和 ６２％，使 抛 荒 率 分 别 下 降 ８３％、 ６２％和 ４０％，均大于三种服务的单一作用效果。而且，“种植规划 ＋机耕服务”和“种植规划 ＋病 虫害防治服务”对农地抛荒的抑制作用，要明显大于产中环节的“机耕 ＋病虫害防治服务”。这表 ① 限于篇幅，本文未将估计结果列出，备索。

第 ６期 陈景帅，韩　青：农业生产性服务对农地抛荒的抑制效应 　　２９　 明，就抑制抛荒而言，在注重产中劳动密集型环节和技术密集型环节密切配合的同时，增加产前环 节的技术规划和指导，能够显著抑制农地抛荒。 当种植规划服务、机 耕 服 务 和 病 虫 害 防 治 服 务 同 时 供 给 时，农 户 选 择 农 地 抛 荒 的 概 率 减 少 １７８％，分别比提供“种植规划 ＋机耕服务”“种植规划 ＋病虫害防治服务”和“机耕 ＋病虫害防治 服务”高出 ５３、７１和 １１６个百分点。这种抑制作用还表现为抛荒规模的下降，“种植规划 ＋机 耕 ＋病虫害防治服务”使农地抛荒率下降 １１０％，说明随着农业生产性服务由单环节向多环节转 变，农业生产性服务对农地抛荒的抑制作用逐渐增强。 表 ３　不同环节的农业生产性服务对农地抛荒影响的估计结果 变量 因变量：农地抛荒行为 生产资料购买服务 Ｌｏｇｉｔ ｄｙ／ｄｘ Ｃｈｉｓｑｕａｒｅｄ ＰｓｅｕｄｏＲ２ 样本量 种植规划服务 ０．１６８６ ２５９５ 单环节 机耕服务 －０．２４５（０．１７６） －０．０２９（０．０２１） ３１１．８６０ ０．１５０２ ４２０８ 多环节 灌溉服务 －０．５１８ （０．１２１） ０．１９４６ ４７６１ 病虫害防治服务 －０．６０６ （０．１２５） －０．０５５ （０．０１３） ４０８．３６９ ０．１４４３ ５１４８ 单环节 种植规划 ＋机耕服务 －０．１５３（０．１０８） ０．１６０４ ５３９９ 多环节 种植规划 ＋病虫害防治服务 －０．４１２ （０．１０７） －０．０５１ （０．０１０） ４６８．１５３ ０．１９５６ ２７９３ 机耕 ＋病虫害防治服务 －１．２９７ （０．２０７） ０．１７４８ ３１９９ 种植规划 ＋机耕 ＋病虫害防治服务 －１．０３２ （０．１６４） －０．０１６（０．０１１） ４４５．００９ ０．１８８８ ３７２６ －０．６７５ （０．１５１） ０．２０３８ ２６２５ 变量 －１．８６３ （０．３１９） －０．０４１ （０．０１１） ４６５．０３３ ＰｓｅｕｄｏＲ２ 样本量 生产资料购买服务 Ｔｏｂｉｔ －０．１２５ （０．０２０） ３３４．９４８ ０．２１２８ ３０９７ 种植规划服务 ０．１６７０ ４４８７ 机耕服务 －０．０４９（０．０６９） －０．１０７ （０．０１７） ３６０．０６４ ０．１８２７ ４８３９ 灌溉服务 －０．１６９ （０．０４８） ０．１５４５ ５４８１ 病虫害防治服务 －０．２２６ （０．０５０） －０．０６２ （０．０１４） ３９０．２６７ ０．１５６０ ５４８４ 种植规划 ＋机耕服务 －０．０３７（０．０４６） ０．２２４１ ３１２７ 种植规划 ＋病虫害防治服务 －０．１１９ （０．０４４） －０．１７８ （０．０３０） ３１８．４１６ ０．１９９４ ３５３３ 机耕 ＋病虫害防治服务 －０．５００ （０．０７２） ０．１８２６ ３８０８ 种植规划 ＋机耕 ＋病虫害防治服务 －０．３５７ （０．０６２） 因变量：农地抛荒率 ０．２３２９ ２９５９ －０．２３０ （０．０６０） －０．６６５ （０．１００） ｄｙ／ｄｘ Ｆ统计值 －０．００８（０．０１２） ４７．４６９ －０．０３０ （０．００８） ５０．３４４ －０．０３８ （０．００８） ４３．１６０ －０．００６（０．００８） ６９．４８７ －０．０２１ （０．００８） ５６．７９３ －０．０８３ （０．０１２） ４５．３５１ －０．０６２ （０．０１１） ４４．３２９ －０．０４０ （０．０１０） ４２．０８０ －０．１１０ （０．０１６） ４５．０６２ 　注：单环节农业生产性服务的变量设置为：当村集体提供某项农业生产性服务，赋值为 １；未提供任何农业生产性 服务，赋值为 ０。同理，多环节农业生产性服务的变量设置为：当村集体同时提供多个环节的农业生产性服务，赋值 为 １；未提供任何农业生产性服务，赋值为 ０。限于篇幅，控制变量的估计结果留存备索。 （四）不同主体提供的农业生产性服务对农地抛荒的影响 在 ＣＬＤＳ村庄数据中，农业生产性服务来源主要有两种：一是以村集体为主导的供给模式，包 括联合农机推广站等政府部门、志愿组织以及村内个体户、专业户等经营主体；二是农事企业（专 业化服务公司）主导的供给方式。由于 ２０１６年由农事企业提供农业生产性服务的村庄占比较低， 且集中在机耕服务，约占村庄数量的 １０％，按照基准回归进行估计可能导致结果不准确。因此，通 过重新组合数据，利用双重差分法（ＤＩＤ）进行估计，以 ＣＬＤＳ数据中所在村庄在 ２０１６年、２０１８年均 提供农业生产性服务的追踪调查农户作为样本，保留 ２０１６年所在村庄仅由村集体为主导提供农 业生产性服务的农户，构建两期面板数据。若 ２０１８年存在农事企业提供农业生产性服务，则赋值 为 １；仅由村集体为主导提供农业生产性服务，赋值为 ０。 表 ４汇报了不同主体提供的农业生产性服务对农地抛荒的影响。结果显示，双重差分的估计 系数为负，且在 １０％的统计水平上显著。边际效应分析表明，与以村集体为主导的供给模式相比， 农事企业提供农业生产性服务使农户选择农地抛荒的概率下降 １１％，使农地抛荒率降低 ８３％。

３０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 原因可能在于，与村集体经济组织相比，农事企业具有市场化属性，在农业机械更新和先进生产技 术应用上更具优势，这有助于增强农业生产性服务对抛荒的抑制作用。该研究结论说明，随着农 业生产性服务的市场化和服务主体的多元化，农业生产性服务对农地抛荒的抑制作用显著增强， 这有助于在长期内形成对农地抛荒的持久性影响。 表 ４　不同服务主体提供农业生产性服务对农地抛荒影响的估计结果 变量 农地抛荒行为 农地抛荒率 ＤＩＤ（对接农事企业） Ｌｏｇｉｔ ｄｙ／ｄｘ Ｔｏｂｉｔ ｄｙ／ｄｘ 关键解释变量 控制变量 －１．７７０ （０．９８９） －０．１１０ （０．０６１） －０．４６８ （０．２２９） －０．０８３ （０．０４１） 地区虚拟变量 时间虚拟变量 控制 控制 控制 控制 样本量 极大似然估计值 控制 控制 控制 控制 Ｃｈｉｓｑｕａｒｅｄ 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 １６９２ １６９２ １６９２ １６９２ －４４３．８００ －４６９．０５２ １０２．７３０ １６６．７５７ （五）农业生产性服务对农地抛荒影响的机制检验 １．假说 ２：农业生产性服务、劳动力约束与农地抛荒 为了对假说 ２进行检验，在基准回归的基础上进一步加入了农业生产性服务与劳动力约束的 交互项。表 ５估计结果表明，农业生产性服务与劳动力非农就业比重的交互项在 １０％统计水平上 显著影响农地抛荒，且估计系数为负，说明农业生产性服务能够弱化务农劳动力不足对农地抛荒 的作用。同理，农业生产性服务与老龄化的交互项的回归系数在 ５％的统计水平上显著为负，表明 老龄化对农地抛荒的影响在农业生产性服务的作用下得到减弱。回归结果表明农业生产性服务 能够通过缓解劳动力约束，抑制农地抛荒，假说 ２得到验证。 表 ５　农业生产性服务、劳动力约束与农地抛荒的机制检验 变量 农地抛荒行为 农地抛荒行为 农业生产性服务 Ｌｏｇｉｔ ｄｙ／ｄｘ Ｌｏｇｉｔ ｄｙ／ｄｘ 劳动力非农就业比重 农业生产性服务 ×劳动力非 －０．２３６ （０．０９０） －０．０２３ （０．００９） －０．１７６ （０．０９７） －０．０１７ （０．００９） 农就业比重 ０．８７５ （０．２０４） ０．０８５ （０．０２０） ０．５９３ （０．１２２） ０．０５８ （０．０１２） 老龄化 农业生产性服务 ×老龄化 －０．４１２ （０．２３３） －０．０４０ （０．０２３） 农地规模 农地规模二次项 ０．１５３ （０．０９０） ０．０１５ （０．００９） ０．４１０ （０．１４５） ０．０４０ （０．０１４） 地貌类型 控制变量 －０．３７３ （０．１７４） －０．０３６ （０．０１７） 时间虚拟变量 省份虚拟变量 ０．０２１ （０．００５） ０．００２ （０．０００） ０．０２２ （０．００５） ０．００２ （０．０００） 样本量 Ｃｈｉｓｑｕａｒｅｄ －０．０００ （０．０００） －０．０００ （０．０００） －０．０００ （０．０００） －０．０００ （０．０００） ＰｓｅｕｄｏＲ２ ０．１２８ （０．０５５） ０．０１２ （０．００５） ０．１２６ （０．０５５） ０．０１２ （０．００５） 控制 控制 控制 控制 控制 控制 ８０２８ ８０２８ ８０２８ ８０２８ ６２８．５０９ ６２５．２４２ ０．１４７６ ０．１４７８ 　注：第 １～２列为农业生产性服务 ×劳动力非农就业比重对农地抛荒行为影响的估计结果；第 ３～４列为农业生 产性服务 ×老龄化对农地抛荒行为影响的估计结果。限于篇幅，因变量为农地抛荒率的估计结果留存备索。

第 ６期 陈景帅，韩　青：农业生产性服务对农地抛荒的抑制效应 　　３１　 　　２．假说 ４：农业生产性服务、耕地资源禀赋与农地抛荒 由于农地规模与抛荒之间存在倒“Ｕ”型关系，估计模型中具有农地规模的二次项，引入交互项 容易产生过多的高次项，影响结果的准确性。因此，参照仇童伟［２７］的做法，分别求解在村集体提供 和未提供农业生产性服务的情况下，农地规模、地貌类型对农地抛荒的边际效应，具体如图 １和图 ２所示。由图 １可知，农地规模与抛荒之间存在倒“Ｕ”型关系，与未提供农业生产性服务相比，村 集体提供农业生产性服务能够弱化农地规模对抛荒的影响。类似地，图 ２显示，随着地貌类型复 杂程度的提高，农户选择抛荒的概率上升，而村集体提供农业生产性服务能够降低地貌类型对农 地抛荒的作用。这表明，农业生产性服务能够通过弱化农地规模、地貌类型等耕地资源禀赋的限 制，抑制农地抛荒，假说 ４得到验证。 图 １　农业生产性服务、农地规模与农地抛荒 图 ２　农业生产性服务、地貌类型与农地抛荒 五、稳健性检验与农户异质性分析 （一）稳健性检验 为检验估计结果的稳健性，通过重新组合数据，考察当原本提供农业生产性服务的村集体不 再提供生产性服务后，农户是否抛荒以及抛荒程度所受到的影响。因此，利用双重差分法（ＤＩＤ）， 以 ＣＬＤＳ数据中 ２０１６年、２０１８年的追踪调查农户为样本，保留 ２０１６年所在村庄提供农业生产性服 务的农户，构建两期面板数据。当 ２０１８年农户所在村庄不再提供农业生产性服务时，赋值为 １，其 他赋值为 ０。 表 ６汇报了稳健性检验的估计结果。可以看出，村集体不再提供农业生产性服务对农地抛荒 存在显著的影响，且估计系数在 １％的统计水平上显著为正。结合边际效应分析结果，当村集体不 再提供农业生产性服务，农户选择农地抛荒的概率增加 ５０％，抛荒率上升 ４１％，该结果说明基准 回归结果是稳健的。 表 ６　稳健性检验估计结果 变量 农地抛荒行为 农地抛荒率 Ｌｏｇｉｔ ｄｙ／ｄｘ Ｔｏｂｉｔ ｄｙ／ｄｘ ０．１９０ （０．０９２） ０．０４１ （０．０２０） ＤＩＤ（不再提供农业生产性服务）０．７２７ （０．２８１） ０．０５０ （０．０１９） 控制 控制 关键解释变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制变量 控制 控制 控制 控制 ２２７６ ２２７６ 地区虚拟变量 控制 控制 时间虚拟变量 控制 控制 样本量 ２２７６ ２２７６ 极大似然估计值 －６６５．６７１ －６９４．０２８ Ｃｈｉｓｑｕａｒｅｄ １２２．５６３ ２１７．７９１

３２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 （二）异质性分析 表 ７可知，农业生产性服务使务农收入占比较低的农户选择农地抛荒的概率下降 ３０％，比务 农收入占比较高农户高出 ０４个百分点。这是因为，与务农收入占比较高的农户相比，务农收入占 比较低农户的务农劳动力数量较少，农业生产面临的劳动力约束更强，农业生产性服务对农地抛 荒的抑制作用更明显。类似地，家庭老龄化分组的估计结果表明，当农户家庭有 ６５岁及以上的老 人时，农业生产性服务对农地抛荒的抑制作用更明显，这一结果验证了农业生产性服务能够通过 缓解劳动力约束，抑制农地抛荒。 农地确权分组的估计结果表明，农业生产性服务使未确权农户选择 农 地 抛 荒 的 概 率 下 降 ３８％，但对已确权农户的影响不显著。原因在于完成确权的农户能够通过土地流转等方式弱化 耕地资源禀赋的限制，而对于未确权农户，地权不稳定会增加流转过程中的交易成本和产权纠纷， 导致农户选择闲置农地。而农业生产性服务可以在不改变承包权、经营权的基础上，保留农户生 产经营的决策权，增加了农户经营农地的积极性，从而抑制农地抛荒，这一结果再次验证了假说 ４。 表 ７　农业生产性服务对不同禀赋农户农地抛荒行为影响的估计结果 样本分组 农地抛荒行为 样本量 Ｃｈｉｓｑｕａｒｅｄ ＰｓｅｕｄｏＲ２ Ｌｏｇｉｔ ｄｙ／ｄｘ 务农收入 ≥５０％ －０．４０８ （０．１７９）　 －０．０２６ （０．０１１） ３３０５ １８８．４２７ ０．１６５９ 占比分组 ＜５０％ ４０４．０２８ ０．１３５５ 家庭老龄化分组 无 ６５岁及以上老人 －０．２５５ （０．１０１） －０．０３０ （０．０１２） ４７２３ ４００．９１９ ０．１５６２ 有 ６５岁及以上老人 ２４８．３４８ ０．１３３６ 农地确权分组 已确权 －０．１４５（０．１１８） －０．０１３（０．０１１） ４７５１ ２８６．９９８ ０．１５２５ 未确权 ３６９．１６３ ０．１５７４ －０．４００ （０．１３０） －０．０４５ （０．０１５） ３２７７ －０．１８２（０．１３６） －０．０１６（０．０１２） ４０１１ －０．３５８ （０．１１７） －０．０３８ （０．０１２） ４０１７ 六、结论与启示 本文利用 ２０１６年、２０１８年中国劳动力动态调查数据（ＣＬＤＳ），运用 Ｌｏｇｉｔ模型和 Ｔｏｂｉｔ模型，实 证分析了农业生产性服务对农地抛荒的影响及作用机制，并基于不同生产环节、服务主体和农户 禀赋，系统考察了农业生产性服务对农地抛荒影响的异质性，研究结果表明： 第一，农业生产性服务对农地抛荒呈现明显的抑制作用。边际效应表明，农业生产性服务使 农户选择农地抛荒的概率下降 ２６％，使农地抛荒率降低 １５％，农户家庭平均减少抛荒面积约 ０１４７亩。 第二，不同环节的生产性服务对农地抛荒的影响存在明显差异，对农地抛荒的抑制作用依次 为：种植规划服务 ＞机耕服务 ＞病虫害防治服务，灌溉服务和生产资料购买服务影响不显著。 第三，多环节农业生产性服务能够显著抑制农地抛荒，且抑制作用明显高于单环节生产性服 务。其中，在产中环节的农业生产性服务的基础上，增加产前环节的技术规划和指导能够显著增 强对农地抛荒的抑制作用。与村集体为主导的供给模式相比，服务主体的多元化有助于增强农业 生产性服务的作用效果。 第四，机制检验表明，农业生产性服务主要通过缓解劳动力约束和弱化耕地资源禀赋的限制 来抑制农地抛荒。而且，农业生产性服务对不同禀赋农户农地抛荒的抑制作用存在明显差异，具 体来看，农业生产性服务对农地抛荒的抑制作用在家庭务农收入占比低、有 ６５岁及以上老人、土 地产权模糊的农户中表现更加明显。 基于上述研究结论，可以得到以下启示： 第一，在农地抛荒治理中，应重点培育村级生产性服务组织，发挥村集体在推动小农户和服务

第 ６期 陈景帅，韩　青：农业生产性服务对农地抛荒的抑制效应 　　３３　 主体有效对接中的作用，鼓励专业化、市场化的服务组织加入村级农业社会化服务供给体系，弥补 农户小规模、分散化经营的不足，从而达到抑制农地抛荒的目的。 第二，考虑到不同环节的农业生产性服务的作用效果存在差异，应引导服务组织增强农耕、病 虫害防治等必要环节的服务供给，加强产前的技术规划和指导，对于撂荒地集中的区域，组织农技 人员开展技术指导服务。鼓励生产性服务主体转型升级，给予适当的农机购置补贴，扩大病虫害 防治等生产托管薄弱环节的补贴面，推动生产性服务由单环节向多环节进而向全环节转变。 第三，通过适当增加各类 财 政 补 贴 支 持 服 务 组 织，开 展 全 程 式、菜 单 式 服 务 模 式，为 “无 人 种 田”的兼业农户和“无力种田”的老龄农户提供托管服务。同时，应支持服务主体研发、引进现代化 农业机械和先进农业技术，增强在丘陵山区的作业能力，以抑制农地抛荒。 参考文献： ［１］项继权，周长友．“新三农”问题的演变与政策选择［Ｊ］．中国农村经济，２０１７（１０）：１３－２５． ［２］李雨凌，马雯秋，姜广 辉，等．中 国 粮 食 主 产 区 耕 地 撂 荒 程 度 及 其 对 粮 食 产 量 的 影 响 ［Ｊ］．自 然 资 源 学 报，２０２１ （６）：１４３９－１４５４． ［３］赵鑫，张正河，任金政．农业生产性服务对农户收入有影响吗———基于 ８００个行政村的倾向得分匹配模型实证 分析［Ｊ］．农业技术经济，２０２１（１）：３２－４５． ［４］ＡＢＯＬＩＮＡ，ＬＵＺＡＤＩＳ，ＶＡ．ＡｂａｎｄｏｎｅｄａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｌａｎｄａｎｄｉｔｓｐｏｔｅｎｔｉａｌｆｏｒｓｈｏｒｔｒｏｔａｔｉｏｎｗｏｏｄｙｃｒｏｐｓｉｎＬａｔｖｉａ［Ｊ］． ＬａｎｄＵｓｅＰｏｌｉｃｙ，２０１５（４９）：４３５－４４５． ［５］曹志宏，郝晋珉，梁流涛．农户耕地撂荒行为经济分析与策略研究［Ｊ］．农业技术经济，２００８（３）：４３－４６． ［６］钟晓兰，李江涛，冯艳 芬，等．农 户 认 知 视 角 下 广 东 省 农 村 土 地 流 转 意 愿 与 流 转 行 为 研 究 ［Ｊ］．资 源 科 学，２０１３ （１０）：２０８２－２０９３． ［７］徐莉．我国农地抛荒的经济学分析［Ｊ］．经济问题探索，２０１０（８）：６０－６４． ［８］李辉尚，郭昕竺，曲春红．区位效应对农户耕地撂荒行为的影响及异质性研究———基于 ４省 ５２９户农户调查的 实证分析［Ｊ］．经济纵横，２０２０（１０）：８６－９５． ［９］郭贝贝，方叶林，周寅康．农户尺度的耕地撂荒影响因素及空间分异［Ｊ］．资源科学，２０２０（４）：６９６－７０９． ［１０］李赞红，阎建忠，花晓波，等．不同类型农户撂荒及其影响因素研究———以重庆市 １２个典型村为例［Ｊ］．地理研 究，２０１４（４）：７２１－７３４． ［１１］郑沃林，罗必良．农 地 确 权 颁 证 对 农 地 抛 荒 的 影 响———基 于 产 权 激 励 的 视 角 ［Ｊ］．上 海 财 经 大 学 学 报，２０１９ （４）：９０－９９． ［１２］ＷＡＷ Ｌ，ＺＨＵＺＫ，ＺＨＯＵＸＳ．ＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｍｅｃｈａｎｉｚａｔｉｏｎａｎｄｃｒｏｐｌａｎｄａｂａｎｄｏｎｍｅｎｔｉｎｒｕｒａｌＣｈｉｎａ［Ｊ］．Ａｐｐｌｉｅｄ ＥｃｏｎｏｍｉｃｓＬｅｔｔｅｒｓ，２０２１：１－８． ［１３］杨军．新型农业经营主体的技术效率对撂荒农地再利用的影响———基于 ２０１４—２０１８年粤赣的调查数据［Ｊ］． 农业技术经济，２０１９（１２）：３４－４２． ［１４］王玉斌，李乾．农业生产性服务、粮食增产与农民增收———基于 ＣＨＩＰ数据的实证分析［Ｊ］．财经科学，２０１９ （３）：９２－１０４． ［１５］江光辉，胡浩．工商资本下乡会导致农户农地利用“非粮化”吗？———来自 ＣＬＤＳ的经验证据［Ｊ］．财贸研究， ２０２１（３）：４１－５１． ［１６］申红芳，陈超，廖西元，等．稻农生产环节外包行为分析———基于 ７省 ２１县的调查［Ｊ］．中国农村经济，２０１５ （５）：４４－５７． ［１７］杨子，张建，诸培新．农业社会化服务能推动小农对接农业现代化吗———基于技术效率视角［Ｊ］．农业技术经 济，２０１９（９）：１６－２６． ［１８］唐林，罗小锋，张俊飚．购买农业机械服务增加了农户收入吗———基于老龄化视角的检验［Ｊ］．农业技术经济， ２０２１（１）：４６－６０．

３４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 ［１９］杨志海，王洁，杨欣．自给还是外包：小农户如何参与土壤保护？———基于社会资本视角的研究［Ｊ］．中国土地 科学，２０２０（１０）：８９－９８． ［２０］杨子，张建，诸培新．农业社会化服务能推动小农对接农业现代化吗———基于技术效率视角［Ｊ］．农业技术经 济，２０１９（９）：１６－２６． ［２１］康晨，刘家成，徐志刚．农业生产外包服务对农村土地流转租金的影响［Ｊ］．中国农村经济，２０２０（９）：１０５－１２３． ［２２］谢花林，黄萤乾．不同代际视角下农户耕地撂荒行为研究———基于江西省兴国县 ２９３份农户问卷调查［Ｊ］．中 国土地科学，２０２１（２）：２０－３０． ［２３］王志刚，申红芳，廖西元．农业规模经营：从生产环节外包开始———以水稻为例［Ｊ］．中国农村经济，２０１１（９）：４－１２． ［２４］顾天竹，纪月清，钟甫宁．中国农业生产的地块规模经济及其来源分析［Ｊ］．中国农村经济，２０１７（２）：３０－４３． ［２５］张军，郑循刚．劳动力老龄化对农村土地流转的影响———土地情结与劳动能力限制谁占主导？［Ｊ］．长江流域 资源与环境，２０２０（４）：９９７－１００４． ［２６］陈培勇，陈风波．土地细碎化的起因及其影响的研究综述［Ｊ］．中国土地科学，２０１１（９）：９０－９６． ［２７］仇童伟．农地产权、要素配置与家庭农业收入［Ｊ］．华南农业大学学报（社会科学版），２０１７（４）：１１－２４． ＥｆｆｅｃｔｏｆＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＰｒｏｄｕｃｔｉｖｅＳｅｒｖｉｃｅｓｏｎ ＦａｒｍｌａｎｄＡｂａｎｄｏｎｍｅｎｔ ＣＨＥＮＪｉｎｇｓｈｕａｉａ，ＨＡＮＱｉｎｇｂ （ａ．ＳｃｈｏｏｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ；ｂ．ＢｅｉｊｉｎｇＦｏｏｄＳａｆｅｔｙＰｏｌｉｃｙａｎｄＳｔｒａｔｅｇｙＲｅｓｅａｒｃｈＢａｓｅ， ＣｈｉｎａＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｂｅｉｊｉｎｇ１０００８３，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：ＢａｓｅｄｏｎｔｈｅｄａｔａｏｆＣｈｉｎａＬａｂｏｒＦｏｒｃｅＤｙｎａｍｉｃＳｕｒｖｅｙ（ＣＬＤＳ）ｉｎ２０１６ａｎｄ２０１８，ｔｈｅｐａｐｅｒ ａｎａｌｙｚｅｓｅｍｐｉｒｉｃａｌｌｙｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｓｅｒｖｉｃｅｓｏｎｆａｒｍｌａｎｄａｂａｎｄｏｎｍｅｎｔ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓ ｓｈｏｗｔｈａｔ：Ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｓｅｒｖｉｃｅｓｈａｖｅｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｎｅｇａｔｉｖｅｅｆｆｅｃｔｓｏｎｔｈｅｆａｒｍｅｒｓ’ｆａｒｍｌａｎｄａ ｂａｎｄｏｎｂｅｈａｖｉｏｒａｎｄｄｅｇｒｅｅｏｆａｂａｎｄｏｎｍｅｎｔ．Ｔｈｅｄｉｆｆｅｒｅｎｔｌｉｎｋｓｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｓｅｒｖｉｃｅｈａｖｅ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔｉｎｈｉｂｉｔｉｎｇｅｆｆｅｃｔｓｏｎｆａｒｍｌａｎｄａｂａｎｄｏｎｍｅｎｔ．Ｔｈｅｒｅｓｔｒａｉｎｉｎｇｄｅｇｒｅｅｓｉｎａｄｅｓｃｅｎｄｉｎｇｏｒｄｅｒａｒｅ： ｐｌａｎｔｉｎｇｐｌａｎｎｉｎｇｓｅｒｖｉｃｅ，ｍｅｃｈａｎｉｚｅｆａｒｍｉｎｇｓｅｒｖｉｃｅ，ａｎｄｐｅｓｔｃｏｎｔｒｏｌｓｅｒｖｉｃｅ；ｗｈｉｌｅｉｒｒｉｇａｔｉｏｎｓｅｒｖｉｃｅ ａｎｄｐｕｒｃｈａｓｅｏｆｃａｐｉｔａｌｇｏｏｄｓｓｅｒｖｉｃｅｈａｖｅｉｎｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｅｆｆｅｃｔｏｎｆａｒｍｌａｎｄａｂａｎｄｏｎｍｅｎｔ．Ｃｏｍｐａｒｅｄｗｉｔｈ ｓｉｎｇｌｅｐｒｏｃｅｓｓｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｓｅｒｖｉｃｅ，ｍｕｌｔｉｌｉｎｋｓｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｓｅｒｖｉｃｅｓｈａｖｅｌａｒｇｅｒｉｍｐａｃｔｏｎｆａｒｍｌａｎｄａｂａｎｄｏｎ ｍｅｎｔ．Ｃｏｍｐａｒｅｄｗｉｔｈｔｈｅｓｕｐｐｌｙｍｏｄｅｄｏｍｉｎａｔｅｄｂｙｖｉｌｌａｇｅｃｏｌｌｅｃｔｉｖｅ，ｔｈｅｄｉｖｅｒｓｉｆｉｃａｔｉｏｎｏｆｓｅｒｖｉｃｅ ｓｏｕｒｃｅｓｈｅｌｐｓｔｏｅｎｈａｎｃｅｔｈｅｉｎｈｉｂｉｔｏｒｙｅｆｆｅｃｔｏｆｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｓｅｒｖｉｃｅｓ．Ｔｈｅｍｅｃｈａｎｉｓｍｔｅｓｔｓｈｏｗｓｔｈａｔ：Ａｇ ｒｉｃｕｌｔｕｒｅｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｓｅｒｖｉｃｅｓｍａｉｎｌｙｒｅｓｔｒａｉｎｆａｒｍｌａｎｄａｂａｎｄｏｎｍｅｎｔｔｈｒｏｕｇｈａｌｌｅｖｉａｔｉｎｇｌａｂｏｒｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓ ａｎｄｗｅａｋｅｎｉｎｇｒｅｓｔｒｉｃｔｉｏｎｓｏｎｌａｎｄｒｅｓｏｕｒｃｅｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓ．Ｔｈｅｉｎｈｉｂｉｔｏｒｙｅｆｆｅｃｔｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅ ｓｅｒｖｉｃｅｓｏｎｔｈｅｆａｒｍｌａｎｄａｂａｎｄｏｎｍｅｎｔｉｓｍｏｒｅｏｂｖｉｏｕｓｆｏｒｔｈｏｓｅｈｏｕｓｅｈｏｌｄｓｗｉｔｈｌｏｗｅｒｐｒｏｐｏｒｔｉｏｎｏｆａｇｒｉ ｃｕｌｔｕｒａｌｉｎｃｏｍｅ，ｈａｖｉｎｇｆａｒｍｅｒｓａｇｅｄｍｏｒｅｔｈａｎ６５ａｎｄｕｎｃｌｅａｒｆａｒｍｌａｎｄｐｒｏｐｅｒｔｙｒｉｇｈｔｓ． ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ｆａｒｍｌａｎｄａｂａｎｄｏｎｍｅｎｔ；ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｓｅｒｖｉｃｅｓ；ｆａｃｔｏｒｅｎｄｏｗｍｅｎｔ；ｓｅｒｖｉｃｅｓｏｕｒｃｅｓ

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２１年第 ６期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２０卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 农民可持续生计与村民自治 徐龙顺 （上海财经大学 公共经济与管理学院，上海 ２００４３３） 摘　要：利用 ＣＳＳ２０１７全国微观调查数据，基于可持续生计分析框架，遵循“能力—意愿—行为”作用链 条探讨农民可持续生计对村民自治的影响及作用机制。研究结果显示：整体而言，我国村民自治的农民 参与度严重不足；人力资本、金融资本和社会资本对村民自治具有显著正向影响，其中金融资本影响效 应最大，人力资本影响效应次之，社会资本影响效应最小，而自然资本和物质资本对村民自治的影响并 不显著；人力资本层面的受教育程度、政治知识和能力贡献较大，金融资本层面的影响效应存在不确定 性，社会资本层面的社会网络具有较大的显著正效应，而社会信任显著性正效应较小；政治兴趣和政治 信任在人力资本、金融资本和社会资本对村民自治影响中存在不同程度的部分中介效应或遮掩效应，而 政治兴趣中介效应量较大。因此，需要从参与整体现况、参与能力制约和参与心理意愿的维度提高村民 自治中农民的参与水平。 关键词：村民自治；可持续生计；基层治理；生计资本 中图分类号：Ｆ３２３．６　　　　　文献标识码：Ａ　　　　　文章编号：１６７２－０２０２（２０２１）０６－００３５－１１ 一、农民生计资本与村民自治的研究现状 ２０２１年国家颁布《中共中央国务院关于加强基层治理体系和治理能力现代化建设的意见》突 出强调健全基层群众自治制度，健全村（居）民自治机制。村民自治是我国基层民主政治的基础， 经过三十余年的探索实践，村民自治不仅成为基层治理实践的伟大创举，也是农村社会迈向民主 化治理的重要举措。近年来，我国村民自治的制度实践实现了从“权威型治理”到“协同型治理”的 转变，治理能力实现了“刚性化治理”到“柔性化治理”的飞跃，但仍存在自治主体虚化、自治能力弱 化的问题，“村民自治”的理想蓝图与现实场景之间还存在巨大鸿沟［１］。因此，在推进基层治理现 代化进程中急需解决的问题是：如何提高村民自治能力，促进村民自治参与。其中，可持续生计分 析框架为解决这一现实问题提供了新的视角，生计资本这一非正式制度对村民自治具有积极促进 效应。生计资本不仅关系着农民生活状态的改善，还直接影响农民的生计活动［２］，因此村民自治 作为农民表达意愿、维护权利的生计活动呈现方式深受其生计资本的影响。新时代下以村民自治 制度为指导破解基层治理难题，以可持续生计资本为保障纾解村民自治参与性不足的困境，对于 提高村民自治能力和推进基层治理现代化具有重要意义。 目前，学术界对村民自治的研究主要围绕三条路径展开。一是村民自治的治理研究，村民自 治作为一种治理机制是乡村社会治理的直接民主形式，乡村社会治理本身蕴含着政治的逻辑、行 政的逻辑和自治的逻辑，而村民自治是乡村社会治理的重要表现形式［３］。已有学者研究了社会治 理情境下农民生计资本对村民自治的影响。在人力资本对村民自治的影响研究中，一些学者研究 了农民的性别、年龄、婚姻状况、政治面貌等因素的社会参与效应［４］。教育作为人力资本最核心的 　 　收稿日期：２０２１－０６－２１　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２１．０６．００４ 　基金项目：国家哲学社会科学基金重点项目（１６ＡＺＺ０１１） 　作者简介：徐龙顺（１９９１—），男，山东菏泽人，上海财经大学公共经济与管理学院博士研究生，主要研究方向为乡 村社会治理。Ｅｍａｉｌ：ｘｌｓｈ１９９１０１０７＠１６３．ｃｏｍ

３６ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 内容对个体治理参与的影响研究呈现差异化：政治过程理论和资源动员理论认为公民受教育程度 对参与社会活动有直接或间接影响［５］，在具体的村民自治领域中，政府对农民的教育引导，农民对 参与知识的获取和了解有助于提高村民自治的参与水平［６］；教育的“参与悖论”认为教育与公民社 会参与并没有直接联系，随着公民受教育水平的提高，教育的边际效应递减，因此教育对参与行为 的影响是相对的而不是绝对的［７］。在金融资本（经济资本）对村民自治的影响研究中，金融资本的 主要表现形式是收入，有学者基于绝对收入理论的研究认为收入高的人更有可能感受到社会的积 极变化，进而投入到政治生活中［８］，以家庭纯收入为研究对象，何可等研究认为家庭纯收入越高的 农民治理参与的意愿也越高［９］；以个体年收入为研究对象，汪红梅等通过研究农民参与村域环境 治理的意愿和方式认为农民人均年收入对参与方式影响显著，农民收入越高越倾向于以投资的方 式参与治理［１０］。还有学者基于相对收入理论研究认为纵向经济获得感和横向经济获得感对农民 有序参与行为具有显著效应［１１］。在社会资本对村民自治的影响研究中主要出现两种观点倾向，一 种观点认为以社会信任、社会网络和社会规范为特征的社会资本显著提高村民社区治理［１２］和社会 矛盾治理［１３］参与意愿和行为，社会资本的丰富程度能够影响乡村治理背景下的村民自治水平，两 者存在内在耦合关系［１４］，可以通过乡村社会资本整合提高治理效能［１５］；还有一种观点认为乡村社 会资本主要是基于血缘和地缘的“关系社会”和“人情社会”，表现为“宗族派系”、“民间信仰”和 “精英俘获”，乡村政治权力与社会资本形成利益共谋［１６］，社会资本的表现形式发生异化，逐渐呈 现出消极社会资本的一面［１７］。二是村民自治的制度研究，学者们主要研究了选举制度、村务公开 制度、决策制度、监督制度等制度建设内容和运行困境［１８］，倾向于关注村民自治的民主价值取向和 制度赋权功能［１９］。三是村民自治的乡村关系研究，该研究主要聚焦于国家权力与村民自治的辩证 关系，因此有学者提出了“控制的自治”［２０］、“行政吸纳自治”［２１］、协调共生的“共栖”［２２］等观点。 梳理和分析现有研究发现，虽然已有学者分析了农民生计资本与村民自治的效应关系，但选 取生计资本的维度较少，对村民自治的测量维度也存在较大争议，且研究数据量小，缺少基于全国 微观数据可持续生计分析框架的现实考量。此外，对“可持续生计能力—政治兴趣和政治信任意 愿—村民自治行为”之间影响机理和作用机制的实证研究也较少。本文的理论贡献如下：一是从 制度性和非制度性维度测量村民自治，并基于因子分析和加权得分两种方法进行稳健性检验；二 是基于可持续生计分析框架，从人力资本、自然资本、物质资本、金融资本、社会资本的维度实证检 验农民可持续生计对村民自治的影响；三是基于社会实践理论和计划行为理论，遵循“客观能力— 主观意愿—参与行为”链条，实证分析“农民可持续生计—政治兴趣和政治信任—村民自治”之间 影响机制，探讨政治兴趣和政治信任在农民可持续生计与村民自治之间的中介效应。 二、农民可持续生计对村民自治影响的分析框架与假设 （一）可持续生计：村民自治的客观能力 可持续生计是农民在 从 事 生 计 活 动 过 程 中 所 拥 有 的 人 力、自 然、物 质、金 融 和 社 会 资 本 的 总 和，在基层治理实践中，可持续生计是村民自治的客观能力和基本保障。可持续生计分析框架契 合“村民自治”制度和“乡村振兴”战略发挥公民主体作用的特征，可以在可持续生计分析框架下把 握村民自治现状。 人力资本是指个体所拥有的不以产品出卖而转移的特定资本形式，是个体为追求生计目标所 持有的文化、知识、技能、健康等。教育传授了公民政治参与技能与知识，赋予了公民清晰的政治 关系认知及理性的政治参与行为，更能促进公民参与政治活动［２３］。拥有更多政治知识和能力的公 民知道何时何地如何参与何种事务，有更高的参与素养［２４］。也有学者认为年龄是农民最主要的生 计资本，对政治参与具有正向促进效应［２５］。在我国，村民自治作为基层民主政治的基础，村民自治 实践是农民政治参与的直观表现形式。由此，提出以下假设：

第 ６期 徐龙顺：农民可持续生计与村民自治 　　３７　 Ｈ１：人力资本对村民自治有显著正影响。 Ｈ１ａ：受教育程度对村民自治有显著正影响。 Ｈ１ｂ：政治知识和能力对村民自治有显著正影响。 Ｈ１ｃ：年龄对村民自治有显著正影响。 自然资本是指自然资源存量和生态服务质量，对于农民而言主要是土地，土地是农民主要的 生产场域，是维持生计最为基本的生产要素［２６］，因此参考苏芳等［２７］研究选取农民耕地面积作为自 然资本的代理变量。一般而言，农民通过土地生产劳动将较为丰富的自然资本转化为较高的经济 资本，因此形成自然资本转化为经济资本进而促进村民自治的关系路径。据此提出假设如下： Ｈ２：自然资本对村民自治有显著正影响。 物质资本是指能够长期存在并为农民提供基本生活保障的物质资料，对于农民而言，房子和 生产工具是事关生存的关键要素，将直接关系其生活质量和生活感知，进而对村民自治产生影响。 此外，农民物质资本存量一定程度上反映其经济资本水平，一般而言，物质资本越丰富，经济水平 和社会经济地位将越高，从而有效提高村民自治的参与意愿和能力。因此，本文提出如下假设： Ｈ３：物质资本对村民自治有显著正影响。 金融资本是指流动、储备资金及变现等价物，金融资本影响权力资源、信息资源的正向配置， 拥有更多资源的个体或群体更有兴趣或资本参与治理活动。对于农民而言，金融资本主要是收入 和储蓄［２８］，此外，政府部门的福利补贴和参加的保险也是金融资本的一种存在形式［２９］。据此提出 如下假设： Ｈ４：农民金融资本越丰富，参与村民自治的可能性越大。 Ｈ４ａ：农民收入水平越高，参与村民自治的可能性越大。 Ｈ４ｂ：农民家庭总储蓄越高，参与村民自治的可能性越大。 Ｈ４ｃ：农民获得的政府福利补贴越多，参与村民自治的可能性越大。 Ｈ４ｄ：参加保险的农民更有可能参与村民自治。 社会资本是指社会关系和社会组织等社会资源，是个体为追求生计目标所持有的社会网络、 社会信任等［３０］。社会网络可以拓展视野和强化关系联结，在人情社会中内嵌于政治活动，成为获 取政治资源的重要资本，因此社会网络对农民治理参与具有影响［３１］。社会信任可以通过建立信息 共享机制、合作机制和内在约束机制，进而影响着农民治理参与［９］。据此将社会资本划分为社会 网络和社会信任，提出假设如下： Ｈ５：农民社会资本越丰富，参与村民自治的可能性越大。 Ｈ５ａ：农民社会网络资本越丰富，参与村民自治的可能性越大。 Ｈ５ｂ：农民社会信任水平越高，参与村民自治的可能性越大。 （二）政治兴趣、政治信任：村民自治的主观意愿 政治兴趣是指公民政治参与的心理态度和信念，是个体对政治系统影响力的主观判断，成为 预测公民政治态度和政治行为的关键心理要素。已有研究表明，政治兴趣对公民政治参与有显著 促进效应，政治兴趣作为政治卷入的主要表征与政治资源、社会网络共同决定政治参与行为［３２］。 由此，本文提出如下假设： Ｈ６：农民政治兴趣越高，参与村民自治的可能性越大。 政治信任是公民对政府、公职人员、政治制度、政治价值信任的集合体。政治信任表现为公民 对政治权威的认同和政治规则的遵守，是对国家政治和行政过程的情感流露，影响着公民对所处 政治系统、所做政治决策的的心理认同。较高的政治信任能够提高公民采取积极的治理参与行为 可能性［３３］。据此提出假设： Ｈ７：农民政治信任水平越高，参与村民自治的可能性越大。

３８ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 （三）分析框架：“客观能力—主观意愿—参与行为” 社会实践理论认为，个体行为表达受“客观能力”和“主观意愿”双重作用影响，是场域、惯习和 资本交互影响的结果［３４］。在客观能力上考量“谁能参与”，在主观意愿上考量“谁愿参与”，遵循着 “能力”到“意愿”再到“行为”的作用链条［１１］。客观能力反馈于主观意愿，主观意愿作用于行为表 达，因此可持续生计资本的能力表征通过政治兴趣和政治信任的意愿惯习作用于村民自治的参与 行为。计划行为理论认 为，个 体 人 口 特 征 和 社 会 文 化 等 因 素 通 过 影 响 行 为 信 念 间 接 影 响 行 为 态 度、主观规范和知觉行为控制，并最终影响行为意向和行为表达［３５］，因此，遵循了“行为能力—行为 意向—行为表达”的发展路径。由此提出如下假设： 　 　 政 治 兴 趣 在 人 力 资 本 （Ｈ８ａ）、自 然 资 本 （Ｈ８ｂ）、物质 资 本 （Ｈ８ｃ）、金 融 资 本 （Ｈ８ｄ）、社 会资本（Ｈ８ｅ）影响村民自治，存在中介效应。 政治 信 任 在 人 力 资 本 （Ｈ９ａ）、自 然 资 本 （Ｈ９ｂ）、物质 资 本 （Ｈ９ｃ）、金 融 资 本 （Ｈ９ｄ）、社 会资本（Ｈ９ｅ）影响村民自治，存在中介效应。 基于此，本研究构建了“可持续生计”，“政 治兴趣、政治 信 任 ”与 “村 民 自 治 ”之 间 关 系 的 分析框架，见图 １。 图 １　本研究分析框架 三、数据来源、变量设置与模型构建 （一）数据来源 本研究所用数据源于 ２０１７年中国社会状况综合调查（ＣｈｉｎｅｓｅＳｏｃｉａｌＳｕｒｖｅｙ，ＣＳＳ），该调查覆盖 全国 ２９个省（直辖市、自治区），共计调查问卷 １０１４３份。根据研究内容，对相关数据筛选处理，共 得有效问卷 ５６２２份。样本基本特征见表 １。 表 １　样本基本特征 特征 分类指标 频数 比例（％） 特征 分类指标 频数 比例（％） 性别 政治面貌 男 ２６３２ ４６．８２ 中共党员 ３４６ ６．１５ 婚姻 女 ２９９０ ５３．１８ 民族 其他 ５２７６ ９３．８５ 已婚 ４６３４ ８２．４３ 汉族 ５１５０ ９０．８４ 收入 其他 ９８８ １７．５７ 年龄 其他 １００００元及以下 ３２６８ ５８．１３ ３０岁以下 ４７２ ９．１６ １０００１～３００００元 １３３６ ２３．７６ ３０～４９岁 ７３１ １３．００ ３０００１～５００００元 ５９８ １０．６４ ５０～６９岁 １８７７ ３３．３９ ５００００元及以上 ４２０ ７．４７ ７０岁及以上 ２７１３ ４８．２６ ３０１ ５．３５ （二）变量设置 １．被解释变量：村民自治。村民自治的核心内容为“民主选举、民主决策、民主管理和民主监 督”。因此，结合“村民自治”内容并根据制度性参与和非制度性参与，将村民自治的民主选举测量 指标选取为“参加村委会选举”；民主决策操作化为“参加村、单位的重大决策讨论，参加线上或线 下政治问题讨论”；民主管理的代理变量为“参加志愿者活动，参加社会公益活动”；民主监督的测 量指标为“向媒体反映社会问题，向政府反映意见，参加罢工、游行等行动，参加线上或线下维权行 动”。村民自治的 ９个指标测量方式为“参加 ＝１”，“未参加 ＝０”。运用主成分因子分析方法对 ９ 个指标做因子分析，依据特征根值大于 １的原则提取公因子（１．６１４；１．５６６；１．３６２），根据旋转后的

第 ６期 徐龙顺：农民可持续生计与村民自治 　　３９　 方差解释率计算村民自治，ＫＭＯ检验结果为 ０．７０８，说明可以进行因子分析（见表 ２）。 表 ２　村民自治的主成分因子分析 测量指标 均值 标准差 ｆａｃｔｏｒ１ 因子载荷 ｆａｃｔｏｒ３ 参加村委会选举 ０．３７２ ０．４８３ －０．０６８ ｆａｃｔｏｒ２ ０．６２７ 参加村、单位的重大决策讨论 ０．０９７ ０．２９７ －０．０１５３ ０．５６５ 参加线上或线下政治问题讨论 ０．１１３ ０．３１７ －０．０８４ －０．１０８ 参加志愿者活动 ０．０６８ ０．２５１ ０．１１９ －０．０１０ －０．０７６ 参加社会公益活动 ０．１３４ ０．３４０ －０．１３９ ０．０５１ 向媒体反映社会问题 ０．０２３ ０．１５１ －０．１３９ ０．３１２ －０．０７８ 向政府反映意见 ０．０８０ ０．２７１ ０．５５１ ０．１５６ 参加罢工、游行等行动 ０．００４ ０．０６４ ０．３０２ ０．５０１ －０．０６７ 参加线上或线下维权行动 ０．０１３ ０．１１４ ０．２８２ ０．１４１ ０．００７ ＫＭＯ检验值 ０．４７８ －０．００９ ０．４８０ －０．１４２ ０．７０８ －０．１３６ 　　２．解释变量：可持续生计。参考苏芳等［２７］、赵恬等［２９］研究，本文从人力资本、自然资本、物质 资本、金融资本、社会资本五个方面设置指标测量可持续生计，具体变量含义及赋值见表 ３。 表 ３　主要变量描述性统计 变量类别 变量 变量含义及赋值 最小值 最大值 均值 标准差 被解释变量 ０．１８６ ２．９２ ２．０９×１０－９ ０．２９２ Ａｕｔｏｎｏｍｙ 村民自治：因子分析 解释变量 １ ６ ２．７３８ １．０８４ Ｅｄｕ 受教育程度：未受过教育 ＝１；小学 ＝２；初中 ＝３； 中介变量 高中（普通高中、中专、职高技校）＝４；大学（大学 １ ４ ２．４９８ ０．９０５ 控制变量 Ｋｎｏｗｌｅｄｇｅ 专科、大学本科）＝５；研究生 ＝６ 政治知识和能力：１～４政治知识和能力自主评价 ２０ ７３ ４９．２３５ １４．０６５ Ａｇｅ 依次递增 ０ ５２５ ４．９４６ １４．６４０ Ｌａｎｄ 年龄（岁）：连续变量 ０ １．１３１ ０．４９０ Ｈｏｕｓｅ 经营土地面积（平方米）：连续变量 ０ ７ ９．２４２ １．４０９ Ｉｎｃｏｍｅ 拥有几套房子（套）：连续变量 １．０９９ １４．２２１ ９．９０４ １．２６０ Ｓａｖｉｎｇ 个人总收入（元）：取对数 ０ １６．１１７ ０．０１２ ０．１１１ Ｓｕｂｓｉｄｙ 家庭总储蓄（元）：取对数 ０ ０．８１２ ０．３９０ Ｉｎｓｕｒａｎｃｅ 是否获得村委会福利补贴：是 ＝１；否 ＝０ ０ １ ０．３４２ ０．４７５ Ｉｎｔｅｒｎｅｔ 是否参加医疗保险或公费医疗：是 ＝１；否 ＝０ ０ １ ０．６８６ ０．４６４ Ｊｏｂ 是否上网：是 ＝１；否 ＝０ ０ １ ０．２９８ ０．４５７ Ｇｒｏｕｐ 工作情况：有 ＝１；无 ＝０ １ １ ６．１６０ １．９５４ Ｓｏ＿ｔｒｕｓｔ 是否线上或线下参加团体：参加 ＝１；未参加 ＝０ １ 社会信任水平：１－１０信任度依次递增 １ １０ Ｐｏ＿ｉｎｔｅｒｅｓｔ 政治兴趣：很不感兴趣 ＝１；不太感兴趣 ＝２；比较 感兴趣 ＝３；很感兴趣 ＝４ １ ４ ２．４３１ ０．９４２ Ｐｏ＿ｔｒｕｓｔ 政治信任：很不信任 ＝１；不太信任 ＝２；比较信任 ＝３；很信任 ＝４ ０ ４ ２．８１３ ０．９２４ Ｓｅｘ 性别：男 ＝１；女 ＝０ ０ Ｍａｒｒｉｅｄ 婚姻状况：已婚 ＝１；其他 ＝０ ０ １ ０．４６８ ０．４９９ Ｐｏ＿ｓｔａｔｕｓ 政治面貌：中共党员 ＝１；其他 ＝０ １ ０．８２４ ０．３８１ 身份认同：认为自己是本地人 ＝１；认为自己是外 ０ １ ０．０６２ ０．２４０ Ｉｄｅｎｔｉｔｙ 地人 ＝０ 省份：２９个省（直辖市、自治区） — １ ０．９２０ ０．２７２ Ａｒｅａ — —— 　　３．中介变量：政治兴趣、政治信任。参考 Ｂａｒａｓｃｈ等［３６］研究，政治兴趣主要衡量指标为“对政 治活动的兴趣程度”，政治信任的操作化指标为“对乡镇基层政府的信任”。 ４．控制变量。除了选取性别、婚姻状况、政治面貌等人口学特征变量外，考虑到身份认同，不 同地域经济、文化、政治等因素对村民自治采取的行为模式可能不同，因此选取身份认同和省份作

４０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 为控制变量。 图 ２　中介效应作用机制模型 （三）模型构建 　　农民可持续生计并非单一路径影响村民 自治，政治兴趣和政治信任可能发挥着可持续 生计与村民自治的中介作用，作用过程如图 ２ 所示。因此本文在基准回归模型的基础上，参 照温忠麟等 ［３７］中 介 效 应 分 析 方 法 构 建 中 介 效 应模型如下。 Ａｕｔｏｎｏｍｙｉ＝α０ ＋α１ｌｉｖｅｌｉｈｏｏｄｉ＋Ｚｉ＋εｉ （１） Ｐｏ＿ｉｎｔｅｒｅｓｔｉ＝β０ ＋β１ｌｉｖｅｌｉｈｏｏｄｉ＋Ｚｉ＋εｉ （２） Ｐｏ＿ｔｒｕｓｔｉ＝λ０ ＋λ１ｌｉｖｅｌｉｈｏｏｄｉ＋Ｚｉ＋εｉ （３） Ａｕｔｏｎｏｍｙｉ＝γ０ ＋γ１ｌｉｖｅｌｉｈｏｏｄｉ＋γ２Ｐｏ＿ｉｎｔｅｒｅｓｔｉ＋Ｚｉ＋εｉ （４） Ａｕｔｏｎｏｍｙｉ＝φ０ ＋φ１ｌｉｖｅｌｉｈｏｏｄｉ＋φ２Ｐｏ＿ｔｒｕｓｔｉ＋Ｚｉ＋εｉ （５） 本文共构建 ５个计量模型，其中，ｉ代表农民个体，Ａｕｔｏｎｏｍｙ代表村民自治，ｌｉｖｅｌｉｈｏｏｄ为人力资 本、自然资本、物质资本、金融资本、社会资本在内的可持续生计，Ｐｏ＿ｉｎｔｅｒｅｓｔ为政治兴趣，Ｐｏ＿ｔｒｕｓｔ 为政治信任，Ｚ为控制变量，α、β、λ、γ、φ为待估参数，εｉ为随机扰动项。 四、农民可持续生计对村民自治影响的结果分析 （一）基本结果分析 表 ４汇报了农民可持续生计对村民自治的影响。首先，在人力资本对村民自治的影响方面， 由模型（６）可 知，教 育 对 村 民 自 治 存 在 显 著 的 正 向 影 响，农 民 受 教 育 程 度 每 提 高 一 个 标 准 差 （１０８４），村民自治的可能性就提高 １２个百分点，Ｈ１ａ得以检验；政治知识和能力在 １％的显著性 水平上正向影响村民自治，与 Ｈ１ｂ观点一致，说明知识和能力基本素养是村民自治的重要支撑；年 龄在 １％的显著性水平上正向影响村民自治，Ｈ１ｃ得到验证，说明在 ２０～７３岁的年龄范围内，村民 年龄越大参与自治的概率越高，这符合我国农村“空巢老人”和“空巢家庭”的现状。在自然资本对 村民自治的影响方面，土地生产要素并没有通过显著性检验，即 Ｈ２不成立，可能的解释是：随着工 业化和城镇化推进，农村土地抛荒化愈发严重，农民对土地的情感愈发薄弱。在物质资本对村民 自治的影响方面，农民所拥有的房子数量对村民自治影响不显著，Ｈ３不成立，可能的解释是：相对 于城市而言，农村宅基地市场流动性不足、市场化程度较低，其市场价值的评估还不完善，同时，农 民对住房数量并没有较高的渴望，因此房子数量并不是影响村民自治的关键变量。在金融资本对 村民自治的影响方面，个人总收入对村民自治存在显著的负向影响，与 Ｈ４ａ观点相反，说明收入水 平越高的个体单位时间的劳动价值越高，会有更多时间投入生产资料活动而无暇参与自治活动； 家庭总储蓄对村民自治并没有统计学意义上的显著性，Ｈ４ｂ不成立；福利补贴对村民自治影响不 显著，Ｈ４ｃ没有通过检验；参加医疗保险或公费医疗在 １％的显著性水平上正向影响村民自治，Ｈ４ｄ 成立。在社会资本对村民自治的影响方面，是否上网、工作情况、参加团体情况和社会信任水平均 正向影响村民自治行为，Ｈ５ａ和 Ｈ５ｂ得以验证。 其次，在控制变量中，性别、政治面貌和身份认同对村民自治有显著影响，而婚姻状况则不具 备显著的统计学意义。 （二）稳健性检验 为进一步检验表 ４估计结果的稳健性，本文通过更改被解释变量的处理方式进行检验。将村

第 ６期 徐龙顺：农民可持续生计与村民自治 　　４１　 民自治的 ９项指标的得分进行等权重加总作村民自治（Ａｕｔｏｎｏｍｙ２）的得分。表 ５估计结果显示， 除自然资本、物质资本、家庭总储蓄和福利补贴外，其余农民可持续生计对村民自治均有显著影 响，个人总收入的影响系数为负，其余为正，总体回归结果与表 ４一致，说明回归结果具有稳健性。 表 ４　农民可持续生计对村民自治影响的估计结果 （１） （２） （３） （４） （５） （６） Ａｕｔｏｎｏｍｙ Ａｕｔｏｎｏｍｙ Ａｕｔｏｎｏｍｙ Ａｕｔｏｎｏｍｙ Ａｕｔｏｎｏｍｙ Ａｕｔｏｎｏｍｙ Ｅｄｕ ０．０２６（０．００４） ０．０１２（０．００６） Ｋｎｏｗｌｅｄｇｅ ０．０２４（０．００６） Ａｇｅ ０．０２６（０．００４） ０．００１（０．００１） Ｌａｎｄ ０．００１（０．０００１） Ｈｏｕｓｅ ０．００１（０．００３） ０．０１４（０．０１） Ｉｎｃｏｍｅ －０．０１０（０．００４） Ｓａｖｉｎｇ ０．０００２（０．００３） ０．００４（０．００４） Ｓｕｂｓｉｄｙ ０．０１７（０．０３５） Ｉｎｓｕｒａｎｃｅ ０．０１３（０．００９） ０．０３９（０．０１３） Ｉｎｔｅｒｎｅｔ ０．０５４（０．０１４） Ｊｏｂ ０．００２（０．００４） ０．０２７（０．０１２） Ｇｒｏｕｐ ０．１２７（０．０１３） Ｓｏ＿ｔｒｕｓｔ ０．０１２（０．００４） ０．００２（０．００３） Ｓｅｘ ０．０４２（０．０１１） Ｍａｒｒｉｅｄ ０．０２６（０．０３６） ０．００１（０．０１５） Ｐｏ＿ｓｔａｔｕｓ ０．１８４（０．０２５） Ｉｄｅｎｔｉｔｙ ０．０５２（０．０１３） ０．０６５（０．０１６） ０．０３３（０．００９） ０．０２０（０．００９） ０．１２３（０．００９） ０．００２（０．００２） ０．０４３（０．００８） ０．０５２（０．００８） ０．０５２（０．００８） ０．０５４（０．０１１） ０．０４６（０．００８） －０．０１７（０．０１１） －０．０３６（０．０１１） －０．０３６（０．０１１） －０．０２０（０．０１５） －０．０１１（０．０１１） ０．１９８（０．０２２） ０．２１９（０．０２２） ０．２１８（０．０２２） ０．２１８（０．０２６） ０．２０１（０．０２１） ０．０６９（０．０１２） ０．０５７（０．０１２） ０．０５６（０．０１２） ０．０７０（０．０１７） ０．０７０（０．０１１） 省哑变量 ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＿ｃｏｎｓ －０．２０７（０．０２８） －０．０４７（０．０１８） －０．０６０（０．０２１） －０．２５４（０．０５３） －０．１５３（０．０２２） －０．３３０（０．０６２） Ｒ２ ０．０６８ ０．０５３ ０．０５３ ０．０７４ ０．０９８ ０．１３７ 　注： 、 、 分别表示 １％、５％、１０％显著性水平；括号内为稳健标准误。 表 ５　农民可持续生计对村民自治（加权得分）影响的估计结果 （１） （２） （３） （４） （５） （６） Ａｕｔｏｎｏｍｙ２ Ａｕｔｏｎｏｍｙ２ Ａｕｔｏｎｏｍｙ２ Ａｕｔｏｎｏｍｙ２ Ａｕｔｏｎｏｍｙ２ Ａｕｔｏｎｏｍｙ２ ０．００１（０．００１） ０．０４４（０．０３３） Ａｇｅ ０．００３（０．００１） ０．００９（０．００２） Ｅｄｕ ０．１２９（０．０１７） ０．０７３（０．０２６） Ｋｎｏｗｌｅｄｇｅ ０．１０１（０．０１７） ０．０９４（０．０２３） Ｌａｎｄ Ｈｏｕｓｅ ０．００３（０．００２） Ｉｎｃｏｍｅ Ｓａｖｉｎｇ －０．００３（０．０１７） ０．０４７（０．０４１） Ｓｕｂｓｉｄｙ ０．０４４（０．０１８） －０．０４９（０．０１８） Ｉｎｓｕｒａｎｃｅ Ｉｎｔｅｒｎｅｔ ０．００７（０．０１８） Ｊｏｂ Ｇｒｏｕｐ ０．１４１（０．１６８） ０．１０３（０．１６３） Ｓｏ＿ｔｒｕｓｔ ０．２４５（０．０５４） ０．１７９（０．０５３） 控制变量 ０．２０７（０．０５５） 省哑变量 ０．０９７（０．０３４） ０．１５３（０．０５１） ＿ｃｏｎｓ ０．１１２（０．０３２） ０．５６７（０．０５２） Ｒ２ ０．５４０（０．０３７） ０．０２０（０．０１１） ０．０２１（０．００８） ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ －０．６６０（０．２６４） －０．２３２（０．１１４） ０．５７６（０．０７２８） ０．５３１（０．０８２） －０．０９８（０．２２６） ０．０８４（０．０８７） ０．０８３ ０．０６６ ０．０６６ ０．０８６ ０．１１８ ０．１５９ 　注： 、 、 分别表示 １％、５％、１０％显著性水平；括号内为稳健标准误。

４２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 （三）影响机制检验 １．农民可持续生计对政治兴趣和政治信任的影响 由表 ４基本回归结果可知，农民自然资本和物质资本对村民自治并没有显著影响，在影响机 制检验中终止检验。在进行影响机制检验之前，对人力资本、金融资本和社会资本各代理变量进 行因子分析①，依据特征根值大于 １的原则提取公因子计算人力资本（Ｈｕｍａｎ）、金融资本（Ｆｉｎａｎ ｃｉａｌ）和社会资本（Ｓｏｃｉａｌ）。借鉴温忠麟等［３７］中介效应检验方法，首先考察农民可持续生计对政治 兴趣和政治信任的影响，结果见表 ６。 表 ６　农民可持续生计对政治兴趣和政治信任影响的估计结果 （１） （２） （３） （４） （５） （６） Ｐｏ＿ｔｒｕｓｔ Ｐｏ＿ｉｎｔｅｒｅｓｔ Ｐｏ＿ｉｎｔｅｒｅｓｔ Ｐｏ＿ｉｎｔｅｒｅｓｔ Ｐｏ＿ｔｒｕｓｔ Ｐｏ＿ｔｒｕｓｔ ０．１４８（０．０３０） Ｈｕｍａｎ ０．１００（０．０１３） －０．１２４（０．０１３） ＹＥＳ Ｆｉｎａｎｃｉａｌ ＹＥＳ Ｓｏｃｉａｌ －０．０１７（０．０４３） －０．０９４（０．０４１） 控制变量 ２．５７０（０．０６１） ０．１８５（０．０３０） ０．０１８ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ 省哑变量 ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＿ｃｏｎｓ Ｒ２ ２．３９８（０．０６５） ２．４６４（０．０８９） ２．５０４（０．０６２） ２．７２８（０．０６４） ２．６５３（０．０８６） ０．０３１ ０．０２９ ０．０２８ ０．０２９ ０．０２２ 　注： 、 、 分别表示 １％、５％、１０％显著性水平；括号内为稳健标准误。 　　表 ６模型（１）和（４）显示，人力资本在 １％的显著性水平上正向影响政治兴趣且负向影响政治 信任，人力资本水平较高的农民表现为较高政治兴趣，但农民政治信任显著降低，这符合世界公民 对政府信任水平普遍降低的趋势。由模型（２）和（５）可知，金融资本在 ５％的显著性水平上负向影 响政治兴趣和政治信任，说明金融资本较高的农民有稳定的工作和收入来源，单位时间劳动价值 较高，更有可能成为政治消极公民。此外，具有较高金融资本的农民对政府提供公共服务的可及 性、便利性需求较高，乃至更高层次的尊重需求、自我实现需求和自我超越需求也较难得到满足， 从而造成对政府的不信任。模型（３）和（６）表明，社会资本在 １％的显著性水平上正向影响政治兴 趣和政治信任，社会资本较丰富的个体在社会网络上表现为拥有更高层次的人际网络和更为丰富 的政治信息，从而转化为“寻租”的资本，在社会信任上表现为拥有更高的信任感知，具有更高的政 治效能感，从而将社会信任转化为政治信任。 ２．农民可持续生计和政治兴趣、政治信任对村民自治的影响 接续农民可持续生计对政治兴趣和政治信任的影响研究，进一步考察农民可持续生计和政治 兴趣、政治信任对村民自治的影响，从而完成整个中介效应的影响机制检验。估计结果见表 ７。 表 ７　农民可持续生计和政治兴趣、政治信任对村民自治影响的估计结果 （１） （２） （３） （４） （５） （６） （７） （８） （９） Ａｕｔｏｎｏｍｙ Ａｕｔｏｎｏｍｙ Ａｕｔｏｎｏｍｙ Ａｕｔｏｎｏｍｙ Ａｕｔｏｎｏｍｙ Ａｕｔｏｎｏｍｙ Ａｕｔｏｎｏｍｙ Ａｕｔｏｎｏｍｙ Ａｕｔｏｎｏｍｙ Ｐｏ＿ｉｎｔｅｒｅｓｔ ０．０３３（０．００４） ０．０３９（０．００５） ０．０３２（０．００４） Ｐｏ＿ｔｒｕｓｔ Ｈｕｍａｎ －０．０１０（０．００４） －０．０１８（０．００６） －０．０１７（０．００４） Ｆｉｎａｎｃｉａｌ Ｓｏｃｉａｌ ０．０３１（０．００４） ０．０２７（０．００４） ０．０２９（０．００４） ０．０４６（０．０１２） ０．０４７（０．０１２） ０．０４５（０．０１２） ０．１３０（０．０１０） ０．１２５（０．０１０） ０．１３３（０．０１０） 控制变量 ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ 省哑变量 ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＹＥＳ ＿ｃｏｎｓ －０．０８３（０．０１８）－０．０７５（０．０２６）－０．０５６（０．０１８）－０．１６３（０．０２０）－０．１７２（０．０２９）－０．１３４（０．０１９） －０．０５７（０．０２２） －０．０２７（０．０３１） －０．０１１（０．０２１） Ｒ２ ０．０６２ ０．０７０ ０．０８６ ０．０７３ ０．０８６ ０．０９６ ０．０６３ ０．０７４ ０．０８９ 　注： 、 、 分别表示 １％、５％、１０％显著性水平；括号内为稳健标准误。 ① 限于篇幅，因子分析过程省略。

第 ６期 徐龙顺：农民可持续生计与村民自治 　　４３　 　　表 ７模型（１）、（２）、（３）显示，总体来看，人力资本、金融资本和社会资本均在 １％的显著性水 平上正向影响村民自治，Ｈ１、Ｈ４、Ｈ５验证成立。模型（４）、（５）、（６）显示，政治兴趣在 １％的显著性 水平上正向作用于村民自治，这与 Ｈ６观点一致，因为政治兴趣较高的农民对社会事务较为敏锐和 热情，这符合“心理学模型”基本假设，结合表 ６模型（１）、（２）、（３），Ｈ８ａ、Ｈ８ｄ、Ｈ８ｅ通过检验。模 型（７）、（８）、（９）显示，政治信任对村民自治存在显著负影响，Ｈ７不成立，结合表 ６模型（４）、（５）、 （６），Ｈ９ａ、Ｈ９ｄ、Ｈ９ｅ通过验证。 ３．中介效应量分析 根据本文中介效应作用机制模型，参考温忠麟等［３７］研究方法，报告政治兴趣、政治信任在农民 可持续生计影响村民自治中的中介效应量。首先比较 β１γ２与 γ１，λ１φ２与 φ１的符号，若同号，属于 部分中介效应，报告中介效应占总效应比例，即 β１γ２／α１、λ１φ２／α１；若异号，属于遮掩效应，报告间 接效应与直接效应比例的绝对值，即 β１γ２／γ１ 、 λ１φ２／φ１ 。因此，结合表 ６和表 ７，计算中介效应 的效应量如表 ８所示。 表 ８　中介效应的效应量 ％ 政治兴趣 人力资本与村民自治 金融资本与村民自治 社会资本与村民自治 政治信任 ａ．１０．６５ ｂ．１４．１０ ａ．４．５５ ａ．４．００ ａ．３．６８ ｂ．１．８９ 　注：ａ代表部分中介效应；ｂ代表遮掩效应。 五、结论与启示 本文利用 ＣＳＳ２０１７微观调查数据，基于可持续生计分析框架的现实思考，全面探讨农民可持 续生计对村民自治的影响及作用机制，并进行稳健性检验。本文得出以下结论：（１）人力资本、金 融资本和社会资本对村民自治具有显著正向影响，其中金融资本影响效应最大，人力资本影响效 应次之，社会资本影响效应最小，而自然资本和物质资本对村民自治的影响并不显著。（２）人力资 本层面的受教育程度、政治知识和能力贡献较大；金融资本层面的收入影响效应显著为负，参加医 疗保险或公费医疗的正向贡献最大；社会资本层面的社会网络具有较大的显著正效应，而社会信 任贡献效应较小。（３）影响机制发现，人力资本、金融资本和社会资本通过政治兴趣和政治信任影 响村民自治。（４）政治兴趣和政治信任在农民可持续生计影响村民自治中存在部分中介效应或遮 掩效应，政治兴趣的中介效应量较大，政治信任的中介效应量较小。 据此，本文得出以下政策启示：（１）整体而言，夯实“村民自治”基石，改善农民生计资本，形塑 农民参与村民自治的心理，激活农民主体活力，提高村民自治参与度和获得感，发挥农民参与村民 自治的积极性与创造性。（２）在参与能力制约方面，完善乡村教育基础设施，优化乡村教育财政投 入结构，鼓励农民继续教育；健全农民参与村民自治渠道，丰富农民参与村民自治知识；完善乡村 社会保障制度，提高医疗保险和公费医疗等福利保障，培育“双创型”新农民；完善乡村网络基础设 施，提高互联网普及率，构建村民自治信息平台；整合传统乡村社会组织，培育新型乡村社会组织； 培育农村良好社会风气，提高农民社会信任水平。（３）在参与心理意愿方面，充分尊重村民自治中 的农民主体地位，提高农民“政治热情”和“政治兴趣”，鼓励农民参与选举投票、志愿组织、上诉维 权等行为活动；在公民本位、社会本位理念下强化“服务型政府”建设，使得农民享有更高的生活幸 福感和政治效能感。 参考文献： ［１］雷明．论农村社会治理生态之构建［Ｊ］．中国农业大学学报（社会科学版），２０１６（６）：５－１３．

４４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 ［２］卢志强，曹广忠，李贵才．农户生计资本特征及对生活满意度的影响—基于中国 １３省 ２５县抽样调查数据的分 析［Ｊ］．北京大学学报（自然科学版），２０２１（３）：５５６－５６４． ［３］毛一敬．分类治之：村民自治与国家嵌入的平衡机制与逻辑［Ｊ］．中共福建省委党校（福建行政学院）学报，２０２０ （６）：７１－８０． ［４］ＶＥＣＣＨＩＯＮＥＭ，ＣＡＰＲＡＲＡ Ｇ Ｖ．Ｐｅｒｓｏｎａｌｉｔｙｄｅｔｅｒｍｉｎａｎｔｓｏｆｐｏｌｉｔｉｃａｌｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ：Ｔｈｅｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎｏｆｔｒａｉｔｓａｎｄ ｓｅｌｆｅｆｆｉｃａｃｙｂｅｌｉｅｆｓ［Ｊ］．ＰｅｒｓｏｎａｌｉｔｙａｎｄＩｎｄｉｖｉｄｕａｌＤｉｆｆｅｒｅｎｃｅｓ，２００９（４）：４８７－４９２． ［５］ＤＩＮＥＳＥＮＰＴ，ＤＡＷＥＳＣＴ，ＪＯＨＡＮＮＥＳＳＯＮＭ，ＥＴＡＬ．Ｅｓｔｉｍａｔｉｎｇｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆｅｄｕｃａｔｉｏｎｏｎｐｏｌｉｔｉｃａｌｐａｒｔｉｃｉｐａ ｔｉｏｎ：Ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍ ｍｏｎｏｚｙｇｏｔｉｃｔｗｉｎｓｉｎｔｈｅＵｎｉｔｅｄＳｔａｔｅｓ，ＤｅｎｍａｒｋａｎｄＳｗｅｄｅｎ［Ｊ］．ＰｏｌｉｔｉｃａｌＢｅｈａｖｉｏｒ，２０１６（３）： ５７９－６０１． ［６］张旭，王成军．政府在激励农户参与农村公共环境治理中的角色定位：教育引导抑或行为示范［Ｊ］．干旱区资源 与环境，２０２１（９）：２２－３０． ［７］ＰＥＲＳＳＯＮＭ．Ｅｄｕｃａｔｉｏｎａｎｄｐｏｌｉｔｉｃａｌｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ［Ｊ］．ＢｒｉｔｉｓｈＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｏｌｉｔｉｃａｌＳｃｉｅｎｃｅ，２０１５（３）：６８９－７０３． ［８］ＳＨＩＴ，ＬＯＵＤ．ＳｕｂｊｅｃｔｉｖｅｅｖａｌｕａｔｉｏｎｏｆｃｈａｎｇｅｓｉｎｃｉｖｉｌｌｉｂｅｒｔｉｅｓａｎｄｐｏｌｉｔｉｃａｌｒｉｇｈｔｓｉｎＣｈｉｎａ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＣｏｎｔｅｍ ｐｏｒａｒｙＣｈｉｎａ，２０１０（６３）：１７５－１９９． ［９］何可，张俊飚，张露，等．人际信任、制度信任与农民环境治理参与意愿———以农业废弃物资源化为例［Ｊ］．管理 世界，２０１５（５）：７５－８８． ［１０］汪红梅，惠涛，张倩．信任和收入对农户参与村域环境治理的影响［Ｊ］．西北农林科技大学学报（社会科学版）， ２０１８（５）：９４－１０３． ［１１］李辉婕，胡侦，陈洋庚．资本禀赋、获得感与农民有序政治参与行为———基于 ＣＧＳＳ２０１５数据的实证研究［Ｊ］． 农业技术经济，２０１９（１０）：１３－２６． ［１２］史雨星，姚柳杨，赵敏娟．社会资本对牧户参与草场社区治理意愿的影响———基于 ＴｒｉｐｌｅＨｕｒｄｌｅ模型的分析 ［Ｊ］．中国农村观察，２０１８（３）：３５－５０． ［１３］陈升，卢雅灵．社会资本、政治效能感与公众参与社会矛盾治理意愿———基于结构方程模型的实证研究［Ｊ］．公 共管理与政策评论，２０２１（２）：１６－３０． ［１４］闫臻．嵌入社会资本的乡村社会治理运转：以陕南乡村社区为例［Ｊ］．南京农业大学学报（社会科学版），２０１５ （４）：２６－３４． ［１５］许篧，申鲁菁．社会资本整合与治理效能提升：乡村善治的逻辑路径———基于浙江的经验研究［Ｊ］．浙江学刊， ２０２１（４）：３５－４１． ［１６］卢青青．资本下乡与乡村治理重构［Ｊ］．华南农业大学学报（社会科学版），２０１９（５）：１２０－１２９． ［１７］于水，孟伟林．村民自治中社会资本的异化及功能重塑———基于豫东 Ｓ村的个案考察［Ｊ］．农林经济管理学报， ２０２１（１）：１１４－１２１． ［１８］刘燕．农村村民自治研究热点及演变路径［Ｊ］．华南农业大学学报（社会科学版），２０１９（３）：４４－５２． ［１９］慕良泽．村民自治研究 ４０年：理论视角与发展趋向［Ｊ］．中国农村观察，２０１８（６）：２－１１． ［２０］王丽惠．控制的自治：村级治理半行政化的形成机制与内在困境———以城乡一体化为背景的问题讨论［Ｊ］．中 国农村观察，２０１５（２）：５７－６８． ［２１］朱战辉．村级治理行政化的运作机制、成因及其困境———基于黔北米村的经验调查［Ｊ］．地方治理研究，２０１９ （１）：４３－５６． ［２２］章文光，刘丽莉．精准扶贫背景下国家权力与村民自治的“共栖”［Ｊ］．政治学研究，２０２０（３）：１０２－１１２． ［２３］ＭＡＹＥＲＡＫ．Ｄｏｅｓｅｄｕｃａｔｉｏｎｉｎｃｒｅａｓｅｐｏｌｉｔｉｃａｌｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ？［Ｊ］．ＴｈｅＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｏｌｉｔｉｃｓ，２０１１（３）：６３３－６４５． ［２４］ＪＯＨＡＮＮＤ．Ｓｐｅｃｉｆｉｃｐｏｌｉｔｉｃａｌｋｎｏｗｌｅｄｇｅａｎｄｃｉｔｉｚｅｎｓ′ｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ：Ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍ Ｇｅｒｍａｎｙ［Ｊ］．ＡｃｔａＰｏｌｉｔｉｃａｌ， ２０１２（１）：４２－６６． ［２５］ＶＥＣＣＨＩＯＮＥＭ，ＣＡＰＲＡＲＡＧＶ．Ｐｅｒｓｏｎａｌｉｔｙｄｅｔｅｒｍｉｎａｎｔｓｏｆｐｏｌｉｔｉｃａｌｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ：Ｔｈｅｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎｏｆｔｒａｉｔｓａｎｄ ｓｅｌｆｅｆｆｉｃａｃｙｂｅｌｉｅｆｓ［Ｊ］．ＰｅｒｓｏｎａｌｉｔｙａｎｄＩｎｄｉｖｉｄｕａｌＤｉｆｆｅｒｅｎｃｅｓ，２００９（４）：４８７－４９２． ［２６］伍艳．生计资本视角下农户稳定脱贫的动态测度［Ｊ］．华南农业大学学报（社会科学版），２０２０（２）：５１－５９． ［２７］苏芳，马南南，宋妮妮，等．不同帮扶措施执行效果的差异分析———基于可持续生计分析框架［Ｊ］．中国软科学， ２０２０（１）：５９－７１．

第 ６期 徐龙顺：农民可持续生计与村民自治 　　４５　 ［２８］伍艳．金融资本和人力资本视角下农户收入差距的微观因素［Ｊ］．西南民族大学学报（人文社会科学版），２０２０ （１１）：１３４－１４３． ［２９］赵恬，杜君楠．生计资本、风险承担能力对农户贷款方式选择的影响［Ｊ］．金融与经济，２０２０（９）：５１－５９． ［３０］帕特南．使民主运转起来［Ｍ］．南昌：江西人民出版社，２００１． ［３１］李泽宇，罗小锋，黄 炎 忠，等．“激 励 ”ＯＲ“约 束 ”———社 会 资 本 对 农 户 村 域 生 态 治 理 参 与 意 愿 的 作 用 再 思 考 ［Ｊ］．中国农业大学学报，２０２０（２）：１８４－１９８． ［３２］ＳＣＨＥＵＦＥＬＥＤ Ａ．Ｅｘａｍｉｎｉｎｇｄｉｆｆｅｒｅｎｔｉａｌｇａｉｎｓｆｒｏｍ ｍａｓｓｍｅｄｉａａｎｄｔｈｅｉｒｉｍｐｌｉｃａｔｉｏｎｓｆｏｒｐａｒｔｉｃｉｐａｔｏｒｙｂｅｈａｖｉｏｒ ［Ｊ］．ＣｏｍｍｕｎｉｃａｔｉｏｎＲｅｓｅａｒｃｈ，２００２（１）：４６－６５． ［３３］丁太平，刘新胜，刘桂英．中国公众环境治理参与群体的分类及其影响因素［Ｊ］．上海行政学院学报，２０２１（１）： ６９－８２． ［３４］布迪厄，华康德．实践与反思：反思社会学导引［Ｍ］．北京：中央编译出版社，１９９８． ［３５］ＡＪＺＥＮ，ＩＣＥＫ．Ｕｎｄｅｒｓｔａｎｄｉｎｇａｔｔｉｔｕｄｅｓａｎｄｐｒｅｄｉｃｔｉｎｇｓｏｃｉａｌｂｅｈａｖｉｏｒ［Ｍ］．ＮｅｗＪｅｒｓｅｙ：Ｐｒｅｎｔｉｃｅｈａｌｌ，１９８０． ［３６］ＢＡＲＡＳＣＨ Ａ，ＬＥＶＩＮＥＥＥ，ＢＥＲＭＡＮＪＺ，ＥＴＡＬ．Ｓｅｌｆｉｓｈｏｒｓｅｌｆｌｅｓｓ？Ｏｎｔｈｅｓｉｇｎａｌｖａｌｕｅｏｆｅｍｏｔｉｏｎｉｎａｌｔｒｕｉｓｔｉｃ ｂｅｈａｖｉｏｒ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｅｒｓｏｎａｌｉｔｙ＆ ＳｏｃｉａｌＰｓｙｃｈｏｌｏｇｙ，２０１４（３）：３９３－４１３． ［３７］温忠麟，叶宝娟．中介效应分析：方法和模型发展［Ｊ］．心理科学进展，２０１４（５）：７３１－７４５． Ｆａｒｍｅｒｓ’ＳｕｓｔａｉｎａｂｌｅＬｉｖｅｌｉｈｏｏｄａｎｄＶｉｌｌａｇｅｒｓ’Ａｕｔｏｎｏｍｙ ＸＵＬｏｎｇｓｈｕｎ （ＳｃｈｏｏｌｏｆＰｕｂｌｉｃＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＡｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｏｎ，ＳｈａｎｇｈａｉＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｓｈａｎｇｈａｉ２００４３３，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：ＴｈｉｓｐａｐｅｒｕｓｅｓｔｈｅＣＳＳ２０１７ｎａｔｉｏｎａｌｍｉｃｒｏｓｕｒｖｅｙｄａｔａ，ｂａｓｅｄｏｎｔｈｅｓｕｓｔａｉｎａｂｌｅｌｉｖｅｌｉｈｏｏｄ ａｎａｌｙｓｉｓｆｒａｍｅｗｏｒｋ，ａｎｄｆｏｌｌｏｗｓｔｈｅ“ａｂｉｌｉｔｙｗｉｌｌｂｅｈａｖｉｏｒ”ｃｈａｉｎｏｆａｃｔｉｏｎｔｏｅｘｐｌｏｒｅｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆｆａｒｍ ｅｒｓ’ｓｕｓｔａｉｎａｂｌｅｌｉｖｅｌｉｈｏｏｄｓｏｎｖｉｌｌａｇｅｒｓ’ａｕｔｏｎｏｍｙａｎｄｉｔｓｍｅｃｈａｎｉｓｍ．Ｒｅｓｅａｒｃｈｓｈｏｗｓｔｈａｔ：ｏｎｔｈｅ ｗｈｏｌｅ，ｆａｒｍｅｒｓ’ｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎｉｎｖｉｌｌａｇｅｒｓ’ａｕｔｏｎｏｍｙｉｓｓｅｒｉｏｕｓｌｙｉｎｓｕｆｆｉｃｉｅｎｔ．Ｈｕｍａｎｃａｐｉｔａｌ，ｆｉｎａｎｃｉａｌ ｃａｐｉｔａｌ，ａｎｄｓｏｃｉａｌｃａｐｉｔａｌｈａｖｅａｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｐｏｓｉｔｉｖｅｉｍｐａｃｔｏｎｖｉｌｌａｇｅｒｓ’ａｕｔｏｎｏｍｙ．Ａｍｏｎｇｗｈｉｃｈ，ｆｉ ｎａｎｃｉａｌｃａｐｉｔａｌｈａｓｔｈｅｌａｒｇｅｓｔｉｍｐａｃｔ，ｆｏｌｌｏｗｅｄｂｙｈｕｍａｎｃａｐｉｔａｌ，ｗｈｉｌｅｓｏｃｉａｌｃａｐｉｔａｌｈａｓｔｈｅｓｍａｌｌｅｓｔ ｉｍｐａｃｔ．Ｈｏｗｅｖｅｒ，ｎａｔｕｒａｌｃａｐｉｔａｌａｎｄｍａｔｅｒｉａｌｃａｐｉｔａｌｈａｖｅｎｏｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｎｖｉｌｌａｇｅｒｓ’ａｕｔｏｎｏ ｍｙ．Ｅｄｕｃａｔｉｏｎｌｅｖｅｌ，ｐｏｌｉｔｉｃａｌｋｎｏｗｌｅｄｇｅａｎｄｐｅｒｓｏｎａｌａｂｉｌｉｔｙｈａｖｅａｌａｒｇｅｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎｏｎｔｈｅｌｅｖｅｌｏｆ ｈｕｍａｎｃａｐｉｔａｌ，ｗｈｉｌｅｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆｆｉｎａｎｃｉａｌｃａｐｉｔａｌｉｓｕｎｃｅｒｔａｉｎ．Ｔｈｅｓｏｃｉａｌｎｅｔｗｏｒｋａｔｔｈｅｓｏｃｉａｌｃａｐｉｔａｌ ｌｅｖｅｌｈａｓａｌａｒｇｅａｎｄｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｐｏｓｉｔｉｖｅｅｆｆｅｃｔ，ｗｈｉｌｅｔｈｅｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｐｏｓｉｔｉｖｅｅｆｆｅｃｔｏｆｓｏｃｉａｌｔｒｕｓｔｉｓｓｍａｌｌ． Ｐｏｌｉｔｉｃａｌｉｎｔｅｒｅｓｔａｎｄｐｏｌｉｔｉｃａｌｔｒｕｓｔｈａｖｅｖａｒｙｉｎｇｄｅｇｒｅｅｓｏｆｐａｒｔｉａｌｍｅｄｉａｔｉｎｇｏｒｃｏｖｅｒｉｎｇｅｆｆｅｃｔｓｉｎｔｈｅｉｎ ｆｌｕｅｎｃｅｏｆｈｕｍａｎｃａｐｉｔａｌ，ｆｉｎａｎｃｉａｌｃａｐｉｔａｌ，ａｎｄｓｏｃｉａｌｃａｐｉｔａｌｏｎｖｉｌｌａｇｅｒｓ’ａｕｔｏｎｏｍｙ，ｗｈｉｌｅｔｈｅｍｅｄｉａ ｔｉｎｇｅｆｆｅｃｔｏｆｐｏｌｉｔｉｃａｌｉｎｔｅｒｅｓｔｉｓｒｅｌａｔｉｖｅｌｙｌａｒｇｅ．Ｔｈｅｒｅｆｏｒｅ，ｉｔｉｓｎｅｃｅｓｓａｒｙｔｏｉｍｐｒｏｖｅｔｈｅｗｉｌｌｉｎｇｎｅｓｓｏｆ ｆａｒｍｅｒｓ’ｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎｉｎｖｉｌｌａｇｅｒｓ’ａｕｔｏｎｏｍｙｆｒｏｍ ｔｈｅｄｉｍｅｎｓｉｏｎｓｏｆｔｈｅｏｖｅｒａｌｌｓｔａｔｕｓｏｆｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ， ｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎｃａｐａｃｉｔｙｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓ，ａｎｄｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎｐｓｙｃｈｏｌｏｇｉｃａｌｗｉｌｌｉｎｇｎｅｓｓ． ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ｖｉｌｌａｇｅｒｓ’ａｕｔｏｎｏｍｙ；ｓｕｓｔａｉｎａｂｌｅｌｉｖｅｌｉｈｏｏｄｓ；ｇｒａｓｓｒｏｏｔｓｇｏｖｅｒｎａｎｃｅ；ｌｉｖｅｌｉｈｏｏｄｃａｐｉｔａｌ