張莎莎， 鄭循剛

(四川農(nóng)業(yè)大學 管理學院，四川成都 611030)

一、農(nóng)戶相對貧困研究

隨著脫貧攻堅任務的全面完成，我國貧困形勢將發(fā)生重大轉(zhuǎn)變。黨的十九屆四中全會指出：“打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，建立解決相對貧困的長效機制”，這說明扶貧工作重心將從絕對貧困轉(zhuǎn)向相對貧困。當前，城鄉(xiāng)之間、社會群體之間的差距并未縮小，財富、資源和機會上的不平等問題仍然受到持續(xù)關注。所以，只要發(fā)展不平衡不充分的現(xiàn)象依然存在，相對貧困就難以避免，扶貧工作需要持續(xù)進行。因此，對農(nóng)戶相對貧困問題的研究已成為學術界普遍關注的熱點問題。

已有學者對于農(nóng)戶相對貧困的研究成果豐富，主要包括理論層面的長效機制研究和實證層面的影響因素研究。在理論方面，蔣永穆認為應從識別機制、保障機制和動力機制三個方面建立解決相對貧困的長效機制[1]。范和生和武政宇認為，要從制度保障、產(chǎn)業(yè)培育、能力建設、人文發(fā)展、心理服務等五個維度探索緩解相對貧困的長效機制[2]。在實證方面，秦建軍和戎愛萍的研究發(fā)現(xiàn)財政支出偏向?qū)r(nóng)村相對貧困有重要影響，其中教育性支出和農(nóng)村救濟有積極作用，醫(yī)療衛(wèi)生支出有消極作用[3]。劉魏與王小華研究發(fā)現(xiàn)，地權穩(wěn)定對農(nóng)戶多維相對貧困具有重要影響，并驗證了農(nóng)業(yè)機械投資和非農(nóng)就業(yè)兩條影響路徑[4]。王藝容和趙丙奇等利用面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，普惠金融發(fā)展對農(nóng)村的收入、健康、教育和權利貧困減緩和多維相對貧困減緩均有顯著的正向影響，其中對中部地區(qū)影響最大[5]。段義德的實證研究表明，教育對農(nóng)民收入及收入代際傳遞有重要影響，每增加一年正規(guī)教育,可將相對貧困代際傳遞概率降低約15%[6]。

對相關文獻的梳理表明，絕大多數(shù)學者都致力于從外部因素的角度來解決農(nóng)戶的相對貧困問題，政府通過多種政策措施也取得了顯著成效。但是目前部分農(nóng)戶在擺脫絕對貧困后，由于沒有掌握脫貧技能或欠缺脫貧動力和志向，又會成為相對貧困群體成員。這種“不肯拼搏”、“安貧樂道”的心態(tài)不僅使其自身陷入貧困狀態(tài)，也會遷移到家人和子女身上，使全家都陷入貧窮怪圈[7]。因此，要從源頭上解決貧困問題，就要激發(fā)貧困人口增收減貧的內(nèi)生動力。

人力資本增長理論認為,貧困地區(qū)落后的原因是人力資本的匱乏使其沒有能力接受先進的知識和技術,難以和物質(zhì)資本相互融合,從而阻礙了生產(chǎn)率和收入水平的提高[8]。而教育是人力資本的核心要素，可以提高人力資本的質(zhì)量，是農(nóng)村減貧的內(nèi)生動力[9]。但是現(xiàn)實中文化程度和工作經(jīng)驗相似的農(nóng)戶貧困狀況存在很大的差異。這是因為相同受教育水平的農(nóng)戶可能存在能力差異，將教育作為能力的代理變量會導致估計結果的偏差。新人力資本理論將認知能力和非認知能力視為核心內(nèi)容，非認知能力是指在勞動力市場和其他生活領域中被重視的態(tài)度、內(nèi)心行為和社會技能[10]，包括領導力、自尊、社交技能、毅力、自控力、態(tài)度、情緒穩(wěn)定等指標。研究表明，非認知能力不僅對教育和健康等傳統(tǒng)人力資本有顯著影響[11]，也對職業(yè)選擇和工資收入有預測作用[12]。而現(xiàn)有研究卻忽略了非認知能力對農(nóng)戶相對貧困的影響，將其假設為一種先天的內(nèi)生的變量，包涵在教育、技能和經(jīng)驗等人力資本變量中，這將會導致人力資本參數(shù)估計的偏差。因此，本文將非認知能力視為內(nèi)生動力因素，并探討了其對農(nóng)戶相對貧困的影響程度和作用機制。

基于以上分析，本文基于CFPS2018數(shù)據(jù)，實證分析非認知能力和生計策略選擇對農(nóng)戶相對貧困的影響，可能的貢獻在于：第一，將農(nóng)戶相對貧困作為研究對象，基于新人力資本理論從非認知能力的視角探討緩解農(nóng)戶相對貧困的內(nèi)生動力問題，為“扶貧先扶志”提供理論依據(jù)。第二，結合新人力資本理論和可持續(xù)生計理論，構建了“非認知能力——生計策略選擇——農(nóng)戶相對貧困”的理論分析框架，探討了生計策略選擇在非認知能力緩解農(nóng)戶相對貧困中的中介效應。第三，由于被解釋變量農(nóng)戶相對貧困為二元變量，同時為了消除內(nèi)生性問題，采用Ivprobit模型和改進的中介效應模型進行分析，為類似研究提供了可供參考的研究方法。

二、理論分析與研究假設

基于新人力資本理論和可持續(xù)生計理論，本文嘗試搭建“非認知能力——生計策略選擇——農(nóng)戶相對貧困”的理論分析框架(如圖1所示)。

圖1 非認知能力、生計策略選擇影響農(nóng)戶相對貧困的理論框架

(一)非認知能力與農(nóng)戶相對貧困

根據(jù)傳統(tǒng)人力資本理論，人力資本是個體擺脫貧困的內(nèi)生動力[9]，但是新人力資本理論認為傳統(tǒng)人力資本沒有把能力從教育中分離出來，會導致參數(shù)估計的偏誤，并證實了非認知能力是教育、健康等傳統(tǒng)人力資本的前置變量[13]。因此本文認為非認知能力是農(nóng)戶緩解相對貧困更為根本的內(nèi)生動力因素。蔣永穆根據(jù)貧困的成因?qū)⑾鄬ω毨Х譃槿悾旱褪杖?、低生活水平的物質(zhì)貧困；脫貧后因自身發(fā)展能力不足導致的能力貧困；以及缺乏自我發(fā)展動力造成的精神貧困[1]。其中精神貧困和能力貧困又是更為根本的致貧因素，對物質(zhì)貧困有重要影響。非認知能力是指在勞動力市場和其他生活領域中被重視的態(tài)度、內(nèi)心行為和社會技能。非認知能力強的個體更加積極進取、社交能力更強以及情緒更加穩(wěn)定，有更強的動力和能力獲取生計所需要的知識性資源、網(wǎng)絡性資源和資產(chǎn)性資源，因此，陷入精神貧困和能力貧困的幾率較低。另外，非認知能力還能夠直接或間接的影響生產(chǎn)率[11]，進而影響收入水平。綜上，非認知能力強的農(nóng)戶陷入物質(zhì)貧困的概率也較低?；诖?，提出以下假設：

假設1：非認知能力負向影響農(nóng)戶相對貧困狀態(tài)。

假設2：不同維度非認知能力對農(nóng)戶相對貧困狀態(tài)的影響有異質(zhì)性。

(二)生計策略選擇與農(nóng)戶相對貧困

根據(jù)可持續(xù)生計理論，生計策略是生計結果的直接影響因素。學者們普遍認同非農(nóng)生計策略和多樣化生計策略對于緩解農(nóng)戶貧困有顯著作用。以非農(nóng)為主導的生計策略不僅能夠有效降低農(nóng)戶對于自然環(huán)境的依賴，增強抗風險能力，降低生計脆弱性[14]，還能增加家庭收入、緩解貧困[15]。另外，研究表明兼業(yè)戶要比農(nóng)業(yè)戶抗風險能力更強，因為兼業(yè)戶的生計資本稟賦更好，生計活動更加多樣化，陷入貧困狀態(tài)的概率更低[16]。因此，相對于純粹農(nóng)業(yè)，非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)工兼業(yè)能顯著降低農(nóng)戶陷入貧困的概率。基于此，提出以下假設：

假設3：與純粹農(nóng)業(yè)策略相比，農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)策略負向影響相對貧困水平。

假設4：與純粹農(nóng)業(yè)策略相比，農(nóng)戶農(nóng)工兼業(yè)策略負向影響相對貧困水平。

(三)非認知能力、生計策略與農(nóng)戶相對貧困

根據(jù)可持續(xù)生計理論，農(nóng)戶生計策略作為可持續(xù)生計研究中的重要內(nèi)容，對于其生計結果有重要影響。農(nóng)戶生計策略不是自由的，而是受經(jīng)濟、社會和資本的約束。其中，人力資本代表勞動力對新技能和新知識的學習能力以及花費在市場活動中的時間[17]，社會資本代表農(nóng)戶生計策略選擇的機會[18]。與此同時，與選擇純粹農(nóng)業(yè)生計策略的農(nóng)戶相比，非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)工兼業(yè)的回報率更高，陷入貧困的概率更小。因此，擁有豐富人力資本和社會資本的農(nóng)戶更傾向于從事非農(nóng)或兼業(yè)生計活動。而根據(jù)新人力資本理論，非認知能力可以通過影響農(nóng)戶教育、健康等傳統(tǒng)人力資本增強生計能力，也能通過影響農(nóng)戶的社會資本影響生計選擇的機會[19]，最終影響生計策略的選擇和生計結果。因此，本文認為農(nóng)戶的非認知能力通過生計策略的選擇影響相對貧困水平?；诖?，提出以下假設：

假設5:非農(nóng)就業(yè)策略是非認知能力影響農(nóng)戶相對貧困水平的中介變量。

假設6:農(nóng)工兼業(yè)策略是非認知能力影響農(nóng)戶相對貧困水平的中介變量。

三、數(shù)據(jù)、模型與變量

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)是2018年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)。CFPS數(shù)據(jù)由北京大學中國社會科學調(diào)查中心實施，研究主題包括經(jīng)濟、教育、就業(yè)、人口遷移、健康等諸多內(nèi)容，樣本數(shù)據(jù)涵蓋25個省(自治區(qū)、直轄市)約16000戶家庭數(shù)據(jù)，抽樣框覆蓋95%以上的人口，因此，數(shù)據(jù)具有覆蓋面廣和代表性強的特點。由于研究對象是農(nóng)戶的相對貧困，因此對原始數(shù)據(jù)做如下處理：首先，在家庭數(shù)據(jù)中選擇家庭成員至少有一人具有農(nóng)村戶籍且享有農(nóng)村土地承包經(jīng)營權的數(shù)據(jù)作為農(nóng)戶數(shù)據(jù)。其次，刪除部分數(shù)據(jù)明顯異?；蛑饕兞咳笔У臉颖荆驳玫?726個有效樣本數(shù)據(jù)。

(二)模型構建

1.基準模型

本文的被解釋變量為相對貧困，當農(nóng)戶低于相對貧困標準，則用“1”表示，否則用“0”表示，因此選擇probit模型來研究非認知能力和生計策略選擇對農(nóng)戶相對貧困的影響。probit模型表達式為：

Pr(povertyi=1)=φ(α+βTi+γXi+ε)

(1)

式(1)中poverty表示被解釋變量農(nóng)戶是否低于相對貧困標準，Ti表示核心解釋變量非認知能力和生計策略選擇，Xi代表控制變量，ε為殘差項。

值得注意的是，本文的兩個核心解釋變量非認知能力和生計策略選擇都可能與農(nóng)戶的相對貧困存在互為因果關系的內(nèi)生性問題。因為貧困農(nóng)戶的家庭背景、經(jīng)濟條件和文化程度相對落后，不利于非認知能力的獲得[20]。另外，貧困農(nóng)戶由于生計資本較少，會選擇對生計資本要求低同時收益也低的生計策略。因此，農(nóng)戶的相對貧困狀態(tài)可能會影響其非認知能力和生計策略，直接采用probit模型將導致估計結果的偏差。鑒于相對貧困是二元分類變量，常用的方法是利用Ivprobit最大似然法進行估計。同時，借鑒已有研究，使用區(qū)縣平均非認知能力作為非認知能力的工具變量[13]，使用區(qū)縣非農(nóng)就業(yè)率和兼業(yè)就業(yè)率作為農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)決策和農(nóng)工兼業(yè)決策的工具變量[21]進行Ivprobit估計。

為了解決上述可能存在的內(nèi)生性問題，構建了Ivprobit模型，具體公式如下：

(2)

y2i=γ1xi+γ2zi+vi

(3)

(4)

(5)

式(5)中，ui的方差被標準化為1，ρ是(ui，vi)的相關系數(shù)。

2.中介效應模型

對中介效應的研究，多數(shù)學者采用Baron & Kenny的三步中介法[22]。但是此方法只適用于中介變量和被解釋變量均為連續(xù)性變量的情況，若有任一變量為二元變量，則回歸系數(shù)就不在相同的尺度上，不能簡單進行比較[23]。對于被解釋變量或中介變量為二元變量的中介效應模型，借鑒方杰等的方法[24]構建中介模型如下：

Y′i=i1+cNSi+λ1Control+ε1i

(6)

Mi=i2+aNSi+λ2Control+ε2i

(7)

Y″i=i3+c′NSi+bMi+λ3Control+ε3i

(8)

(9)

(10)

(11)

式(6)-(11)中，Yi、NSi、Mi分別代表相對貧困、非認知能力和中介變量。i1、i2、i3為常數(shù)項，c、ɑ、c′為非認知能力的系數(shù)，λ1、λ2、λ3為控制變量的系數(shù)，b為中介變量的系數(shù)，ε1i、ε2i、ε3i為隨機誤差項。本文借鑒Iacobucci的研究實施中介效應檢驗[25]，將方程(5)的回歸系數(shù)變換為Za=ɑ/Se(ɑ)，方程(6)的回歸系數(shù)變換為Zb=b/Se(b)，計算Za×Zb的數(shù)值。然后用R軟件的Rmediation軟件包測量Za×Zb的置信區(qū)間，當置信區(qū)間不包含0時，則中介效應顯著。

(三)變量說明

本文將所有變量分成被解釋變量、核心解釋變量和控制變量三個類別：

1.被解釋變量

將農(nóng)戶的相對貧困作為被解釋變量。美國經(jīng)濟學教授維克特法克斯最早提出相對貧困概念和標準，認為如果一個人或一個家庭的生活條件(如收入或消費)低于社會平均水平達到了一定的程度，則被視為處于相對貧困狀態(tài)。[26]他將相對貧困線確定為全國人口收入中位數(shù)的50%，并借此估計了美國的相對貧困人口。其后，一些國家組織和發(fā)達國家將收入中位數(shù)或平均數(shù)的40%～60%設置為相對貧困標準。本文借鑒陳宗勝等的研究[27]，選用農(nóng)戶人均純收入平均數(shù)的40%作為相對貧困標準，低于此標準的農(nóng)戶被認為處于相對貧困狀態(tài)。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量是農(nóng)民的非認知能力。對于非認知能力的界定和測量，主要包括內(nèi)外點控制量表、自尊量表和大五人格量表，其中，大五人格量表因能較為全面的刻畫人格特質(zhì)而得到廣泛應用。但是部分學者認為用大五人格的五個維度缺乏有經(jīng)濟學意義的理論解釋；其次，大五人格是穩(wěn)定持久的行為傾向和心理特征，無法衡量被經(jīng)濟學家重視的能夠通過教育或培養(yǎng)改變的能力[28]。因此，本文界定的非認知能力既包括相對穩(wěn)定的人格特質(zhì)，也包括可以通過引導教育和培訓等外在措施改善的動機、人際技能和態(tài)度等。

Richards將所有的非認知能力劃分為三個部分：態(tài)度、內(nèi)心行為和社會技能[10]。鑒于本文的研究對象是農(nóng)戶相對貧困，因此從態(tài)度類別選擇積極自我指標，從內(nèi)心行為類別選擇情緒穩(wěn)定指標，再加上社會技能指標(1)毛新華[29]和大坊郁夫在《大學生社會技能量表的初步編制》中從對方面子、社交性、利他行為和關系主義四個方面構建了適合中國本土的社交技能量表。其中CFPS選項中“認為自己人緣關系有多好”是對自己人際關系的自評，代表著社交性；“不被人討厭的重要程度”是自身在社交過程中是否在意別人的評價，代表著利他行為；“有關系比有能力重要”是自身對社交關系的重視程度，代表著關系主義。，以這三個指標構建非認知能力指標體系，具體參見表1。三大指標每個指標對應的CFPS問卷多個題項，每個題項包括了不同的分制。為了便于不同分制的指標進行加總，對所有的子指標數(shù)據(jù)進行無量綱化處理，然后用變異系數(shù)法計算權重，測算農(nóng)戶家庭每個人的非認知能力，最后通過計算家庭成員非認知能力的算術平均值，得出每個農(nóng)戶的非認知能力各維度指標和總指標。

表1 非認知能力指標題項

本文的另一個核心解釋變量為生計策略選擇，借鑒相關研究將生計策略劃分為純粹農(nóng)業(yè)型、非農(nóng)就業(yè)型和農(nóng)工兼業(yè)型。非農(nóng)就業(yè)型包括家庭收入來源于外出打工或非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的農(nóng)戶類型。

3.控制變量

為了剔除其他因素對被解釋變量的影響，本文根據(jù)既往研究和數(shù)據(jù)可得性，從家庭和地區(qū)兩個層面設定控制變量。家庭層面的控制變量包括受教育程度、健康狀況、社會資本、政府補助、自有房產(chǎn)、土地出租和家庭負擔。地區(qū)層面的控制變量包括經(jīng)濟發(fā)展水平和公路密度。

(四)描述性統(tǒng)計分析

變量定義與描述性統(tǒng)計如表2所示，在所有農(nóng)戶中，有26.9%的農(nóng)戶收入低于相對貧困標準，處于相對貧困狀態(tài)。從生計策略選擇上看，與從事純粹農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶相比，30.2%的農(nóng)戶從事非農(nóng)就業(yè)，35.7%的農(nóng)戶從事農(nóng)工兼業(yè)。非認知能力為連續(xù)變量，最小值為0.223，最大值為1.001，均值為0.743，標準差為0.091。其他變量中，全樣本農(nóng)戶中有62.9%獲得了政府補助，17.8%將土地出租給他人，家庭中沒有工作之人(非勞動力和勞動力中的失業(yè)者)所占比例均值為49.7%，平均受教育年限為6.071年，平均健康狀況為比較健康，自有住房均值為1.105套。

表2 變量列表與描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)基準回歸分析

1.非認知能力與農(nóng)戶相對貧困

首先考察非認知能力對農(nóng)戶相對貧困的影響，為了避免可能存在的異方差問題，各方程均使用穩(wěn)健標準誤進行估計，結果如表3所示。表3第(1)列和第(2)列分別使用probit和Ivprobit進行估計，從結果中看出非認知能力對農(nóng)戶相對貧困均具有顯著的負向影響，且影響系數(shù)最大。第(2)列Ivprobit估計結果的Wald檢驗表明，非認知能力在1%的水平上被認為是內(nèi)生解釋變量，因此直接用probit估計會嚴重低估影響系數(shù)，需用Ivprobit進行估計。估計結果表明，非認知能力每提高1%，農(nóng)戶陷入相對貧困的概率將降低0.944%，且在1%的水平上顯著。表明更加積極進取、社會能力更強以及情緒更加穩(wěn)定的農(nóng)戶陷入相對貧困的概率更低，因此假設1得到證實。

進一步探討不同維度非認知能力對農(nóng)戶相對貧困的影響，回歸結果見表3的第(3)至(5)列?？梢钥闯?，積極自我的影響系數(shù)為-0.509，且通過了1%的顯著性檢驗。這表明當個人對自身價值以及自我效能感有積極的評價時，才會努力的工作和生活，因此陷入相對貧困的概率更低。這也驗證了“扶貧先扶志”的論斷，只有激發(fā)貧困人口的“脫貧動力”才能徹底擺脫相對貧困。社會能力的影響系數(shù)為-0.240，且在10%的水平上顯著，表明社會能力強的農(nóng)戶由于具有較好的溝通技巧和處理社會關系的能力，在生計活動中會得到較多社會資本的支持，因而較不容易陷入相對貧困。情緒穩(wěn)定的影響系數(shù)為-0.460，且在1%的水平上顯著，表明在內(nèi)外部條件變化后，保持情緒穩(wěn)定的農(nóng)戶具有較強的耐受力，在面對困難時有更好的心態(tài)去積極應對，因此陷入相對貧困的概率更低。以上結果表明，各維度對農(nóng)戶相對貧困影響程度大小依次為積極自我、情緒穩(wěn)定和社會能力，故假設2成立。控制變量中，受教育程度、社會資本、自有房產(chǎn)、土地出租、家庭負擔、經(jīng)濟發(fā)展水平均對農(nóng)戶相對貧困有顯著影響，政府補助和公路密度則沒有顯著的統(tǒng)計學意義。

表3 非認知能力與農(nóng)戶相對貧困：回歸結果

2.生計策略選擇與農(nóng)戶相對貧困

表4考察了農(nóng)戶的生計策略選擇對相對貧困的影響。第(2)列和第(4)列分別報告了Ivprobit估計的Wald檢驗結果，表明非農(nóng)就業(yè)決策和農(nóng)工兼業(yè)策略均在1%的水平上是內(nèi)生解釋變量，因此用Ivprobit進行估計能夠解決內(nèi)生性問題，更加穩(wěn)健可靠。Ivprobit的估計結果表明，與純粹農(nóng)業(yè)策略相比，選擇非農(nóng)就業(yè)策略的農(nóng)戶陷入貧困的概率降低了36.7%，選擇農(nóng)工兼業(yè)策略的農(nóng)戶陷入貧困的概率降低了26.8%?？赡艿脑蚴?，農(nóng)戶選擇非農(nóng)就業(yè)策略不僅能夠降低對自然環(huán)境的依賴，還能夠?qū)崿F(xiàn)增收減貧，這也是現(xiàn)實中青壯年農(nóng)民大量進城參與非農(nóng)就業(yè)的原因，因此假設3得到證實。另外，農(nóng)戶在實踐中傾向于通過家庭分工來實現(xiàn)生計策略的多樣化，這種策略兼具保障和增收的功能，不僅能夠使部分家庭成員通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)持有最低生活保障，也能使能力較強的其他成員通過非農(nóng)就業(yè)增加收入，因而對于農(nóng)戶減貧有較好的促進作用，假設4得到證實。

表4 生計策略選擇與農(nóng)戶相對貧困:回歸結果

控制變量中，受教育程度、社會資本、自有房產(chǎn)、土地出租、家庭負擔、經(jīng)濟發(fā)展水平和公路密度均對農(nóng)戶相對貧困有顯著影響，政府補助則不具備顯著的統(tǒng)計學意義。

(二)中介效應分析

為了考察農(nóng)戶的非認知能力是否通過生計策略選擇對相對貧困狀態(tài)產(chǎn)生影響，本文將非農(nóng)就業(yè)策略和農(nóng)工兼業(yè)策略作為中介變量，按照上文中介效應模型中介紹的步驟進行中介效應檢驗，結果如表5所示。第(2)列和第(4)列結果表明，在控制其他影響因素下，非認知能力對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)策略和農(nóng)工兼業(yè)策略的回歸系數(shù)分別為0.558和1.067，標準誤為0.222和0.211。第(3)列反映了非認知能力、非農(nóng)就業(yè)策略對農(nóng)戶相對貧困的回歸結果，其中非農(nóng)就業(yè)策略的回歸系數(shù)為-0.580，標準誤為0.059。第(5)列報告了農(nóng)戶的非認知能力和農(nóng)工兼業(yè)策略對相對貧困的回歸結果，其中農(nóng)工兼業(yè)的回歸系數(shù)為-0.345，標準誤為0.048。運用R軟件的Rmediation軟件包進行檢驗，得到非農(nóng)就業(yè)策略和農(nóng)工兼業(yè)策略的中介效應的95%置信區(qū)間分別為[-0.548，-0.110]和[-0.548，-0.110]，不包含0，說明非農(nóng)就業(yè)策略和農(nóng)工兼業(yè)策略在非認知能力與農(nóng)戶相對貧困之間起中介作用，假設5和假設6得到證實。

表5 非認知能力對農(nóng)民相對貧困的中介效應結果

五、結論與建議

針對我國相對貧困緩解的內(nèi)生動力因素研究不足的現(xiàn)狀，本文借鑒新人力資本理論和可持續(xù)生計理論構建了理論分析框架，運用Ivprobit模型和改進的中介效應模型，實證分析了非認知能力和生計策略選擇對農(nóng)戶相對貧困的影響。研究結果顯示：第一，非認知能力顯著負向影響農(nóng)戶的相對貧困狀態(tài)，非認知能力每提高1%，農(nóng)戶陷入相對貧困的概率將降低0.944%，且在所有解釋變量中影響系數(shù)最大。各維度按照影響程度高低依次為積極自我、情緒穩(wěn)定和社會能力。第二，與純粹農(nóng)業(yè)策略相比，選擇非農(nóng)就業(yè)策略和農(nóng)工兼業(yè)策略的農(nóng)戶陷入貧困的概率分別降低了36.7%和26.8%。第三，研究影響機制發(fā)現(xiàn)，非認知能力通過非農(nóng)就業(yè)策略和農(nóng)工兼業(yè)策略影響農(nóng)戶的相對貧困。

對于貧困農(nóng)戶來說，雖然政策環(huán)境和生計資本對其增收減貧有重要影響，但是在現(xiàn)有條件下，激發(fā)其脫貧的內(nèi)生動力是實現(xiàn)長久脫貧的關鍵?；谝陨辖Y論，提出建議如下：第一，政府應該對相對貧困農(nóng)戶進行非認知能力的培訓，通過宣傳講解身邊脫貧成功的典型案例激發(fā)其自信心、認同感和奮斗精神。同時，村委會修訂和完善村規(guī)民約，設立紅黑榜，對努力脫貧的農(nóng)戶給予獎勵和表彰，對游手好閑和不愿承擔改變家庭責任的農(nóng)戶進行曝光和批評。第二，針對相對貧困農(nóng)戶開展技能培訓，提高其參與非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)工兼業(yè)的能力。同時，政府要因地制宜地發(fā)展特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，搭建相關平臺，為貧困農(nóng)戶提供就業(yè)機會，保障其持續(xù)性增收。第三，以政府為主導，以市場為導向，以社會力量為重要支撐，建立覆蓋多領域的公共服務體系，補齊發(fā)展短板。此外，針對喪失或缺乏勞動能力的特殊群體，要全面落實好綜合保障政策，實現(xiàn)應保盡保，避免或減少返貧現(xiàn)象的發(fā)生。