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2024 , Vol. 44 >Issue 4: 746 - 760

DOI: https://doi.org/10.13284/j.cnki.rddl.003859

农业地理

基于生计资本的农户可持续生计研究——以滇琼天然橡胶主产区为例

  • 伍薇 ,
  • 刘锐金 ,
  • 何长辉 ,
  • 杨琳 ,
  • 占达儒
展开
  • 中国热带农业科学院橡胶研究所，海口 570001
刘锐金（1984—），男，广东大埔人，副研究员，博士，主要研究方向热带农业经济管理，（E-mail）。

伍薇（1988—），女，广东台山人，助理研究员，硕士，主要研究方向为产业经济与风险管理等，（E-mail）；

收稿日期: 2023-03-03

  修回日期: 2023-08-19

  网络出版日期: 2024-04-10

基金资助

海南省自然科学基金项目“全面实施乡村振兴战略背景下海南省橡胶种植户家庭可持续生计发展研究”(721QN339)

海南省自然科学基金“海南省农业绿色发展评价及影响因素研究”(722MS140)

中国热带农业科学院“揭榜挂帅”项目“自贸港建设背景下海南重要热带作物（橡胶树、槟榔树、椰子树）全产业链发展策略研究”(1630022022004)

收起

Research on the Sustainable Livelihoods of Rural Households Based on Livelihood Capital: Evidence from the Natural Rubber Production Area in Hainan and Yunnan Provinces

  • Wei Wu ,
  • Ruijin Liu ,
  • Changhui He ,
  • Lin Yang ,
  • Daru Zhan
Expand
  • Rubber Research Institute, Chinese Academy of Tropical Agricultural Science, Haikou 570001, China

Received date: 2023-03-03

  Revised date: 2023-08-19

  Online published: 2024-04-10

Fold

摘要

运用海南和云南橡胶主产区615个种植户的调查数据，测算了农户生计资本水平，设计了生计活动多样性指数和家庭收入多元化指数，通过多元线性回归模型和中介效应模型，探讨了生计资本配置对农户可持续生计的影响机制。研究发现：1）农户生计资本积累有助于丰富农户家庭生计活动和收入来源结构，尤其是金融资本积累有助于提升农户生计活动多样性水平；不同生计资本结构对农户生计结果的影响存在地域性差异；自然资本禀赋对海南产区的收入多元化水平有显著推动作用，但在云南产区却可能存在“诅咒”效应。2）地域差异、生产决策和农户特性对可持续生计有重要影响。村庄所处的海拔高、距县城距离远对农户开展多样化生计构成挑战；割胶生产规律固化虽然可能会削弱农户其他生产经营活动，但由于其劳动力调整灵活性强，可更好地稳定家庭收入；土地细碎化具有多元化生计的效果，但不一定有收入效应；虽然贫困户身份可帮助农户获得相关政策的支持，但增强生计能力才是实现可持续生计的关键所在。3）生计资本对生计活动和家庭收入的影响存在中介效应。生计资本对生计多样性的促进作用，有52.70%是通过提高生计资本统筹能力实现的，家庭就业策略优化有助于增强生计资本对收入多元化的促进作用，中介效应达30.52%。最后，建议通过提高农户家庭生计资本统筹能力、加强生计能力建设、扩展就业信息渠道等来增强农户生计综合能力。

关键词： 天然橡胶; 生计资本; 生计多样性; 收入多元化; 中介效应; 海南岛; 云南省

本文引用格式

伍薇 , 刘锐金 , 何长辉 , 杨琳 , 占达儒 . 基于生计资本的农户可持续生计研究——以滇琼天然橡胶主产区为例[J]. 热带地理, 2024 , 44(4) : 746 -760 . DOI: 10.13284/j.cnki.rddl.003859

Abstract

Livelihood capital is the core element of sustainable livelihood development for rural households. Based on the survey data of 615 growers in the main rubber-producing areas of Hainan and Yunnan province, this paper constructs an evaluation system of rubber growers' livelihood capital within the sustainable livelihood analysis framework and calculates key indicators, such as farmers' livelihood capital index, livelihood activity diversity index, and household income diversity index. The multiple regression model and the mediating effect model are used to explore the influence mechanism of livelihood capital on the sustainable livelihood of rural households. The following three conclusions are drawn: (1) The accumulation of livelihood capital of rural households is conducive to enriching the structure of household livelihood activities and income sources, especially the accumulation of financial capital, which is more likely to improve the diversity of household livelihood activities. Regional differences exist in the impact of livelihood capital structures on rural household livelihood outcomes. Natural capital endowment has a significant effect on the income diversification level in Hainan, but there may be a "curse" effect in Yunnan. (2) Geographical characteristics, production decisions, and farming household characteristics significantly impact sustainable livelihoods. The altitude of the village and the distance from the county seat pose certain challenges for farmers in diversifying their livelihoods. Although the law of rubber tapping production may weaken farmers' production and business activities, it can better stabilize farmers' incomes owing to its strong flexibility in labor arrangements, which may be beneficial for diversifying livelihoods; however, it does not necessarily lead to diversified incomes. While the characteristics of poor households can help rural households gain policy support, building capacity is the key to achieving a sustainable livelihood. (3) There are intermediary effects of livelihood capital on livelihood activities and household income, but the mechanisms of action are different. For the diversity of farmers' livelihoods, 52.70% of the catalytic effect of livelihood capital is achieved by improving the ability to integrate livelihood capital. Optimizing household employment strategies contributed to the promotion of livelihood capital on the income diversification index, with a mediating effect of 30.52%. The main contribution of this study is to clarify how livelihood capital can achieve the goal of diversifying household livelihood activities and income by coordinating livelihood capacity and employment strategies. Therefore, to enhance the comprehensive livelihood capacity of rural households, the coordination capacity of livelihood capital, livelihood capacity building should be enhanced, and employment information channels should be expanded.

Key words： natural rubber; livelihood capital; diversity of livelihoods; income diversification; mediating effect; Hainan Island; Yunnan Province

天然橡胶是中国热区的主导产业，为巩固脱贫攻坚成果、实现乡村产业振兴做出重要贡献。橡胶种植区域大多分布在云南省西双版纳州和海南省中西部市县的山区丘陵地带，经济发展相对滞后，其中勐腊县、白沙黎族自治县等原是国定贫困县，天然橡胶是这些地区农民收入的重要来源之一。新世纪前13年，在天然橡胶价格持续上行的刺激下，橡胶在家庭资产和收入中的比重不断提高，小农户的橡胶种植有效地改善了缅甸南部、老挝等国家农民的生计水平（Khamphone and Sato, 2011; Lazar et al., 2016）。在云南西双版纳州，橡胶种植大幅提高了当地农民的人均收入（Fu et al., 2009），曾经以橡胶种植为主的生计策略成为山区农户最优的生计选择（王娟 等，2014），橡胶成为西双版纳州农业的支柱产业（秦伟，2008）。然而自2014年开始，天然橡胶价格持续下跌并长期处于低迷态势，以橡胶树这一长期性生物资产为基础的种植户，生计脆弱性日益凸显，家庭福利遭受显著负面冲击，家庭收入结构发生较大变化，不少种植户开始倾向于非农就业、种养结合等多元化生计策略调整（何长辉 等，2017），如70%的柬埔寨橡胶种植家庭随着时间的推移改变生计策略（Xi et al., 2017），海南主产区约20%的农户放弃割胶生产（刘锐金 等，2018a），全国橡胶种植面积减少、单产水平下降（刘锐金 等，2021a）。但由于对橡胶产业的长期依赖以及土地、技术、资产等要素的专用性，农户的生计转型面临较大挑战。不同产区的农户对于生计风险的反应也存在差异，农户对于预期价格波动而选择调整生产的概率存在非对称性，橡胶种植户在预期价格上升而调整生产的概率为53.92%，高于预期价格下降的29.58%（闵师 等，2017）。相较于云南产区，海南产区橡胶种植户对价格低迷所采取的适应性反应更强烈，橡胶收入占家庭收入比重高的农户对于价格低迷的生产调节行为更为谨慎（刘锐金 等，2018b）。不仅如此，两大产区的橡胶种植户在对于价格稳定基金参与意愿（刘锐金 等，2015）、产业支持政策偏好（刘锐金 等，2021b）等方面也存在地区性差异，而农户家庭的资源禀赋是造成种植户个体和地区差异的主要因素，种植户会根据自身的资源优势，做出最优的生计决策。
综上，现有关于橡胶种植户生计的研究，主要围绕橡胶资产专用性与单一生计活动的脆弱性、价格等外部冲击与农户生计策略调整以及家庭资源禀赋对生计过程支持政策的参与意愿等方面进行探讨，缺乏对橡胶种植户生计资本特征的系统评价以及生计资本与生计能力、生计策略、生计结果之间互动关系的研究。根据可持续生计分析框架，农户生计是一个包含多重因素和多个环节的复杂系统，各环节环环相扣，相互作用，在农户家庭生计配置中形成闭环（DFID, 1999），若缺乏对农户生计链各环节关系的探讨，将无法很好地识别影响农户可持续生计的关键因子，进而提出橡胶种植户生计能力提升的建议。基于此，在2019年海南和云南两大产区调研的基础上，本文系统梳理橡胶种植户的生计资本构成及其对可持续生计的影响机制，引入中介效应模型，理顺生计资本如何在生计能力、生计策略的作用下，实现家庭生计活动多样性和收入多元化目标的路径，以期为橡胶种植户精准提出可持续生计方案提供参考。

1 研究假说

贫困治理是一个长期且复杂的过程，农户所追求的可持续生计目标实质上是维持在一定时期、一定生计资本存量的情况下家庭生计结果的相对稳定。丰富生计策略选择集、提升生计能力、多元化收入结构是农户维持可持续生计的重要渠道，基于可持续生计理论，本文构建了橡胶种植户生计资本、生计能力、生计策略与生计结果影响机制分析框架（图1），以厘清橡胶种植户生计资本对生计多样性和收入多元化的直接影响和中介效应。
图1 橡胶种植户生计资本、生计能力、生计策略与生计结果影响机制分析框架

Fig.1 Analytical framework of the impact mechanisms of rubber farmers' livelihood capital, livelihood capacity, livelihood strategies and livelihood outcomes

1.1　生计资本与生计多样性：生计资本统筹能力的中介效应

生计资本是农户调整生计策略、维持生计系统的基础资源，个体或家庭生计资本总量和结构特征在一定程度上体现农户利用和运营资源禀赋的能力。理论上，农户生计的可持续性取决于各类生计资本和生计策略相互作用的结果，生计资本存量越丰富，其可供配置的组合越多，对农户灵活化生计活动具有重要助推作用。生计能力在一定程度上体现了农户内在能力和外部资源的有机结合（魏爱春 等，2020），生计能力是连接生计资本以及生计活动的重要纽带，其推动生计资本优化配置，有研究表明，在易地扶贫搬迁背景下，生计能力显著地作用于搬迁户生计策略的选择（李雪萍 等，2020）。基于以上分析，本文认为：
H1：生计资本总量增加、结构均衡化有利于提高生计多样化；
H2：生计资本组合的优化有利于生计资本统筹协调能力的提升，从而推动农户生计多样化发展。

1.2　生计资本与收入多元化：就业策略的中介效应

收入可持续性是衡量农户福利状况的重要指标，提高农户收入水平依赖于生计资本与生计策略的相互作用（黄志刚 等，2021）。生计资本与生计策略紧密相关，农户不同生计策略的选择依赖于差异化的生计资本组合，在自然、物质、人力和金融资本存量相对丰富时，农户可能倾向于选择农林种植，畜禽养殖业的发展依赖物质资本和社会资本，人力资本和金融资本给非农就业提供基本保障，外出务工则需要物质资本和人力资本的积累（王君涵 等，2020）。收入源是衡量农户综合生计水平的重要指标，各类收入的比重可反映农户的生计重心，从而映射农户生计策略选择以及生计资本组合状况（安士伟 等，2018）。用农户的就业策略作为生计策略的代理变量，就业策略在生计资本与收入渠道中或许能起到很好的调节作用，存在中介效应，因此，本文认为：
H3：农户生计资本水平的提高有助于推动收入多元化发展；
H4：生计资本配置效率的提升有利于农户就业策略的优化，从而更利于实现收入多元化的目标。

2 研究区域与数据来源

2.1　研究区域

橡胶树是典型的热带高大乔木，受气候因素限制，中国适宜种植橡胶树的地区主要集中在云南和海南两大产区，广东也有少量分布。本文选取云南西双版纳傣族自治州景洪市（东风农场、景洪农场）、嘎洒镇、景哈乡、勐罕镇、勐腊县（勐捧农场）、勐腊镇、关累镇、勐捧镇和海南省儋州市、琼海市、白沙县、澄迈县、临高县、琼中县、屯昌县等15个县市开展问卷调查。2021年云南省天然橡胶产量50.71万t，其中西双版纳傣族自治州33.38万t，占比65.83%。海南省天然橡胶产量34.6万t，调研区域基本为中西部优势产区，产量占比达71.26%。橡胶产业辐射带动人口较广，全国天然橡胶从业人员136.75万人，云南和海南占比分别为41.05%和57.96%。调研区域样本农户家庭收入基本以橡胶为主，橡胶收入占家庭总收入的比例平均为46.21%，其中云南产区对橡胶依赖程度较高，橡胶收入占比为60.44%。调研区域橡胶种植面积占家庭土地面积的比例达74.98%，其中海南和云南占比分别为69.87%和79.93%。云南的植胶条件相对多样化，调研区域平均海拔达617 m，而海南7个市县24个村委会（含国有农场）平均海拔为154 m。在交通便利性方面，云南西双版纳傣族自治州2个市县18个村委会（含国有农场分场）距离所在县城的平均距离37 km，远大于海南（25 km）。受社会经济、产业基础、资源禀赋、地理环境等因素的约束，以长期性生物资产为主体经营方式的种植户在进行生计决策时可能存在个体和地区差异，因此，所选区域具有一定的典型性和差异性。
图2 云南西双版纳傣族自治州（a）和海南岛（b）两大调查区域及橡胶调研点分布

Fig.2 Distribution of two major survey areas and rubber research sites in

a） b）

注：该图基于国家测绘地理信息局标准地图服务网站下载的审图号GS（2019）3333号的标准地图制作，底图无修改。

Xishuangbanna Dai Autonomous Prefecture,Yunnan(a) and Hainan Island(b)

2.2　数据来源

数据来源于2019年中国热带农业科学院橡胶研究所组织的橡胶种植户问卷调查。根据各县市橡胶种植规模和人口分布，按照每个县市选取1~4个乡镇（农场），每个乡镇选取1~3个行政村，每个行政村随机抽取14户左右的抽样原则，采取参与式农户评估法（PRA）对橡胶种植户进行问卷调查，每份问卷访问约需1 h左右。为确保调查的有效性，受访者以户主为主，户主不在家的则由年龄在18岁以上且对家庭生产经营相对了解的家庭成员回答。调查内容包括橡胶种植户家庭生计资本结构、生产经营状况、橡胶保险购买意愿以及产业政策偏好等内容，共回收有效问卷615份。样本分布如图2所示，其中东风农场调研点位于勐龙镇，景洪农场调研点位于嘎洒镇，勐捧农场调研点位于勐捧镇，故将国有农场相关样本归入对应乡镇统计。

3 变量设计与模型构建

3.1　变量设计

3.1.1　生计资本测算

在推动贫困治理研究方面，世界环境与发展委员会（WCED）、联合国开发计划署（UNDP）、关怀国际（CARE）、英国国际发展部（DFID）等国际组织提出可持续生计分析框架（SL），将生计资本划分为人力资本、物质资本、金融资本、社会资本、自然资本5大类型（DFID， 1999）。在可持续分析框架的基础上，综合考量橡胶种植户的资本状况和特点，设计生计资本评价指标体系，确定各类资本的相关指标和赋值（表1）。人力资本采用家庭劳动能力、成年劳动力受教育程度、非农劳动力技能水平3个指标评价（Sharp, 2003），其中家庭劳动能力是集合家庭规模、年龄结构以及健康状况的综合评价指标，按照年龄和健康状况给每位家庭成员赋值，年龄赋值和健康状况赋值的乘积得出家庭成员的劳动能力得分，将各成员得分加总得出家庭劳动能力得分（苏芳，2005）。物质资本采用住房结构、房屋面积、房屋新旧程度、互联网接入和使用、轿车或货车拥有量等指标评价（Li et al., 2017）；金融资本主要采用农户的贷款获取能力、借款渠道选择、政府补贴、家庭内部金融支持以及家庭收入（张童 等，2018）等指标进行评价；社会资本采用与村民的交流频率、人情礼金支出、参与合作社等指标评价；自然资本采用劳动力平均土地面积和橡胶园面积等2个指标评价。采用极差标准化法对数据进行量纲化处理，运用熵值法确定各项评价指标的权重和组合权重，并计算各类生计资本指数和生计资本综合指数，计算公式根据相关文献（刘俊 等，2019）的算法进行改良：
         I s = ω i E i = ω i ∑ i = 1 5 ∑ j = 1 k ϑ i j U i j = ω 1 ∑ j = 1 3 ϑ i j R i j +
ω 2 ∑ j = 1 5 ϑ i j P i j + ω 3 ∑ j = 1 5 ϑ i j F i j + ω 4 ∑ j = 1 3 ϑ i j S o i j +  
  ω 5 ∑ j = 1 2 ϑ i j N i j  
式中：Is 表示生计资本综合指数；Ei 为一级指标中第i种生计资本的加权标准化值，其中Ei ∈｛R，P，F，So，N｝；υij 为第i种生计资本的第j个评价指标的分项权重（即表1中二级指标的权重），ωi 反映的是第i种生计资本评价指标的组合权重（即一级指标的权重），Uij 为第i种生计资本第j个评价指标的标准化值，其中Uij ∈｛Rij，Pij，Fij，Soij，Nij ｝。
表1 橡胶种植户生计资本评价指标体系

Table 1 Evaluation index system of livelihood capital of rubber growers

一级指标 二级指标 赋值依据 υij ωi
人力资本（R） 家庭劳动能力（R 11） 综合考察农户的年龄和健康状况，按照18~60岁、60岁以上、15~17岁分别赋值1、0.5、0.3，健康状况按很好、好、一般、不太好、很不好分别赋值1、0.75、0.5、0.25和0，根据年龄赋值×健康赋值计算家庭成员劳动能力，并加总得出家庭综合劳动能力。 0.341 7 0.173 5

成年劳动力受教育

程度（R 12）

 按照成年劳动力文化程度，大专及以上、高中、初中、小学、小学以下依次赋值1、0.8、0.6、0.4、0.2。 0.340 6

非农劳动力技能

水平（R 13）

 根据成年劳动力担任村干部、有务农以外技能、公务员身份、户口迁出等指标，回答“是”，则赋值0.25，再进行加总。 0.317 7

物质资本

（P）

 住房结构（P 11） 楼房且2层及以上、在城镇买房=1，楼房仅为1层=0.75，平房=0.5，简易房、茅草房、土胚房=0.25，无房或租房=0。 0.206 0 0.286 3
房屋新旧程度（P 12） 建房或修缮年份2010—2019年=1，2000—2009年=0.75，1990—1999年=0.5，1980—1989年=0.25，1980年以前建的房屋=0。 0.207 7
房屋面积（P 13） 按实际平方数（m2）计算 0.204 8

互联网接入和

使用（P 14）

 接入网线赋值0.5，网售农产品和网购各赋值0.25，再累加。 0.202 3

轿车或者货车

拥有量（P 15）

 已购置且作为日常交通使用=1，已购置但作为运输等业务用途=0.5，未购置或曾购置但已出售或报废=0。 0.179 3

金融资本

（F）

 贷款获取能力（F 11） 新近一次信用贷款金额 0.188 0 0.270 2
借钱渠道选择（F 12） 选择银行=1，亲戚/朋友=0.75，父母子女=0.5，民间借贷或其他=0.25，未选择=0。 0.207 7
政府补贴（F 13） 主要有耕地地力保护补贴、生态补助等，部分地区还有割胶补贴等，剔除危房改造补助等一次性大额补贴。 0.183 2
家庭内部金融支持（F 14） 有储蓄且有外出打工支持=1，有外出打工支持=0.75，有储蓄且有外出打工但不支持=0.5，有储蓄但无外出打工=0.25，无储蓄且无外出打工=0。 0.205 7
家庭收入（F 15） 2018年家庭实际收入 0.215 4

社会资本

（S）

 与村民的交流频率（So 11） 非常多=1，比较多=0.75，一般=0.5，比较少=0.25，几乎没有=0。 0.376 3 0.156 4
人情礼金支出（So 12） 人情交往的金钱投入，存在一定负面效应，但总体上体现农户家庭的社会交往面。 0.348 9
参与合作社（So 13） 家庭成员参与合作社且管理=1，骨干或核心社员=0.666，普通会员0.333，未参与=0。 0.274 8

自然资本

（N）

劳动力平均土地

面积（N 11）

 家庭农用地面积除以劳动力数量。 0.500 5 0.113 6
橡胶园面积（N 12） 按实际面积，包含购买且未到期的胶园。 0.499 5

3.1.2　生计资本统筹能力

农户生计是一个集合社会、经济、资源、环境等各种因素为一体的复杂系统，具有内在耦合性，农户生计的稳定不仅取决于各项生计资本数值的大小，还依赖于资本间的协调运作（孙特生 等，2018），对农户生计资本系统的耦合效应与协调效应进行综合评价，有利于识别橡胶种植户可持续生计资本系统的内在作用关系和总体均衡发展水平。根据耦合协调度模型的基本范式，结合农户生计资本的基本内涵，参考有关学者（王淑佳 等，2021）对耦合协调度模型的修正，构建生计资本耦合协调度模型，计算公式为：
C s = ∏ i = 1 5 E i 1 5 ∑ i = 1 5 E i 5 1 5
D s = C s × I s
式中：Is 是生计资本综合指数，Ei 是第i种生计资本的加权标准化值，详见公式（1）。Cs 表示生计资本耦合度，反映生计资本间相互影响与作用的程度（赵宁宁 等，2021），取值越大，说明子系统离散程度越小，耦合度越高；Ds 是生计资本耦合协调度，反映生计资本间相互促进水平，取值范围为［0，1］，取值越大，说明各项资本间关联性好，生计系统协调发展，反之，则说明生计资本系统可能失调。生计资本系统的协调发展在某种程度上体现农户对于生计资本的统筹能力，因此，本文选取生计资本耦合协调度作为农户生计资本统筹能力的评价指标，分析其对生计多样性的影响机制。

3.1.3　生计多样性指数

家庭生计的多样化是农户降低生计风险，实现生计稳定的重要途径（刘永茂 等，2017），农户生计多样性指数是通过测算农户生计活动种类进行赋值的（阎建忠 等，2009），指数的高低直接反映农户生计的多样化水平，指数越高，说明农户生计越稳定，参考相关文献（马国璇 等，2020）生计多样性指数的算法，计算公式为：
L s = A i   / A
式中：Ls 表示生计多样性指数；Ai 表示第i个农户的生计活动种类；A表示农户全部生计活动集合。生计活动参照农户劳动时长定义，农户每月从事某项活动不少于30 h，每年不少于2个月，则列入生计活动集（杜翼，2018）。依据性质将生计活动划分为农业生计和非农生计（蒋维 等，2014），农业生计由种植业和养殖业2大类组成，根据橡胶种植户的农业结构特点，种植业又细分为粮食作物、短期经济作物和长期经济作物3小类，养殖业划分为家禽养殖、家畜养殖和特色养殖。非农生计主要包含本地务工和外出务工、土地、房屋等财产性租赁、政策性补助、子女赡养、个体经营服务业等活动以及家庭借贷款（马国璇 等，2020）。

3.1.4　收入多元化指数

收入多元化被认为是反映农户风险抵御能力的重要指标，农户获得更多收入的机会增加，有利于提高其对生计风险的适应性，缓解和分散风险的冲击（Barrett et al., 2001）。收入多元化指数用于衡量农户收入来源的多元化水平以及各类收入的均衡发展水平，是包含收入结构与分布的综合性指标。已有关于收入多元化的测算方法较为丰富，主要有Shannon-wiener指数（张家硕 等，2022）、逆Herfindahl-Hirschman指数（徐戈 等，2019）、辛普森多样性指数（王群勇 等，2022）等。综合橡胶种植户收入分布，本文选取辛普森多样性指数反映农户收入多元化，公式为：
S i = 1 - ∑ s = 1 k I n c i , s 2
式中：Inci，s 代表第i个农户的所有收入来源k中第s种收入来源占总收入的比重；Si 的取值为（0，1-1/k），数值越大，表明农户的收入来源越多，且各项收入处于相对均衡的水平。本文将橡胶种植户的收入来源划分为农业经营性收入、工资性收入、财产性收入、转移性收入和其他收入5大类。其中，财产性收入主要是土地租赁收入；转移性收入包含离退休金、价格补贴、赡养收入、社会救济、政府补贴等；由于本文调研样本非农经营性行为相对较少，故将非农经营性收入列入其他收入中。

3.1.5　就业策略变量

根据农业收入占家庭总收入的比例构建农户就业策略变量，将农业收入占比≥90%划定为纯农，占比在［50%，90%）归为一兼户，占比在［10%，50%）列入二兼户，占比在10%以下的为非农户，探讨不同就业策略对收入多样性的中介影响机制。

3.1.6　控制变量

控制变量的选取主要考虑土地的细碎化程度、割胶生产安排、种植意愿、贫困户身份以及地区、海拔与县城距离等地理差异（表2）。其中，土地细碎化是中国小农生产的基本经营格局，对农户生产和收入具有明显的双向作用（张尹君杰 等，2008），一方面，农户可以通过对不同地块的生产经营决策实现多元化种植（李功奎 等，2006），而且还能降低或规避农业生产风险（刘七军 等，2011）；另一方面，土地的分散化会导致农产品生产成本增加，产出水平降低，规模经济效应减弱（许庆 等，2007）。因此，选取种植户胶园地块数量作为土地细碎化的评价指标；割胶生产是一个费时耗工的活动，受自身劳动能力的限制，一个割胶工一天能割300~400株橡胶树，家庭橡胶规模较大的农户可能没有额外的时间从事更多其他的生计活动；割胶生产可认为是一种稳定的就业预期，种植意愿较高的农户可能更专注于橡胶树资产的经营与维护，一定程度上会对生计多样性有抑制作用；在脱贫攻坚以及续接乡村振兴战略的推动下，拥有贫困户或者脱贫户身份的种植户所能获得的政策倾斜相对较多，对家庭生计有一定的促进作用；海南和云南产区大多集中在山区，在植胶环境、交通运输等方面有地域特性，选取地区变量、村庄海拔、县城距离等指标作为植胶环境、交通便利化的代理变量，从地理差异探讨生计多样性和收入多元化的影响因子。
表2 生计可持续发展的变量设计

Table 2 Variables for identifying factors influencing livelihood sustainability

变量 指标 内容

被解释

变量

 Y 1：生计多样性指数Ls 根据公式（4）计算而得
Y 2：收入多元化指数Si 根据公式（5）计算而得

核心

解释

变量

 X 1：生计资本综合指数Is 根据公式（1）计算而得
X 2：人力资本H

根据各项生计资本评价

指标的分项权重和

标准化值计算而得，详见公式（1） Ei 的计算方法。

X 3：物质资本P
X 4：自然资本N
X 5：社会资本So
X 6：金融资本F

中介

变量

K 1：就业策略Employ

K 2：生计资本统筹能力Ds

 1=纯农；2=一兼户；3=二兼户；4=非农
根据公式（3）计算而得

控制

变量

 Z 1：土地细碎化Land 种植户胶园地块数量
Z 2：农户类型Poor 1=贫困户；0=一般户
Z 3：割胶生产安排Tapping

1=弃割或其他；2=间断性割胶；

3=部分割胶；4=正常割胶

Z 4：种植意愿Willingness 1=不愿意；2=没办法，不割胶没出路；3=愿意割胶
Z 5：地区Region 1=海南；0=云南
Z 6：村庄海拔ASL 调研村庄所处的海拔高度
Z 7：县城的距离distance 调研村庄距离县城的距离

3.2　模型构建

构建生计资本影响生计多样性、收入多元化的基准方程（式6），采用最小二乘法（OLS）对影响可持续生计的变量进行估计。同时，为进一步识别变量的中介影响效应，在式（6）的基础上，建立生计资本对生计多样性、收入多元化的中介效应模型：
Y i = α 1 + β 1 X i + γ 1 Z i + ε 1
G i = α 2 + β 2 X i + γ 2 Z i + ε 2  
Y i = α 3 + β 3 X i + δ G i + γ 3 Z i + ε 3  
式中：Yi 代表被解释变量，反映可持续生计的指标，即生计多样性和收入多元化；Xi 是核心解释变量，主要是生计资本总量和结构的评价指标；Zi 为控制变量；Gi 为中介变量；αi 、βi、γi 、δ为待估计系数，ε 1、ε 2、ε 3为随机误差项，其中β1 为Xi 对Yi 的总效应；β2 为Xi 对Gi 的效应；β3 是在控制中介变量Gi 影响后，Xi 对Yi 的直接效应；β2 与δ的乘积为Xi 通过Gi 影响Yi 的间接效应，间接效益与总效应的比值为中介变量的影响贡献。

4 结果分析

4.1　生计资本及其结构对农户生计多样性的影响

逐一对各项生计资本-生计多样性进行怀特检验和多重共线性检验，得出 ρ值≥0.05，VIF值＜10，统计上均可认为不存在异方差和多重共线性的问题。采用稳健标准误最小二乘法逐一对模型进行估计（表3）。方程M 1得出生计资本总量对橡胶种植户生计多样性的影响显著且方向为正，生计资本总量增加1单位，将推动农户生计多样性指数提高0.843 3个单位。比较方程M 2和M 3可发现，云南产区的生计资本提升对生计多样性的推动作用大于海南产区。按照地区分组比较海南和云南的生计资本结构特征（表4）发现，除人力资本和社会资本没有通过均值t检验外，其他各类生计资本均存在地区性差异。云南西双版纳橡胶种植户的生计资本平均值为0.317 2，略大于海南产区的0.272 6，尤其是在物质资本和自然资本上，云南人地关系相对宽松，人均橡胶面积0.54 hm2，比海南产区多0.30 hm2，单产水平1.40 t/hm2高于海南的0.80 t/hm2，人均住房面积比海南大12.24 m2，因而生计资本禀赋相对较好，可能的生计策略选择也相对多样化。
表3 生计资本对生计多样性的回归结果

Table 3 The impact of livelihood capital on livelihood diversity

变量 方程编号
M 1 M 2 M 3 M 4 M 5 M 6
全部样本 海南样本 云南样本 全体样本 海南样本 云南样本
生计资本Is 0.843 3***（0.082 0） 0.727 7***（0.124 8） 1.012 3***（0.112 7） — — —
人力资本R — — — 0.349 1***（0.110 4） 0.514 0 ***（0.144 8） 0.203 7（0.130 0）
物质资本P — — — 0.019 2（0.042 1） -0.145 2**（0.056 8） 0.176 6***（0.059 7）
金融资本F — — — 0.524 6***（0.052 8） 0.589 8 ***（0.072 1） 0.490 5***（0.074 5）
自然资本N — — — 0.158 2***（0.061 1） 0.158 0（0.201 6） 0.186 5***（0.071 9）
社会资本So — — — 0.101 5**（0.047 3） 0.137 7**（0.060 6） 0.075 6（0.073 7）
土地细碎化Land 0.011 9***（0.003 1） 0.009 4*（0.005 6） 0.011 9***（0.003 7） 0.011 4***（0.003 0） 0.007 6（0.005 1） 0.011 3***（0.003 8）
割胶安排Tapping -0.007 7（0.007 3） -0.003 1（0.008 9） -0.021 8*（0.012 6） -0.006 2（0.006 9） -0.002 2（0.008 3） -0.018 4（0.012 2）
种植意愿Willingness 0.033 5***（0.010 2） 0.052 9***（0.013 2） 0.009 1（0.015 6） 0.029 6***（0.009 7） 0.048 5***（0.012 5） 0.006 5（0.015 5）
农户类型Poor 0.056 9***（0.017 0） 0.055 8***（0.019 0） 0.090 5**（0.043 1） 0.042 6***（0.016 5） 0.039 9**（0.019 0） 0.068 4（0.043 3）
地区Region 0.007 1（0.049 2） -0.038 3（0.048 0）
村庄海拔ASL -0.000 0（0.000 1） -0.000 2（0.000 2） 0.000 0（0.000 1） -0.000 0（0.000 1） -0.000 3（0.000 2） 0.000 0（0.000 1）
县城的距离distance -0.000 5（0.000 5） -0.000 5（0.000 8） -0.000 6（0.000 7） -0.000 4（0.000 5） 0.000 1（0.000 7） -0.000 9（0.000 9）
常数项 0.068 6（0.081 8） 0.082 8（0.063 8） 0.090 7（0.112 8） 0.116 40.079 8 0.078 1（0.057 5） 0.135 6（0.119 9）
样本量/户 612 301 311 612 301 311
R 2 0.206 4 0.181 2 0.260 6 0.272 9 0.328 5 0.289 1

注：括号中数字为标准差，***、**、*表示1%、5%和10%显著性水平下通过检验，表4、5、6同。

表4 海南和云南橡胶种植户的生计资本比较分析

Table 4 Comparative analysis of livelihood capitals of rubber growers in Hainan and Yunnan

地区 人力资本 物质资本 金融资本 社会资本 自然资本 生计资本
均值差 -0.002 6 -0.164 1*** 0.040 8*** -0.001 1 -0.070 3*** -0.044 6***
海南 0.136 1 0.438 7 0.268 1 0.271 0 0.075 6 0.272 6
云南 0.138 7 0.602 8 0.227 3 0.272 1 0.145 9 0.317 2
M 1模型的控制变量中，土地细碎化、种植意愿和农户类型均在1%的水平下显著为正。两大产区样本农户平均胶园地块数为3.9块，其中云南的胶园地块数多于海南，户均胶园地块数4.6块。小农生产经营相对灵活，家庭拥有的地块数越多，农户可经营的农业生计活动越丰富，在一定程度上平抑了单一种植的风险。橡胶种植意愿越强烈，农户越倾向于多元化经营，种植意愿较强意味着对橡胶树资产的爱惜程度越高，但天然橡胶价格自2014年开始持续低迷，为了能维持相对稳定的胶园管理，确保橡胶树资产安全，同时促进家庭增收，倒逼农户采取多元化的经营策略，以应对橡胶收入减少，间接推动多渠道的生计活动。但地区分组回归M 5和M 6模型中，橡胶种植意愿只在海南产区显著，主要是由于海南产区的种植意愿更为强烈，样本中有25.58%的农户是愿意种植橡胶的，高于云南产区（16.67%）。在云南产区有62.50%的样本农户表现出对种植橡胶的无奈，是迫于生计压力而维持橡胶生产的，故可能导致变量不显著。调研开展时间为2019年，正值脱贫攻坚的关键之年，拥有贫困户身份的农户更有机会获得培训、就业、帮扶等支持，因此，拥有贫困户身份对推动生计多样化有正向推动作用。
从细分指标看，M 4模型中，除了物质资本对农户生计多样性的提升作用不显著外，其他各项生计资本对生计多样性有不同程度的促进作用，其中，金融资本对生计多样性水平的正向影响作用最大，海南金融资本变量的估计系数为0.589 8，大于云南产区（0.490 5）。从调研区域看，海南产区的民间借贷活动相对活跃，有借钱行为的农户占海南样本农户比例为76.57%，而云南产区只有55.13%。海南产区户均补贴2 323.34元，是云南产区的1.92倍。在家庭收入方面，虽然云南户均年收入高于海南，但海南农户获得家庭内部支持更多，海南产区有65户家庭获得外出务工人员给予的经济支持，占海南样本中获得家庭支持比重的57.52%，而云南产区仅有34户家庭获得外出务工人员支持。总体上，海南金融资本平均值高于云南，为农户家庭开展多样化经营提供资金支持。
在分区域的估计方程M 5和M 6中，物质资本对两大产区农户生计多样性的影响存在地域性差异，物质资本对海南农户生计多样性水平有显著负向影响，但对云南农户则为显著正向影响。从汽车拥有及使用情况看，云南产区农户家庭汽车拥有量比海南高，汽车已成为家庭重要的交通工具，调研样本中有61.86%的农户拥有汽车，其中有95.34%农户的汽车主要用于日常交通。云南调研区域村庄与县城的平均距离相对较远，汽车的使用为山区农户推动生计活动的开展提供便利。从住房条件看，云南产区总体的住房条件比海南好，其人均住房面积为40.67 m2，70%的农户拥有楼房，家庭基本住房有所保障，农户有更多的精力和资本开展多样化的生计活动。有研究表明，物质资本对农业生产表现出一定的“黏性效应”（涂丽，2018），如拥有较多物质资产的农牧民会倾向于从事农业活动（蒙吉军 等，2013）。具体到海南，在岛屿经济的影响下，汽车等物质资产拥有量的增加，农村住房条件的改善，尤其是海南产区近60%的样本农户在2010年后新建或翻修过房屋，可能会吸引农户或下一代留在农村发展，在一定程度上降低生计活动的多样性。自然资本对海南产区的正向作用不显著，可能的原因是海南户均土地面积相对较少，利用土地分散化经营风险的可操作空间小，自然资本对农户生计多样性的影响相对较弱。云南产区社会资本对生计多样性的影响作用不显著，可能的原因是云南天然橡胶种植大多分布在山区，样本区域距离县城的平均距离在35.04 km，信息的传递和流动相对闭塞，社会资本对于农户多元化生计活动决策的影响相对弱化。

4.2　生计资本及其结构对农户收入多元化的影响

农户生计资本总量对收入多元化有正向影响，生计资本系统的协调发展有利于丰富农户的收入来源，但各项生计资本对不同区域农户收入的影响程度和方向存在差异。其中，人力资本是农户家庭增收以及生计模式创新的助推器，其数量和质量对农户统筹其他生计资本的运作起决定性作用（王丹丹 等，2013）。家庭劳动力资源和金融资产的拥有量越多，农户可开展的生计活动集越多，收入越多元化。对人力资本指标进行分地区回归（表5），结果发现云南产区人力资本的促进作用更大，云南人力资本每提高1个单位，将促进农户收入多样性指数增加0.411 8个单位，家庭可以通过教育投资以及“干中学”“用中学”，提升劳动力的专业技能和生计能力，从而获得更多的就业机会和增收渠道，甚至可能实现代际的收入效应。
表5 生计资本对收入多元化的回归结果

Table 5 The impact of livelihood capital on income diversification

变量 方程编号
M 7 M 8 M 9 M 10
全部样本 全部样本 海南样本 云南样本
生计资本Is 0.286 8***（0.105 2） — — —
人力资本R — 0.329 6***（0.111 0） 0.062 9（0.168 0） 0.411 8**（0.163 3）
物质资本P — 0.052 8（0.053 2） -0.010 5（0.078 9） 0.039 8（0.072 4）
金融资本F — 0.170 9***（0.066 5） 0.187 9*（0.097 0） 0.135 5（0.092 9）
自然资本N — -0.256 9***（0.079 4） 0.520 9***（0.197 0） -0.347 9***（0.093 0）
社会资本So — 0.017 0（0.061 4） -0.005 2（0.082 3） 0.024 6（0.088 0）
土地细碎化Land -0.003 5（0.003 7） -0.000 5（0.003 7） 0.003 7（0.006 6） -0.002 8（0.004 2）
割胶安排Tapping 0.039 5***（0.008 7） 0.038 3***（0.009 0） 0.053 5***（0.010 4） 0.015 2（0.016 1）
种植意愿Willingness 0.008 1（0.012 1） 0.010 9（0.012 0） -0.023 7（0.015 5） 0.042 6**（0.017 0）
农户类型Poor 0.078 9***（0.022 6） 0.074 8***（0.022 9） 0.092 0***（0.025 7） -0.056 3（0.060 8）
地区Region -0.040 9（0.060 3） -0.024 7（0.061 0）
村庄海拔ASL -0.000 1（0.000 1） -0.000 1（0.000 1） 0.000 1（0.000 1） -0.000 3 **（0.000 1）
县城的距离distance -0.001 7*** （0.000 6） -0.000 8（0.000 7） 0.000 7（0.000 9） -0.002 4**（0.001 1）
常数项 0.261 3***（0.097 5） 0.181 2（0.097 6） 0.101 4（0.074 5） 0.436 9***（0.145 5）
样本量/户 612 612 301 311
R 2 0.087 6 0.115 0 0.183 9 0.161 0
橡胶树作为长期性生物资产，前期投入大，生产周期长，调整成本高，当市场价格低迷时，农户难以通过改变种植结构来增加收入。这在云南产区表现尤为明显，自然资本每增加1单位，会导致农户收入多样性指数降低0.347 9个单位，存在“诅咒”效应。从路径依赖、资产专用性、技术专有性角度，解释橡胶树资产的“资源诅咒”：1）长期发展中形成对橡胶的路径依赖，尤其在云南西双版纳产区，农户的橡胶依赖具有“自增强效应”（李达 等，2020a），种植时间越长，依赖度可能越高（闵师 等，2017），国内天然橡胶的产业作用也从单纯战略资源安全保障过渡到兼顾胶农生计（李达 等，2020b）；2）自然资源过度资产化而引致“挤出效应”，橡胶园对土地资源具有资产专用性，对其他农业产业的发展具有一定的排他性，尤其在2008—2011年橡胶价格处于高位阶段，橡胶种植规模急剧扩张，单一经济功能的橡胶园取代多种功能的杂木林（耿言虎，2014），相应在土地、劳动力、资金等要素也向橡胶产业倾斜，农户替代生计选择变少，对天然橡胶产业具有“黏性”（钟真 等，2021）；3）技术专有性，从劳动力配置的角度看，橡胶树收获物储存于树皮乳管中，虽然采收节奏可随时调整，但由于农户长期专注于橡胶生产，对其他农业生产和非农就业的技能、信息掌握较少，这给农户生计调整带来一定挑战。
相较于生计多样化，土地细碎化和割胶安排对收入多元化的影响方向正好相反，且割胶安排在1%水平下显著为正，可能的原因有：1）土地的细碎化对于农业多样化有促进作用，但对于农业“靠天吃饭”的特性以及种植户在从事非橡胶生产时所表现出来的生产者与消费者的双重身份而言，多样化的生计活动不一定能带来收入的增加；2）由于受中国气候因素的影响，海南产区割胶生产安排一般在4至12月，云南产区为3至11月，割胶活动一般在凌晨T 02:00—03:00进行，早上T 10:00左右农户可完成鲜胶乳收集并出售，生产相对灵活，农户仍有空间开展其他生计活动。橡胶树采收不同其他作物，胶乳储藏在树体中，若有其他工作，可随时调整割胶生产，而不存在收获物腐烂的情况。因此橡胶种植户虽然存在技术和资产专有性，但劳动力资源配置的灵活度较高。

4.3　中介效应分析

4.3.1　生计资本统筹能力对生计资本与生计多样性的中介效应

引入生计资本统筹能力Ds 和就业策略Employ作为中介变量，进一步梳理生计多样性和收入多元化的影响机制（表6）。模型（1）~（3）分别表示生计资本与生计多样性、生计资本与生计资本统筹能力以及生计资本、生计资本统筹能力对生计多样性的回归结果，可知生计资本不仅有效促进生计活动多样化发展，而且能提升生计资本统筹能力，在控制生计资本统筹能力的影响后，生计资本对农户生计多样性水平仍表现为正向效应。生计资本统筹能力作为农户生计能力的具体表现，在协调生计资本配置和生计活动安排上发挥重要作用，生计资本对生计活动的影响有部分是通过生计资本统筹能力这一中间变量实现的，中介效应为52.70%。
表6 中介效应回归结果

Table 6 The regression results of mediation effect

变量 生计多样性M 11 收入多元化M 12
（1） （2） （3） （4） （5） （6）
被解释变量

生计多样性

指数Ls

生计资本

统筹能力Ds

生计多样性

指数Ls

收入多元化

指数Si

 就业策略Employ

收入多元化

指数Si

生计资本Is 0.843 3***（0.087 7） 0.864 3***（0.019 8） 0.398 9**（0.177 9） 0.286 8***（0.106 8） 0.858 3*（0.452 6） 0.199 2**（0.096 7）
就业策略Employ — — — — — 0.102 0***（0.008 7）
生计资本统筹能力Ds — — 0.514 2***（0.180 4） — — —
控制变量 是 是 是 是 是 是
常数项 是 是 是 是 是 是
样本量/户 612 612 612 612 612 612
Adj R 2 0.195 9 0.795 8 0.205 4 0.075 5 0.269 3 0.246 9
Sobel检验 Z=2.86***，中介效应显著 Z=1.87 2*中介效应显著
中介效应 中介效应=0.444 4 中介效应=0.087 5*
中介效应/总效应=52.70% 中介效应/总效应=30.52%

4.3.2　就业策略对生计资本与收入多元化的中介效应

模型（4）~（5）为生计资本与收入多元化、生计资本与就业策略以及生计资本、就业策略对收入多元化的回归结果，生计资本是农户扩展收入渠道和生计活动的基本保障，估计系数均通过统计检验，表现为正向影响。在控制农户就业策略变量后，农户的生计资本禀赋对推动多元化收入仍有积极影响，而就业策略在一定程度上挤压生计资本对收入多元化的影响，中介效应为30.52%（详见表6中的M 12），表明农户可通过优化就业决策，来提升生计资本对家庭收入的多元化水平。橡胶树属于高大乔木，种植土地利用方式的改变既受到当地林木砍伐指标、天然橡胶生产保护区管护的限制，又涉及家庭资产投资回报、替代作物生产与市场风险等难题，然而橡胶种植户在劳动力配置上具有相对灵活性，即使不采收也不存在收获物腐烂的问题。橡胶种植户家庭劳动力虽然也受到技术专用性的约束，但农户仍可胜任本地对技能要求较低的工作，因此就业策略的中介效应明显。

4.3.3　稳健性检验

为进一步检验中介效应的可靠性，采用Bootstrap检验方法进行估计，通过有放回的重复抽样，得到抽样样本及系数乘积的估计值，根据估计值排序并构建95%的置信区间，区间不包含0，则认为中介效应显著。表7显示，假说H2和假说H4的中介效应影响路径与表6估计的一致，偏差校正与加速（BCa）的置信区间均不包含0，假设成立，估计结果具有稳键性。
表7 中介效应的稳健性检验

Table 7 Test for robustness of mediation effects

作用路径 中介效应 标准差 下限 上限 检验结果
H2生计资本→生计资本统筹能力→生计多样性 0.444 4*** 0.006 5 0.126 6 0.767 7 成立
H4生计资本→就业策略→收入多元化 0.087 5* -0.000 3 0.002 0 0.194 6 成立

5 结论、建议与讨论

5.1　主要结论

本文结合橡胶树割胶生产特征、种植区域环境等，对海南、云南西双版纳两大产区橡胶种植户的生计资本与可持续生计的影响机制进行论证，得出如下主要结论：
1）生计资本积累对生计活动多样化、收入多元化的影响显著为正。生计资本的增加能产生更好的生计结果，但作用机制存在差异。海南产区农户金融资本在丰富生计活动方面的促进作用大于云南，农户拥有更多的投资机会。虽然农户自然资本和人力资本存量相对不足，但对推动多元化收入有重要影响，其中人力资本对家庭增收的影响最大。自然资本对云南家庭收入渠道多样性有较大的负向影响，容易导致路径依赖，具有一定的“诅咒效应”，而适度规模经营对海南产区农户丰富收入渠道有积极作用。
2）农户所处的区位对生计资本结果有明显作用。海南产区样本的人均橡胶面积0.24 hm2，而西双版纳0.54 hm2，且后者的单产水平相对较高，人地关系偏宽松，农户家庭物质资本、自然资本明显高于海南产区。橡胶树割胶生产灵活性强，活跃的劳动力市场是关键，相较于边境地区的西双版纳，海南岛劳动力流动更频繁，民间借贷、政策性补贴以及家庭内部经济支持更优于云南，因此人力资本和金融资本对生计结果的积极作用更大。海拔高度和县城距离对于农户开展多元化经营总体呈现消极影响，尤其是云南产区，村庄海拔和县城距离与收入多元化指数呈现显著负向关系。胶园地块数会增加生计活动的可选集，但不一定会促进家庭增收。受家庭资源禀赋的约束，橡胶产业的发展虽然给农户经营其他产业带来一定的资源挤占，但在稳定产区农户收入方面仍有重要作用。
3）生计能力、就业策略是农户优化生计资本配置的重要途径，生计资本统筹能力可增强生计资本对生计多样性的促进作用，农户家庭就业决策会改变生计资本配置，对推动收入渠道多元化有中介效应，这与橡胶树割胶生产特征相呼应。橡胶种植户在维持橡胶树资产不变的情况下，可随时调整就业策略，以提升生计可持续性。

5.2　政策建议

1）提高生计资本统筹能力。推进“金融+产业”试点，完善橡胶价格/收入保险保障机制，探索保单贷款的借贷方式，增强农户融资渠道和能力。加强橡胶园流转市场建设，创新交易模式，促进橡胶树资产和土地资源的灵活流转，优化农地资源配置效率，推动适度规模经营。
2）加强生计能力建设。针对橡胶资产专用性的特点，通过宣讲、示范、培训等多种方式，开展电动割胶刀、低频割胶、林下种养等技术培训，通过提高割胶生产效率和胶园土地利用率来解放家庭割胶劳动力，从而多元化生计活动和收入结构。积极培育新型农业经营主体，组建专业化割胶队伍，试点推广橡胶树托管等社会化服务，促进农户家庭劳动力的合理配置。
3）拓展多元化就业渠道。推动农民专业合作社建设，大力发展地区特色产业和村集体经济，为农户提供更多的本地就业岗位，方便农户利用农闲时间进行灵活务工。创新公共就业服务方式，推动就业驿站实体服务网点、网上就业超市、村干部+微信群等平台建设，打造线上+线下双管齐下的信息传递渠道。

5.3　讨论

初步理清了橡胶种植户“生计资本－生计能力－生计策略－生计结果”的生计链条间的影响机制，挖掘出生计资本统筹能力、就业策略等关键变量在农户可持续生计中的中介作用，但对于农户家庭就业策略的形成机制及其对农户增收的效果还有待进一步验证，对于生计资本统筹能力的作用机制以及其对推动生计活动多样化的效果评价有待进一步研究。在调研中还发现，部分橡胶种植户虽然开展了多项生计活动，但并不是每项生计活动都能给农户家庭带来收益，尤其是农业生计活动，有时可能存在滞销等风险，出现亏损的现象。因此开展生计活动与收入渠道等生计结果间关系的评价有重要意义，尤其是对于更依赖劳动力要素优化而稳定生计的橡胶种植户而言，公共卫生事件导致劳动力市场低迷，可能对其产生影响，未来将重点对上述问题进行探讨。此外，根据杜国明等（2021）对土地细碎化的定义，认为其包括耕地景观细碎化和耕地权属细碎化，本文选取胶园地块数作为评价土地细碎化的重要指标之一，但并不能全面反映土地细碎化程度，下一步将完善土地细碎化的评价指标体系，探讨挖掘土地细碎化对生计多样性的影响机制。

脚注

伍 薇：论文撰写；

刘锐金：论文指导与修改；

何长辉：参与论文讨论及协助修改；

杨 琳：资料搜集与梳理；

占达儒：数据整理与绘图。

参考文献

原文顺序 | 文献年度倒序 | 文中引用次数倒序
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