勞動(dòng)力流動(dòng)、收入差距與農(nóng)村居民貧困

劉一偉

(武漢大學(xué) 社會(huì)保障研究中心，湖北 武漢 430072)

農(nóng)村貧困受到諸多經(jīng)濟(jì)社會(huì)條件的影響，其中，勞動(dòng)力外流是重要因素。事實(shí)上，改革開放以來，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力外流已經(jīng)成為普遍現(xiàn)象，這種勞動(dòng)力的大規(guī)模流動(dòng)和遷移改變了農(nóng)村地區(qū)的資源配置、收入狀況與生活水平等，對(duì)農(nóng)村地區(qū)的貧困有著重要影響(張永麗 等，2017)。都陽等(2003)認(rèn)為勞動(dòng)力遷移具有反貧的功能，通過研究發(fā)現(xiàn)中國貧困地區(qū)的勞動(dòng)力遷移行為與“利他性”假說相吻合,這表明貧困地區(qū)的勞動(dòng)力遷移可以視作一種積極的反貧困行為。Nguyen et al.(2011)指出，勞動(dòng)力流動(dòng)可以實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力及依附于勞動(dòng)力身上其他要素的合理配置，進(jìn)而提高收入水平與縮小收入差距，起到減貧的效應(yīng)。更進(jìn)一步，羅楚亮(2012)、程名望等(2014)、劉一偉等(2017a)均指出，解決農(nóng)村居民貧困的關(guān)鍵在于實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民增收與緩解收入不平等。令人遺憾的是，中國農(nóng)村收入差距呈現(xiàn)不斷惡化趨勢(shì)，據(jù)2016年國家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)顯示，中國農(nóng)村的收入差距達(dá)到了0.50左右，遠(yuǎn)高于國際規(guī)定的警戒線。

那么，一個(gè)值得深思的問題是：勞動(dòng)力流動(dòng)是否具有防止農(nóng)戶陷入貧困的功能呢？其影響農(nóng)村居民貧困的作用機(jī)制是什么呢？即收入差距是勞動(dòng)力流動(dòng)影響農(nóng)戶貧困的途徑嗎？在全面實(shí)現(xiàn)小康社會(huì)與精準(zhǔn)扶貧的宏觀背景下，解答上述問題，不僅對(duì)推進(jìn)與完善勞動(dòng)力流動(dòng)影響農(nóng)戶貧困這一領(lǐng)域的研究與機(jī)制分析具有重要的理論意義，而且對(duì)中國打贏扶貧攻堅(jiān)戰(zhàn)與全面建成小康社會(huì)的戰(zhàn)略目標(biāo)提供參考依據(jù)。

一、相關(guān)文獻(xiàn)與研究假設(shè)

有關(guān)勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)戶貧困的研究相對(duì)較早，且研究結(jié)論并未達(dá)成共識(shí)。國外部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力流動(dòng)能夠有效緩解農(nóng)村居民貧困。譬如，Sabates-wheeler et al.(2008)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移不僅對(duì)收入貧困具有緩沖作用，而且對(duì)多維貧困具有顯著效應(yīng)。Bertoli et al.(2014)基于厄瓜多爾的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力遷移在某種程度上減輕了農(nóng)戶貧困，使得農(nóng)戶貧困度下降了20%左右。在本土的研究中，有學(xué)者也佐證了勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移能夠緩解貧困的結(jié)論。李實(shí)(1999)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村勞動(dòng)力遷移對(duì)農(nóng)戶家庭收入具有積極的意義，進(jìn)而起到了減貧效應(yīng)。柳建平等(2009)則認(rèn)為，如果家庭中有勞動(dòng)力外出務(wù)工，將改善整個(gè)家庭福利狀況，降低家庭陷入貧困的概率。樊士德等(2016)的研究結(jié)果表明：從全國范圍的全樣本看，勞動(dòng)力流動(dòng)既改善了農(nóng)村家庭絕對(duì)收入狀況，又降低了陷入貧困的相對(duì)概率；但從分地區(qū)實(shí)證結(jié)果看，在發(fā)達(dá)地區(qū)，勞動(dòng)力流動(dòng)所起到的減貧效應(yīng)更為突出，且在提升家庭絕對(duì)收入上呈邊際效率遞減。

然而，部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)村居民貧困沒有顯著影響。如Stark(1985)研究發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力遷移行為對(duì)貧困家庭的福利水平及貧困狀況的影響取決于遷移動(dòng)機(jī)；與此同時(shí)，遷移的社會(huì)資本、人力資本水平和遷移地點(diǎn)、時(shí)間均可能影響農(nóng)村居民的貧困狀況(Kothari，2003)。李翠錦(2014)研究發(fā)現(xiàn)，由于農(nóng)戶貧困狀況不同，勞動(dòng)力流動(dòng)所起到的減貧效應(yīng)具有不確定性。甚至有學(xué)者認(rèn)為，勞動(dòng)力的流動(dòng)會(huì)不斷破壞農(nóng)村社會(huì)秩序與文明，從而帶給農(nóng)村較高的社會(huì)成本，不利于農(nóng)村居民反貧與脫貧(Chinn，1979)。楊靳(2006)認(rèn)為人口遷移能消除農(nóng)村貧困，但在某種情況下也會(huì)加劇農(nóng)村貧困。

從上述分析可以看出，勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)戶貧困息息相關(guān)，但由于具體社會(huì)情境的差異性，難以確定勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)戶貧困是正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)。因此，本文不提出關(guān)于“勞動(dòng)力流動(dòng)”與“農(nóng)戶貧困”關(guān)系的“方向性”假設(shè)，僅提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)戶貧困具有顯著影響。

有關(guān)收入差距對(duì)農(nóng)戶貧困的影響研究相對(duì)較多。Yao et al.(2004)指出，收入不平等的惡化將加劇居民貧困尤其是農(nóng)村居民貧困，且貧困狀況對(duì)于收入差距具有較高的彈性。Araar et al.(2010)提出了彈性分析方法，發(fā)現(xiàn)收入不平等的擴(kuò)大阻礙了居民的脫貧。許啟發(fā)等(2011)基于CHNS調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Shapley分解結(jié)果顯示，收入增長能顯著減少貧困，而收入差距擴(kuò)大會(huì)累及減貧效果。羅楚亮(2012)根據(jù)Shapley分解結(jié)果討論了分項(xiàng)收入對(duì)貧困程度的影響以及分項(xiàng)收入不均等性的貧困減緩彈性。程名望等(2014)發(fā)現(xiàn)健康與教育的改善，有助于縮小收入差距進(jìn)而緩解農(nóng)村居民貧困。劉一偉等(2017b)研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)資本與人力資本的投資，均可以增加居民的收入水平與縮小收入差距，降低居民發(fā)生貧困的可能性?；诖?，我們提出以下研究假設(shè)。

假設(shè)2：收入差距的擴(kuò)大提高了農(nóng)戶發(fā)生貧困的可能性。

蒲艷萍等(2011)發(fā)現(xiàn),農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)增加農(nóng)村居民收入與改善農(nóng)村收入不平等具有積極效應(yīng)，從而緩解農(nóng)民家庭貧困與改善農(nóng)民家庭福利；王湘紅等(2012)驗(yàn)證了相對(duì)收入對(duì)外出務(wù)工的影響，同時(shí)發(fā)現(xiàn)外出務(wù)工對(duì)農(nóng)村收入不平等具有重要的影響，并緩解了農(nóng)村居民的相對(duì)貧困；沈揚(yáng)揚(yáng)(2012)利用國家統(tǒng)計(jì)局(NBS)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)外出打工是目前農(nóng)戶擺脫貧困的有效方法，相比之下，務(wù)農(nóng)農(nóng)戶貧困狀況始終最為嚴(yán)重，增加組內(nèi)成員收入，縮小組內(nèi)差距對(duì)減少農(nóng)戶貧困的意義重大；王建國(2013)也得出了相似研究結(jié)論，指出現(xiàn)階段農(nóng)村勞動(dòng)力如果不外出從業(yè),將更加集中分布于農(nóng)村收入分布的中低端，而農(nóng)村勞動(dòng)力的外出從業(yè)降低了農(nóng)村收入不平等和貧困程度；此外，陳海霞(2013)認(rèn)為通過勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移能夠縮小收入差距，提高農(nóng)民收入而減少貧困程度。

基于此，我們認(rèn)為收入不平等是影響勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)戶貧困關(guān)系的重要因素。因此，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)3：勞動(dòng)力流動(dòng)能夠影響收入差距，并進(jìn)一步作用于農(nóng)戶貧困狀況。

事實(shí)上，有關(guān)勞動(dòng)力流動(dòng)與收入差距對(duì)農(nóng)戶貧困的影響已經(jīng)得到諸多學(xué)者的關(guān)注，且研究取得了一定進(jìn)展，但多數(shù)研究并未深入探討勞動(dòng)力流動(dòng)如何影響農(nóng)戶貧困狀況。同時(shí)，收入差距對(duì)農(nóng)戶貧困具有重要影響，但現(xiàn)有文獻(xiàn)沒有考察勞動(dòng)力流動(dòng)是否通過擴(kuò)大或者縮小收入差距影響農(nóng)戶多維貧困。此外，囿于數(shù)據(jù)的可得性，缺乏微觀視角的考察，對(duì)貧困等相關(guān)變量的選擇也略顯粗糙。

因此，本文的主要貢獻(xiàn)有以下幾點(diǎn)：首先，在前人研究的基礎(chǔ)上，將勞動(dòng)力流動(dòng)、收入差距與農(nóng)戶貧困建構(gòu)于一個(gè)分析框架內(nèi)，從而為解決農(nóng)戶貧困提供一定的借鑒價(jià)值；其次，探討了勞動(dòng)力流動(dòng)影響農(nóng)戶貧困的路徑，從而為精準(zhǔn)扶貧提供啟示意義；最后，采用具有代表性的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，從而更好了解中國農(nóng)村居民貧困的動(dòng)態(tài)過程。

二、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來源

本文采用2014年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(簡稱“CFPS2014”)。該數(shù)據(jù)是兩年一期的跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，旨在通過對(duì)全國代表性樣本村居、家庭、家庭成員的跟蹤調(diào)查，反映中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與社會(huì)變遷狀況。按調(diào)查單位層級(jí)來分，CFPS 訪問卷包括 3 種：個(gè)人問卷、家庭問卷和村(居)問卷。個(gè)人問卷的目的在于了解樣本個(gè)體的狀況，包括個(gè)體身體狀況、職業(yè)狀況、受教育狀況等；家庭問卷的目的在于了解個(gè)體生活環(huán)境、生活設(shè)施、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等；村居問卷的目的在于了解樣本家庭所在的環(huán)境。根據(jù)研究的目的和需要，本文采用最新公布的2014年全國家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，剔除不相關(guān)和缺失的變量，只選取了調(diào)查問卷中的部分樣本，最終選擇14152個(gè)農(nóng)村居民樣本。

(二)變量選取

“農(nóng)戶貧困”是本文關(guān)心的重點(diǎn)，也是本項(xiàng)研究的被解釋變量。貧困線的確立是研究貧困問題的先決條件，但在社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，收入水平和消費(fèi)水平不斷變化，因此貧困標(biāo)準(zhǔn)也隨之發(fā)生改變。多數(shù)學(xué)者采用國際貧困線標(biāo)準(zhǔn)，世界銀行曾宣布按照購買力平價(jià)計(jì)算，將國際貧困線分別劃分為人均每日生活支出1美元和2美元的標(biāo)準(zhǔn)(劉一偉，2017)。在本項(xiàng)的研究中，也采用國際貧困線來衡量農(nóng)戶貧困，貧困者賦值為“1”，反之賦值為“0”。其中，人均每日消費(fèi)1美元以下的農(nóng)村居民占比0.83%，人均每日消費(fèi)2美元以下的農(nóng)村居民占比6.58%。需要說明的是，根據(jù)國務(wù)院的規(guī)定，在2008年將相對(duì)貧困線與絕對(duì)貧困線合并為統(tǒng)一的貧困線，即將農(nóng)村居民收入2300元作為國家貧困的統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，因此，我們采用國家貧困線進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

“勞動(dòng)力流動(dòng)”是核心解釋變量，本文用家庭中是否有勞動(dòng)力外流進(jìn)行衡量。古典學(xué)派認(rèn)為勞動(dòng)力參與非農(nóng)就業(yè)是個(gè)體為了追求個(gè)體利益最大化而進(jìn)行的理性決策，實(shí)際上屬于人力資源的重新配置。然而，黃楓等(2015)認(rèn)為家庭中勞動(dòng)力外出流動(dòng)，不但要考慮自身的因素，而且也受家庭其他成員及家庭狀況的影響。換言之，勞動(dòng)力外流是家庭成員共同的決策，勞動(dòng)力外流的追蹤目標(biāo)是謀取家庭利益的最大化。因此，勞動(dòng)力外流能夠影響家庭層面的收入或者消費(fèi)。

“收入差距”是本文的另一個(gè)核心變量。衡量收入差距的指標(biāo)眾多，在目前的學(xué)術(shù)研究中，主要采用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、分位數(shù)支出比等方法進(jìn)行衡量。在本研究中，主要采用基尼系數(shù)的衡量方法，計(jì)算調(diào)查者所在區(qū)縣的基尼系數(shù)，經(jīng)測算后共得出162個(gè)區(qū)縣的收入分配情況。此外，考慮到基尼系數(shù)對(duì)中等收入水平的變化特別敏感，衡量收入差距的另一個(gè)指標(biāo)泰爾熵T指數(shù)對(duì)上層收入水平的變化很明顯，泰爾熵L和V指數(shù)對(duì)底層收入水平的變化敏感，因此，我們選取泰爾熵指數(shù)進(jìn)一步衡量收入差距，從而與基尼系數(shù)形成良好互補(bǔ)。

為了求出勞動(dòng)力流動(dòng)與收入差距對(duì)農(nóng)戶貧困的凈效應(yīng)，排除其他變量對(duì)結(jié)果可能造成的偏差，本文在模型中加入了個(gè)體層面、家庭層面與村級(jí)層面的控制變量。個(gè)體層面的控制變量，主要包括戶主年齡、性別、婚姻、教育程度與政治面貌；家庭層面的控制變量，主要包括家庭規(guī)模、家庭是否有集體土地、社會(huì)資本；村級(jí)層面的控制變量，主要包括村級(jí)醫(yī)務(wù)人員數(shù)量、村莊是否災(zāi)害區(qū)、村莊是否屬于礦產(chǎn)區(qū)、村莊到縣城的距離。具體變量的選取、定義與描述如表1所示。

表1 變量的選取與定義

(三)模型構(gòu)建

本文使用 CFPS2014家庭中有勞動(dòng)力流動(dòng)的農(nóng)村勞動(dòng)力樣本考察農(nóng)戶家庭貧困的影響因素，因此設(shè)定以下Logit 模型：

(1)

式(1)中，Yi是農(nóng)戶家庭 i 是否貧困的二值變量(0=非貧困；1=貧困)，Xi為影響因素向量。

考慮到本文認(rèn)為收入差距可能是影響勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)戶貧困的中介變量，因而需要檢驗(yàn)收入差距是否起到了中介效應(yīng)。溫忠麟等(2004)提出的中介變量檢驗(yàn)方法，不僅分析了存?zhèn)五e(cuò)誤率的控制，同時(shí)還考慮了棄真錯(cuò)誤率的控制。根據(jù)此中介變量檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)收入差距所起到的作用機(jī)制，估計(jì)模型如下：

Pooryi=α0+α1LF+α2Xi+εi

(2)

Ginifi=β0+β1LF+β2Xi+εi

(3)

Pooryi=κ0+κ1LF+κ2Ginii+κ3Xi+εi

(4)

式(2)、式(3)與式(4)中，Pooryi指代的是農(nóng)戶貧困，LF表示勞動(dòng)力流動(dòng)，Ginifi表示收入差距，Xi表示所有控制變量，εi表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。首先要檢驗(yàn)系數(shù)α1的顯著性，如果不顯著，表示不相關(guān)；反之，如果顯著，則進(jìn)一步檢驗(yàn)系數(shù)β1與k2的顯著性，如果系數(shù)β1與k2全部顯著，那么表明存在中介效應(yīng)，如果至少一個(gè)不顯著，需要再次進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，如果通過顯著性檢驗(yàn)，表明中介效應(yīng)成立，如果沒有通過顯著性檢驗(yàn)，表明中介效應(yīng)不成立。

三、實(shí)證估計(jì)結(jié)果

(一)勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)村居民貧困的影響

上文分析顯示勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)戶貧困息息相關(guān)，但由于具體社會(huì)情境的差異性，難以確定勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)戶貧困是正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)。因此，我們首先分析勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)村居民貧困的影響。

表2 勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)村居民貧困的影響

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

表2報(bào)告了勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)村居民貧困的影響。方程(1)到方程(4)展示了每日人均消費(fèi)1美元作為貧困標(biāo)準(zhǔn)的回歸結(jié)果。方程(1)未添加任何控制變量，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力流動(dòng)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，表明勞動(dòng)力流動(dòng)并不能緩解農(nóng)村居民貧困?？紤]到其他因素可能影響回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們?cè)诜匠?2)、方程(3)和方程(4)中分別添加了個(gè)體層面、家庭層面與村級(jí)層面的控制變量，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力流動(dòng)除了在方程(2)中不顯著外，在方程(3)和方程(4)中，分別在5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，且回歸系數(shù)的符號(hào)為負(fù)，表明勞動(dòng)力流動(dòng)降低了農(nóng)村居民發(fā)生貧困的概率。

方程(5)到方程(8)展示了每日人均消費(fèi)2美元作為貧困標(biāo)準(zhǔn)的回歸結(jié)果。發(fā)現(xiàn)無論是未添加控制變量還是添加控制變量，勞動(dòng)力流動(dòng)無一例外均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。方程(8)中，相比于沒有勞動(dòng)力流動(dòng)的農(nóng)村居民，勞動(dòng)力流動(dòng)降低了農(nóng)村居民發(fā)生貧困的71.13%，這充分說明了勞動(dòng)力流動(dòng)有助于緩解農(nóng)村居民的貧困狀況。總之，無論是以每日人均消費(fèi)1美元作為貧困線還是以每日人均消費(fèi)2美元作為貧困線，勞動(dòng)力流動(dòng)均顯著降低了農(nóng)村居民發(fā)生貧困的可能性。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上文采用每日人均消費(fèi)1美元與每日人均消費(fèi)2美元作為貧困線，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力流動(dòng)能夠降低農(nóng)村居民發(fā)生貧困的可能性。但為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們采用人均年收入2300元的國家貧困線，再次檢驗(yàn)勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)村居民貧困的影響?；貧w結(jié)果見表3，當(dāng)采用人均年收入低于2300元衡量貧困時(shí)，勞動(dòng)力流動(dòng)依然能夠降低農(nóng)村居民發(fā)生貧困的概率。以方程(4)為例，勞動(dòng)力流動(dòng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，且回歸系數(shù)符號(hào)為負(fù)，計(jì)算可得，相比于沒有勞動(dòng)力流動(dòng)的農(nóng)村居民，勞動(dòng)力流動(dòng)的農(nóng)村居民發(fā)生貧困的概率降低了86.83%。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：國家貧困線

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

(三)內(nèi)生性問題的處理

勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)村居民貧困具有潛在的內(nèi)生性，一方面，外流勞動(dòng)力可能從事第二產(chǎn)業(yè)或者第三產(chǎn)業(yè)，收入水平相對(duì)較高，從而降低其發(fā)生貧困的概率；另一方面，農(nóng)村居民可能為了改善其貧困現(xiàn)狀，選擇外出務(wù)工等，即提高了其外出流動(dòng)的可能性。為了解決關(guān)鍵變量潛在的內(nèi)生性問題，本文選取被訪者所在地區(qū)的平均勞動(dòng)力流動(dòng)人數(shù)作為農(nóng)村家庭勞動(dòng)力流動(dòng)的工具變量。需要說明的是，一個(gè)地區(qū)的平均勞動(dòng)力流動(dòng)情況能夠很好表明該地區(qū)的勞動(dòng)力外出狀況，滿足工具變量相關(guān)性的條件；而其他人勞動(dòng)力流動(dòng)并不能影響被訪者的貧困狀況，這又滿足了工具變量外生性的要求。表4報(bào)告了工具變量回歸的估計(jì)結(jié)果，Wald 檢驗(yàn)的結(jié)果表明可以在1%的顯著水平上拒絕變量外生性假設(shè)，即原模型存在內(nèi)生變量。在一階段估計(jì)中，工具變量的p值為 0.00，系數(shù)在 1%的水平上顯著為正，方程的 F 值為295.28，說明不存在弱工具變量，因此選擇地區(qū)的平均勞動(dòng)力流動(dòng)作為工具變量是合適的?；貧w結(jié)果表明，勞動(dòng)力流動(dòng)的回歸系數(shù)仍然在1%的水平上顯著，且回歸系數(shù)大小與方向同表2基本一致，也就是說當(dāng)處理了內(nèi)生性后，勞動(dòng)力流動(dòng)依然能夠顯著降低農(nóng)村居民發(fā)生貧困的可能性。

表4 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

四、勞動(dòng)力流動(dòng)影響農(nóng)村居民貧困的機(jī)制分析

上文分析指出收入差距顯著地降低了農(nóng)村居民發(fā)生貧困的概率，這預(yù)示勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)不同群體的消費(fèi)支出影響程度存在差異，勞動(dòng)力流動(dòng)可能通過提高收入水平與縮小收入差距來降低貧困發(fā)生的概率。本部分將分兩步來驗(yàn)證這一觀點(diǎn)：首先檢驗(yàn)勞動(dòng)力流動(dòng)是否縮小了收入差距，然后分析收入不平等如何影響農(nóng)村居民貧困。

(一)勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)收入差距的影響

表5報(bào)告了勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)收入差距的影響。方程(1)和方程(5)中，未添加任何控制變量，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力流動(dòng)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，且回歸系數(shù)符號(hào)為負(fù)，表明無論是采用基尼系數(shù)還是泰爾指數(shù)衡量收入差距，勞動(dòng)力流動(dòng)能夠降低收入差距?？紤]到其他變量可能影響回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們?cè)诜匠?2)到方程(4)及方程(6)到方程(8)中，分別添加了個(gè)體層面、家庭層面與社會(huì)層面的控制變量，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力流動(dòng)無一例外在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，且回歸系數(shù)的符號(hào)為負(fù)，這充分表明勞動(dòng)力流動(dòng)能夠顯著降低收入差距。

與此同時(shí)，勞動(dòng)力流動(dòng)與收入差距也可能存在內(nèi)生性。對(duì)此，采用聯(lián)立方程模型并考慮勞動(dòng)力流動(dòng)的決策因素與收入差距的決策因素，在勞動(dòng)力流動(dòng)方程中加入的變量包括是否有高污染企業(yè)、集體經(jīng)濟(jì)投資與村外出打工占比等；在收入差距方程中，加入了受教育程度、家庭規(guī)模與社會(huì)資本等。聯(lián)立方程模型的估計(jì)結(jié)果如表6所示。勞動(dòng)力流動(dòng)與收入差距確實(shí)存在雙向因果關(guān)系，收入差距方程的回歸結(jié)果表明：無論是采用基尼系數(shù)還是泰爾指數(shù)，勞動(dòng)力流動(dòng)的參數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù)，加入上述控制變量后，勞動(dòng)力流動(dòng)的參數(shù)估計(jì)值依然顯著為負(fù)，表明勞動(dòng)力流動(dòng)確實(shí)改善了收入不平等。

表5 勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)收入差距的影響

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

(二)勞動(dòng)力流動(dòng)影響農(nóng)村居民貧困的機(jī)制分析

在上文分析的基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步分析了勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)不同收入差距狀況下農(nóng)戶居民貧困的影響?；貧w結(jié)果見表7。

表7 收入差距的中介效應(yīng)分析

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)收入差距較大與收入懸殊時(shí)，勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)村居民貧困分別起到“緩沖”與“加劇”的作用，即勞動(dòng)力流動(dòng)改善了收入差距較大的農(nóng)戶貧困，但卻提高了收入差距懸殊農(nóng)戶發(fā)生貧困的可能性。需要說明的是，當(dāng)以每日消費(fèi)2美元作為貧困線時(shí)，勞動(dòng)力流動(dòng)能夠降低收入差距比較平均農(nóng)戶發(fā)生貧困的概率?？傊?，表7的回歸結(jié)果表明收入差距在勞動(dòng)力流動(dòng)與農(nóng)戶貧困的關(guān)系中起到了中介效應(yīng)。

表8和表9報(bào)告了收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困的影響。研究發(fā)現(xiàn)，無論是以每日1消費(fèi)美元衡量貧困還是每日消費(fèi)2美元衡量貧困，基尼系數(shù)均在統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，這表明基尼系數(shù)的擴(kuò)大提高了農(nóng)村居民發(fā)生貧困的可能性。進(jìn)一步采用泰爾指數(shù)衡量收入差距，發(fā)現(xiàn)泰爾指數(shù)也均在統(tǒng)計(jì)水平上顯著，且回歸系數(shù)符號(hào)為正，表明泰爾指數(shù)的擴(kuò)大也提高了農(nóng)村居民發(fā)生貧困的概率?？偠灾?，收入差距的惡化提高了農(nóng)村居民陷入貧困的可能性，表明本文的假設(shè)2成立。

表8 收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困的影響(每日消費(fèi)1美元貧困線)

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

表9 收入差距對(duì)農(nóng)村居民貧困的影響(每日消費(fèi)2美元貧困線)

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

需要說明的是，在方程(3)與方程(9)中，在控制其他變量的基礎(chǔ)上，添加了勞動(dòng)力流動(dòng)與基尼系數(shù)的交互項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)無論是以每日消費(fèi)1美元衡量貧困還是以每日消費(fèi)2美元衡量貧困，勞動(dòng)力流動(dòng)與基尼系數(shù)對(duì)農(nóng)村居民貧困的影響同前文分析的一致。我們重點(diǎn)關(guān)注的是勞動(dòng)力流動(dòng)與基尼系數(shù)的交互項(xiàng)是否顯著以及回歸系數(shù)符號(hào)的方向，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力流動(dòng)與基尼系數(shù)交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均在10%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，且回歸系數(shù)的符號(hào)為負(fù)，這充分說明了收入差距是勞動(dòng)力流動(dòng)影響農(nóng)戶貧困的重要機(jī)制之一，勞動(dòng)力流動(dòng)緩沖了收入差距對(duì)農(nóng)戶貧困的不利影響。為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果是否穩(wěn)健，我們?cè)诜匠?6)與方程(12)中加入了泰爾指數(shù)與勞動(dòng)力流動(dòng)的交互項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力流動(dòng)與泰爾指數(shù)的交互項(xiàng)分別在10%與1%的統(tǒng)計(jì)上顯著為負(fù)，這與勞動(dòng)力流動(dòng)與基尼系數(shù)的交互項(xiàng)回歸結(jié)果一致，證明本文的研究結(jié)論具有高度的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與對(duì)策建議

解決農(nóng)村居民的貧困是我國實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)扶貧、精準(zhǔn)脫貧的關(guān)鍵。而在過往的幾十年里，中國農(nóng)村勞動(dòng)力外流已經(jīng)成為普遍的社會(huì)現(xiàn)狀，勞動(dòng)力流動(dòng)本質(zhì)上出于理性人的逐利性，可能改善農(nóng)戶的家庭收入與支出水平。同時(shí)在中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中，伴隨著收入不平等的加劇，可能會(huì)影響我國農(nóng)村地區(qū)的減貧與脫貧?；诖?，本文利用2014年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)，考察勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)戶貧困的影響及其作用機(jī)制，得出如下研究結(jié)論：第一，無論是采用人均每日消費(fèi)1美元還是人均每日消費(fèi)2美元衡量農(nóng)村居民貧困，勞動(dòng)力流動(dòng)顯著改善了農(nóng)村居民貧困狀況；第二，勞動(dòng)力流動(dòng)能夠提高農(nóng)村居民收入水平，縮小農(nóng)村居民的收入差距；第三，勞動(dòng)力流動(dòng)可以通過影響收入差距，改善貧困農(nóng)村居民的收入不平等而緩解農(nóng)戶的貧困狀況，即改善農(nóng)村居民貧困實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)扶貧與脫貧遵循“勞動(dòng)力流動(dòng)→收入差距縮小→居民貧困”的作用機(jī)制。

目前農(nóng)村地區(qū)扶貧成本不斷提高，減貧效應(yīng)不斷下降，而本項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力流動(dòng)能夠有效緩解農(nóng)村居民貧困，這為我們尋求解決農(nóng)村居民貧困方式提供了啟示意義。一方面，合理引導(dǎo)農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)，這要求做到以下幾點(diǎn)：首先，在農(nóng)村勞動(dòng)力尤其是青壯年勞動(dòng)力面臨著“養(yǎng)兒養(yǎng)老”雙重壓力的情況下，不斷完善農(nóng)村社會(huì)保障制度，解決勞動(dòng)力外出的后顧之憂；其次，不但農(nóng)村勞動(dòng)力應(yīng)通過自身提高其人力資本積累，而且政府應(yīng)該營造公平的勞動(dòng)力市場；最后，加大農(nóng)村公共衛(wèi)生和醫(yī)療投入，改善農(nóng)村勞動(dòng)力的健康狀況，推進(jìn)正規(guī)教育和技能培訓(xùn)等在內(nèi)的非正規(guī)教育改革，提升農(nóng)村勞動(dòng)力受教育水平，增強(qiáng)農(nóng)村居民的自我發(fā)展能力。另一方面，改革我國收入分配體制，縮小收入差距。雖然改革開放帶來了中國經(jīng)濟(jì)的高速增長，但中國居民并沒有均等地享有改革開放帶來的紅利，經(jīng)濟(jì)增長創(chuàng)造的財(cái)富沒有在國民間均等地分配。中國的收入差距已經(jīng)高于國際警戒線，收入不平等現(xiàn)象急劇惡化，同時(shí)，長期形成的利益失衡與利益固化藩籬，使個(gè)體難以實(shí)現(xiàn)向上流動(dòng)。值得欣慰的是，習(xí)近平總書記在黨的十九大報(bào)告中指出“擴(kuò)大中等收入群體，增加低收入者收入，調(diào)節(jié)過高收入，取締非法收入。加快推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化，縮小收入分配差距。”因此，政府理應(yīng)關(guān)注收入分配不公平現(xiàn)象，規(guī)避收入差距對(duì)農(nóng)村居民帶來的不利影響。

參考文獻(xiàn)：

陳海霞. 2013. 山西省農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與脫貧實(shí)證分析[J]. 經(jīng)濟(jì)問題(5)：117-121.

程名望，JIN Y H，蓋慶恩，等. 2014.農(nóng)村減貧:應(yīng)該更關(guān)注教育還是健康?基于收入增長和差距縮小雙重視角的實(shí)證[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(11):130-144.

都陽，樸之水. 2003. 遷移與減貧:來自農(nóng)戶調(diào)查的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 中國人口科學(xué)(4):60-66.

樊士德，江克忠. 2016. 中國農(nóng)村家庭勞動(dòng)力流動(dòng)的減貧效應(yīng)研究:基于CFPS數(shù)據(jù)的微觀證據(jù)[J]. 中國人口科學(xué)(5):26-34.

黃楓，孫世龍. 2015. 讓市場配置農(nóng)地資源:勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)地使用權(quán)市場發(fā)育[J]. 管理世界 (7):71-81.

李翠錦. 2014. 貧困地區(qū)勞動(dòng)力遷移、農(nóng)戶收入與貧困的緩解：基于新疆農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]. 西北人口(1):34-38.

李實(shí). 1999. 中國農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)與收入增長和分配[J]. 中國社會(huì)科學(xué)(2):16-33.

柳建平，張永麗. 2009. 勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響：基于甘肅10個(gè)貧困村調(diào)查資料的分析[J]. 中國農(nóng)村觀察(3):63-74.

劉一偉. 2017. 社會(huì)保障支出對(duì)居民多維貧困的影響及其機(jī)制分析[J]. 中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)(7)：7-18.

劉一偉，汪潤泉. 2017a. “加劇”還是“緩解”:社會(huì)保障轉(zhuǎn)移支付與老年貧困—基于城鄉(xiāng)差異視角的分析[J]. 山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)(2):12-21.

劉一偉，汪潤泉. 2017b. 收入差距、社會(huì)資本與居民貧困[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究(9):75-92.

羅楚亮. 2012. 經(jīng)濟(jì)增長、收入差距與農(nóng)村貧困[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(2):15-27.

蒲艷萍，李霞. 2011. 勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響效應(yīng)：基于對(duì)四川省調(diào)查數(shù)據(jù)的分析[J]. 人口與經(jīng)濟(jì)(1):39-45.

沈揚(yáng)揚(yáng). 2012. 收入增長與不平等對(duì)農(nóng)村貧困的影響：基于不同經(jīng)濟(jì)活動(dòng)類型農(nóng)戶的研究[J]. 南開經(jīng)濟(jì)研究(2):131-150.

王建國. 2013. 外出從業(yè)、農(nóng)村不平等和貧困[J]. 財(cái)經(jīng)科學(xué)(3):83-94.

王湘紅，孫文凱，任繼球. 2012. 相對(duì)收入對(duì)外出務(wù)工的影響:來自中國農(nóng)村的證據(jù)[J]. 世界經(jīng)濟(jì)(5):121-141.

溫忠麟，張雷，侯杰泰，等. 2004. 中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序及其應(yīng)用[J]. 心理學(xué)報(bào)(5):614-620.

許啟發(fā)，蔣翠俠，劉玉榮. 2011. 收入增長、分配公平與貧困減少[J]. 統(tǒng)計(jì)研究(7):27-36.

楊靳. 2006. 人口遷移如何影響農(nóng)村貧困[J]. 中國人口科學(xué)(4):64-69.

張永麗，王博. 2017. 農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)減貧效應(yīng)的實(shí)證研究：基于甘肅省農(nóng)戶的調(diào)查[J]. 人口學(xué)刊(4)：60-70.

ARAAR A，DUCLOS J Y． 2010. Poverty and inequality：a micro framework [J]． Scorn Electronic Journal， 19(3)：125-143.

BERTOLI S，MARCHETTA F. 2014. Migration, remittances and poverty in Ecuador [J]. Journal Development Studies， 50(8):1067-1089.

CHINN D L. 1979. Rural poverty and the structure of farm household income in developing countries: evidence from Taiwan [J]. Economic Development & Cultural Change， 27(2):283-301.

KOTHARI U. 2003. Staying put and staying poor [J]. Journal of International Development， 15(5):645-657.

NGUYEN C V， BERG M V D， LENSINK R. 2011. The impact of work and non-work migration on household welfare， poverty and inequality[J]. Economics of Transition， 19(4):771-799.

SABATES-WHEELER R， SABATES R， CASTALDO A. 2008. Tackling poverty-migration linkages: evidence from Ghana and Egypt [J]. Social Indicators Research， 87(2):307-328.

STARK O. 1985. Motivations to remit: evidence from Botswana [J]. Journal of Political Economy， 93(5):901-918.

YAO S， ZHANG Z， HANMER L． 2004. Growing inequality and poverty in China [J]. China Economic Review， 15(2)：145-163.