中國勞動力流動對家庭貧困影響的內(nèi)在機理與效應(yīng)研究
——基于面板Logit模型與隨機效應(yīng)模型的實證研究

樊士德 金童謠

內(nèi)容提要 在對勞動力流動對貧困內(nèi)在影響機理考察的基礎(chǔ)上，利用2014年和2018年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，一方面采用面板Logit模型針對不同地區(qū)勞動力流動對微觀家庭貧困影響進行量化研究，另一方面利用面板隨機效應(yīng)模型實證研究全國和分地區(qū)的勞動力流動對家庭年人均收入的影響，并進行分家庭和分地區(qū)的動態(tài)比較研究。實證結(jié)果表明，存在勞動力流動情形的家庭可以顯著地降低貧困發(fā)生率，而且勞動力外流比例越高，家庭人均收入水平就越高，進而越不容易陷入貧困。進一步的分地區(qū)研究發(fā)現(xiàn)，欠發(fā)達地區(qū)勞動力流動的邊際減貧效應(yīng)要優(yōu)于發(fā)達地區(qū)。除此之外，家庭特征與戶主個體特征對緩解家庭貧困均有不同程度的影響。相比2014年，2018年不同收入?yún)^(qū)間家庭數(shù)量分布發(fā)生了顯著的結(jié)構(gòu)性變化，極端低收入家庭數(shù)量大幅減少，家庭人均收入獲得普遍性增長，但地區(qū)間人均收入差距進一步擴大。

一、問題的提出

改革開放以來，伴隨我國農(nóng)村勞動生產(chǎn)率的不斷提升，在諸多對農(nóng)村、欠發(fā)達地區(qū)和傳統(tǒng)部門吸引勞動力不利的“外推力”以及有助于勞動力實現(xiàn)收入提升和帕累托改進的“內(nèi)引力”的雙重作用下，勞動力逐步由農(nóng)村向城市、由欠發(fā)達地區(qū)向發(fā)達地區(qū)、由傳統(tǒng)部門向現(xiàn)代部門轉(zhuǎn)移。與此同時，我國貧困人口尤其是農(nóng)村貧困人口和貧困發(fā)生率總體呈現(xiàn)出“直線式”的下降趨勢。換言之，大規(guī)模的勞動力流動和舉世矚目的貧困緩解是改革開放以來我國經(jīng)濟社會發(fā)展過程中的典型特征化事實。根據(jù)統(tǒng)計和測算，我國農(nóng)村外出務(wù)工勞動力規(guī)模由改革開放初期的不超過200萬人增加至1985年的800萬人，到2019 年達到1.74 億。與此同時，我國農(nóng)村貧困發(fā)生率由1978 年的97.5%下降至2019 年的0.6%，貧困人口由7.70億下降到2019年的551萬人，累計實現(xiàn)脫貧7.65億人次[1]1985—2005年數(shù)據(jù)來源于盛來運：《流動還是遷移——中國農(nóng)村勞動力流動過程的經(jīng)濟學分析》,〔上?！尺h東出版社2008年版，第72-73頁；2006年數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒（2007）》；2008—2019年數(shù)據(jù)來源于由國家統(tǒng)計局發(fā)布的歷年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告。特別說明，因2007年的外出務(wù)工勞動力規(guī)模數(shù)據(jù)缺失，本文參考盧鋒（2012）將2006年和2008年數(shù)據(jù)取平均值的辦法，結(jié)果為13626萬人。1978—2018年數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局編，《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告——2018》，〔上?！持袊y(tǒng)計出版社2019年版；2019年數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局2020年2月發(fā)布的《中華人民共和國2019年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。按，2010年2300元不變價為貧困標準。。

基于上述大規(guī)模勞動力流動和有效的扶貧成就兩大引人矚目的變化特征，勞動力流動對貧困的影響一直構(gòu)成了學界關(guān)注的焦點。對此，主要有以下三種觀點：

一是占據(jù)主導性的觀點，認為勞動力流動可以減緩家庭貧困。勞動力流動是自我投資和利益最大化的行為選擇（Lewis，1954）[2]Lewis, W.A.,“Economic Development with Unlimited Supplies of Labor”, Manchester School of Economic and Social Studies,1954,22(2),pp.139-191.，是個體對成本和收益理性決策的結(jié)果（Harris and Todarro，1970）[3]Harris, J.R.,and M. P. Todaro,“Migration, Unemployment and Development”, American Economic Review, 1970, 60,pp.126-42.。勞動力流動可以有效地提高勞動力的絕對收入（蔡昉和都陽，2002）[4]蔡昉、都陽：《遷移的雙重動因及其政策含義——檢驗相對貧困假說》,〔北京〕《中國人口科學》2002年第4期。，其所產(chǎn)生的收入轉(zhuǎn)移符合“利他性”假說，是家庭擺脫貧困的重要方式（都陽和樸之水，2003[5]都陽、樸之水：《勞動力遷移收入轉(zhuǎn)移與貧困變化》，〔北京〕《中國農(nóng)村觀察》2003年第5期。；王德文和蔡昉，2006[6]王德文、蔡昉：《中國農(nóng)村勞動力流動與消除貧困》，〔北京〕《中國勞動經(jīng)濟學》2006年第3期。），進而總體上改善了貧困地區(qū)的貧困程度。非農(nóng)轉(zhuǎn)移或非正規(guī)就業(yè)具有顯著的減貧效應(yīng)，同時遷移人口的受教育程度、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和金融發(fā)展對減貧程度有一定影響（張桂文等，2018）[7]張桂文、王青、張榮：《中國農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移的減貧效應(yīng)研究》，〔北京〕《中國人口科學》2018年第4期。。樊士德等（2019）以東部欠發(fā)達地區(qū)村縣878位農(nóng)戶微觀調(diào)研為樣本，發(fā)現(xiàn)勞動力流動不僅通過增加家庭收入降低了絕對貧困發(fā)生率，還對主觀感受下的相對貧困產(chǎn)生了顯著的緩解作用[8]樊士德、朱克朋：《農(nóng)村勞動力流動、務(wù)工收入與家庭貧困——基于東部欠發(fā)達縣域878戶農(nóng)戶的實證研究》，〔南京〕《南京社會科學》2019年第6期。。

二是認為勞動力流動既具有緩解家庭經(jīng)濟狀況的正面效應(yīng)，又帶來了其他方面的負向影響。柳建平和張永麗（2009）以甘肅10個貧困村為調(diào)查對象，發(fā)現(xiàn)外出打工是緩解家庭貧困的重要方式，但并未帶來貧困地區(qū)農(nóng)業(yè)資本投入的增加和農(nóng)業(yè)技術(shù)的進步[9]柳建平、張永麗：《勞動力流動對貧困地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟的影響——基于甘肅10個貧困村調(diào)查資料的分析》，〔北京〕《中國農(nóng)村觀察》2009年第3期。。李翠錦（2014）基于新疆農(nóng)戶2008—2011年面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，勞動力的規(guī)模遷移可提高中等收入農(nóng)戶人均和利他性收入，但對貧困戶的貧困影響甚微[10]李翠錦：《貧困地區(qū)勞動力遷移、農(nóng)戶收入與貧困的緩解——基于新疆農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)的實證分析》，〔蘭州〕《西北人口》2014年第1期。。勞動力流動除了非農(nóng)收入增加的正向影響外，還會使得留守老人和兒童精神福利受損，甚至外出打工直接帶來的“智力外流”導致欠發(fā)達縣域失去長期的增長動力（樊士德等，2016）[11]樊士德、朱克朋：《勞動力外流對中國農(nóng)村和欠發(fā)達地區(qū)的福利效應(yīng)研究——基于微觀調(diào)研數(shù)據(jù)的視角》，〔北京〕《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題》2016年第11期。。

三是認為勞動力流動加劇了家庭貧困。楊靳（2006）認為人均匯款和農(nóng)村邊際產(chǎn)出是評價人口遷移減貧效應(yīng)的重要標準，當遷出人口的人均匯款額小于其農(nóng)村邊際產(chǎn)出時，人口流動會使該地區(qū)貧困情況惡化[1]楊靳：《人口遷移如何影響農(nóng)村貧困》，〔北京〕《中國人口科學》2006年第4期。。從人力資本角度來看，勞動力流動對輸出地的人力資本積累直接地產(chǎn)生了負面影響，短期來看不利于貧困地區(qū)走出貧困（阮榮平等，2011）[2]阮榮平、劉力、鄭風田：《人口流動對輸出地人力資本影響研究》，〔北京〕《中國人口科學》2011年第1期。。趙曼和程翔宇（2016）[3]趙曼、程翔宇：《勞動力外流對農(nóng)村家庭貧困的影響研究——基于湖北省四大片區(qū)的調(diào)查》，〔北京〕《中國人口科學》2016年第3期?；诤笔∷拇笃瑓^(qū)的調(diào)研數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過OECD等值規(guī)模調(diào)整下的勞動力外出務(wù)工使得家庭農(nóng)業(yè)勞動力短缺，從而限制了農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展。

縱觀上述研究，已有文獻或關(guān)注農(nóng)村家庭、或關(guān)注城市家庭，為勞動力流動與貧困之間關(guān)系的研究奠定了較為堅實的基礎(chǔ)，然而鮮有研究對勞動力流動對貧困影響的內(nèi)在機理進行探討，而且對于勞動力流動的減貧效應(yīng)的區(qū)域和空間差異也很少進行深度挖掘。長期以來，我國一直存在著區(qū)域發(fā)展不平衡的問題，不僅勞動力流動呈現(xiàn)出區(qū)域性和地域性的差異化特征，貧困人口的分布也呈現(xiàn)出整體分散性和區(qū)域集中性的雙重特征，這也就決定了分區(qū)域探討微觀家庭勞動力流動所帶來的減貧效應(yīng)具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義?；诖耍疚南到y(tǒng)地聚焦勞動力流動對微觀家庭貧困影響的內(nèi)在機理，并對不同地區(qū)、不同經(jīng)濟發(fā)展水平下勞動力流動的減貧效應(yīng)進行計量實證研究。

與已有的研究相比，本文的邊際貢獻主要有以下三個方面：一是嘗試分析勞動力流動對貧困影響的內(nèi)在機理；二是樣本根據(jù)發(fā)展水平對不同的省份作了分類，將經(jīng)濟發(fā)展水平較好的省份和直轄市定義為發(fā)達地區(qū)，其余定義為欠發(fā)達地區(qū)，進而對不同地區(qū)間勞動力流動的減貧效果進行比較研究，并闡釋了區(qū)域間差異化的內(nèi)在誘因；三是采用最新的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，更為關(guān)注新常態(tài)下勞動力流動的新形勢和新特征，同時進行時間維度的動態(tài)比較。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）勞動力流動對貧困影響的內(nèi)在機理考察

對于貧困識別采用單維的、以家庭絕對人均收入為衡量標準，這與2020年精準扶貧所要消除的經(jīng)濟收入層面的絕對貧困也相吻合。目前學界關(guān)于勞動力流動對緩解家庭貧困和流出地經(jīng)濟發(fā)展的影響尚未得到一致的結(jié)論。勞動力流動通過非農(nóng)就業(yè)獲得工資性收入，進而直接增加家庭的人均收入，但考慮到勞動力流動前期所必需付出的交通、食膳、住宿費用、通訊費用等流動成本、沉沒成本和放棄原有工作收入在內(nèi)的機會成本，勞動力流動對微觀家庭貧困的影響既有加劇作用也有減緩作用。

1.勞動力流動加劇家庭貧困 勞動力外出務(wù)工會對家庭所承擔風險、家庭內(nèi)部勞動力間的規(guī)模經(jīng)濟、留守兒童和老人福利等三個方面產(chǎn)生負向沖擊，進而造成貧困的進一步惡化，具體見圖1。

圖1 勞動力流動加劇貧困的內(nèi)在機理

首先，勞動力流動給其自身帶來一定的經(jīng)濟風險。外流勞動力從流出地流出必然會放棄在流出地的原有收入，構(gòu)成了其外流的機會成本，從其選擇放棄流出地原有的勞動崗位到進入流入地進行就業(yè)崗位的再搜尋和再選擇，這一期間面臨大量的不確定因素，失業(yè)的時間成本和風險極大。若未能順利在流入地找到適合的工作，將會使得本身并不富裕的家庭陷入兩難的境地，反而加重自身的貧困。

其次，勞動力流動將直接降低家庭勞動力間的規(guī)模經(jīng)濟。二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下的勞動力過剩是勞動力外流的重要原因，然而，在實踐過程中，外流勞動力總體上無論在年輕化程度，還是受教育水平、身體素質(zhì)、勞動職業(yè)技能、熟練程度和社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系等方面，通常均為家庭中最為突出的成員，這部分優(yōu)質(zhì)勞動力的外流，一方面會導致家庭內(nèi)部勞動力生活和工作等方面相互間的規(guī)模經(jīng)濟程度的下降，尤其導致外流勞動力對家庭其他成員以及整個家庭潛在外溢效應(yīng)的喪失；另一方面因勞動力流動使得流出地勞動力數(shù)量和勞動力質(zhì)量（如人力資本）的雙重減低，對經(jīng)濟發(fā)展造成直接的漏出效應(yīng)（Wouterse，2010）[1]Wouterse, F. S.,“Migration and Technical Efficiency in Cereal Production: Evidence from Burkina Faso”, Agricultural Economics,2010,41(5),pp.385-395.。

再次，勞動力流動導致了留守兒童和留守老人兩大脆弱群體的福利受損。勞動力在流動過程中，為了降低成本，一般不會選擇“舉家外遷”模式，進而形成龐大的留守兒童和留守老人群體。根據(jù)2018年的《中國農(nóng)村留守老人研究報告》表明，我國擁有1600萬農(nóng)村留守老人?！吨袊鴥和＠c保護政策報告2019》顯示，2018年我國農(nóng)村留守兒童規(guī)模達697萬，其中96%的留守兒童由祖父母或外祖父母隔代照料。這一方面不利于留守兒童的健康成長和直接教育，長期還易發(fā)生犯罪和代際貧困；另一方面因留守老人承擔了大量本應(yīng)由外流勞動力承擔的留守兒童的學習輔導和生活照料的工作，進而直接導致了自身福利的受損。

2.勞動力流動緩解家庭貧困 從勞動力流動對貧困的減緩效應(yīng)層面來說，勞動力流動會對工資性收入的獲得、家庭農(nóng)業(yè)邊際產(chǎn)出的增加、健康投入的提升和人力資本的積累等四個方面產(chǎn)生作用，進而對緩解家庭貧困產(chǎn)生正向作用。其內(nèi)在影響機理具體見圖2。

圖2 勞動力流動緩解家庭貧困的內(nèi)在機理

首先，勞動力流動通過非農(nóng)就業(yè)獲得工資性收入，拓展家庭收入來源。對于農(nóng)村家庭而言，從事單一農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不可避免地面臨著自然氣候和土壤肥沃程度對農(nóng)作物產(chǎn)量影響的不確定性和農(nóng)產(chǎn)品價格市場化所帶來的波動性的雙重風險。新遷移經(jīng)濟學理論認為勞動力流動不是個人的獨立決策，而是家庭出于分散風險和自我保險的經(jīng)濟行為，通過外流勞動力寄回的匯款可以構(gòu)成勞動力轉(zhuǎn)移的利他性動因會直接提高人均收入（李翠錦，2014）[2]李翠錦：《貧困地區(qū)勞動力遷移、農(nóng)戶收入與貧困的緩解——基于新疆農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)的實證分析》，〔蘭州〕《西北人口》2014年第1期。，減緩家庭貧困的情況。

其次，勞動力流動在一定程度上增加家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際產(chǎn)出。農(nóng)村家庭勞動力外出務(wù)工，獲得工資性收入，并通過匯款的方式實現(xiàn)資本回流所引致的正向產(chǎn)出效應(yīng)，在一定程度上減緩甚至補償了勞動力外流所帶來的農(nóng)業(yè)勞動力缺失和規(guī)模經(jīng)濟程度下降的負面影響。從另一角度看，農(nóng)產(chǎn)品播種和收割的季節(jié)性特征在時間上給予了勞動力外出務(wù)工的現(xiàn)實可能，讓混合勞動形式創(chuàng)造多元化的收入來源得以實現(xiàn)。農(nóng)村家庭勞動力選擇在農(nóng)閑時外出打工，不僅不會影響其時節(jié)性的農(nóng)務(wù)耕作，還可以提升家庭勞動力配置效率，增加家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際產(chǎn)出。此外，勞動力遷移收入的獲取進而緩解家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營資金約束的方式，可以視為一種金融中介（Taylor et al，2003）[1]Taylor,J.E.,S.Rozelle,and A.de Brauw,“Migration and Incomes in Source Communities:A New Economics of Migration Perspective from China”,Economic Development and Cultural Change,2003,52(1),pp.75-101.，可以實現(xiàn)家庭的自我融資功能。

再次，勞動力外流通過城市生活經(jīng)歷，會提高生活標準，優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)，增加健康投入意識。農(nóng)村和欠發(fā)達地區(qū)的勞動力向城市和發(fā)達地區(qū)轉(zhuǎn)移，不僅實現(xiàn)了工資性收入的提升，而且往往會受到現(xiàn)代生活方式的影響，降低儲蓄，增加人均消費（謝勇，2011）[2]謝勇：《中國農(nóng)村居民儲蓄率的影響因素——基于CGSS2006微觀數(shù)據(jù)的實證研究》，〔太原〕《山西財經(jīng)大學學報》2011年第2期。。外流勞動力也會將這一理念傳遞給家庭留守成員乃至整個家庭，獲取持久收入、優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)、關(guān)注健康理念的提高等，形成合力，有助于家庭對養(yǎng)老保險、農(nóng)業(yè)保險和其他各類健康醫(yī)療保險的投入，降低和分散家庭成員患病所帶來的長期經(jīng)濟風險，平滑長期消費支出（易行健等，2014）[3]易行健、張波和楊碧云：《外出務(wù)工收入與農(nóng)戶儲蓄行為：基于中國農(nóng)村居民的實證檢驗》，〔北京〕《中國農(nóng)村經(jīng)濟》2014年第6期。，避免陷入健康貧困。

最后，勞動力流動有利于提高家庭人力資本。為提升農(nóng)村外流勞動力整體素質(zhì)并實現(xiàn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移后的快速就業(yè)，國家倡導在農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)、勞動力流出地區(qū)和貧困地區(qū)提供非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)前的免費職業(yè)技能培訓。此外，勞動力流動通過非農(nóng)就業(yè)，不僅帶來了自身生活、工作環(huán)境的變化以及社會經(jīng)歷和網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的豐富，會讓家庭更有意識增加子代的教育投入（張安馳和樊士德，2018[4]張安馳、樊士德：《勞動力流動、家庭收入與農(nóng)村人力資本投入——基于CFPS微觀數(shù)據(jù)的實證研究》，〔南京〕《現(xiàn)代經(jīng)濟探討》2018年第3期。）。除了職業(yè)培訓外，部分大城市還針對外來人口子女教育問題還提供了一定的政策支持。當外來勞動力通過持續(xù)外流符合一定條件，可在流入地獲得相比流出地較為優(yōu)越的隨遷子女義務(wù)教育機會，享受城市的公共教學資源，從而實現(xiàn)整個家庭人力資本的積累和提升，從長期來看，有利于從根本上提高家庭增收的內(nèi)在動力，緩解家庭貧困，避免陷入代際貧困。

（二）研究假設(shè)

基于上述勞動力流動對貧困影響內(nèi)在機理的理論考察，勞動力流動對貧困的內(nèi)在影響既具有正向效應(yīng)，又具有負向效應(yīng)。因此，勞動力流動的減貧效應(yīng)取決于加劇作用和減緩效應(yīng)二者間的強弱比較。然而，我們偏向認為勞動力流動具有一定的減貧效應(yīng)，內(nèi)在依據(jù)主要體現(xiàn)在兩個層面的證據(jù)：（1）在微觀層面，外流勞動力微觀主體的理性考量，即外流勞動力往往基于自利和理性人的出發(fā)點選擇外出務(wù)工，并持續(xù)保持外流，進而形成勞動力外流剛性（樊士德、沈坤榮和朱克朋，2015）[5]樊士德、沈坤榮、朱克朋：《中國制造業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移剛性與產(chǎn)業(yè)區(qū)際轉(zhuǎn)移——基于核心—邊緣模型拓展的數(shù)值模擬和經(jīng)驗驗證》，〔北京〕《中國工業(yè)經(jīng)濟》2015年第11期。；（2）在宏觀層面，全國勞動力外流規(guī)模持續(xù)擴大的典型事實，即改革開放以來我國區(qū)域間和城鄉(xiāng)間的勞動力流動規(guī)模總體呈現(xiàn)不斷提升的特征化事實?；诖?，本文提出勞動力流動具有減貧效應(yīng)的假設(shè)1。

假設(shè)1：勞動力外流與家庭貧困發(fā)生率存在負向影響。也就是說，當家庭存在勞動力流動情形，該家庭陷入貧困的概率顯著降低。

一般而言，“自利”和“利他”是農(nóng)村貧困家庭勞動力外出打工的重要原因（都陽和樸之水，2003）[1]都陽、樸之水：《遷移與減貧——來自農(nóng)戶調(diào)查的經(jīng)驗證據(jù)》，〔北京〕《中國人口科學》2003年第4期。。以擺脫貧困為外出務(wù)工目的的勞動力往往會定期將其部分收入?yún)R回留守家庭，從而增加家庭人均收入，并改善家庭生活質(zhì)量?，F(xiàn)代經(jīng)濟學認為，人力資本積累程度和收入水平是決定一個家庭是否陷入經(jīng)濟貧困的直接影響因素。與此同時，勞動參與率越高的家庭，人均收入也越高。然而，勞動力外流尤其是外流比例較高的家庭不僅付出了流動過程中的沉沒成本和流動前流出地就業(yè)的機會成本，而且很可能會打破原有家庭成員間的分工協(xié)作，降低家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和生活上的規(guī)模經(jīng)濟程度，并增加相應(yīng)的邊際成本。那么，勞動力外流尤其是外出務(wù)工規(guī)模越大，其家庭人均收入是否越高呢？為了解決這一問題，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：家庭人均收入水平與家庭勞動力外流的規(guī)模呈現(xiàn)顯著正向影響。即家庭勞動力外流比例越高，家庭人均收入水平越高。

三、模型設(shè)計與變量選取

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自北京大學中國社會科學調(diào)查中心組織實施的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的微觀數(shù)據(jù)。使用2014年和2018年的調(diào)查數(shù)據(jù)，每年有14241戶家庭樣本，包含32669位家庭成員信息，保留的有效樣本量為8966家庭戶。為了體現(xiàn)不同空間上的差異性，將研究樣本分成了發(fā)達地區(qū)[2]發(fā)達地區(qū)包括北京、上海、天津、重慶、江蘇、浙江、廣東、福建、山東、河北、遼寧。和欠發(fā)達地區(qū)[3]欠發(fā)達地區(qū)包括安徽、甘肅、廣西壯族自治區(qū)、貴州、海南、河南、湖北、湖南、山西、陜西、江西、黑龍江、吉林、四川、重慶、云南。兩個部分。

（二）變量說明

1.被解釋變量 對于假設(shè)1，本文核心被解釋變量為家庭貧困發(fā)生率（pov2300i、pov3000i）[4]pov2300i、pov3000i分別表示第i個被調(diào)查的樣本家庭按2300元和3000元的貧困線標準確定的家庭貧困發(fā)生率。。家庭是否為貧困家庭的確定標準，一方面，參照中國國家扶貧中心2010年確定的2300不變價基準線[5]我國確定2010年農(nóng)村貧困線的標準為2300元（人均純收入/年）；2015年為2800元（人均純收入/年）；2016年約為3000元（人均純收入/年）。目前我國貧困線以2010年確定的2300元作為不變價基準。，即當家庭年人均純收入低于2300元的家庭定義為貧困，用pov2300i=1表示，高于2300元定義為非貧困，用pov2300i=0 表示。另一方面，由于發(fā)達地區(qū)和欠發(fā)達地區(qū)之間的發(fā)展具有極大的差異性，在具體實證中還設(shè)置了3000 元作為貧困線的標準，當家庭年人均純收入低于3000 元的家庭定義為貧困，用pov3000i=1 表示，高于3000 元定義為非貧困，用pov3000i=0 表示。被解釋變量為家庭人均收入的對數(shù)形式，用lninci表示。

2.核心解釋變量 同樣對于假設(shè)1，本文的核心解釋變量為家庭是否存在勞動力流動，用migi表示，若家庭中存在勞動力流動則migi取1，反之取0。對于假設(shè)2，核心解釋變量為家庭勞動力流動規(guī)模，即家庭外出打工人數(shù)，用mig_sizei表示。

3.控制變量 這部分變量主要包括家庭特征信息具體包括家庭人口規(guī)模（f_memi）以及家庭是否有非農(nóng)經(jīng)營[6]非農(nóng)經(jīng)營指除種植業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)、水產(chǎn)養(yǎng)殖業(yè)等之外的產(chǎn)業(yè)。（f_unfarmi）。當家庭中有非農(nóng)經(jīng)營時，f_unfarmi=1，反之f_unfarmi=0；戶主特征信息主要包括性別（p_genderi）、年齡（p_agei）、戶主年齡平方（p_age2i）、受教育年限（p_edui）、是否自家務(wù)農(nóng)（p_farmi）等。考慮到微觀家庭中核心決策人通常為家庭收入最高的貢獻者，因此，本文將每戶家庭收入最高者定義為戶主。

（三）計量模型建構(gòu)

對于假設(shè)1，本文構(gòu)建了Logit計量模型，具體如式（1）：

在式（1）中，povi是個向量，表示家庭是否處于貧困狀態(tài)。按照不同的收入標準將povi變量擴展為兩個變量，分別是 pov2300i和 pov3000i；migi、f_memi、f_unfarmi、p_genderi、p_agei、p_age2i、p_edui、p_farmi為上述解釋變量；α0表示常數(shù)項，α1、α2、α3、α4、α5、α6、α7、α8為上述相應(yīng)解釋變量的待估參數(shù)。

為了進一步反映家庭勞動力流動情況對家庭人均收入的影響，本文將家庭年人均收入水平作為被解釋變量，用inci表示，在此基礎(chǔ)上進行量化實證研究，與此同時，考察家庭特征和戶主特征信息對家庭年人均收入水平的具體影響。式（2）為對于假設(shè)2所構(gòu)建的面板隨機效應(yīng)模型：

在模型（2）中，被解釋變量lninci為家庭人均收入的對數(shù)形式；β0表示常數(shù)項，β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7、β8分別表示對應(yīng)解釋變量的待估參數(shù)；εi表示隨機誤差項。

（四）描述性統(tǒng)計分析

1. 全國和分地區(qū)樣本家庭勞動力流動和貧困發(fā)生率比較 從表1 可以看出，2014年全國樣本中存在勞動力流動的家庭比例為40.17%，發(fā)達地區(qū)為38.68%，欠發(fā)達地區(qū)為41.26%。欠發(fā)達地區(qū)勞動力外流比例較發(fā)達地區(qū)更高，符合一般預(yù)期。相比2014 年，2018年無論是發(fā)達地區(qū)還是欠發(fā)達地區(qū)，勞動力外流情況均大幅提升，全國樣本比例高達91.67%，但發(fā)達地區(qū)的外流比例卻反超欠發(fā)達地區(qū)，其原因可能是發(fā)達地區(qū)內(nèi)部的城鄉(xiāng)收入差距高于欠發(fā)達地區(qū)，發(fā)達地區(qū)城市薪資水平相對較高，對于外流勞動力的醫(yī)療、隨遷子女義務(wù)教育和公共服務(wù)等持續(xù)改善，對農(nóng)村家庭勞動流動所形成的“內(nèi)拉力”進一步增強。然而，從勞動力流出比例和流動規(guī)模來看，2018年數(shù)據(jù)均比2014年有所下降。

表1 2014年和2018年全國和分地區(qū)樣本家庭勞動力流動情況

表2 為貧困發(fā)生率的描述性統(tǒng)計?；?014 年的客觀數(shù)據(jù)，當貧困線標準為2300 元時，全國大約18.37%的家庭處于貧困狀態(tài)，分地區(qū)來看，發(fā)達地區(qū)、欠發(fā)達地區(qū)分別為15.82%和20.24%，后者相對前者較高。2018年，全國樣本家庭貧困發(fā)生率為4.02%，發(fā)達地區(qū)為3.56%，而欠發(fā)達地區(qū)為4.37%，同樣欠發(fā)達地區(qū)高于發(fā)達地區(qū)。從縱向來看，我國微觀家庭的貧困發(fā)生率有明顯下降。當貧困線標準為3000元時，2018年分地區(qū)樣本處于貧困狀態(tài)的家庭數(shù)量均明顯上升，欠發(fā)達地區(qū)比發(fā)達地區(qū)高出近12%。發(fā)達地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)之間的貧困發(fā)生率差異不僅沒有縮小，反而呈現(xiàn)擴大態(tài)勢。這說明，勞動力外出務(wù)工對微觀家庭的影響明顯存在地區(qū)差異性。

表2 2014年和2018年全國和分地區(qū)樣本家庭不同標準的貧困發(fā)生率情況

2.全國和分區(qū)域樣本家庭人均收入和家庭特征比較 從人均收入來看，由表3可知，無論是全國樣本家庭，還是分地區(qū)樣本家庭，2018 年的人均收入相比2014 年均有明顯增長，與此同時，發(fā)達地區(qū)和欠發(fā)達地區(qū)之間的家庭人均收入差距呈現(xiàn)不斷擴大的趨勢。

從家庭特征來看，由表4可知，與 2014 年相比，2018年全國與分地區(qū)樣本家庭的人口規(guī)模均有所下降，而且降幅基本一致。從家庭是否從事非農(nóng)經(jīng)營的特征來看，全國與分地區(qū)樣本家庭就業(yè)于二、三產(chǎn)業(yè)的比例呈現(xiàn)明顯提升的態(tài)勢。盡管發(fā)達地區(qū)非農(nóng)經(jīng)營比例更高，但在各地區(qū)家庭非農(nóng)比例均有提升的基礎(chǔ)上，欠發(fā)達地區(qū)的漲幅較發(fā)達地區(qū)高約2%。

表3 2014年和2018年全國和分地區(qū)樣本家庭人均收入情況（單位：元）

表4 家庭和戶主特征信息對比

從戶主特征來看，2014年和2018 年全國微觀家庭戶主的平均年齡分別為在43歲和46 歲，且大多數(shù)家庭戶主為男性。全國家庭戶主的平均受教育年限由2014 年的6.67 年提高至2018年的7.89年。發(fā)達地區(qū)樣本家庭的平均受教育年限比欠發(fā)達地區(qū)高約一年，2014年和2018年分別為7.25年和8.47年，而欠發(fā)達地區(qū)2014年和2018年的平均受教育年限分別為6.25年和7.44年，均不到9年。這說明，無論是欠發(fā)達地區(qū)還是發(fā)達地區(qū)，家庭戶主的受教育水平均相對較低，而且地區(qū)間的差距也較為明顯。從戶主務(wù)農(nóng)的比例來看，2018年家庭戶主從事農(nóng)業(yè)活動比例與2014年相比有所提升，欠發(fā)達地區(qū)的漲幅較發(fā)達地區(qū)更高，2018年達到40.44%，而發(fā)達地區(qū)不到30%。

四、實證分析

（一）勞動力流動對家庭貧困的影響

運用Logit模型估計全國樣本和分地區(qū)樣本家庭勞動力流動的減貧效應(yīng)。表5為計量實證估計結(jié)果。

從全國樣本來看，存在勞動力流動情況的家庭可在7.1%的概率下避免陷入貧困。從分地區(qū)來看，發(fā)達地區(qū)樣本家庭的勞動力流動以6.1%的概率避免陷入貧困，而欠發(fā)達地區(qū)相對較高，約為7.9%。因此，不同地區(qū)家庭勞動力流動對降低貧困發(fā)生率的邊際貢獻具有較為明顯的差別，欠發(fā)達地區(qū)家庭外出務(wù)工的減貧效應(yīng)要高于發(fā)達地區(qū)。欠發(fā)達地區(qū)的收入差距相較發(fā)達地區(qū)更大，因其部分家庭的收入起點更低，勞動力流動引致的收入凈增加值往往高于發(fā)達地區(qū)，即欠發(fā)達地區(qū)勞動力流動的邊際效益更高。

從家庭特征來看，家庭人口規(guī)模越大，貧困發(fā)生概率也越高，這與實際相符。一般而言，青壯年是勞動的主要提供者和財富的創(chuàng)造者，而家庭中除夫妻外的人口尤其是老人和孩子等負擔人口越多，該家庭承擔的食宿、教育和醫(yī)療支出也就越高，越容易陷入貧困。相比傳統(tǒng)以單一的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為收入來源，存在非農(nóng)收入的家庭陷入貧困的概率顯著降低，這一特征在發(fā)達地區(qū)更為顯著。這可能的原因是發(fā)達地區(qū)的城市化和工業(yè)化較其他地區(qū)程度更高，二三產(chǎn)業(yè)的收入水平整體高于欠發(fā)達地區(qū)。從戶主特征看來，無論是發(fā)達地區(qū)還是欠發(fā)達地區(qū)，樣本家庭戶主的年齡與貧困發(fā)生率均顯著負相關(guān)，其中，戶主年齡估計系數(shù)為正，戶主年齡平方估計系數(shù)為負，這說明戶主年齡對家庭是否陷入貧困的邊際影響呈現(xiàn)先增后減的倒U 型關(guān)系。從受教育水平來看，戶主受教育年限越高的家庭，陷入貧困的概率顯著降低，這符合我們的預(yù)期：受限于勞動力的知識和技能水平與崗位的匹配程度，受教育年限越高的勞動者，在就業(yè)市場上相比受教育水平較低和低技能的勞動力更有機會獲得相對體面和高薪的工作。進一步分地區(qū)看，欠發(fā)達地區(qū)外流勞動力受教育年限高的減貧效應(yīng)較之全國和發(fā)達地區(qū)更為顯著。具體地，發(fā)達地區(qū)家庭戶主的受教育年限每增加一年，該家庭陷入貧困的概率將降低0.35%，欠發(fā)達地區(qū)為0.62%。此外，模型估計結(jié)果顯示戶主從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營的家庭陷入貧困概率較高。

（二）勞動力流動占比對家庭人均純收入的影響

由表6可知，對于全國樣本家庭而言，勞動力流動對家庭人均純收入的正向影響十分顯著，勞動力流動占比越高的家庭，其人均收入越高。從分地區(qū)的樣本家庭來看，欠發(fā)達地區(qū)家庭勞動力外流規(guī)模大小對提高家庭人均純收入的影響相較發(fā)達地區(qū)更為顯著。具體而言，每增加一個外出務(wù)工者，欠發(fā)達地區(qū)家庭的人均收入將提高19.5%，發(fā)達地區(qū)家庭人均收入將提高9.9%。這說明勞動力外出務(wù)工獲得的工資性收入不僅可以直接提高家庭人均收入，還可以有效彌補勞動力外流所帶來的負面經(jīng)濟效應(yīng)。

從家庭特征來看，家庭人口規(guī)模越大，相應(yīng)的人均純收入水平越低，每增加一位成員，其人均純收入水平將顯著降低11.8%。其中，家庭規(guī)模擴大導致人均收入分母擴大進而攤薄或降低家庭人均收入的影響在欠發(fā)達地區(qū)更為明顯。此外，非農(nóng)經(jīng)營對增加家庭人均收入具正向影響，這一影響在發(fā)達地區(qū)更為顯著，這是因為發(fā)達地區(qū)的產(chǎn)業(yè)工資往往高于欠發(fā)達地區(qū)所致。

從戶主特征來看，戶主年齡越大家庭人均純收入越高，且家庭人均收入水平隨戶主年齡的增加而增加。經(jīng)計算，拐點年齡約為44歲，44歲之后隨著戶主年齡特征變化家庭人均收入逐漸遞減。戶主年齡與家庭人均收入水平的倒U形特征在發(fā)達地區(qū)和欠發(fā)達地區(qū)均較為顯著；從戶主工作性質(zhì)來看，從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營的家庭人均收入水平顯著較低，分地區(qū)檢驗結(jié)果幾乎沒有差異；此外，戶主受教育年限越高，該家庭人均收入水平越高，相比欠發(fā)達地區(qū)，其對發(fā)達地區(qū)的作用尤為顯著，這可能是由不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和工資水平不一致所導致的。

五、穩(wěn)健性檢驗

為了驗證上述研究結(jié)論的有效性和穩(wěn)健性，本文添加了家庭人均純收入3000元和4000元作為貧困標準。

實證結(jié)果如表7所示，無論是全國還是發(fā)達地區(qū)和欠發(fā)達地區(qū)，在3000元和4000元兩種貧困標準下，存在勞動力外流的家庭，相比無勞動力外流的家庭，更不易陷入貧困，即勞動力流動能有效降低貧困發(fā)生率，且均在1%水平下顯著。以3000元作為貧困標準時，存在勞動力外流的家庭以7.67%的概率降低家庭貧困。當貧困標準提高至4000元時，勞動力流動的邊際減貧效應(yīng)提高至8.63%。這一結(jié)果和模型（1）的假設(shè)完全一致，即提高貧困標準后勞動力流動的減貧效應(yīng)更為顯著。不同貧困標準下，分地區(qū)樣本家庭勞動力流動的減貧效應(yīng)均有小幅提升，發(fā)達地區(qū)由6.44%提高至7.86%，欠發(fā)達地區(qū)由8.82%提高至9.34%。此外，戶主年齡和受教育年限對減貧的影響在兩種貧困標準下均十分顯著。通過檢驗，上述研究結(jié)論較為穩(wěn)健，這說明，勞動力流動可以顯著降低家庭貧困的發(fā)生概率。

表7 不同貧困標準下分區(qū)域勞動力流動的減貧效應(yīng)

六、主要結(jié)論及政策建議

改革開放40余年來，地區(qū)間抑或城鄉(xiāng)間的勞動力流動規(guī)模持續(xù)，貧困人口規(guī)模和貧困發(fā)生率逐步降低，構(gòu)成了我國經(jīng)濟社會發(fā)展過程中的典型特征事實。然而，從勞動力流動對貧困影響的內(nèi)在機制和機理來看，勞動力外出務(wù)工既可能會對家庭風險、家庭內(nèi)部勞動力間的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)、留守兒童和留守老人福利等三個方面產(chǎn)生負向沖擊，進而加劇貧困，也有可能會對工資性收入的獲得、家庭農(nóng)業(yè)邊際產(chǎn)出的增加、健康投入的提升和人力資本的積累等產(chǎn)生正向作用，進而緩解貧困。簡而言之，勞動力流動對貧困的影響在理論層面不僅具有正向效應(yīng)，而且具有負向效應(yīng)，最終的減貧效應(yīng)取決于二者的強弱。

進一步實證研究表明：（1）從全國樣本來看，勞動力流動可以顯著降低家庭貧困發(fā)生率，相比不存在勞動力流動的家庭，存在勞動力流動情況的家庭貧困發(fā)生概率要低7.1%。從分地區(qū)來看，不同地區(qū)家庭勞動力流動對降低貧困發(fā)生率的邊際貢獻具有較為明顯的差別，欠發(fā)達地區(qū)家庭外出務(wù)工的減貧效應(yīng)要高于發(fā)達地區(qū)。發(fā)達地區(qū)樣本家庭的勞動力流動使得貧困發(fā)生概率降低6.1%，而欠發(fā)達地區(qū)相對較高，約為7.9%。（2）從全國樣本來看，勞動力流動顯著提升了家庭人均純收入，而且家庭勞動力流動規(guī)模越大，其人均收入越高。從分地區(qū)來看，欠發(fā)達地區(qū)家庭勞動力外流規(guī)模對提高家庭人均收入的影響比發(fā)達地區(qū)更為顯著，即欠發(fā)達地區(qū)勞動力流動的邊際收入高于發(fā)達地區(qū)。（3）家庭特征信息（家庭人口規(guī)模、家庭是否有非農(nóng)經(jīng)營）以及戶主特征信息（性別、戶主年齡、受教育水平、是否自家務(wù)農(nóng)）等控制變量對人均收入和貧困發(fā)生率具有一定影響。

因此，需要在以下方面發(fā)力。首先，從中央政府層面來看，進一步從根本上推進戶籍制度改革，推動長期以來勞動力在城鄉(xiāng)間、部門間和地區(qū)間“候鳥式”“浮萍式”“鐘擺式”的流動，向可以內(nèi)生式、真正地融入城鎮(zhèn)、發(fā)達地區(qū)和現(xiàn)代部門轉(zhuǎn)變，釋放制度改革紅利，充分拓展和挖掘勞動力流動潛在的減貧效應(yīng)。其次，從地方政府層面來看，發(fā)揮發(fā)達地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)之間的協(xié)同效應(yīng)，切實增加勞動力流動的凈收益，緩解外流家庭貧困。作為流出地的欠發(fā)達地區(qū)地方政府，不僅需要重視聚焦本地的產(chǎn)業(yè)扶貧和項目扶貧，而且需要從主觀上重視國家的勞務(wù)輸出戰(zhàn)略，并將其落地、落細和落小，為勞動力外流提供直接的并與之內(nèi)在需求相匹配的就業(yè)信息、技能培訓、留守兒童和空巢老人關(guān)愛等幫扶，提升勞動力流動的“外推力”，與此同時，進行外流過程中的動態(tài)追蹤；作為流入地的發(fā)達地區(qū)地方政府，在享受外來勞動力對自身的城市化、工業(yè)化和高質(zhì)量發(fā)展提供要素稟賦和內(nèi)在動力的同時，重視為外來勞動力營造寬松和平等的就業(yè)環(huán)境，為其提供亟需的醫(yī)療、隨遷子女義務(wù)教育等社會保障和公共服務(wù)，增強區(qū)域?qū)ν鈦韯趧恿Φ摹皟?nèi)吸力”，降低外來勞動力流動過程中的心理成本和經(jīng)濟成本，提升其流動過程中的精神收益和經(jīng)濟收益，最終形成地區(qū)間的合力，通過外流真實凈收益的增加減緩家庭貧困。再次，為貧困家庭勞動力提供與自身和市場雙重相適應(yīng)的職業(yè)技能培訓、技術(shù)指導等內(nèi)生脫貧動力，加大農(nóng)村和欠發(fā)達地區(qū)義務(wù)教育投入，提升義務(wù)教育質(zhì)量和水平，發(fā)揮教育在當下脫貧和預(yù)防代際貧困中的關(guān)鍵作用。最后，為農(nóng)村和欠發(fā)達地區(qū)家庭開發(fā)多種非農(nóng)經(jīng)營項目，并提供資金、技術(shù)以及初創(chuàng)階段的風險分擔等多方位支持和扶持，既拓寬家庭收入來源，又降低非農(nóng)經(jīng)營失敗致貧的風險，切實推動擺脫貧困。