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

樊士德 金童謠

內容提要 在對勞動力流動對貧困內在影響機理考察的基礎上，利用2014年和2018年中國家庭追蹤調查（CFPS）數據，一方面采用面板Logit模型針對不同地區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模型實證研究全國和分地區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的動態比較研究。實證結果表明，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。進一步的分地區研究發現，欠發達地區勞動力流動的邊際減貧效應要優于發達地區。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年不同收入區間家庭數量分布發生了顯著的結構性變化，極端低收入家庭數量大幅減少，家庭人均收入獲得普遍性增長，但地區間人均收入差距進一步擴大。

一、問題的提出

改革開放以來，伴隨我國農村勞動生產率的不斷提升，在諸多對農村、欠發達地區和傳統部門吸引勞動力不利的“外推力”以及有助于勞動力實現收入提升和帕累托改進的“內引力”的雙重作用下，勞動力逐步由農村向城市、由欠發達地區向發達地區、由傳統部門向現代部門轉移。與此同時，我國貧困人口尤其是農村貧困人口和貧困發生率總體呈現出“直線式”的下降趨勢。換言之，大規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濟社會發展過程中的典型特征化事實。根據統計和測算，我國農村外出務工勞動力規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，我國農村貧困發生率由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，累計實現脫貧7.65億人次[1]1985—2005年數據來源于盛來運：《流動還是遷移——中國農村勞動力流動過程的經濟學分析》,〔上?！尺h東出版社2008年版，第72-73頁；2006年數據來源于《中國農村住戶調查年鑒（2007）》；2008—2019年數據來源于由國家統計局發布的歷年農民工監測調查報告。特別說明，因2007年的外出務工勞動力規模數據缺失，本文參考盧鋒（2012）將2006年和2008年數據取平均值的辦法，結果為13626萬人。1978—2018年數據來源于國家統計局編，《中國農村貧困監測報告——2018》，〔上?！持袊y計出版社2019年版；2019年數據來源于國家統計局2020年2月發布的《中華人民共和國2019年國民經濟和社會發展統計公報》。按，2010年2300元不變價為貧困標準。。

基于上述大規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成了學界關注的焦點。對此，主要有以下三種觀點：

一是占據主導性的觀點，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。，其所產生的收入轉移符合“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：《勞動力遷移收入轉移與貧困變化》，〔北京〕《中國農村觀察》2003年第5期。；王德文和蔡昉，2006[6]王德文、蔡昉：《中國農村勞動力流動與消除貧困》，〔北京〕《中國勞動經濟學》2006年第3期。），進而總體上改善了貧困地區的貧困程度。非農轉移或非正規就業具有顯著的減貧效應，同時遷移人口的受教育程度、農村基礎設施建設和金融發展對減貧程度有一定影響（張桂文等，2018）[7]張桂文、王青、張榮：《中國農業勞動力轉移的減貧效應研究》，〔北京〕《中國人口科學》2018年第4期。。樊士德等（2019）以東部欠發達地區村縣878位農戶微觀調研為樣本，發現勞動力流動不僅通過增加家庭收入降低了絕對貧困發生率，還對主觀感受下的相對貧困產生了顯著的緩解作用[8]樊士德、朱克朋：《農村勞動力流動、務工收入與家庭貧困——基于東部欠發達縣域878戶農戶的實證研究》，〔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濟狀況的正面效應，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個貧困村為調查對象，發現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農業資本投入的增加和農業技術的進步[9]柳建平、張永麗：《勞動力流動對貧困地區農村經濟的影響——基于甘肅10個貧困村調查資料的分析》，〔北京〕《中國農村觀察》2009年第3期。。李翠錦（2014）基于新疆農戶2008—2011年面板數據的研究發現，勞動力的規模遷移可提高中等收入農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：《貧困地區勞動力遷移、農戶收入與貧困的緩解——基于新疆農戶面板數據的實證分析》，〔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村和欠發達地區的福利效應研究——基于微觀調研數據的視角》，〔北京〕《農業經濟問題》2016年第11期。。

三是認為勞動力流動加劇了家庭貧困。楊靳（2006）認為人均匯款和農村邊際產出是評價人口遷移減貧效應的重要標準，當遷出人口的人均匯款額小于其農村邊際產出時，人口流動會使該地區貧困情況惡化[1]楊靳：《人口遷移如何影響農村貧困》，〔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生了負面影響，短期來看不利于貧困地區走出貧困（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：《勞動力外流對農村家庭貧困的影響研究——基于湖北省四大片區的調查》，〔北京〕《中國人口科學》2016年第3期。基于湖北省四大片區的調研數據分析發現，經過OECD等值規模調整下的勞動力外出務工使得家庭農業勞動力短缺，從而限制了農村農業發展。

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

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在機理；二是樣本根據發展水平對不同的省份作了分類，將經濟發展水平較好的省份和直轄市定義為發達地區，其余定義為欠發達地區，進而對不同地區間勞動力流動的減貧效果進行比較研究，并闡釋了區域間差異化的內在誘因；三是采用最新的中國家庭追蹤調查（CFPS）數據，更為關注新常態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比較。

二、理論分析與研究假設

（一）勞動力流動對貧困影響的內在機理考察

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濟收入層面的絕對貧困也相吻合。目前學界關于勞動力流動對緩解家庭貧困和流出地經濟發展的影響尚未得到一致的結論。勞動力流動通過非農就業獲得工資性收入，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 勞動力外出務工會對家庭所承擔風險、家庭內部勞動力間的規模經濟、留守兒童和老人福利等三個方面產生負向沖擊，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在機理

首先，勞動力流動給其自身帶來一定的經濟風險。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模經濟。二元經濟結構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、勞動職業技能、熟練程度和社會網絡關系等方面，通常均為家庭中最為突出的成員，這部分優質勞動力的外流，一方面會導致家庭內部勞動力生活和工作等方面相互間的規模經濟程度的下降，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的喪失；另一方面因勞動力流動使得流出地勞動力數量和勞動力質量（如人力資本）的雙重減低，對經濟發展造成直接的漏出效應（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2018年的《中國農村留守老人研究報告》表明，我國擁有1600萬農村留守老人?！吨袊鴥和＠c保護政策報告2019》顯示，2018年我國農村留守兒童規模達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，長期還易發生犯罪和代際貧困；另一方面因留守老人承擔了大量本應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層面來說，勞動力流動會對工資性收入的獲得、家庭農業邊際產出的增加、健康投入的提升和人力資本的積累等四個方面產生作用，進而對緩解家庭貧困產生正向作用。其內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在機理

首先，勞動力流動通過非農就業獲得工資性收入，拓展家庭收入來源。對于農村家庭而言，從事單一農業生產不可避免地面臨著自然氣候和土壤肥沃程度對農作物產量影響的不確定性和農產品價格市場化所帶來的波動性的雙重風險。新遷移經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濟行為，通過外流勞動力寄回的匯款可以構成勞動力轉移的利他性動因會直接提高人均收入（李翠錦，2014）[2]李翠錦：《貧困地區勞動力遷移、農戶收入與貧困的緩解——基于新疆農戶面板數據的實證分析》，〔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業生產的邊際產出。農村家庭勞動力外出務工，獲得工資性收入，并通過匯款的方式實現資本回流所引致的正向產出效應，在一定程度上減緩甚至補償了勞動力外流所帶來的農業勞動力缺失和規模經濟程度下降的負面影響。從另一角度看，農產品播種和收割的季節性特征在時間上給予了勞動力外出務工的現實可能，讓混合勞動形式創造多元化的收入來源得以實現。農村家庭勞動力選擇在農閑時外出打工，不僅不會影響其時節性的農務耕作，還可以提升家庭勞動力配置效率，增加家庭農業生產的邊際產出。此外，勞動力遷移收入的獲取進而緩解家庭農業生產經營資金約束的方式，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.，可以實現家庭的自我融資功能。

再次，勞動力外流通過城市生活經歷，會提高生活標準，優化消費結構，增加健康投入意識。農村和欠發達地區的勞動力向城市和發達地區轉移，不僅實現了工資性收入的提升，而且往往會受到現代生活方式的影響，降低儲蓄，增加人均消費（謝勇，2011）[2]謝勇：《中國農村居民儲蓄率的影響因素——基于CGSS2006微觀數據的實證研究》，〔太原〕《山西財經大學學報》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、優化消費結構、關注健康理念的提高等，形成合力，有助于家庭對養老保險、農業保險和其他各類健康醫療保險的投入，降低和分散家庭成員患病所帶來的長期經濟風險，平滑長期消費支出（易行健等，2014）[3]易行健、張波和楊碧云：《外出務工收入與農戶儲蓄行為：基于中國農村居民的實證檢驗》，〔北京〕《中國農村經濟》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。為提升農村外流勞動力整體素質并實現農村勞動力轉移后的快速就業，國家倡導在農業主產區、勞動力流出地區和貧困地區提供非農產業就業前的免費職業技能培訓。此外，勞動力流動通過非農就業，不僅帶來了自身生活、工作環境的變化以及社會經歷和網絡關系的豐富，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、家庭收入與農村人力資本投入——基于CFPS微觀數據的實證研究》，〔南京〕《現代經濟探討》2018年第3期。）。除了職業培訓外，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外流符合一定條件，可在流入地獲得相比流出地較為優越的隨遷子女義務教育機會，享受城市的公共教學資源，從而實現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在動力，緩解家庭貧困，避免陷入代際貧困。

（二）研究假設

基于上述勞動力流動對貧困影響內在機理的理論考察，勞動力流動對貧困的內在影響既具有正向效應，又具有負向效應。因此，勞動力流動的減貧效應取決于加劇作用和減緩效應二者間的強弱比較。然而，我們偏向認為勞動力流動具有一定的減貧效應，內在依據主要體現在兩個層面的證據：（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點選擇外出務工，并持續保持外流，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：《中國制造業勞動力轉移剛性與產業區際轉移——基于核心—邊緣模型拓展的數值模擬和經驗驗證》，〔北京〕《中國工業經濟》2015年第11期。；（2）在宏觀層面，全國勞動力外流規模持續擴大的典型事實，即改革開放以來我國區域間和城鄉間的勞動力流動規?？傮w呈現不斷提升的特征化事實。基于此，本文提出勞動力流動具有減貧效應的假設1。

假設1：勞動力外流與家庭貧困發生率存在負向影響。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——來自農戶調查的經驗證據》，〔北京〕《中國人口科學》2003年第4期。。以擺脫貧困為外出務工目的的勞動力往往會定期將其部分收入匯回留守家庭，從而增加家庭人均收入，并改善家庭生活質量?，F代經濟學認為，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的機會成本，而且很可能會打破原有家庭成員間的分工協作，降低家庭農業生產和生活上的規模經濟程度，并增加相應的邊際成本。那么，勞動力外流尤其是外出務工規模越大，其家庭人均收入是否越高呢？為了解決這一問題，提出假設2。

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

三、模型設計與變量選取

（一）數據來源

本文所使用的數據來自北京大學中國社會科學調查中心組織實施的中國家庭追蹤調查（CFPS）的微觀數據。使用2014年和2018年的調查數據，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。為了體現不同空間上的差異性，將研究樣本分成了發達地區[2]發達地區包括北京、上海、天津、重慶、江蘇、浙江、廣東、福建、山東、河北、遼寧。和欠發達地區[3]欠發達地區包括安徽、甘肅、廣西壯族自治區、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1，本文核心被解釋變量為家庭貧困發生率（pov2300i、pov3000i）[4]pov2300i、pov3000i分別表示第i個被調查的樣本家庭按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，由于發達地區和欠發達地區之間的發展具有極大的差異性，在具體實證中還設置了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形式，用lninci表示。

2.核心解釋變量 同樣對于假設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2，核心解釋變量為家庭勞動力流動規模，即家庭外出打工人數，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模（f_memi）以及家庭是否有非農經營[6]非農經營指除種植業、林業、畜牧業、水產養殖業等之外的產業。（f_unfarmi）。當家庭中有非農經營時，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）、是否自家務農（p_farmi）等?？紤]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

對于假設1，本文構建了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。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表示常數項，α1、α2、α3、α4、α5、α6、α7、α8為上述相應解釋變量的待估參數。

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2所構建的面板隨機效應模型：

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

（四）描述性統計分析

1. 全國和分地區樣本家庭勞動力流動和貧困發生率比較 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%，發達地區為38.68%，欠發達地區為41.26%。欠發達地區勞動力外流比例較發達地區更高，符合一般預期。相比2014 年，2018年無論是發達地區還是欠發達地區，勞動力外流情況均大幅提升，全國樣本比例高達91.67%，但發達地區的外流比例卻反超欠發達地區，其原因可能是發達地區內部的城鄉收入差距高于欠發達地區，發達地區城市薪資水平相對較高，對于外流勞動力的醫療、隨遷子女義務教育和公共服務等持續改善，對農村家庭勞動流動所形成的“內拉力”進一步增強。然而，從勞動力流出比例和流動規模來看，2018年數據均比2014年有所下降。

表1 2014年和2018年全國和分地區樣本家庭勞動力流動情況

表2 為貧困發生率的描述性統計。基于2014 年的客觀數據，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，分地區來看，發達地區、欠發達地區分別為15.82%和20.24%，后者相對前者較高。2018年，全國樣本家庭貧困發生率為4.02%，發達地區為3.56%，而欠發達地區為4.37%，同樣欠發達地區高于發達地區。從縱向來看，我國微觀家庭的貧困發生率有明顯下降。當貧困線標準為3000元時，2018年分地區樣本處于貧困狀態的家庭數量均明顯上升，欠發達地區比發達地區高出近12%。發達地區與欠發達地區之間的貧困發生率差異不僅沒有縮小，反而呈現擴大態勢。這說明，勞動力外出務工對微觀家庭的影響明顯存在地區差異性。

表2 2014年和2018年全國和分地區樣本家庭不同標準的貧困發生率情況

2.全國和分區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，發達地區和欠發達地區之間的家庭人均收入差距呈現不斷擴大的趨勢。

從家庭特征來看，由表4可知，與 2014 年相比，2018年全國與分地區樣本家庭的人口規模均有所下降，而且降幅基本一致。從家庭是否從事非農經營的特征來看，全國與分地區樣本家庭就業于二、三產業的比例呈現明顯提升的態勢。盡管發達地區非農經營比例更高，但在各地區家庭非農比例均有提升的基礎上，欠發達地區的漲幅較發達地區高約2%。

表3 2014年和2018年全國和分地區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。發達地區樣本家庭的平均受教育年限比欠發達地區高約一年，2014年和2018年分別為7.25年和8.47年，而欠發達地區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，無論是欠發達地區還是發達地區，家庭戶主的受教育水平均相對較低，而且地區間的差距也較為明顯。從戶主務農的比例來看，2018年家庭戶主從事農業活動比例與2014年相比有所提升，欠發達地區的漲幅較發達地區更高，2018年達到40.44%，而發達地區不到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樣本家庭勞動力流動的減貧效應。表5為計量實證估計結果。

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。從分地區來看，發達地區樣本家庭的勞動力流動以6.1%的概率避免陷入貧困，而欠發達地區相對較高，約為7.9%。因此，不同地區家庭勞動力流動對降低貧困發生率的邊際貢獻具有較為明顯的差別，欠發達地區家庭外出務工的減貧效應要高于發達地區。欠發達地區的收入差距相較發達地區更大，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達地區，即欠發達地區勞動力流動的邊際效益更高。

從家庭特征來看，家庭人口規模越大，貧困發生概率也越高，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、教育和醫療支出也就越高，越容易陷入貧困。相比傳統以單一的農業生產為收入來源，存在非農收入的家庭陷入貧困的概率顯著降低，這一特征在發達地區更為顯著。這可能的原因是發達地區的城市化和工業化較其他地區程度更高，二三產業的收入水平整體高于欠發達地區。從戶主特征看來，無論是發達地區還是欠發達地區，樣本家庭戶主的年齡與貧困發生率均顯著負相關，其中，戶主年齡估計系數為正，戶主年齡平方估計系數為負，這說明戶主年齡對家庭是否陷入貧困的邊際影響呈現先增后減的倒U 型關系。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。進一步分地區看，欠發達地區外流勞動力受教育年限高的減貧效應較之全國和發達地區更為顯著。具體地，發達地區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%，欠發達地區為0.62%。此外，模型估計結果顯示戶主從事農業經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。從分地區的樣本家庭來看，欠發達地區家庭勞動力外流規模大小對提高家庭人均純收入的影響相較發達地區更為顯著。具體而言，每增加一個外出務工者，欠發達地區家庭的人均收入將提高19.5%，發達地區家庭人均收入將提高9.9%。這說明勞動力外出務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濟效應。

從家庭特征來看，家庭人口規模越大，相應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達地區更為明顯。此外，非農經營對增加家庭人均收入具正向影響，這一影響在發達地區更為顯著，這是因為發達地區的產業工資往往高于欠發達地區所致。

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形特征在發達地區和欠發達地區均較為顯著；從戶主工作性質來看，從事農業經營的家庭人均收入水平顯著較低，分地區檢驗結果幾乎沒有差異；此外，戶主受教育年限越高，該家庭人均收入水平越高，相比欠發達地區，其對發達地區的作用尤為顯著，這可能是由不同地區經濟發展水平和工資水平不一致所導致的。

五、穩健性檢驗

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

實證結果如表7所示，無論是全國還是發達地區和欠發達地區，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提高至8.63%。這一結果和模型（1）的假設完全一致，即提高貧困標準后勞動力流動的減貧效應更為顯著。不同貧困標準下，分地區樣本家庭勞動力流動的減貧效應均有小幅提升，發達地區由6.44%提高至7.86%，欠發達地區由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，上述研究結論較為穩健，這說明，勞動力流動可以顯著降低家庭貧困的發生概率。

表7 不同貧困標準下分區域勞動力流動的減貧效應

六、主要結論及政策建議

改革開放40余年來，地區間抑或城鄉間的勞動力流動規模持續，貧困人口規模和貧困發生率逐步降低，構成了我國經濟社會發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在機制和機理來看，勞動力外出務工既可能會對家庭風險、家庭內部勞動力間的規模經濟效應、留守兒童和留守老人福利等三個方面產生負向沖擊，進而加劇貧困，也有可能會對工資性收入的獲得、家庭農業邊際產出的增加、健康投入的提升和人力資本的積累等產生正向作用，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，而且具有負向效應，最終的減貧效應取決于二者的強弱。

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生概率要低7.1%。從分地區來看，不同地區家庭勞動力流動對降低貧困發生率的邊際貢獻具有較為明顯的差別，欠發達地區家庭外出務工的減貧效應要高于發達地區。發達地區樣本家庭的勞動力流動使得貧困發生概率降低6.1%，而欠發達地區相對較高，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模越大，其人均收入越高。從分地區來看，欠發達地區家庭勞動力外流規模對提高家庭人均收入的影響比發達地區更為顯著，即欠發達地區勞動力流動的邊際收入高于發達地區。（3）家庭特征信息（家庭人口規模、家庭是否有非農經營）以及戶主特征信息（性別、戶主年齡、受教育水平、是否自家務農）等控制變量對人均收入和貧困發生率具有一定影響。

因此，需要在以下方面發力。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間、部門間和地區間“候鳥式”“浮萍式”“鐘擺式”的流動，向可以內生式、真正地融入城鎮、發達地區和現代部門轉變，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。其次，從地方政府層面來看，發揮發達地區與欠發達地區之間的協同效應，切實增加勞動力流動的凈收益，緩解外流家庭貧困。作為流出地的欠發達地區地方政府，不僅需要重視聚焦本地的產業扶貧和項目扶貧，而且需要從主觀上重視國家的勞務輸出戰略，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在需求相匹配的就業信息、技能培訓、留守兒童和空巢老人關愛等幫扶，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追蹤；作為流入地的發達地區地方政府，在享受外來勞動力對自身的城市化、工業化和高質量發展提供要素稟賦和內在動力的同時，重視為外來勞動力營造寬松和平等的就業環境，為其提供亟需的醫療、隨遷子女義務教育等社會保障和公共服務，增強區域對外來勞動力的“內吸力”，降低外來勞動力流動過程中的心理成本和經濟成本，提升其流動過程中的精神收益和經濟收益，最終形成地區間的合力，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的職業技能培訓、技術指導等內生脫貧動力，加大農村和欠發達地區義務教育投入，提升義務教育質量和水平，發揮教育在當下脫貧和預防代際貧困中的關鍵作用。最后，為農村和欠發達地區家庭開發多種非農經營項目，并提供資金、技術以及初創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，又降低非農經營失敗致貧的風險，切實推動擺脫貧困。