共同富裕視域下的農民工多維相對貧困研究
——基于城-城流動人口的比較分析

賀坤 周云波 成前

(1.天津商業大學馬克思主義學院，天津 300134；2.南開大學經濟學院，天津 300071)

一、引言

共同富裕是社會主義的本質要求，是中國式現代化的重要特征，是全體人民共同富裕。2020年中國脫貧攻堅勝利收官，絕對貧困問題得到歷史性解決，為促進共同富裕創造了良好條件。從長期來看，當針對絕對貧困的全面脫貧目標成功實現后，相對貧困人口還將長期存在。相對貧困體現的是收入分配，主要反映經濟的差距[1]。在更高標準上實現相對貧困問題的解決，逐步縮小居民收入和消費水平差距，將是推動共同富裕實現的關鍵一環。在這一環節中，作為中等收入群體的重要來源，規模龐大且長期游走于城鎮邊緣的農民工群體是亟需關注的重要部分。

根據國家統計局公布的數據，截至2020年底，我國農民工群體規模達到28 560萬人，總量占比已超過城鎮常住人口的30%。未來，隨著我國新型城鎮化和工業化進程的加快，還將有數億農村人口進入城鎮，農民工群體的影響將進一步擴大和深化。長期以來，農民以農民工身份進入城鎮從事非農務工與經營，通過“干中學”實現了自身的技能增長、知識積累和財富增加，既成為農村家庭增收致富的主要動能，也為城鎮經濟發展提供了豐富的勞動力資源[2]，是我國如期完成脫貧攻堅目標和全面建成小康社會的關鍵動力。然而，相比城鎮戶籍居民，農民工群體對城鎮經濟社會發展成果的分享明顯偏少，在養老、健康、教育等多個維度下游離于城鎮基本公共服務體系之外，已成為城鎮相對貧困人群的重要組成部分，并呈現明顯的多維特征[3-5]。農民工的多維相對貧困問題不僅極大地影響著2020年后脫貧攻堅成果的鞏固拓展及其與鄉村振興戰略的銜接，而且拉大了城鎮內部的收入差距，是我國實現共同富裕道路上亟需關注的重要環節。

當前，在城鎮區域的非本地戶籍外來流動人口中，一部分是鄉-城遷移的農民工，即戶口在農村且流動遷徙于鄉城和不同城市之間的人口；另一部分是城-城遷移的城鎮戶籍流動人口，即戶口在城鎮且流動遷徙于不同城市之間的人口。二者同為城鎮區域的外來流動人員，選擇流動的目的均是為了追求生活改善和個人發展，其在流動過程中面臨的很多問題較為相似。因此，通過與城-城流動人口開展對比分析，從多維視角對農民工群體的相對貧困開展研究，能夠更加精準地辨析農民工相對貧困的具體致貧維度，以及現有城鎮基本公共服務覆蓋農民工群體的短板，并在此基礎上得出應對舉措，有助于進一步豐富和發展中國特色反貧困理論與實踐，對助力更多農民工邁入中等收入群體和推進共同富裕具有重要意義。

二、文獻綜述

按照經濟社會發展的一般規律，隨著經濟的發展和社會的進步，絕對貧困將逐步弱化、消除，而相對貧困問題則會愈發突出。相對貧困的核心內涵是收入分配不均等，具有長期性和多維性等特點，可以反映出社會公平的實現程度，體現了共同富裕的基本要求。中國脫貧攻堅目標如期實現和全面建成小康社會之后，我國的絕對貧困問題得到了歷史性解決。在新發展階段，從多維視角探索建立解決相對貧困問題的長效機制，是促進全體人民實現共同富裕的關鍵。

從國際來看，多數經濟發達國家在基本解決絕對貧困問題之后，均采用相對貧困標準測度貧困，如英國作為全球最早研究貧困問題的國家，在20世紀中期就已實現了從絕對貧困向相對貧困的轉變。英國相對貧困標準最初定為居民可支配收入均值的50%，后于20世紀90年代更新為居民可支配收入中位數的60%并延續至今。歐盟(EU)采用居民人均可支配收入中位數的60%作為相對貧困線，并將其作為度量社會包容性指數和“陷入貧困風險或遭受社會排斥”的重要指標[6]，經合組織(OECD)國家主要采用居民人均可支配收入中位數的50%作為相對貧困線[7]，聯合國開發計劃署(UNDP)和聯合國兒童基金會(UNICEF)等國際組織也采用相對貧困標準作為衡量貧困的主要指標。經濟社會的多元化發展使貧困的存在形式和演繹變化呈現出新的特征，隨著阿瑪蒂亞·森(Amartya Sen)基于可行能力的多維貧困理論和Alkire-Foster方法為代表的多維貧困測度方法的成熟，從多個維度識別貧困逐漸成為貧困研究的發展方向[8-10]。1990年，聯合國開發計劃署(UNDP)基于能力視角，首次提出了“人類發展”的概念，并構建了涵蓋健康生活、教育及體面生活、尊嚴三個維度的人類發展指數(HDI)[11]。歐盟(EU)從多維視角給出了相對貧困的定義，核心理念是貧困個體會在多個維度同時陷入困難，如收入低下、居無定所、失去工作和無醫療保障等。2010年，歐洲就業、社會政策、衛生和消費者事務部長理事會(EPSCO) 通過納入收入相對貧困、物質剝奪、工作強度等三個維度下的多個指標構建了多維相對貧困的測度指標體系。

從國內來看，隨著脫貧攻堅戰在2020年的勝利收官，從多維視角開展相對貧困研究的相關成果快速涌現，主要集中于四個方面：一是對收入維度相對貧困標準的研究。我國學術界較早開展了這方面的研究，在基于收入均值(或中位數)的某種比例來設定收入維度相對貧困線方面普遍達成了共識，但在具體比例的確定上存在一定分歧，如陳宗勝等(2013)[12]是較早提出增設收入相對貧困線的專家學者，認為應當以農村人均收入水平的40%-50%來確定相對貧困標準；沈揚揚和李實(2020)[13]認為在中、短期內我國設置城鄉統一的收入相對貧困標準的時機尚不成熟，建議根據城鄉不同的實際情況分別制定相對貧困標準，最終將相對貧困線逐步穩定在收入中位數的50%，逐步與高收入國家的貧困標準設定方式接軌；汪晨等(2020)[14]對各類收入相對貧困標準和比率進行了比較，認為收入中位數比收入均值更穩健，應當采用中位數的60%或50%而不是40%作為相對貧困線；二是多維相對貧困測度指標體系的研究，部分學者對中國在2020年脫貧攻堅全面勝利后應從多維視角辨識和測度相對貧困已經達成共識，如王小林和馮賀霞(2020)[6]，張琦和沈揚揚(2020)[7]，汪三貴和孫俊娜(2021)[15]，方迎風和周少馳(2021)[16]以及解安和侯啟緣(2021)[17]等，具體到多維相對貧困測度指標體系的設定方面，相關研究普遍認為應制定一個包括收入維度與非收入維度的多維相對貧困標準，并應從中國自身實際和扶貧需要出發進行維度和指標選擇；三是對農村多維相對貧困的研究。王璇和王卓(2021)[18]考察了農地流轉對農戶多維相對貧困狀況的影響，結果表明農地流轉在一定程度上促進了農村勞動力流動，有助于改善農戶的多維相對貧困狀況。裴勁松和矯萌(2021)[19]對中國不同地區農村家庭的多維相對貧困狀況進行測度，結果表明勞動參與、自雇型非農勞動顯著減輕了農戶的多維相對貧困狀況，而超時勞動通過抑制資產積累和可行能力提升不利于農戶的多維相對減貧。劉魏和王小華(2020)[20]基于2014年和2016年中國家庭勞動力動態調查數據對農戶多維相對貧困進行研究，結果顯示地權穩定能夠顯著緩解農戶的多維相對貧困狀況，而農業機械投資和勞動力非農就業是地權穩定促進農戶多維減貧的重要路徑；四是對城鄉綜合的多維相對貧困研究。汪三貴和孫俊娜(2021)[15]對全國不同地區的城鄉多維相對貧困情況進行了測算，結果顯示西部地區城鄉居民的多維貧困狀況最嚴重，東部地區最輕微，且農村居民比城鎮居民貧困狀況更嚴重，山區居民比非山區居民貧困狀況更甚，少數民族地區比漢族地區更為貧困，就業困難是造成城鄉居民多維貧困的首要因素，次要因素是健康、教育和社會保障等維度。方迎風和周少馳(2021)[16]測算和分析了中國整體的多維相對貧困狀況，研究發現，城鄉間和群體間發展的不平衡性依然嚴重，健康貧困將成為中國未來致貧的主因。

綜上可知，當前多維相對貧困研究的對象主要集中于城鎮和農村，對游走于城鄉之間的農民工群體缺乏關注，針對農民工群體的多維相對貧困研究較少，且沒有與共同工作生活在城鎮的其他群體的比較分析，難以精確反映農民工群體的多維相對貧困狀況以及致貧因素。本文針對現有研究空白，構建適應農民工群體特征的多維相對貧困測度指標體系，對農民工群體的多維相對貧困狀況進行辨識和分析，并與城-城流動人口群體進行比較，能夠從更深層次辨識農民工的多維相對貧困狀況及其影響因素，以實現對農民工致貧短板的精準應對和高效治理，以期為解決農民工群體的現實困境、擴大中等收入群體和推進共同富裕提供理論依據和現實路徑。

三、數據來源與多維相對貧困測度指標體系的構建

(一)數據來源

本文使用的數據來自于國家衛生健康委員會2016年流動人口動態監測調查數據(CMDS)，該數據覆蓋31個省、自治區、直轄市和新疆生產建設兵團(不含中國香港、中國澳門、中國臺灣)，對全國流動人口的實際情況具有顯著的代表性，是較為權威的官方統計數據。本文基于上述數據，根據多維相對貧困測度、分解和計量分析的需要，在剔除信息不全和明顯錯誤的樣本后保留了104 033個樣本，其中農民工樣本87 793個，城-城流動人口樣本16 240個。從農民工樣本來看，流動范圍主要包括跨省、省內跨市、市內跨縣和跨境四種情況，其中跨省流動樣本45 071人，占比51.38%；省內跨市流動樣本29 002人，占比33.06%；市內跨縣流動樣本13 644人，占比15.54%；跨境流動樣本2人，占比0.01%，符合農民工流動范圍特征。分布在東部地區的樣本數量最多，占比46.90%；西部地區次之，樣本數量占比29.39%；中部地區排名第三，樣本數量占比16.23%；東北地區最少，樣本數量占比7.48%，總體符合農民工的區域分布特征。性別方面，男性和女性占比分別為57.12%和42.88%，符合農民工群體男多女少的現實特點。教育水平方面，具有初中及以下學歷的樣本占65.37%，具有高中或中專學歷的樣本占22.48%，具有大專及以上學歷的樣本占12.15%，與國家統計局公布的農民工數據基本一致。因此，本文選用的樣本數據具有較好的代表性。

(二)多維相對貧困測度指標體系的構建

基于AF多維貧困測量的理論框架[21-22]，參考國際上通用的多維貧困指數(MPI)對維度指標、權重設定、維度臨界值和貧困臨界值的界定[21，23]，結合研究目標和樣本數據約束，本文主要從城鄉二元制度造成的權能差異出發，選取農民工和城-城流動人口在城鎮發展最為關鍵的收入、教育、社會保障、住房、就業、健康和社會融入7個維度和21項指標，其中，收入維度采用相對貧困線作為臨界值標準，其他維度采用具有相對意義和比較作用的序數指標作為臨界值標準，從多維角度探索構建基于農民工等流動人口特點的相對貧困測度指標體系。各個維度和指標臨界值標準的設置及其理由如下。

收入維度以年度收入總額指標代表，以相對貧困線作為臨界值，低于臨界值則賦值1，高于臨界值則賦值0。在相對貧困線的選擇上，由于農民工在鄉城之間流動遷徙，日常工作和生活兼有農村和城鎮兩個區域的特點，因此單純以城鎮居民可支配收入或者農村居民可支配收入作為農民工群體相對貧困線的設定標準均不合適，同時考慮收入中位數在穩健性上優于收入均值[14]，因此，本文采用能夠綜合反映城鄉居民整體收入情況的“全國居民人均可支配收入的中位數”作為農民工群體相對貧困線的設定標準(2016年全國居民人均可支配收入中位數為20 883元)。在具體比例方面，由于已有研究成果中普遍將40%-60%作為比例區間來設定相對貧困線在收入均值(或中位數)方面的比重，同時考慮盡管農民工兼有農村和城鎮兩個區域的特點，但收入主要是在城鎮獲得，采用“全國居民人均可支配收入的中位數”而不采用“城鎮居民人均可支配收入的中位數”作為相對貧困線標準，可能一定程度上存在對農民工相對貧困線的低估，適當采用較高的比重能夠減緩這一可能存在的低估。因此，本文采用“全國居民人均可支配收入中位數的60%”(12 529元)作為農民工群體在收入維度的相對貧困線，即收入維度的臨界值。

教育維度以勞動力文化水平指標代表，勞動力文化水平指個人接受的最高學歷教育水平。教育水平作為重要的人力資本，不僅影響當期的多維相對貧困狀況，而且會影響未來的可行發展能力以及對貧困代際傳遞的阻斷效果，在以往研究中常以是否完成小學教育或九年義務教育作為臨界值。本文認為由于中國特殊的城鄉二元體制，農民工子女在享受城鎮教育資源方面存在非常大的限制。同時，由于教育資源在城鄉之間分配不均，這導致同一個體在農村完成義務教育和在城鎮完成義務教育所達到的教育質量存在顯著差異，若僅選用“是否完成小學教育” 或“是否完成九年義務教育”作為臨界值，只能就時間上是否經過“小學教育階段”或“義務教育階段”進行一個判定，無法體現所接受義務教育的質量水平。而且，農民工群體面對的是同維度下城鎮就業市場的競爭，僅以“是否完成小學教育” 或“是否完成九年義務教育”作為臨界值，標準顯然偏低。現階段，我國絕大部分地區參加義務教育階段以上的高中或者中專教育均需通過考試選拔，能夠接受高中或者中專教育可以認為是義務教育質量達到一定水平的體現，而且對于在城鎮區域從事非農生產或經營的勞動力，僅有義務教育階段的知識儲備，其學習新的知識技能或者在產業升級中進行職業轉換的能力是比較差的[24]，難以應對城鎮區域生存與發展競爭的需要。因此，本文以“接受九年義務教育以上層次的教育”(即接受高中、中專、大專等法定義務階段以上層次的教育)作為臨界值，可以真實體現不同群體所接受的義務教育質量，以及未來的可行發展能力。低于臨界值，即未接受九年義務教育以上層次的教育視為在該維度上陷入貧困，賦值1；高于臨界值，即接受九年義務教育以上層次的教育，賦值0。

社會保障維度包括養老保險、醫療保險、失業保險、工傷保險和生育保險5個指標。其中，養老保險指標包括城鎮職工養老保險、城鎮居民社會養老保險、新型農村社會養老保險和離退休養老金等，以“是否至少擁有一項養老保險”為臨界值，低于臨界值，即沒有任何養老保險視為在該指標上陷入貧困，賦值1；高于臨界值，即至少擁有一項養老保險則視為未在該指標上陷入貧困，賦值0。醫療保險方面，由于當前新型農村合作醫療在資金統籌、繳費比例、報銷比例、報銷目錄等方面存在地區差異，對于外出務工特別是跨省和跨市務工的農民工，若僅具有新農合醫療保險，一旦產生就醫需求特別是大病就醫需求，異地就醫在轉移、報銷方面存在困難，報銷比例低，對于農村外出務工人員在務工地的生存、就業和發展保障作用不強，因病致貧和因病返貧的風險較大，因此本文對醫療保險指標下的臨界值設定為是否擁有城鎮醫療保險，具體包括城鄉居民合作醫療保險、城鎮居民醫療保險、城鎮職工醫療保險和公費醫療等內容，以“是否至少擁有一項城鎮醫療保險”作為臨界值，低于臨界值，即沒有參加任何城鎮醫療保險視為在該指標上陷入貧困，賦值1；高于臨界值，即至少參加一項城鎮醫療保險視為未在該指標上陷入貧困，賦值0。工傷保險指標以“是否擁有工傷保險”為臨界值，低于臨界值，即沒有工傷保險視為在該指標上陷入貧困，賦值1；高于臨界值，即具有工傷保險視為未在該指標上陷入貧困，賦值0。生育保險指標以“是否擁有生育保險”為臨界值，低于臨界值，即沒有生育保險視為在該指標上陷入貧困，賦值1；高于臨界值，即具有生育保險視為未在該指標上陷入貧困，賦值0。失業保險指標以“是否擁有失業保險”為臨界值，低于臨界值，即沒有失業保險視為在該指標上陷入貧困，賦值1；高于臨界值，即具有失業保險視為未在該指標上陷入貧困，賦值0。

住房維度包括住房情況和住房公積金兩個指標。基本的住房保障是農民工在城鎮務工經營和生存發展的首要物質條件，也是勞動力再生產的基本條件，更是實現市民化的必備條件。因此，住房情況指標是以“是否購買住房或者具有租住房屋保障”作為臨界值，低于臨界值，即沒有購買住房或不具有租住房屋保障視為在該指標上陷入貧困，賦值1；高于臨界值，即購買住房或擁有租住房屋保障視為未在該指標上陷入貧困，賦值0。住房公積金是我國在住房方面的一項基本金融保障制度，是住房保障體系的重要組成部分，可以有效緩解居民在購買或者租住房屋方面的經濟壓力，因此住房公積金指標是以“是否擁有住房公積金”作為臨界值，低于臨界值，即沒有住房公積金視為在該指標上陷入貧困，賦值1；高于臨界值，即擁有住房公積金視為未在該指標上陷入貧困，賦值0。

就業維度包括工作可持續程度、就業性質和周工作時長3個指標。其中，工作可持續程度是以農民工簽訂勞動合同的情況進行衡量，具體包括固定期限勞動合同、無固定期限勞動合同(擁有雇主身份的農民工視為簽訂無固定期限勞動合同)、一次性工作任務、試用期和未簽訂勞動合同5種情形，簽訂勞動合同的農民工在務工就業的過程中顯然能夠比未簽訂勞動合同的農民工得到更多的權益保障，工作的連續性和持續性也相對更好，因此，工作可持續程度指標以“是否簽訂勞動合同”作為臨界值，低于臨界值，即一次性工作任務、試用期和未簽訂勞動合同視為在該指標上陷入貧困，賦值1；高于臨界值，即簽訂固定期限勞動合同和無固定期限勞動合同視為未在該指標上陷入貧困，賦值0。就業性質指標是以“是否在正規部門就業”作為臨界值，“非正規部門”(Informal Sector)的概念最初由美國經濟學家哈特提出，國際勞工組織(ILO)對這一概念進行了引用，并將其規范化為“存在于發展中國家城市地區的那些收入與員工報酬均較低、組織性較差、結構單一、生產規模較小的生產或服務單位”。目前，我國對非正規部門尚無統一標準，注冊登記和統計觀測等方面的實際情況也與其他國家和地區有所不同，本文基于2008版國民賬戶體系(SNA)的定義以及國內相關研究成果[25-27]，將非正規部門定義為投資規模較小，生產技術水平和勞動生產率較低，以私營和個體經營為基礎和表征的企業單位。在這一指標下，若低于臨界值，即在非正規部門就業，主要為私人企業、個體工商戶和無單位等，視為在該指標上陷入貧困，賦值1；高于臨界值，即在正規部門，主要是機關事業單位、國有及國有控股企業、中外合資、外商獨資、集體經濟等，視為在該指標上未陷入貧困，賦值0。周工作時長指標是以“每周工作時長是否超過44個小時”作為臨界值，根據《中華人民共和國勞動法》第36條以及原勞動部于1994年頒發的《關于〈中華人民共和國勞動法〉若干條文的說明》中相關規定，勞動者最長的周工作時長為44小時，因此，周工作時長指標若高于臨界值，即周工作時長超過44個小時，視為在該指標上陷入貧困，賦值1；低于臨界值，即周工作時長少于、等于44個小時，視為未在該指標上陷入貧困，賦值0。

健康維度包括健康關注、職業病防治、艾滋病防治、結核病防治、慢性病防治、精神疾病防治和優生優育7個指標。健康是重要的人力資本之一，良好的健康狀況和完善的疾病防控能夠降低患病風險，從而減低因病致貧或返貧的概率，并對個人和家庭可行發展能力以及勞動者勞動生產率的提升具有重要作用。其中，健康關注指標以“是否在務工地建立居民健康檔案”作為臨界值，低于臨界值，即未在務工地建立居民健康檔案視為在該指標上陷入貧困，賦值1；高于臨界值，即在務工地建立了居民健康檔案，視為未在該指標上陷入貧困，賦值0。各類疾病防治指標均以“是否接受疾病防治”作為臨界值，低于臨界值，即未接受相應疾病的防治，視為在該指標上陷入貧困，賦值1；高于臨界值，即接受相應疾病的防治，視為未在該指標上陷入貧困，賦值0。優生優育指標是以“是否接受優生優育服務”作為臨界值，低于臨界值，未接受優生優育服務視為在該指標上陷入貧困，賦值1；高于臨界值，接受優生優育服務視為未在該指標上陷入貧困，賦值0。

社會融入維度是衡量樣本個體主觀心理感受的維度，目前有許多針對居民福利的研究在關注客觀指標的同時納入主觀感受指標，研究共識是同時納入主客觀指標能夠更加清楚地獲得對研究目標個體現實狀況的全面認識[28]。本文的社會融入維度包括長期居住意愿和戶口遷入意愿兩個指標。長期居住意愿指標是以“是否愿意在本地長期居住”作為臨界值，如果愿意在本地長期居住，說明農民工對務工地的工作生活和社會交往在心理層面呈現接納態度，在主觀上有融入當地的意愿；反之，如果不愿意在本地長期居住，則說明對務工地的工作生活和社會交往在心理上存在抵觸和排斥，缺乏融入當地的主觀意愿。因此，低于臨界值，即沒有長期居留意愿視為在該指標上陷入貧困，賦值1；高于臨界值，即具有長期居留意愿視為未在該指標上陷入貧困，賦值0。戶口遷入意愿指標是以“是否愿意將戶口遷入本地”作為臨界值，如果愿意將戶口遷入本地，說明樣本個體對于在務工地的個人發展和生活改善存在較高的期望和較強的信心，愿意舍棄自身在農村原戶籍地的農地、宅基地等既有利益，謀求全面融入務工地社會的主觀意愿較為強烈；反之，如果不愿意將戶口遷入本地，說明樣本個體對務工地缺乏較為強烈的認同，其在務工地實現的個人發展和生活改善不足以令其舍棄原戶籍地的既有利益，定居和全面融入務工地社會的主觀意愿不強。因此，低于臨界值，即沒有戶口遷入意愿視為在該指標上陷入貧困，賦值1；高于臨界值，即具有戶口遷入意愿視為未在該指標上陷入貧困，賦值0。

表1 農民工多維相對貧困測度指標體系

對于多維視角下開展貧困測度的維度權重設置問題，由于各個維度之間的重要性因每個個體的需要不同而迥異，難以評判不同維度之間的重要性程度，因而迄今為止的各類研究未對維度權重取得一致看法。因此，目前絕大多數研究成果均采取等權重方法。這種權重設置可能會影響具體構成維度和指標的相對重要性，但對總體貧困狀況測度結果沒有影響，而且不影響最終測度以及分解結果的可比性[29]。因此，本文在綜合借鑒以往研究成果的基礎上，在多維相對貧困識別加總過程中對各個維度指標采用等權重的設置方法。

(三)Alkire-Foster測度方法

1.維度設定

Mn,d為一個n×d維矩陣，且xij∈Mn,d，i=1,2,…，n;j=1,2,…,d，xij代表第i個目標個體在維度j(例如健康維度或教育維度)上的取值，即行向量表示第i個目標個體在所有維度上的取值，而列向量表示在第j維度上目標個體的取值。

2.單維識別

3.多維識別

4.多維加總

在識別了每個目標個體在各個維度上的情況后，通過加總低于臨界值的維度，可以得到指數M0。

M0=H0×A0

其中，H0表示多維相對貧困發生率，A0表示多維相對貧困強度。若將剝奪臨界值設定為k，那么多維相對貧困發生率H0、多維相對貧困強度A0和多維相對貧困指數M0的計算公式可以表示為

M0(k)=H0(k)×A0(k)

5.指數分解

多維相對貧困指數M0具備可分解性，既能按照時間、區域、省份等分類方式進行分解，又能按照維度或指標進行分解。

一是按區域分解。若目標個體所在區域可分為R個不同的子區域，每個子區域的目標個體數量為nr，則多維貧困指數M0可以按區域進行分解。

因此，可以將多維相對貧困指數M0分解為各個子區域多維相對貧困指數的加權平均，權重為各個子區域的目標個體數量在整個區域目標個體總數中所占的比重。進一步可以得到各個子區域的多維相對貧困狀況對總體多維相對貧困指數的貢獻率。

二是按維度分解。

四、農民工與城-城流動人口的多維相對貧困比較分析

(一)農民工與城-城流動人口各個維度下的相對貧困測度與比較

首先，測度和比較農民工與城-城流動人口在收入維度下的相對貧困情況。為開展兩個群體之間收入維度下相對貧困狀況的比較，本文借鑒現有收入維度下絕對貧困和相對貧困的國內外成熟標準，依次選用2016年農村貧困標準(3 000元/人/年)、全國城鎮低保平均標準(5 935.2元/人/年)、全國居民人均可支配收入的50%(11 910.5元/人/年)、全國居民人均可支配收入中位數的60%(12 530元/人/年)和全國居民人均可支配收入(23 821元/人/年)對兩個群體收入維度下的貧困狀況進行測度和比較。結果顯示，在各個標準下，城-城流動人口的收入相對貧困發生率均小于農民工的收入相對貧困發生率，且隨著標準的提高，二者的差距呈擴大趨勢。

在對農民工和城-城流動人口收入維度的相對貧困狀況進行測度和比較的基礎上，進一步考察兩個群體的整體收入水平及其分布情況。根據非參數核密度估計方法繪制農民工與城-城流動人口的年收入核密度圖。結果顯示，農民工與城-城流動人口的年收入總額分布基本一致，均呈左偏峰、右拖尾分布，峰值均為單峰分布，農民工年收入總額分布的峰值要高于城-城流動人口，二者峰值均出現在5-10萬元范圍內，但是城-城流動人口的峰值相對農民工要靠右。隨著年收入水平的上升，二者年收入總額的分布曲線向右趨于下降，逐漸趨于平緩，但是城-城流動人口的年收入總額分布曲線在右拖尾的過程中向上凸起的部分明顯多于農民工。

由以上分析可知：農民工與城-城流動人口的收入分布較為相似，但相對城-城流動人口而言略低。整體來看，農民工年收入主要分布在5萬元左右，且能獲得10萬元以上中等偏上年收入和20萬元以上較高年收入的人數很少。農民工在中高收入區間的分布占比較城-城流動人口而言明顯偏低。這說明農民工群體在收入增長方面相對城-城流動人口面臨更大的阻力和瓶頸。根據國家衛計委2015年發布的《中國家庭發展報告》中相關數據顯示，中國農村家庭平均規模為3.56人，城鎮家庭平均規模為3.07人，農村家庭規模大于城鎮家庭規模[30]。考慮到農民工是農村家庭的主要勞動力和收入來源，加上需要贍養的父母，實際供養的人口負擔較重，其邁入中等收入群體并通過增收持續穩定在中等收入群體存在較大困難。

圖1 農民工與城-城流動人口的收入相對貧困比較注：相對貧困標準1為2016年全國居民人均可支配收入的50%(11 910.5元/人/年)；相對貧困標準2為2016年全國居民人均可支配收入中位數的60%(12 530元/人/年), 人均收入標準為2016年全國居民人均可支配收入(23 821元/人/年)。

圖2 農民工與城-城流動人口的的年收入核密度圖

表2 除收入外其他維度下農民工與城-城流動人口的相對貧困狀況比較

其次，本文進一步對農民工和城-城流動人口在除收入外的其他維度下的相對貧困狀況進行測度并進行比較。結果顯示，農民工在各個維度和指標下的相對貧困發生率均高于城-城流動人口，且呈現比收入維度更大的差距。這初步說明，相較收入增長而言，農民工在獲得基本公共服務方面存在更為明顯的短板。

根據表2所示，農民工在住房、社會保障、教育、就業和社會融入方面的差距十分顯著。這是由于農民工和城-城流動人口雖然同為外來流動人口，但是戶籍身份的不同使二者在當前的城鄉二元制度體系下處于兩個不同的社會福利與保障體系下，城-城流動人口相對農民工而言擁有更為優越的原生基礎和發展條件，如更豐富的教育資源、更多的受教育機會、城鎮戶籍引致的更優質的就業機會、更高的社會保障水平以及更有力的原生家庭支持等，因而在各個維度和指標下農民工相對城-城流動人口而言更為貧困。

(二)農民工與城-城流動人口的多維相對貧困測度與比較

在對農民工與城-城流動人口各個維度下的相對貧困進行測度的基礎上，從多維視角對農民工與城-城流動人口的相對貧困發生率、貧困強度和貧困指數進行測度，并開展比較分析。結果顯示，隨著臨界值水平的上升，農民工與城-城流動人口的多維相對貧困發生率趨于下降、多維相對貧困強度趨于上升、多維相對貧困指數趨于下降，這表明測度結果穩健有效。在各個臨界值水平上，農民工與城-城流動人口之間的多維相對貧困差距十分顯著，農民工明顯面臨著更為嚴重的多維相對貧困狀況。

表3 農民工與城-城流動人口的多維相對貧困測度與比較

(三)農民工與城-城流動人口多維相對貧困的區域分解與比較

進一步考察農民工與城-城流動人口在不同區域的多維相對貧困狀況。根據國家統計局對全國經濟發展區域的劃分，按照東、中、西和東北4個區域，分別在30%和40%的臨界值水平下對農民工和城-城流動人口的多維相對貧困發生率、多維相對貧困強度和多維相對貧困指數進行分解，進而對農民工與城-城流動人口多維相對貧困區域分布情況開展對比分析。區域分解和對比結果顯示，農民工與城-城流動人口的多維相對貧困發生率、多維相對貧困強度和多維相對貧困指數方面均呈現東部地區好于西部地區、西部地區好于中部地區、中部地區好于東北地區的特點，區域分化均較為顯著。

表4 農民工與城-城流動人口分區域的多維相對貧困測度與比較

另一方面，農民工在各個區域的多維相對貧困發生率、多維相對貧困強度以及多維相對貧困指數均處于高位，區域之間呈現一定分化，整體表現為多維相對貧困狀況普遍嚴峻的區域分布特點。城-城流動人口在各個區域之間的多維相對貧困狀況分化較為顯著，東部地區明顯優于其他地區。這說明農民工的多維貧困狀況在各個區域均是亟需應對的問題。

為更加深入和精準地辨識農民工在不同區域的多維貧困狀況，本文進一步以省級行政區域為單位對農民工與城-城流動人口的多維相對貧困差距進行區域分解。分解結果顯示，在30%和40%臨界值水平下，農民工與城-城流動人口多維相對貧困發生率和多維相對貧困指數差距較大的省份依次是北京、上海、天津、山西和青海，說明在這5個省市的農民工的現實境況與城-城流動人口的差距更為顯著。其中，北京、上海、天津位于東部地區，山西位于中部地區，青海位于西部地區，即東部地區的差距最大，中部和西部次之，東北地區最小，這與按照東、中、西和東北地區的分解測算后的排序結果一致，證實了測度結果的穩健性。另一方面，如果對各個省份按照城-城流動人口的多維相對貧困發生率由高到低進行排序，上海、北京、天津依次位于第1至第3名，即東部三個直轄市城-城流動人口的多維相對貧困發生率最低，且遠遠低于其他省份；如果對各個省份按照農民工的多維相對貧困發生率由低到高進行排序，北京、上海和天津分列第1名、第2名和第9名，即東部三個直轄市農民工的多維相對貧困發生率相對其他省份而言也比較低。但是，與城-城流動人口的情況不同，東部三個直轄市農民工的多維相對貧困發生率并未同其他省份拉開非常大的距離。

因此，在經濟社會發展較快的區域，農民工與城-城流動人口的多維相對貧困狀況在各自群體內部均是最好的；但是就兩個群體的對比而言，農民工卻是落后于城-城流動人口最多的。同時，經濟社會發展水平較高的東部地區的農民工，多維相對貧困發生率和多維相對貧困指數與其他區域的農民工相比均較低，多維相對貧困程度較輕，說明在東部地區務工的農民工相較其他地區的農民工而言能夠分享到更多的經濟社會發展成果。但是，與城-城流動人口的對比結果顯示，在農民工自身群體內多維相對貧困狀況相對較好的區域，其與城-城流動人口的差距卻是最大的。這說明，在經濟發達地區的農民工相對其他地區的農民工而言雖然能夠獲得相對更多的經濟社會發展成果分享，但是相對處于城鎮戶籍與相關福利體系覆蓋范圍之內的城-城流動人口而言，雖然同為流動人口，但是農民工的分享明顯不足，無法更多地從經濟社會發展中獲得相應的收益，從而呈現更為嚴重的多維相對貧困狀況，與城-城流動人口之間存在著普遍且顯著的差距。因此，區域和群體之間發展的不平衡已經成為農民工群體實現自身發展的阻力，提高發展的平衡性、協調性、包容性是推進農民工多維相對貧困治理和朝著共同富裕目標扎實邁進的必然選擇。

表5 農民工與城-城流動人口30%和40%水平下的多維相對貧困差距

表6 各維度和指標的致貧貢獻情況

五、農民工多維相對貧困的致貧因素分析

(一)農民工多維相對貧困相關維度和指標的分解與貢獻

在30%和40%的臨界值水平下，進一步對農民工的多維相對貧困指數進行維度和指標的分解，得到各個維度和指標的絕對致貧貢獻值和致貧貢獻率，并按貢獻大小進行排名。

結果顯示，住房、社會保障和教育維度的貢獻度排名均居前三，各個維度的貢獻率均大于16%，這三個維度的貢獻率之和超過一半，表明農民工面臨的現實困境可以集中歸因于住房、社會保障和教育這三個維度。其次，就業、健康和社會融入維度的貢獻率也均在10%以上，對農民工的多維相對貧困狀況影響也較為顯著。最后，排名居末的收入維度的貢獻率不足1%，影響較為微弱。上述分析說明，農村勞動力以農民工的形式進入城鎮從事非農務工經營能夠有效改善收入狀況，實現對收入維度下相對貧困的擺脫，但是難以實現多維條件下的有效相對減貧。這表明，農民工群體的增收動力較為充沛，但是在獲得基本公共服務方面存在明顯短板。面對城市的高房價、高物價，農民工群體普遍采取的是長期在城鎮務工增收但不放棄農村戶籍和在農村戶籍地的既有權益的做法。農民工的“長期居住意愿”和“戶口遷入意愿”兩個指標的貢獻值均較高，標明農民工群體落戶城鎮的主觀意愿十分有限，農民工群體落戶城鎮的積極性不高，整體呈現出在鄉城之間和不同城市之間頻繁遷徙流動的狀態[31]，因而難以納入主要以戶籍為載體的城鎮社會保障和福利體系。因此，補齊針對農民工群體的基本公共服務短板，給予其在城鎮的勤勞奮斗以堅實的社會保障，助力其進一步融入城鎮，將有力推動更多農民工邁入中等收入群體并通過持續增收穩定在中等收入群體，實現在促進農民工群體可行能力提升與發展中邁向共同富裕。

表7 農民工多維相對貧困影響因素的logit模型回歸結果

(二)農民工多維相對貧困的致貧因素分析

由于多維相對貧困指數本身已經涵蓋了農民工教育、健康、就業等諸多方面的因素，這些因素在前文已經通過分解的方式分析了其對多維相對貧困的影響，無法再納入回歸模型中進行分析，應采用多維相對貧困測度體系之外的變量進行計量回歸分析[22]。因此，本節所甄選的變量不再考慮農民工在收入、教育、社會保障、就業、健康和社會融入等方面的情況，而重點選取多維相對貧困測度指標體系范圍之外的變量，探討各類人口特征變量和社會經濟特征變量對農民工多維相對貧困的影響，以進一步挖掘各類關鍵致貧因素。本文采用Logit模型對農民工多維相對貧困的各類影響因素進行計量分析，將農民工的多維相對貧困指數M0作為被解釋變量，該變量是離散型的二值選擇變量(binary choices)。設Poverty代表被解釋變量農民工的多維相對貧困指數M0，其包含兩類事件發生的概率，取值1代表陷入多維相對貧困，取值0代表未陷入多維相對貧困。解釋變量選取性別(gender)、年齡(age)、年齡的平方(age2)、婚姻狀態(marry)、務工區域(area)、原戶籍地(hometown)、流動范圍(flowarea)、流動方式(flowstyle)、流動時間(flowtime)、子女數量(children)和流入地家庭規模(family)11個變量。計量分析結果顯示，模型回歸結果顯著性較強，解釋變量符號基本符合預期且具有穩健性。

根據上述回歸估計結果，對各個因素對農民工多維相對貧困的影響機制分析如下：

第一，從性別變量的影響來看，性別屬性對農民工多維相對貧困的影響不顯著，說明農民工陷入多維相對貧困的概率不受性別因素的影響。

第二，從年齡變量的影響來看，綜合年齡(age)和年齡的平方(age2)兩個變量，由于年齡的平方(age2)變量系數為正，年齡(age)變量的系數為負，因此，農民工年齡因素對其多維相對貧困的影響呈正U型分布。通過計算年齡(age)和年齡的平方(age2)兩個變量的平均邊際效應，可得到年齡影響正U型分布的頂點約為34-35歲，說明農民工陷入多維相對貧困概率的最低點出現在34-35歲，在34-35歲之前，隨著年齡的提升，其工作經驗、財富積累和體能智力等方面均處于顯著提升階段，就業機會也較為豐富，陷入貧困的概率逐步下降，在34-35歲時農民工陷入貧困的概率降至最低；超過34-35歲之后，隨著年齡的上升，農民工的勞動能力特別是從事體力勞動的能力逐步下降，健康風險和家庭負擔也逐步累加，一系列因素使其陷入貧困的概率逐步上升，并隨年齡的增大而升高。因此，農民工的老齡化將會極大地影響其多維相對貧困狀況，使其陷入多維相對貧困的概率增加。

第三，從婚姻狀態的影響來看，婚姻狀態對農民工的多維相對貧困狀況影響顯著，表明在給定其他變量的情況下，已婚農民工陷入多維相對貧困的概率高于未婚農民工，而對于已婚的農民工，婚姻狀態越不正常，其陷入多維相對貧困的概率越高。這說明穩定的婚姻能夠對家庭成員的發展與境況改善提供穩定的物質和精神支持，有利于農民工跳出多維相對貧困陷阱，婚姻方面的變故和情感狀態的不確定性極大地增加農民工陷入多維相對貧困的風險。

第四，從務工區域因素的影響來看，務工區域變量的回歸估計結果高度顯著，說明隨著務工區域按照東、西、中和東北的次序遞進，農民工陷入多維相對貧困的概率在逐步上升。東部地區農民工陷入多維相對貧困的概率相對其他地區最低，西部次之，中部再次，東北地區最高。這從另一個角度驗證了區域之間發展的不平衡對農民工多維相對貧困狀況的影響。

第五，從原戶籍地變量的影響來看，其對農民工的多維相對貧困狀態影響顯著，說明農民工的原戶籍地每按照東、西、中和東北的次序遞進一個區域，農民工陷入多維相對貧困的概率就會相應增加，說明當前中國經濟社會發展的區域不均衡對來自不同區域的農民工有著深刻影響。農民工在區域之間的遷徙流動和務工經營及其多維相對貧困狀態不僅受到流入區域各方面經濟社會因素的影響，而且也受到原戶籍地區域差異的影響。但是，通過比較務工區域變量與原戶籍變量的回歸結果，前者的幾率比顯然高于后者，說明在多維相對貧困的區域影響方面，流入地的影響要大于流出地。

第六，從流動范圍的影響來看，包括跨境、跨省、省內跨市、市內跨縣四種類型，按照遷移范圍的由遠及近依次排列。回歸結果顯示流動范圍變量對農民工的多維相對貧困影響顯著，說明農民工流動遷徙的距離越遠，其陷入多維相對貧困的概率越大。這是因為我國的各種社保福利和基本公共服務均是按照城鄉以及行政區域進行分割提供。這種分割會隨著行政區域之間距離和范圍的擴大而愈發嚴重，即不同省份之間的分割要顯著大于同一省份內不同市域之間的分割，同一省份內不同市域之間的分割要顯著大于同一市域內不同縣域之間的分割。因此，農民工的遷徙流動距離原戶籍地越遠，則越難以得到原戶籍地社保福利和基本公共服務體系的覆蓋，其陷入多維相對貧困的概率就越大。

第七，從流動方式的影響來看，流動方式變量對農民工的多維相對貧困狀況影響顯著，非獨自流動農民工陷入多維相對貧困的概率顯著高于獨自流動農民工，首次流動選擇獨自流動方式的農民工在各方面的負擔較輕，遷移和就業的靈活性更強，從而能夠更加有效地降低陷入多維相對貧困的概率。

第八，從流動時間的影響來看，流動時間變量對農民工多維相對貧困的影響顯著，說明隨著農民工在外流動時間變長，其陷入多維相對貧困的概率逐步下降。這是由于隨著農民工在外流動時間變長，其通過務工經營積累的物質資本以及通過“干中學”積累的人力資本、社會關系等越來越豐富，這些都有利于提升農民工在多個維度下改善自身境況的能力，從而降低陷入多維相對貧困的概率。

第九，從子女數量的影響來看，子女數量變量對農民工的多維相對貧困影響顯著，說明隨著子女數量的增加，農民工陷入多維相對貧困的概率迅速上升。可見，在當前子女養育成本高企的現實條件下，需要撫養的子女數量會同時從住房、就醫、入學、收入等多個方面產生影響，對于農民工多維相對貧困狀況的影響十分明顯。

第十，從流入地家庭規模的影響來看，流入地家庭規模變量對農民工的多維相對貧困狀態影響顯著。回歸結果顯示，隨著農民工在流入地家庭規模的擴大，其陷入多維相對貧困的概率將降低。這是由于較大的流入地家庭規模將在就業信息、飲食起居、子女照料、精神撫慰、技能傳授等方面給予農民工更大的支持，從而在一定程度上彌補流入地基本公共服務方面的缺失，降低其陷入多維相對貧困的概率。

六、結論與建議

本文使用國家衛健委2016年全國流動人口動態監測數據(CMDS)，構建了適應農民工等流動人口群體特點的多維相對貧困測度指標體系，運用Alkire-Foster方法對農民工和城-城流動人口的多維相對貧困狀況進行識別、測度、分解和比較，并采用Logit模型對農民工多維相對貧困的各類致貧因素進行計量分析，對影響農民工群體邁入中等收入群體、邁向共同富裕的各類影響因素進行了系統研究。研究結果顯示：第一，農民工群體在收入增長方面相對城-城流動人口面臨更大的阻力和瓶頸，這些阻力和瓶頸主要是由于農民工和城-城流動人口雖然同為外來流動人口，但是戶籍身份的不同使二者在當前的城鄉二元制度體系下處于兩個不同的社會福利與保障體系中，城-城流動人口相對農民工而言擁有更為優越的原生基礎和發展條件，農民工雖然增收動力較為充沛，但是在獲得住房、社會保障和教育等基本公共服務方面存在明顯短板，負擔明顯更重，面對城市的高房價、高物價，落戶城鎮的主觀意愿有限，因而農民工相對于城-城流動人口而言表現出更為嚴重的多維相對貧困狀態，不利于更多農民工通過在城鎮的勤勞奮斗扎實邁入中等收入群體并穩定在中等收入群體；第二，綜合多維相對貧困的區域分解結果以及原戶籍地、務工區域和流動范圍因素對多維相對貧困狀況的影響，區域和群體之間發展的不平衡已經成為農民工群體實現自身發展的顯著阻力，基本公共服務按照城鄉以及行政區域進行分割提供對于以流動遷徙為常態的農民工而言是導致其陷入多維相對貧困的重要因素，其中住房、社會保障和教育因素的致貧影響最為顯著；第三，年齡因素對農民工多維相對貧困狀況的影響呈正U型分布，農民工陷入多維相對貧困概率的最低點出現在34-35歲。在中國的就業市場，多數就業機會的年齡限定為35歲及以下。當農民工年齡超過35歲，就業機會出現快速下滑，并且隨著年齡的上升，農民工的勞動能力特別是從事體力勞動的能力在逐步下降，健康風險和家庭負擔也逐步累加。因此，農民工的老齡化將會極大地影響該群體的多維相對貧困狀況；第四，婚姻狀態、子女數量、流入地家庭規模對農民工的多維相對貧困狀況影響顯著，健康的精神生活、穩定的家庭狀態和有力的子女撫養支持對促進農民工群體的全面發展和增收致富十分重要。

進城農民工是中等收入群體的重要來源(1)習近平.扎實推動共同富裕[J].求是,2021(20):4-8.。基于實證研究得到的結論，從多維視角推動農民工相對貧困治理，助力更多農民工邁入中等收入群體、邁向共同富裕的關鍵在于：第一，適時調整市民化戰略目標，由推動戶籍市民化轉向常住市民化，由促進城鎮戶籍人口增長轉向常住人口增長，扎實推動基本公共服務和公共資源按常住人口分配，弱化以戶籍為載體的城鎮公共服務配置功能，真正將長期在鄉城之間和不同城市之間流動的農民工群體納入城鎮社會保障與福利體系，實現農民工同城鎮戶籍居民在住房、社會保障和教育等維度的待遇平等，助力農民工在城鎮的自我發展與融入；第二，完善中央與地方、人口遷出地政府和人口遷入地政府之間的財政成本分擔機制，提高對農民工流入城市特別是各類中小城市和中西部重點城市在提升基本公共服務質量方面的支持，推動基本公共服務在區域之間的均等化，重點還在于要提升養老、醫療等基本公共服務在鄉城和不同城市之間接續轉移和使用的便利化程度，消除農民工在流動遷徙中實現自我發展和增收致富的制度障礙，減少區域發展不平衡對農民工依靠自身努力實現自身全面發展和擺脫多維相對貧困的不利影響；第三，重視農民工老齡化問題，一方面要進一步完善針對農民工群體的職業技能培訓體系，將農民工作為重點納入我國現代職業教育體系建設和發展戰略中，提升大齡農民工在產業結構升級和數字技術革命條件下對新經濟、新業態、新技術用工需求的適應能力，助力其隨年齡增長順利實現技能積累、個人發展和職業轉換，增強自身可持續發展能力；另一方面要杜絕“35歲”等就業市場年齡歧視現象，通過修訂《勞動法》《勞動合同法》等法律法規和開辟相關法律救濟、行政救濟渠道，消除年齡對年富力強、經驗豐富的大齡農民工就業和職業發展的不良限制；第四，重視農民工的家庭和心理問題，構建農民工家庭與心理問題幫扶救助體系，助力農民工家庭穩定和睦與精神生活健康豐富，重點在于加大城鎮教育資源對農民工隨遷子女的供給，通過街道社區、志愿者服務等方式為農民工隨遷子女在智力、身體和心理等方面的健康成長提供支持，減輕農民工家庭的子女撫養負擔，增強其對務工所在城鎮的認同感和融入感，充分發揮家庭和精神因素在促進農民工群體全面發展、實現多維相對減貧和邁向共同富裕方面的重要作用。