家庭化遷移對農民工相對貧困的影響研究

姜春云

摘 要：勞動力遷移與貧困之間的關系已被廣泛討論，但是鮮有關于家庭化遷移與農民工相對貧困關系的研究。采用2017 年中國流動人口動態監測數據，綜合運用計量分析模型討論家庭化遷移對農民工相對貧困的影響。結果表明：家庭化遷移會顯著提升農民工相對貧困的程度;家庭化遷移可能會導致農民工在就業方面陷入不利狀況（就業不穩定、工作收入低），進而影響其相對貧困的程度;家庭化遷移對農民工相對貧困的影響在不同性別、出生世代和受教育程度中存在明顯的異質性。因此，需要從整體提升農民工家庭的家庭發展能力和重點改善農民工群體的就業狀況兩方面出發，以緩解家庭化遷移對農民工相對貧困的不利影響。

關鍵詞：家庭化遷移;農民工;相對貧困;家庭壓力;就業劣勢

中圖分類號：F328;C921 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2024）01-0018-08

雖然我國2020 年底歷史性地解決了現行標準下的絕對貧困問題，但是我國發展不平衡不充分問題仍然突出，相對貧困問題依舊會持續存在。與絕對貧困相比，相對貧困表現出人口基數大、貧困維度廣、致貧風險高等特點。因此，在“后扶貧時代”，相對貧困將成為貧困治理的主戰場。在經濟社會快速轉型過程中，我國的人口遷移實現了從“鄉土中國”向“遷徙中國”的轉變，中國農民工群體總量迅速攀升，已從國家統計局建立農民工統計監測調查制度初始年份2008 年的22 542 萬人增加到2020年的28 560 萬人。但現實情況是，大量農民工由于無法平等享受城市教育、醫療、養老等基本公共服務和社會保障，進而在收入等方面受到多維剝奪，相對貧困的發生率偏高[1] 。相關研究也討論了包含醫療保險等基本公共服務在內的制度性因素對農民工相對貧困的影響[2] 。同時，在這一過程中農民工配偶、子女以及其他家庭成員的隨遷現象愈發明顯[3] ，該趨勢的強化對農民工的居留意愿乃至市民化意愿具有重要意義，故而在遷徙中國背景下討論農民工相對貧困問題也需要關注流動家庭方面的影響因素。因此，本文將聚焦家庭化遷移與農民工相對貧困的關系，重點討論：家庭化遷移在多大程度上影響農民工的相對貧困？ 這種影響具體的作用路徑是什么？ 這種影響會在不同群體之間存在異質性嗎？ 對于這些問題的討論，將有助于把握家庭側快速市民化進程的重要動因，進而有助于切實提升以人為本城鎮化的發展質量。

一、文獻綜述

目前關于勞動力遷移與貧困的關系討論，主要集中于勞動力遷移與家庭貧困的關系，且已有的兩類主要研究尚未達成一致結論。其中，主導性的觀點是勞動力遷移能夠緩解家庭貧困。該觀點認為勞動力遷移是個人的一種人力資本投資，有助于遷移者工資性收入的獲得[4] ，由此產生的匯款行為有助于提升農村家庭收入，而由于遷移使得遷移者接觸城市的生活方式，促使其生活觀念的更新，有助于家庭對各類健康醫療保險的投入。遷移帶來的豐富社會網絡會讓家庭更有意識地進行子代的教育投資，進而提高家庭人力資本[5] 。在相關實證研究中，基于貧困地區的調研數據發現，貧困地區農村勞動力流動具有多維減貧效應，并主要表現在對貧困農戶的家庭收入水平、生活水平等物質經濟方面的積極影響[6] 。同時，部分研究發現，勞動力遷移亦能夠有效緩解家庭貧困發生的可能性，且對欠發達地區農戶的客觀收入貧困和主觀感受貧困均表現出明顯的緩解作用[5] 。另外，部分實證研究則認為勞動力遷移會加劇家庭貧困。從經濟資本的角度來看，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[7] ;從人力資本的角度來看，人口流出伴隨著人才流出，這直接導致流出地人力資本的損失。部分實證研究基于湖北省四大片區的農戶調研數據，發現勞動力遷移會對農村家庭貧困產生消極影響，主要原因是遷移帶來的農村剩余勞動力不足和家庭經濟共享不足抑制了農村家庭發展，故而不利于家庭的貧困消解[8] 。

此外，涉及家庭化遷移與貧困關系的討論表明，流動家庭結構不同會導致青年農民工工作貧困的可能性存在差異，具體表現為相較于夫妻共同流動，“夫妻與子女”以及“夫妻、子女和父母”共同流動會使得青年農民工工作貧困的可能性更高[9] 。

在關于家庭因素與貧困的關系研究中，家庭結構的影響效應被廣泛討論[10] 。一類觀點是基于家庭結構與貧困無關系的假設。有關美國的研究表明，家庭結構差異對兒童和西班牙裔美國人貧困的影響自20 世紀90 年代以后不再顯著存在[11] ;基于國內福建省的調研數據也發現，諸如0～6 歲、7～15歲以及16～25 歲的家庭成員數量對于農戶貧困均不存在顯著影響[12] 。另一類觀點是基于家庭壓力理論的假設。相關研究表明，家庭中未成年人以及家庭成員數量較多，可能導致家庭陷入收入貧困狀態[13] ，并且，家庭中幼年子女和老人數量多會使農戶陷入多維貧困狀態的可能性增加[14] 。

已有的研究成果對本文具有很強的借鑒意義，但是筆者認為依舊存在尚待拓展的空間。其一，以往的研究更多是將遷移視作個人的經濟理性行為，并且“遷移”和“貧困”現象存在流入地和流出地的空間差異。但是，家庭化遷移將“遷移”和“貧困”現象共同置于流入地的場域中，因而兩者之間的關系值得被重新關注。其二，以往的研究所關注的貧困問題本質上屬于絕對貧困問題，缺乏對于相對貧困問題的討論，而相對貧困具有長期性、相對性、不平等性等特點，因而在流入地處于相對弱勢地位的農民工群體的相對貧困問題更值得關注。其三，已有研究關于家庭化遷移與相對貧困的關系討論幾乎闕如，少量關注家庭化遷移與貧困關系的研究中家庭化遷移相關因素往往被作為控制變量，對兩者之間的關系缺乏深入分析，且所呈現出的結果也缺乏穩健性，因而需要更具科學性和針對性地深入分析。

基于此，本文采用具有全國代表性的數據討論家庭化遷移與農民工相對貧困的關系，力圖在以下方面有所貢獻：其一，將研究視角轉向家庭，重點討論家庭化遷移對農民工相對貧困的影響效應;其二，使用具有全國代表性的權威調查數據，并采用工具變量法，克服內生性問題，使得研究結論更加可靠;其三，深入討論家庭化遷移對農民工相對貧困影響的中介和調節機制，以期為“后扶貧時代”緩解農民工群體相對貧困問題提出更加合理的政策建議。

二、理論分析與研究假說

在家庭化遷移趨勢愈發明顯的背景下，家庭因素對農民工自身相對貧困的影響不言而喻。以往關于貧困的研究中，家庭結構是一個重要的影響因素，相關理論解釋涉及經濟剝奪理論、父親缺席理論以及家庭壓力理論等[10] 。其中，家庭壓力理論對于本文的分析具有重要的指導意義。下面將基于家庭壓力理論就家庭化遷移與農民工相對貧困的關系進行理論分析并提出研究假設。

1. 家庭壓力理論是根據以往有關家庭壓力以及危機理論為基礎所建構的分析框架，并給“家庭壓力”作出了簡潔明確的定義，具體是指“家庭面臨危機時由于資源匱乏所產生的壓力”，家庭中生活事件和慢性壓力源是家庭壓力的兩個重要因素，前者更多表現為重要的轉折性事件，后者更多表現為反復出現或者持續存在的生活環境，比如角色壓力、經濟壓力和社會地位不一致等[15] 。家庭壓力除了來源于家庭解體，也來源于家庭規模的擴大和家庭功能的實現。由于不同家庭結構會帶來不同家庭功能的實現需求，尤其是幼年子女和老人所帶來家庭照料活動會使得個體勞動參與的可能性下降，陷入貧困的可能性有所增加[14] 。按照這一邏輯，在家庭化遷移的背景下，流動家庭中的成員數量會有所增加，進而使得農民工面臨子女照料和長輩照料、流動兒童入學、就醫等問題，使得農民工從“單打獨斗”的角色轉變為“為家奮斗”的角色，使其面臨更大的家庭壓力。這一情況一般認為會影響到農民工的工作投入及回報，影響其客觀的經濟收入。比如，子女隨遷所帶來的家庭照料負擔會使得青年農民工陷入工作貧困的可能性增加。此外，這也會在更大程度上加大農民工為了實現各類家庭功能而與流入地市民的互動頻率，從而更多感受到與流入地市民之間的差距。據此，提出如下假說：

H1：家庭化遷移會加深農民工相對貧困程度。

2. 家庭壓力理論還重視家庭不平衡因素所產生的紐帶作用，這些家庭不平衡因素會導致農民工承受一定強度的家庭壓力。農民工進入城市大多受經濟因素驅動，而流動家庭所帶來的責任和壓力則會使其陷入不同程度的家庭工作沖突之中，而使其在工作場域中人力資本積累和社會網絡維系受到負面影響，因而家庭化遷移會使得農民工在就業等方面陷入不利地位，比如勞動參與可能性降低、收入降低或者就業質量下降[16] 。相對較差的就業狀況會加劇家庭化遷移的農民工和其他群體之間的收入不平等，從而陷入程度更深的相對貧困狀態。因此，家庭化遷移可能會通過加劇農民工在就業方面的不利狀況，而使其陷入相對貧困。據此，提出如下假說：

H2：就業劣勢在家庭化遷移和農民工相對貧困之間起中介作用。

3. 家庭化遷移對農民工相對貧困的影響還可能受到有關先賦型和后致型因素的影響。其中，先賦型因素中性別和出生世代尤其值得關注。研究表明傳統的父權制會在流動過程中得到重構，傳統的家庭性別分工會繼續存在[17] ，使得男性和女性在流入地勞動力市場的表現存在差異[18] ，進而可能使得男女兩性陷入不同程度的相對貧困。其中，女性在流動家庭中依舊是家庭照料責任的主要承擔者，可能會面臨更加尖銳的工作家庭沖突，進而陷入程度更深的相對貧困。此外，出生世代不同的農民工在自然屬性與社會屬性方面存在差異，使其面臨的家庭現實狀況存在差異。老一代農民工可能面臨更加復雜的家庭結構，而新生代農民工所面臨的家庭結構則相對簡單，使得老一代農民工需要承擔的家庭壓力相較于新生代農民工更大，其陷入相對貧困的程度會相對更深。后致型因素中受教育程度的作用不容忽視，其在很大程度上代表了農民工的人力資本存量，具有較高人力資本存量的農民工在勞動力市場的競爭力更強，就業狀況相對更好[18] ，人力資本所帶來的經濟回報使其更加有能力應對家庭壓力所帶來的消極影響，使其陷入相對貧困的程度較低。據此，提出如下研究假說：

H3a：相比于女性農民工，家庭化遷移對男性農民工相對貧困的影響更小。

H3b：相比于老一代農民工，家庭化遷移對新生代農民工相對貧困的影響更小。

H3c：相比于受教育程度低的農民工，家庭化遷移對受教育程度高的農民工的相對貧困影響更小。

三、研究設計

（一）數據來源

文章所采用的研究數據主要是基于PPS 抽樣的覆蓋全國31 個省區市（不含港澳臺地區）和新疆生產建設兵團的全國流動人口動態監測調查數據（China Migrants Dynamic Survey）。本文主要使用該調查數據項目2017 年的調查數據，選擇該數據主要基于如下考慮：（1）這一數據范圍覆蓋省份廣，抽樣方法科學合理，具有較好的全國代表性;（2）這一數據能夠提供反映家庭不平衡因素，即就業劣勢的相關信息。基于研究目的，本文以“年齡屬于18 ～60歲”“工作狀態屬于在業”“就業身份屬于雇員”“戶籍性質屬于農業”為條件對調查對象進行篩選，在刪除缺失值和奇異值后，最終獲得57 349 個樣本。

（二）變量設置

1. 被解釋變量：相對貧困。自20 世紀90 年代起，中國學術界逐步引入相對貧困的概念，并認為相對貧困將成為我國反貧困工作的主要方面。但是，由于相對貧困的界定是依賴人們的價值判斷和價值標準，導致國內學界對其理解仍然模糊且存在分歧。本文主要從收入不平等的角度出發，以Kakwani指數衡量相對貧困。

2. 解釋變量：家庭化遷移。相關研究顯示家庭化遷移是農民工群體呈現出來的漸進式變化，并且表現出“夫妻—子女—夫妻與子女”的基本順序[3] 。

根據這一判斷，筆者將流動家庭中同住成員數量≥2 人，界定為家庭化遷移;流動家庭中同住成員數量<2 人，界定為非家庭化遷移。此外，為了避免上述分類結果帶來的模型偏誤，本文還以流動家庭規模和流動家庭結構來衡量家庭化遷移，并進行穩健性檢驗。

3. 中介變量：就業劣勢。根據問卷“您在本地主要有哪些困難”一題來進行測度，考慮到信息可得性，主要根據“收入太低”和“難以找到穩定的工作”的選擇情況，來反映農民工就業劣勢的工作收入和就業穩定性兩個方面。

4. 控制變量。結合已有研究，控制了個體層面、家庭經濟層面和流動層面的相關影響因素。其中，個體因素主要包括性別、年齡、出生世代、民族、婚姻狀況、受教育年限和健康狀況;家庭因素主要包含家庭經濟狀況和單位補貼;流動因素主要包含流動范圍、流動原因和流動時長。詳細情況如表1所示。

（ 三）模型設定

由于因變量為農民工相對貧困，以Kakwani 相對剝奪指數來衡量，其取值范圍為0～1，屬于連續型變量，經檢驗并不存在明顯的左或右歸并的現象，故而并未使用Tobit 模型，而采用OLS 模型進行基準估計。基準回歸的計量模型如下：

povertyi =β0 +β1familyi +β2Zi +ε（1）

其中，下角標 i 表示農民工個體，poverty 代表因變量（農民工的相對貧困程度），family 代表核心自變量（家庭化遷移），Z 代表控制變量（個體、家庭經濟和流動層面），β0 代表常數項，β1 表示核心自變量的回歸系數，β2 表示各類控制變量的回歸系數，ε 表示殘差項。此外，式（1）也將被用于后續的穩健性檢驗的分析。

為了進一步分析家庭化遷移影響農民工相對貧困的作用機制，本文使用逐步檢驗法，驗證就業劣勢在家庭化遷移與農民工相對貧困之間的中介作用，故而在式（1）的基礎上設置以下計量模型，構建了中介效應模型：

mediumi =γ0 +γ1familyi +γ2Zi +ε（2）

povertyi =θ0 +θ1familyi +θ2mediumi +θ3Zi +ε（3）

其中，mediumi 表示第i 個農民工的就業劣勢狀況（工作收入低和就業不穩定），γ0、γ1、γ2、θ0、θ1、θ2 和θ3 為系數項，其他變量說明同式（1）。衡量就業劣勢的兩個變量為二分類變量，本文采用線性概率模型（LPM）進行估計。在β1 顯著的情況下，γ1 和θ2顯著且符號為正，說明存在中介效應。

此外，為了進一步討論家庭化遷移對農民工相對貧困的關系是否會受到調節變量的影響，本文設置如下計量模型：

povertyi = α0 +α1 familyi +α2 adjusti +α3family ×adjusti+α4Zi +ε（4）

其中，adjust 表示調節變量，主要包含性別、出生世代和受教育程度，family×adjust 表示核心解釋變量與調節變量的交互項，α0、α1、α2、α3 和α4 為系數項，其他變量說明同式（1）。

四、實證研究與結果分析

（一）基準回歸

表2 顯示家庭化遷移對農民工相對貧困影響的估計結果。列（1）中僅納入家庭化遷移這一核心解釋變量，結果表明家庭化遷移與農民工的相對貧困程度之間具有顯著的正相關關系，即相較于獨自流動，家庭化遷移使得農民工的相對貧困程度增加0. 005 個單位。在逐步納入個體特征、家庭經濟特征和流動特征后，列（4）的結果表明家庭化遷移對農民工相對貧困的影響依舊在1%的顯著水平上呈現正向影響。在保持其他變量不變的情況下，家庭化遷移農民工的相對貧困程度比獨自流動的農民工高0. 047 個單位。故而，假設H1 得到驗證。正如前文分析，家庭化遷移使得農民工家庭成員增多，為實現更為多樣的家庭功能，而承擔更多的家庭壓力，從而使其就業受限，加劇其相對貧困程度。

從控制變量的估計結果來看，在個體特征中，除了政治面貌以外，其他變量均表現出不同程度的顯著影響。具體表現為：男性、新生代、漢族、健康農民工更加不容易陷入相對貧困，而有配偶的農民工更加容易陷入相對貧困。農民工的年齡每增加1歲，其相對貧困程度上升0. 001 個單位。受教育年限每增加1 年，農民工相對貧困的程度下降0. 004個單位。在家庭經濟特征中，家庭月收入越高，農民工相對貧困程度相對越低，并且就業單位為家庭成員提供補貼亦能夠有效緩解農民工的相對貧困。在流動特征中，跨省流動和經濟因素驅動型的農民工相對不容易陷入相對貧困。

（二）作用機制分析

就業劣勢在家庭化遷移與農民工相對貧困之間是否具有中介作用需要進一步分析（ 見表3）。根據前文式（ 2） 和式（ 3） 進行檢驗。列（5）、列（6）和列（7） 分別代表工作收入低模型、就業不穩定性模型和聯合模型。列（5） 和列（6）中家庭化遷移變量均在1%的統計水平上表現出顯著性，即家庭化遷移能夠導致農民工出現工作收入低和就業不穩定等問題。在聯合模型中，家庭化遷移、工作收入低和就業不穩定變量均在1%的統計水平上具有顯著性，反映就業劣勢的兩個變量，即工作收入低和就業不穩定均使得農民工相對貧困的程度有所提升，具體表現為相較于工作收入和就業穩定性較好的農民工，工作收入低和就業不穩定的農民工相對貧困程度高0. 042 和0. 024 個單位。從列（4） 和列（7） 的橫向比較來看，家庭化遷移對農民工相對貧困影響的系數從0. 047 下降到0. 039，且列（4） 中家庭化遷移變量依舊顯著，說明存在部分中介效應，證明了農民工在流入地的就業劣勢在家庭化遷移與相對貧困程度之間的關系中起到重要的橋梁和紐帶作用，假設H2 得到驗證。

此外，本部分還檢驗了家庭化遷移對農民工相對貧困的影響，是否會受到性別、出生世代和受教育程度的調節，故設置模型8、9、10 分別進行交換效應檢驗（見表4）。列（8）的結果顯示，家庭化遷移與性別變量的交互項系數為負，且在1%的水平上顯著，表明選擇家庭化遷移的男性農民工相對貧困的程度低于同等情況下的女性農民工，假設H3a 得到驗證。列（9）的結果顯示，家庭化遷移與農民工出生世代的交互項系數顯著為負，且在5%的水平上顯著，表明家庭化遷移對新生代農民工相對貧困程度的負面影響沒有老一代農民工明顯，假設H3b得到驗證。列（10）的結果顯示，家庭化遷移與受教育年限的交互項系數為正，且在5%的水平上顯著，表明家庭化遷移對農民工相對貧困程度的負面影響會因為受教育年限的增加而減弱，表明具有較高人力資本存量的農民工更加有能力應對家庭壓力所帶來的消極影響，使其陷入相對貧困的程度更低，假設H3c 得到驗證。

（三）內生性處理和穩健性檢驗

由于基本模型的估計中可能存在遺漏變量而導致的內生性問題，因而本部分采用2SLS 模型進行估計，選用“流入地流動家庭的平均規模”作為工具變量，該變量能夠反映流入地農民工家庭化遷移的整體情況和趨勢，亦能夠反映出該流入地對農民工家庭化遷移的接受程度，從而會影響農民工家庭的家庭化遷移決策，但其不會直接影響農民工的相對貧困狀況。同時，農民工相對貧困不太可能影響省級層面的農民工家庭化遷移規模。因而，該工具變量能夠滿足工具變量的相關性和外生性要求。表5 中2SLS 模型的估計結果顯示，第一階段估計中的F 值大于10，不存在弱工具變量的情況。在處理內生性問題后，相較于獨自流動，家庭化遷移使得農民工相對貧困的程度提升0. 058 個單位，即在不考慮內生性的情況下，家庭化遷移對農民工相對貧困的影響存在一定程度的低估。

同時，本部分通過變換自變量和因變量的測量方式，來進行一系列的穩健性檢驗。其中，穩健性檢驗1 是通過變換自變量的測量方式，即以流動家庭規模和流動家庭類型來重新衡量家庭化遷移;穩健性檢驗2 是通過變換因變量的測量方式，考慮到農民工城鄉之間的“漂泊者” 的角色，分別使用2017 年城鎮居民人均可支配收入中位數的40%（13 534 元）和農村居民人均可支配收入中位數的40%（4 788 元）為界限來測量相對貧困。具體來看，在穩健性檢驗1 中，流動家庭成員每增加1 人，農民工相對貧困程度增加0. 017 個單位。相較于獨自流動，配偶隨遷、子女隨遷、核心家庭隨遷或直系家庭隨遷均會使得農民工的相對貧困程度有所提升。其中，相較于獨自流動，直系家庭隨遷使得農民工相對貧困程度增加0. 066 個單位，表明流動家庭中“有老有小”的情況會加劇農民工的相對貧困程度，也佐證家庭壓力理論的合理性。此外，在穩健性檢驗2 中，無論是以城鎮居民還是農村居民人均可支配收入中位數的40%來劃分相對貧困，家庭化遷移均對農民工相對貧困表現出顯著的正向影響，即家庭化遷移始終會顯著加劇農民工的相對貧困程度。綜合來看，基準回歸的估計結果具有較好的穩健性。

五、結論與啟示

基于2017 年全國流動人口動態監測數據，實證研究了家庭化遷移對農民工相對貧困的影響，并通過工具變量法來解決因遺漏變量而導致的內生性問題。同時，本文還討論了家庭化遷移對農民工相對貧困的影響路徑，以及家庭化遷移影響效應在不同性別、出生世代和受教育程度的異質性特征，研究發現：其一，家庭化遷移對農民工相對貧困具有顯著的提升作用，在處理內生性的情況下，相較于獨自流動，家庭化遷移使得農民工相對貧困的程度提升0. 058 個單位;其二，家庭化遷移可能會導致農民工在就業方面陷入不利狀況，即出現就業不穩定和工作收入低等問題，進而影響其相對貧困的程度;其三，家庭化遷移對農民工相對貧困的影響在不同性別、出生世代和受教育程度中存在明顯的異質性———家庭化遷移對男性農民工相對貧困的影響較女性農民工更低，對新生代農民工相對貧困的影響較老一代農民工更低，對受教育程度較高的農民工相對貧困的影響較受教育程度較低的農民工更低。

本文嘗試從家庭視角對農民工群體相對貧困問題進行討論，隨著家庭化遷移的趨勢愈發明顯，流動家庭與農民工群體在流入地城市生活密切相關，相對貧困作為其生活狀況不佳的重要表現之一，與流動家庭特征之間的關系亦十分密切。基于上述經驗分析結果，結合我國相對貧困治理的現實背景，文章的研究結論具有重要的政策意涵，具體表現為兩個方面：一方面，政府需要通過強化家庭的發展能力來充分應對各類家庭壓力。由于家庭化遷移對于市民化具有重要意義，因而需要保障城市基本公共服務均等化工作在農民工群體的切實推進，比如保障流動家庭中的“一老一小”的基本服務支持，在制度層面緩解農民工面臨的家庭壓力，進而緩解其相對貧困的程度;另一方面，政府制定有針對性的就業促進政策，改善農民工群體的就業狀況，特別是關注女性農民工、老一代農民工和受教育程度相對較低的農民工，增強這類群體抵御家庭化遷移負向影響的能力。

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責任編輯：關 華