收入貧困和主觀貧困視角下農村勞動力流動減貧效應研究
——來自甘肅省779 個樣本家庭的微觀證據

□梁晶晶，蘇芳霞，杜永強，段 嫚，王 晴

（南京審計大學，江蘇 南京 211815）

1 提出問題

西方古典經濟理論認為勞動力流動能提升家庭收入，緩解流入地和流出地收入不平等的問題，進而緩解貧困。但是團隊小組在調研過程中發(fā)現，盡管被調研地51 個樣本村中勞動力大規(guī)模外流，農村貧困落后的面貌并沒有發(fā)生根本性改變，基礎設施不完善、生活水平不高、不愿意花錢看病、兒童輟學以及“空巢”老人等一系列問題在調研地普遍存在。

大規(guī)模的勞動力外流能否緩解農村家庭貧困？通過什么指標能綜合反映農村家庭的貧困狀況？外出務工者的個人特征以及其流動特征對家庭貧困又有怎樣的影響？如何發(fā)力于這些因素提高農村家庭收入？勞動力流動對甘肅省農村家庭貧困的影響有何特殊性？針對甘肅省當地的特殊情況政府如何實行對該地區(qū)行之有效的政策來鞏固全面脫貧成果？基于上述問題，文章引入家庭收入貧困和主觀貧困的概念。其中收入貧困是以家庭年人均純收入為標準界定的貧困；主觀貧困是為全面反映家庭貧困狀況引入的變量，是貧困人口對其整體生活水平的主觀評價。在此基礎上，通過理論分析和實證分析探究甘肅省農村勞動力外流的減貧效應。

2 文獻綜述

勞動力流動的減貧效應一直是國內外研究關注的重點，目前主流的觀點認為農村勞動力流動具有減貧作用，少部分學者認為勞動力外出務工不利于農村家庭脫貧或其影響具有不確定性。

農村勞動力流動對緩解家庭貧困有積極作用。學者對勞動力流動減貧效應的研究從單一的收入貧困逐步擴展到多維貧困。柳建平和張永麗（2009）利用甘肅省的微觀調研數據進行研究，認為農村勞動力流動能提高家庭絕對收入水平進而緩解貧困。樊士德和朱克朋（2019）對東部沿海地區(qū)欠發(fā)達縣域勞動力流動的減貧效應進行分析，指出農村勞動力流動可以緩解家庭收入貧困和主觀貧困。韓佳麗等（2018）運用連片特困地區(qū)的農戶調查數據，分析勞動力流動對農村家庭多維貧困的影響，得出勞動力外流有助于緩解家庭物質層面多維貧困的結論。

勞動力流動對貧困有消極影響，主要表現為對農村發(fā)展的制約。汪靜（2019）認為，農村勞動力外流會使農村土地大量閑置。李石新和高嘉蔚（2011）認為，高素質勞動力流失阻礙了農村家庭脫貧。

勞動力流動對貧困的影響具有不確定性。其中，楊靳（2006）認為，農村勞動力流動緩解貧困需要一定的條件，主要取決于外流勞動力人均匯款額與其在農村邊際產出的相對大小。李翠錦（2014）運用工具效應法和工具變量法分析農村勞動力遷移對家庭貧困的影響，研究發(fā)現勞動力外流可以緩解中等收入家庭的貧困，但是對低收入和高收入家庭起不到相應的作用。

總的來看，已有研究存在以下不足：一是偏向于研究勞動力流動對收入貧困的影響；二是缺乏對勞動力流動影響貧困的內在機理分析；三是僅借助對微觀數據的實證分析研究勞動力流動的減貧效應；四是僅聚焦于研究勞動力流動能否緩解農村貧困，未具體分析流動特征對貧困的影響。

基于此，文章通過對甘肅省779 份微觀調研數據的實證分析，探究農村勞動力流動對樣本家庭收入貧困和主觀貧困的影響。可能的邊際貢獻如下：一是從收入貧困和主觀貧困兩個角度出發(fā)研究勞動力流動的減貧效應；二是深入分析樣本家庭流動特征和外出務工者個人特征對貧困的影響；三是分析農村勞動力流動的減貧效應在甘肅省的區(qū)域異質性。

3 勞動力流動減貧效應的實證分析：來自微觀調研的證據

3.1 數據來源

甘肅省位于中國西北部，共有貧困人口111 萬人，國家級貧困縣43 個，自2013 年精準扶貧政策實施以來甘肅省貧困人口不斷減少，2018 年共減少貧困人口77.6 萬人，貧困發(fā)生率降低到5.6%。在絕對貧困人口不斷減少的同時，甘肅省越來越關注111 萬貧困人口的脫貧問題。外出務工收入已成為大多數農村家庭的主要收入來源，因此探究勞動力流動對農村貧困的影響十分重要。本次調研選取甘肅省平涼市莊浪縣和天水市甘谷縣的部分村莊進行訪談式調研，選取以上兩個縣作為調研地主要基于以下兩方面因素，一是這兩個縣均為國家級貧困縣，二是調研所選取的村落勞動力流動現狀明顯。莊浪縣調查對象中有勞動力外流的家庭比例達到78.46%，甘谷縣達到80.93%。

本次調研數據共計825 份，有效問卷779 份，有效率94.42%，每份問卷共171 個問題，共涉及15 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、51 個村、825 戶家庭、3 901 人。在有效樣本中，共有716 戶家庭有勞動力外流，占總問卷的91.91%，無外出勞動力家庭63 戶，占比為8.09%。

3.2 指標設計、選擇與描述性統(tǒng)計

為探討勞動力流動對家庭貧困的影響，利用Logistic 模型分析勞動力流動對家庭絕對貧困發(fā)生率和主觀貧困發(fā)生率的影響。Niels Landwehr 等（2005）認為，因變量貧困的界定是按照二分類離散變量。因此采取以下4 種劃分貧困的方式：2010 年我國貧困劃分標準即家庭人均純收入2 300 元/年，2020 年全國脫貧標準即家庭人均純收入4 000 元/年，主觀感受下的絕對貧困，主觀感受下的相對貧困。描述性統(tǒng)計結果如表1 所示。

表1 Logistic 模型中各變量的描述性統(tǒng)計

3.3 計量方法選擇與實證模型建構

勞動力是否流動會影響家庭貧困，流動者的個人特征等因素也會對家庭貧困產生影響。為較全面地分析勞動力流動對家庭貧困發(fā)生率的影響，本部分構建8 個模型，以收入和主觀感覺劃分的貧困作為被解釋變量進行回歸。

模型（1）至模型（4）主要探究家庭有無勞動力流動對4 種劃分方式下的貧困發(fā)生率的影響，針對所有的家庭共779 個樣本。模型（5）至模型（8）主要研究流動者的其他因素對家庭貧困的影響，針對有勞動力流動的家庭共716 個樣本。

研究目的是主要考察農村勞動力流動對家庭貧困發(fā)生率的影響。文章以家庭人均純收入和家庭主觀感受作為劃分貧困標準，將不同標準下的貧困家庭設置為1，非貧困家庭設置為0，鑒于農村家庭貧困變量的二元特征，選取Logistic 二元離散選擇模型來考察農村勞動力流動對家庭絕對貧困和主觀貧困發(fā)生概率的影響，具體見式（1）。

式中：為貧困發(fā)生的概率，1-為貧困不發(fā)生的概率；為模型的參數常數項；、、、…β是該模型的回歸系數，表示在其他自變量取值恒定時該自變量每變動一個單位所引起的Ln()的變化。

Logistic 模型的偏回歸系數為相應自變量變動一個單位所帶來的對數發(fā)生比的改變量，顯然沒有直觀解釋含義，對等式兩邊取e 的指數變換得式（2）。

式（2）表示自變量變動一個單位時，貧困發(fā)生率的變動情況。

3.4 Logistic 模型回歸與結果分析

從表2 回歸結果來看，勞動力流動確實能夠顯著影響家庭貧困。在模型（1）至模型（4）中，勞動力流動的系數均為負，且都達到10%的顯著性水平，表明勞動力流動不論是對家庭收入貧困還是主觀貧困均具有顯著緩解作用，即說明了勞動力流動可以緩解家庭貧困。

分析其他控制變量對家庭貧困的影響。由表2 可知，家庭人均受教育程度系數均為負，在模型（2）至模型（4）中顯著，表明家庭人均受教育程度的提高與家庭貧困呈負向關系。家庭從事農業(yè)生產對2 300 元/年劃分的貧困具有顯著緩解作用，而對4 000 元/年劃分的貧困并不顯著，可見從事農業(yè)生產可以緩解低收入家庭的貧困發(fā)生率，但從事農業(yè)生產會加劇主觀上的家庭貧困。根據調研情況，居民普遍認為務農是貧窮的表現。在模型（3）中，家庭男性人數增多會降低家庭主觀相對貧困，在讀人數、撫養(yǎng)人口數、贍養(yǎng)人口數增加會加劇家庭主觀相對貧困。

表2 勞動力是否外流對家庭貧困的影響

表3 匯報了引入流動者個人和其流動特征之后的模型回歸結果。從流動特征、務工者個人特征和家庭總體特征3 方面分析其對家庭貧困的影響。

表3 流動情況對家庭貧困的影響

3.4.1 流動特征對家庭貧困發(fā)生率的影響

從回歸結果來看，外出務工人員流入東部更能緩解其家庭貧困。在模型（5）、模型（6）以及模型（7）中，外出務工人員流入東部系數均為負，且顯著性較高，表明無論從收入貧困還是主觀貧困的角度，外出務工人員流入東部對其家庭貧困均具有顯著緩解作用。在模型（7）中，流入西部在同樣的顯著性水平下與貧困的負向關系強于西部，即流入西部地區(qū)更能緩解家庭的主觀相對貧困。流動者進入一線城市務工并不能起到緩解家庭貧困的作用。從模型（5）和模型（6）來看，流動者進入一線城市務工的系數均為正，且對主觀貧困的影響不顯著，可能是進入一線城市的生活成本太高，不能為家庭提供足夠的經濟幫助。流動者每年外出務工月數的延長可以抑制家庭貧困。在模型（5）、模型（6）和模型（8）流動者每年外出務工月數中的系數均為負，表明外出務工月數越長，越能夠降低家庭的收入貧困和主觀貧困發(fā)生率。提高流動者月收入具有明顯的減貧作用。在模型（5）至模型（7）中，流動者月收入的系數在較高顯著性水平下為負，可見流動者收入提高可緩解家庭貧困。此外，流動者從事行業(yè)為建筑業(yè)或制造業(yè)在幾個模型中并未得出較為一致的結論，流動者崗位為技術人員，在模型（5）中系數為負，在模型（7）和模型（8）中為正，即以2 300 元/年作為劃分貧困的標準，流動者崗位為技術人員可以緩解家庭收入貧困，但不能緩解家庭主觀貧困。

3.4.2 流動者個人特征對家庭貧困的影響

提高流動者受教育程度可以緩解家庭貧困。在模型（5）中，流動者的文化水平系數為負，且較為顯著，即流動者文化程度提高與家庭收入貧困呈現反向關系。流動者年齡、婚姻狀況、隨遷方式、外出務工人數在模型中與貧困并無明顯關系。

3.4.3 家庭整體特征對貧困發(fā)生率的影響

家庭總人口數增多與貧困發(fā)生率顯著相關，其在以收入劃分貧困的模型中系數為正，即家庭人口數增加會加劇家庭貧困，而在模型（7）中系數為負，即家庭人口數增多與家庭主觀相對貧困為負向關系。家庭男性人數的系數在模型（5）和模型（6）中均為正，即男性人數增加與收入貧困呈正向關系。模型（8）中家庭人均受教育程度系數為負，表明家庭人均受教育程度降低可以緩解家庭的主觀絕對貧困。模型（7）中在讀人數和家庭贍養(yǎng)人口數，是否從事農業(yè)生產系數均為正，即在讀人數和贍養(yǎng)人口數增加均會加劇家庭的主觀相對貧困，從事農業(yè)生產也會使農戶主觀上認為自己更貧困。

4 結論與政策建議

文章通過實證研究發(fā)現，農村勞動力流動可以顯著緩解樣本家庭的收入貧困和主觀貧困。進一步研究表明，流動特征中，外出務工人員流入東部更有利于家庭減貧。但流入一線城市不能起到緩解收入貧困的作用。流動者從事技術含量高的工作能降低家庭貧困發(fā)生率。務工者年外出時間越長、務工收入越高，越有助于緩解家庭貧困。外出務工者個人特征中，其受教育程度越高，越有利于減貧。家庭整體特征中，家庭人均受教育程度的提高能降低家庭貧困發(fā)生率。從事農業(yè)生產可以緩解收入貧困。在讀人數、撫養(yǎng)人口數和贍養(yǎng)人口數增多均會加劇家庭收入貧困。此外，樣本地還存在留守兒童、空巢老人、土地資源閑置及利用效率低等問題。外出務工人員進入城市后在基本生活保障和社會融入等方面也面臨較大困難。基于以上研究結論，提出如下建議。

一是當地應當重視教育，通過勞動力流動緩解甘肅省的貧困。一方面，對在讀學生進行幫扶，貧困家庭的子女在學校接受教育期間，政府應長期提供幫扶，防止其因貧困中斷學業(yè)。著重提高教師薪資待遇、完善當地教育設施，為甘肅省吸引優(yōu)質教育資源。另一方面，重視勞動力的人力資本投資，授人以漁，培訓身無長技的務工人員，讓貧困家庭有能力改善自身的狀況。

二是通過社會保障和有序統(tǒng)籌調動勞動力，減少外出務工者的后顧之憂。一方面，由于勞動力外流，農村存在大量留守兒童和留守老人，政府應當加大社會保障力度，增加對育兒所、學校、醫(yī)院和養(yǎng)老院等機構的投入，幫助貧困家庭解決上學、看病和養(yǎng)老等問題，減少外出務工者顧慮。另一方面，農忙季節(jié)勞動力不足迫使外出務工者返鄉(xiāng)，縮短了其外出時間，因此政府可以在農忙時期有序統(tǒng)籌調動勞動力，最小化勞動力返鄉(xiāng)成本，最大化勞動力利用效率。

三是促進甘肅省土地規(guī)模經營，鼓勵種植經濟作物。甘肅省勞動力大量外流致使土地大規(guī)模閑置，小規(guī)模經營和種植谷物導致農業(yè)生產的高投入和低回報。因此，當地政府應回收閑置土地，促進土地規(guī)模經營。同時，應當根據地區(qū)特征發(fā)展經濟作物，釋放更多土地紅利。