相對收入對中西部地區(qū)農(nóng)村勞動力遷移和再遷移意愿的影響

吳宗燚 張海鵬

摘 要：基于2016—2018年在河南省和陜西省收集的返鄉(xiāng)農(nóng)村勞動力整村全戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logit模型實(shí)證檢驗(yàn)了相對收入對農(nóng)村勞動力遷移和再遷移意愿的影響。研究發(fā)現(xiàn)：相對收入對農(nóng)村勞動力遷移和再遷移意愿的影響方向不同。在控制個人特征變量、家庭特征變量等因素的條件下，相對收入對農(nóng)村勞動力遷移有顯著的負(fù)向影響，而對再遷移意愿則有顯著的正向影響。因此，必要的政策改進(jìn)在于：持之以恒提高農(nóng)村居民收入，縮小農(nóng)村內(nèi)部的收入差距；落實(shí)收入分配制度改革，加大面向農(nóng)村農(nóng)民的收入再分配政策力度；健全農(nóng)村低收入人口常態(tài)化幫扶機(jī)制，關(guān)注農(nóng)村特殊困難群體。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村勞動力遷移；Logit模型；相對收入

基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“健全城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機(jī)制研究”（21AZD035）。

［中圖分類號］ F323.6 ［文章編號］ 1673-0186（2023）009-0027-019

［文獻(xiàn)標(biāo)識碼］ A? ? ? ［DOI編碼］ 10.19631/j.cnki.css.2023.009.002

作者簡介：吳宗燚，中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策；張海鵬（通信作者），中國社會科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所研究員，博士生導(dǎo)師，研究方向：農(nóng)村發(fā)展、城鄉(xiāng)關(guān)系、林業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策。

黨的二十大報告明確指出，中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化［1］。然而，現(xiàn)階段促進(jìn)共同富裕，最艱巨最繁重的任務(wù)仍然在農(nóng)村［2］。具體而言，實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕長遠(yuǎn)目標(biāo)的重點(diǎn)和難點(diǎn)在農(nóng)民，特別是低收入農(nóng)民［3］。因此，有效提高農(nóng)村居民收入水平，縮小收入差距是扎實(shí)推動農(nóng)民農(nóng)村共同富裕的關(guān)鍵所在。但值得注意的是，當(dāng)前農(nóng)村內(nèi)部收入差距持續(xù)擴(kuò)大的重大事實(shí)已成為橫亙在邁向共同富裕道路上的一大挑戰(zhàn)［4］。圍繞增加農(nóng)民收入，拓寬增收渠道，農(nóng)村勞動力遷移帶來的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)尤其是改善收入不平等的作用，一直為學(xué)術(shù)界所關(guān)注。那么，農(nóng)村群體內(nèi)部的收入差距對勞動力遷移有何影響？換言之，相對收入影響了勞動力遷移嗎？對這一問題的回答，有助于我們認(rèn)識特定群體內(nèi)部的收入差距與遷移的關(guān)系，并在共同富裕背景下探求縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距的政策改進(jìn)。

截至2021年，我國外出農(nóng)村勞動力17 172萬人，占農(nóng)村勞動力總數(shù)的58.71%。在外出農(nóng)村勞動力中，省內(nèi)流動農(nóng)村勞動力占58.48%，跨省流動就業(yè)的農(nóng)村勞動力占41.52%。從輸出地看，中部地區(qū)跨省流動農(nóng)民工占外出農(nóng)民工的56.6%，西部地區(qū)占47.8%①。就現(xiàn)實(shí)而言，我國農(nóng)村勞動力遷移進(jìn)城務(wù)工經(jīng)久不衰。但值得思考的是，什么是影響農(nóng)村勞動力持續(xù)遷移的關(guān)鍵因素？圍繞這一問題，已有文獻(xiàn)主要從城鄉(xiāng)收入差距的視角進(jìn)行了探究。

長期以來，學(xué)術(shù)界形成了多種勞動力遷移理論。較有影響的包括劉易斯的二元經(jīng)濟(jì)理論、拉尼斯-費(fèi)景漢模型、托達(dá)羅（Todaro）模型等，這些理論都是從城鄉(xiāng)收入差距的角度，側(cè)重分析經(jīng)濟(jì)因素在勞動力遷移中的作用［5］。以托達(dá)羅（Todaro）為代表的預(yù)期收入假說認(rèn)為，遷移是農(nóng)村勞動力對城鄉(xiāng)預(yù)期收入差距做出的反應(yīng)，這在一定程度上能夠解釋我國出現(xiàn)的勞動力遷移現(xiàn)象［6］。按照上述理論，我國東、西部地區(qū)之間的收入差距最為懸殊，農(nóng)村勞動力從西部向東部地區(qū)遷移的規(guī)模也應(yīng)該最大，而實(shí)際上，我國農(nóng)村勞動力從中部地區(qū)向東部地區(qū)的遷移比西部地區(qū)更為普遍，這對預(yù)期收入理論的解釋力提出了挑戰(zhàn)［7］。此外，上述理論也不能很好地解釋我國農(nóng)村勞動力的回流問題。20世紀(jì)80年代，斯塔克（Stark）等人提出了相對收入假說，強(qiáng)調(diào)了農(nóng)村內(nèi)部收入差距對勞動力遷移的影響，較好地彌補(bǔ)了城鄉(xiāng)預(yù)期收入差距理論解釋力的不足［8］。該理論假設(shè)，農(nóng)村勞動力遷移不僅受城鄉(xiāng)收入差距的拉動，還受農(nóng)村內(nèi)部戶與戶之間相對收入差距的影響。相對收入低會給農(nóng)戶帶來心理負(fù)擔(dān)，因而感受到經(jīng)濟(jì)地位下降的農(nóng)戶會產(chǎn)生遷移動機(jī)［7］。

我國農(nóng)村勞動力遷移在很長一段時間呈現(xiàn)“亦城亦鄉(xiāng)、亦工亦農(nóng)”的特征。然而，值得注意的是，近年來伴隨著農(nóng)村勞動力向城市的大規(guī)模遷移，外出農(nóng)村勞動力返鄉(xiāng)的規(guī)模和速度也在明顯提高，表明我國的農(nóng)村勞動力遷移正在發(fā)生歷史性轉(zhuǎn)折。因而，無論從理論上還是實(shí)踐上，都有必要深化對我國農(nóng)村勞動力遷移現(xiàn)象的認(rèn)識。此外，我國的城鄉(xiāng)勞動力遷移是全世界有史以來規(guī)模最大的，既有和其他國家相同的普遍性特征，也有自身的獨(dú)特性，這為相對收入理論提供了可直接檢驗(yàn)的研究素材。國內(nèi)少數(shù)研究考察了相對收入對農(nóng)村勞動力遷移的影響，但在驗(yàn)證內(nèi)容與數(shù)據(jù)選擇方面還有一定的改進(jìn)空間。本文擬通過整村全戶調(diào)查數(shù)據(jù)客觀描述村莊的收入分布，克服以往研究使用抽樣調(diào)查而存在平均調(diào)查戶數(shù)較少的情況。同時，將農(nóng)村勞動力遷移細(xì)化為遷移和再遷移意愿兩個方面，分別考察其與相對收入的關(guān)系。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

工業(yè)化開始后農(nóng)村勞動力進(jìn)城務(wù)工是一種普遍現(xiàn)象［9］?！岸?zhàn)”結(jié)束后，許多發(fā)展中國家走上了工業(yè)化道路，在此過程中，農(nóng)村勞動力大規(guī)模向城市遷移的現(xiàn)象很早就受到學(xué)者們的關(guān)注。在解釋勞動力遷移動機(jī)時，產(chǎn)生了不少與之相關(guān)的經(jīng)典假說和理論［10-12］。其中，托達(dá)羅（Todaro）理論被廣泛運(yùn)用于分析城鄉(xiāng)發(fā)展差距下的農(nóng)村勞動力遷移。以托達(dá)羅（Todaro）“城鄉(xiāng)預(yù)期收入差距”假說為代表的傳統(tǒng)勞動力遷移理論認(rèn)為，農(nóng)村勞動力作出向城市遷移的決策依據(jù)是預(yù)期收入最大化目標(biāo)，當(dāng)城市部門預(yù)期收入高于農(nóng)村收入時，農(nóng)村勞動力就會持續(xù)向城市遷移。故研究人員普遍認(rèn)為經(jīng)濟(jì)因素是影響勞動力轉(zhuǎn)移的最主要因素［13-18］。然而，斯塔克（Stark）［19］在觀察大量的農(nóng)村勞動力遷移現(xiàn)象后，發(fā)現(xiàn)幾個有趣但傳統(tǒng)勞動力遷移理論不能很好解釋的現(xiàn)象：一是勞動力遷移率最高的村莊并不是最貧窮的；二是收入分布不平等的村莊遷移率較高；三是對于有勞動力遷移的村莊而言，最貧窮居民的遷移意愿最大。

勞動力遷移新經(jīng)濟(jì)學(xué)（NELM）為解釋農(nóng)村勞動力遷移提供了新的視角，該理論的主要創(chuàng)新表現(xiàn)在兩個方面。其一是強(qiáng)調(diào)遷移決策的主體是家庭，勞動力遷移是個人決策和家庭決策相結(jié)合的結(jié)果。家庭成員通過協(xié)商配置勞動力資源做出遷移決策，以實(shí)現(xiàn)家庭收入最大化及風(fēng)險最小化。斯塔克和萊夫哈里（Stark and Levhari）［20］認(rèn)為，在一些發(fā)展中國家，許多農(nóng)村家庭一般都面臨著生活生產(chǎn)方面的壓力，如沒有農(nóng)作物保險、失業(yè)保險以及缺乏足夠的信貸支持。為了家庭利益最大化，在遷移者和其家庭之間，實(shí)際上存在著一個不明確的契約安排，即家庭會決定部分成員遷移或留守。一旦該家庭成員在城市穩(wěn)定下來，他們就會為其家庭提供匯款（Remittance）保障。匯款對遷移勞動力家庭的重要性也為相關(guān)研究所證實(shí)［21-22］。其二是相對收入理論的運(yùn)用。在此之前，杜森貝利（Duesenberry）［23］發(fā)現(xiàn)，與周圍收入水平高的人相比，收入水平低的人更容易對自己的經(jīng)濟(jì)狀況產(chǎn)生不滿意感。斯塔克（Stark）［19］將相對收入理論引入到農(nóng)村勞動力遷移研究中，認(rèn)為個人或家庭進(jìn)行城鄉(xiāng)遷移的原因是相對收入低，通過遷移可以改善個人或家庭在參照群體內(nèi)（例如，自身所在的村莊）的相對收入地位。

國內(nèi)外許多學(xué)者的實(shí)證研究結(jié)果表明，相對收入對農(nóng)村勞動力遷移具有顯著影響。斯塔克和泰勒（Stark and Taylor）［24］通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，參照群體內(nèi)部家庭的相對貧困①在墨西哥移民到美國的過程中起著重要的作用。在控制了最初的絕對收入和遷移帶來的預(yù)期收入后，農(nóng)村家庭參與國際移民的行為與相對貧困直接相關(guān)。斯塔克和泰勒（Stark and Taylor）［25］基于墨西哥農(nóng)村移民數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)如果把絕對收入考慮在內(nèi)，與那些在同一村莊的收入分配中處于有利地位的家庭相比，相對貧困高的家庭更有可能進(jìn)行國際移民。梅爾洪（Mehlum）［26］通過建立勞動力遷移的世代交疊模型研究農(nóng)村勞動力向城市遷移的行為動因，結(jié)果表明潛在遷移者在決策時既考慮了外出絕對收入效益，也考慮了自身的相對貧困。蔡昉和都陽［7］發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)絕對收入差距與相對貧困同時構(gòu)成農(nóng)村勞動力遷移的動因，相對貧困顯著促進(jìn)了勞動力遷移。陳芳妹和龍志和［8］的研究結(jié)果顯示，相對貧困對農(nóng)民外出務(wù)工起顯著正向促進(jìn)作用。維克斯特羅姆（Vickstrom）［27］利用非洲與歐洲之間移民的數(shù)據(jù)，通過工具變量方法估計了家庭財富和遷移的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)群體內(nèi)部收入不平等是影響移民的一個決定因素，相對貧困是移民的潛在動機(jī)。王湘紅等［28］通過使用2003—2006年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)，克服了以往研究樣本量少以及變量設(shè)置不合理等問題，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)村內(nèi)相對貧困狀態(tài)對外出務(wù)工產(chǎn)生了全面且顯著的正向影響，并且在滿足基本的外出所需資金之后，相對收入地位較低的家庭會傾向于外出務(wù)工。但與已有研究結(jié)論不同的是，任國強(qiáng)等［32］9利用2010年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)預(yù)期收入剝奪和收入剝奪①均對農(nóng)村勞動力遷移起抑制作用。此外，部分研究還把相對收入的測度從單一的收入維度擴(kuò)展到多重維度，例如，班達(dá)里（Bhandari）［30］將相對貧困定義為農(nóng)戶擁有土地數(shù)量的多寡，發(fā)現(xiàn)擁有較少耕地的個人更有可能為了找工作而遷移。

參照群體的前后的變化會影響農(nóng)村勞動力的再遷移。斯塔克和王（Stark and Wang）［31］認(rèn)為，相對貧困引起的移民可以實(shí)現(xiàn)一種短期穩(wěn)定狀態(tài)。遷移前往發(fā)達(dá)地區(qū)工作，能夠改善遷移者自身和家庭的經(jīng)濟(jì)地位，但遷移一旦發(fā)生，其狀態(tài)不是穩(wěn)定的，而是一個長期持續(xù)變化的過程。隨著農(nóng)村遷移勞動力在城市就業(yè)和生活時間的推移，他們的參照群體也會逐步改變。如果進(jìn)城務(wù)工勞動力將城市人口作為自己的參照群體，就可能是他們產(chǎn)生不幸福感或者相對貧困感的一個重要動因。感受到相對收入下降的農(nóng)村遷移勞動力會考慮再次遷移或回遷［7，25，32］。我國農(nóng)村勞動力存在反復(fù)遷移的現(xiàn)象，有關(guān)再遷移意愿的研究表明，返鄉(xiāng)勞動力回流是暫時性的，大部分仍會選擇再次遷移［33-34］，但國內(nèi)鮮有文獻(xiàn)從相對收入的角度探討農(nóng)村勞動力的再遷移意愿。

改革開放以來，我國農(nóng)村勞動力持續(xù)不斷地跨區(qū)域遷移的現(xiàn)象引起了學(xué)術(shù)界極大的關(guān)注，也為相對收入理論的運(yùn)用提供了可檢驗(yàn)的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)和研究樣本?？傮w來看，關(guān)于相對收入對農(nóng)村勞動力遷移的影響還存在一定的改進(jìn)空間。第一，現(xiàn)有研究大多使用抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，但存在平均調(diào)查戶數(shù)較少的情況，雖有助于了解整個農(nóng)村的總體收入分布狀況，卻無法提供該地區(qū)農(nóng)村群體內(nèi)部收入不平等的真實(shí)情況。第二，遷移和再遷移意愿是明顯不同的，相對收入對這兩者的影響是否相同有待驗(yàn)證。第三，近年來，我國農(nóng)民工遷移發(fā)生明顯變化，采用新的數(shù)據(jù)開展相關(guān)研究有利于政策完善。

二、研究設(shè)計

基于2016—2018年在河南省、陜西省收集的返鄉(xiāng)農(nóng)村勞動力整村全戶調(diào)查數(shù)據(jù)，根據(jù)研究需要，本文將進(jìn)一步選取合適的變量和實(shí)證模型，實(shí)證檢驗(yàn)相對收入對農(nóng)村勞動力遷移和再遷移意愿的影響。

（一）實(shí)證方法

依據(jù)斯塔克和泰勒提出的分析框架［24-25］，本文采用Logit模型分析相對收入對農(nóng)村勞動力遷移和再遷移意愿的影響。

斯塔克和泰勒假設(shè)：遷移者所在參照群體內(nèi)存在一個連續(xù)的收入分布函數(shù)，收入范圍為［x，△x］，設(shè)F（x）是參照群體內(nèi)收入的累積分布函數(shù)，那么1-F（x）是收入高于x的家庭的百分比。根據(jù)假設(shè)，相對貧困感是收入大于x的家庭比例的遞增函數(shù)，g［1-F（x）］表示衡量相對貧困的函數(shù)，其中g(shù)（0）=0且g'＞0。為了方便討論，假定g［1-F（x）］=1-F（x）。因此，收入為yi的家庭的相對貧困為：

式（1）中，yh表示參照群體內(nèi)最高的收入，yi表示該個人或家庭的實(shí)際收入。經(jīng)運(yùn)算，公式（1）可以寫成高于yi的個人或家庭收入均值乘以這部分家庭人口份額［28］。在參照群體內(nèi)，比家庭i更富有的家庭，其收入的任何提高都會增加家庭i的相對貧困感。

如果家庭某一成員遷移到目的地d，則該家庭的收入可表示為：Yd=Y0+Wd=Y0+fd（Xd），其中，Y0是家庭成員在沒有遷移的情況下的收入；d=1（有遷移）和d=0（未遷移）；Xd代表影響該家庭是否遷移的其他變量，包括家庭成員個人特征，如性別、年齡、教育程度和外出工作經(jīng)驗(yàn)，也包括家庭特征，如家庭社會資本稟賦、家庭耕地數(shù)量、家庭絕對收入水平等。

假設(shè)家庭分配其成員的時間以使效用最大化，則該成員遷移到目的地d*的概率為：

對公式（2）中的Y0作泰勒展開，可得：

以fd（Xd）替代，Wd則遷移到d地的概率為：

其中，βd是一組1×K的向量，bd，k是k與遷移目的地d有關(guān)的系數(shù)。如果不遷移時，其Logit概率為：

（二）測度指數(shù)

為量化個體相對收入，相關(guān)學(xué)者提出了不少測度指數(shù)。以收入為維度，比較有代表性的指數(shù)有伊茨哈基（Yitzhaki）指數(shù)、卡克瓦尼（Kakwani）指數(shù)、斯塔克和泰勒（Stark and Taylor）指數(shù)和埃斯波西托（Esposito）指數(shù)等（表1）。

為了選取合適的測度指數(shù)，參考任國強(qiáng)等［35］、任國強(qiáng)和尚金艷［36］的研究結(jié)果，設(shè)置相關(guān)性質(zhì)，在比較分析各類指數(shù)優(yōu)缺點(diǎn)的基礎(chǔ)上選擇本文的指數(shù)。

1.非負(fù)遞減性

RD（x，xk）是非負(fù)的且在收入群X中是嚴(yán)格遞減函數(shù)，即如果xk＞x1，則RD（x，xk）＜RD（x，x1）。滿足這一條件的指數(shù)有：伊茨哈基指數(shù)、卡克瓦尼指數(shù)、斯塔克和泰勒指數(shù)和埃斯波西托指數(shù)。

2.正規(guī)性

RD（x，xk），即RD取值在0和1之間。滿足這一條件的指數(shù)有：卡克瓦尼指數(shù)和埃斯波西托指數(shù)。

伊茨哈基［37］證明，個人的相對貧困來源其與參照群內(nèi)收入更高者的比較，但是伊茨哈基指數(shù)和斯塔克和泰勒指數(shù)沒有分布區(qū)間限制，不滿足正規(guī)性。當(dāng)樣本數(shù)據(jù)過大且為離散時，計算出來的RD值將會過大，不便于不同群體間收入不平等的比較。

有研究證明［38］，伊茨哈基指數(shù)是一個具有基尼系數(shù)內(nèi)涵的群間不平等指標(biāo)，但它的最大值可能大于1，不具備基尼系數(shù)的值域［0，1］，因而，在實(shí)際研究中卡克瓦尼指數(shù)應(yīng)用更為廣泛。另一方面，本文的數(shù)據(jù)來自不同年份和地區(qū)開展的農(nóng)村入戶調(diào)查，為了最大程度科學(xué)測度和比較不同地區(qū)群體間的收入不平等，本研究采用卡克瓦尼指數(shù)作為相對貧困的測度指數(shù)，同時選擇埃斯波西托指數(shù)作為本文穩(wěn)健性檢驗(yàn)的方法。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來自2016—2018年期間在河南省和陜西省開展的3次農(nóng)村入戶調(diào)查。第1次調(diào)查于2016年9月在河南省汝陽縣進(jìn)行，第2次調(diào)查于2017年9日在河南省清豐縣進(jìn)行，第3次調(diào)查于2018年8月在陜西省渭南市大荔縣、咸陽市長武縣和寶雞市千陽縣進(jìn)行。調(diào)查方式均為整村全戶調(diào)查，其中第1次和第2次調(diào)查是整行政村調(diào)查，為了提高樣本的代表性，第三次調(diào)查將調(diào)查單元放到自然村（組）的層面。具體地，在3個縣內(nèi)分別選擇2個鎮(zhèn)，每個鎮(zhèn)內(nèi)選擇兩個行政村，每個行政村內(nèi)隨機(jī)選擇1個自然村（組）作為樣本村，共計12個自然村。具體調(diào)查方式為入戶面對面問卷訪談，問卷涉及農(nóng)戶個人及家庭的基本特征、家庭收入來源、家庭支出構(gòu)成及家庭擁有耕地或非耕地資源等情況；與遷移有關(guān)的變量包括被訪者首次外出年齡、外出次數(shù)、跨省流動經(jīng)歷、家人隨遷情況、外出期間的就業(yè)特征、收入狀況、再遷移意愿等。參照國家統(tǒng)計局的規(guī)范，本文將戶籍仍在農(nóng)村，年齡在16周歲以上65周歲以下的勞動力定義為農(nóng)村勞動力。3次調(diào)查共計獲得925個樣本，實(shí)證前本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理，在剔除存在信息缺失和異常值的樣本后，最終用于實(shí)證研究的有效樣本量為900個。

迄今還沒有基于整村全戶調(diào)查數(shù)據(jù)分析相對收入對農(nóng)村勞動力遷移的研究①，盡管本文的數(shù)據(jù)只能反映河南和陜西調(diào)查地區(qū)的情況而不能代表全國，但對本文研究問題的分析，可以為中西部地區(qū)農(nóng)村勞動力遷移和再遷移意愿提供更為可靠的實(shí)證依據(jù)。此外，需要說明的是，2018年后國內(nèi)外環(huán)境發(fā)生深刻變化，尤其是2020年突如其來的新冠疫情對我國農(nóng)村勞動力的就業(yè)及其遷移行為產(chǎn)生了顯著影響。由于現(xiàn)有數(shù)據(jù)沒有將這一沖擊涵蓋在內(nèi)，因此本文的研究結(jié)論和政策建議是否仍然具有普適性有待進(jìn)一步探討。

（四）變量選擇及描述

1.被解釋變量

本文選擇的被解釋變量有兩個：第一，遷移。根據(jù)問卷，本文將當(dāng)年跨區(qū)縣外出超過3個月且以務(wù)工就業(yè)為目的的行為定義為遷移。有遷移賦值為1，沒有遷移賦值為0。第二，再遷移意愿。根據(jù)問卷，我們將今后是否打算離開本區(qū)縣且以務(wù)工就業(yè)為目的定義為再遷移意愿。有再遷移意愿賦值為1，沒有再遷移意愿賦值為0。

2.核心解釋變量

借鑒已有研究的思路，本文選取卡克瓦尼指數(shù)計算出相對貧困（RD）來刻畫樣本的相對收入。

3.控制變量

借鑒已有研究，本文設(shè)置了4類影響勞動力遷移的變量，包括個人特征、家庭特征、縣虛擬變量和年份虛擬變量等。表2為各變量的定義和描述性統(tǒng)計結(jié)果。另外，我們將所有樣本按遷移經(jīng)歷分成遷移勞動力和非遷移勞動力。表3為分組的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

本文主要解釋變量的方差分析結(jié)果表明，樣本遷移勞動力與非遷移勞動力的部分特征存在顯著差異②。具體來看（表3），遷移勞動力占勞動力總數(shù)的比重為70.4%。從個人特征來看，遷移勞動力中男性多于女性；遷移勞動力的平均年齡低于非遷移勞動力，這與全國的情況相符，根據(jù)《2019年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》，截至2019年，農(nóng)民工平均年齡40.8歲，1980年及以后出生的新生代農(nóng)民工已成為農(nóng)民工的主體，占全國農(nóng)民工總量的50.6%；遷移勞動力的受教育年限和掌握非農(nóng)技能的比重均高于非遷移勞動力，這也符合相關(guān)研究結(jié)論，即教育和培訓(xùn)等人力資本的提升有利于推動農(nóng)村勞動力遷移。從家庭特征來看，遷移勞動力的家庭年收入高于非遷移勞動力；家庭教育費(fèi)用支出和戶均耕地面積也均略高于非遷移勞動力，但相差不大。從相對貧困（RD）狀況來看，遷移勞動力的相對貧困均值低于非遷移勞動力，這一點(diǎn)跟直覺不太相符，后面會進(jìn)一步討論。

（五）計量模型設(shè)定

由于被解釋變量為二分類變量，故本文采用Logit模型?；镜幕貧w模型設(shè)定如下：

其中，Migration*為遷移的比率；X是影響農(nóng)村勞動力遷移的個人特征變量、F是影響農(nóng)村勞動力遷移的家庭特征變量、D是縣和年份虛擬變量。本文關(guān)注的核心解釋變量是樣本農(nóng)戶的相對貧困指標(biāo)（RD）。

三、實(shí)證結(jié)果分析

本文采用的是河南和陜西省返鄉(xiāng)農(nóng)民工2016、2017和2018年的跨省區(qū)入戶調(diào)查混合截面數(shù)據(jù)。鑒于樣本的異質(zhì)性和可比性，我們分別采用全樣本和分三個年份的截面數(shù)據(jù)考察相對收入對農(nóng)村勞動力遷移和再遷移意愿的影響。

（一）全樣本的回歸結(jié)果

1.基準(zhǔn)結(jié)果

本文的RD是根據(jù)受訪者的家庭年收入計算而來，二者可能存在相關(guān)性。經(jīng)過相關(guān)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)家庭年收入和RD具有較強(qiáng)的相關(guān)性（在1%水平上顯著）。因此，下文的分析均剔除家庭年收入后進(jìn)行Logit回歸。

我們估計了全樣本中相對貧困對農(nóng)村勞動力遷移和再遷移意愿的影響，結(jié)果見表4?？梢钥闯觯琑D對遷移有顯著負(fù)向影響，對再遷移意愿有顯著正向影響?？傮w而言，RD對農(nóng)村勞動力遷移和再遷移意愿均產(chǎn)生了顯著不同影響，其緣由留待后文檢驗(yàn)和討論。

2.遷移和再遷移意愿關(guān)系的討論

如前所述，本文將農(nóng)村勞動力遷移細(xì)化為遷移和再遷移意愿兩個方面，因此有必要討論二者的聯(lián)系與區(qū)別。在討論二者的聯(lián)系時，我們將再遷移意愿作為因變量，遷移作為核心解釋變變量，運(yùn)用Logit回歸模型進(jìn)行估計（見表5第（1）列），結(jié)果顯示再遷移意愿與遷移之間有高度的相關(guān)性，但并非完全相關(guān)，這表明樣本中存在再遷移意愿與遷移不一致的情況。為此，我們進(jìn)一步將這些再遷移意愿與遷移不一致的樣本識別出來，把總體的樣本分成三類：有遷移但沒有再遷移意愿的，有再遷移意愿但沒有遷移的，剩余的遷移和再遷移意愿一致的，同樣采用Logit回歸方法識別哪些因素導(dǎo)致了遷移與再遷移意愿的不一致，據(jù)此討論二者的區(qū)別。具體地，我們定義“有遷移但沒有再遷移意愿”和“有再遷移意愿但沒有遷移”兩個二值變量，將個人特征、家庭特征等控制變量納入回歸模型，結(jié)果見表5第（2）、（3）列。

在表5第（1）列，我們發(fā)現(xiàn)在控制了個人特征以及其余控制變量后，遷移這一變量的估計系數(shù)為0.930，且在1%水平上顯著，也即說明二者有顯著的相關(guān)性。表明當(dāng)期有遷移的農(nóng)村勞動力，有很高的概率會選擇再次遷移，這和現(xiàn)有的研究結(jié)論相符［33-34］。在模型（2）、（3）中，性別、年齡和家庭年收入顯著影響勞動力的遷移和再遷移意愿，但對二者的影響方向不同。以家庭年收入變量為例，影響農(nóng)村勞動力遷移的一個經(jīng)濟(jì)因素是遷移成本。遷移成本既包括交通成本、工作搜尋成本、適應(yīng)新環(huán)境的心理成本，也包括政策約束帶來的家庭搬遷成本［39］。家庭收入高的勞動力往往更有能力支付遷移成本，消除遷移顧慮，從而提高了遷移的可能性。因此，對有遷移但沒有再遷移意愿的勞動力來說，他們選擇遷移的概率更高。另一方面，受宏觀經(jīng)濟(jì)社會環(huán)境和就業(yè)政策變化影響，出于各種原因選擇返鄉(xiāng)的農(nóng)民工數(shù)量眾多，但實(shí)際上，返鄉(xiāng)農(nóng)民工在其打工經(jīng)歷中獲得了物質(zhì)財富、提高了人力資本，積累了就業(yè)經(jīng)驗(yàn)［40］，因而，部分返鄉(xiāng)勞動力回流后選擇直接在當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)甚至創(chuàng)業(yè)，如果在當(dāng)?shù)匾呀?jīng)能夠獲取穩(wěn)定的收入來源，就可能在一定程度上減弱了勞動力的再遷移動力，因此，對有再遷移意愿但沒有遷移的勞動力而言，雖然有再遷移意愿，卻沒有實(shí)際的遷移行為。

（二）分樣本的回歸結(jié)果

1.Logit模型1：相對貧困與遷移

首先按年份分成三組樣本，再將RD和家庭年收入分別與其他控制變量進(jìn)行穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤Logit估計，共得到6個回歸模型。估計結(jié)果見表6。

剔除了家庭年收入變量后，RD與遷移的關(guān)系在（1）、（3）和（5）列中都是負(fù)相關(guān)，但只有（1）、（3）列通過了顯著性水平為1%的檢驗(yàn)，這一結(jié)果與預(yù)期不符，并與已有研究結(jié)論不同?？赡艿慕忉屖牵阂环矫媾c我國農(nóng)村勞動力動態(tài)遷移的特點(diǎn)有關(guān)，我國農(nóng)村勞動力外出務(wù)工屬于短期行為，目前具有遷移的勞動力很可能在上一年也具有遷移行為，這樣他們的家庭收入就會比沒有遷移的家庭相對較高，造成了相對貧困與遷移負(fù)相關(guān)［29］；另一方面，我國農(nóng)村勞動力遷移是個人決策和家庭決策相結(jié)合的結(jié)果，遷移勞動力獲得收入后通過匯款降低家庭留守成員的相對貧困感。研究指出，外出務(wù)工勞動力承擔(dān)了一部分農(nóng)村家庭的保障功能，匯款對于改善農(nóng)村家庭的生產(chǎn)、生活條件以及抑制農(nóng)村內(nèi)部收入差距的擴(kuò)大發(fā)揮了巨大的作用［41-42］。

就其他控制變量而言，家庭年收入與遷移正相關(guān)，在剔除了RD后的模型（2）和（4）中通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。研究認(rèn)為，實(shí)現(xiàn)家庭收入最大化是農(nóng)民工外出務(wù)工的內(nèi)在動力。對農(nóng)民來說，務(wù)工收入能夠滿足農(nóng)村大額現(xiàn)金消費(fèi)的需求［43］。

2.Logit模型2：相對貧困與再遷移意愿

前文的研究結(jié)果表明，RD對農(nóng)村勞動力遷移具有顯著的負(fù)向影響。斯塔克和泰勒［25］的研究表明，具有遷移經(jīng)歷的研究對象會根據(jù)參照群體的改變而發(fā)生再遷移。因此，本文采用再遷移意愿表征下期遷移，以進(jìn)一步考察相對貧困對農(nóng)村勞動力再遷移意愿的影響（表7）。

表7報告了相對貧困影響勞動力再遷移意愿的結(jié)果。在模型（1）和（3）中，RD的系數(shù)分別是2.005、1.606，并且在1%的水平下顯著，這表明相對貧困對農(nóng)村勞動力的再遷移意愿有顯著的正向影響，符合我們預(yù)期的研究假設(shè)，即相對貧困程度越高，外出動機(jī)越強(qiáng)。我們認(rèn)為參照群體前后的改變是重要原因。從農(nóng)村勞動力遷移的特征來看，我國農(nóng)村勞動力流動表現(xiàn)出與其他國家類似過程的最大不同點(diǎn)在于，它是一個既有流出又有回流的過程［44］。我國農(nóng)村勞動力的遷移是一個雙向、往復(fù)的循環(huán)過程，上期遷移帶來的經(jīng)濟(jì)地位的改變會影響農(nóng)村勞動力下期的遷移意愿。在當(dāng)期，遷移者不論是選擇繼續(xù)遷移或者留鄉(xiāng)發(fā)展都是基于自身家庭經(jīng)濟(jì)情況的考量。換言之，上期在外務(wù)工的遷移勞動力或者返鄉(xiāng)回流的勞動力與沒有外出的家庭相比擁有更高的經(jīng)濟(jì)收入，因而他們的相對貧困感更低，造成了相對貧困與遷移負(fù)相關(guān)。與此同時，相對貧困總是相對于特定的參照群體而言的，當(dāng)期的農(nóng)村勞動力，無論是已經(jīng)外出還是留鄉(xiāng)就地工作，會趨向與同村或同一社區(qū)的群體相比較，因而感受到相對貧困的農(nóng)村勞動力的再遷移意愿就越強(qiáng)烈。

值得注意的是，表6和表7顯示2016、2017與2018年的回歸結(jié)果相比存在明顯差異。我們認(rèn)為，這是由于區(qū)域勞動力遷移的異質(zhì)性所致。長期以來，受區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會、地理環(huán)境和文化傳統(tǒng)等因素影響，陜西省農(nóng)村勞動力遷移以省內(nèi)為主且遷移率低。據(jù)統(tǒng)計資料顯示，2017—2019年陜西農(nóng)民工數(shù)量從744.7萬人增至766.7萬人，但流動仍以省內(nèi)為主。其中，2017年42.7%的外出農(nóng)民工集中在省會城市，27.7%集中在地級市，18.9%集中在縣市城區(qū)。而2019年有41.3%的外出農(nóng)民工集中在省會城市，26.0%集中在地級市，有22.7%集中在縣級城市①。對于以陜西省為代表的西部地區(qū)勞動力遷移現(xiàn)象，有學(xué)者認(rèn)為，對于西部地區(qū)而言，因東西部地區(qū)之間存在較長的空間距離，農(nóng)村遷移者面臨一定的遷移成本，同時又由于其長期以來農(nóng)業(yè)勞動力隱蔽失業(yè)較高，形成對閑暇的較強(qiáng)偏好，因而遷移所造成的效用較多地抵消了收入提高所增加的效用［14］。

（三）內(nèi)生性問題的處理

RD對農(nóng)村勞動力遷移和再遷移意愿影響的實(shí)證分析可能存在內(nèi)生性問題：如前所述，本文的相對貧困指數(shù)（RD）是基于家庭總收入計算而來，而勞動力遷移時所獲得的工資性收入又計入家庭收入中，這樣可能導(dǎo)致互為因果問題，則解釋變量產(chǎn)生內(nèi)生性問題。因此，本文借鑒斯塔克和泰勒［23］的思路，用農(nóng)村勞動力未遷移時的推算收入（Imputed income）計算的相對貧困指數(shù)（RDIV）作為實(shí)際相對貧困指數(shù)（RD）的工具變量。具體而言，估計勞動力選擇不遷移時可獲得的反事實(shí)收入，其計算過程如下［28］：以樣本村當(dāng)?shù)貏趧恿θ掌骄べY乘以遷移勞動力外出天數(shù)，得到勞動力如果沒有外出的推算收入，并加總到家庭收入中，得到家庭的推算收入，最后計算出未遷移時推算的RDIV。

采用推算收入作為工具變量基于以下三點(diǎn)考慮：一是滿足工具變量相關(guān)性的條件，RDIV和RD都包含了除推算收入和工資性收入以外的其他收入信息，因此RDIV和RD滿足相關(guān)性條件；二是符合工具變量外生性的假設(shè)要求，我國勞動力市場因戶籍制度而存在城鄉(xiāng)分割，農(nóng)村勞動力外出務(wù)工大多從事二、三產(chǎn)業(yè)，其工資與當(dāng)?shù)乇敬鍎?wù)農(nóng)勞動工資不相關(guān)，由推算收入計算出的RDIV與農(nóng)村勞動力遷移和再遷移意愿不相關(guān)，滿足外生性的條件；三是考慮數(shù)據(jù)可得性。我們在入戶調(diào)查時，問卷涉及農(nóng)戶個人及樣本村的一些經(jīng)濟(jì)狀況信息。綜上，采用推算收入RDIV作為工具變量在邏輯上具有合理性。

需要說明的是，根據(jù)已有文獻(xiàn)，當(dāng)工具變量存在“恰好識別”的情況，很難從統(tǒng)計上驗(yàn)證工具變量的外生性，本文符合這一情況，因而僅進(jìn)行不可識別檢驗(yàn)和弱工具變量的檢驗(yàn)。我們采用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行估計，并出于大樣本考慮，使用全樣本數(shù)據(jù)，得到以下結(jié)果（表8）。

表8報告了使用工具變量后的兩階段最小二乘法的估計結(jié)果。第一階段回歸結(jié)果表明，推算收入的RDIV和內(nèi)生變量（RD）顯著正相關(guān)，滿足相關(guān)性假設(shè)。第二階段的回歸結(jié)果顯示，RD對農(nóng)村勞動力遷移具有顯著負(fù)向影響，對再遷移意愿具有顯著的正向影響，這和基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

不可識別檢驗(yàn)的LM統(tǒng)計值對應(yīng)的p值為0.000，在1%水平上拒絕了“工具變量不可識別”的原假設(shè)。同時，Cragg-Donald Wald F statistic和Kleibergen-Paap rk Wald F statistic的弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果顯示，二者皆大于10%水平上的臨界值，表明模型不存在弱工具變量問題。綜上分析，說明本文所選取的工具變量能夠較好地控制內(nèi)生性問題。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文回歸結(jié)果表明，RD對農(nóng)村勞動力遷移具有顯著負(fù)向影響，對再遷移意愿具有顯著正向影響。為了驗(yàn)證以上結(jié)論的穩(wěn)健性，本文對回歸結(jié)果進(jìn)行若干穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）分組：個體特征的異質(zhì)性

家庭收入水平是影響農(nóng)村勞動力遷移的重要因素。本文參考王湘紅等［28］的分組方法，即選取年收入在2 000元以上（至少滿足1個月以上的基本生活支出）的樣本進(jìn)行相同的回歸分析，結(jié)果如表9第（1）列所示，可以發(fā)現(xiàn)：在2016—2017樣本中，RD對農(nóng)村勞動力遷移有顯著負(fù)向影響，對再遷移意愿有顯著正向影響，估計結(jié)果是穩(wěn)健的。說明了在滿足基本的生活條件后，當(dāng)前在村內(nèi)感受到相對收入不足的家庭，會產(chǎn)生強(qiáng)烈的再遷移意愿。同樣，通過對樣本的年齡、受教育程度和家庭規(guī)模進(jìn)行分組，結(jié)果表明RD對遷移仍然有顯著負(fù)向作用，對再遷移意愿有顯著正向作用（見表9，1～4行）。

（二）更換新的測度指數(shù)：埃斯波西托指數(shù)

除了卡克瓦尼指數(shù)外，埃斯波西托指數(shù)同樣滿足非負(fù)遞減性和正規(guī)性，適合做對比研究。本文通過逐步放入個人特征變量、家庭特征變量等方法進(jìn)行相同的Logit回歸。結(jié)果表明，總體而言，RD對農(nóng)村勞動力遷移和再遷移意愿均呈顯著影響（見表10，1～4列）。

五、研究結(jié)論和討論

本文基于相對收入理論，利用2016—2018年在河南省和陜西省收集的返鄉(xiāng)農(nóng)村勞動力整村全戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logit模型實(shí)證檢驗(yàn)了RD對農(nóng)村勞動力遷移和再遷移意愿的影響。與以往研究相比，本文研究結(jié)論的不同之處在于，相對收入對農(nóng)村勞動力遷移具有顯著的負(fù)向影響，而對再遷移意愿則有顯著的正向影響，且結(jié)論是穩(wěn)健的。

相對收入理論的基礎(chǔ)是確定一個可比較的參照群體［45］。在以同村或同一社區(qū)居民作為參照群體的前提下，如果群體內(nèi)部之間的收入差距擴(kuò)大，感受到相對貧困的勞動力可能產(chǎn)生遷移動機(jī)，而在城鎮(zhèn)務(wù)工的遷移勞動力往往沒有感受到相對貧困，原因在于他們不把城鎮(zhèn)居民當(dāng)作自己的參照群體。因而，在參照群體改變之前，盡管遷移勞動力的相對收入不如城鎮(zhèn)居民，但這種相對收入差距不會構(gòu)成他們再遷移的動機(jī)［7］。但是，我國的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)客觀上為城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民提供了一個天然的比較對象［45］，隨著遷移勞動力逐漸融入城鎮(zhèn)生活并遠(yuǎn)離原有的農(nóng)村生活環(huán)境，他們的參照群體也會逐步改變。如果這部分遷移勞動力將城鎮(zhèn)居民作為自己的參照群體，收入差距的擴(kuò)大將對農(nóng)村低收入群體產(chǎn)生更大的激勵，于是，再遷移將會成為他們的行為選擇［7］。

當(dāng)前，我國已全面建成小康社會，歷史性地消除了絕對貧困，實(shí)現(xiàn)了第一個百年奮斗目標(biāo)，邁向了實(shí)現(xiàn)共同富裕的新征程。然而，現(xiàn)階段城鄉(xiāng)之間、農(nóng)村不同群體之間、不同地區(qū)農(nóng)村之間仍然存在明顯的以收入水平為核心的差距，尤其是農(nóng)村群體內(nèi)部的相對收入差距高于城鎮(zhèn)居民群體內(nèi)部的差距。因此，推動農(nóng)民農(nóng)村共同富裕被作為重大政策目標(biāo)之一［46］。而繼續(xù)推進(jìn)城鎮(zhèn)化，讓更多農(nóng)村勞動力進(jìn)入城市就業(yè)，獲得城市戶籍并享受基本公共服務(wù)，是縮小城鄉(xiāng)收入差距的重要途徑。本文的研究表明，如果一個村莊內(nèi)的相對貧困差距較大，將會促進(jìn)農(nóng)村勞動力再遷移意愿的提升，為城鎮(zhèn)化的繼續(xù)推進(jìn)提供動力。同時，這也將提高相對貧困家庭的收入，改善村莊內(nèi)的收入分配狀況。但要實(shí)現(xiàn)以上目的，仍然需要作出必要的政策改進(jìn)。具體而言，需要從三個維度綜合考慮：

首先，農(nóng)村方面。一是持之以恒提高農(nóng)村居民收入，縮小農(nóng)村內(nèi)部的收入差距。外出務(wù)工的工資性收入是農(nóng)村居民收入的主要來源，對縮小農(nóng)村內(nèi)部收入不平等有顯著改善作用。為此，需要完善公共就業(yè)服務(wù)促進(jìn)農(nóng)村居民充分就業(yè)，持續(xù)增加工資性收入，改善農(nóng)村內(nèi)部的收入不平等狀況。二是落實(shí)收入分配制度改革，加大面向農(nóng)村農(nóng)民的收入再分配政策力度?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，收入再分配政策力度不足是我國居民收入不平等的主要原因，特別是面向農(nóng)民的再分配力度尤其過?。?6-47］。2021年，中央提出“構(gòu)建初次分配、再分配、三次分配協(xié)調(diào)配套的基礎(chǔ)性制度安排”，為促進(jìn)共同富裕指明了方向［48］。為此，應(yīng)加大面向農(nóng)村農(nóng)民的公共轉(zhuǎn)移支付的再分配力度，減緩農(nóng)村群體內(nèi)部收入不平等的進(jìn)一步擴(kuò)大，降低農(nóng)村居民的相對貧困感。與此同時，要建立更加完善的社會保障制度，縮小社會保障制度的差異性，加大對低收入人群和相對貧困人口的轉(zhuǎn)移支付力度［49］。三是健全農(nóng)村低收入人口常態(tài)化幫扶機(jī)制，關(guān)注農(nóng)村特殊困難群體。在“后脫貧攻堅(jiān)時代”，應(yīng)常態(tài)化幫扶農(nóng)村低收入群體，對于農(nóng)村困難的家庭，仍需要進(jìn)一步提供農(nóng)村醫(yī)療、失業(yè)保險等社會保障。四是對于群體內(nèi)部收入不平等狀況嚴(yán)重而遷移率不高的農(nóng)村地區(qū)而言，應(yīng)積極探索解決相對貧困的長效機(jī)制。

其次，城市方面。為改善城鄉(xiāng)群體間的收入分配狀況，降低進(jìn)城務(wù)工勞動力在城市感受到的不平等，最主要的政策著力點(diǎn)是逐步推進(jìn)以農(nóng)民工市民化為核心的戶籍制度改革，保障農(nóng)村遷移勞動力均等享有隨遷子女義務(wù)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、住房保障等城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)。

最后，勞動者自身方面。針對勞動力存在再遷移意愿與遷移不一致的情況，應(yīng)給予低人力資本的未遷移勞動力和部分返鄉(xiāng)回流勞動力適當(dāng)幫助。對于這兩類勞動力群體主要的政策手段是加強(qiáng)職業(yè)技能培訓(xùn)，提高勞動力的人力資本水平，縮小勞動者內(nèi)部的收入差距。

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The Impact of Relative Income on Rural Labor Migration in the Central and Western Regions：Empirical Evidence from Household Survey in HenanandShaanxi Province

Wu Zongyi? ?Zhang Haipeng

（1.College of Economics and Management， China Agricultural University， Beijing 100083;

2.Rural Development Institute， Chinese Academy of Social Sciences， Beijing 100732）

Abstract： Based on comprehensive household survey data collected from returning rural labor in Henan Province and Shaanxi Province from 2016 to 2018， this paper uses the Logit model to empirically examine the impact of relative income on rural labor migration and remigration willingness. The study found that relative incomes have different influences on rural labor migration and re-migration willingness. Under the control of personal， family and other factors， relative income has a significant negative impact on rural labor migration， while it has a significant positive impact on re-migration willingness. The policy implications derived from this study highlight the importance of continuously increasing the income of rural residents and narrowing the income gap within rural areas. Additionally， there is a need to enhance the implementation of income redistribution policies for rural residents and improve normalized assistance mechanisms for the rural low-income population. Special policies should be given to groups facing unique challenges in rural areas.

Key? Words： labor migration；Logit model；relative income