劳动力流动、收入差距与农村居民贫困

刘一伟

(武汉大学 社会保障研究中心，湖北 武汉 430072)

农村贫困受到诸多经济社会条件的影响，其中，劳动力外流是重要因素。事实上，改革开放以来，农村剩余劳动力外流已经成为普遍现象，这种劳动力的大规模流动和迁移改变了农村地区的资源配置、收入状况与生活水平等，对农村地区的贫困有着重要影响(张永丽 等，2017)。都阳等(2003)认为劳动力迁移具有反贫的功能，通过研究发现中国贫困地区的劳动力迁移行为与“利他性”假说相吻合,这表明贫困地区的劳动力迁移可以视作一种积极的反贫困行为。Nguyen et al.(2011)指出，劳动力流动可以实现劳动力及依附于劳动力身上其他要素的合理配置，进而提高收入水平与缩小收入差距，起到减贫的效应。更进一步，罗楚亮(2012)、程名望等(2014)、刘一伟等(2017a)均指出，解决农村居民贫困的关键在于实现农村居民增收与缓解收入不平等。令人遗憾的是，中国农村收入差距呈现不断恶化趋势，据2016年国家统计局公布的数据显示，中国农村的收入差距达到了0.50左右，远高于国际规定的警戒线。

那么，一个值得深思的问题是：劳动力流动是否具有防止农户陷入贫困的功能呢？其影响农村居民贫困的作用机制是什么呢？即收入差距是劳动力流动影响农户贫困的途径吗？在全面实现小康社会与精准扶贫的宏观背景下，解答上述问题，不仅对推进与完善劳动力流动影响农户贫困这一领域的研究与机制分析具有重要的理论意义，而且对中国打赢扶贫攻坚战与全面建成小康社会的战略目标提供参考依据。

一、相关文献与研究假设

有关劳动力流动与农户贫困的研究相对较早，且研究结论并未达成共识。国外部分学者研究发现，劳动力流动能够有效缓解农村居民贫困。譬如，Sabates-wheeler et al.(2008)研究发现，农村劳动力转移不仅对收入贫困具有缓冲作用，而且对多维贫困具有显著效应。Bertoli et al.(2014)基于厄瓜多尔的调查发现，劳动力迁移在某种程度上减轻了农户贫困，使得农户贫困度下降了20%左右。在本土的研究中，有学者也佐证了劳动力转移能够缓解贫困的结论。李实(1999)研究发现，农村劳动力迁移对农户家庭收入具有积极的意义，进而起到了减贫效应。柳建平等(2009)则认为，如果家庭中有劳动力外出务工，将改善整个家庭福利状况，降低家庭陷入贫困的概率。樊士德等(2016)的研究结果表明：从全国范围的全样本看，劳动力流动既改善了农村家庭绝对收入状况，又降低了陷入贫困的相对概率；但从分地区实证结果看，在发达地区，劳动力流动所起到的减贫效应更为突出，且在提升家庭绝对收入上呈边际效率递减。

然而，部分学者研究发现，劳动力流动对农村居民贫困没有显著影响。如Stark(1985)研究发现，劳动力迁移行为对贫困家庭的福利水平及贫困状况的影响取决于迁移动机；与此同时，迁移的社会资本、人力资本水平和迁移地点、时间均可能影响农村居民的贫困状况(Kothari，2003)。李翠锦(2014)研究发现，由于农户贫困状况不同，劳动力流动所起到的减贫效应具有不确定性。甚至有学者认为，劳动力的流动会不断破坏农村社会秩序与文明，从而带给农村较高的社会成本，不利于农村居民反贫与脱贫(Chinn，1979)。杨靳(2006)认为人口迁移能消除农村贫困，但在某种情况下也会加剧农村贫困。

从上述分析可以看出，劳动力流动与农户贫困息息相关，但由于具体社会情境的差异性，难以确定劳动力流动与农户贫困是正相关还是负相关。因此，本文不提出关于“劳动力流动”与“农户贫困”关系的“方向性”假设，仅提出以下假设：

假设1：劳动力流动对农户贫困具有显著影响。

有关收入差距对农户贫困的影响研究相对较多。Yao et al.(2004)指出，收入不平等的恶化将加剧居民贫困尤其是农村居民贫困，且贫困状况对于收入差距具有较高的弹性。Araar et al.(2010)提出了弹性分析方法，发现收入不平等的扩大阻碍了居民的脱贫。许启发等(2011)基于CHNS调查数据，采用Shapley分解结果显示，收入增长能显著减少贫困，而收入差距扩大会累及减贫效果。罗楚亮(2012)根据Shapley分解结果讨论了分项收入对贫困程度的影响以及分项收入不均等性的贫困减缓弹性。程名望等(2014)发现健康与教育的改善，有助于缩小收入差距进而缓解农村居民贫困。刘一伟等(2017b)研究发现，社会资本与人力资本的投资，均可以增加居民的收入水平与缩小收入差距，降低居民发生贫困的可能性。基于此，我们提出以下研究假设。

假设2：收入差距的扩大提高了农户发生贫困的可能性。

蒲艳萍等(2011)发现,农村劳动力流动对增加农村居民收入与改善农村收入不平等具有积极效应，从而缓解农民家庭贫困与改善农民家庭福利；王湘红等(2012)验证了相对收入对外出务工的影响，同时发现外出务工对农村收入不平等具有重要的影响，并缓解了农村居民的相对贫困；沈扬扬(2012)利用国家统计局(NBS)数据，发现外出打工是目前农户摆脱贫困的有效方法，相比之下，务农农户贫困状况始终最为严重，增加组内成员收入，缩小组内差距对减少农户贫困的意义重大；王建国(2013)也得出了相似研究结论，指出现阶段农村劳动力如果不外出从业,将更加集中分布于农村收入分布的中低端，而农村劳动力的外出从业降低了农村收入不平等和贫困程度；此外，陈海霞(2013)认为通过劳动力转移能够缩小收入差距，提高农民收入而减少贫困程度。

基于此，我们认为收入不平等是影响劳动力流动与农户贫困关系的重要因素。因此，本文提出以下研究假设：

假设3：劳动力流动能够影响收入差距，并进一步作用于农户贫困状况。

事实上，有关劳动力流动与收入差距对农户贫困的影响已经得到诸多学者的关注，且研究取得了一定进展，但多数研究并未深入探讨劳动力流动如何影响农户贫困状况。同时，收入差距对农户贫困具有重要影响，但现有文献没有考察劳动力流动是否通过扩大或者缩小收入差距影响农户多维贫困。此外，囿于数据的可得性，缺乏微观视角的考察，对贫困等相关变量的选择也略显粗糙。

因此，本文的主要贡献有以下几点：首先，在前人研究的基础上，将劳动力流动、收入差距与农户贫困建构于一个分析框架内，从而为解决农户贫困提供一定的借鉴价值；其次，探讨了劳动力流动影响农户贫困的路径，从而为精准扶贫提供启示意义；最后，采用具有代表性的追踪调查数据，从而更好了解中国农村居民贫困的动态过程。

二、数据来源、变量选取与模型构建

(一)数据来源

本文采用2014年中国家庭追踪调查数据(简称“CFPS2014”)。该数据是两年一期的跟踪调查数据，旨在通过对全国代表性样本村居、家庭、家庭成员的跟踪调查，反映中国的经济发展与社会变迁状况。按调查单位层级来分，CFPS 访问卷包括 3 种：个人问卷、家庭问卷和村(居)问卷。个人问卷的目的在于了解样本个体的状况，包括个体身体状况、职业状况、受教育状况等；家庭问卷的目的在于了解个体生活环境、生活设施、社会经济地位等；村居问卷的目的在于了解样本家庭所在的环境。根据研究的目的和需要，本文采用最新公布的2014年全国家庭调查数据，剔除不相关和缺失的变量，只选取了调查问卷中的部分样本，最终选择14152个农村居民样本。

(二)变量选取

“农户贫困”是本文关心的重点，也是本项研究的被解释变量。贫困线的确立是研究贫困问题的先决条件，但在社会经济发展过程中，收入水平和消费水平不断变化，因此贫困标准也随之发生改变。多数学者采用国际贫困线标准，世界银行曾宣布按照购买力平价计算，将国际贫困线分别划分为人均每日生活支出1美元和2美元的标准(刘一伟，2017)。在本项的研究中，也采用国际贫困线来衡量农户贫困，贫困者赋值为“1”，反之赋值为“0”。其中，人均每日消费1美元以下的农村居民占比0.83%，人均每日消费2美元以下的农村居民占比6.58%。需要说明的是，根据国务院的规定，在2008年将相对贫困线与绝对贫困线合并为统一的贫困线，即将农村居民收入2300元作为国家贫困的统一标准，因此，我们采用国家贫困线进行稳健性检验。

“劳动力流动”是核心解释变量，本文用家庭中是否有劳动力外流进行衡量。古典学派认为劳动力参与非农就业是个体为了追求个体利益最大化而进行的理性决策，实际上属于人力资源的重新配置。然而，黄枫等(2015)认为家庭中劳动力外出流动，不但要考虑自身的因素，而且也受家庭其他成员及家庭状况的影响。换言之，劳动力外流是家庭成员共同的决策，劳动力外流的追踪目标是谋取家庭利益的最大化。因此，劳动力外流能够影响家庭层面的收入或者消费。

“收入差距”是本文的另一个核心变量。衡量收入差距的指标众多，在目前的学术研究中，主要采用基尼系数、泰尔指数、分位数支出比等方法进行衡量。在本研究中，主要采用基尼系数的衡量方法，计算调查者所在区县的基尼系数，经测算后共得出162个区县的收入分配情况。此外，考虑到基尼系数对中等收入水平的变化特别敏感，衡量收入差距的另一个指标泰尔熵T指数对上层收入水平的变化很明显，泰尔熵L和V指数对底层收入水平的变化敏感，因此，我们选取泰尔熵指数进一步衡量收入差距，从而与基尼系数形成良好互补。

为了求出劳动力流动与收入差距对农户贫困的净效应，排除其他变量对结果可能造成的偏差，本文在模型中加入了个体层面、家庭层面与村级层面的控制变量。个体层面的控制变量，主要包括户主年龄、性别、婚姻、教育程度与政治面貌；家庭层面的控制变量，主要包括家庭规模、家庭是否有集体土地、社会资本；村级层面的控制变量，主要包括村级医务人员数量、村庄是否灾害区、村庄是否属于矿产区、村庄到县城的距离。具体变量的选取、定义与描述如表1所示。

表1 变量的选取与定义

(三)模型构建

本文使用 CFPS2014家庭中有劳动力流动的农村劳动力样本考察农户家庭贫困的影响因素，因此设定以下Logit 模型：

(1)

式(1)中，Yi是农户家庭 i 是否贫困的二值变量(0=非贫困；1=贫困)，Xi为影响因素向量。

考虑到本文认为收入差距可能是影响劳动力流动与农户贫困的中介变量，因而需要检验收入差距是否起到了中介效应。温忠麟等(2004)提出的中介变量检验方法，不仅分析了存伪错误率的控制，同时还考虑了弃真错误率的控制。根据此中介变量检验方法检验收入差距所起到的作用机制，估计模型如下：

Pooryi=α0+α1LF+α2Xi+εi

(2)

Ginifi=β0+β1LF+β2Xi+εi

(3)

Pooryi=κ0+κ1LF+κ2Ginii+κ3Xi+εi

(4)

式(2)、式(3)与式(4)中，Pooryi指代的是农户贫困，LF表示劳动力流动，Ginifi表示收入差距，Xi表示所有控制变量，εi表示随机扰动项。首先要检验系数α1的显著性，如果不显著，表示不相关；反之，如果显著，则进一步检验系数β1与k2的显著性，如果系数β1与k2全部显著，那么表明存在中介效应，如果至少一个不显著，需要再次进行Sobel检验，如果通过显著性检验，表明中介效应成立，如果没有通过显著性检验，表明中介效应不成立。

三、实证估计结果

(一)劳动力流动对农村居民贫困的影响

上文分析显示劳动力流动与农户贫困息息相关，但由于具体社会情境的差异性，难以确定劳动力流动与农户贫困是正相关还是负相关。因此，我们首先分析劳动力流动对农村居民贫困的影响。

表2 劳动力流动对农村居民贫困的影响

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

表2报告了劳动力流动对农村居民贫困的影响。方程(1)到方程(4)展示了每日人均消费1美元作为贫困标准的回归结果。方程(1)未添加任何控制变量，发现劳动力流动没有通过显著性检验，表明劳动力流动并不能缓解农村居民贫困。考虑到其他因素可能影响回归结果的稳健性，我们在方程(2)、方程(3)和方程(4)中分别添加了个体层面、家庭层面与村级层面的控制变量，发现劳动力流动除了在方程(2)中不显著外，在方程(3)和方程(4)中，分别在5%和1%的统计水平上显著，且回归系数的符号为负，表明劳动力流动降低了农村居民发生贫困的概率。

方程(5)到方程(8)展示了每日人均消费2美元作为贫困标准的回归结果。发现无论是未添加控制变量还是添加控制变量，劳动力流动无一例外均在1%的统计水平上显著为负。方程(8)中，相比于没有劳动力流动的农村居民，劳动力流动降低了农村居民发生贫困的71.13%，这充分说明了劳动力流动有助于缓解农村居民的贫困状况。总之，无论是以每日人均消费1美元作为贫困线还是以每日人均消费2美元作为贫困线，劳动力流动均显著降低了农村居民发生贫困的可能性。

(二)稳健性检验

上文采用每日人均消费1美元与每日人均消费2美元作为贫困线，发现劳动力流动能够降低农村居民发生贫困的可能性。但为了检验结果的稳健性，我们采用人均年收入2300元的国家贫困线，再次检验劳动力流动对农村居民贫困的影响。回归结果见表3，当采用人均年收入低于2300元衡量贫困时，劳动力流动依然能够降低农村居民发生贫困的概率。以方程(4)为例，劳动力流动在1%的统计水平上显著，且回归系数符号为负，计算可得，相比于没有劳动力流动的农村居民，劳动力流动的农村居民发生贫困的概率降低了86.83%。

表3 稳健性检验：国家贫困线

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

(三)内生性问题的处理

劳动力流动与农村居民贫困具有潜在的内生性，一方面，外流劳动力可能从事第二产业或者第三产业，收入水平相对较高，从而降低其发生贫困的概率；另一方面，农村居民可能为了改善其贫困现状，选择外出务工等，即提高了其外出流动的可能性。为了解决关键变量潜在的内生性问题，本文选取被访者所在地区的平均劳动力流动人数作为农村家庭劳动力流动的工具变量。需要说明的是，一个地区的平均劳动力流动情况能够很好表明该地区的劳动力外出状况，满足工具变量相关性的条件；而其他人劳动力流动并不能影响被访者的贫困状况，这又满足了工具变量外生性的要求。表4报告了工具变量回归的估计结果，Wald 检验的结果表明可以在1%的显著水平上拒绝变量外生性假设，即原模型存在内生变量。在一阶段估计中，工具变量的p值为 0.00，系数在 1%的水平上显著为正，方程的 F 值为295.28，说明不存在弱工具变量，因此选择地区的平均劳动力流动作为工具变量是合适的。回归结果表明，劳动力流动的回归系数仍然在1%的水平上显著，且回归系数大小与方向同表2基本一致，也就是说当处理了内生性后，劳动力流动依然能够显著降低农村居民发生贫困的可能性。

表4 内生性检验结果

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

四、劳动力流动影响农村居民贫困的机制分析

上文分析指出收入差距显著地降低了农村居民发生贫困的概率，这预示劳动力流动对不同群体的消费支出影响程度存在差异，劳动力流动可能通过提高收入水平与缩小收入差距来降低贫困发生的概率。本部分将分两步来验证这一观点：首先检验劳动力流动是否缩小了收入差距，然后分析收入不平等如何影响农村居民贫困。

(一)劳动力流动对收入差距的影响

表5报告了劳动力流动对收入差距的影响。方程(1)和方程(5)中，未添加任何控制变量，发现劳动力流动均在1%的统计水平上显著，且回归系数符号为负，表明无论是采用基尼系数还是泰尔指数衡量收入差距，劳动力流动能够降低收入差距。考虑到其他变量可能影响回归结果的稳健性，我们在方程(2)到方程(4)及方程(6)到方程(8)中，分别添加了个体层面、家庭层面与社会层面的控制变量，发现劳动力流动无一例外在1%的统计水平上显著，且回归系数的符号为负，这充分表明劳动力流动能够显著降低收入差距。

与此同时，劳动力流动与收入差距也可能存在内生性。对此，采用联立方程模型并考虑劳动力流动的决策因素与收入差距的决策因素，在劳动力流动方程中加入的变量包括是否有高污染企业、集体经济投资与村外出打工占比等；在收入差距方程中，加入了受教育程度、家庭规模与社会资本等。联立方程模型的估计结果如表6所示。劳动力流动与收入差距确实存在双向因果关系，收入差距方程的回归结果表明：无论是采用基尼系数还是泰尔指数，劳动力流动的参数估计值显著为负，加入上述控制变量后，劳动力流动的参数估计值依然显著为负，表明劳动力流动确实改善了收入不平等。

表5 劳动力流动对收入差距的影响

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%统计水平上显著。

(二)劳动力流动影响农村居民贫困的机制分析

在上文分析的基础上，我们进一步分析了劳动力流动对不同收入差距状况下农户居民贫困的影响。回归结果见表7。

表7 收入差距的中介效应分析

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

可以发现，当收入差距较大与收入悬殊时，劳动力流动对农村居民贫困分别起到“缓冲”与“加剧”的作用，即劳动力流动改善了收入差距较大的农户贫困，但却提高了收入差距悬殊农户发生贫困的可能性。需要说明的是，当以每日消费2美元作为贫困线时，劳动力流动能够降低收入差距比较平均农户发生贫困的概率。总之，表7的回归结果表明收入差距在劳动力流动与农户贫困的关系中起到了中介效应。

表8和表9报告了收入差距对农村居民贫困的影响。研究发现，无论是以每日1消费美元衡量贫困还是每日消费2美元衡量贫困，基尼系数均在统计水平上显著为正，这表明基尼系数的扩大提高了农村居民发生贫困的可能性。进一步采用泰尔指数衡量收入差距，发现泰尔指数也均在统计水平上显著，且回归系数符号为正，表明泰尔指数的扩大也提高了农村居民发生贫困的概率。总而言之，收入差距的恶化提高了农村居民陷入贫困的可能性，表明本文的假设2成立。

表8 收入差距对农村居民贫困的影响(每日消费1美元贫困线)

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

表9 收入差距对农村居民贫困的影响(每日消费2美元贫困线)

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

需要说明的是，在方程(3)与方程(9)中，在控制其他变量的基础上，添加了劳动力流动与基尼系数的交互项，发现无论是以每日消费1美元衡量贫困还是以每日消费2美元衡量贫困，劳动力流动与基尼系数对农村居民贫困的影响同前文分析的一致。我们重点关注的是劳动力流动与基尼系数的交互项是否显著以及回归系数符号的方向，发现劳动力流动与基尼系数交互项的回归系数均在10%统计水平下显著，且回归系数的符号为负，这充分说明了收入差距是劳动力流动影响农户贫困的重要机制之一，劳动力流动缓冲了收入差距对农户贫困的不利影响。为了检验回归结果是否稳健，我们在方程(6)与方程(12)中加入了泰尔指数与劳动力流动的交互项，发现劳动力流动与泰尔指数的交互项分别在10%与1%的统计上显著为负，这与劳动力流动与基尼系数的交互项回归结果一致，证明本文的研究结论具有高度的稳健性。

五、结论与对策建议

解决农村居民的贫困是我国实现精准扶贫、精准脱贫的关键。而在过往的几十年里，中国农村劳动力外流已经成为普遍的社会现状，劳动力流动本质上出于理性人的逐利性，可能改善农户的家庭收入与支出水平。同时在中国经济发展的过程中，伴随着收入不平等的加剧，可能会影响我国农村地区的减贫与脱贫。基于此，本文利用2014年中国家庭追踪调查数据(CFPS)，考察劳动力流动对农户贫困的影响及其作用机制，得出如下研究结论：第一，无论是采用人均每日消费1美元还是人均每日消费2美元衡量农村居民贫困，劳动力流动显著改善了农村居民贫困状况；第二，劳动力流动能够提高农村居民收入水平，缩小农村居民的收入差距；第三，劳动力流动可以通过影响收入差距，改善贫困农村居民的收入不平等而缓解农户的贫困状况，即改善农村居民贫困实现精准扶贫与脱贫遵循“劳动力流动→收入差距缩小→居民贫困”的作用机制。

目前农村地区扶贫成本不断提高，减贫效应不断下降，而本项研究发现劳动力流动能够有效缓解农村居民贫困，这为我们寻求解决农村居民贫困方式提供了启示意义。一方面，合理引导农村劳动力流动，这要求做到以下几点：首先，在农村劳动力尤其是青壮年劳动力面临着“养儿养老”双重压力的情况下，不断完善农村社会保障制度，解决劳动力外出的后顾之忧；其次，不但农村劳动力应通过自身提高其人力资本积累，而且政府应该营造公平的劳动力市场；最后，加大农村公共卫生和医疗投入，改善农村劳动力的健康状况，推进正规教育和技能培训等在内的非正规教育改革，提升农村劳动力受教育水平，增强农村居民的自我发展能力。另一方面，改革我国收入分配体制，缩小收入差距。虽然改革开放带来了中国经济的高速增长，但中国居民并没有均等地享有改革开放带来的红利，经济增长创造的财富没有在国民间均等地分配。中国的收入差距已经高于国际警戒线，收入不平等现象急剧恶化，同时，长期形成的利益失衡与利益固化藩篱，使个体难以实现向上流动。值得欣慰的是，习近平总书记在党的十九大报告中指出“扩大中等收入群体，增加低收入者收入，调节过高收入，取缔非法收入。加快推进基本公共服务均等化，缩小收入分配差距。”因此，政府理应关注收入分配不公平现象，规避收入差距对农村居民带来的不利影响。

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