劳动力流动、收入差距与城乡居民相对贫困

钱力 张轲

摘 要：基于乡村振兴与城乡融合战略背景，本文利用中国家庭追踪调查项目微观数据，构建Logit模型，考察劳动力流动、收入差距与城乡居民相对贫困之间的关系。研究表明：农村劳动力流动对农户相对贫困具有显著减贫效应，城镇劳动力流动会提升城镇居民发生相对贫困的可能性；农村劳动力流动会缓解农村地区收入差距，城镇劳动力流动会加剧城镇地区收入差距；在收入差距相对合理与收入差距较大时，农村劳动力流动对农户相对贫困分别起到“加剧”与“缓解”的作用，而城镇劳动力流动在不同收入差距状况下均会“加剧”居民相对贫困状况；收入差距在劳动力流动影响居民相对贫困过程中起到调节作用，其缩小会达到减贫效果。

关键词：劳动力流动；收入差距；减贫效应；Logit模型

中图分类号：F063  文献标识码：A  文章编号：1001-148X（2023）01-0059-09

收稿日期：2021-11-29

作者简介：钱力（1981-），男，安徽定远人，教授，博士，研究方向：区域经济学与农村经济；张轲（1997-），女，安徽淮南人，硕士研究生，研究方向：区域经济学。

基金项目：国家社科基金重大项目“中国共产党反贫困思想百年发展史研究”，项目编号：20&ZD016；安徽省高校科研计划重大项目“劳动力流动对城乡融合发展的影响研究”，项目编号：2022AH040085。

一、引 言

贫困是经济发展中需要解决的难题之一，减贫是大多数发展中国家努力实现的重要目标。改革开放以来，随着区域经济的快速增长和政府专项扶贫计划的开展，中国的贫困人口规模性递减，取得卓越的减贫绩效。截至2020年底，中国贫困人口全部脱贫，但并不意味着贫困问题得到彻底解决，中国将进入消除相对贫困的后贫困时代。鉴于个体资源禀赋差异，社会发展过程中始终存在相对贫困问题［1］。城镇化进程的推进带动了区域经济发展，同时也使得贫困随劳动力流动实现了城乡转移，相对贫困特征表现为城乡人口交织的分散式贫困。乡村振兴是立足个人和乡村建设的整体设计，能有效解决城乡发展失衡难题。因此，基于城乡融合视角依托乡村振兴的发展破解相对贫困成為亟待研究的重大课题。

改革开放以来，我国的城镇化和工业化发展迅速，经济增长取得了显著成效。与之相伴，中国劳动力大规模从农村向城市、从城市向城市、从农业部门向非农业部门转移。这种流动和迁移有助于劳动力资源及其附着要素的有效配置，其经济学逻辑概括为劳动力资源从低效率流向高效率部门产生再配置效应，为经济增长贡献力量［2］。在当今社会发展中，劳动力迁移已经成为一种普遍现象，而这一社会现象背后的深层次原因与区域相对贫困有着重要的联系。有研究表明，农业生产始终低于非农业劳动力的边际要素产出效应，劳动力流动对居民减贫增收［3］、增加家庭成员福利、促进城乡一体化发展有重要意义。

收入差距对经济增长的“涓滴效应”有阻碍作用［4］，库兹涅茨倒 U 曲线也验证了在经济发展初期收入差距扩大对经济增长的减贫效应存在阻力。可见，在城乡二元经济结构的社会背景下，收入分配的不平衡越来越成为减贫的障碍。同时，持续增大的城乡收入差距也加速了农村地区劳动力大规模流动，成为诱使劳动力流动的最关键拉力因素［5］。与劳动力流动作用居民相对贫困的机制相比较，收入差距又是以怎样的机制路径作用于居民相对贫困的呢？

二、文献综述

在社会经济发展过程中，随着消费和收入水平的升级，贫困内涵不断更新，致使贫困标准也不断变化。2020年以后，中国贫困特征由“绝对”向“相对”转变，由“农村”向“城乡”转变［6］。同时，相对贫困的内涵决定了减贫不仅仅是增收，还应重视收入分配的合理性。中国相对贫困线的设置要考虑基本国情，注重充分反映城乡相对贫困现状［7］，还要兼顾平衡扶贫工作，有效衔接原先的绝对贫困线与新的相对贫困线。现在国际上运用最广泛的测算相对贫困的方法有两种，世界银行社会贫困线与 OECD 国家收入比例法。由于中国城乡居民收入差距短期内不会缩小，不宜用“全国一条线”方式界定相对贫困。因此，本文采取 OECD 国家收入比例法的“城乡两条线”方式，分别选取城镇、农村居民可支配收入中位数的40%、50%来界定城镇、农村当年的相对贫困线。既可以避免出现大规模的新的相对贫困人口群体，同时有助于缩小城乡收入差距。

民工荒的爆发导致竞争与分割并存的劳动力市场开始动摇，剩余劳动力无限供给的局面被打破，劳动短缺［8］、人口红利消减问题［9］日益凸显，中国劳动力进入“刘易斯拐点”。在此背景下，劳动力流动的居民增收效应研究尚未得出一致结论［10］，就其减贫效果而言，目前主要存在三种观点。第一，贫困减缓论，该观点认为劳动力流动使得劳动力资源及其附载要素在时空层面得到有效配置，达到减贫、缩小收入差距、改善家庭福利、促进土地流转、深化农村市场和提升农业生产率等积极作用［11-12］；第二，贫困加剧论，该观点指出由于劳动力在地区间大幅度迁移，给原地区带来巨大的社会成本，破坏了原地区经济和社会秩序，还会出现迁移人口的人均汇款少于其在没有迁移的情况下的边际产出的情况，进而使得贫困状况恶化［13］；第三，减贫效果的不确定性论，根据这一观点，劳动力迁移是否能够缓解贫困，降低相对贫困发生率，取决于劳动力迁移的具体社会情境，比如迁移方向、区位和规模等，劳动力流动对不同居民贫困的缓解效应存在差异性和不确定性［14］。基于上述分析，可见劳动力流动与居民贫困之间关系密切，但劳动力流动对减贫有正向还是负向影响尚无定论。

关于收入差距的扩大是否会阻碍经济增长的减贫效果，学界也有不同认识。有的学者讨论了分项收入不均等性的扶贫弹性，结果表明分项收入的不平衡对低收入人群脱贫有负向影响［15］。同时也有学者利用Shapley分解得出一致结论，指出收入增长可以显著降低贫困，而收入差距的扩大会影响减贫效果［16］。还有基于社区和个体层面，研究得出收入差距不仅使得教育、医疗和财政资源在地区间配置不均衡，还提高了居民的贫困发生率，使其陷入贫困状态［17］，在此基础上，进一步利用弹性分析方法得出降低组内不平等程度对减贫具有重要作用［18］。

一些国外学者实证分析证实通过引导劳动力合理有效率的流动可以有效收敛流动人口的收入分配差距［19-20］，劳动力与收入差距之间是紧密相关的。现有研究劳动力流动与收入差距的文献主要沿四条主线展开：第一，城乡劳动力流动对城乡收入的分配效应，研究发现劳动力流动和收入差距扩大的现象将持续并存［21］，同时叠加效应会使差距进一步扩大［22］，而存在这种现象的原因是中国的房价门槛［23］；第二，地区间预期收入差距对劳动力流动的影响，通过构建结构式劳动力流动选择模型，显示劳动力的转移意愿会随地区间预期收入差距的扩大而逐渐增强；第三，农村劳动力流动对农村收入差距的影响，通过对迁移人口收入分配效应的研究，结果表明迁移一方面虽然能减贫增收，但另一方面会扩大农村居民收入差距扩大的负向影响［24］；第四，城市外来劳动力对城市内部工资差距的影响，劳动力迁移是一个具有经济效率的“帕累托改进”过程，虽然可以促进城市居民的工资增长［25］，但利用RIF分解发现劳动力流动会拉大城市内部工资差距，而整体工资差距中大部分是由工资差距中不合理的部分組成［26］，究其原因是来源于就业岗位之间和内部的工资差异和歧视等无法解释的因素［27］。由上述分析可知，劳动力流动和收入差距之间存在双向影响，且劳动力流动可能会扩大城乡收入差距，而对农村收入差距的收敛起到积极作用。

综上所述，现有研究大多聚焦于劳动力流动对农户贫困的影响，或是收入差距对贫困的影响，再或是分析劳动力流动与收入差距之间关系，很少有结合劳动力流动、收入差距与城乡相对贫困这三个要素，并进一步探索收入差距是否作为中介变量作用于劳动力流动与居民相对贫困之间的研究。囿于数据的可得性，原先研究所用数据过于粗糙，缺乏微观视角的考察，这为本文留下了很大的探索空间。

三、理论分析与研究假设

（一）劳动力流动的减贫效应理论分析

FGT贫困指数是国际社会常用的具有可分可加性的贫困度量指标，表示形式如下：

Pα=1n∑qi=1z－yizα（1）

其中，z、yi、n依次表示贫困线、第i个贫困人口的收入、总人口；α在取值为0、1、2时分别用来反映贫困的广度、深度和强度。

Son在贫困二要素分解的基础上提出四要素分解法，不仅包括常用的增长效应和不平等效应，还包括人口迁移效应［28］，具体演算过程如下所示，贫困在第1到2时期的变化为：

ΔP=P2－P1（2）

P1=∑if1iP1i，P2=∑if2iP2i（3）

其中，P1i、P2i、f1i和f2i分别表示第i部门在第1、2时期的贫困指数和人口份额。对上式进一步改写：

ΔP=12［∑if1i（P2i－P1i）+∑if2i（P2i－P1i）］+12［∑iP1i（f2i－f1i）+∑iP2i（f2i－f1i）］（4）

其中，贫困的变化分解成右式中两部分，一是各部门内部贫困变化对总体贫困的影响；二是部门间的人口份额的变化对总体贫困的影响。

令fi=f1i+f2i2，Pi=P1i+P2i2，（4）就可简化为：

ΔP=∑ifiΔPi+∑iPiΔfi（5）

从式（5）中可以知道劳动力从贫困的农村地区向相对富裕的城市地区迁移会减少整体贫困；而劳动力在城市与城市间流动，整体贫困状况的改变具有不确定性。因此，不提出具有“方向性”假设，仅提出以下假设：

H1：劳动力流动对城乡居民相对贫困具有显著作用。

（二）收敛收入差距利于减贫的理论分析

为了计算贫困的跨期变化，首先要测算各个时期的贫困水平。FGT贫困指数的变化取决于贫困线、平均收入和收入分配。公式如下所示：

P=P（z，u，L（P））（6）

其中，u和L（P）分别表示平均收入和洛伦兹曲线。当z不变时，贫困的变化就取决于收入水平和收入分配的变化。Kakwani针对以往分解过程的缺陷，提出一种符合5条公理化原则的分解方法，第i部门的贫困变化可表示成：

ΔP=P2－P1=12［P（u2i，L1i）-P（u1i，L1i）+P（u2i，L2i）-P（u1i，L2i）］+12［P（u1i，L2i）-P（u1i，L1i）+P（u2i，L2i）-P（u2i，L1i）］（7）

其中，右式加号左右两边分别是增长效应和不平等效应，结果与Shapley推导结果相同，上式可以简化为：

ΔPi=ΔPig+ΔPii（8）

结合式（4）、式（5）、式（8），贫困的整体变化可以描绘为：

ΔP=∑if-（ΔPi）g+∑if-（ΔPi）i+∑iPi（Δfi）（9）

如上式（9），整体贫困分解成增长效应、部门内部不平等效应、部门间人口流动效应。由式（9）可知收敛部门内部的不平等效应可以缓解贫困，基于此提出以下假设：

H2：缩小收入差距具有减贫效应。

（三）劳动力流动对收入差距的影响理论分析

劳动力流动可以提高农民收入水平，有效缩小农村地区内部收入差距，而劳动力迁移对城市内部收入差距的影响尚未得出一致结论，于是这里着重推导劳动力流动与城市收入差距间的关系。为研究城市内部收入差距，将城市经济生产部门分为正规和非正规两种，生产函数如下：

Y=ALαFL1-α-βNKβ（10）

其中，LF、LN、K分别是城市正规和非正规部门劳动力数量和资本投资。且0<α<1，0<β<1，在竞争市场下，劳动力的边际产出决定了他们的工资，则可由上述生产函数计算得到两类劳动力市场的工资为：

WF=YLF=αALα－1FL1－α－βNKβ（11）

WN=YLN=（1－α－β）ALαFL－α－βNKβ（12）

劳动力流入城市的两类劳动力市场后，上述收入表示如下：

W*F=αA（LF+MF）α－1（LN+MN）1－α－βKβ （13）

W*N=（1－α－β）A（LF+MF）α（LN+MN）α－βKβ（14）

其中，MF、MN分别是流入城市正规与非正规部门的劳动力数量。

令M=MF+MN，λ=MF/MN，两部门工资性收入差距可进一步表示为：

W*FW*N=α1－α－βLN+M1+λLF+λM1+λ=α1－α－β（1+λ）LN+M（1+λ）LF+λM（15）

由上式可求收入差距关于劳动力流动的导数，进一步分析两者之间的关系，求导结果如下：

MW*FW*N=α1－α－β1+λ（LF－λLN）1+λLF+λM2>0λLF/LN（16）

由上式推导结果可知，导数的符号与λ挂钩，当劳动力受教育水平不变时，劳动力总量对收入差距的影响会受到其受教育程度结构的影响，劳动力流动又会改变居民的相对贫困状况，上述又证明了不平等效应的变化会影响贫困的整体变化。由此可知收入差距可能在劳动力流动作用于居民相对贫困的过程中起到调节作用。基于此，提出以下假设：

H3：收入差距在劳动力流动影响城乡居民相对贫困过程中具有调节作用。

四、研究方法与数据说明

（一）模型设定

本文采用CFPS2018数据库中有劳动力流动的家庭劳动力样本考察居民家庭相对贫困的影响因素，由于被解释变量是定性变量，因此采用二元Logit模型：

P（Yi=1Xi）=11+e－（β1+β2xi）=eZi1+eZi（17）

机会比率（OR）=Pi1-Pi，取对数则有：Li=ln（Pi1－Pi）=Zi=β1+β2xi（18）

其中，Yi是农户i是否贫困的二值变量，Xi为影响因素向量。

对于经济发展过程中的“马太效应”表明收入差别对贫困的影响最为显著［29-30］。因此，衡量收入差距对相对贫困的影响至关重要。当前用来衡量收入差距最为广泛的测度方法是基尼系数，它能直观地反映和监控贫富差距，警示和防止贫富分化。基尼指数的计算公式如下：

G=∑ni=1WiYi+2∑n－1i=1Wi（1－Vi）－1（19）

其中，Wi是i户人口占总人口的比值；Yi是i户人均收入占总人均收入的比值；Vi是Yi从i=1到i的累计数。

考虑到收入差距可能在劳动力流動作用于居民相对贫困过程中起到调节作用，有必要检验收入差距是否起到了中介效应，因此采用中介变量检验法进行检验。

（二）变量选取

“农户相对贫困”是被解释变量，也是本文研究的重点。相对贫困线的建立是研究相对贫困问题的先决条件，但自2020年后中国步入相对贫困阶段，在中国的扶贫工作中，相对贫困的定义没有明确的标准。目前国际组织和高收入国家的主要贫困模式是相对贫困，这为我国相对贫困的界定提供了借鉴。本文根据中国的实际情况采用现在运用最广泛的OECD国家收入比例法设定相对贫困标准。收入比例法又分为两种，一种是“全国一条线”方式，按照全国人均可支配收入中位数的40%、50%、60%划分相对贫困界限；另一种是城乡分开，各按人均可支配收入中位数比例划分相对贫困标准。考虑到中国城乡融合和分割并存的现状，农村的相对贫困标准选在人均可支配收入中位数50%，城镇的选在人均可支配收入中位数40%。

“劳动力流动”是核心解释变量，采用家庭中是否存在劳动力迁移来考察。劳动力迁移不仅是“利己性”的个人决定，更是谋取家庭利益最大化的“利他性”理性决策。在一定程度上，劳动力流动可以看作是劳动力及其附着要素资源的有效配置。从而个人在获得迁移收入、提高生活消费水平、降低贫困发生率、增进福祉的同时为家庭提高了生活质量、改善了家庭成员的福利。因此，劳动力流动可以影响家庭的收入和福利。

“收入差距”是另一个核心解释变量，目前常用基尼系数来衡量一个国家或地区居民收入差距。它是一个介于0、1之间的比例值，数值越接近1表明收入分配不平等程度越高，能够综合考察居民内部收入分配的差异，直观地反映和监控贫富差距，预防贫富两极分化。

（三）数据说明

本文基于微观视角，根据科学性和数据可得性原则，选取2018年中国家庭追踪调查数据（简称 CFPS）。其中，CFPS问卷包括个人、家庭和村（居）问卷。个人问卷的目的在于了解个体基本信息，包括个人的健康、婚姻、受教育情况等；家庭问卷的目的在于了解个体所处家庭基本信息，包括家庭（经济）关系等；村（居）问卷的目的在于了解村（居）的基本信息，包括区县的特征、所处地理环境、医疗卫生状况等。根据研究需要，本文采用2018 年全国家庭调查数据，首先对数据进行清洗，在剔除数据中不相关变量、缺失和异常值后，最终选取居民样本共13901个，其中包括8050个农村居民样本，5851个城镇居民样本。文中变量的选取和定义详见表1。

五、实证分析

（一）劳动力流动对城乡居民相对贫困的影响

劳动力流动与居民贫困之间密切相关，但劳动力流动对减贫有正向还是负向影响尚无定论，未提出具有“方向性”假设。因此，首先分析劳动力流动分别对城乡居民相对贫困的影响，并在此基础上分为东部、中部、西部地区进一步空间分布异质性分析。如表2，分析劳动力流动对农村居民相对贫困的影响。

如表2，将农村居民可支配收入中位数的50%作为农村相对贫困标准。首先，分析东部地区劳动力流动对农村居民相对贫困的影响，模型（1）-（2）分别是不添加和添加个体层面控制变量，发现劳动力流动回归系数显著为正，表明劳动力流动不具有减贫效果。基于模型稳健性的考虑，在模型（3）-（4）中分别添加了家庭和村级层面的控制变量，回归结果显示劳动力流动回归系数均显著为负，表明劳动力流动具有减贫效应。同理，可看出中部地区和西部地区的劳动力流动回归系数均显著为负，表明劳动力流动可以缓解农村居民的相对贫困。计算得出相较于没有劳动力流动的农村居民，东部、中部、西部地区劳动力流动的农村居民发生相对贫困的概率降低了78. 68%、89. 62%、67. 14%。

如表3，将城镇居民可支配收入中位数的40%作为城镇相对贫困标准。首先，分析东部地区劳动力流动对城镇居民相对贫困的影响，模型（1）中不加入控制变量，发现劳动力流动回归系数显著为正，表明劳动力流动不能缓解城镇居民相对贫困。基于模型稳健性的考虑，在模型（2）-（4）中分别添加了个体、家庭、村级三个层面的控制变量，发现在模型（2）-（4）中，劳动力流动回归系数均显著为正，这说明劳动力流动并不能减缓城镇居民的相对贫困。同理，中部地区得出与东部地区一致的结论。再看西部地区，在模型（9）-（12）中，劳动力流动的回归系数在添加控制变量之前为正，在依次加入控制变量后回归系数变为负，但模型均未通过显著性检验。计算得出相较于没有劳动力流动的城镇居民，有劳动力流动的东部、中部地区城镇居民发生相对贫困的概率增加了45. 83%、169. 93%，而西部地区劳动力流动的城镇居民发生相对贫困的概率降低了19. 61%。

（二）稳健性处理

按照上述城乡分开划定的相对贫困标准，回归结果显示劳动力流动能够减缓农村居民相对贫困，但会增加城镇居民相对贫困的发生率。为了确保结论的可靠性，这里进行稳健性检验，采用全国一条线方式即全国人均可支配收入中位数的40%作为界定相对贫困的标准，探索劳动力流动对城乡居民相对贫困的影响，回归结果如表4所示。

如表4，当采用全国一条线衡量相对贫困时，劳动力流动依然能够降低农村居民发生相对贫困的概率，而增加城镇居民相对贫困发生的可能性。在加入各个层面控制变量的前提下，模型（4）中，劳动力流动回归系数显著为负，与没有劳动力流动的农村居民相比，具有劳动力流动的农村居民发生相对贫困的概率降低了87. 75%；模型（8）中，劳动力流动回归系数显著为正，与没有劳动力流动的城镇居民相比，具有劳动力流动的城镇居民发生相对贫困的概率增加了47. 91%。由此验证假设H1成立。

（三）内生性分析

劳动力流动与居民相对贫困之间存在潜在的内生性，一方面居民为降低相对贫困发生率和增加家庭福利选择外流；另一方面居民从事非农产业，获得较高的转移收入，因而达到减贫效果。为了解决关键变量的内生问题，选取了被调查者所在地区的劳动力流动的平均人数作为农户劳动力流动的工具变量。地区劳动力流动人数的均值在很大程度上可以反映出该地区的劳动力流动情况，而其他人的劳动力流动并不影响被调查者家庭的相对贫困程度，符合作为工具变量的要求。

表5是工具变量回归的估计结果，先看农村地区，Durbin和Wu-Hausman F检验得出的P值均为0. 000，拒绝原假设，得出因变量为内生变量。在弱相关检验中，得到了拒绝工具变量弱相关的原始假设，工具变量的相关性很强，由此可知工具变量的选取是合适的。回归结果显示，劳动力流动的回归系数大小与方向仍然同上述一致，这说明当处理了内生性后，劳动力流动依然能够显著降低农村居民相对贫困的发生率。而城镇地区的Durbin和Wu-Hausman F检验结果显示不拒绝原假设即城镇地区的因变量是外生变量。

六、进一步分析

（一）劳动力流动对城乡收入差距的影响

上述指出缩小收入差距能够降低贫困发生的可能性，具有减贫作用。这表明劳动力流动可能通过改变收入水平和收入差距来影响相对贫困。这一部分将分为两个步骤来验证这一观点：第一步是检验劳动力流动对收入差距的影响；第二步是分析收入不平等对城乡居民相对贫困的影响。首先探讨在农村、城镇不同地区上劳动力流动对地区内部收入差距的影响，结果如表6所示。

从模型（1）和模型（5）中可看出，在不添加控制变量的情况下，发现劳动力流动显著，农村地区和城镇地区的回归系数符号分别为负、正，表明农村劳动力流动能够降低农村收入差距，而城镇劳动力流动会扩大城镇收入差距。基于模型稳健性的考虑，在模型（2）-（4）及模型（6）-（8）中，分别添加了个体、家庭与社会三个层面的控制变量，发现劳动力流动均通过显著性检验，这充分证明以上结论。

在上述分析的基础上，进一步分析不同地区劳动力流动对不同收入差距下的城乡居民相对贫困的影响。

由表7回歸结果可知，当农村地区收入差距相对合理与收入较大、悬殊时，农村劳动力流动对农户相对贫困分别起到“加剧”与“缓解”的作用，即劳动力流动改善了收入差距较大和悬殊的居民相对贫困，但却提高了收入差距相对合理的居民发生相对贫困的可能性；当城镇地区收入差距在相对合理、较大与悬殊时，城镇劳动力流动均“加剧”了城镇居民的相对贫困状况。回归结果还表明，收入差距在劳动力流动与居民相对贫困之间起着调节作用。由此验证假设H3成立。

（二）收入差距对城乡居民相对贫困的影响

在各级控制变量的基础上加入劳动力流动与基尼系数的交互项，进一步探究劳动力流动、收入差距与城乡居民相对贫困的作用机制。

由表8可知，农村、城镇地区劳动力流动与基尼系数交互项的回归系数均显著为负，这足以证明收入差距是劳动力流动影响农户相对贫困的重要机制之一，同时劳动力流动弱化了收入差距对农户贫困的消极影响，且由基尼系数前回归系数符号为正验证假设H2成立。

七、研究结论与政策建议

（一）研究结论

基于乡村振兴与城乡融合战略背景，利用中国家庭追踪调查项目微观数据，构建Logit模型，研究劳动力流动、收入差距与城乡居民相对贫困之间的影响，并进一步进行机制分析。为了防止内生性问题的发生，对劳动力流动这一变量进行了工具变量处理，使用的工具变量是被调查者所在地区的劳动力流动的平均人数作为农户劳动力流动，从而保证了估计结果的一致性。主要得到如下结论：（1）农村劳动力流动对农户相对贫困具有显著减贫效应，城镇劳动力流动会提升城镇居民发生相对贫困的可能性；（2）农村劳动力流动会缓解农村地区收入差距，城镇劳动力流动会加剧城镇地区收入差距；（3）在收入差距相对合理与收入差距较大、悬殊时，农村劳动力流动对农户相对贫困分别起到“加剧”与“缓解”的作用，而城镇劳动力流动在不同收入差距状况下均会“加剧”居民相对贫困状况；（4）作为劳动力流动对居民相对贫困的中介变量，收入差距的缩小会达到减贫效果。

（二）政策建议

（1）大力开展职工技能培训项目，探索农民工管理和服务新机制。一方面，提高低技能劳动力的人力资本存量，提升基层劳动者的就业积极性，为乡村经济振兴奠定人力资源基础；另一方面，流入地应将农村劳动力转移和就业纳入经济和社会发展计划中，减少和取消各种收费，充分利用农村市场信息体系，在信息和法律方面切实为农民工服务，提供多种多样的法律服务，倾听农民工的法律诉求，依法维护其合法权益，以此促进农村劳动力更有效率地流动。

（2）推进新型城镇化有序发展，吸引和留住人才。一方面，积极将物联网、云计算等新一代信息技术投入到基础设施建设中，打造协调有序、全面的智能基础设施体系；另一方面，提高产业支撑水平，培育和增强新型城镇化可持续发展能力，才能快速有效积累资金，为优质城市资源和公共资源进入城区奠定坚实基础，创新人才培养机制吸引人才，提高生产生活环境质量，促使新型城镇化与产业发展的良性互动。

（3）完善再分配政策，提高税收、社会保障、转移支付调整的力度和准确度。一方面，通过增加直接税、降低间接税来调整税收结构，具体做法是引入财产税和遗产税，降低增值税和消费税等；另一方面，落实社会保障政策，增加多种社会福利项目，真正实现幼有所育、病有所医、老有所养；在兼顾公平的同时，也要兼顾效率。在转移支付结构安排中，应强调一般性转移支付，辅以考虑效率的特殊补贴。

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LaborMobility， Income Gap and Relative Poverty of Urban and Rural Residents

QIAN Li，ZHANG Ke

（School of Economics， Anhui University of Finance & Economics， Bengbu 233030，China）

Abstract：Based on the strategic background of rural revitalization and urban-rural integration， this paper uses the micro data of China Family Panel Studies to construct a Logit model to examine the relationship between labor mobility， income gap and relative poverty of urban and rural residents.. The research shows that rural labor mobility has a significant effect on reducing the relative poverty of farmers， and urban labor mobility  will increase the possibility of relative poverty of urban residents. Rural labor mobility will alleviate the income gap in rural areas， and urban labor mobility will aggravate the income gap in urban areas; When the income gap is relatively reasonable and the income gap is large and wide， the rural labor mobility plays a role of “aggravating” and “alleviating” the relative poverty of farmers respectively. However， the urban labor mobility will “aggravate” the relative poverty of residents under different income gaps; Income gap plays a moderating role in the process of labor mobility affecting residents relative poverty， and its narrowing will achieve the effect of poverty reduction.

Key words：labor mobility; income gap; poverty reduction effect; Logit model

（责任编辑：周正）