留守经历对新生代农民工多维...人口动态监测调查的经验证据_王亚军.pdf

留守经历对新生代农民工多维贫困的影响 来自中国流动人口动态监测调查的经验证据 王亚军（中国农业大学经济管理学院 北京）郑晓冬（浙江工商大学经济学院 杭州）方向明 陈 典（中国农业大学经济管理学院 北京）摘 要：父母外出务工对农村留守儿童生存发展的影响已被广泛讨论，但少有研究从生命周期视角探讨留守经历与儿童长期发展的关系。本文利用 年中国流动人口动态监测调查（）数据，构建 个维度 个指标的多维测量框架，系统考察了儿童期留守经历对新生代农民工多维贫困的影响。结果表明，（）新生代农民工收入贫困率很低，但多维贫困率较高，健康和社会保障维度贫困是其陷入多维贫困的主要原因。（）留守经历对新生代农民工多维贫困状态和多维贫困指数均有显著的正向影响，且该结果通过了一系列稳健性检验。（）留守经历对女性、“后”、短期流入、省内流动的新生代农民工多维贫困影响更大，父母双方均外出型比父母单方外出型留守经历的作用更明显。（）机制分析结果显示，留守经历产生多维贫困效应的主要原因在于其对新生代农民工健康的显著负面作用。因此，有必要制定针对性政策提升农村留守儿童与新生代农民工人力资本，减轻“拆分型”家庭模式对农村儿童长期发展的不利影响。关键词：留守经历；新生代农民工；多维贫困；中国流动人口动态监测调查一、引言随着城镇化的发展，新生代农民工逐渐成为农民工群体的主体。根据国家统计局的数据，年中国农民工总量达.亿人，其中，年及以后出生的新生代农民工占农民工总数的.。但是，受制于户籍制度等，大多数农民工仍被隔离在平等享受城市教育、医疗、养老等基本公共服务和社会保障之外，“半城市化”的生存状态已使新生代农民工成为城市新贫困人群的主体之一（石智雷等，；吴丽娟等，）。因此，积极关注新生代农民工的多维贫困状况，切实改善该群体的生存发展条件，不仅是实现脱贫攻坚同乡村振兴有效衔接的现实需要，也是提升以人为本的城镇化发展质量的重要环节。以往文献对新生代农民工贫困的实证分析大多见诸于当期决定因素，这在很大程度上忽略了生命历程因素的影响，特别是普遍存在于“后”和“后”农民工的儿童期留守经历（等，）。从生命周期的角度来看，考察留守经历与新生代农民工多维贫困的关系，有助于将留守儿童群体的研究从静态特征分析向动态发展研究延伸，从而拓展已有的研究视角、形成整体和历史的研究视野（叶 王亚军等：留守经历对新生代农民工多维贫困的影响 项目来源：国家自然科学基金青年项目（编号：），教育部人文社会科学研究青年项目（编号：），全国统计科学研究项目（编号：），浙江省自然科学基金项目（编号：）。郑晓冬为本文通讯作者DOI:10.13246/ki.jae.20211214.001敬忠，）。而且，在实践中，研究儿童期留守经历的长期影响不仅有助于将留守儿童成长与社会经济发展进行衔接，而且也能为相应政策的制定提供参考建议。已有研究表明，儿童期是个体行为习惯和性格塑造的关键期，也是人力资本积累的敏感期。生命早期的不幸经历不仅会影响儿童时期的人力资本水平，还会进一步积累传递至成年期，对其长期发展和福利状况产生深远影响（郭磊等，）。因此，如果留守经历对儿童的人力资本积累起到抑制作用，那么留守经历可能对个体成年后的劳动力市场表现的经济福利产生负向影响。那么，留守经历对新生代农民工的多维贫困有影响吗？进一步地，这一影响是否存在群组差异？留守经历又是通过何种途径影响新生代农民工的多维贫困？为回答以上问题，本文基于 年全国流动人口动态监测调查数据，建立 个维度 个指标的多维框架，测量新生代农民工多维贫困水平，并进一步讨论留守经历与新生代农民工多维贫困的关系。研究结果有助于丰富留守经历长期影响的经验证据，同时也对解决新生代农民工群体的贫困问题提供了政策启示。相比既有文献，本文的边际贡献在于：第一，在研究视角上，从生命周期视角切入，着力探讨农民工多维贫困相关研究所忽视的重要决定因素 留守经历；第二，在研究内容上，不仅考察了留守经历对新生代农民工多维贫困的影响，同时还进行了性别、年龄、流入时间、迁移范围、留守类型等方面的异质性分析；第三，本文通过分析留守经历与不同维度贫困的关系探究影响机制，深化了对留守经历与新生代农民工多维贫困关系的理解。二、文献回顾与理论机制分析（一）文献回顾 随着学界对贫困问题认识的加深和拓展，贫困的概念已经逐渐从收入维度转向为权益贫困、能力贫困、精神贫困等多维贫困。当前有关农民工贫困的研究集中体现在两个方面。其一，农民工贫困的识别与测度。根据（）的可行能力剥夺理论，个体贫困程度的识别与测度核心指标是个人发展中的可行能力，贫困测度需多维度多角度来考察，从而进一步反映贫困的本质。例如，何宗樾等（）选取收入、健康、医保、教育、就业等 个维度对农民工多维贫困进行测量，发现户籍制度扩大了农民工群体的多维贫困程度。吴丽娟等（）从教育、健康、资产、社保、融入等建立多维贫困框架研究发现，进城农民工的多维贫困问题相比原居地农民更加严重，健康是影响进城农民工多维贫困的重要因素。其二，农民工的贫困表现与致贫因素分析。目前我国农民工贫困表现主要集中在物质、权利、能力和精神贫困等四个方面（张子豪等，；潘文轩等，；张全红等，），随着中国 年“脱贫攻坚”决战的收官，农村居民和农民工群体的多维贫困和相对贫困问题开始凸显。在农民工致贫因素方面，已有研究主要关注家庭结构、户主特征和户籍制度等因素，并提出了相应的减贫措施建议（郭熙保等，；郭韦杉等，）。在本研究主题的相关文献中，关于农村留守儿童问题的研究已经颇为丰富。父母外出务工对农村儿童的影响主要通过两个方面实现，一是收入效应，父母外出务工有助于增加家庭收入，改善家庭预算约束，一方面通过增加教育投资，形成正向的教育回报率期望效应，另一方面通过改善儿童的膳食、提升儿童营养对儿童人力资本积累有正向影响（高玉娟等，）。二是照料效应，父母外出无疑减少对孩子的照顾和监管，这将对农村留守儿童的学习、健康以及人力资本积累产生负面影响。父母外出务工对农村儿童人力资本积累的“净影响”取决于上述两条途径的综合作用。有研究显示，父母外出对农村留守儿童带来的影响往往是照料缺失带来的负向效应先到，而收入增加带来的正向效应后到（高玉娟等，）。多数研究表明，父母外出务工对留守儿童的教育表现、营养健康与精神状态均有负面作用（丁继红等，）。农业技术经济 年第 期 在留守经历的长期影响方面，已有少量相关文献显示，有留守经历的新生代农民工适应高强度劳动的能力和家庭责任感相对更低，进而导致更频繁的工作流动（王欧，）。与此同时，过于频繁的工作变动将进一步对农民工的社会经济状况产生负面作用（纪韶，）。在近期的相关研究中，等（）发现农村留守儿童成年后更容易产生负面情绪、社交焦虑和自尊心低等心理健康问题，且有更高的罹患抑郁症风险。等（）的研究表明，留守经历将通过阻碍人力资本发展降低新生代农民工的就业质量。同时，留守经历发生时间越早以及时间越长，成年后的就业质量下降幅度更加明显。长期来看，作为新生代农民工的后备军，农村留守儿童很可能对中国的劳动力市场与社会经济发展产生深远影响（谭深，）。（二）理论机制分析虽然目前并没有直接涉及留守经历与新生代农民工多维贫困关系的研究，但从既有文献中可以大致梳理出儿童期留守经历与新生代农民工多维贫困之间关系的可能机制（见图）。根据生命历程理论，在个体生命历程早期，家庭是影响个人发展的最为关键的因素之一，由家庭分离导致的幼时留守经历不仅会影响儿童期的成长与发展，还会产生累积效应传递到成年就业时期，进而影响其人力资本水平、劳动力市场表现和多维贫困状况（石智雷等，）。留守经历对新生代农民工多维贫困的影响主要来自三个方面的综合作用。第一，留守经历可能影响新生代农民工的教育获得与教育表现，进而影响教育维度贫困。一方面，父母外出务工的收入效应有助于改善留守儿童的教育条件，从而可能对其教育水平起到积极作用；另一方面，父母外出务工的照料效应会使得留守儿童缺少教育辅导和监督，从而可能对其学习成绩产生负面影响。与此同时，留守对农村儿童教育表现的作用将进一步积累传递至成年期，从而影响其教育维度贫困。因此，留守经历的教育效应取决于该经历对新生代农民工教育水平的积极与消极作用的相对大小。第二，留守经历可能影响新生代农民工健康水平，进而影响健康维度贫困。理论上，父母外出务工有助于增加家庭收入、减轻家庭消费的约束、改善儿童膳食状况，进而有助于有留守经历的新生代农民工减少健康贫困。但是，由于缺少父母照料与监护，农村留守儿童的安全感更加缺乏，出现精神抑郁的可能性更高。因此，农村留守儿童成年后更可能产生社交焦虑和低自尊等心理健康问题（等，；梁洁霜等，）。与此同时，相比非留守儿童，农村留守儿童的营养不良发生率、患病率（例如佝偻病、贫血）和消瘦发生率都明显更高（侍建波等，；孙波等，），这些儿童时期的健康问题可能会进一步影响其成年后的健康状况。因此，理论上留守经历可能增加新生代农民工陷入健康维度贫困风险。第三，留守经历可能影响新生代农民工就业质量，进而影响收入维度和社会保障维度贫困。现有研究表明，长期留守经历引致的人力资本损失，将使得新生代农民工难以胜任其理想工作。吕利丹（）发现留守经历显著负面影响新生代农民工的收入，等（）发现留守经历通过影响新生代农民工人力资本（教育和健康），进而影响其就业质量，包括工资收入、就业稳定性和社会保障等。当然，就业质量下降也可能减少农民工的人力资本投资，同时高强度劳动也将导致农民工的健康损耗，进而反过来影响人力资本表现（周小刚等，）。总体上，留守经历，特别是长期留守经历很可能降低新生代农民工的工作收入及其相伴的医疗、养老等社会保障水平，从而影响其收入维度和社会保障维度贫困。王亚军等：留守经历对新生代农民工多维贫困的影响 经历发生时期(儿童期)发展积累时期(青少年期)成年就业时期人力资本表现(教育/健康)留守经历人力资本积累劳动力市场表现(收入/社会保障)图 留守经历对新生代农民工多维贫困的影响机制三、研究设计（一）数据来源 本文的数据来自国家卫生健康委流动人口服务中心组织实施的 年中国流动人口动态监测调查（，）。该调查自 年起，进行一年一度的横截面调查，基于分层、多阶段、与规模成比例的抽样方法，覆盖了全国 个省份流动人口较为集中的流入地，每年样本量近 万户，调查对象为在流入地居住一个月及以上，非本区（县、市）户口的 周岁及以上流入人口。该调查内容涉及流动人口及家庭成员基本信息、流动范围和趋向、就业和社会保障、收入和支出、基本公共卫生服务、子女流动和教育等。其中流动人口及家庭成员基本信息、就业和社会保障、教育与健康等内容使得本研究成为可能。考虑到本文关注新生代农民工群体，故保留样本中 年及以后出生的农业户籍流动人口（唐宁等，；等，），最终获得有效样本 个。（二）多维贫困的测量方法本文以 的可行能力剥夺理论为基础，沿用国内外研究主要使用的 方法构建多维贫困框架，对新生代农民工多维贫困进行测度（等，）。方法通过“双界线”法识别多维贫困。第一步，设定多维贫困的维度和相应指标；第二步，设定判断多维贫困的双重界限。其中，第一层界限是样本单个维度上的临界值，用以识别该维度是否受到剥夺；第二层界限是剥夺维度数的临界值，用以识别是否处于多维贫困，并得到多维贫困发生率。进一步考虑处于多维贫困群体被剥夺的份额差异，可得多维贫困指数：c（k）（）其中，为多维贫困发生率，表示至少存在 个维度贫困的人数占比，体现了贫困广度；为多维贫困人口平均被剥夺份额，体现了贫困深度。此外，多维贫困指数还可以对维度（指标）以及子样本进行分解，令，为第 组对总体多维贫困指数的贡献率，则其表达式为：，（）（，）（）（三）变量说明与统计描述.新生代农民工多维贫困。如前所述，本文使用 方法得到的两个指标测量新生代农民工的多维贫困状况。一是反映多维贫困状态指标（），若被访者处于多维贫困状态则取值为，否则为。二是反映多维贫困程度的多维贫困指数（）。本文对多维贫困框架的构建内容如下：在多维贫困的维度和指标选取上，借鉴国内外相关文献（，；殷浩栋等，；史恒通等，），并 农业技术经济 年第 期 兼顾新生代农民工的特点和数据可得性，选取包含收入、教育、健康和社会保障共 个维度 个指标形成多维测量框架。其中，收入为个人的工资性收入，运用调查当年（年）的最低工资作为个人收入的剥夺临界值（李昊等，）；教育维度方面，根据义务教育状况进行判断，当个体已完成教育学历低于初中，即最高学历为小学时，表示其尚未完成义务教育，认为存在教育剥夺。健康维度方面，根据数据可得性，采用被访者最近一年是否患病就诊进行测量，若有患病状况且因病就诊则认为存在健康剥夺（高明等，）。社会保障维度分为医疗保险、社保卡、居住证三个指标。各个指标的具体含义、剥夺临界值及描述统计如表 所示。在各维度和指标的权重设定上，与多数以往研究一致（张全红等，），采用维度等权重的方法对各个指标进行赋权。在多维贫困的维度界限 值设定方面，参考多数国外和国内相关文献（等，；郭熙保等，），主要将 设定为多维贫困状态的临界值，即被剥夺得分大于或等于 的个体认定为多维贫困。表 多维贫困框架的维度和指标设定维度指标权重指标含义与剥夺临界值界定均值标准差收入个人收入 个人年工资收入低于 年最低工资标准（元），则判断为贫困，取值.教育受教育程度 未完成初中义务教育，则判断为贫困，取值.健康患病状况 最近一年本人有患病（负伤）或身体不适的情况（因病就诊），则判断为贫困，取值.社会保障医疗保险 没有任何形式的医疗保险，则判断为贫困，取值.社保卡 没有社会保障卡，则判断为贫困，取值.居住证 没有暂住证 居住证，则判断为贫困，取值.新生代农民工留守经历。本文根据 数据建立两个新生代农民工留守经历变量，一是儿童期有否留守经历，二是留守经历类型。首先，参考已有文献的做法（吕利丹，），根据问题“在您首次流动 外出前，您父母是否有过外出务工 经商的经历”和被访者首次流动时间，判定新生代农民工儿童期留守经历。其中，留守经历问题的选项分别为“父母均有”“父亲有、母亲没有”“母亲有、父亲没有”“父母均没有”和“记不清”，考虑到选项中“记不清”较难归类，且该选项的样本占比仅为.，因此对这部分样本做剔除处理。若被访者父母至少有一方有外出务工 经商的经历，且被访者首次流动在 岁前，则赋值儿童期留守经历为，否则赋值为。在留守经历类型方面，根据留守经历问题选项，进一步将儿童期有留守经历的被访者分为父母均外出型、仅父亲外出型、仅母亲外出型留守经历。.控制变量。参考既往相关文献（吴丽娟等，），本文尽可能控制了一些可能影响农民工多维贫困的变量，包括年龄、性别（男）、婚姻状态（有配偶）、是否为党员（是）、家庭人口数、单位性质、流入时间、流动范围、地区等。表 列出了本文使用的变量定义、赋值及描述性统计结果，并对有否留守经历群体进行统计比较。结果显示，新生代农民工多维贫困发生率为.，多维贫困指数为.，有留守经历的农民工占总体的.，表明留守经历在该群体中存在的比例较高。群组差异比较发现，有留守经历群体的多维贫困发生率比无留守经历组平均高.个百分点，多维贫困指数平均高.，且均值 检验均在 的水平上显著。以上结果初步表明，留守经历与新生代农民工多维贫困有显著的正相关 王亚军等：留守经历对新生代农民工多维贫困的影响 本文根据 年人力资源与社会保障部公布的各省最低工资标准取平均值，平均值为 元，折算到年度收入为 元本文也尝试使用了指标等权重，并将 值调整为 和，所得实证结果依然稳健关系。此外，有留守经历与无留守经历的新生代农民工在年龄、性别、婚姻状况、单位性质、流动范围、地区等特征有显著不同，说明是否经历留守可能存在自选择偏误，需要进行纠正。表 变量的描述性统计变量全样本（）有留守经历（）无留守经历（）均值标准差均值标准差均值标准差均值差异多维贫困（贫困）.多维贫困指数（贫困）.留守经历情况（有，无）.年龄.性别（男）.婚姻状态（已婚）.是否为党员（是）.家庭人口数.单位性质（“以其他形式”为参照）机关、事业单位与国有企业.私营企业.外资、合资企业.个体工商户.流入时间（年）.流动范围（以“跨省流动”为参照）省内跨市.市内跨县.地区（以“东北”为参照）东部.中部.西部.注：、分别表示在、水平上显著。均值差异等于有留守经历新生代农民工的样本均值减去无留守经历新生代农民工的样本均值。下同（四）计量模型设定由于新生代农民工的多维贫困状态是虚拟变量，且多维贫困指数表现为以 值为左侧受限的截尾分布，因此本文分别使用 模型和 模型初步考察留守经历与新生代农民工多维贫困的关系。以多维贫困状态为被解释变量的 模型设定如下：（）其中，表示多维贫困发生与不发生概率比的对数，即对数几率比。包括关键变量和控制变量。关键变量包括个体 是否有留守经历，控制变量包括一系列影响新生代农民工多维贫困的个人特征、家庭特征和地区特征，为随机误差项。本文进一步将模型估计系数转换为边际效应进行结果解读。以多维贫困指数为被解释变量的 模型设定如下：农业技术经济 年第 期 （，）（）其中，表示个体多维贫困被剥夺的程度，表示在区间（，）的观测值，变量 表示是否有留守经历，表示一系列影响新生代农民工多维贫困的个人特征、家庭特征和地区特征。类似地，在实证分析中将估计系数转换为边际效应以便于结果解释。此外，考虑到自选择问题和遗漏变量偏误，在稳健性检验部分中，本文还进一步运用了倾向得分匹配法（，）、工具变量法和估计系数的敏感性分析来检验研究结果的可靠性。四、实证分析（一）新生代农民工多维贫困的测度与分解 .多维贫困测度。在进行回归分析前，本文首先对新生代农民工的多维贫困进行测度分解，进而从整体上把握新生代农民工的多维贫困特征。表 报告了在不同多维贫困临界值 下的新生代农民工多维贫困指数（）、多维贫困发生率（）、贫困剥夺份额（）。可以发现，随着多维贫困状态临界值 值逐渐增大，多维贫困指数和多维贫困发生率不断降低，而平均被剥夺份额呈上升趋势。当时，新生代农民工的多维贫困发生率为.，处于多维贫困状态群体的平均被剥夺份额为.，多维贫困指数为.；当，多维贫困发生率接近。总体上，多维贫困发生率在 和 间变化最为明显，说明大部分个体剥夺得分在这一区间，即多数新生代农民工有至少 个维度处于贫困状态。表 不同 值下多维贫困指数（）多维贫困指数（）贫困发生率（，）剥夺强度（，）.维度分解。从表 的维度和指标分解结果来看，随着 值的增加，新生代农民工在收入、教育维度贫困对多维贫困的贡献率呈上升趋势，而健康、社保卡、居住证贡献率逐渐下降。当 时，收入的贡献率仅为.，而健康（.）、社保卡（.）、教育（.）对多维贫困的贡献率处于前三位，说明新生代农民工群体的多维贫困主要是健康、教育和社会保障维度贫困而非收入维度贫困。这在一定程度上意味着减少新生代农民工多维贫困应当先从该群体的健康状况、社会保障和就业培训入手。（二）基准回归分析表 报告了留守经历与新生代农民工多维贫困关系的 模型和 模型回归结果。其中，模型 和模型 的被解释变量为多维贫困状态（），模型 和模型 的被解释变量为多维贫困指数（），模型 和模型 的关键解释变量均为有否留守经历，且都加入了个人特征和家庭特征控制变量，模型 和模型 的控制变量进一步加入了流入时间、迁移范围、行业和地区固定效应。从关键解 王亚军等：留守经历对新生代农民工多维贫困的影响 释变量来看，模型 和模型 的估计结果显示，留守经历变量的边际效应显著为正，相比没有留守经历的群体，有留守经历的新生代农民工陷入多维贫困的概率平均高.。模型 和模型 中的留守经历变量的边际效应依然显著为正，表明有留守经历的新生代农民工的多维贫困程度更深。从控制变量来看，男性、年龄较大、党员、已婚、家庭规模较小、流入时间较长、跨省迁移的新生代农民工多维贫困发生率和多维贫困指数相对更低，这与以往文献结论基本一致（吴丽娟等，）。表 不同 值下各指标的多维贫困贡献率（）值多维贫困指数（）收入教育健康社会保障工资性收入受教育程度患病状况医疗保险社保卡居住证.表 留守经历与新生代农民工多维贫困 和 模型回归变量模型 模型 模型 模型 标准误标准误标准误标准误留守经历.（.）.（.）.（.）.（.）性别.（.）.（.）.（.）.（.）年龄.（.）.（.）.（.）.（.）党员.（.）.（.）.（.）.（.）婚姻状况.（.）.（.）.（.）.（.）家庭人口数.（.）.（.）.（.）.（.）流入时间.（.）.（.）迁移范围（参照组：跨省迁移）省内跨市.（.）.（.）市内跨县.（.）.（.）行业固定效应控制控制地区固定效应控制控制样本量.注：括号内为县级聚类稳健标准误。表示边际效应（）。下同（三）扩展性分析由于留守经历对新生代农民工的影响在许多特征上存在异质性，本文进一步从性别、年龄、流入 农业技术经济 年第 期 时间和迁移范围四个方面对留守经历与新生代农民工多维贫困关系的群组差异进行探讨。其中，年龄分组以出生年份 年为界线划分为“后”和“后”新生代农民工，流入时间分组参考已有文献做法，以 年为界线划分为长期组（年及以上）和短期组（年以下），迁移范围分组则以是否跨省为分割点划分为省内组与跨省组，分组估计结果如表 所示。表 留守经历与新生代农民工多维贫困的群组差异变量（）男性（）女性（）“后”（）“后”留守经历.（.）（.）（.）（.）（.）（.）（.）（.）控制变量控制控制控制控制控制控制控制控制行业固定效应控制控制控制控制控制控制控制控制地区固定效应控制控制控制控制控制控制控制控制样本量.变量（）年及以上（）年以下（）省内（）跨省留守经历.（.）（.）（.）（.）（.）（.）（.）（.）控制变量控制控制控制控制控制控制控制控制行业固定效应控制控制控制控制控制控制控制控制地区固定效应控制控制控制控制控制控制控制控制样本量.从性别分组结果来看，相比男性，留守经历对女性新生代农民工多维贫困指标的正向作用更加明显，这与以往关于留守经历影响的性别差异结论一致。主要原因是，有留守经历的女性在教育和健康等人力资本方面积累更少，留守经历使得女性在个人能力提升和发展方面处于弱势地位，从而更容易陷入多维贫困。从年龄分组结果来看，相比“后”新生代农民工，留守经历对“后”多维贫困指标的影响更为明显。可能的原因是，一方面，多维贫困贡献率较高的维度是健康和社会保障，“后”的工作经验比“后”丰富，生活条件和积累财富能力可能更好，因而“后”相对更容易受到留守经历影响；另一方面，“后”比“后”的工作韧性和抗压能力可能相对更弱，因而留守经历的影响更大（纪韶，）。从流入时间分组结果来看，相比长期流入群体，留守经历对短期流入的新生代农民工多维贫困指标的影响更为明显。这是因为，长期流入的新生代农民工已经在城市扎根，工作和居住条件相对稳定，在健康和社会保障维度的贫困发生率相对较低，陷入多维贫困状态的可能性相对较小，而短期流入的新生代农民工恰恰相反。从迁移范围分组结果来看，留守经历对跨省流动，省内流动的新生代农民工多维贫困的影响都比较大。一个合理的解释是，无论是跨省流动还是省内流动都有较高的城市融入门槛，在医疗保险、社 王亚军等：留守经历对新生代农民工多维贫困的影响 会保障方面有更多的障碍，这将使得新生代农民工更容易陷入多维贫困。此外，本文还进一步对不同留守经历类型（父母均外出型、仅父亲外出型、仅母亲外出型）与新生代农民工多维贫困的关系进行了群组差异分析。如表 所示，三种留守经历类型对新生代农民工的多维贫困指标都有显著的正向影响，其中父母均外出型的影响最大，使新生代农民工多维贫困发生概率平均提高.；其次是仅父亲外出型（.）和仅母亲外出型（.）。这与以往关于父母外出对儿童影响的研究结论一致（丁继红等，），父母双方均外出通常比父母一方外出对儿童的教育和健康发展的负面影响更大。这种负面影响制约了儿童期人力资本形成，其负面作用将随着时间的推移而积累传递，进而对其成年后的人力资本和劳动力市场表现和社会经济状况产生不利影响。表 留守类型与新生代农民工多维贫困的群组差异变量（）父母均外出（）仅父亲外出（）仅母亲外出留守经历.（.）（.）（.）（.）（.）（.）控制变量控制控制控制控制控制控制行业固定效应控制控制控制控制控制控制地区固定效应控制控制控制控制控制控制样本量.（四）内生性讨论与稳健性检验.纠正自选择偏误 倾向得分匹配法。前文提及，有留守经历与无留守经历的新生代农民工有诸多显著不同的特征，无留守经历的新生代农民工可能儿童时期家庭贫困程度较轻，而有留守经历的恰是那些儿童时期较为贫困的家庭，说明有无留守经历可能存在自选择偏误，需要加以纠正。因此，本文首先采用倾向得分匹配来纠正潜在的自选择偏误，进行基准结果的稳健性检验。倾向得分匹配的基本思想是，根据可观测的因素构建反事实框架，使得处理组与控制组总体特征基本相似，从而达到类似处理变量随机分配的效果。倾向得分匹配法的过程主要分为两步，一是通过可观测的特征预测样本受到“处理”（有留守经历）的概率作为倾向得分，二是通过处理组和控制组的倾向值距离进行匹配，并比较结果变量（多维贫困）的差异。本文用于估计倾向得分的匹配变量尽可能涵盖了新生代农民工的可观测特征，包括年龄、性别、婚姻状态、是否为党员、家庭人口数、单位性质、流入时间、流动范围、地区等。图 展示了匹配前后处理组与控制组倾向得分值的概率分布情况，可以看出，匹配前两组样本差异较大，匹配后两组样本的差异明显减弱。为了确保倾向得分匹配结果的可靠性，本文检验了匹配变量的平衡性，发现经过匹配后，处理组和控制组新生代农民工在各个匹配变量上均不存在显著的系统性差异。接下来，本文测算了匹配后有否留守经历两组样本的处理组平均处理效应（）。如表 所示，无论是采用最小近邻匹配、局部线性匹配、半径匹配，还是采用自助抽样法（）迭代 次的样条匹配，估计结果均显示，在消除了样本间可观测的系统性差异后，留守经历对新生代农民工的多维贫困有显著正向影响。虽 农业技术经济 年第 期 本文也尝试了其他不同的匹配方式，结果并无明显差异，限于篇幅，本文并未汇报这些结果3210密度3210密度处理组控制组处理组控制组0.00.00.20.40.6倾向得分值(a)匹配前(b)匹配后0.81.00.20.40.6倾向得分值0.81.0图 匹配前后处理组与控制组的倾向得分值概率分布然在不同匹配方法之下，值略有差异。但这足以证明，对于新生代农民工而言，留守经历显著提高了其多维贫困发生概率。表 倾向得分匹配估计结果 匹配方法处理组匹配成功的控制组标准误 统计量最小近邻匹配（：）.最小近邻匹配（：）.局部线性匹配.半径匹配.样条匹配.克服遗漏变量偏误 工具变量法与敏感性分析。尽管本文尽可能控制了可能影响新生代农民工多维贫困的相关因素，遗漏变量偏误仍是基准回归模型潜在内生性问题的重要来源。因此，本研究还尝试采用工具变量法来克服可能存在的遗漏变量问题。既往文献在考察劳动力迁移的短期或长期影响时选取的工具变量主要包括两类：一是地区历史迁移率（等，），二是迁入（或迁出）地的宏观经济或环境变量，例如就业结构和气候变化等（等，）。考虑到历史迁移率的弱工具变量问题（连玉君等，）以及数据可得性，本文选取新生代农民工儿童时期所在地级市的农村人均耕地面积作为留守经历的工具变量进行两阶段最小二乘（）估计。选择该工具变量的原因在于，一方面，农村人均耕地面积反应了当地农村的农业发展状况和就业结构，农村人均耕地面积越大在一定程度上表明农业剩余劳动力相对较少，同时也有助于土地规模经营来提高农民收入（杨晔等，），此时农村劳动力的非农就业倾向相对较低，其子女留守农村的可能性较小。因此，理论上农村人均耕地面积与留守经历负向相关。另一方面，农村人均耕地面积是市级层面的宏观变量，相对于个体具有较强的外生性，理论上与儿童成年后的多维贫困并无直接关系。具体的，本文利用 年中国城市统计年鉴获取年末实有耕地面积（千公顷）和年末农业人口数（万人），构建了 王亚军等：留守经历对新生代农民工多维贫困的影响 农村人均耕地面积变量，并将各地级市工具变量数据按照新生代农民工家乡所在地级市与 数据进行匹配。由于新生代农民工（年及以后出生）的绝大多数在 年处于儿童期，因此在时间跨度上具有合理性。此外，为了排除地区人口数量对估计结果的影响，本文在工具变量估计时进一步控制了 年地级市年末人口数量（万人）。表 为工具变量估计（）结果。其中，模型 和模型 的第一阶段估计结果显示，农村人均耕地面积与新生代农民工留守经历有显著的负相关关系，且第一阶段回归 值远大于临界值，可以认为不存在明显的弱工具变量问题；第二阶段回归的 内生性检验 值为.，说明留守经历变量存在明显的内生性，回归能够得到一致估计量。第二阶段估计结果显示，留守经历变量估计系数仍显著为正，且边际效应比基准回归结果更大，说明前述关于留守经历的多维贫困效应是有所低估和保守的。总体上，工具变量估计结果再次表明，留守经历将显著提高新生代农民工多维贫困发生率和多维贫困水平。表 留守经历与新生代农民工多维贫困的工具变量估计变量模型：模型：一阶段 二阶段 一阶段 二阶段留守经历.（.）（.）农村人均耕地面积（年）.（.）（.）地区人口数量（年）.（.）（.）（.）（.）控制变量控制控制控制控制.观测值数工具变量 值.内生性检验 值.此外，本文还采用（）提出的方法进行估计结果的敏感性分析。该方法的核心思想是，假设本文选取的可观测变量是所有影响新生代农民工多维贫困的因素中随机产生的，那么可观测变量与不可观测变量对多维贫困指标的解释将成固定比例，通过这一比例信息可以计算出估计系数的相应边界，以此检验估计结果关于不可观测因素的敏感性。根据 等（）的设定，令全部可能的影响因素（包括可观测和不可观测因素）的回归模型拟合优度.（），其中 是指选择的可观测因素的线性回归所得的拟合优度，即假设完整模型的解释力是当前模型解释力的.倍，此 农业技术经济 年第 期 本文也根据因变量类型，对多维贫困状态（）进行 回归以及对多维贫困指数（）进行 回归，所得结果依然稳健外，本文还将 设为.（）和（）进一步验证结果的稳健性。如表 所示，运用线性回归模型所得的结果依然显示留守经历显著正向影响多维贫困状态（.）和多维贫困指数（.）。当 .（）时，如果可观测因素和不可观测因素对模型解释力相同，那么两个模型的留守经历变量系数下界（）分别为.和.；此时，如果留守经历的作用完全是由不可观测因素造成的（），则不可观测因素分别至少需要是可观测因素的.倍和.倍。相应地，当.（）和（）时，两个模型留守经历变量系数下界（）均大于零；当 的情况下，不可观测因素与可观测因素的倍数 均在.以上。虽然以上结果基于可观测因素和不可观测因素解释力成比例的假设，但是该结果仍然在一定程度上验证了本文基准估计结果的稳健性，基于该敏感性分析可以确定的是，留守经历将至少对新生代农民工多维贫困产生部分因果效应。表 估计系数的敏感性 变量模型：模型：留守经历.（.）（.）控制变量控制控制行业固定效应控制控制地区固定效应控制控制样本量.，.，.，.（）.，.，.，.（）.，.，.，.（）.多维贫困指标调整。为了检验估计结果的稳健性，本文进一步对多维贫困指标进行调整。首先，随着脱贫攻坚的全面胜利，反贫困明显从绝对贫困人口向相对贫困人口扩展，因此，本文将收入指标换成相对贫困指标，根据世界银行标准，将收入低于社会平均收入 的社会成员视为相对贫困人口。然后在多维贫困测量框架中将绝对贫困指标替换为相对贫困指标，再次考察留守经历与新生代农民工多维贫困的关系。其次，本文将绝对贫困线设定为世界银行对发展中国家中高收入群体 王亚军等：留守经历对新生代农民工多维贫困的影响 年的划定标准购买力：人均每天.美元，结合当年汇率转换成收入贫困线标准进行多维贫困测量和回归分析。如表 所示，不难看出，不论用何种贫困指标，所得结论均支持留守经历对新生代农民工多维贫困的正向效应，即本文结果关于多维贫困指标依然具有较强的稳健性。表 多维贫困指标调整 变量绝对贫困换为相对贫困绝对贫困换为世行标准（）（）（）（）标准误标准误标准误标准误留守经历.（.）.（.）.（.）.（.）性别.（.）.（.）.（.）.（.）年龄.（.）.（.）.（.）.（.）党员.（.）.（.）.（.）.（.）婚姻状况.（.）.（.）.（.）.（.）家庭人口数.（.）.（.）.（.）.（.）流入时间.（.）.（.）.（.）.（.）迁移范围（参照组：跨省迁移）省内跨市.（.）.（.）.（.）.（.）市内跨县.（.）.（.）.（.）.（.）行业固定效应控制控制控制控制地区固定效应控制控制控制控制样本量.五、留守经历影响新生代农民工多维贫困的渠道检验前文分析发现，有留守经历的新生代农民工更容易陷入多维贫困，并且多维贫困指数更高，那么这部分群体的哪些维度福利遭受了剥夺呢？基于此，本节通过 模型分别考察留守经历与新生代农民工各维度（指标）贫困的关系，来研究基准回归结果的内在机制。如表 所示，留守经历对新生代农民工的收入贫困和社会保障贫困（包括医疗保险、社保卡和居住卡指标）没有显著影响。在教育维度，回归结果显示，有留守经历的新生代农民工陷入教育贫困（初中学历以下）的概率显著低.个百分点，这与本文的基准估计结果并不矛盾。这是因为儿童期父母外出务工的收入效应有助于改善留守儿童的教育条件、降低因教育经济负担引致的辍学现象，从而对新生代农民工的教育水平起积极作用。在健康维度，相比没有留守经历的群体，有留守经历的新生代农民工身体患病的概率平均高.个百分点。这表明有留守经历的新生代农民工群体表现出更低的健康人力资本，特别是身体健康方面。导致在儿童期经历留守的新生代农民工健康状况更差的可能原因主要有两个，一是由于在儿童期缺少照料和监护，可能使得该群体缺少充足的营养摄入和养成不良的健康习惯（例如吸烟、酗酒等），从而在整个生命周期中产生更高的健康风险；二是有留守经历的新生代农民工的工作技能水平相对较低，工作强度可能更高（等，），而长期高强度的工作容易引起疾病的发生。根据本文使用的 数据，年全国新生代农民工周平均工作时间为.小时，存在比较明显的过度劳动。其中，有留守经历的新生代农民工（.小时）比无留守经历群体（.小时）的工作时间平 农业技术经济 年第 期 均多.小时。从以上结果分析来看，留守经历正向影响新生代农民工多维贫困并非由成年后各维度贫困发生率的同步提高所致。事实上，留守经历并没有显著影响新生代农民工的收入和社会保障维度贫困，甚至在教育方面能够降低贫困风险。留守经历导致新生代农民工陷入多维贫困的主要原因在于其对新生代农民工健康维度的明显负面作用。表 留守经历与新生代农民工各维度贫困 变量收入教育患病医疗保险社保卡居住证留守经历.（.）（.）（.）（.）（.）（.）控制变量控制控制控制控制控制控制行业固定效应控制控制控制控制控制控制地区固定效应控制控制控制控制控制控制样本量.六、结论与讨论本文利用 年流动人口动态监测的调查数据，首先通过构建多维贫困框架测量了新生代农民工多维贫困状况，同时系统考察了留守经历对新生代农民工多维贫困的影响。研究表明，第一，多维贫困的测度与分解结果显示，新生代农民工通过进城务工虽然基本解决了单一维度的收入贫困，但多维贫困率依然较高，健康和社会保障维度对多维贫困贡献率处于主要地位。第二，回归结果显示，留守经历使新生代农民工的多维贫困发生概率显著提升.，且主要由陷入健康贫困的风险所致。在考虑自选择偏误、遗漏变量问题，以及多维贫困指标调整后，所得结论依然稳健。第三，分样本估计结果表明，相比男性新生代农民工，留守经历对女性新生代农民工多维贫困影响更大；相比于“后”农民工，留守经历对“后”农民工多维贫困影响更为明显；同时，相比长期流入（年及以上），留守经历对于短期流入（年以下）的新生代农民工多维贫困影响更大。此外，相比跨省流动，留守经历对省内流动的新生代农民工多维贫困影响更加显著。最后，对不同留守类型分组分析发现，父母双方均外出型留守经历对新生代农民工多维贫困的影响大于父母单方外出型留守经历。以上结论为留守经历的长期影响提供了经验证据。留守经历不仅对留守儿童的教育、健康等人力资本方面产生作用，还对新生代农民工的多维贫困