促脱贫与防返贫：农村劳动力流动的减贫动态效应研究.pdf

152社会科学2023年第9 期促脱贫与防返贫：农村劳动力流动的减贫动态效应研究促脱贫与防返贫：农村劳动力流动的减贫动态效应研究“路锦非陈梦瑶摘要：2 0 2 0 年底，我国如期完成了新时代脱贫攻坚的目标任务，困扰中华民族千年的绝对贫困问题得到了历史性消除，相对贫困成为贫困主要表现形式；健全防止返贫动态监测和帮扶机制是从制度上预防和解决返贫问题、巩固拓展脱贫攻坚成果的有效举措。但当前学界对相对贫困和动态贫困的研究明显不足。基于CFPS三期面板数据，构建跨期动态效应模型，对劳动力流动的促脱贫、防返贫的动态效应进行研究发现：农村劳动力流动能有效降低绝对贫困和相对贫困发生率；基于跨期时序的劳动力流动行为组合有显著的动态促脱贫、防返贫效应，多期和单期劳动力流动均能显著降低返贫概率，且单期劳动力流动呈现“近因效应”。基于相对贫困和动态贫困视角展开的研究不仅弥补了以往研究的不足，更展现出农村劳动力流动对于我国促脱贫和防返贫的重要意义。关键词：农村劳动力流动；减贫；相对贫困；动态贫困中图分类号：C912.82文献标识码：A文章编号：0 2 57-58 3 3（2 0 2 3）0 9-0 1 52-1 3作者简介：路锦非，华东师范大学公共管理学院教授；陈梦瑶，华东师范大学公共管理学院硕士生问题的提出2020年底，我国实现了现行标准下农村贫困人口全部脱贫、贫困县全部摘帽，区域性整体贫困得到解决，完成了消除绝对贫困的艰巨任务，这是中华民族发展史上的大事件，也是世界减贫史上的奇迹。但脱贫摘帽不是终点，而是新生活、新奋斗的起点。国务院2 0 2 1 年4 月发布人类减贫的中国实践白皮书，在总结我国为人类减贫事业进行的伟大实践经验的基础上，十分清醒地指出，我国仍然是最大的发展中国家，面临着发展不平衡不充分、城乡区域发展差距等问题，需要持续巩固脱贫攻坚成果。为此，国家对摆脱贫困的县设立五年过渡期；健全防止返贫动态监测和帮扶机制，对脱贫不稳定户、边缘易致贫户等开展定期检查、动态管理，做到早发现、早干预、早帮扶，防止本文系国家自然科学基金面上项目“推进养老金全国统筹的参与方行为激励与权益保障机制研究”（项目编号：7 2 1 7 4 0 6 4）、教育部人文社会科学研究规划基金项目“权益流动机制：职工基本养老保险全国统筹的实现路径研究”（项目编号：1 9 YJA630050）的阶段性成果。全国脱贫攻坚总结表彰大会隆重举行习近平向全国脱贫攻坚楷模荣誉称号获得者等颁奖并发表重要讲话，中国政府网，https:/ 期返贫和产生新的贫困。这提醒我们需要理性认知且积极面对减贫事业在我国新时代追求全体人民共同富裕战略目标下仍面临的两个方面的风险挑战：一是许多刚刚脱贫的人口抗风险能力弱，具有较高的返贫风险，脱贫成果需稳固夯实；二是相对贫困成为贫困的主要形式，治理难度更大、更复杂。2022年、2 0 2 3 年中央一号文件和2 0 2 3 年政府工作报告等均明确延续并强化“白皮书”提出的“巩固拓展脱贫攻坚成果”，“建立健全防止返贫动态监测和帮扶机制，确保不发生规模性返贫”的战略主张。党的二十大报告在部署“全面推进乡村振兴”的战略任务时也明确指出，要“巩固拓展脱贫攻坚成果，增强脱贫地区和脱贫群众内生发展动力”。虽然我国以解决基本温饱为目标的绝对贫困整体上消除，但仍需时刻防范返贫复困的潜在风险，且后小康时代的相对贫困问题更复杂，治理难度更大。人类减贫的中国实践白皮书明确，到2 0 3 5年要进一步缓解中国乡村的相对贫困，将我们在贫困治理中的战略重点推进到相对贫困。相对贫困具有绝对性，从国际组织和世界发达国家的贫困治理实践看，无论经济发展水平达到怎样的高度，社会总会存在一部分困难群体；相对贫困又具有相对性，是依据某一比较基准而界定的相对比较的困难状态。贫困问题的复杂性和顽固性还体现在它会随着时间、家庭状况等的变化而改变。为实现中央脱贫攻坚后的发展目标，我们除关注由贫到不贫的正向脱贫改善之外，更应关注由不贫而返贫的负向可能性。因此基于动态视角来考察贫困问题对我国脱贫攻坚后的防返贫战略重点的实施至关重要。静态贫困状态的衡量及配套脱贫措施与动态防返贫的识别与阻断机制需要紧密结合，进而形成农村促脱贫与防返贫的一体化政策体系，促进实现乡村振兴、缓解相对贫困、推动实现共同富裕。在我国贫困治理的长期实践中，农村劳动力流动发挥着重要作用。改革开放以来，我国遵循“赋权一强能一包容”的逻辑线索治理贫困，赋予农村劳动力自由流动的权利。截至2 0 2 2 年底，全国农民工总量达2.9 6 亿人，其中外出农民工达1.7 2 亿。大规模的劳动力流动是我国经济腾飞不可忽略的重要原因，同时也是外出流动劳动力家庭增收致富的重要途径。用发展的办法消除贫困的过程就是不断消除导致贫困的制度性、结构性因素的过程。中国经济社会快速发展，又对减贫形成了强大的带动效应。国务院扶贫办数据显示，2 0 1 9 年全国有2 7 2 9 万建档立卡贫困劳动力外出务工，涉及约三分之二的建档立卡贫困人口，外出务工收人占据这些家庭总收人的三分之二左右。因此，农村劳动力流动务工对于这些家庭增收致富具有重要意义。农村作为贫困高发地，是我国反贫困治理的主战场，在脱贫攻坚后面临着稳脱贫和防返贫的艰巨任务，以及相对贫困治理和贫困动态治理的新需要。因此，对于影响农村家庭贫困状态的重要因素一一劳动力流动，仍需给予高度关注。农村劳动力流动对于农村家庭的贫困状态，包括绝对贫困和相对贫困，具有怎样的影响作用？农村家庭绝对贫困和相对贫困状态的动态改变，即脱贫和返贫，是否以及如何受到劳动力流动的动态影响？这些既是我国现代化进程下相对贫困时代来临时有关动态贫困的重要理论议题，也是我国在后小康时代动态监测和防止返贫的重要现实问题研究回顾反贫困是世界范围的重要社会问题和研究议题。从朗特里（B.SeebohmRowntree）基于基本消费角度提出“购物篮子法”衡量贫困以来，国际贫困研究先后经历了物质经济角度、可行能力角度和社会排斥与权利角度的几个阶段，从不同的方面识别和界定贫困。在物质经济角度上，美国经济学家莫莉欧桑斯基（MollieOrshansky）根据满足最低基本需要的食物和非食物测算美国的贫困习近平：高举中国特色社会主义伟大旗帜为全面建设社会主义现代化国家而团结奋斗一一在中国共产党第二十次全国代表大会上的报告，北京：人民出版社2 0 2 2 年，第3 0 页。罗必良、洪炜杰、耿鹏鹏、郑沃林：赋权、强能、包容：在相对贫困治理中增进农民幸福感，管理世界2 0 2 1 第1 0 期。2 0 2 2 年农民工监测调查报告，国家统计局，http:/ Rowntree,Poverty:A Study of Town Life,London:Macmillan,1901,p.103.154社会科学2023年第9 期促脱贫与防返贫：农村劳动力流动的减贫动态效应研究线。随后，与同等层次个人和家庭相比较的相对剥夺角度的贫困理论亦得到广泛重视，认为显著低于平均水平的物质支出即是贫困。可行能力角度提出了超越经济福利之外的重要致贫因素能力，研究者将贫困的本质理解为“基本可行能力被剥夺”，提出能力角度的贫困衡量体系与反贫困措施，联合国也采纳该思路来定义和救助贫困。社会排斥与权利视角的研究深人更复杂层面的贫困问题，将“个人或群体被全部或部分地排除在充分的社会参与之外”，包括“被拒绝获得使人们得以充分参与经济和社会生活的服务”等社会权利的排斥也被视作处于贫困状态。随着全球反贫困实践的持续推进，减贫的可持续性和防止返贫的动态视角被愈发重视，研究者将贫困视为一个动态变化的过程，关注不同时期微观家庭在陷贫、脱贫和持续贫困等状态中的交替转化，更加重视返贫预防。有学者采用实证分析方法对欧洲社会的贫困和不平等问题进行动态测量，指出城市的长期贫困比暂时性贫困应该受到更多关注，同类研究还包括对印度尼西亚动态贫困进行测量，对印度低收入群体五十多年间的脱贫和返贫状况的全面衡量，以及对新冠疫情冲击下返贫高风险人群贫困状态的动态变化研究等，均体现国际反贫困研究的动态趋势。我国有关减贫的研究多集中于对某项政府扶贫政策的静态考察，如社会保障政策、政府补助政策、土地政策、产业扶贫政策等的减贫效应，以及扶贫政策对居民家庭户某一方面生活状态的影响，如精准扶贫政策对农户信贷获得和家庭消费的影响。而有关动态贫困的研究成果则较为单薄，且多为较早期的研究，如关注农村贫困状况的动态变化，发现我国农村贫困的动态变化中脱贫和返贫现象同时出现，等。十八大以来我国精准扶贫和脱贫攻坚卓有成效，但考察脱贫和防返贫动态效果的研究稀少，整体上我国关于动态贫困的研究还非常缺乏，难以准确刻画我国复杂的贫困治理历程，也难以应对脱贫攻坚后动态监测和防止返贫的新要求。国际上早在2 0 世纪6 0、7 0 年代即开始关注从相对剥夺角度来界定贫困，认为显著低于平均水Mollie Orshansky,“The Poverty Thresholds:Their History and Future,Social Security Bulletin,Vol.51,No.10,1988,pp.22-24.Peter Townsend,Poverty in the United Kingdom:A Survey of Household Resources and Standards of Living,California:Universityof California Press,1979,p.53.3Carey Oppenheim,Lisa Harker,Poverty the Facts,London:Child Poverty Action Group,1996,pp.1-25.Amartya Sen,The Standard of Living,Cambridge:Cambridge University Press,1987,p.89.Serge Paugam,The Spiral of Precariousness:A Multidimensional Approach to the Process of Social Disqualification in France,Bristol:The Policy Press,1995,pp.49-79.P.Taylor,Democratizing Cities:Habitats Global Campaign on Urban Governance,Habitat Debate,Vol.5,No.4,1999,pp.1-5.J.Stephen,R.John,Francesco Devicienti,The Dynamics of Poverty in Britain,Institute for Social and Economic Research(ISER),2001,pp.1-1l;Christopher T.Whelan,Richard Layte,Bertrand Maitre,“Multiple Deprivation and Persistent Poverty inthe European Union,Journal of European Social Policy,Vol.12,No.2,2002,pp.91-105.Djavad Salehi-Isfahani,Mahdi Majbouri,“Mobility and the Dynamics of Poverty in Iran:Evidence from the 1992-1995 PanelSurvey,The Quarterly Review of Economics and Finance,Vol.53,No.3,2013,pp.257-267.9Rudi Purwono,Wahyu Wisnu Wardana et al.,“Poverty Dynamics in Indonesia:Empirical Evidence from Three MainApproaches,World Development Perspectives,Vol.23,No.6,2021,p.100346.Anand Sahasranaman,Long-Term Dynamics of Poverty Transitions in India,Asian Development Review,Vol.38,No.2,2021,pp.213-235.Yong Ge,Mengxiao Liu et al.,“Who and Which Regions are at High Risk of Returning to Poverty during the COVID-19Pandemic?,Humanities and Social Sciences Communications,Vol.9,No.1,2022,pp.1-9.张召华、王昕、罗宇溪：“精准”抑或“错位”：社会保障“扶贫”与“防贫”的瞄准效果识别，财贸研究2 0 1 9 年第5期。郭劲光、于泽乾：面向农户的政府补助防贫效应一一基于农业收入与工资性收入的检验，中南民族大学学报（人文社会科学版）2 0 2 1 年第6 期。杜兴端、曹旭欣：土地转人的防贫效应一一贫困户与非贫困户的比较，四川农业大学学报2 0 2 1 年第1 期。15胡晗、司亚飞、王立剑：产业扶贫政策对贫困户生计策略和收入的影响一一来自陕西省的经验证据，中国农村经济2018年第1 期。尹志超、郭沛瑶、张琳琬：“为有源头活水来”：精准扶贫对农户信贷的影响，管理世界2 0 2 0 年第2 期。7尹志超、郭沛瑶：精准扶贫政策效果评估一一家庭消费视角下的实证研究，管理世界2 0 2 1 年第4 期。18罗楚亮：农村贫困的动态变化，经济研究2 0 1 0 年第5期；洪兴建、邓倩：中国农村贫困的动态研究，统计研究2013年第5期。19张立冬、李岳云、潘辉：收入流动性与贫困的动态发展：基于中国农村的经验分析，农业经济问题2 0 0 9 年第6 期；叶初升、赵锐：中国农村的动态贫困：状态转化与持续一一基于中国健康与营养调查微观数据的生存分析，华中农业大学学报（社会科学版）2 0 1 3 年第3 期。20Peter Townsend,Poverty in the United Kingdom:A Survey of Household Resources and Standards of Living,p.53.155促脱贫与防返贫：农村劳动力流动的减贫动态效应研究社会科学2023年第9 期平的物质支出即是贫困。这种观点受到广泛采纳应用。欧盟于2 0 0 4 年起使用相对概念来界定贫困，现阶段将相对贫困风险的收入值设定为经平均加权后人均可支配收人中值的6 0%；英国以家庭收入低于可支配收人中位数的50%和6 0%分别作为绝对和相对贫困标准。国内学者陈宗胜等通过研究2 0 世纪8 0 年代以来我国农村贫困变动状况，较早明确提出应设定“相对贫困线”。部分学者主张采用国际标准，按照居民收入中位数的一定比例一一50%或者4 0%，作为相对贫困线认定标准，或主张采用超越经济收入的多维指标来衡量测定相对贫困；部分学者主张基于我国城乡经济发展不平衡的现状，区分城镇和农村、沿海和非沿海分别适用差异化的相对贫困标准。关于劳动力流动对贫困的影响，我国现有研究主要从家庭微观层面和地区宏观层面两个角度展开。微观层面关注外出打工行为对个体及家庭生活产生的影响，但并未形成一致的研究结论。较为主流的观点是劳动力流动能够缓解家庭贫困。基于住户调查数据的研究发现，外出打工能够显著降低农村家庭的贫困程度，劳动力流动能够显著降低家庭贫困发生率，且流动比例越高家庭人均收人水平越高。但另有一些学者指出，劳动力流动并不能缓解家庭贫困，还会带来负面影响。主要是由于大部分贫困家庭并不存在外出劳动力，故劳动力流动对于家庭贫困的缓解收效甚微；劳动力外流家庭的农业和非农经营收入均有显著降低，外出务工一方面造成农村留守劳动力短缺，直接降低农业生产效率，另一方面撕裂家庭结构，打破家庭消费规模效应，两者均不利于农村家庭减贫。还有一些学者认为劳动力流动对贫困的影响具有不确定性。宏观层面上的研究拓展至某一地区乃至整个农村社会，考察劳动力流动对地区、社会的整体影响，亦未达成统一共识。积极一面的观点认为劳动力流动能够缩小农村不平等程度，改善整个农村地区的贫困状态。但消极一面的观点则认为外出打工的通常是学历较高的青壮年男性，优质劳动力资源的外流会加深农村劳动人口的老龄化趋势，不利于农业新技术的推广，也不利于农村地区非农产业的发展；此外劳动力流动还会减少输出地人力资本存量，不利于输出地发展。综合上述国内外研究回溯，学界对于相对贫困和动态贫困的研究已经取得一些成果，其理论思路和研究结论对本文具有借鉴意义。国外关于相对贫困和动态贫困的研究已较为丰富，实践也较为成熟，而我国相对贫困和动态贫困的研究都还比较稀少薄弱。国外经验虽对我国有一定的借鉴作ASPE,“2019 Poverty Guidelines,Office of the Assistant Secretary for Planning and Evaluation,https:/aspe.hhs.gov/2019-poverty-guidelines,2023-05-02.王小林：贫困测量：理论与方法，北京：社会科学文献出版社2 0 1 7 年，第2 6 一2 7 页。陈宗胜、沈扬扬、周云波：中国农村贫困状况的绝对与相对变动一一兼论相对贫困线的设定，管理世界2 0 1 3 年第1期。孙久文、夏添：中国扶贫战略与2 0 2 0 年后相对贫困线划定一一基于理论、政策和数据的分析，中国农村经济2 0 1 9 年第410期。王小林、SabinaAlkire：中国多维贫困测量：估计和政策含义，中国农村经济2 0 0 9 年第1 2 期；王小林、冯贺霞：2 0 2 0年后中国多维相对贫困标准：国际经验与政策取向，中国农村经济2 0 2 0 年第3 期。沈扬扬、李实：如何确定相对贫困标准？一一兼论“城乡统筹”相对贫困的可行方案，华南师范大学学报（社会科学版）2020年第2 期。岳希明、罗楚亮：农村劳动力外出打工与缓解贫困，世界经济2 0 1 0 年第1 1 期。樊士德、金童谣：中国劳动力流动对家庭贫困影响的内在机理与效应研究一一基于面板Logit模型与随机效应模型的实证研究，江苏社会科学2 0 2 0 年第6 期。Yang Du,Albert Park,Sangui Wang,“Migration and Rural Poverty in China,Journal of Comparative Economics,Vol.33,No.4,2005,pp.688-709.J.Edward Taylor,Scott Rozelle,Alan de Brauw,“Migration and Incomes in Source Communities:A New Economics ofMigration Perspective from China,Economic Development and Cultural Change,Vol.52,No.1,2003,pp.75-101.1赵曼、程翔宇：劳动力外流对农村家庭贫困的影响研究一一基于湖北省四大片区的调查，中国人口科学2 0 1 6 年第3期。Kam Wing Chan,Ying Hu,“Urbanization in China in the 199os:New Definition,Different Series,and Revised Trends,TheChina Review,Vol.3,No.2,2003,pp.49-71.13王建国：外出从业、农村不平等和贫困，财经科学2 0 1 3 年第3 期；张志新、杨琬琨、何双良：农村劳动力流动对城乡收人差距的影响一一基于山东省1 7 地市的面板数据分析，华东经济管理2 0 1 8 年第5期。14蒲艳萍、李霞：劳动力流动对农村经济的影响效应一一基于对四川省调查数据的分析，人口与经济2 0 1 1 年第1 期；阮荣平、刘力、郑风田：人口流动对输出地人力资本影响研究，中国人口科学2 0 1 1 年第1 期。5尹虹潘、刘渝琳：城市化进程中农村劳动力的留守、进城与回流，中国人口科学2 0 1 6 年第4 期。156社会科学2023年第9 期促脱贫与防返贫：农村劳动力流动的减贫动态效应研究用，但贫困问题的社会和文化属性决定了西方的贫困研究和实践成果，我们用作参考是有限度的，需要我们立足本土国情对我国相对贫困和动态贫困问题展开深人研究。国内当前研究的主要不足体现在：一是我国已进入相对贫困治理新阶段，而已有关于劳动力流动对农村家庭贫困影响的研究大多基于绝对贫困视角，有关相对贫困的研究较少；二是现有研究主要关注贫困的静态表现与衡量，未能充分展现跨期劳动力流动行为组合对农村家庭贫困状态转变的动态影响，忽视了贫困的动态性实质。动态研究的不足无法充分揭示农村劳动力流动能否起到稳脱贫、防返贫的作用。农村劳动力流动是我国过去几十年以及未来都不能被忽略的重要社会现象，也是我国致力于用发展消除贫困的创新实践路径。当我国已经消除绝对贫困进入相对贫困时代，我们更要关注绝对和相对贫困治理的动态效应。本文重点关注农村劳动力流动对家庭绝对和相对贫困的影响，以及基于时序的劳动力流动行为组合对家庭绝对和相对贫困状态改变一一脱贫和返贫的动态效应，以更深入和严谨的研究回应现有文献的不足三、农村劳动力流动和贫困状况的特征事实本文采用北京大学中国家庭追踪调查（CFPS）微观数据库。CFPS数据涉及个人、家庭和社区三个层次，2 0 1 0 年基线调查共涉及1 4 9 6 0 户家庭、4 2 59 0 位家庭成员。本文选用CFPS2014、2 0 1 6 和2018年三期数据，保留了三期均存在的农村家庭追踪样本，以家庭为单位进行数据库之间的匹配和整理。在剔除关键变量缺失样本后，本文最终获得包含53 8 7 个家庭追踪样本的平衡面板数据集。结合我国反贫困的历史成就和未来发展趋势，本研究同时考虑绝对贫困与相对贫困，依据家庭人均纯收入与相应判断标准区分为绝对贫困和相对贫困两种贫困状态。家庭纯收入包括工资性收入、经营性收入、财产性收人、转移性收人和其他收人五个部分，家庭人均纯收入由家庭纯收人除以家庭人口数计算得到。绝对贫困，指家庭人均纯收入低于中央2 0 1 1 年提出的扶贫线标准，各期对应的绝对贫困标准根据扶贫线经农村CPI调整得到，调整后的绝对贫困线2 0 1 4 年为2 6 1 0 元，2016年2 6 9 4 元，2 0 1 8 年2 7 8 7 元。借鉴国际组织相对贫困的认定标准，将相对贫困界定为家庭人均纯收入低于样本所在省份当年度农村居民人均可支配收人的50%。本研究周期各年贫困线标准如表1。表1 各年贫困判断标准相对贫困标准年份绝对贫困标准最高：上海市最低：甘肃省2014年2610元10596元3138元2016年2694元12760元3728元2018年2787元15187元4402元数据来源：根据中央贫困标准和国家统计局原则与数据计算得到。根据国家统计局网站上定义的各样本所在村居的城乡性质来判断是否为农村样本。2011年1 1 月2 9 日，中央扶贫开发工作会议上，中央决定将农民人均纯收人2 3 0 0 元（2 0 1 0 年不变价）作为新的国家扶贫标准，这个标准比2 0 0 9 年1 1 9 6 元的标准提高了9 2%。参见国务院扶贫办主任范小建详解2 3 0 0 元扶贫新标准，新华社，http:/ 0 1 1 年2 3 0 0 元的扶贫线换算至各年水平。农村CPI数值来源于国家统计局各年国民经济和社会发展统计公报。国家统计局公布的对应年份绝对贫困线与本文根据原则换算的标准非常接近，但并不完全一致。国家统计局并未公布具体测算办法，本文考虑其原因可能是一篮子商品构成差异或者购买力调整的适用范围差异。由于本文测算结果差异不大，且本研究涉及很多其他需要采用相同原则换算的变量，为保证计量数据的平衡一致，仍然采用依据统计局换算原则计算的贫困标准线。国际上常将居民收人中位数或平均数的4 0%一6 0%作为相对贫困的测量标准，如经济合作与发展组织（0 ECD）利用居民收人中位数或平均数的50%来识别相对贫困，欧盟将贫困风险阈值设置为可支配收人中位数的6 0%。本文选择家庭人均可支配收入的50%作为相对贫困测量标准，这一标准接近于世界银行每人每天5.5美元收人的贫困线，能够满足相对贫困线的制定要尽可能地将“边缘人群”纳人其中的要求，也能解决长期以来我国扶贫线较低的问题。157促脱贫与防返贫：农村劳动力流动的减贫动态效应研究2023年第9 期社会科学本文将劳动力流动定义为，劳动力在跨越家庭所在乡镇的不同地区间转移。使用CFPS调查的家庭经济问卷中“过去1 2 个月，您家是否有人外出打工（如去城市打工）挣钱？”这一问题作为农村家庭是否有劳动力流动的判断依据根据CFPS三年数据整理得到的面板数据集，分析得到如下特征事实：（一）农村劳动力流动状况在全部农村家庭样本中，有劳动力流动的家庭占比约50%左右，符合我国农村劳动力流动活跃的社会背景。有劳动力流动家庭的占比在不同年份间存在波动：2 0 1 6 年劳动力流动率比2 0 1 4 年高，2 0 1 8 年有所回落。在有劳动力流动的家庭中，平均每户外流人数各年数值分别为1.7 4、1.6 7 和1.55，显示流动强度放缓迹象。外流劳动力中男性约占7 0%（表2）。表2 农村家庭劳动力流动状况全部农村家庭有劳动力流动的农村家庭年份有劳动力流动家庭占比平均流动规模流动劳动力中男性占比2014年53.64%1.7472.83%2016年54.93%1.6771.55%2018年48.83%1.5573.89%（二）农村家庭贫困状况农村家庭人均年纯收入随时间推移明显增长，2 0 1 8 年达2 1 51 4 元，比2 0 1 6 年增加3 8 6 5元，比2 0 1 4 年增加8 7 4 4 元。绝对贫困迅速下降，贫困家庭占比从2 0 1 4 年的1 6.8 2%下降至2 0 1 8 年的6.92%，反映出我国脱贫攻坚卓有成效。相对贫困家庭占比从2 0 1 4 的3 0.4 8%到2 0 1 6 年2 3.8 4%下降明显，但随后略微升高（表3）。表3 农村家庭人均年纯收入及贫困状况年份家庭人均纯收人绝对贫困家庭占比相对贫困家庭占比2014年12769.69元16.82%30.48%2016年17648.82元8.09%23.84%2018年21514.11元6.92%24.02%注：家庭人均年纯收入根据农村CPI统一调整至2 0 1 8 年水平以去除通货膨胀的影响。贫困发生率是陷入贫困的家庭占比全部样本家庭的比例。（三）有劳动力流动与没有劳动力流动的家庭贫困状况有和没有劳动力流动的两类农村家庭，处于绝对贫困和相对贫困状态的占比都逐年降低。但有劳动力流动的家庭样本中绝对贫困和相对贫困的发生比例均显著低于没有劳动力流动的家庭样本（表4）。为使收人能够在不同年份间进行比较，每年的数值已依据农村CPI统一调整至2 0 1 8 年水平。国家统计局中国农村贫困监测报告公布2 0 1 4、2 0 1 6、2 0 1 8 年的农村绝对贫困发生率分别为7.2%、4.5%和1.7%，与本文依据CFPS测算的数据存在差异。追溯其原因，发现主要是由于CFPS数据的地理样本分布导致：来自贫困发生率高省份的样本占比高于这些地区乡村人口占全国人口的比重，如甘肃、河南等贫困人口大省。以2 0 1 6 年为例，全国贫困发生率4.5%，而甘肃1 2.6%，河南4.6%；但CFPS数据样本中来自甘肃的为1 2.9 9%、河南为1 2.9 4%，而实际两省乡村人口占全国乡村人口的比重分别仅为2.4 5%和8.3 2%。这就使得贫困高发省份有数倍于其全国人口占比的样本体现在研究数据中。本研究并未按照地理人口占比对贫困家庭占比数据进行加权处理，因为（1）可能会影响数据的平衡性从而难以达成本文的研究目的。（2）本文测算结果与其他采用CFPS数据库的文献所得该数据基本一致。如：周京奎、王文波、龚明远等：农地流转、职业分层与减贫效应，经济研究2 0 2 0 年第6 期；焦克源、陈晨：社会资本对农村贫困代际传递影响机制研究，中国人口资源与环境2 0 2 0 年第4 期；樊士德、金童谣：中国劳动力流动对家庭贫困影响的内在机理与效应研究一基于面板Logit模型与随机效应模型的实证研究，江苏社会科学2 0 2 0 年第6 期。（3）贫困发生率数值并不影响本文核心问题农村劳动力流动与脱贫、返贫等贫困动态转变的关系研究。为保证研究的科学性和严谨性，本文采用CFPS数据进行完整的计算模型分析。158促脱贫与防返贫：农村劳动力流动的减贫动态效应研究社会科学2023年第9 期表4 有劳动力流动与没有流动家庭贫困状况比较绝对贫困家庭占比相对贫困家庭占比年份整体流动不流动整体流动不流动2014年16.82%7.30%27.83%30.48%20.10%42.49%2016年8.09%3.35%13.88%23.84%16.69%32.54%2018年6.92%2.09%11.54%24.02%15.77%31.89%四、农村劳动力流动对家庭绝对贫困和相对贫困的影响本文引入相对贫困变量，研究劳动力流动对农村家庭绝对和相对贫困的影响作用，呼应已有以绝对贫困为主的研究。构建双向固定效应模型：K,+u;+V;+cy=o+,mig+X,+u,+v,+e被解释变量y有三个，分别为第i个农村家庭在t时期的家庭人均纯收入、绝对贫困和相对贫困状态，收入变量取对数处理，绝对贫困和相对贫困状态是二值变量，依据前文判断标准赋值，根据回归条件不同采用Logit或Probit函数回归。解释变量mig，表示农村家庭i在t时期的劳动力流动状态，有劳动力流动则mig=1，反之mig=0。当研究劳动力流动规模对家庭收入及贫困状况的影响时，将mig/替换成劳动力流动规模mig_count，定义为过去1 2 个月家中有外出打工经历的人数。控制变量X，表示家庭和户主层面的各因素。家庭及户主特征可能影响到家庭的经济状况，进而影响家庭劳动力流动决策，故本文选取家庭及户主特征变量作为控制变量。家庭层面的控制变量有家庭规模、家庭劳动年龄人口占比及家庭最高教育程度。家庭规模越大可能意味着家庭有更多的收入来源但同时人均收入也可能降低，劳动年龄人口占比越高则意味着家庭人口负担越小，能赋予家庭更强的经济能力。同时，家庭最高教育程度在一定程度上代表着家庭人力资本存量，一般人力资本越高收人也越高。CFPS历年调查中并未出现明确的户主定义。由于该调查侧重经济方面并将经济独立作为家庭户的判断标准，故本文选择最熟悉家庭财务状况的成员作为户主，这符合我国农村地区家庭的特征。一般而言，男性户主的经济实力更强，且户主教育水平越高则收入越高。因为个体的劳动能力在生命周期内呈现先上升后下降的非线性特征，因此将户主年龄和年龄的平方同时作为控制变量。u,和v是农村家庭个体固定效应和年份固定效应，是随机扰动项我们关注农村劳动力流动，包括是否流动和流动规模，对家庭人均纯收人、绝对贫困和相对贫困状态的影响，即系数的符号及其显著性。三期平衡面板数据经F统计检验及豪斯曼检验，选择面板双向固定效应模型。收入被解释变量的回归使用OLS模型，绝对和相对贫困被解释变量的回归使用Logit模型。为避免被解释变量在不同年份间存在系统性改变的可能，本文同时控制了个体固定效应和时间固定效应。双向固定效应模型回归结果（表5）显示，劳动力流动显著提升了农村家庭的人均纯收人，并显著降低了农村家庭陷入绝对贫困和相对贫困的概率。在绝对贫困上，有劳动力流动相比没有劳动力流动的农村家庭陷入绝对贫困的概率降低2 9.4%，陷入相对贫困的概率降低20.2%。同时，劳动力流动规模越大，农村家庭的人均纯收入越高，陷入绝对贫困和相对贫困的概率更低，每增加一名外出劳动者，绝对贫困和相对贫困发生概率分别降低1 5.9%和9.8%。回归结果验证农村劳动力流动对绝对和相对贫困都具有显著的减贫效应。农村劳动力的流动决策受多种因素影响，可能存在内生性问题而影响结果的可靠性。为此，我们采用工具变量法（IV）来解决内生性问题，并检验分析结果的稳健性。选用两个工具变量一一农被解释变量为虚拟变量的面板数据，通常可考虑面板Logit模型或面板Probit模型，但面板Probit模型无法估计固定效应模型（因为尚且无法解决伴生参数问题，找不到充分统计量），故选择面板固定效应Logit模型。159社会科学促脱贫与防返贫：农村劳动力流动的减贫动态效应研究2023年第9 期表5劳动力流动对家庭贫困的影响（双向固定效应模型）(1)(2)(3)(4)(5)(6)变量家庭人均纯收入绝对贫困相对贫困家庭人均纯收入绝对贫困相对贫困0.368*-1.659*-1.115*劳动力流动(0.019)(0.111)(0.072)-29.4%-20.2%0.188*-0.961*-0.597*劳动力(0.009)(0.071)(0.040)流动规模-15.9%-9.8%家庭特征控制控制控制控制控制控制户主特征控制控制控制控制控制控制农户固定效应是是是是是是年份固定效应是是是是是是总体样本量16161378964411616137896441单期样本量538712632147538712632147R20.2040.204注：*p0.01，*p 0.0 5，*p 1 0 的有效工具变量要求；Probit模型弱工具变量识别检验中AR、Wa l d 的p值均在1%水平上显著，说明工具变量不为弱工具变量。参见DouglasStaiger,JamesH.Stock，“I n s t r u m e n t a lVariablesRegressionwithWeakInstruments,Econometrica，Vo l.6 5,No.3,1 9 9 7,p p.557-58 6；袁微：二值选择模型内生性检验方法、步骤及Stata应用，统计与决策2 0 1 8 年第6 期。Logit函数不能直接使用工具变量，对于二值被解释变量使用IV-Probit模型。160促脱贫与防返贫：农村劳动力流动的减贫动态效应研究社会科学2023年第9 期（续表）0.284*-0.610*-0.583*滞后一期的(0.052)(0.170)(0.119)劳动力流动0.257*(0.010)家庭特征控制控制控制控制户主特征控制控制控制控制农户固定效应是是年份固定效应是是是是单期样本量5387538753875387注：第（3）和（4）列由于使用IV-Probit模型无法加个体固定效应，但加入了聚类稳健标准误。五、农村劳动力流动的促脱贫与防返贫动态效应家庭贫困状态的动态改变是本文关注的重点。基于三期追踪平衡面板数据，可以形成包括2014一2 0 1 6 和2 0 1 6 一2 0 1 8 两个跨时间周期的动态面板数据集，我们据此研究劳动力跨期流动的行为组合模式对脱贫和返贫两种贫困状态变化的影响。（一）变量选择与赋值1.被解释变量贫困是一个动态过程。农村家庭贫困状态的改变有两种情形：一是脱贫，即从贫困变为不贫困；二是返贫，即从不贫困变为贫困。脱贫和返贫两种家庭贫困状态的改变内含着时序动态特征。衡量贫困状态改变至少存在两期T,和T2。脱贫是指T,期处于贫困状态而T,期为非贫困状态，返贫则是指T,期处于非贫困状态而T,期为贫困状态。T,期处于贫困状态的家庭，T,期只有贫困和非贫困两种情况，本文用pov_out,来表示农村家庭是否脱贫，若T,期贫困而T,期非贫困，则认定脱贫pov_out,=l；若T,期贫困T,期也为贫困，则pov_out,=0。T,期处于非贫困状态的家庭，T,期也有贫困和非贫困