中国劳动力流动对家庭贫困影响的内在机理与效应研究
——基于面板Logit模型与随机效应模型的实证研究

樊士德 金童谣

内容提要 在对劳动力流动对贫困内在影响机理考察的基础上，利用2014年和2018年中国家庭追踪调查（CFPS）数据，一方面采用面板Logit模型针对不同地区劳动力流动对微观家庭贫困影响进行量化研究，另一方面利用面板随机效应模型实证研究全国和分地区的劳动力流动对家庭年人均收入的影响，并进行分家庭和分地区的动态比较研究。实证结果表明，存在劳动力流动情形的家庭可以显著地降低贫困发生率，而且劳动力外流比例越高，家庭人均收入水平就越高，进而越不容易陷入贫困。进一步的分地区研究发现，欠发达地区劳动力流动的边际减贫效应要优于发达地区。除此之外，家庭特征与户主个体特征对缓解家庭贫困均有不同程度的影响。相比2014年，2018年不同收入区间家庭数量分布发生了显著的结构性变化，极端低收入家庭数量大幅减少，家庭人均收入获得普遍性增长，但地区间人均收入差距进一步扩大。

一、问题的提出

改革开放以来，伴随我国农村劳动生产率的不断提升，在诸多对农村、欠发达地区和传统部门吸引劳动力不利的“外推力”以及有助于劳动力实现收入提升和帕累托改进的“内引力”的双重作用下，劳动力逐步由农村向城市、由欠发达地区向发达地区、由传统部门向现代部门转移。与此同时，我国贫困人口尤其是农村贫困人口和贫困发生率总体呈现出“直线式”的下降趋势。换言之，大规模的劳动力流动和举世瞩目的贫困缓解是改革开放以来我国经济社会发展过程中的典型特征化事实。根据统计和测算，我国农村外出务工劳动力规模由改革开放初期的不超过200万人增加至1985年的800万人，到2019 年达到1.74 亿。与此同时，我国农村贫困发生率由1978 年的97.5%下降至2019 年的0.6%，贫困人口由7.70亿下降到2019年的551万人，累计实现脱贫7.65亿人次[1]1985—2005年数据来源于盛来运：《流动还是迁移——中国农村劳动力流动过程的经济学分析》,〔上海〕远东出版社2008年版，第72-73页；2006年数据来源于《中国农村住户调查年鉴（2007）》；2008—2019年数据来源于由国家统计局发布的历年农民工监测调查报告。特别说明，因2007年的外出务工劳动力规模数据缺失，本文参考卢锋（2012）将2006年和2008年数据取平均值的办法，结果为13626万人。1978—2018年数据来源于国家统计局编，《中国农村贫困监测报告——2018》，〔上海〕中国统计出版社2019年版；2019年数据来源于国家统计局2020年2月发布的《中华人民共和国2019年国民经济和社会发展统计公报》。按，2010年2300元不变价为贫困标准。。

基于上述大规模劳动力流动和有效的扶贫成就两大引人瞩目的变化特征，劳动力流动对贫困的影响一直构成了学界关注的焦点。对此，主要有以下三种观点：

一是占据主导性的观点，认为劳动力流动可以减缓家庭贫困。劳动力流动是自我投资和利益最大化的行为选择（Lewis，1954）[2]Lewis, W.A.,“Economic Development with Unlimited Supplies of Labor”, Manchester School of Economic and Social Studies,1954,22(2),pp.139-191.，是个体对成本和收益理性决策的结果（Harris and Todarro，1970）[3]Harris, J.R.,and M. P. Todaro,“Migration, Unemployment and Development”, American Economic Review, 1970, 60,pp.126-42.。劳动力流动可以有效地提高劳动力的绝对收入（蔡昉和都阳，2002）[4]蔡昉、都阳：《迁移的双重动因及其政策含义——检验相对贫困假说》,〔北京〕《中国人口科学》2002年第4期。，其所产生的收入转移符合“利他性”假说，是家庭摆脱贫困的重要方式（都阳和朴之水，2003[5]都阳、朴之水：《劳动力迁移收入转移与贫困变化》，〔北京〕《中国农村观察》2003年第5期。；王德文和蔡昉，2006[6]王德文、蔡昉：《中国农村劳动力流动与消除贫困》，〔北京〕《中国劳动经济学》2006年第3期。），进而总体上改善了贫困地区的贫困程度。非农转移或非正规就业具有显著的减贫效应，同时迁移人口的受教育程度、农村基础设施建设和金融发展对减贫程度有一定影响（张桂文等，2018）[7]张桂文、王青、张荣：《中国农业劳动力转移的减贫效应研究》，〔北京〕《中国人口科学》2018年第4期。。樊士德等（2019）以东部欠发达地区村县878位农户微观调研为样本，发现劳动力流动不仅通过增加家庭收入降低了绝对贫困发生率，还对主观感受下的相对贫困产生了显著的缓解作用[8]樊士德、朱克朋：《农村劳动力流动、务工收入与家庭贫困——基于东部欠发达县域878户农户的实证研究》，〔南京〕《南京社会科学》2019年第6期。。

二是认为劳动力流动既具有缓解家庭经济状况的正面效应，又带来了其他方面的负向影响。柳建平和张永丽（2009）以甘肃10个贫困村为调查对象，发现外出打工是缓解家庭贫困的重要方式，但并未带来贫困地区农业资本投入的增加和农业技术的进步[9]柳建平、张永丽：《劳动力流动对贫困地区农村经济的影响——基于甘肃10个贫困村调查资料的分析》，〔北京〕《中国农村观察》2009年第3期。。李翠锦（2014）基于新疆农户2008—2011年面板数据的研究发现，劳动力的规模迁移可提高中等收入农户人均和利他性收入，但对贫困户的贫困影响甚微[10]李翠锦：《贫困地区劳动力迁移、农户收入与贫困的缓解——基于新疆农户面板数据的实证分析》，〔兰州〕《西北人口》2014年第1期。。劳动力流动除了非农收入增加的正向影响外，还会使得留守老人和儿童精神福利受损，甚至外出打工直接带来的“智力外流”导致欠发达县域失去长期的增长动力（樊士德等，2016）[11]樊士德、朱克朋：《劳动力外流对中国农村和欠发达地区的福利效应研究——基于微观调研数据的视角》，〔北京〕《农业经济问题》2016年第11期。。

三是认为劳动力流动加剧了家庭贫困。杨靳（2006）认为人均汇款和农村边际产出是评价人口迁移减贫效应的重要标准，当迁出人口的人均汇款额小于其农村边际产出时，人口流动会使该地区贫困情况恶化[1]杨靳：《人口迁移如何影响农村贫困》，〔北京〕《中国人口科学》2006年第4期。。从人力资本角度来看，劳动力流动对输出地的人力资本积累直接地产生了负面影响，短期来看不利于贫困地区走出贫困（阮荣平等，2011）[2]阮荣平、刘力、郑风田：《人口流动对输出地人力资本影响研究》，〔北京〕《中国人口科学》2011年第1期。。赵曼和程翔宇（2016）[3]赵曼、程翔宇：《劳动力外流对农村家庭贫困的影响研究——基于湖北省四大片区的调查》，〔北京〕《中国人口科学》2016年第3期。基于湖北省四大片区的调研数据分析发现，经过OECD等值规模调整下的劳动力外出务工使得家庭农业劳动力短缺，从而限制了农村农业发展。

纵观上述研究，已有文献或关注农村家庭、或关注城市家庭，为劳动力流动与贫困之间关系的研究奠定了较为坚实的基础，然而鲜有研究对劳动力流动对贫困影响的内在机理进行探讨，而且对于劳动力流动的减贫效应的区域和空间差异也很少进行深度挖掘。长期以来，我国一直存在着区域发展不平衡的问题，不仅劳动力流动呈现出区域性和地域性的差异化特征，贫困人口的分布也呈现出整体分散性和区域集中性的双重特征，这也就决定了分区域探讨微观家庭劳动力流动所带来的减贫效应具有重要的理论价值和现实意义。基于此，本文系统地聚焦劳动力流动对微观家庭贫困影响的内在机理，并对不同地区、不同经济发展水平下劳动力流动的减贫效应进行计量实证研究。

与已有的研究相比，本文的边际贡献主要有以下三个方面：一是尝试分析劳动力流动对贫困影响的内在机理；二是样本根据发展水平对不同的省份作了分类，将经济发展水平较好的省份和直辖市定义为发达地区，其余定义为欠发达地区，进而对不同地区间劳动力流动的减贫效果进行比较研究，并阐释了区域间差异化的内在诱因；三是采用最新的中国家庭追踪调查（CFPS）数据，更为关注新常态下劳动力流动的新形势和新特征，同时进行时间维度的动态比较。

二、理论分析与研究假设

（一）劳动力流动对贫困影响的内在机理考察

对于贫困识别采用单维的、以家庭绝对人均收入为衡量标准，这与2020年精准扶贫所要消除的经济收入层面的绝对贫困也相吻合。目前学界关于劳动力流动对缓解家庭贫困和流出地经济发展的影响尚未得到一致的结论。劳动力流动通过非农就业获得工资性收入，进而直接增加家庭的人均收入，但考虑到劳动力流动前期所必需付出的交通、食膳、住宿费用、通讯费用等流动成本、沉没成本和放弃原有工作收入在内的机会成本，劳动力流动对微观家庭贫困的影响既有加剧作用也有减缓作用。

1.劳动力流动加剧家庭贫困 劳动力外出务工会对家庭所承担风险、家庭内部劳动力间的规模经济、留守儿童和老人福利等三个方面产生负向冲击，进而造成贫困的进一步恶化，具体见图1。

图1 劳动力流动加剧贫困的内在机理

首先，劳动力流动给其自身带来一定的经济风险。外流劳动力从流出地流出必然会放弃在流出地的原有收入，构成了其外流的机会成本，从其选择放弃流出地原有的劳动岗位到进入流入地进行就业岗位的再搜寻和再选择，这一期间面临大量的不确定因素，失业的时间成本和风险极大。若未能顺利在流入地找到适合的工作，将会使得本身并不富裕的家庭陷入两难的境地，反而加重自身的贫困。

其次，劳动力流动将直接降低家庭劳动力间的规模经济。二元经济结构下的劳动力过剩是劳动力外流的重要原因，然而，在实践过程中，外流劳动力总体上无论在年轻化程度，还是受教育水平、身体素质、劳动职业技能、熟练程度和社会网络关系等方面，通常均为家庭中最为突出的成员，这部分优质劳动力的外流，一方面会导致家庭内部劳动力生活和工作等方面相互间的规模经济程度的下降，尤其导致外流劳动力对家庭其他成员以及整个家庭潜在外溢效应的丧失；另一方面因劳动力流动使得流出地劳动力数量和劳动力质量（如人力资本）的双重减低，对经济发展造成直接的漏出效应（Wouterse，2010）[1]Wouterse, F. S.,“Migration and Technical Efficiency in Cereal Production: Evidence from Burkina Faso”, Agricultural Economics,2010,41(5),pp.385-395.。

再次，劳动力流动导致了留守儿童和留守老人两大脆弱群体的福利受损。劳动力在流动过程中，为了降低成本，一般不会选择“举家外迁”模式，进而形成庞大的留守儿童和留守老人群体。根据2018年的《中国农村留守老人研究报告》表明，我国拥有1600万农村留守老人。《中国儿童福利与保护政策报告2019》显示，2018年我国农村留守儿童规模达697万，其中96%的留守儿童由祖父母或外祖父母隔代照料。这一方面不利于留守儿童的健康成长和直接教育，长期还易发生犯罪和代际贫困；另一方面因留守老人承担了大量本应由外流劳动力承担的留守儿童的学习辅导和生活照料的工作，进而直接导致了自身福利的受损。

2.劳动力流动缓解家庭贫困 从劳动力流动对贫困的减缓效应层面来说，劳动力流动会对工资性收入的获得、家庭农业边际产出的增加、健康投入的提升和人力资本的积累等四个方面产生作用，进而对缓解家庭贫困产生正向作用。其内在影响机理具体见图2。

图2 劳动力流动缓解家庭贫困的内在机理

首先，劳动力流动通过非农就业获得工资性收入，拓展家庭收入来源。对于农村家庭而言，从事单一农业生产不可避免地面临着自然气候和土壤肥沃程度对农作物产量影响的不确定性和农产品价格市场化所带来的波动性的双重风险。新迁移经济学理论认为劳动力流动不是个人的独立决策，而是家庭出于分散风险和自我保险的经济行为，通过外流劳动力寄回的汇款可以构成劳动力转移的利他性动因会直接提高人均收入（李翠锦，2014）[2]李翠锦：《贫困地区劳动力迁移、农户收入与贫困的缓解——基于新疆农户面板数据的实证分析》，〔兰州〕《西北人口》2014年第1期。，减缓家庭贫困的情况。

其次，劳动力流动在一定程度上增加家庭农业生产的边际产出。农村家庭劳动力外出务工，获得工资性收入，并通过汇款的方式实现资本回流所引致的正向产出效应，在一定程度上减缓甚至补偿了劳动力外流所带来的农业劳动力缺失和规模经济程度下降的负面影响。从另一角度看，农产品播种和收割的季节性特征在时间上给予了劳动力外出务工的现实可能，让混合劳动形式创造多元化的收入来源得以实现。农村家庭劳动力选择在农闲时外出打工，不仅不会影响其时节性的农务耕作，还可以提升家庭劳动力配置效率，增加家庭农业生产的边际产出。此外，劳动力迁移收入的获取进而缓解家庭农业生产经营资金约束的方式，可以视为一种金融中介（Taylor et al，2003）[1]Taylor,J.E.,S.Rozelle,and A.de Brauw,“Migration and Incomes in Source Communities:A New Economics of Migration Perspective from China”,Economic Development and Cultural Change,2003,52(1),pp.75-101.，可以实现家庭的自我融资功能。

再次，劳动力外流通过城市生活经历，会提高生活标准，优化消费结构，增加健康投入意识。农村和欠发达地区的劳动力向城市和发达地区转移，不仅实现了工资性收入的提升，而且往往会受到现代生活方式的影响，降低储蓄，增加人均消费（谢勇，2011）[2]谢勇：《中国农村居民储蓄率的影响因素——基于CGSS2006微观数据的实证研究》，〔太原〕《山西财经大学学报》2011年第2期。。外流劳动力也会将这一理念传递给家庭留守成员乃至整个家庭，获取持久收入、优化消费结构、关注健康理念的提高等，形成合力，有助于家庭对养老保险、农业保险和其他各类健康医疗保险的投入，降低和分散家庭成员患病所带来的长期经济风险，平滑长期消费支出（易行健等，2014）[3]易行健、张波和杨碧云：《外出务工收入与农户储蓄行为：基于中国农村居民的实证检验》，〔北京〕《中国农村经济》2014年第6期。，避免陷入健康贫困。

最后，劳动力流动有利于提高家庭人力资本。为提升农村外流劳动力整体素质并实现农村劳动力转移后的快速就业，国家倡导在农业主产区、劳动力流出地区和贫困地区提供非农产业就业前的免费职业技能培训。此外，劳动力流动通过非农就业，不仅带来了自身生活、工作环境的变化以及社会经历和网络关系的丰富，会让家庭更有意识增加子代的教育投入（张安驰和樊士德，2018[4]张安驰、樊士德：《劳动力流动、家庭收入与农村人力资本投入——基于CFPS微观数据的实证研究》，〔南京〕《现代经济探讨》2018年第3期。）。除了职业培训外，部分大城市还针对外来人口子女教育问题还提供了一定的政策支持。当外来劳动力通过持续外流符合一定条件，可在流入地获得相比流出地较为优越的随迁子女义务教育机会，享受城市的公共教学资源，从而实现整个家庭人力资本的积累和提升，从长期来看，有利于从根本上提高家庭增收的内在动力，缓解家庭贫困，避免陷入代际贫困。

（二）研究假设

基于上述劳动力流动对贫困影响内在机理的理论考察，劳动力流动对贫困的内在影响既具有正向效应，又具有负向效应。因此，劳动力流动的减贫效应取决于加剧作用和减缓效应二者间的强弱比较。然而，我们偏向认为劳动力流动具有一定的减贫效应，内在依据主要体现在两个层面的证据：（1）在微观层面，外流劳动力微观主体的理性考量，即外流劳动力往往基于自利和理性人的出发点选择外出务工，并持续保持外流，进而形成劳动力外流刚性（樊士德、沈坤荣和朱克朋，2015）[5]樊士德、沈坤荣、朱克朋：《中国制造业劳动力转移刚性与产业区际转移——基于核心—边缘模型拓展的数值模拟和经验验证》，〔北京〕《中国工业经济》2015年第11期。；（2）在宏观层面，全国劳动力外流规模持续扩大的典型事实，即改革开放以来我国区域间和城乡间的劳动力流动规模总体呈现不断提升的特征化事实。基于此，本文提出劳动力流动具有减贫效应的假设1。

假设1：劳动力外流与家庭贫困发生率存在负向影响。也就是说，当家庭存在劳动力流动情形，该家庭陷入贫困的概率显著降低。

一般而言，“自利”和“利他”是农村贫困家庭劳动力外出打工的重要原因（都阳和朴之水，2003）[1]都阳、朴之水：《迁移与减贫——来自农户调查的经验证据》，〔北京〕《中国人口科学》2003年第4期。。以摆脱贫困为外出务工目的的劳动力往往会定期将其部分收入汇回留守家庭，从而增加家庭人均收入，并改善家庭生活质量。现代经济学认为，人力资本积累程度和收入水平是决定一个家庭是否陷入经济贫困的直接影响因素。与此同时，劳动参与率越高的家庭，人均收入也越高。然而，劳动力外流尤其是外流比例较高的家庭不仅付出了流动过程中的沉没成本和流动前流出地就业的机会成本，而且很可能会打破原有家庭成员间的分工协作，降低家庭农业生产和生活上的规模经济程度，并增加相应的边际成本。那么，劳动力外流尤其是外出务工规模越大，其家庭人均收入是否越高呢？为了解决这一问题，提出假设2。

假设2：家庭人均收入水平与家庭劳动力外流的规模呈现显著正向影响。即家庭劳动力外流比例越高，家庭人均收入水平越高。

三、模型设计与变量选取

（一）数据来源

本文所使用的数据来自北京大学中国社会科学调查中心组织实施的中国家庭追踪调查（CFPS）的微观数据。使用2014年和2018年的调查数据，每年有14241户家庭样本，包含32669位家庭成员信息，保留的有效样本量为8966家庭户。为了体现不同空间上的差异性，将研究样本分成了发达地区[2]发达地区包括北京、上海、天津、重庆、江苏、浙江、广东、福建、山东、河北、辽宁。和欠发达地区[3]欠发达地区包括安徽、甘肃、广西壮族自治区、贵州、海南、河南、湖北、湖南、山西、陕西、江西、黑龙江、吉林、四川、重庆、云南。两个部分。

（二）变量说明

1.被解释变量 对于假设1，本文核心被解释变量为家庭贫困发生率（pov2300i、pov3000i）[4]pov2300i、pov3000i分别表示第i个被调查的样本家庭按2300元和3000元的贫困线标准确定的家庭贫困发生率。。家庭是否为贫困家庭的确定标准，一方面，参照中国国家扶贫中心2010年确定的2300不变价基准线[5]我国确定2010年农村贫困线的标准为2300元（人均纯收入/年）；2015年为2800元（人均纯收入/年）；2016年约为3000元（人均纯收入/年）。目前我国贫困线以2010年确定的2300元作为不变价基准。，即当家庭年人均纯收入低于2300元的家庭定义为贫困，用pov2300i=1表示，高于2300元定义为非贫困，用pov2300i=0 表示。另一方面，由于发达地区和欠发达地区之间的发展具有极大的差异性，在具体实证中还设置了3000 元作为贫困线的标准，当家庭年人均纯收入低于3000 元的家庭定义为贫困，用pov3000i=1 表示，高于3000 元定义为非贫困，用pov3000i=0 表示。被解释变量为家庭人均收入的对数形式，用lninci表示。

2.核心解释变量 同样对于假设1，本文的核心解释变量为家庭是否存在劳动力流动，用migi表示，若家庭中存在劳动力流动则migi取1，反之取0。对于假设2，核心解释变量为家庭劳动力流动规模，即家庭外出打工人数，用mig_sizei表示。

3.控制变量 这部分变量主要包括家庭特征信息具体包括家庭人口规模（f_memi）以及家庭是否有非农经营[6]非农经营指除种植业、林业、畜牧业、水产养殖业等之外的产业。（f_unfarmi）。当家庭中有非农经营时，f_unfarmi=1，反之f_unfarmi=0；户主特征信息主要包括性别（p_genderi）、年龄（p_agei）、户主年龄平方（p_age2i）、受教育年限（p_edui）、是否自家务农（p_farmi）等。考虑到微观家庭中核心决策人通常为家庭收入最高的贡献者，因此，本文将每户家庭收入最高者定义为户主。

（三）计量模型建构

对于假设1，本文构建了Logit计量模型，具体如式（1）：

在式（1）中，povi是个向量，表示家庭是否处于贫困状态。按照不同的收入标准将povi变量扩展为两个变量，分别是 pov2300i和 pov3000i；migi、f_memi、f_unfarmi、p_genderi、p_agei、p_age2i、p_edui、p_farmi为上述解释变量；α0表示常数项，α1、α2、α3、α4、α5、α6、α7、α8为上述相应解释变量的待估参数。

为了进一步反映家庭劳动力流动情况对家庭人均收入的影响，本文将家庭年人均收入水平作为被解释变量，用inci表示，在此基础上进行量化实证研究，与此同时，考察家庭特征和户主特征信息对家庭年人均收入水平的具体影响。式（2）为对于假设2所构建的面板随机效应模型：

在模型（2）中，被解释变量lninci为家庭人均收入的对数形式；β0表示常数项，β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7、β8分别表示对应解释变量的待估参数；εi表示随机误差项。

（四）描述性统计分析

1. 全国和分地区样本家庭劳动力流动和贫困发生率比较 从表1 可以看出，2014年全国样本中存在劳动力流动的家庭比例为40.17%，发达地区为38.68%，欠发达地区为41.26%。欠发达地区劳动力外流比例较发达地区更高，符合一般预期。相比2014 年，2018年无论是发达地区还是欠发达地区，劳动力外流情况均大幅提升，全国样本比例高达91.67%，但发达地区的外流比例却反超欠发达地区，其原因可能是发达地区内部的城乡收入差距高于欠发达地区，发达地区城市薪资水平相对较高，对于外流劳动力的医疗、随迁子女义务教育和公共服务等持续改善，对农村家庭劳动流动所形成的“内拉力”进一步增强。然而，从劳动力流出比例和流动规模来看，2018年数据均比2014年有所下降。

表1 2014年和2018年全国和分地区样本家庭劳动力流动情况

表2 为贫困发生率的描述性统计。基于2014 年的客观数据，当贫困线标准为2300 元时，全国大约18.37%的家庭处于贫困状态，分地区来看，发达地区、欠发达地区分别为15.82%和20.24%，后者相对前者较高。2018年，全国样本家庭贫困发生率为4.02%，发达地区为3.56%，而欠发达地区为4.37%，同样欠发达地区高于发达地区。从纵向来看，我国微观家庭的贫困发生率有明显下降。当贫困线标准为3000元时，2018年分地区样本处于贫困状态的家庭数量均明显上升，欠发达地区比发达地区高出近12%。发达地区与欠发达地区之间的贫困发生率差异不仅没有缩小，反而呈现扩大态势。这说明，劳动力外出务工对微观家庭的影响明显存在地区差异性。

表2 2014年和2018年全国和分地区样本家庭不同标准的贫困发生率情况

2.全国和分区域样本家庭人均收入和家庭特征比较 从人均收入来看，由表3可知，无论是全国样本家庭，还是分地区样本家庭，2018 年的人均收入相比2014 年均有明显增长，与此同时，发达地区和欠发达地区之间的家庭人均收入差距呈现不断扩大的趋势。

从家庭特征来看，由表4可知，与 2014 年相比，2018年全国与分地区样本家庭的人口规模均有所下降，而且降幅基本一致。从家庭是否从事非农经营的特征来看，全国与分地区样本家庭就业于二、三产业的比例呈现明显提升的态势。尽管发达地区非农经营比例更高，但在各地区家庭非农比例均有提升的基础上，欠发达地区的涨幅较发达地区高约2%。

表3 2014年和2018年全国和分地区样本家庭人均收入情况（单位：元）

表4 家庭和户主特征信息对比

从户主特征来看，2014年和2018 年全国微观家庭户主的平均年龄分别为在43岁和46 岁，且大多数家庭户主为男性。全国家庭户主的平均受教育年限由2014 年的6.67 年提高至2018年的7.89年。发达地区样本家庭的平均受教育年限比欠发达地区高约一年，2014年和2018年分别为7.25年和8.47年，而欠发达地区2014年和2018年的平均受教育年限分别为6.25年和7.44年，均不到9年。这说明，无论是欠发达地区还是发达地区，家庭户主的受教育水平均相对较低，而且地区间的差距也较为明显。从户主务农的比例来看，2018年家庭户主从事农业活动比例与2014年相比有所提升，欠发达地区的涨幅较发达地区更高，2018年达到40.44%，而发达地区不到30%。

四、实证分析

（一）劳动力流动对家庭贫困的影响

运用Logit模型估计全国样本和分地区样本家庭劳动力流动的减贫效应。表5为计量实证估计结果。

从全国样本来看，存在劳动力流动情况的家庭可在7.1%的概率下避免陷入贫困。从分地区来看，发达地区样本家庭的劳动力流动以6.1%的概率避免陷入贫困，而欠发达地区相对较高，约为7.9%。因此，不同地区家庭劳动力流动对降低贫困发生率的边际贡献具有较为明显的差别，欠发达地区家庭外出务工的减贫效应要高于发达地区。欠发达地区的收入差距相较发达地区更大，因其部分家庭的收入起点更低，劳动力流动引致的收入净增加值往往高于发达地区，即欠发达地区劳动力流动的边际效益更高。

从家庭特征来看，家庭人口规模越大，贫困发生概率也越高，这与实际相符。一般而言，青壮年是劳动的主要提供者和财富的创造者，而家庭中除夫妻外的人口尤其是老人和孩子等负担人口越多，该家庭承担的食宿、教育和医疗支出也就越高，越容易陷入贫困。相比传统以单一的农业生产为收入来源，存在非农收入的家庭陷入贫困的概率显著降低，这一特征在发达地区更为显著。这可能的原因是发达地区的城市化和工业化较其他地区程度更高，二三产业的收入水平整体高于欠发达地区。从户主特征看来，无论是发达地区还是欠发达地区，样本家庭户主的年龄与贫困发生率均显著负相关，其中，户主年龄估计系数为正，户主年龄平方估计系数为负，这说明户主年龄对家庭是否陷入贫困的边际影响呈现先增后减的倒U 型关系。从受教育水平来看，户主受教育年限越高的家庭，陷入贫困的概率显著降低，这符合我们的预期：受限于劳动力的知识和技能水平与岗位的匹配程度，受教育年限越高的劳动者，在就业市场上相比受教育水平较低和低技能的劳动力更有机会获得相对体面和高薪的工作。进一步分地区看，欠发达地区外流劳动力受教育年限高的减贫效应较之全国和发达地区更为显著。具体地，发达地区家庭户主的受教育年限每增加一年，该家庭陷入贫困的概率将降低0.35%，欠发达地区为0.62%。此外，模型估计结果显示户主从事农业经营的家庭陷入贫困概率较高。

（二）劳动力流动占比对家庭人均纯收入的影响

由表6可知，对于全国样本家庭而言，劳动力流动对家庭人均纯收入的正向影响十分显著，劳动力流动占比越高的家庭，其人均收入越高。从分地区的样本家庭来看，欠发达地区家庭劳动力外流规模大小对提高家庭人均纯收入的影响相较发达地区更为显著。具体而言，每增加一个外出务工者，欠发达地区家庭的人均收入将提高19.5%，发达地区家庭人均收入将提高9.9%。这说明劳动力外出务工获得的工资性收入不仅可以直接提高家庭人均收入，还可以有效弥补劳动力外流所带来的负面经济效应。

从家庭特征来看，家庭人口规模越大，相应的人均纯收入水平越低，每增加一位成员，其人均纯收入水平将显著降低11.8%。其中，家庭规模扩大导致人均收入分母扩大进而摊薄或降低家庭人均收入的影响在欠发达地区更为明显。此外，非农经营对增加家庭人均收入具正向影响，这一影响在发达地区更为显著，这是因为发达地区的产业工资往往高于欠发达地区所致。

从户主特征来看，户主年龄越大家庭人均纯收入越高，且家庭人均收入水平随户主年龄的增加而增加。经计算，拐点年龄约为44岁，44岁之后随着户主年龄特征变化家庭人均收入逐渐递减。户主年龄与家庭人均收入水平的倒U形特征在发达地区和欠发达地区均较为显著；从户主工作性质来看，从事农业经营的家庭人均收入水平显著较低，分地区检验结果几乎没有差异；此外，户主受教育年限越高，该家庭人均收入水平越高，相比欠发达地区，其对发达地区的作用尤为显著，这可能是由不同地区经济发展水平和工资水平不一致所导致的。

五、稳健性检验

为了验证上述研究结论的有效性和稳健性，本文添加了家庭人均纯收入3000元和4000元作为贫困标准。

实证结果如表7所示，无论是全国还是发达地区和欠发达地区，在3000元和4000元两种贫困标准下，存在劳动力外流的家庭，相比无劳动力外流的家庭，更不易陷入贫困，即劳动力流动能有效降低贫困发生率，且均在1%水平下显著。以3000元作为贫困标准时，存在劳动力外流的家庭以7.67%的概率降低家庭贫困。当贫困标准提高至4000元时，劳动力流动的边际减贫效应提高至8.63%。这一结果和模型（1）的假设完全一致，即提高贫困标准后劳动力流动的减贫效应更为显著。不同贫困标准下，分地区样本家庭劳动力流动的减贫效应均有小幅提升，发达地区由6.44%提高至7.86%，欠发达地区由8.82%提高至9.34%。此外，户主年龄和受教育年限对减贫的影响在两种贫困标准下均十分显著。通过检验，上述研究结论较为稳健，这说明，劳动力流动可以显著降低家庭贫困的发生概率。

表7 不同贫困标准下分区域劳动力流动的减贫效应

六、主要结论及政策建议

改革开放40余年来，地区间抑或城乡间的劳动力流动规模持续，贫困人口规模和贫困发生率逐步降低，构成了我国经济社会发展过程中的典型特征事实。然而，从劳动力流动对贫困影响的内在机制和机理来看，劳动力外出务工既可能会对家庭风险、家庭内部劳动力间的规模经济效应、留守儿童和留守老人福利等三个方面产生负向冲击，进而加剧贫困，也有可能会对工资性收入的获得、家庭农业边际产出的增加、健康投入的提升和人力资本的积累等产生正向作用，进而缓解贫困。简而言之，劳动力流动对贫困的影响在理论层面不仅具有正向效应，而且具有负向效应，最终的减贫效应取决于二者的强弱。

进一步实证研究表明：（1）从全国样本来看，劳动力流动可以显著降低家庭贫困发生率，相比不存在劳动力流动的家庭，存在劳动力流动情况的家庭贫困发生概率要低7.1%。从分地区来看，不同地区家庭劳动力流动对降低贫困发生率的边际贡献具有较为明显的差别，欠发达地区家庭外出务工的减贫效应要高于发达地区。发达地区样本家庭的劳动力流动使得贫困发生概率降低6.1%，而欠发达地区相对较高，约为7.9%。（2）从全国样本来看，劳动力流动显著提升了家庭人均纯收入，而且家庭劳动力流动规模越大，其人均收入越高。从分地区来看，欠发达地区家庭劳动力外流规模对提高家庭人均收入的影响比发达地区更为显著，即欠发达地区劳动力流动的边际收入高于发达地区。（3）家庭特征信息（家庭人口规模、家庭是否有非农经营）以及户主特征信息（性别、户主年龄、受教育水平、是否自家务农）等控制变量对人均收入和贫困发生率具有一定影响。

因此，需要在以下方面发力。首先，从中央政府层面来看，进一步从根本上推进户籍制度改革，推动长期以来劳动力在城乡间、部门间和地区间“候鸟式”“浮萍式”“钟摆式”的流动，向可以内生式、真正地融入城镇、发达地区和现代部门转变，释放制度改革红利，充分拓展和挖掘劳动力流动潜在的减贫效应。其次，从地方政府层面来看，发挥发达地区与欠发达地区之间的协同效应，切实增加劳动力流动的净收益，缓解外流家庭贫困。作为流出地的欠发达地区地方政府，不仅需要重视聚焦本地的产业扶贫和项目扶贫，而且需要从主观上重视国家的劳务输出战略，并将其落地、落细和落小，为劳动力外流提供直接的并与之内在需求相匹配的就业信息、技能培训、留守儿童和空巢老人关爱等帮扶，提升劳动力流动的“外推力”，与此同时，进行外流过程中的动态追踪；作为流入地的发达地区地方政府，在享受外来劳动力对自身的城市化、工业化和高质量发展提供要素禀赋和内在动力的同时，重视为外来劳动力营造宽松和平等的就业环境，为其提供亟需的医疗、随迁子女义务教育等社会保障和公共服务，增强区域对外来劳动力的“内吸力”，降低外来劳动力流动过程中的心理成本和经济成本，提升其流动过程中的精神收益和经济收益，最终形成地区间的合力，通过外流真实净收益的增加减缓家庭贫困。再次，为贫困家庭劳动力提供与自身和市场双重相适应的职业技能培训、技术指导等内生脱贫动力，加大农村和欠发达地区义务教育投入，提升义务教育质量和水平，发挥教育在当下脱贫和预防代际贫困中的关键作用。最后，为农村和欠发达地区家庭开发多种非农经营项目，并提供资金、技术以及初创阶段的风险分担等多方位支持和扶持，既拓宽家庭收入来源，又降低非农经营失败致贫的风险，切实推动摆脱贫困。