劉一偉

(武漢大學 社會保障研究中心，湖北 武漢 430072)

農村貧困受到諸多經濟社會條件的影響，其中，勞動力外流是重要因素。事實上，改革開放以來，農村剩余勞動力外流已經成為普遍現(xiàn)象，這種勞動力的大規(guī)模流動和遷移改變了農村地區(qū)的資源配置、收入狀況與生活水平等，對農村地區(qū)的貧困有著重要影響(張永麗 等，2017)。都陽等(2003)認為勞動力遷移具有反貧的功能，通過研究發(fā)現(xiàn)中國貧困地區(qū)的勞動力遷移行為與“利他性”假說相吻合,這表明貧困地區(qū)的勞動力遷移可以視作一種積極的反貧困行為。Nguyen et al.(2011)指出，勞動力流動可以實現(xiàn)勞動力及依附于勞動力身上其他要素的合理配置，進而提高收入水平與縮小收入差距，起到減貧的效應。更進一步，羅楚亮(2012)、程名望等(2014)、劉一偉等(2017a)均指出，解決農村居民貧困的關鍵在于實現(xiàn)農村居民增收與緩解收入不平等。令人遺憾的是，中國農村收入差距呈現(xiàn)不斷惡化趨勢，據(jù)2016年國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)顯示，中國農村的收入差距達到了0.50左右，遠高于國際規(guī)定的警戒線。

那么，一個值得深思的問題是：勞動力流動是否具有防止農戶陷入貧困的功能呢？其影響農村居民貧困的作用機制是什么呢？即收入差距是勞動力流動影響農戶貧困的途徑嗎？在全面實現(xiàn)小康社會與精準扶貧的宏觀背景下，解答上述問題，不僅對推進與完善勞動力流動影響農戶貧困這一領域的研究與機制分析具有重要的理論意義，而且對中國打贏扶貧攻堅戰(zhàn)與全面建成小康社會的戰(zhàn)略目標提供參考依據(jù)。

一、相關文獻與研究假設

有關勞動力流動與農戶貧困的研究相對較早，且研究結論并未達成共識。國外部分學者研究發(fā)現(xiàn)，勞動力流動能夠有效緩解農村居民貧困。譬如，Sabates-wheeler et al.(2008)研究發(fā)現(xiàn)，農村勞動力轉移不僅對收入貧困具有緩沖作用，而且對多維貧困具有顯著效應。Bertoli et al.(2014)基于厄瓜多爾的調查發(fā)現(xiàn)，勞動力遷移在某種程度上減輕了農戶貧困，使得農戶貧困度下降了20%左右。在本土的研究中，有學者也佐證了勞動力轉移能夠緩解貧困的結論。李實(1999)研究發(fā)現(xiàn)，農村勞動力遷移對農戶家庭收入具有積極的意義，進而起到了減貧效應。柳建平等(2009)則認為，如果家庭中有勞動力外出務工，將改善整個家庭福利狀況，降低家庭陷入貧困的概率。樊士德等(2016)的研究結果表明：從全國范圍的全樣本看，勞動力流動既改善了農村家庭絕對收入狀況，又降低了陷入貧困的相對概率；但從分地區(qū)實證結果看，在發(fā)達地區(qū)，勞動力流動所起到的減貧效應更為突出，且在提升家庭絕對收入上呈邊際效率遞減。

然而，部分學者研究發(fā)現(xiàn)，勞動力流動對農村居民貧困沒有顯著影響。如Stark(1985)研究發(fā)現(xiàn)，勞動力遷移行為對貧困家庭的福利水平及貧困狀況的影響取決于遷移動機；與此同時，遷移的社會資本、人力資本水平和遷移地點、時間均可能影響農村居民的貧困狀況(Kothari，2003)。李翠錦(2014)研究發(fā)現(xiàn)，由于農戶貧困狀況不同，勞動力流動所起到的減貧效應具有不確定性。甚至有學者認為，勞動力的流動會不斷破壞農村社會秩序與文明，從而帶給農村較高的社會成本，不利于農村居民反貧與脫貧(Chinn，1979)。楊靳(2006)認為人口遷移能消除農村貧困，但在某種情況下也會加劇農村貧困。

從上述分析可以看出，勞動力流動與農戶貧困息息相關，但由于具體社會情境的差異性，難以確定勞動力流動與農戶貧困是正相關還是負相關。因此，本文不提出關于“勞動力流動”與“農戶貧困”關系的“方向性”假設，僅提出以下假設：

假設1：勞動力流動對農戶貧困具有顯著影響。

有關收入差距對農戶貧困的影響研究相對較多。Yao et al.(2004)指出，收入不平等的惡化將加劇居民貧困尤其是農村居民貧困，且貧困狀況對于收入差距具有較高的彈性。Araar et al.(2010)提出了彈性分析方法，發(fā)現(xiàn)收入不平等的擴大阻礙了居民的脫貧。許啟發(fā)等(2011)基于CHNS調查數(shù)據(jù)，采用Shapley分解結果顯示，收入增長能顯著減少貧困，而收入差距擴大會累及減貧效果。羅楚亮(2012)根據(jù)Shapley分解結果討論了分項收入對貧困程度的影響以及分項收入不均等性的貧困減緩彈性。程名望等(2014)發(fā)現(xiàn)健康與教育的改善，有助于縮小收入差距進而緩解農村居民貧困。劉一偉等(2017b)研究發(fā)現(xiàn)，社會資本與人力資本的投資，均可以增加居民的收入水平與縮小收入差距，降低居民發(fā)生貧困的可能性?；诖?，我們提出以下研究假設。

假設2：收入差距的擴大提高了農戶發(fā)生貧困的可能性。

蒲艷萍等(2011)發(fā)現(xiàn),農村勞動力流動對增加農村居民收入與改善農村收入不平等具有積極效應，從而緩解農民家庭貧困與改善農民家庭福利；王湘紅等(2012)驗證了相對收入對外出務工的影響，同時發(fā)現(xiàn)外出務工對農村收入不平等具有重要的影響，并緩解了農村居民的相對貧困；沈揚揚(2012)利用國家統(tǒng)計局(NBS)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)外出打工是目前農戶擺脫貧困的有效方法，相比之下，務農農戶貧困狀況始終最為嚴重，增加組內成員收入，縮小組內差距對減少農戶貧困的意義重大；王建國(2013)也得出了相似研究結論，指出現(xiàn)階段農村勞動力如果不外出從業(yè),將更加集中分布于農村收入分布的中低端，而農村勞動力的外出從業(yè)降低了農村收入不平等和貧困程度；此外，陳海霞(2013)認為通過勞動力轉移能夠縮小收入差距，提高農民收入而減少貧困程度。

基于此，我們認為收入不平等是影響勞動力流動與農戶貧困關系的重要因素。因此，本文提出以下研究假設：

假設3：勞動力流動能夠影響收入差距，并進一步作用于農戶貧困狀況。

事實上，有關勞動力流動與收入差距對農戶貧困的影響已經得到諸多學者的關注，且研究取得了一定進展，但多數(shù)研究并未深入探討勞動力流動如何影響農戶貧困狀況。同時，收入差距對農戶貧困具有重要影響，但現(xiàn)有文獻沒有考察勞動力流動是否通過擴大或者縮小收入差距影響農戶多維貧困。此外，囿于數(shù)據(jù)的可得性，缺乏微觀視角的考察，對貧困等相關變量的選擇也略顯粗糙。

因此，本文的主要貢獻有以下幾點：首先，在前人研究的基礎上，將勞動力流動、收入差距與農戶貧困建構于一個分析框架內，從而為解決農戶貧困提供一定的借鑒價值；其次，探討了勞動力流動影響農戶貧困的路徑，從而為精準扶貧提供啟示意義；最后，采用具有代表性的追蹤調查數(shù)據(jù)，從而更好了解中國農村居民貧困的動態(tài)過程。

二、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型構建

(一)數(shù)據(jù)來源

本文采用2014年中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)(簡稱“CFPS2014”)。該數(shù)據(jù)是兩年一期的跟蹤調查數(shù)據(jù)，旨在通過對全國代表性樣本村居、家庭、家庭成員的跟蹤調查，反映中國的經濟發(fā)展與社會變遷狀況。按調查單位層級來分，CFPS 訪問卷包括 3 種：個人問卷、家庭問卷和村(居)問卷。個人問卷的目的在于了解樣本個體的狀況，包括個體身體狀況、職業(yè)狀況、受教育狀況等；家庭問卷的目的在于了解個體生活環(huán)境、生活設施、社會經濟地位等；村居問卷的目的在于了解樣本家庭所在的環(huán)境。根據(jù)研究的目的和需要，本文采用最新公布的2014年全國家庭調查數(shù)據(jù)，剔除不相關和缺失的變量，只選取了調查問卷中的部分樣本，最終選擇14152個農村居民樣本。

(二)變量選取

“農戶貧困”是本文關心的重點，也是本項研究的被解釋變量。貧困線的確立是研究貧困問題的先決條件，但在社會經濟發(fā)展過程中，收入水平和消費水平不斷變化，因此貧困標準也隨之發(fā)生改變。多數(shù)學者采用國際貧困線標準，世界銀行曾宣布按照購買力平價計算，將國際貧困線分別劃分為人均每日生活支出1美元和2美元的標準(劉一偉，2017)。在本項的研究中，也采用國際貧困線來衡量農戶貧困，貧困者賦值為“1”，反之賦值為“0”。其中，人均每日消費1美元以下的農村居民占比0.83%，人均每日消費2美元以下的農村居民占比6.58%。需要說明的是，根據(jù)國務院的規(guī)定，在2008年將相對貧困線與絕對貧困線合并為統(tǒng)一的貧困線，即將農村居民收入2300元作為國家貧困的統(tǒng)一標準，因此，我們采用國家貧困線進行穩(wěn)健性檢驗。

“勞動力流動”是核心解釋變量，本文用家庭中是否有勞動力外流進行衡量。古典學派認為勞動力參與非農就業(yè)是個體為了追求個體利益最大化而進行的理性決策，實際上屬于人力資源的重新配置。然而，黃楓等(2015)認為家庭中勞動力外出流動，不但要考慮自身的因素，而且也受家庭其他成員及家庭狀況的影響。換言之，勞動力外流是家庭成員共同的決策，勞動力外流的追蹤目標是謀取家庭利益的最大化。因此，勞動力外流能夠影響家庭層面的收入或者消費。

“收入差距”是本文的另一個核心變量。衡量收入差距的指標眾多，在目前的學術研究中，主要采用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、分位數(shù)支出比等方法進行衡量。在本研究中，主要采用基尼系數(shù)的衡量方法，計算調查者所在區(qū)縣的基尼系數(shù)，經測算后共得出162個區(qū)縣的收入分配情況。此外，考慮到基尼系數(shù)對中等收入水平的變化特別敏感，衡量收入差距的另一個指標泰爾熵T指數(shù)對上層收入水平的變化很明顯，泰爾熵L和V指數(shù)對底層收入水平的變化敏感，因此，我們選取泰爾熵指數(shù)進一步衡量收入差距，從而與基尼系數(shù)形成良好互補。

為了求出勞動力流動與收入差距對農戶貧困的凈效應，排除其他變量對結果可能造成的偏差，本文在模型中加入了個體層面、家庭層面與村級層面的控制變量。個體層面的控制變量，主要包括戶主年齡、性別、婚姻、教育程度與政治面貌；家庭層面的控制變量，主要包括家庭規(guī)模、家庭是否有集體土地、社會資本；村級層面的控制變量，主要包括村級醫(yī)務人員數(shù)量、村莊是否災害區(qū)、村莊是否屬于礦產區(qū)、村莊到縣城的距離。具體變量的選取、定義與描述如表1所示。

表1 變量的選取與定義

(三)模型構建

本文使用 CFPS2014家庭中有勞動力流動的農村勞動力樣本考察農戶家庭貧困的影響因素，因此設定以下Logit 模型：

(1)

式(1)中，Yi是農戶家庭 i 是否貧困的二值變量(0=非貧困；1=貧困)，Xi為影響因素向量。

考慮到本文認為收入差距可能是影響勞動力流動與農戶貧困的中介變量，因而需要檢驗收入差距是否起到了中介效應。溫忠麟等(2004)提出的中介變量檢驗方法，不僅分析了存?zhèn)五e誤率的控制，同時還考慮了棄真錯誤率的控制。根據(jù)此中介變量檢驗方法檢驗收入差距所起到的作用機制，估計模型如下：

Pooryi=α0+α1LF+α2Xi+εi

(2)

Ginifi=β0+β1LF+β2Xi+εi

(3)

Pooryi=κ0+κ1LF+κ2Ginii+κ3Xi+εi

(4)

式(2)、式(3)與式(4)中，Pooryi指代的是農戶貧困，LF表示勞動力流動，Ginifi表示收入差距，Xi表示所有控制變量，εi表示隨機擾動項。首先要檢驗系數(shù)α1的顯著性，如果不顯著，表示不相關；反之，如果顯著，則進一步檢驗系數(shù)β1與k2的顯著性，如果系數(shù)β1與k2全部顯著，那么表明存在中介效應，如果至少一個不顯著，需要再次進行Sobel檢驗，如果通過顯著性檢驗，表明中介效應成立，如果沒有通過顯著性檢驗，表明中介效應不成立。

三、實證估計結果

(一)勞動力流動對農村居民貧困的影響

上文分析顯示勞動力流動與農戶貧困息息相關，但由于具體社會情境的差異性，難以確定勞動力流動與農戶貧困是正相關還是負相關。因此，我們首先分析勞動力流動對農村居民貧困的影響。

表2 勞動力流動對農村居民貧困的影響

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

表2報告了勞動力流動對農村居民貧困的影響。方程(1)到方程(4)展示了每日人均消費1美元作為貧困標準的回歸結果。方程(1)未添加任何控制變量，發(fā)現(xiàn)勞動力流動沒有通過顯著性檢驗，表明勞動力流動并不能緩解農村居民貧困?？紤]到其他因素可能影響回歸結果的穩(wěn)健性，我們在方程(2)、方程(3)和方程(4)中分別添加了個體層面、家庭層面與村級層面的控制變量，發(fā)現(xiàn)勞動力流動除了在方程(2)中不顯著外，在方程(3)和方程(4)中，分別在5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著，且回歸系數(shù)的符號為負，表明勞動力流動降低了農村居民發(fā)生貧困的概率。

方程(5)到方程(8)展示了每日人均消費2美元作為貧困標準的回歸結果。發(fā)現(xiàn)無論是未添加控制變量還是添加控制變量，勞動力流動無一例外均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負。方程(8)中，相比于沒有勞動力流動的農村居民，勞動力流動降低了農村居民發(fā)生貧困的71.13%，這充分說明了勞動力流動有助于緩解農村居民的貧困狀況?？傊瑹o論是以每日人均消費1美元作為貧困線還是以每日人均消費2美元作為貧困線，勞動力流動均顯著降低了農村居民發(fā)生貧困的可能性。

(二)穩(wěn)健性檢驗

上文采用每日人均消費1美元與每日人均消費2美元作為貧困線，發(fā)現(xiàn)勞動力流動能夠降低農村居民發(fā)生貧困的可能性。但為了檢驗結果的穩(wěn)健性，我們采用人均年收入2300元的國家貧困線，再次檢驗勞動力流動對農村居民貧困的影響。回歸結果見表3，當采用人均年收入低于2300元衡量貧困時，勞動力流動依然能夠降低農村居民發(fā)生貧困的概率。以方程(4)為例，勞動力流動在1%的統(tǒng)計水平上顯著，且回歸系數(shù)符號為負，計算可得，相比于沒有勞動力流動的農村居民，勞動力流動的農村居民發(fā)生貧困的概率降低了86.83%。

表3 穩(wěn)健性檢驗：國家貧困線

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

(三)內生性問題的處理

勞動力流動與農村居民貧困具有潛在的內生性，一方面，外流勞動力可能從事第二產業(yè)或者第三產業(yè)，收入水平相對較高，從而降低其發(fā)生貧困的概率；另一方面，農村居民可能為了改善其貧困現(xiàn)狀，選擇外出務工等，即提高了其外出流動的可能性。為了解決關鍵變量潛在的內生性問題，本文選取被訪者所在地區(qū)的平均勞動力流動人數(shù)作為農村家庭勞動力流動的工具變量。需要說明的是，一個地區(qū)的平均勞動力流動情況能夠很好表明該地區(qū)的勞動力外出狀況，滿足工具變量相關性的條件；而其他人勞動力流動并不能影響被訪者的貧困狀況，這又滿足了工具變量外生性的要求。表4報告了工具變量回歸的估計結果，Wald 檢驗的結果表明可以在1%的顯著水平上拒絕變量外生性假設，即原模型存在內生變量。在一階段估計中，工具變量的p值為 0.00，系數(shù)在 1%的水平上顯著為正，方程的 F 值為295.28，說明不存在弱工具變量，因此選擇地區(qū)的平均勞動力流動作為工具變量是合適的?；貧w結果表明，勞動力流動的回歸系數(shù)仍然在1%的水平上顯著，且回歸系數(shù)大小與方向同表2基本一致，也就是說當處理了內生性后，勞動力流動依然能夠顯著降低農村居民發(fā)生貧困的可能性。

表4 內生性檢驗結果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

四、勞動力流動影響農村居民貧困的機制分析

上文分析指出收入差距顯著地降低了農村居民發(fā)生貧困的概率，這預示勞動力流動對不同群體的消費支出影響程度存在差異，勞動力流動可能通過提高收入水平與縮小收入差距來降低貧困發(fā)生的概率。本部分將分兩步來驗證這一觀點：首先檢驗勞動力流動是否縮小了收入差距，然后分析收入不平等如何影響農村居民貧困。

(一)勞動力流動對收入差距的影響

表5報告了勞動力流動對收入差距的影響。方程(1)和方程(5)中，未添加任何控制變量，發(fā)現(xiàn)勞動力流動均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，且回歸系數(shù)符號為負，表明無論是采用基尼系數(shù)還是泰爾指數(shù)衡量收入差距，勞動力流動能夠降低收入差距。考慮到其他變量可能影響回歸結果的穩(wěn)健性，我們在方程(2)到方程(4)及方程(6)到方程(8)中，分別添加了個體層面、家庭層面與社會層面的控制變量，發(fā)現(xiàn)勞動力流動無一例外在1%的統(tǒng)計水平上顯著，且回歸系數(shù)的符號為負，這充分表明勞動力流動能夠顯著降低收入差距。

與此同時，勞動力流動與收入差距也可能存在內生性。對此，采用聯(lián)立方程模型并考慮勞動力流動的決策因素與收入差距的決策因素，在勞動力流動方程中加入的變量包括是否有高污染企業(yè)、集體經濟投資與村外出打工占比等；在收入差距方程中，加入了受教育程度、家庭規(guī)模與社會資本等。聯(lián)立方程模型的估計結果如表6所示。勞動力流動與收入差距確實存在雙向因果關系，收入差距方程的回歸結果表明：無論是采用基尼系數(shù)還是泰爾指數(shù)，勞動力流動的參數(shù)估計值顯著為負，加入上述控制變量后，勞動力流動的參數(shù)估計值依然顯著為負，表明勞動力流動確實改善了收入不平等。

表5 勞動力流動對收入差距的影響

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%統(tǒng)計水平上顯著。

(二)勞動力流動影響農村居民貧困的機制分析

在上文分析的基礎上，我們進一步分析了勞動力流動對不同收入差距狀況下農戶居民貧困的影響?；貧w結果見表7。

表7 收入差距的中介效應分析

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

可以發(fā)現(xiàn)，當收入差距較大與收入懸殊時，勞動力流動對農村居民貧困分別起到“緩沖”與“加劇”的作用，即勞動力流動改善了收入差距較大的農戶貧困，但卻提高了收入差距懸殊農戶發(fā)生貧困的可能性。需要說明的是，當以每日消費2美元作為貧困線時，勞動力流動能夠降低收入差距比較平均農戶發(fā)生貧困的概率?？傊?，表7的回歸結果表明收入差距在勞動力流動與農戶貧困的關系中起到了中介效應。

表8和表9報告了收入差距對農村居民貧困的影響。研究發(fā)現(xiàn)，無論是以每日1消費美元衡量貧困還是每日消費2美元衡量貧困，基尼系數(shù)均在統(tǒng)計水平上顯著為正，這表明基尼系數(shù)的擴大提高了農村居民發(fā)生貧困的可能性。進一步采用泰爾指數(shù)衡量收入差距，發(fā)現(xiàn)泰爾指數(shù)也均在統(tǒng)計水平上顯著，且回歸系數(shù)符號為正，表明泰爾指數(shù)的擴大也提高了農村居民發(fā)生貧困的概率?？偠灾?，收入差距的惡化提高了農村居民陷入貧困的可能性，表明本文的假設2成立。

表8 收入差距對農村居民貧困的影響(每日消費1美元貧困線)

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

表9 收入差距對農村居民貧困的影響(每日消費2美元貧困線)

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

需要說明的是，在方程(3)與方程(9)中，在控制其他變量的基礎上，添加了勞動力流動與基尼系數(shù)的交互項，發(fā)現(xiàn)無論是以每日消費1美元衡量貧困還是以每日消費2美元衡量貧困，勞動力流動與基尼系數(shù)對農村居民貧困的影響同前文分析的一致。我們重點關注的是勞動力流動與基尼系數(shù)的交互項是否顯著以及回歸系數(shù)符號的方向，發(fā)現(xiàn)勞動力流動與基尼系數(shù)交互項的回歸系數(shù)均在10%統(tǒng)計水平下顯著，且回歸系數(shù)的符號為負，這充分說明了收入差距是勞動力流動影響農戶貧困的重要機制之一，勞動力流動緩沖了收入差距對農戶貧困的不利影響。為了檢驗回歸結果是否穩(wěn)健，我們在方程(6)與方程(12)中加入了泰爾指數(shù)與勞動力流動的交互項，發(fā)現(xiàn)勞動力流動與泰爾指數(shù)的交互項分別在10%與1%的統(tǒng)計上顯著為負，這與勞動力流動與基尼系數(shù)的交互項回歸結果一致，證明本文的研究結論具有高度的穩(wěn)健性。

五、結論與對策建議

解決農村居民的貧困是我國實現(xiàn)精準扶貧、精準脫貧的關鍵。而在過往的幾十年里，中國農村勞動力外流已經成為普遍的社會現(xiàn)狀，勞動力流動本質上出于理性人的逐利性，可能改善農戶的家庭收入與支出水平。同時在中國經濟發(fā)展的過程中，伴隨著收入不平等的加劇，可能會影響我國農村地區(qū)的減貧與脫貧。基于此，本文利用2014年中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)(CFPS)，考察勞動力流動對農戶貧困的影響及其作用機制，得出如下研究結論：第一，無論是采用人均每日消費1美元還是人均每日消費2美元衡量農村居民貧困，勞動力流動顯著改善了農村居民貧困狀況；第二，勞動力流動能夠提高農村居民收入水平，縮小農村居民的收入差距；第三，勞動力流動可以通過影響收入差距，改善貧困農村居民的收入不平等而緩解農戶的貧困狀況，即改善農村居民貧困實現(xiàn)精準扶貧與脫貧遵循“勞動力流動→收入差距縮小→居民貧困”的作用機制。

目前農村地區(qū)扶貧成本不斷提高，減貧效應不斷下降，而本項研究發(fā)現(xiàn)勞動力流動能夠有效緩解農村居民貧困，這為我們尋求解決農村居民貧困方式提供了啟示意義。一方面，合理引導農村勞動力流動，這要求做到以下幾點：首先，在農村勞動力尤其是青壯年勞動力面臨著“養(yǎng)兒養(yǎng)老”雙重壓力的情況下，不斷完善農村社會保障制度，解決勞動力外出的后顧之憂；其次，不但農村勞動力應通過自身提高其人力資本積累，而且政府應該營造公平的勞動力市場；最后，加大農村公共衛(wèi)生和醫(yī)療投入，改善農村勞動力的健康狀況，推進正規(guī)教育和技能培訓等在內的非正規(guī)教育改革，提升農村勞動力受教育水平，增強農村居民的自我發(fā)展能力。另一方面，改革我國收入分配體制，縮小收入差距。雖然改革開放帶來了中國經濟的高速增長，但中國居民并沒有均等地享有改革開放帶來的紅利，經濟增長創(chuàng)造的財富沒有在國民間均等地分配。中國的收入差距已經高于國際警戒線，收入不平等現(xiàn)象急劇惡化，同時，長期形成的利益失衡與利益固化藩籬，使個體難以實現(xiàn)向上流動。值得欣慰的是，習近平總書記在黨的十九大報告中指出“擴大中等收入群體，增加低收入者收入，調節(jié)過高收入，取締非法收入。加快推進基本公共服務均等化，縮小收入分配差距?！币虼?，政府理應關注收入分配不公平現(xiàn)象，規(guī)避收入差距對農村居民帶來的不利影響。

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