宋嘉豪吳海濤程威特＊

(1.四川農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院,四川 成都 611130;2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院,湖北 武漢 430073)

2020年是中國(guó)脫貧攻堅(jiān)決戰(zhàn)決勝之年。在全國(guó)脫貧攻堅(jiān)總結(jié)表彰大會(huì)上,習(xí)近平總書(shū)記莊嚴(yán)宣告,我國(guó)脫貧攻堅(jiān)取得了全面勝利[1]。至2020年末,中國(guó)實(shí)現(xiàn)了現(xiàn)行貧困標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村貧困人口全部脫貧、貧困縣全部摘帽,這代表著中國(guó)歷史性地消除了絕對(duì)貧困現(xiàn)象。但脫貧摘帽不是終點(diǎn),而是新生活、新奮斗的起點(diǎn),絕對(duì)貧困問(wèn)題的解決并不代表著扶貧工作的結(jié)束,實(shí)現(xiàn)人的全面發(fā)展和全體人民共同富裕仍任重道遠(yuǎn)[2]。黨的十九屆四中全會(huì)提出“打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn),建立解決相對(duì)貧困的長(zhǎng)效機(jī)制”,這意味著消除絕對(duì)貧困后,扶貧工作的重心之一將轉(zhuǎn)向相對(duì)貧困[2-3]。如何識(shí)別相對(duì)貧困群體、緩解相對(duì)貧困狀況也日漸成為政府、學(xué)界重點(diǎn)關(guān)注的問(wèn)題。農(nóng)戶生計(jì)資本與農(nóng)村貧困發(fā)生緊密相關(guān),生計(jì)資本存量低且配置不合理、生計(jì)策略選擇能力弱、生計(jì)途徑單一或缺乏等原因是造成農(nóng)村貧困家庭墮入“貧困陷阱”,形成貧困與生計(jì)脆弱惡性循環(huán)的根本原因。因而有效提升、合理配置生計(jì)資本,提高內(nèi)生發(fā)展能力,選擇適當(dāng)?shù)纳?jì)策略是減緩貧困的重要舉措。在眾多生計(jì)策略中,非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng),貧困緩解的影響高效且直觀[4]。

當(dāng)前城鄉(xiāng)間、行業(yè)間的收入差距促使農(nóng)村勞動(dòng)力大量外流參與非農(nóng)生產(chǎn),進(jìn)而出現(xiàn)“一人務(wù)工,全家脫貧”的現(xiàn)實(shí)狀況。盡管非農(nóng)就業(yè)這一生計(jì)策略能在較大程度上增加收入,緩解貧困,但不同行業(yè)、工種間仍存在極大的工資水平差異。農(nóng)村勞動(dòng)力作為勞動(dòng)參與,收入獲取的主要群體,其人力資本作為一種關(guān)鍵的“可行能力”,對(duì)勞動(dòng)者的勞動(dòng)供給、勞動(dòng)效率等勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)均有重要影響[5]。在絕對(duì)貧困已經(jīng)消除的背景下,農(nóng)村勞動(dòng)力人力資本與稟賦特征提升是否會(huì)在緩解相對(duì)貧困過(guò)程中依舊產(chǎn)生積極作用? 如若農(nóng)村勞動(dòng)力稟賦提升能夠?qū)ο鄬?duì)貧困產(chǎn)生緩解作用,那勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)在其影響機(jī)制中又起到何種作用? 相關(guān)問(wèn)題在已有的文獻(xiàn)資料中并未得到很好的回答,但上述問(wèn)題的解決對(duì)于了解中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力稟賦特征,提高農(nóng)村低收入人口內(nèi)生發(fā)展能力,緩解相對(duì)貧困具有較強(qiáng)的理論與現(xiàn)實(shí)意義?；诖?本文利用2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(China family panel studies,CFPS)農(nóng)村家庭樣本,探討勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的影響,并對(duì)其作用機(jī)制展開(kāi)探究。

一、文獻(xiàn)綜述與理論分析

1.文獻(xiàn)綜述

自Schultz創(chuàng)建人力資本理論以來(lái),人力資本相關(guān)研究日益興起[6]?；谌肆Y本視角,學(xué)界對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)戶收入等問(wèn)題展開(kāi)廣泛探討,且得到較為一致的結(jié)論,即“人力資本與非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)戶收入間均有著高度的相關(guān)性”[7-10]。人力資本意為人力形成的資本,勞動(dòng)力作為農(nóng)村家庭的主要收入來(lái)源,其人力資本存量勢(shì)必會(huì)對(duì)家庭生計(jì)策略選擇、收入水平等家庭情況產(chǎn)生影響。但人力資本概念較為抽象,其難以像物質(zhì)資本一樣通過(guò)貨幣化衡量,而勞動(dòng)力稟賦特征作為人力資本投資的結(jié)果,是人力資本存量的外在表現(xiàn),可以較大程度反映人力資本所有量。

在當(dāng)前促進(jìn)人民增收與實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的現(xiàn)實(shí)背景下,學(xué)者們圍繞農(nóng)村勞動(dòng)力數(shù)量、文化程度、專業(yè)技能等稟賦特征對(duì)非農(nóng)就業(yè)與收入水平等相關(guān)問(wèn)題的影響展開(kāi)討論,并得出較為一致的結(jié)論。首先,勞動(dòng)力稟賦的提升對(duì)非農(nóng)就業(yè)行為具有積極的影響。其中文化程度對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用,勞動(dòng)力的文化程度越高,越傾向于非農(nóng)就業(yè)和外出務(wù)工[11-12]。健康狀況同樣對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)具有顯著的正向影響[7,9,13]。其次,勞動(dòng)力稟賦特征對(duì)農(nóng)村家庭收入具有顯著的影響,且主要體現(xiàn)在三個(gè)方面:一是勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)村家庭收入水平,尤其是非農(nóng)收入具有顯著影響,在勞動(dòng)力稟賦中文化程度、健康狀況等特征對(duì)農(nóng)村家庭非農(nóng)收入提升均具有顯著作用[8,13];二是文化程度、健康狀況等農(nóng)村勞動(dòng)力稟賦對(duì)收入增長(zhǎng)具有顯著的正向影響[14-15];三是農(nóng)村勞動(dòng)力稟賦對(duì)收入不平等具有顯著影響,一方面文化程度、健康狀況等勞動(dòng)力稟賦特征會(huì)擴(kuò)大農(nóng)村內(nèi)部收入不平等,但另一方面農(nóng)村勞動(dòng)力稟賦會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)間的收入不均等起到抑制作用[16-17]。再者,文化程度等稟賦特征對(duì)農(nóng)村貧困的發(fā)生具有顯著的緩解效應(yīng)[18]。盡管相對(duì)貧困的內(nèi)涵與收入水平、收入不平等、絕對(duì)貧困的概念有所差異,但測(cè)度的核心指標(biāo)均是圍繞可支配收入開(kāi)展,因而勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困發(fā)生也可能產(chǎn)生顯著影響。

在學(xué)界就勞動(dòng)力稟賦特征對(duì)非農(nóng)就業(yè)與收入水平作用具有一致結(jié)論的同時(shí),學(xué)者們還發(fā)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶收入、貧困的發(fā)生具有顯著影響:劉魏通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)能夠顯著提升城郊農(nóng)民收入水平[19];劉一偉等發(fā)現(xiàn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)對(duì)緩解農(nóng)村居民貧困具有積極作用[20];周力等從主客觀標(biāo)準(zhǔn)的二維視角分析認(rèn)為農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)能夠改善農(nóng)戶相對(duì)貧困狀況[21]。其他學(xué)者也認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)不僅給農(nóng)村居民帶來(lái)了可觀的經(jīng)濟(jì)收益,而且打破了原有固化的社會(huì)階層,降低了收入不平等,優(yōu)化了絕對(duì)收入狀況[22-23]。

通過(guò)上述文獻(xiàn)梳理可以發(fā)現(xiàn),當(dāng)前國(guó)內(nèi)外學(xué)者就農(nóng)村勞動(dòng)力稟賦特征對(duì)非農(nóng)就業(yè)、貧困發(fā)生的影響,非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶收入、貧困發(fā)生影響等相關(guān)問(wèn)題展開(kāi)了豐富而系統(tǒng)的研究,并得出較為一致的結(jié)論:首先勞動(dòng)力稟賦特征對(duì)其非農(nóng)就業(yè)行為具有積極的影響,其次勞動(dòng)力稟賦特征對(duì)農(nóng)村家庭收入具有顯著的影響,再者非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶收入、貧困的發(fā)生具有顯著影響。但同時(shí),現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)仍存在不足,主要體現(xiàn)在三個(gè)方面:一是勞動(dòng)力稟賦與人力資本特征對(duì)貧困影響的研究較為缺乏;二是部分文獻(xiàn)就農(nóng)村勞動(dòng)力稟賦特征對(duì)收入不平等與貧困狀況等相關(guān)問(wèn)題的影響展開(kāi)討論,但均未關(guān)注到需要重點(diǎn)考慮的相對(duì)貧困概念;三是學(xué)界對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力稟賦特征、非農(nóng)就業(yè)與貧困發(fā)生三者中的兩兩關(guān)系進(jìn)行了大量探究,但鮮有研究關(guān)注三者間的關(guān)系及作用機(jī)制。鑒于此,本文將探究勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的影響,并對(duì)其作用機(jī)制展開(kāi)探究,以期為農(nóng)村人力資本開(kāi)發(fā)與相對(duì)貧困緩解提供政策啟示。

2.理論分析

(1)勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的影響。學(xué)界已在理論與實(shí)踐上對(duì)農(nóng)村人力資本的增收與減貧作用予以認(rèn)同[18]。Sen可行能力理論認(rèn)為貧困的成因是由于教育和健康水平低下導(dǎo)致創(chuàng)造收入的能力或機(jī)會(huì)被剝奪[24]。因而教育與健康對(duì)農(nóng)村人口,尤其是農(nóng)村勞動(dòng)力的能力發(fā)展與收入獲取起到至關(guān)重要的作用。勞動(dòng)力在教育、健康上的人力資本投資,會(huì)直觀地轉(zhuǎn)換為文化程度、健康狀況等勞動(dòng)力稟賦特征,而其投入也將回報(bào)于就業(yè)機(jī)會(huì)的增多與收入水平的提高,相關(guān)影響也可能會(huì)進(jìn)一步作用于貧困的發(fā)生。根據(jù)以往的經(jīng)驗(yàn)研究,文化程度、健康狀況等勞動(dòng)力稟賦不僅會(huì)對(duì)農(nóng)村家庭收入水平具有積極影響,還會(huì)對(duì)收入不平等產(chǎn)生作用[17]。相對(duì)貧困是基于收入相對(duì)差距的一種貧困類型,其常規(guī)的測(cè)度指標(biāo)基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)與收入不平等的相關(guān)定義、測(cè)度具有較大的相似性,據(jù)此,本文提出假設(shè):

H1:勞動(dòng)力稟賦提升對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的發(fā)生具有緩解作用。較高的農(nóng)村家庭勞動(dòng)力稟賦對(duì)應(yīng)較低的相對(duì)貧困發(fā)生率。

(2)非農(nóng)就業(yè)的中介作用。文化程度、健康狀況等勞動(dòng)力稟賦特征作為人力資本投資的結(jié)果較大程度反映了勞動(dòng)力的質(zhì)量,并會(huì)進(jìn)一步作用于非農(nóng)就業(yè)這一生計(jì)策略的選擇。已有關(guān)于非農(nóng)就業(yè)對(duì)貧困的影響研究大多圍繞非農(nóng)就業(yè)與絕對(duì)貧困的關(guān)系展開(kāi)探究。根據(jù)以往的經(jīng)驗(yàn)研究,農(nóng)村勞動(dòng)力過(guò)剩與農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價(jià)值低是造成農(nóng)村貧困發(fā)生的重要原因,農(nóng)村勞動(dòng)力的生計(jì)策略改變勢(shì)必會(huì)對(duì)其收入水平與絕對(duì)貧困發(fā)生產(chǎn)生影響?，F(xiàn)有的相對(duì)貧困常通過(guò)收入法為核心進(jìn)行識(shí)別,因而勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困也可能同對(duì)收入水平一樣產(chǎn)生影響[21]?？梢哉J(rèn)為農(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)參與,最直接的目的是為了獲取較農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更高的勞動(dòng)報(bào)酬,進(jìn)而提高家庭收入以緩解相對(duì)貧困。具體而言,非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的影響主要的實(shí)現(xiàn)途徑有二:一是增收效應(yīng),即勞動(dòng)力通過(guò)從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)向工業(yè)、服務(wù)業(yè)這種跨生產(chǎn)部門(mén)的配置策略改變,以實(shí)現(xiàn)家庭總體收入水平的增加;二是穩(wěn)定效應(yīng),由于生產(chǎn)周期與價(jià)格波動(dòng),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有不穩(wěn)定性,非農(nóng)就業(yè)能夠有效熨平由自然環(huán)境的多變性和市場(chǎng)價(jià)格的波動(dòng)性所導(dǎo)致的收入不確定性,以平滑因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)而致的風(fēng)險(xiǎn),進(jìn)而影響貧困發(fā)生[25]。據(jù)此,本文提出假設(shè):

H2:非農(nóng)就業(yè)在勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的影響機(jī)制中起到中介作用。即勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困除了直接效應(yīng)外還會(huì)通過(guò)非農(nóng)就業(yè)起到間接效應(yīng)。

基于上述理論分析與可持續(xù)生計(jì)分析框架(sustainable livelihood framework,SLF),本文構(gòu)建了勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的影響路徑如圖1。即勞動(dòng)力稟賦特征作為生計(jì)資本會(huì)通過(guò)非農(nóng)就業(yè)這一生計(jì)策略途徑進(jìn)一步對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困這一生計(jì)結(jié)果產(chǎn)生影響。

圖1 理論分析框架

二、數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文旨在探究勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的影響,相對(duì)貧困問(wèn)題在2020年絕對(duì)貧困消除之際逐漸得到重視,但相對(duì)貧困問(wèn)題在絕對(duì)貧困消除前也一直存在于現(xiàn)實(shí)生活中。基于數(shù)據(jù)的可獲得性,本文采用CFPS數(shù)據(jù),該數(shù)據(jù)由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心自2010年開(kāi)始組織實(shí)施,范圍覆蓋了中國(guó)25個(gè)省、直轄市、自治區(qū)。根據(jù)研究目的,本文選用最新公布的2018 年調(diào)查的個(gè)體與家戶數(shù)據(jù),按照戶口類型等特征,并剔除無(wú)效和漏缺樣本,最終獲得5583個(gè)農(nóng)村家庭數(shù)據(jù)樣本,內(nèi)容包括農(nóng)村家庭經(jīng)濟(jì)狀況、生活狀況以及社會(huì)福利水平等。

2.研究方法

中介效應(yīng)分析相較回歸分析而言,其不僅能夠解釋變量間的直接作用關(guān)系,還可以揭示變量間的間接作用機(jī)制,為了弄清勞動(dòng)力稟賦是否通過(guò)非農(nóng)就業(yè)影響農(nóng)村家庭相對(duì)貧困狀況,本文將采用逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)法,并構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型:

式(1)～式(3)中Poverty i表示第i個(gè)農(nóng)村家庭的相對(duì)貧困狀況;En dowment i表示農(nóng)村家庭i勞動(dòng)力稟賦特征;中介變量Employment i表示農(nóng)村家庭i的非農(nóng)就業(yè)狀況;X i為來(lái)自調(diào)查對(duì)象的一系列控制變量。式(1)中的a1是第i個(gè)農(nóng)村家庭勞動(dòng)力稟賦特征影響相對(duì)貧困狀況的總體效應(yīng);式(2)中的b1是勞動(dòng)力稟賦特征對(duì)中介變量非農(nóng)就業(yè)的影響;式(3)中的c1和c2分別是勞動(dòng)力稟賦、非農(nóng)就業(yè)對(duì)第i個(gè)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的直接效應(yīng)。將式(2)代入式(3)可以得出勞動(dòng)力稟賦的中介效應(yīng)b1c2,即勞動(dòng)力稟賦特征通過(guò)中介變量非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困狀況所產(chǎn)生的間接影響。同時(shí)本文將采用Bootstrap檢驗(yàn)方法對(duì)中介效應(yīng)的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)。

3.變量選取

(1)被解釋變量。相對(duì)貧困狀況表示農(nóng)村家庭是否陷入相對(duì)貧困。是否陷入相對(duì)貧困需要通過(guò)相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行測(cè)度,在已有的相對(duì)貧困研究中,相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)往往設(shè)為平均收入或收入中位數(shù)的一個(gè)比例,由于中位數(shù)比平均值更為穩(wěn)健,大多數(shù)情況下都采用中位數(shù)[26]。

按2010年國(guó)家扶貧標(biāo)準(zhǔn)2300元不變價(jià)推算,2015年可比價(jià)約為3072元,2016年約為3255元,2017年約為3449元,2018年約為3655元,2019年約為3873元,2020年約為4103元。對(duì)CFPS數(shù)據(jù)2016與2018年農(nóng)村樣本數(shù)據(jù),分別取值平均數(shù)、中位數(shù)的60%、50%、40%測(cè)算相對(duì)貧困線,如表1所示。其中2016年農(nóng)村樣本家庭人均收入的平均值約為14250元,中位數(shù)為8000元,2018年農(nóng)村樣本家庭人均收入的平均值約為11862元,中位數(shù)為8000元。從測(cè)算結(jié)果來(lái)看,與眾多學(xué)者觀點(diǎn)一致,即中位數(shù)比平均值更為穩(wěn)健。而就中國(guó)現(xiàn)行的絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)而言,中位數(shù)的40%甚至低于現(xiàn)行的絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn),中位數(shù)的50%與現(xiàn)行的絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)較為接近,同時(shí)根據(jù)Vliet等的參考指標(biāo)建議,即將人均可支配收入中位數(shù)的50%作為相對(duì)貧困線[27]。綜上所述,本文選取樣本家庭人均可支配收入中位數(shù)的50%作為相對(duì)貧困臨界值,即選取5583 個(gè)農(nóng)村家庭數(shù)據(jù)樣本人均可支配收入中位數(shù)的50%作為相對(duì)貧困線以衡量農(nóng)村家庭是否存在相對(duì)貧困問(wèn)題,低于該相對(duì)貧困線則賦值為1,即存在相對(duì)貧困,反之,則賦值為0[27-28]。

表1 貧困線測(cè)算

(2)核心解釋變量。勞動(dòng)力稟賦主要選取勞動(dòng)力數(shù)量、勞動(dòng)力受教育程度與勞動(dòng)力健康狀況。勞動(dòng)力稟賦特征需要從數(shù)量和質(zhì)量?jī)蓚€(gè)維度來(lái)刻畫(huà),家庭勞動(dòng)力稟賦在數(shù)量上可以通過(guò)家庭擁有的勞動(dòng)力絕對(duì)數(shù)量來(lái)測(cè)度,勞動(dòng)力稟賦質(zhì)量維度的衡量上本文選取較為常用的勞動(dòng)力受教育程度與勞動(dòng)力健康狀況。

(3)中介變量。本文選取非農(nóng)就業(yè)為中介變量,由于研究為驗(yàn)證非農(nóng)就業(yè)在勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困影響中的中介作用,因而非農(nóng)就業(yè)情況需要從家庭層面進(jìn)行測(cè)度,因此,本文選取家庭非農(nóng)就業(yè)勞動(dòng)力所占比重來(lái)衡量非農(nóng)就業(yè)情況。

(4)控制變量。除了勞動(dòng)力稟賦特征與非農(nóng)就業(yè)情況外農(nóng)村家庭的相對(duì)貧困狀況還受到諸多其他因素的影響,為了保證模型的科學(xué)性與完整性,結(jié)合以往研究與數(shù)據(jù)可獲得性,特納入農(nóng)地轉(zhuǎn)出、勞動(dòng)力負(fù)擔(dān)系數(shù)、人情支出、重大事件、醫(yī)療保險(xiǎn)參與、養(yǎng)老保險(xiǎn)參與和政府補(bǔ)助等變量加以控制,表2為模型中變量的描述。

表2 主要變量及計(jì)算方法

三、實(shí)證結(jié)果

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在Stata軟件中運(yùn)用Logit模型就勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困影響進(jìn)行回歸估計(jì)。在進(jìn)行模型估計(jì)前,考慮到變量間可能存在共線性問(wèn)題,本文采取方差膨脹因子法對(duì)所有核心變量、中介變量與其他解釋變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn),結(jié)果表明所有變量的VIF最大值均小于10,不存在共線性問(wèn)題。表3報(bào)告了相關(guān)實(shí)證估計(jì)結(jié)果,由表3可以發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力稟賦特征對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的發(fā)生具有顯著的影響,然而勞動(dòng)力稟賦特征中勞動(dòng)力數(shù)量特征與質(zhì)量特征對(duì)相對(duì)貧困的影響有所區(qū)別。

由表3可以看出,勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的發(fā)生具有顯著的正向影響,即家庭所擁有的勞動(dòng)力絕對(duì)數(shù)量越多,其陷入相對(duì)貧困的可能性越高,另一方面無(wú)論是從受教育程度還是健康狀況來(lái)看,勞動(dòng)力質(zhì)量特征對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的發(fā)生均具有顯著的負(fù)向影響。這與以往的“人多力量大”“人多好辦事”的傳統(tǒng)觀念相左,勞動(dòng)力數(shù)量的優(yōu)勢(shì)并不會(huì)減緩相對(duì)貧困,相反可能會(huì)增加陷入貧困的可能性。造成這種現(xiàn)象可能的原因是勞動(dòng)力數(shù)量通過(guò)年齡界定,盡管勞動(dòng)力成本逐年上升、非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)不斷增多,但相關(guān)非農(nóng)就業(yè)崗位對(duì)勞動(dòng)力的年齡、稟賦特征要求也越來(lái)越高,缺乏經(jīng)驗(yàn)的年輕勞動(dòng)力與年齡較大的勞動(dòng)力可能存在失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)或從事較低收入的非農(nóng)工作,考慮在城市的生活支出,其非農(nóng)就業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)難以顯現(xiàn),進(jìn)而提高了農(nóng)村家庭陷入貧困的可能性[20]。盡管勞動(dòng)力能夠通過(guò)勞動(dòng)就業(yè)獲取收入,勞動(dòng)力數(shù)量的增加可能在一定程度上增加收入獲取的能力,但農(nóng)業(yè)產(chǎn)出低,同時(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí),城市部門(mén)的就業(yè)崗位對(duì)農(nóng)民工的素質(zhì)與技能要求越來(lái)越高,崗位間收入分化也日益加大,這就使得勞動(dòng)力稟賦對(duì)收入、貧困發(fā)生的減貧作用更多的依托于勞動(dòng)力質(zhì)量的提高,從表3實(shí)證結(jié)果的相關(guān)系數(shù)大小比較也可以印證此觀點(diǎn)。

表3 勞動(dòng)力稟賦對(duì)相對(duì)貧困影響的估計(jì)結(jié)果N＝5583

其他控制變量對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困發(fā)生也具有重要影響。其中人情支出、重大事件與養(yǎng)老保險(xiǎn)參與對(duì)相對(duì)貧困發(fā)生具有顯著的負(fù)向影響,即人情支出越低、重大事件的收入額越小、養(yǎng)老保險(xiǎn)參與比重越低其家庭陷入相對(duì)貧困的概率越高。原因可能是人情支出作為農(nóng)村家庭日常開(kāi)支的重要部分,它已成為衡量社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系及經(jīng)濟(jì)交易水平的重要指標(biāo),人情支出越高意味著更豐富的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系與更高的經(jīng)濟(jì)交易水平,盡管人情支出以往被認(rèn)為是家庭負(fù)擔(dān),但近年來(lái)學(xué)者發(fā)現(xiàn)人情支出成為家庭負(fù)擔(dān)的可能性在減弱,甚至被看作是非正式的保險(xiǎn)與儲(chǔ)蓄制度,并在婚喪嫁娶等重大事件發(fā)生時(shí)通過(guò)禮金得到反饋[29-31]。養(yǎng)老保險(xiǎn)參與程度不僅反映了農(nóng)村家庭的抗風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)還體現(xiàn)其經(jīng)濟(jì)交易水平,參與程度越高表明其抗風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)越強(qiáng)、經(jīng)濟(jì)交易能力越高,其陷入貧困的可能性也會(huì)隨之降低。與此同時(shí),農(nóng)村家庭醫(yī)療保險(xiǎn)參與比重對(duì)相對(duì)貧困發(fā)生具有顯著的負(fù)向影響,即農(nóng)村家庭醫(yī)療保險(xiǎn)參與比重越高,其陷入相對(duì)貧困的可能性越高。造成這種現(xiàn)象可能原因有二:一是自選擇機(jī)制,由于醫(yī)療保險(xiǎn)的選擇機(jī)制與用戶需求等原因,使其瞄向健康狀況較差的農(nóng)村居民,可能出現(xiàn)因病致貧的情況;二是因?yàn)獒t(yī)療保險(xiǎn)一定程度釋放了農(nóng)村居民的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求,增加了經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān),進(jìn)而對(duì)相對(duì)貧困狀況產(chǎn)生影響。

2.分樣本回歸結(jié)果

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性,同時(shí)考慮區(qū)域差異對(duì)相關(guān)分析的影響。本文進(jìn)行了東中西部區(qū)域分樣本下農(nóng)戶勞動(dòng)力稟賦對(duì)相對(duì)貧困的實(shí)證估計(jì)。表4中模型II、模型III、模型IV 分別代表東、中、西部區(qū)域的回歸模型,從模型II、模型III、模型IV 實(shí)證估計(jì)結(jié)果可以看出勞動(dòng)力稟賦特征對(duì)相對(duì)貧困具有顯著的影響且在東中西部之間沒(méi)有差異,其中勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的發(fā)生具有顯著的正向影響,受教育程度和健康狀況對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的發(fā)生均具有顯著的負(fù)向影響。這在一定程度上驗(yàn)證了研究假設(shè)H1,即勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的發(fā)生具有緩解作用,較高的農(nóng)村家庭勞動(dòng)力稟賦對(duì)應(yīng)較低的相對(duì)貧困發(fā)生率。但由表4的實(shí)證估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的發(fā)生非但不具有緩解作用,反而可能會(huì)使相對(duì)貧困狀況更加惡劣,可能的原因是勞動(dòng)力數(shù)量通過(guò)年齡界定,盡管勞動(dòng)力成本逐年上升、非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)不斷增多,但相關(guān)非農(nóng)就業(yè)崗位對(duì)勞動(dòng)力的年齡、稟賦特征要求也越來(lái)越高,缺乏經(jīng)驗(yàn)的年輕勞動(dòng)力與年齡較大的勞動(dòng)力可能存在失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)或從事較低收入的非農(nóng)工作,考慮其在城市的生活支出,其非農(nóng)就業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)難以顯現(xiàn)。也正如前文所分析勞動(dòng)力稟賦對(duì)收入、貧困發(fā)生的減貧作用更多地依托于勞動(dòng)力質(zhì)量的提高,而非簡(jiǎn)單的勞動(dòng)力數(shù)量增加這種“人多力量大”“人多好辦事”的傳統(tǒng)邏輯。

表4 東中西部農(nóng)戶勞動(dòng)力稟賦對(duì)相對(duì)貧困的實(shí)證估計(jì)結(jié)果

3.機(jī)制分析

在前文勞動(dòng)力稟賦農(nóng)村家庭相對(duì)貧困具有顯著影響的相關(guān)研究結(jié)論基礎(chǔ)上,為了進(jìn)一步探究勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的影響機(jī)制,本文將考察農(nóng)村家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng)。表5中模型V 是在表3模型I的基礎(chǔ)上,加入非農(nóng)就業(yè)變量的回歸結(jié)果。模型I和模型V 的估計(jì)結(jié)果中勞動(dòng)力數(shù)量、受教育程度與健康狀況等勞動(dòng)力稟賦特征都對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的發(fā)生有顯著影響,但加入非農(nóng)就業(yè)變量后,系數(shù)有所減小,影響有所收斂,可以證實(shí)非農(nóng)就業(yè)在勞動(dòng)力數(shù)量、受教育程度與健康狀況等勞動(dòng)力稟賦影響農(nóng)村家庭相對(duì)貧困中具有一定的中介作用。

表5 中介效應(yīng)判斷N＝5583

本文選取非農(nóng)就業(yè)為中介變量,但非農(nóng)就業(yè)與相對(duì)貧困的發(fā)生可能互為因果關(guān)系,存在內(nèi)生性問(wèn)題。為了對(duì)中介變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn),本文借鑒王恒等學(xué)者相關(guān)研究[32],利用含內(nèi)生變量的IVProbit模型對(duì)中介變量非農(nóng)就業(yè)的內(nèi)生性進(jìn)行檢驗(yàn),選取除被訪農(nóng)戶外同地區(qū)其他農(nóng)戶的平均非農(nóng)就業(yè)勞動(dòng)力所占比重作為內(nèi)生性檢驗(yàn)的工具變量,原因在于同一地區(qū)不同農(nóng)戶的社會(huì)地位和經(jīng)濟(jì)狀況等相近,被訪農(nóng)戶的勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)情況與其他農(nóng)戶的勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)情況并不直接相關(guān),不會(huì)直接對(duì)本家庭的相對(duì)貧困產(chǎn)生影響,可以認(rèn)為是外生變量,滿足工具變量選取條件。由表6模型VI中Wald模型檢驗(yàn)結(jié)果可知,模型接受了非農(nóng)就業(yè)作為外生性的原假設(shè),表明模型不存在內(nèi)生性,變量選取合理。

表6 內(nèi)生性及工具變量檢驗(yàn) N＝5583

為驗(yàn)證上述推斷,并對(duì)研究假設(shè)H2進(jìn)一步判定,采用中介效應(yīng)模型根據(jù)計(jì)量方程(1)～(3)可以得到如圖2所示的影響機(jī)制,結(jié)果顯示在勞動(dòng)力稟賦特征中,勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的總效應(yīng)為-0.175,其中間接效應(yīng)為-0.027,勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困通過(guò)非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng)在總效應(yīng)中占比為15.6%。但此時(shí)方程(1)～(3)中的b1c2與c1的符號(hào)相反,根據(jù)溫忠麟等的相關(guān)判定方法可能存在遮掩效應(yīng),這時(shí)總效應(yīng)就出現(xiàn)了被遮掩的情況,其絕對(duì)值比預(yù)料的要低[33]。勞動(dòng)力受教育程度對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的總效應(yīng)為-0.215,間接效應(yīng)為-0.067,b1c2與c1的符號(hào)相同,此時(shí)部分中介效應(yīng)可以解釋為勞動(dòng)力數(shù)量使農(nóng)村家庭相對(duì)貧困實(shí)際下降21.50%,其中通過(guò)非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng)在總效應(yīng)中占比為31.2%,即勞動(dòng)力受教育程度會(huì)通過(guò)勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)這一路徑進(jìn)而使農(nóng)村家庭陷入相對(duì)貧困的概率減少6.70%。勞動(dòng)力健康狀況對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的總效應(yīng)為-0.161,間接效應(yīng)為-0.013,其中通過(guò)非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng)在總效應(yīng)中占比為8.0%,根據(jù)符號(hào)判斷此時(shí)為部分中介效應(yīng),可以解釋為勞動(dòng)力健康狀況使農(nóng)村家庭相對(duì)貧困實(shí)際下降16.1%,其中8.0%的影響效應(yīng)會(huì)通過(guò)非農(nóng)就業(yè)這一路徑實(shí)現(xiàn),研究假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

圖2 中介效應(yīng)關(guān)系圖

為了更精確地判斷非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng),本文進(jìn)行了Bootstrap檢驗(yàn),如表7所示上述的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均在1%的水平上顯著,同時(shí)由95%的置信區(qū)間可以發(fā)現(xiàn)不論是偏差矯正前還是偏差矯正后,直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的置信區(qū)間均不包含0,中介效應(yīng)通過(guò)Bootstrap檢驗(yàn)。這使假設(shè)H2得到驗(yàn)證,即勞動(dòng)力稟賦會(huì)通過(guò)非農(nóng)就業(yè)這一路徑進(jìn)而對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困產(chǎn)生影響。但從上述研究結(jié)論中可以發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力稟賦特征對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困發(fā)生的影響除了非農(nóng)就業(yè)這一中介途徑外,還可能存在直接效應(yīng)或通過(guò)其他中介變量產(chǎn)生影響。也就是說(shuō)非農(nóng)就業(yè)是增加收入、緩解相對(duì)貧困的重要途徑,但卻不是唯一的途徑。同時(shí)需要注意的是非農(nóng)就業(yè)在增加收入的同時(shí),可能會(huì)對(duì)非農(nóng)就業(yè)群體相對(duì)剝奪、幸福感與身份認(rèn)同感等問(wèn)題產(chǎn)生負(fù)作用[34-35],因而非農(nóng)就業(yè)要適度,需要通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制與政府引導(dǎo)合理開(kāi)展。當(dāng)前國(guó)家提倡人才返鄉(xiāng)、人才振興,較高勞動(dòng)力稟賦的“人才”不論在城市還是農(nóng)村都是緊缺的,都能夠發(fā)揮作用,創(chuàng)造價(jià)值[36]。因而相對(duì)貧困的緩解重點(diǎn)還在于優(yōu)化農(nóng)村勞動(dòng)力稟賦特征,需要把人力資本開(kāi)發(fā)放在首要位置,這也要求我們回到可持續(xù)生計(jì)分析框架(SLF)的源頭生計(jì)資本中去解決問(wèn)題。

表7 Bootstrap方法檢驗(yàn)的中介效應(yīng)及95%置信區(qū)間

四、結(jié)論與啟示

本文利用2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)農(nóng)村家庭樣本,探討了勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的影響,并采用中介效應(yīng)模型與Bootstrap檢驗(yàn)驗(yàn)證了非農(nóng)就業(yè)在影響機(jī)制中的中介作用,主要結(jié)論如下:

第一,當(dāng)前中國(guó)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困問(wèn)題依然較為嚴(yán)峻,以家庭人均純收入低于全樣本家庭中位數(shù)50%的標(biāo)準(zhǔn)計(jì)算,22.8%的農(nóng)村家庭存在收入上的相對(duì)貧困。第二,勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困具有顯著影響,且不同稟賦特征的影響具有異質(zhì)性,其中勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的發(fā)生具有顯著的正向影響,而受教育程度、健康狀況等勞動(dòng)力質(zhì)量特征變量則表現(xiàn)出了顯著的負(fù)向影響,即勞動(dòng)力稟賦對(duì)相對(duì)貧困的緩解作用更多地依托于勞動(dòng)力質(zhì)量的提高。第三,非農(nóng)就業(yè)在勞動(dòng)力稟賦對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的影響機(jī)制中起到中介作用。非農(nóng)就業(yè)是增加收入、緩解相對(duì)貧困的重要途徑,但卻不是唯一的途徑,當(dāng)前“人才”不論在城市還是農(nóng)村都是緊缺的,因而解決相對(duì)貧困重點(diǎn)還在于優(yōu)化農(nóng)村勞動(dòng)力稟賦,開(kāi)發(fā)人力資本。

基于研究結(jié)論,引申出以下政策啟示:其一,在實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興和共同富裕的目標(biāo)指引下,應(yīng)著力關(guān)注相對(duì)貧困問(wèn)題,建立解決農(nóng)村相對(duì)貧困的長(zhǎng)效機(jī)制。當(dāng)前中國(guó)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困問(wèn)題依然嚴(yán)峻且將長(zhǎng)期存在,這需要政府盡快出臺(tái)識(shí)別相對(duì)貧困群體、緩解相對(duì)貧困狀況的舉措與政策[37-38]。其二,適度增加非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì),提供非農(nóng)就業(yè)信息服務(wù)與社會(huì)保障支持。政府部門(mén)因地制宜地在本縣市、本鄉(xiāng)鎮(zhèn)發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè),重視中小城鎮(zhèn)吸納農(nóng)民就業(yè)的能力,創(chuàng)造本地非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì),同時(shí)應(yīng)提供充分的就業(yè)信息、就業(yè)渠道和農(nóng)民工群體的社會(huì)保障支持。其三,把人力資本開(kāi)發(fā)放在首要位置,提升勞動(dòng)力稟賦并發(fā)揮其收入增長(zhǎng)效應(yīng)。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí),農(nóng)村勞動(dòng)力的收入增長(zhǎng)效應(yīng)與減貧效應(yīng)越來(lái)越依賴于勞動(dòng)力受教育程度、健康狀況等質(zhì)量的提升而非以往的絕對(duì)數(shù)量,這就要求政策、輿論引導(dǎo)農(nóng)村家庭重點(diǎn)關(guān)注教育培訓(xùn)、醫(yī)療保障的投入,政府各級(jí)部門(mén)也要通過(guò)培訓(xùn)、政策引導(dǎo)等方式支持農(nóng)村人力資本開(kāi)發(fā),例如通過(guò)非農(nóng)工作經(jīng)驗(yàn)傳授、就業(yè)技能培訓(xùn)等多種形式活動(dòng)的開(kāi)展促使農(nóng)村勞動(dòng)力適應(yīng)非農(nóng)就業(yè)崗位的用人要求。其四,關(guān)注農(nóng)村弱勢(shì)群體的貧困狀況,逐步建立相應(yīng)的支持政策體系。隨著城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)流動(dòng)限制不斷減弱,青壯年勞動(dòng)力已經(jīng)在絕大多數(shù)地區(qū)實(shí)現(xiàn)了較為充分的外出就業(yè),農(nóng)村未來(lái)的相對(duì)貧困不僅是家庭與家庭間的,還可能體現(xiàn)在回鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)的中老年人和年輕人間,流動(dòng)群體與留守群體間。這就要求政府部門(mén)逐步構(gòu)建農(nóng)村弱勢(shì)群體的相對(duì)貧困識(shí)別體系及相應(yīng)的政策支持體系。