○張園 陸勉 陳玉萍

（1中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)，湖北 武漢 430073；2漢陰縣現(xiàn)代農(nóng)業(yè)園區(qū)服務(wù)中心，陜西 安康 725199）

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)貧困治理經(jīng)歷了“救濟(jì)式扶貧”“開(kāi)發(fā)式扶貧”和“精準(zhǔn)扶貧”的不同發(fā)展階段，取得了舉世公認(rèn)的成就。截至2020 年底，中國(guó)現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村貧困人口全部擺脫絕對(duì)貧困，農(nóng)村區(qū)域性整體絕對(duì)貧困得以消除。貧困治理的重點(diǎn)和難點(diǎn)也將轉(zhuǎn)向更加隱蔽的相對(duì)貧困。黨的十九屆四中全會(huì)決定指出“堅(jiān)決打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)，鞏固脫貧攻堅(jiān)成果，建立解決相對(duì)貧困的長(zhǎng)效機(jī)制”，從根本上體現(xiàn)了中國(guó)共同富裕的價(jià)值理想，為相對(duì)貧困治理提供了政治基礎(chǔ)和制度前提。但現(xiàn)階段，中國(guó)相對(duì)貧困問(wèn)題凸顯，主要表現(xiàn)為個(gè)體或群體間收入不平等[1]，特別是城鄉(xiāng)居民收入差距不斷擴(kuò)大，農(nóng)民增收渠道拓展不充分。因此，如何提高農(nóng)村居民收入是緩解相對(duì)貧困的關(guān)鍵所在。事實(shí)上，自精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略實(shí)施以來(lái)，地方政府設(shè)計(jì)了一系列促進(jìn)勞動(dòng)力供給的政策，如勞務(wù)協(xié)作、扶貧車間建設(shè)、技能培訓(xùn)等，旨在幫助廣大農(nóng)民提高自身素質(zhì)，拓寬農(nóng)民就業(yè)渠道，促進(jìn)農(nóng)民增收脫貧。實(shí)踐中，這一系列針對(duì)性促進(jìn)農(nóng)民勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的措施確實(shí)取得了不錯(cuò)的成績(jī)，大大提高了貧困人口就業(yè)率。然而，由于大量農(nóng)村勞動(dòng)力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，農(nóng)村勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)失衡趨勢(shì)越來(lái)越明顯。對(duì)于農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，其決策單位通常是家庭，在家庭勞動(dòng)力分配中，勞動(dòng)力流轉(zhuǎn)的度在哪里，則會(huì)在很大程度上影響家庭經(jīng)濟(jì)狀況。以家庭勞動(dòng)力分配為切入點(diǎn)，研究農(nóng)村相對(duì)貧困問(wèn)題是一個(gè)相對(duì)比較有效的路徑。

隨著相對(duì)貧困問(wèn)題治理的現(xiàn)實(shí)需要與相對(duì)貧困問(wèn)題研究的深入，越來(lái)越多的文獻(xiàn)開(kāi)始關(guān)注如何緩解相對(duì)貧困，主要從父輩稟賦[2]、技能培訓(xùn)[3]等微觀因素以及財(cái)政支出結(jié)構(gòu)[4]、數(shù)字金融[5]等宏觀因素進(jìn)行探討。但事實(shí)上，對(duì)于農(nóng)戶而言，其收入增長(zhǎng)依賴于農(nóng)業(yè)分工深化和勞動(dòng)力的有效就業(yè)[6]，也就是說(shuō)，家庭成員能否在農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門之間合理有效配置，發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)，是家庭收入增長(zhǎng)的關(guān)鍵。單獨(dú)來(lái)講，農(nóng)業(yè)發(fā)展和非農(nóng)就業(yè)都具有顯著的減貧效應(yīng)。且已有的研究基本上認(rèn)同非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭收入增長(zhǎng)的積極作用，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為貧困人口從事非農(nóng)就業(yè)增加了農(nóng)地?fù)碛辛可俚呢毨Ъ彝ナ杖?、縮小了農(nóng)村居民收入差距、拓寬了農(nóng)村居民社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，增強(qiáng)其社會(huì)融入感、推動(dòng)了農(nóng)村收入的持續(xù)增長(zhǎng)，減貧脫貧效應(yīng)十分明顯[7-12]。但也有學(xué)者認(rèn)為由于非農(nóng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的高門檻，其加劇了收入的差距，減貧效果并不如預(yù)期的好。因此，在二、三產(chǎn)業(yè)抑貧效果溢出的情況下，貧困人口從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比較優(yōu)勢(shì)得以凸顯[13-14]，尤其是對(duì)于發(fā)展中國(guó)家來(lái)說(shuō)其減貧作用更明顯[15-16]，因?yàn)檗r(nóng)業(yè)具有多重性和外溢性。

上述研究指出家庭勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)活動(dòng)中的分配對(duì)緩解貧困的重要作用，為本研究提供了豐富的參考借鑒，但也有不完善的地方：一方面，現(xiàn)有研究很少?gòu)募彝趧?dòng)力分配角度，研究勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)相對(duì)貧困的影響；另一方面現(xiàn)有研究大多以貧困或相對(duì)貧困發(fā)生率為研究變量，很少有學(xué)者進(jìn)一步從農(nóng)戶貧困深度和貧困強(qiáng)度分析家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)緩解相對(duì)貧困的效果。目前，中國(guó)絕對(duì)貧困已經(jīng)消除，但相對(duì)貧困問(wèn)題仍然突出。因此在新的背景下，如何緩解農(nóng)村居民貧困程度（深度和強(qiáng)度）具有重要的戰(zhàn)略意義。鑒于此，本文利用大樣本家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，從相對(duì)貧困發(fā)生率、深度及強(qiáng)度三個(gè)方面分析農(nóng)村家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)緩解相對(duì)貧困的效果，以期從就業(yè)結(jié)構(gòu)視角為構(gòu)建解決相對(duì)貧困的長(zhǎng)效機(jī)制提供支持。本文余下內(nèi)容安排如下:第一部分從理論上分析家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)緩解相對(duì)貧困的機(jī)制；第二部分為數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選取與測(cè)度、模型設(shè)定；第三部分對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行分析；第四部分利用門檻模型進(jìn)一步討論家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)相對(duì)貧困的緩解作用；最后是研究結(jié)論與政策建議。

二、理論分析與研究假說(shuō)

新遷移經(jīng)濟(jì)學(xué)理論指出，人口遷移決策并非完全由個(gè)人決定，而是由與其相聯(lián)系的家庭或家族決定的，且家庭集體決策時(shí)更傾向于收益最大化與風(fēng)險(xiǎn)最低化的平衡。也就是說(shuō)，家庭成員會(huì)依據(jù)自身的資源稟賦優(yōu)勢(shì)進(jìn)行勞動(dòng)分工，以實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力資源的合理配置，且其主要目標(biāo)不僅僅是預(yù)期收入最大化，同時(shí)也是為了家庭風(fēng)險(xiǎn)的最小化。根據(jù)家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)的作用途徑和效果的不同，可以將家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)減緩相對(duì)貧困的作用機(jī)制從兩個(gè)維度來(lái)分析，一是家庭通過(guò)改變勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)帶來(lái)收入增長(zhǎng)，緩解相對(duì)貧困；二是家庭通過(guò)調(diào)整勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)降低收入不確定性，緩解相對(duì)貧困。

(一)家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)、收入增長(zhǎng)與相對(duì)貧困

隨著農(nóng)村勞動(dòng)力的不斷轉(zhuǎn)移，農(nóng)戶收入來(lái)源多元化，家庭成員必須根據(jù)家庭的需要來(lái)配置勞動(dòng)。一般來(lái)說(shuō)，農(nóng)戶將家庭有勞動(dòng)能力的人口在農(nóng)業(yè)部門、非農(nóng)部門和家庭部門之間進(jìn)行分工組合。但由于農(nóng)業(yè)部門的勞動(dòng)生產(chǎn)率遠(yuǎn)低于非農(nóng)部門勞動(dòng)生產(chǎn)率，導(dǎo)致農(nóng)村家庭勞動(dòng)力逐漸從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向非農(nóng)，這也是家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)變化最直接的表現(xiàn)。從而產(chǎn)生最直接的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，即提高了農(nóng)民家庭總收入水平，這是勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移決策的出發(fā)點(diǎn)和直接目的。同時(shí)現(xiàn)有的相關(guān)研究普遍認(rèn)為農(nóng)村家庭收入的增長(zhǎng)主要來(lái)自勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)的非農(nóng)收入，農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng),即便具有較高的市場(chǎng)參與程度也無(wú)法避免陷入貧困[17]，控制貧困發(fā)生率和返貧率的關(guān)鍵，是引導(dǎo)農(nóng)村家庭經(jīng)濟(jì)活動(dòng)由農(nóng)業(yè)逐步轉(zhuǎn)向非農(nóng)[18]。農(nóng)村家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移既可以增加家庭絕對(duì)收入，更能夠提高勞動(dòng)力個(gè)體及家庭的經(jīng)濟(jì)地位，從而減少相對(duì)貧困程度[19-22]。家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)除拓寬了農(nóng)民的增收渠道外，還減輕了對(duì)土地等資源的壓力，成為實(shí)現(xiàn)耕地規(guī)?；?，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要推力，而外出務(wù)工勞動(dòng)力，也可以開(kāi)拓視野，獵取其他產(chǎn)業(yè)與行業(yè)知識(shí)，有利于農(nóng)民知識(shí)水平與勞動(dòng)技能的提升?？梢哉f(shuō)，家庭勞動(dòng)力中務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力與非農(nóng)就業(yè)勞動(dòng)力的分配差異將是影響農(nóng)民脫貧的關(guān)鍵因素[23]。增加農(nóng)村家庭收入，很大程度上由家庭勞動(dòng)力資源配置決定。由此，農(nóng)戶收入持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)的關(guān)鍵所在是如何實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)和非農(nóng)勞動(dòng)的合理有效配置。

基于此，本文提出研究假說(shuō)H1：家庭勞動(dòng)力分配中增加非農(nóng)就業(yè)人數(shù)能夠促進(jìn)收入增長(zhǎng)進(jìn)而緩解相對(duì)貧困。

（二）家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)、收入不確定性與相對(duì)貧困

一般來(lái)說(shuō)，農(nóng)業(yè)屬于弱質(zhì)性產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)易受環(huán)境、氣候等自然因素以及產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)等市場(chǎng)因素的影響，農(nóng)業(yè)收入波動(dòng)幅度大，農(nóng)民收入極不穩(wěn)定。通過(guò)發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)與證據(jù)表明，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)制度的普及和完善，能夠有效降低農(nóng)村家庭的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)[24]。但目前中國(guó)的農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)仍處于粗放發(fā)展的階段[25]，自然災(zāi)害造成的損失大部分只能由農(nóng)戶自身承擔(dān)，政府的補(bǔ)貼微乎其微，這使得農(nóng)村家庭不得不通過(guò)將勞動(dòng)力配置在不同的市場(chǎng)以分散風(fēng)險(xiǎn)。近些年，中國(guó)不斷完善勞動(dòng)法律法規(guī)和社會(huì)保障體系，為農(nóng)民外出就業(yè)提供了更多選擇，相比老一代農(nóng)民工而言，新生代農(nóng)民工在追求收入增長(zhǎng)的同時(shí)，也更加注重工作的穩(wěn)定性與保障性。家庭勞動(dòng)力外出務(wù)工可以看作是家庭內(nèi)部的一種風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制，能夠拓展和穩(wěn)固家庭收入鏈條，提升收入穩(wěn)定性，有效降低收入下降風(fēng)險(xiǎn)[26]?？梢哉f(shuō)，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力根據(jù)現(xiàn)有的勞動(dòng)力各自的體力、技能、經(jīng)驗(yàn)在農(nóng)業(yè)與非農(nóng)就業(yè)之間能否進(jìn)行最優(yōu)化的安排，對(duì)降低家庭風(fēng)險(xiǎn)、弱化收入不確定性產(chǎn)生很大程度上的影響。

基于此，本文提出研究假說(shuō)H2:家庭勞動(dòng)力分配中增加非農(nóng)就業(yè)人數(shù)能夠降低收入不確定性進(jìn)而緩解相對(duì)貧困。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說(shuō)明、模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

CFPS數(shù)據(jù)集來(lái)源于北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心，覆蓋全國(guó)25個(gè)?。▍^(qū)、市）。該調(diào)查從2012年開(kāi)始進(jìn)行樣本追蹤，但由于對(duì)就業(yè)變量的統(tǒng)計(jì)口徑不一致，本文主要采用2018年調(diào)查數(shù)據(jù)，個(gè)別變量使用2016年和2014年的調(diào)查數(shù)據(jù)。研究中對(duì)數(shù)據(jù)集做了如下處理：一是保留三期都被調(diào)查的農(nóng)村住戶，剔除個(gè)人、家庭、村莊特征等關(guān)鍵信息缺失的樣本；二是對(duì)于個(gè)別缺失值，采用均值替代。最終得到有效樣本3 960戶。

（二）變量選取與說(shuō)明

1.相對(duì)貧困及其測(cè)度

相對(duì)貧困的起源可追溯到TOWNSEND[27]提出的“相對(duì)剝奪”一詞，TOWNSEND 依此將相對(duì)貧困定義為個(gè)人、家庭、社會(huì)組織由于缺乏資源而無(wú)法達(dá)到社會(huì)平均生活水平，被排斥在正常生活之外的一種狀態(tài)?；赥OWNSEND提出的“相對(duì)剝奪”概念，有些學(xué)者主張采用收入標(biāo)準(zhǔn)測(cè)度相對(duì)貧困，對(duì)于收入基數(shù)的選取，通常有人均收入平均數(shù)和中位數(shù)兩種選擇，陳宗勝[28]建議中國(guó)農(nóng)村采用農(nóng)村居民人均收入的40%作為相對(duì)貧困線，但部分學(xué)者考慮到平均數(shù)易受極端值的影響，而中位數(shù)通常更加穩(wěn)定，因此建議將中國(guó)相對(duì)貧困線定義在收入中位數(shù)的40%～60%[29-30]。鑒于此，本文將農(nóng)村家庭人均純收入中位數(shù)的50%作為相對(duì)貧困線，低于該標(biāo)準(zhǔn)的就被劃分為貧困家庭。

值得注意的是，貧困發(fā)生率僅能夠反映家庭收入處于貧困線以下家庭的比例，并不能精準(zhǔn)地反映出貧困家庭收入與貧困線的差距。為彌補(bǔ)不足，本文根據(jù)FOSTER[31]提出的通用貧困指數(shù)（FGT指數(shù)）測(cè)度相對(duì)貧困，該方法被學(xué)術(shù)界普遍采用[32-34]，具體如下：

式（1）中，N表示家庭總數(shù)，z表示相對(duì)貧困線,xi表示第i個(gè)貧困家庭的人均純收入，q表示貧困家庭數(shù)，α為參數(shù)（一般取值為0、1、2）。當(dāng)α=0時(shí)，P0表示相對(duì)貧困發(fā)生率，指貧困家庭占總觀測(cè)家庭的比例，測(cè)量貧困的廣度；當(dāng)α=1時(shí)，P1為相對(duì)貧困深度，反映觀測(cè)樣本家庭人均收入低于收入貧困線的程度，該值在0和1之間，值越大，表示樣本家庭人均收入低于收入貧困線的程度越深；當(dāng)α=2 時(shí)，P2表示相對(duì)貧困強(qiáng)度，反映貧困家庭間的不平等程度，該值在0和1之間，值越大，表示貧困家庭間的不平等程度越深。

表1 給出了以家庭人均純收入中位數(shù)的50%為標(biāo)準(zhǔn)計(jì)算得出的各類農(nóng)村相對(duì)貧困指數(shù)?？梢钥吹?，在相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下，2016年中國(guó)農(nóng)村仍有著較高的相對(duì)貧困發(fā)生率，達(dá)到了28.89%，2018年下降為20.96%。限于篇幅本文將地區(qū)按照東中西部劃分，東部地區(qū)農(nóng)村相對(duì)貧困發(fā)生率為17.47%，是最低的，而西部地區(qū)農(nóng)村相對(duì)貧困發(fā)生率最高，達(dá)24.96%。由此表明，在新的標(biāo)準(zhǔn)下，中國(guó)農(nóng)村仍存在大量的相對(duì)貧困人口，且地區(qū)之間存在較大差異。從相對(duì)貧困深度來(lái)看，2016 年中國(guó)農(nóng)村家庭的貧困深度指數(shù)為15.76%，2018年為7.16%，此外，從相對(duì)貧困強(qiáng)度來(lái)看，中國(guó)農(nóng)村家庭的貧困強(qiáng)度指數(shù)在2016年為10.95%，2018年下降為3.23%。這說(shuō)明隨著精準(zhǔn)扶貧的實(shí)施力度加大，相對(duì)貧困深度指數(shù)和強(qiáng)度指數(shù)明顯下降，發(fā)揮了積極的政策效果。

表1 樣本農(nóng)村家庭貧困狀況

2.家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)

本文用家庭勞動(dòng)力中非農(nóng)就業(yè)占比表征家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)。需要特別說(shuō)明的是本文定義的勞動(dòng)力年齡范圍并非傳統(tǒng)勞動(dòng)力（16～60歲），而是參照韓玉萍[35]的做法，將勞動(dòng)力范圍擴(kuò)展到16～70歲。另外，非農(nóng)就業(yè)包括外出打工、從事個(gè)體經(jīng)營(yíng)及其他。

3.收入增長(zhǎng)及收入不確定性

本文采用家庭純收入的增長(zhǎng)率衡量收入增長(zhǎng)性。而對(duì)于收入不確定性的衡量，本文借鑒錢文榮等[36]的研究進(jìn)行測(cè)度，具體來(lái)說(shuō)，首先將家庭收入分解為持久性收入和暫時(shí)性收入，式（2）中，β0+β1Zi+β2Di及πi分別代表持久性收入和暫時(shí)性收入；其次利用持久性收入與實(shí)際收入的方差衡量收入不確定性，同時(shí)當(dāng)實(shí)際收入小于持久性收入時(shí)，對(duì)方差添加負(fù)號(hào)，表征家庭收入下降的風(fēng)險(xiǎn)。

式（2）中，Income代表家庭純收入；Zi、Di代表影響家庭收入的特征向量，分別代表家庭特征向量和個(gè)體特征向量。

4.其他控制變量

參照已有研究，本文選取的控制變量包括：（1）戶主①由于CFPS2018數(shù)據(jù)中沒(méi)有明確的家庭戶主信息，本文以家庭“財(cái)務(wù)回答人”作為“代理戶主”。相對(duì)于名義戶主，家庭財(cái)務(wù)回答人更可能對(duì)家庭決策產(chǎn)生影響。個(gè)人特征。具體包括戶主年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況4個(gè)變量。（2）家庭特征。本文主要引入金融資產(chǎn)、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、非房貸金融負(fù)債以及是否有老人、孩子4 個(gè)變量，來(lái)控制家庭特征有關(guān)因素的影響。（3）村莊特征。選取村莊經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、離本縣縣城距離（里）2 個(gè)變量進(jìn)行表征。另需要特別說(shuō)明的是考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，村莊經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平選取的是2014 年村莊人均收入。

（三）模型設(shè)定

根據(jù)前文的分析，構(gòu)建如下計(jì)量模型：

式（3）中，Poverty為被解釋變量，表征農(nóng)戶相對(duì)貧困發(fā)生率、相對(duì)貧困深度以及相對(duì)貧困強(qiáng)度，structure表征家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)即家庭勞動(dòng)力中非農(nóng)就業(yè)占比，為本文的核心解釋變量；Z、D、V分別表示戶主特征變量、家庭特征變量以及村莊特征變量，β0為常數(shù)項(xiàng)，β1～β4為待估系數(shù)，εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸

本文所用數(shù)據(jù)為橫截面數(shù)據(jù)，不存在序列相關(guān)性，僅需檢驗(yàn)多重共線性和異方差性。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有解釋變量的方差膨脹因子（VIF）均小于2，說(shuō)明解釋變量間的共線性問(wèn)題可以忽略。懷特檢驗(yàn)及BP檢驗(yàn)結(jié)果P值均為0.0000,表明存在異方差性，本文采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤消除異方差問(wèn)題的影響。當(dāng)因變量是相對(duì)貧困發(fā)生率時(shí)，為0、1 變量，本文采用Probit 模型估計(jì)家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)相對(duì)貧困發(fā)生率的影響。而對(duì)于被解釋變量是相對(duì)貧困深度或相對(duì)貧困強(qiáng)度時(shí)，被解釋變量介于0到1 之間，使用Tobit 模型估計(jì)家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)相對(duì)貧困深度和強(qiáng)度的影響，回歸結(jié)果見(jiàn)表3。表3中第（1）列為不加控制變量的回歸結(jié)果，第（2）列是加入全部控制變量后的回歸結(jié)果。

從表3 可以看出，家庭就業(yè)結(jié)構(gòu)（即家庭勞動(dòng)力中非農(nóng)就業(yè)占比）對(duì)相對(duì)貧困發(fā)生率有負(fù)向影響，且通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)。也就是說(shuō)，家庭勞動(dòng)力人口中，越多人從事非農(nóng)就業(yè)越有利于緩解相對(duì)貧困，越多人留守務(wù)農(nóng)，越不利于緩解相對(duì)貧困。這表明家庭勞動(dòng)力分配結(jié)構(gòu)中非農(nóng)就業(yè)人數(shù)是影響相對(duì)貧困發(fā)生率的關(guān)鍵因素。同時(shí)，可以看出，增加家庭勞動(dòng)力中非農(nóng)就業(yè)人數(shù)也有利于降低農(nóng)戶相對(duì)貧困深度指數(shù)和相對(duì)貧困強(qiáng)度指數(shù)，能夠不斷縮小貧困家庭收入與貧困線的差距。在貧困相對(duì)性層面上，提高家庭勞動(dòng)力中非農(nóng)就業(yè)人數(shù)在縮小貧困缺口的同時(shí)，由于其對(duì)貧困強(qiáng)度（-0.0502）的減緩弱于貧困深度（-0.2731），所以貧困家庭間亦伴隨著一定程度的收入分配不平等問(wèn)題。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表3 家庭就業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困影響的估計(jì)結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

貧困表現(xiàn)與貧困線的測(cè)度和劃定標(biāo)準(zhǔn)緊密相關(guān)，采用不同的標(biāo)準(zhǔn)線即收入中位數(shù)的不同比例可能導(dǎo)致回歸結(jié)果存在偏差。因此，為了減少測(cè)量誤差，檢驗(yàn)上一部分回歸結(jié)果的可信度，本文首先以家庭人均收入中位數(shù)的40%重新測(cè)度相對(duì)貧困，對(duì)家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)戶相對(duì)貧困的關(guān)系展開(kāi)進(jìn)一步檢驗(yàn)。根據(jù)表4第（3）列回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，提高家庭勞動(dòng)力中非農(nóng)就業(yè)人數(shù)有利于緩解相對(duì)貧困，回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。其次，使用替換變量法，將解釋變量按照家庭從業(yè)類型分為純農(nóng)業(yè)戶（即家庭勞動(dòng)力僅從事農(nóng)業(yè)）、兼業(yè)戶（家庭勞動(dòng)力中即有從事農(nóng)業(yè)又有從事非農(nóng)工作）、非農(nóng)戶（家庭勞動(dòng)力僅從事非農(nóng)工作），轉(zhuǎn)換為分類變量，回歸結(jié)果見(jiàn)表4 第（4）列，其對(duì)相對(duì)貧困的影響均顯著為負(fù)。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

（三）內(nèi)生性檢驗(yàn)

由于家庭就業(yè)結(jié)構(gòu)與相對(duì)貧困之間可能存在反向因果，遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，使得估計(jì)結(jié)果存在有偏和非一致性。為解決內(nèi)生性問(wèn)題，借鑒前人研究[37]，將村級(jí)層面平均非農(nóng)就業(yè)率作為工具變量。本文選取村平均非農(nóng)就業(yè)率的原因是，農(nóng)戶所在村的非農(nóng)就業(yè)率越高，農(nóng)村居民從事非農(nóng)就業(yè)的可能性越大，反映了農(nóng)村居民群體間的傳播和帶動(dòng)效應(yīng)。其影響農(nóng)村家庭勞動(dòng)力成員個(gè)人的非農(nóng)就業(yè)決策，但不直接影響農(nóng)戶的相對(duì)貧困狀況。表5 給出了IV 法和2SLS 法的估計(jì)結(jié)果，由表5 可以看出，家庭就業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)仍顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本相符，說(shuō)明結(jié)論是可信的。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

（四）機(jī)制檢驗(yàn)

上述研究基本證實(shí)了增加家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)對(duì)緩解相對(duì)貧困具有顯著的作用。在這一部分，將進(jìn)一步分析家庭就業(yè)結(jié)構(gòu)減緩相對(duì)貧困的內(nèi)在機(jī)制。根據(jù)前文理論分析，本文選取家庭收入增長(zhǎng)、收入不確定性作為中介變量，驗(yàn)證研究假說(shuō)H1和假說(shuō)H2。借鑒丁從明等[38]的研究方法，第一步，構(gòu)建中介變量收入增長(zhǎng)、收入不確定性與家庭就業(yè)結(jié)構(gòu)的回歸模型，來(lái)檢驗(yàn)家庭就業(yè)結(jié)構(gòu)（即增加家庭勞動(dòng)力中非農(nóng)就業(yè)占比）在提高家庭收入，降低家庭收入不確定性方面的作用。第二步，構(gòu)建農(nóng)戶相對(duì)貧困與中介變量的回歸模型，來(lái)檢驗(yàn)家庭收入增長(zhǎng)、收入不確定性的降低對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困的影響。表6的回歸結(jié)果表明，家庭就業(yè)結(jié)構(gòu)即家庭勞動(dòng)力中非農(nóng)就業(yè)占比對(duì)提高家庭收入及降低家庭收入不確定性均有顯著正向影響,通過(guò)工具變量（村平均非農(nóng)就業(yè)率）回歸消除內(nèi)生性問(wèn)題后結(jié)果依舊穩(wěn)健（囿于篇幅，僅展示第二階段回歸的結(jié)果）。

表6 家庭就業(yè)結(jié)構(gòu)與收入增長(zhǎng)、收入不確定性的關(guān)系

表7 匯報(bào)了中介變量對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困影響的回歸結(jié)果。由表7結(jié)果顯示，家庭收入增加和收入不確定性的降低對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困發(fā)生率、相對(duì)貧困深度以及相對(duì)貧困強(qiáng)度均有顯著的負(fù)向影響。這說(shuō)明家庭就業(yè)結(jié)構(gòu)中增加勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)能夠提高家庭收入、降低收入不確定性，進(jìn)而減緩相對(duì)貧困，驗(yàn)證了假說(shuō)H1和假說(shuō)H2。

表7 收入增長(zhǎng)、收入不確定性與農(nóng)戶相對(duì)貧困的回歸結(jié)果

五、進(jìn)一步討論

上述研究基本證實(shí)了家庭勞動(dòng)力分配中增加非農(nóng)就業(yè)有利于減緩相對(duì)貧困，但也發(fā)現(xiàn)其對(duì)相對(duì)貧困強(qiáng)度的減緩系數(shù)弱于相對(duì)貧困深度，這表明非農(nóng)就業(yè)在促進(jìn)農(nóng)民增收的同時(shí)，也使得農(nóng)戶收入差距不斷拉大。那么這是否會(huì)導(dǎo)致增加家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村減貧的作用越來(lái)越小？是否存在拐點(diǎn)？在非農(nóng)就業(yè)減貧的過(guò)程中受益最大的群體又是誰(shuí)？基于此，本節(jié)將在前文分析的基礎(chǔ)上借鑒HANSEN 的思路與方法[39]，重點(diǎn)就增加家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)人數(shù)對(duì)相對(duì)貧困的影響是否存門檻進(jìn)行檢驗(yàn)。以家庭勞動(dòng)力非農(nóng)占比作為門檻變量，農(nóng)戶相對(duì)貧困發(fā)生率、相對(duì)貧困深度以及相對(duì)貧困強(qiáng)度作為因變量進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，在1%的顯著性水平上單一門檻效應(yīng)均顯著（P=0.0000），而雙重門檻沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)②P值和臨界值均采用Bootstrap反復(fù)抽樣500次得到的結(jié)果。。單一門檻值分別為0.2000、0.3333 和0.1429，因此家庭勞動(dòng)力中非農(nóng)占比對(duì)農(nóng)村貧困影響的門檻效應(yīng)得到了驗(yàn)證。

由表8 門檻回歸估計(jì)結(jié)果可知，家庭就業(yè)結(jié)構(gòu)即家庭勞動(dòng)力分配中增加非農(nóng)就業(yè)人數(shù)對(duì)相對(duì)貧困的影響呈現(xiàn)明顯的門檻特征。以家庭勞動(dòng)力中非農(nóng)就業(yè)占比作為門檻變量，并以門檻值大小作為臨界點(diǎn)將樣本分為兩組，低于門檻值的樣本稱之為低區(qū)制，而高于門檻值的樣本則稱之為高區(qū)制。

表8 門檻效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

首先，總體上，增加家庭勞動(dòng)力分配中非農(nóng)就業(yè)占比對(duì)相對(duì)貧困發(fā)生率產(chǎn)生負(fù)的影響，其可以降低貧困發(fā)生率。但在不同的區(qū)制，增加非農(nóng)就業(yè)占比對(duì)相對(duì)貧困發(fā)生率的影響不盡相同。當(dāng)樣本處于低區(qū)制時(shí)，即，家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)相對(duì)貧困的影響系數(shù)為-0.8667，而當(dāng)家庭勞動(dòng)力中非農(nóng)就業(yè)占比跨越0.2 時(shí)，即，處于高區(qū)制，其對(duì)貧困的影響系數(shù)下降到-0.0603。也就是說(shuō)，家庭勞動(dòng)力中非農(nóng)就業(yè)占比在低區(qū)制的減貧作用大于其在高區(qū)制中的作用，即家庭中非農(nóng)就業(yè)占比對(duì)相對(duì)貧困的影響呈遞減的趨勢(shì)。究其原因，可能是當(dāng)家庭非農(nóng)就業(yè)占比處于較高水平時(shí)，相對(duì)貧困發(fā)生率非常低，而要使低水平的相對(duì)貧困發(fā)生率進(jìn)一步下降，則需要較大幅度提高這部分家庭的非農(nóng)就業(yè)人數(shù)。這一點(diǎn)在樣本中也得到了證實(shí)，樣本中貧困家庭總數(shù)為830 戶，其中來(lái)源于低區(qū)制達(dá)530戶，占比約達(dá)64%，且這些家庭大多僅從事農(nóng)業(yè)。因此，通過(guò)改善農(nóng)民家庭的勞動(dòng)力從業(yè)結(jié)構(gòu)可以讓低收入的家庭脫離“相對(duì)貧困線”的效果更為明顯。這也從另一個(gè)側(cè)面體現(xiàn)了農(nóng)業(yè)比較經(jīng)濟(jì)效益差、生產(chǎn)效率低，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移不順利，農(nóng)民家庭勞動(dòng)力分配結(jié)構(gòu)不合理是導(dǎo)致農(nóng)民貧困的現(xiàn)實(shí)原因，另一方面也反映出中國(guó)農(nóng)業(yè)迫切需要轉(zhuǎn)型升級(jí)。

其次，對(duì)于相對(duì)貧困深度，當(dāng)家庭勞動(dòng)力中非農(nóng)就業(yè)占比處于低區(qū)制，即，其對(duì)相對(duì)貧困的影響系數(shù)為負(fù)，而當(dāng)其跨越門檻值0.3333 時(shí)，處于高區(qū)制，其對(duì)貧困的影響則不顯著。

最后，對(duì)于相對(duì)貧困強(qiáng)度，家庭勞動(dòng)力中非農(nóng)就業(yè)占比處于低區(qū)制，即，其對(duì)相對(duì)貧困的影響不顯著，而當(dāng)其跨越門檻值0.1429時(shí)，處于高區(qū)制，其對(duì)貧困的影響顯著。也就是說(shuō)，當(dāng)家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)占比跨越門檻值時(shí)，其對(duì)相對(duì)貧困的減緩作用減小，但其對(duì)緩解相對(duì)貧困深度和強(qiáng)度的效應(yīng)得以加強(qiáng)。綜合來(lái)看，當(dāng)家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)占比較低時(shí)（14.29%～20.00%），提高這部分家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)能夠顯著降低相對(duì)貧困發(fā)生率。

六、結(jié)論及政策建議

（一）主要結(jié)論

本文基于CFPS2018數(shù)據(jù)，從相對(duì)貧困發(fā)生率、相對(duì)貧困深度和相對(duì)貧困強(qiáng)度三個(gè)角度測(cè)度了農(nóng)村貧困狀況，并在此基礎(chǔ)上實(shí)證分析了家庭勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)相對(duì)貧困的減緩效應(yīng)，并分析了其對(duì)相對(duì)貧困影響的機(jī)制。得出以下主要結(jié)論：（1）從2016 年到2018 年中國(guó)農(nóng)村地區(qū)的相對(duì)貧困發(fā)生率、相對(duì)貧困深度及相對(duì)貧困強(qiáng)度都明顯下降，但仍有20.96%的農(nóng)村家庭生活在相對(duì)貧困線以下。（2）家庭勞動(dòng)力分配中非農(nóng)就業(yè)人數(shù)是影響相對(duì)貧困的關(guān)鍵因素，非農(nóng)就業(yè)占比每增加1%，家庭陷入相對(duì)貧困的概率下降30.17%。但其減貧效果具有明顯的門檻特征，當(dāng)家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)占比較低時(shí)（14.29%～20.00%），它的減貧效果相對(duì)較高，因而有針對(duì)性地提高低收入家庭非農(nóng)就業(yè)所帶來(lái)的長(zhǎng)期減貧效果預(yù)期會(huì)比較顯著。（3）機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，家庭勞動(dòng)力分配中增加非農(nóng)就業(yè)人數(shù)可以促進(jìn)收入增加、降低收入不確定性進(jìn)而減緩相對(duì)貧困。

（二）政策建議

根據(jù)以上結(jié)論，為有效緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困，本文提出以下政策建議：

第一，重視農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移問(wèn)題，拓寬非農(nóng)就業(yè)渠道。搭建規(guī)范的專業(yè)化務(wù)工信息平臺(tái)、拓展多渠道的進(jìn)城務(wù)工途徑；大力發(fā)展城鎮(zhèn)、縣域經(jīng)濟(jì),充分挖掘城鎮(zhèn)、縣域?qū)r(nóng)村勞動(dòng)力的吸納能力，增加農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工的機(jī)會(huì),從而提高農(nóng)民收入。

第二，樣本數(shù)據(jù)中可以看出，非農(nóng)就業(yè)占比較低的家庭，收入較低，因此持續(xù)做好低收入家庭的非農(nóng)就業(yè)幫扶工作是緩解相對(duì)貧困的重中之重。各地結(jié)合實(shí)際，創(chuàng)新扶貧車間發(fā)展模式，拓寬就業(yè)空間，使低收入家庭就地就近就便就業(yè)，既能照顧家庭，又能增加收入；積極與轄區(qū)重點(diǎn)企業(yè)對(duì)接，挖掘就業(yè)崗位，幫助低收入家庭勞動(dòng)力實(shí)現(xiàn)就業(yè)；加強(qiáng)公益性崗位托底安置，開(kāi)發(fā)農(nóng)村保潔、養(yǎng)老護(hù)理等一批扶貧公益性崗位，幫扶大齡等難以外出就業(yè)的勞動(dòng)力就業(yè)。