——基于湖北省四大片區的調
內容提要:文章基于2014年和2015年在湖北省四大片區調查收集的1660戶農戶數據,利用Logit和Tobit模型及工具變量法,分析了勞動力外流對農村家庭貧困的影響。結果發現,現階段勞動力外流對農村減貧存在不利影響。勞動力外出務工加劇了農村家庭貧困,使所在家庭陷入貧困的概率更大、程度更深。一方面,由于農村勞動力剩余不足,外流導致勞動力短缺,限制了家庭發展,不利于家庭脫貧;另一方面,由于家庭分離,家庭經濟規模共享不足,家庭現金收入雖然增加,但經等值規模調整后人均收入不增反降,加劇了家庭貧困。當前,經濟下行壓力加大、“打工經濟”蕭條,勞動力外流家庭舉家進城難以實現,而促進留守勞動力、回流勞動力就地就業,立足當地資源、實現就地脫貧,是踐行“五個一批”、推進精準扶貧的首選之策。文章建議,通過發展農村經濟、發揮“新鄉賢”帶動作用、培育農村人才、健全完善農村公共服務,促進勞動力就地就業,實現就地脫貧。
關鍵詞:勞動力外流/農村家庭貧困/勞動力剩余/等值規模調整
一、引言
“打工經濟”是一把雙刃劍。勞動力外流雖然曾經促進了農村發展與農村減貧,但給流出地帶來諸多的負面影響,導致農村夫妻分離、父母子女分離、村莊衰敗等,甚至可能加劇農村貧困。現階段,農村勞動力剩余不足,村莊空心化嚴重,經濟下行、產能削減導致農民工失業返貧現象明顯,勞動力外流對促進農村減貧可能存在不利影響。
導致貧困的因素有很多,如疾病、閉塞、殘疾等,而這些因素又是相互交叉的。例如,一個貧困者可能由于居住地閉塞、交通不便,小病不能得到及時有效治療,最終拖成大病,甚至殘疾,從而變得更加貧困。由于環境閉塞、山多地少、交通不便,一些地區經濟發展滯后,地區貧困呈連片塊狀分布(李樂為、岑乾明,2011)。另外,人口流動也會對貧困會產生影響。王建國(2013)利用2008年農村住戶調查數據進行研究后認為,勞動力流動有助于降低農村貧困;王金營、李競博(2013)指出,有勞動力外出打工的家庭貧困發生率相對較低。在現有文獻中,勞動力流動對城市發展的影響研究相對較多。多數研究認為,勞動力流動為輸入地提供了廉價的勞動力資源,促進了輸入地經濟發展(王桂新、黃穎鈺,2005;王飛等,2006;畢先萍,2009)。然而,勞動力流動對輸出地的影響則長期被忽視,研究較少,且存在爭論。一種觀點認為,勞動力外流帶來的匯款有助于提高輸出地留守者收入、改善其生活質量(Keely等,1989),外流勞動力回鄉創業能夠拉動輸出地的經濟增長(Black等,2009)。另一種觀點認為,勞動力外流以剝奪輸出地勞動力資源為代價(阮榮平等,2011),導致輸出地“智力外流”,尤其是青壯年勞動力資源流失,不利于輸出地的非農產業集聚和發展,進而會對輸出地經濟發展產生嚴重的負面影響(顏銀根,2014)。事實上,勞動力外流對家庭貧困既有積極的影響,又有消極的影響。如果農村擁有較多的剩余勞動力,勞動力外流不會導致農村勞動力短缺,則積極影響大于消極影響,最終顯示出來的影響為積極的,反之則最終顯示出來的影響為消極的。此外,勞動力外流帶來的家庭分離也會加劇家庭貧困。家庭作為經濟單元,內部支出存在規模經濟效益,即家庭成員可以共享某些消費項目而不需另外付費。若簡單地用家庭總收入除以家庭人口數量會低估家庭人均收入,進而高估家庭陷入貧困的概率(宋揚、趙君,2015)。勞動力外流家庭的成員共享收入卻不完全共享支出,家庭規模經濟效益不如非外流家庭充分。因此,在同樣的家庭總收入下,勞動力外流家庭的貧困狀況比非外流家庭嚴重。
鑒于此,本文試圖以湖北省4個集中連片特困地區(以下簡稱四大片區)為樣本,通過實地調查收集數據,考慮勞動力外流家庭的經濟規模共享情況,對調查樣本的家庭人均收入進行了等值規模調整,研究現階段勞動力外流對農村家庭貧困的影響,以期為精準扶貧、全面小康政策提供實證研究基礎。
二、數據與模型
(一)數據來源及處理
2014年和2015年,課題組在湖北省四大片區進行了兩次共計4個月的實地調查,涉及8個縣,包括武陵山片區(少數民族集中區)的長陽縣和秭歸縣、秦巴山片區(南水北調中線工程水源區、神農架國家公園試點區)的房縣和竹山縣、大別山片區(革命老區)的紅安縣和團風縣、幕阜山片區(鄂、湘、贛三省交界區)的通山縣和通城縣(見表1)。這些地區多處于邊遠高山區、省際交界區、少數民族聚居區、環庫區和革命老區,基礎設施落后、生產生活條件較差,區域性整體性貧困與群體性貧困并存。長陽縣、秭歸縣農業條件較差,但三峽、葛洲壩水電站的興建帶來了就業機會;紅安縣、團風縣離武漢市較近,與鄭州、長沙、南昌、合肥等省會城市距離相當,區位優勢明顯,勞務輸出較多;竹山縣、房縣境內大部分地區屬于生態保護區和限制開發區域,旅游資源豐富,但工業基礎薄弱,很多年輕勞動力外出打工;通山縣、通城縣位于京廣鐵路沿線,農民自發轉移就業率較高。
調查地區具有較強的代表性:一是貧困發生率較高。片區貧困人口發生率為26.3%,遠高于湖北省(14.7%)和全國(10.2%)水平。二是貧困程度較深。片區貧困戶人均收入低于湖北省平均水平,人均收入在1500元以下的有2萬戶,占全省該類貧困戶的54.1%。三是勞務輸出率較高。務工人口占片區貧困人口的24.5%,其中縣外省內務工、省外務工分別占4%、10.1%,均高于全省平均水平(3.35%和8.08%)。首次調查于2014年8月開展,采用分層抽樣方法,抽取了1702戶農戶進行問卷調查,收回問卷1669份,剔除無效問卷后,有效問卷1660份,有效率98.05%。2015年8月,課題組又對這1660戶農戶進行了回訪跟蹤調查。問卷填寫者多為戶主,少數為戶主配偶或其子女。
本文的研究對象是絕對貧困而非相對貧困,采用2011年中央確定的新的扶貧標準,即以2010年不變價格計算的年人均純收入2300元為標準。考慮到家庭作為經濟單元,存在規模經濟效益,若簡單地用家庭總收入除以家庭人口數量會高估家庭陷入貧困的概率。因此,本文采用OECD等值規模調整樣本家庭的人均純收入①,并根據家庭內部經濟共享情況調整勞動力外流家庭的人均收入,在此基礎上,比較調整家庭人均收入與貧困標準,判斷樣本家庭是否陷入貧困及貧困缺口。2014年、2015年調查樣本的貧困發生率為53.61%、41.81%;平均貧困距為427.59元、434.12元;貧困深度為15.63%、15.51%,調查樣本的貧困發生率較高,且貧困深度較大。與2014年相比,2015年樣本貧困發生率下降了12個百分點,說明精準扶貧工作取得了較好的效果。但這兩年貧困深度幾乎沒有變化,貧困農戶的收入依然較低,扶貧難度依然較大。
為了解調查樣本的致貧原因,我們在調查中請戶主選擇了他認為的家庭發展最主要制約因素,并將其選擇的因素作為導致或可能導致該家庭貧困的最主要原因。結果如表2所示。從表2可以看出,缺技術、疾病、交通條件落后、殘疾、災害和缺勞動力是導致家庭貧困的主要原因。
(二)模型選取
根據衡量指標的不同特性,本文選取了兩種計量模型。
1.農村家庭貧困發生率模型
該模型用于考察勞動力外流對農村家庭陷入貧困的概率的影響。一個特定的農村家庭面臨貧困和非貧困兩種狀態。將貧困家庭設置為1,非貧困家庭設置為0,被解釋變量貧困發生率是一個虛擬變量。故本文選取二元Logit模型檢驗勞動力外流對農村家庭貧困發生率的影響是否顯著。模型設計為:
其中,P為農村家庭陷入貧困的概率,α為常數,x為影響農村家庭貧困發生率的變量。
2.農村家庭貧困深度模型
作為該模型的被解釋變量,農村家庭貧困深度為斷尾連續變量,取值范圍為[0,1)。對貧困家庭而言,該變量在0到1之間連續分布。對非貧困家庭而言,家庭貧困缺口為0,因而貧困缺口率為0。基于因變量的這一特性,本研究選取Tobit模型。Tobit模型使用有兩個前提條件:一是被解釋變量必須以正的概率取0;二是在被解釋變量中,非0的樣本在0以上連續分布。研究所用數據完全符合這兩個條件。設置家庭貧困深度模型為:
其中,y為農村家庭貧困深度,該變量由貧困標準z和調整家庭人均收入I決定。如果
≤z,即家庭陷入貧困,則y在0到1之間連續分布,如果
>z,則y=0。α為常數,ε為誤差項,
為解釋變量。
(三)變量設置
本研究的解釋變量為家庭勞動力外流情況。根據家庭中是否有成員外出務工將農村家庭分成兩類,有成員外出務工的家庭是勞動力外流家庭,設置為1,無成員外出務工的家庭是非外流家庭,設置為0。回歸模型中只納入樣本2013年的外流情況。控制變量包括農村家庭的規模,以家庭調整人數表示;農村家庭的人力資本包括勞動力成員數、人口負擔率、老年人口數、兒童人口數4個指標;農村家庭的社會經濟狀況包括所在片區、民族、參加養老保險、參加醫療保險和家庭發展制約因素5個指標。由于勞動力外流決定與家庭貧困可能互為因果關系,而決定又往往是戶主做出的,受戶主個人能力影響,因此本文選取了一組反映農村家庭戶主個人能力的變量,包括戶主的年齡、文化程度、性別、健康狀況和勞動能力。表3給出了各個變量的說明與統計描述。
在模型分析之前,研究中先用條件數對各變量進行了多重共線性分析。本研究涉及的所有變量條件數為76.06,當期貧困發生率、下期貧困發生率、當期貧困深度、下期貧困深度與其他解釋變量的條件數分別為65.95、64.89、64.93、64.40,均處于30～100之間,說明模型中存在一定程度的多重共線性,但并不會給估計結果帶來影響。因此所有解釋變量均予以保留。
三、實證分析
(一)勞動力外流對農村家庭貧困發生率的影響
表4給出了用Logit模型估計的勞動力外流對農村家庭貧困發生率影響的結果。可以看出,家庭中勞動力外流影響了家庭的貧困發生率。從表4給出的使用未調整收入的估計結果看,勞動力外流降低了農村家庭貧困發生率(以原始收入計算測量),且作用比較顯著。但是,將家庭收入進行等值規模調整后,勞動力外流對農村家庭貧困發生率的影響變為正向,即勞動力外流提高了家庭陷入貧困的概率。在未納入控制變量時,勞動力外流家庭的當期貧困發生率較低,但下期貧困發生率較高。納入控制變量后,勞動力外流家庭的當期貧困發生率和下期貧困發生率都高于非勞動力外流家庭,且均在1%的顯著水平上顯著。此外,納入控制變量后,勞動力外流家庭在下期陷入貧困的概率增加倍數比未納入控制變量有較大提升;勞動力外流家庭在當期和下期陷入貧困的概率增加倍數基本相當。
從分析結果看,若以原始家庭人均收入衡量貧困,則農村家庭勞動力外流降低了農村家庭陷入貧困的概率;但若以等值規模調整后的人均收入來衡量貧困,則農村家庭勞動力外流提高了農村家庭陷入貧困的概率。基于家庭總收入增加的預期,家庭做出決策派出部分勞動力外出打工以獲取更多收入。但實際上,勞動力外流將大家庭拆散成若干個小家庭,調整人均收入不增反降,家庭貧困狀況繼而惡化。這種結果也說明現階段農村勞動力剩余不足,留守勞動力短缺限制了農村家庭發展,不利于農村家庭擺脫貧困。
此外,家庭勞動力人數、家庭人口負擔率、戶主受教育程度及性別也對農村家庭貧困有較為顯著的影響。家庭勞動力人數增加能有效降低家庭陷入貧困的概率,且對當期貧困發生率的影響作用更強。家庭人口負擔率越高(家庭中非勞動力人數占比越大),家庭當期和下期陷入貧困的概率越低。這與農村60歲以上的老年人仍然從事各種勞動(如照顧孫子女、洗衣做飯及簡單的農活等)有關,這些家務勞動雖然不能直接提高家庭收入,但通過免除家庭主要勞動力的后顧之憂,提高了家庭生產效率,進而提高了家庭收入,降低了家庭的貧困發生率。醫療保險對降低當期家庭陷入貧困的概率效果非常明顯,而養老保險的作用則未通過顯著性檢驗;這與醫療保險是短期保險有關,參保者當期參保當期享受保險收益,因此,參加醫療保險主要降低的是當期家庭陷入貧困的概率。子女教育、疾病等費用偏高也可能會導致農村家庭貧困。從戶主受教育程度來看,文盲和小學文化程度的戶主家庭貧困發生率較高。女性戶主的家庭貧困發生率高于男性戶主家庭。
(二)勞動力外流對農村家庭貧困深度的影響
表5給出了Tobit模型估計的勞動力外流對農村家庭貧困深度影響的結果。從中可以看出,家庭中是否有勞動力外出務工對農村家庭貧困深度存在影響。在未納入控制變量時,勞動力外流家庭的當期貧困深度較輕,勞動力外流家庭和非勞動力外流家庭的下期貧困深度的差異在統計上不顯著,但納入控制變量后,勞動力外流對家庭當期貧困深度和下期貧困深度均有顯著影響(p<0.01)。有勞動力外出務工家庭的人均收入與貧困線之間的差距明顯大于無勞動力外流家庭。說明勞動力外流不利于農村家庭縮小貧困缺口、擺脫貧困,勞動力外流后家庭貧困缺口不減反增,農村家庭擺脫貧困所需的資金投入更多。這一結果與Logit模型的回歸結果完全一致,說明農村勞動力外出務工確實對其家庭貧困有消極影響,不僅提高了家庭陷入貧困的概率,還拉大了家庭人均收入與貧困標準之間的差距,導致這類家庭更加難以擺脫貧困。此外,其他變量對家庭貧困深度的影響方向與Logit模型結果一致。由于自身發展動力不足致貧的家庭,當期、下期貧困缺口率均為最高。
四、內生性檢驗
為減少由勞動力外流變量的內生性可能導致的估計偏誤,研究使用工具變量法進行驗證。本研究選取的工具變量為“是否外流大姓”。其中,“外流大姓”指的是同一個村莊里,勞動力外流家庭超過10戶的姓氏。姓氏與勞動力外流高度相關。作為家庭整體的行為決策,勞動力是否外流受家庭社會資本的影響,而衡量社會資本的一個常用指標就是姓氏。村莊一般是由一個聚居的家族逐漸發展壯大形成的。在同一個村莊里,相同姓氏的人往往具有一定程度的親屬關系,互為彼此的社會資本。農村社會是典型的熟人社會,勞動力的初次外流往往是由親戚或熟人“帶出去”的,外流的第一份工作往往是“帶路人”所在的務工場所。因此,如果同一個村莊里,某一姓氏有10戶及以上家庭勞動力外流,則這些外流勞動力有更大可能是被“帶出去”的,這個姓氏的家庭勞動力外流的可能性也比較大。而姓氏又與家庭是否貧困幾乎沒有關系。“是否外流大姓”符合工具變量的選取標準,可以作為工具變量使用。本文對該變量作為工具變量的有效性進行了檢驗。回歸結果顯示,“是否外流大姓”與勞動力外流家庭具有顯著的正相關,而與家庭是否陷入貧困、家庭貧困深度沒有顯著相關關系。因此,“是否外流大姓”是可被接受的工具變量。
為了減輕勞動力是否流動變量的內生性問題,本文參照Fan等(2007)的兩階段最小二乘法。第一階段使用OLS方法,先用是否有勞動力外流家庭作為因變量,工具變量及其他變量作為自變量,進行回歸分析;在第二階段用第一階段得到的勞動力外流家庭的預測值來替代實際的勞動力外流家庭變量,重新進行回歸。估計結果如表6所示。從表6可以發現,用預測值代替實際值,回歸結果并無太大差別。這表明,排除內生性偏誤后,勞動力外流仍然會加劇家庭貧困。
五、結論與建議
本研究結果顯示,勞動力外流加劇了農村家庭貧困,勞動力外出務工的家庭更有可能陷入貧困、家庭貧困缺口較大。排除內生性偏誤后,這種影響仍然存在。此外,家庭勞動力數量、基礎教育、醫療衛生、技術培訓等公共服務也都對農村家庭貧困產生影響。這個結果說明,勞動力外流已經不能幫助農村家庭脫貧致富,甚至會使農村家庭陷入貧困。勞動力外流對農村家庭減貧的不利影響主要是通過兩個方面實現的。一是勞動力外出務工造成農村留守勞動力短缺,缺乏勞動力是制約農村家庭發展、增收、脫貧的最主要因素。作為一種重要的生產資本,勞動力缺乏直接降低了農業生產效率,間接阻滯了農村二、三產業的發展,限制了家庭發展,不利于家庭脫貧。二是勞動力外流使家庭分裂、家庭成員分離,一個大家庭被拆散成若干個小“家庭”,家庭成員之間共享收入,但不完全共享支出,家庭消費的規模效益無法充分實現。因此,雖然家庭總現金收入增加,但調整人均收入不增反降,家庭貧困狀況加劇。此外,勞動力外流撕裂了家庭的完整架構、破壞了家庭功能的實現,帶來了農村留守老人、留守兒童、村莊空心化等社會問題。
解決農村勞動力外流對家庭減貧的不利影響,要么舉家搬遷進城,要么全家留在農村。當前,經濟下行壓力加大,農民工就業較多的勞動密集型產業普遍不景氣,加上鋼鐵等多個行業削減產能,“打工經濟”陷入蕭條,失業返貧、返鄉農民工增多。勞動力外流家庭舉家進城短期內難以實現。而作為精準扶貧的主要途徑,“發展生產脫貧一批”居于“五個一批”②之首。促進留守勞動力、回流勞動力就地就業,立足當地資源、實現就地脫貧,是踐行“五個一批”、推進精準扶貧的首選之策。基于此,本文提出以下對策建議。
第一,發展農村經濟,促進勞動力就地就業創業,實現就地脫貧。促進留守勞動力、回流勞動力就地就業的關鍵是在當地提供就業崗位和發展機會。通過發展鎮域經濟、縣域經濟,發揮農產品加工業等產業和龍頭企業的帶動作用,夯實就地就業、就地脫貧的基礎。農產品加工業是湖北省等農業大省應大力發展的產業,該產業是勞動密集型產業,用工需求大,能帶動種養殖業等現代農業發展,帶動銷售、物流運輸、餐飲等服務業發展,提供大量就業崗位,有效促進勞動力就地脫貧。發揮龍頭企業帶動作用,既能加快村鎮經濟發展,又能提供就業崗位和創業機會,促進農民增收脫貧。
第二,強化人才保障,既要發揮“新鄉賢”帶動作用,又要培訓發展一批農村人才。片區走出去的各界成功人士有家鄉情結和人文情懷,若能回流成為“新鄉賢”,帶來的投資、人脈和信息,以及城市社會的契約精神和法治精神,將能極大地振興農村經濟,帶領農民脫貧。培訓過程中,要重視企業作用,通過企業與培訓機構合作培訓、校企一體化培訓等模式創新,發揮企業培訓能動性,培育專用性人才。
第三,健全完善農村公共服務,吸引人才和資本,促進農村就地脫貧。公共服務缺失是制約農村家庭發展的主要原因,健全完善農村公共服務,尤其基礎教育、醫療衛生等關鍵公共服務,既能緩解農村貧困,又能吸引人才、進而吸引資本。維持社會治安也是一項重要的公共服務,良好的治安環境讓資本敢進入、企業能運行、勞動力能就業、經濟能發展,從而促進農民就地就業、就地脫貧。
注釋:
①OECD等值規模調整是調整家庭收入的常用工具。該方法通過給予家庭每個成員一個調整的系數,測算出調整家庭人數,進而計算調整家庭人均收入。Anyaegbu(2010)給出了OECD等值規模調整的簡化算法:將家庭中的第一個成年人視為1個標準人,將其他每個成年人和15歲及以上的兒童視為0.5個標準人,將每個14歲及以下的兒童視為0.3個標準人。
②在2015年11月中央扶貧開發工作會議上,習近平總書記提出實施“五個一批”工程:發展生產脫貧一批、異地扶貧搬遷脫貧一批、生態補償脫貧一批、發展教育脫貧一批、社會保障兜底一批。
原文參考文獻:
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作者簡介:趙曼,中南財經政法大學公共管理學院教授; 程翔宇,中南財經政法大學公共管理學院博士研究生。
中國鄉村發現網轉自：《中國人口科學》2016年第3期
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