——基于湖北省四大片區(qū)的調(diào)
內(nèi)容提要:文章基于2014年和2015年在湖北省四大片區(qū)調(diào)查收集的1660戶農(nóng)戶數(shù)據(jù),利用Logit和Tobit模型及工具變量法,分析了勞動(dòng)力外流對(duì)農(nóng)村家庭貧困的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn),現(xiàn)階段勞動(dòng)力外流對(duì)農(nóng)村減貧存在不利影響。勞動(dòng)力外出務(wù)工加劇了農(nóng)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(nóng)村勞動(dòng)力剩余不足,外流導(dǎo)致勞動(dòng)力短缺,限制了家庭發(fā)展,不利于家庭脫貧;另一方面,由于家庭分離,家庭經(jīng)濟(jì)規(guī)模共享不足,家庭現(xiàn)金收入雖然增加,但經(jīng)等值規(guī)模調(diào)整后人均收入不增反降,加劇了家庭貧困。當(dāng)前,經(jīng)濟(jì)下行壓力加大、“打工經(jīng)濟(jì)”蕭條,勞動(dòng)力外流家庭舉家進(jìn)城難以實(shí)現(xiàn),而促進(jìn)留守勞動(dòng)力、回流勞動(dòng)力就地就業(yè),立足當(dāng)?shù)刭Y源、實(shí)現(xiàn)就地脫貧,是踐行“五個(gè)一批”、推進(jìn)精準(zhǔn)扶貧的首選之策。文章建議,通過(guò)發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、發(fā)揮“新鄉(xiāng)賢”帶動(dòng)作用、培育農(nóng)村人才、健全完善農(nóng)村公共服務(wù),促進(jìn)勞動(dòng)力就地就業(yè),實(shí)現(xiàn)就地脫貧。
關(guān)鍵詞:勞動(dòng)力外流/農(nóng)村家庭貧困/勞動(dòng)力剩余/等值規(guī)模調(diào)整
一、引言
“打工經(jīng)濟(jì)”是一把雙刃劍。勞動(dòng)力外流雖然曾經(jīng)促進(jìn)了農(nóng)村發(fā)展與農(nóng)村減貧,但給流出地帶來(lái)諸多的負(fù)面影響,導(dǎo)致農(nóng)村夫妻分離、父母子女分離、村莊衰敗等,甚至可能加劇農(nóng)村貧困。現(xiàn)階段,農(nóng)村勞動(dòng)力剩余不足,村莊空心化嚴(yán)重,經(jīng)濟(jì)下行、產(chǎn)能削減導(dǎo)致農(nóng)民工失業(yè)返貧現(xiàn)象明顯,勞動(dòng)力外流對(duì)促進(jìn)農(nóng)村減貧可能存在不利影響。
導(dǎo)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(gè)貧困者可能由于居住地閉塞、交通不便,小病不能得到及時(shí)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(huán)境閉塞、山多地少、交通不便,一些地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后,地區(qū)貧困呈連片塊狀分布(李樂(lè)為、岑乾明,2011)。另外,人口流動(dòng)也會(huì)對(duì)貧困會(huì)產(chǎn)生影響。王建國(guó)(2013)利用2008年農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究后認(rèn)為,勞動(dòng)力流動(dòng)有助于降低農(nóng)村貧困;王金營(yíng)、李競(jìng)博(2013)指出,有勞動(dòng)力外出打工的家庭貧困發(fā)生率相對(duì)較低。在現(xiàn)有文獻(xiàn)中,勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)城市發(fā)展的影響研究相對(duì)較多。多數(shù)研究認(rèn)為,勞動(dòng)力流動(dòng)為輸入地提供了廉價(jià)的勞動(dòng)力資源,促進(jìn)了輸入地經(jīng)濟(jì)發(fā)展(王桂新、黃穎鈺,2005;王飛等,2006;畢先萍,2009)。然而,勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)輸出地的影響則長(zhǎng)期被忽視,研究較少,且存在爭(zhēng)論。一種觀點(diǎn)認(rèn)為,勞動(dòng)力外流帶來(lái)的匯款有助于提高輸出地留守者收入、改善其生活質(zhì)量(Keely等,1989),外流勞動(dòng)力回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能夠拉動(dòng)輸出地的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(Black等,2009)。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為,勞動(dòng)力外流以剝奪輸出地勞動(dòng)力資源為代價(jià)(阮榮平等,2011),導(dǎo)致輸出地“智力外流”,尤其是青壯年勞動(dòng)力資源流失,不利于輸出地的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)集聚和發(fā)展,進(jìn)而會(huì)對(duì)輸出地經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生嚴(yán)重的負(fù)面影響(顏銀根,2014)。事實(shí)上,勞動(dòng)力外流對(duì)家庭貧困既有積極的影響,又有消極的影響。如果農(nóng)村擁有較多的剩余勞動(dòng)力,勞動(dòng)力外流不會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村勞動(dòng)力短缺,則積極影響大于消極影響,最終顯示出來(lái)的影響為積極的,反之則最終顯示出來(lái)的影響為消極的。此外,勞動(dòng)力外流帶來(lái)的家庭分離也會(huì)加劇家庭貧困。家庭作為經(jīng)濟(jì)單元,內(nèi)部支出存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益,即家庭成員可以共享某些消費(fèi)項(xiàng)目而不需另外付費(fèi)。若簡(jiǎn)單地用家庭總收入除以家庭人口數(shù)量會(huì)低估家庭人均收入,進(jìn)而高估家庭陷入貧困的概率(宋揚(yáng)、趙君,2015)。勞動(dòng)力外流家庭的成員共享收入?yún)s不完全共享支出,家庭規(guī)模經(jīng)濟(jì)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(dòng)力外流家庭的貧困狀況比非外流家庭嚴(yán)重。
鑒于此,本文試圖以湖北省4個(gè)集中連片特困地區(qū)(以下簡(jiǎn)稱四大片區(qū))為樣本,通過(guò)實(shí)地調(diào)查收集數(shù)據(jù),考慮勞動(dòng)力外流家庭的經(jīng)濟(jì)規(guī)模共享情況,對(duì)調(diào)查樣本的家庭人均收入進(jìn)行了等值規(guī)模調(diào)整,研究現(xiàn)階段勞動(dòng)力外流對(duì)農(nóng)村家庭貧困的影響,以期為精準(zhǔn)扶貧、全面小康政策提供實(shí)證研究基礎(chǔ)。
二、數(shù)據(jù)與模型
(一)數(shù)據(jù)來(lái)源及處理
2014年和2015年,課題組在湖北省四大片區(qū)進(jìn)行了兩次共計(jì)4個(gè)月的實(shí)地調(diào)查,涉及8個(gè)縣,包括武陵山片區(qū)(少數(shù)民族集中區(qū))的長(zhǎng)陽(yáng)縣和秭歸縣、秦巴山片區(qū)(南水北調(diào)中線工程水源區(qū)、神農(nóng)架?chē)?guó)家公園試點(diǎn)區(qū))的房縣和竹山縣、大別山片區(qū)(革命老區(qū))的紅安縣和團(tuán)風(fēng)縣、幕阜山片區(qū)(鄂、湘、贛三省交界區(qū))的通山縣和通城縣(見(jiàn)表1)。這些地區(qū)多處于邊遠(yuǎn)高山區(qū)、省際交界區(qū)、少數(shù)民族聚居區(qū)、環(huán)庫(kù)區(qū)和革命老區(qū),基礎(chǔ)設(shè)施落后、生產(chǎn)生活條件較差,區(qū)域性整體性貧困與群體性貧困并存。長(zhǎng)陽(yáng)縣、秭歸縣農(nóng)業(yè)條件較差,但三峽、葛洲壩水電站的興建帶來(lái)了就業(yè)機(jī)會(huì);紅安縣、團(tuán)風(fēng)縣離武漢市較近,與鄭州、長(zhǎng)沙、南昌、合肥等省會(huì)城市距離相當(dāng),區(qū)位優(yōu)勢(shì)明顯,勞務(wù)輸出較多;竹山縣、房縣境內(nèi)大部分地區(qū)屬于生態(tài)保護(hù)區(qū)和限制開(kāi)發(fā)區(qū)域,旅游資源豐富,但工業(yè)基礎(chǔ)薄弱,很多年輕勞動(dòng)力外出打工;通山縣、通城縣位于京廣鐵路沿線,農(nóng)民自發(fā)轉(zhuǎn)移就業(yè)率較高。
調(diào)查地區(qū)具有較強(qiáng)的代表性:一是貧困發(fā)生率較高。片區(qū)貧困人口發(fā)生率為26.3%,遠(yuǎn)高于湖北省(14.7%)和全國(guó)(10.2%)水平。二是貧困程度較深。片區(qū)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(wàn)戶,占全省該類(lèi)貧困戶的54.1%。三是勞務(wù)輸出率較高。務(wù)工人口占片區(qū)貧困人口的24.5%,其中縣外省內(nèi)務(wù)工、省外務(wù)工分別占4%、10.1%,均高于全省平均水平(3.35%和8.08%)。首次調(diào)查于2014年8月開(kāi)展,采用分層抽樣方法,抽取了1702戶農(nóng)戶進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查,收回問(wèn)卷1669份,剔除無(wú)效問(wèn)卷后,有效問(wèn)卷1660份,有效率98.05%。2015年8月,課題組又對(duì)這1660戶農(nóng)戶進(jìn)行了回訪跟蹤調(diào)查。問(wèn)卷填寫(xiě)者多為戶主,少數(shù)為戶主配偶或其子女。
本文的研究對(duì)象是絕對(duì)貧困而非相對(duì)貧困,采用2011年中央確定的新的扶貧標(biāo)準(zhǔn),即以2010年不變價(jià)格計(jì)算的年人均純收入2300元為標(biāo)準(zhǔn)。考慮到家庭作為經(jīng)濟(jì)單元,存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益,若簡(jiǎn)單地用家庭總收入除以家庭人口數(shù)量會(huì)高估家庭陷入貧困的概率。因此,本文采用OECD等值規(guī)模調(diào)整樣本家庭的人均純收入①,并根據(jù)家庭內(nèi)部經(jīng)濟(jì)共享情況調(diào)整勞動(dòng)力外流家庭的人均收入,在此基礎(chǔ)上,比較調(diào)整家庭人均收入與貧困標(biāo)準(zhǔn),判斷樣本家庭是否陷入貧困及貧困缺口。2014年、2015年調(diào)查樣本的貧困發(fā)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(diào)查樣本的貧困發(fā)生率較高,且貧困深度較大。與2014年相比,2015年樣本貧困發(fā)生率下降了12個(gè)百分點(diǎn),說(shuō)明精準(zhǔn)扶貧工作取得了較好的效果。但這兩年貧困深度幾乎沒(méi)有變化,貧困農(nóng)戶的收入依然較低,扶貧難度依然較大。
為了解調(diào)查樣本的致貧原因,我們?cè)谡{(diào)查中請(qǐng)戶主選擇了他認(rèn)為的家庭發(fā)展最主要制約因素,并將其選擇的因素作為導(dǎo)致或可能導(dǎo)致該家庭貧困的最主要原因。結(jié)果如表2所示。從表2可以看出,缺技術(shù)、疾病、交通條件落后、殘疾、災(zāi)害和缺勞動(dòng)力是導(dǎo)致家庭貧困的主要原因。
(二)模型選取
根據(jù)衡量指標(biāo)的不同特性,本文選取了兩種計(jì)量模型。
1.農(nóng)村家庭貧困發(fā)生率模型
該模型用于考察勞動(dòng)力外流對(duì)農(nóng)村家庭陷入貧困的概率的影響。一個(gè)特定的農(nóng)村家庭面臨貧困和非貧困兩種狀態(tài)。將貧困家庭設(shè)置為1,非貧困家庭設(shè)置為0,被解釋變量貧困發(fā)生率是一個(gè)虛擬變量。故本文選取二元Logit模型檢驗(yàn)勞動(dòng)力外流對(duì)農(nóng)村家庭貧困發(fā)生率的影響是否顯著。模型設(shè)計(jì)為:
其中,P為農(nóng)村家庭陷入貧困的概率,α為常數(shù),x為影響農(nóng)村家庭貧困發(fā)生率的變量。
2.農(nóng)村家庭貧困深度模型
作為該模型的被解釋變量,農(nóng)村家庭貧困深度為斷尾連續(xù)變量,取值范圍為[0,1)。對(duì)貧困家庭而言,該變量在0到1之間連續(xù)分布。對(duì)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(gè)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(xù)分布。研究所用數(shù)據(jù)完全符合這兩個(gè)條件。設(shè)置家庭貧困深度模型為:
其中,y為農(nóng)村家庭貧困深度,該變量由貧困標(biāo)準(zhǔn)z和調(diào)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(xù)分布,如果
>z,則y=0。α為常數(shù),ε為誤差項(xiàng),
為解釋變量。
(三)變量設(shè)置
本研究的解釋變量為家庭勞動(dòng)力外流情況。根據(jù)家庭中是否有成員外出務(wù)工將農(nóng)村家庭分成兩類(lèi),有成員外出務(wù)工的家庭是勞動(dòng)力外流家庭,設(shè)置為1,無(wú)成員外出務(wù)工的家庭是非外流家庭,設(shè)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(nóng)村家庭的規(guī)模,以家庭調(diào)整人數(shù)表示;農(nóng)村家庭的人力資本包括勞動(dòng)力成員數(shù)、人口負(fù)擔(dān)率、老年人口數(shù)、兒童人口數(shù)4個(gè)指標(biāo);農(nóng)村家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況包括所在片區(qū)、民族、參加養(yǎng)老保險(xiǎn)、參加醫(yī)療保險(xiǎn)和家庭發(fā)展制約因素5個(gè)指標(biāo)。由于勞動(dòng)力外流決定與家庭貧困可能互為因果關(guān)系,而決定又往往是戶主做出的,受戶主個(gè)人能力影響,因此本文選取了一組反映農(nóng)村家庭戶主個(gè)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(dòng)能力。表3給出了各個(gè)變量的說(shuō)明與統(tǒng)計(jì)描述。
在模型分析之前,研究中先用條件數(shù)對(duì)各變量進(jìn)行了多重共線性分析。本研究涉及的所有變量條件數(shù)為76.06,當(dāng)期貧困發(fā)生率、下期貧困發(fā)生率、當(dāng)期貧困深度、下期貧困深度與其他解釋變量的條件數(shù)分別為65.95、64.89、64.93、64.40,均處于30～100之間,說(shuō)明模型中存在一定程度的多重共線性,但并不會(huì)給估計(jì)結(jié)果帶來(lái)影響。因此所有解釋變量均予以保留。
三、實(shí)證分析
(一)勞動(dòng)力外流對(duì)農(nóng)村家庭貧困發(fā)生率的影響
表4給出了用Logit模型估計(jì)的勞動(dòng)力外流對(duì)農(nóng)村家庭貧困發(fā)生率影響的結(jié)果。可以看出,家庭中勞動(dòng)力外流影響了家庭的貧困發(fā)生率。從表4給出的使用未調(diào)整收入的估計(jì)結(jié)果看,勞動(dòng)力外流降低了農(nóng)村家庭貧困發(fā)生率(以原始收入計(jì)算測(cè)量),且作用比較顯著。但是,將家庭收入進(jìn)行等值規(guī)模調(diào)整后,勞動(dòng)力外流對(duì)農(nóng)村家庭貧困發(fā)生率的影響變?yōu)檎?即勞動(dòng)力外流提高了家庭陷入貧困的概率。在未納入控制變量時(shí),勞動(dòng)力外流家庭的當(dāng)期貧困發(fā)生率較低,但下期貧困發(fā)生率較高。納入控制變量后,勞動(dòng)力外流家庭的當(dāng)期貧困發(fā)生率和下期貧困發(fā)生率都高于非勞動(dòng)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(dòng)力外流家庭在下期陷入貧困的概率增加倍數(shù)比未納入控制變量有較大提升;勞動(dòng)力外流家庭在當(dāng)期和下期陷入貧困的概率增加倍數(shù)基本相當(dāng)。
從分析結(jié)果看,若以原始家庭人均收入衡量貧困,則農(nóng)村家庭勞動(dòng)力外流降低了農(nóng)村家庭陷入貧困的概率;但若以等值規(guī)模調(diào)整后的人均收入來(lái)衡量貧困,則農(nóng)村家庭勞動(dòng)力外流提高了農(nóng)村家庭陷入貧困的概率。基于家庭總收入增加的預(yù)期,家庭做出決策派出部分勞動(dòng)力外出打工以獲取更多收入。但實(shí)際上,勞動(dòng)力外流將大家庭拆散成若干個(gè)小家庭,調(diào)整人均收入不增反降,家庭貧困狀況繼而惡化。這種結(jié)果也說(shuō)明現(xiàn)階段農(nóng)村勞動(dòng)力剩余不足,留守勞動(dòng)力短缺限制了農(nóng)村家庭發(fā)展,不利于農(nóng)村家庭擺脫貧困。
此外,家庭勞動(dòng)力人數(shù)、家庭人口負(fù)擔(dān)率、戶主受教育程度及性別也對(duì)農(nóng)村家庭貧困有較為顯著的影響。家庭勞動(dòng)力人數(shù)增加能有效降低家庭陷入貧困的概率,且對(duì)當(dāng)期貧困發(fā)生率的影響作用更強(qiáng)。家庭人口負(fù)擔(dān)率越高(家庭中非勞動(dòng)力人數(shù)占比越大),家庭當(dāng)期和下期陷入貧困的概率越低。這與農(nóng)村60歲以上的老年人仍然從事各種勞動(dòng)(如照顧孫子女、洗衣做飯及簡(jiǎn)單的農(nóng)活等)有關(guān),這些家務(wù)勞動(dòng)雖然不能直接提高家庭收入,但通過(guò)免除家庭主要?jiǎng)趧?dòng)力的后顧之憂,提高了家庭生產(chǎn)效率,進(jìn)而提高了家庭收入,降低了家庭的貧困發(fā)生率。醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)降低當(dāng)期家庭陷入貧困的概率效果非常明顯,而養(yǎng)老保險(xiǎn)的作用則未通過(guò)顯著性檢驗(yàn);這與醫(yī)療保險(xiǎn)是短期保險(xiǎn)有關(guān),參保者當(dāng)期參保當(dāng)期享受保險(xiǎn)收益,因此,參加醫(yī)療保險(xiǎn)主要降低的是當(dāng)期家庭陷入貧困的概率。子女教育、疾病等費(fèi)用偏高也可能會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村家庭貧困。從戶主受教育程度來(lái)看,文盲和小學(xué)文化程度的戶主家庭貧困發(fā)生率較高。女性戶主的家庭貧困發(fā)生率高于男性戶主家庭。
(二)勞動(dòng)力外流對(duì)農(nóng)村家庭貧困深度的影響
表5給出了Tobit模型估計(jì)的勞動(dòng)力外流對(duì)農(nóng)村家庭貧困深度影響的結(jié)果。從中可以看出,家庭中是否有勞動(dòng)力外出務(wù)工對(duì)農(nóng)村家庭貧困深度存在影響。在未納入控制變量時(shí),勞動(dòng)力外流家庭的當(dāng)期貧困深度較輕,勞動(dòng)力外流家庭和非勞動(dòng)力外流家庭的下期貧困深度的差異在統(tǒng)計(jì)上不顯著,但納入控制變量后,勞動(dòng)力外流對(duì)家庭當(dāng)期貧困深度和下期貧困深度均有顯著影響(p<0.01)。有勞動(dòng)力外出務(wù)工家庭的人均收入與貧困線之間的差距明顯大于無(wú)勞動(dòng)力外流家庭。說(shuō)明勞動(dòng)力外流不利于農(nóng)村家庭縮小貧困缺口、擺脫貧困,勞動(dòng)力外流后家庭貧困缺口不減反增,農(nóng)村家庭擺脫貧困所需的資金投入更多。這一結(jié)果與Logit模型的回歸結(jié)果完全一致,說(shuō)明農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工確實(shí)對(duì)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(biāo)準(zhǔn)之間的差距,導(dǎo)致這類(lèi)家庭更加難以擺脫貧困。此外,其他變量對(duì)家庭貧困深度的影響方向與Logit模型結(jié)果一致。由于自身發(fā)展動(dòng)力不足致貧的家庭,當(dāng)期、下期貧困缺口率均為最高。
四、內(nèi)生性檢驗(yàn)
為減少由勞動(dòng)力外流變量的內(nèi)生性可能導(dǎo)致的估計(jì)偏誤,研究使用工具變量法進(jìn)行驗(yàn)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(gè)村莊里,勞動(dòng)力外流家庭超過(guò)10戶的姓氏。姓氏與勞動(dòng)力外流高度相關(guān)。作為家庭整體的行為決策,勞動(dòng)力是否外流受家庭社會(huì)資本的影響,而衡量社會(huì)資本的一個(gè)常用指標(biāo)就是姓氏。村莊一般是由一個(gè)聚居的家族逐漸發(fā)展壯大形成的。在同一個(gè)村莊里,相同姓氏的人往往具有一定程度的親屬關(guān)系,互為彼此的社會(huì)資本。農(nóng)村社會(huì)是典型的熟人社會(huì),勞動(dòng)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(wù)工場(chǎng)所。因此,如果同一個(gè)村莊里,某一姓氏有10戶及以上家庭勞動(dòng)力外流,則這些外流勞動(dòng)力有更大可能是被“帶出去”的,這個(gè)姓氏的家庭勞動(dòng)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(méi)有關(guān)系。“是否外流大姓”符合工具變量的選取標(biāo)準(zhǔn),可以作為工具變量使用。本文對(duì)該變量作為工具變量的有效性進(jìn)行了檢驗(yàn)。回歸結(jié)果顯示,“是否外流大姓”與勞動(dòng)力外流家庭具有顯著的正相關(guān),而與家庭是否陷入貧困、家庭貧困深度沒(méi)有顯著相關(guān)關(guān)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(dòng)力是否流動(dòng)變量的內(nèi)生性問(wèn)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(dòng)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(jìn)行回歸分析;在第二階段用第一階段得到的勞動(dòng)力外流家庭的預(yù)測(cè)值來(lái)替代實(shí)際的勞動(dòng)力外流家庭變量,重新進(jìn)行回歸。估計(jì)結(jié)果如表6所示。從表6可以發(fā)現(xiàn),用預(yù)測(cè)值代替實(shí)際值,回歸結(jié)果并無(wú)太大差別。這表明,排除內(nèi)生性偏誤后,勞動(dòng)力外流仍然會(huì)加劇家庭貧困。
五、結(jié)論與建議
本研究結(jié)果顯示,勞動(dòng)力外流加劇了農(nóng)村家庭貧困,勞動(dòng)力外出務(wù)工的家庭更有可能陷入貧困、家庭貧困缺口較大。排除內(nèi)生性偏誤后,這種影響仍然存在。此外,家庭勞動(dòng)力數(shù)量、基礎(chǔ)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、技術(shù)培訓(xùn)等公共服務(wù)也都對(duì)農(nóng)村家庭貧困產(chǎn)生影響。這個(gè)結(jié)果說(shuō)明,勞動(dòng)力外流已經(jīng)不能幫助農(nóng)村家庭脫貧致富,甚至?xí)罐r(nóng)村家庭陷入貧困。勞動(dòng)力外流對(duì)農(nóng)村家庭減貧的不利影響主要是通過(guò)兩個(gè)方面實(shí)現(xiàn)的。一是勞動(dòng)力外出務(wù)工造成農(nóng)村留守勞動(dòng)力短缺,缺乏勞動(dòng)力是制約農(nóng)村家庭發(fā)展、增收、脫貧的最主要因素。作為一種重要的生產(chǎn)資本,勞動(dòng)力缺乏直接降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,間接阻滯了農(nóng)村二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,限制了家庭發(fā)展,不利于家庭脫貧。二是勞動(dòng)力外流使家庭分裂、家庭成員分離,一個(gè)大家庭被拆散成若干個(gè)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(fèi)的規(guī)模效益無(wú)法充分實(shí)現(xiàn)。因此,雖然家庭總現(xiàn)金收入增加,但調(diào)整人均收入不增反降,家庭貧困狀況加劇。此外,勞動(dòng)力外流撕裂了家庭的完整架構(gòu)、破壞了家庭功能的實(shí)現(xiàn),帶來(lái)了農(nóng)村留守老人、留守兒童、村莊空心化等社會(huì)問(wèn)題。
解決農(nóng)村勞動(dòng)力外流對(duì)家庭減貧的不利影響,要么舉家搬遷進(jìn)城,要么全家留在農(nóng)村。當(dāng)前,經(jīng)濟(jì)下行壓力加大,農(nóng)民工就業(yè)較多的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)普遍不景氣,加上鋼鐵等多個(gè)行業(yè)削減產(chǎn)能,“打工經(jīng)濟(jì)”陷入蕭條,失業(yè)返貧、返鄉(xiāng)農(nóng)民工增多。勞動(dòng)力外流家庭舉家進(jìn)城短期內(nèi)難以實(shí)現(xiàn)。而作為精準(zhǔn)扶貧的主要途徑,“發(fā)展生產(chǎn)脫貧一批”居于“五個(gè)一批”②之首。促進(jìn)留守勞動(dòng)力、回流勞動(dòng)力就地就業(yè),立足當(dāng)?shù)刭Y源、實(shí)現(xiàn)就地脫貧,是踐行“五個(gè)一批”、推進(jìn)精準(zhǔn)扶貧的首選之策。基于此,本文提出以下對(duì)策建議。
第一,發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì),促進(jìn)勞動(dòng)力就地就業(yè)創(chuàng)業(yè),實(shí)現(xiàn)就地脫貧。促進(jìn)留守勞動(dòng)力、回流勞動(dòng)力就地就業(yè)的關(guān)鍵是在當(dāng)?shù)靥峁┚蜆I(yè)崗位和發(fā)展機(jī)會(huì)。通過(guò)發(fā)展鎮(zhèn)域經(jīng)濟(jì)、縣域經(jīng)濟(jì),發(fā)揮農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)等產(chǎn)業(yè)和龍頭企業(yè)的帶動(dòng)作用,夯實(shí)就地就業(yè)、就地脫貧的基礎(chǔ)。農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)是湖北省等農(nóng)業(yè)大省應(yīng)大力發(fā)展的產(chǎn)業(yè),該產(chǎn)業(yè)是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè),用工需求大,能帶動(dòng)種養(yǎng)殖業(yè)等現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展,帶動(dòng)銷(xiāo)售、物流運(yùn)輸、餐飲等服務(wù)業(yè)發(fā)展,提供大量就業(yè)崗位,有效促進(jìn)勞動(dòng)力就地脫貧。發(fā)揮龍頭企業(yè)帶動(dòng)作用,既能加快村鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展,又能提供就業(yè)崗位和創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì),促進(jìn)農(nóng)民增收脫貧。
第二,強(qiáng)化人才保障,既要發(fā)揮“新鄉(xiāng)賢”帶動(dòng)作用,又要培訓(xùn)發(fā)展一批農(nóng)村人才。片區(qū)走出去的各界成功人士有家鄉(xiāng)情結(jié)和人文情懷,若能回流成為“新鄉(xiāng)賢”,帶來(lái)的投資、人脈和信息,以及城市社會(huì)的契約精神和法治精神,將能極大地振興農(nóng)村經(jīng)濟(jì),帶領(lǐng)農(nóng)民脫貧。培訓(xùn)過(guò)程中,要重視企業(yè)作用,通過(guò)企業(yè)與培訓(xùn)機(jī)構(gòu)合作培訓(xùn)、校企一體化培訓(xùn)等模式創(chuàng)新,發(fā)揮企業(yè)培訓(xùn)能動(dòng)性,培育專用性人才。
第三,健全完善農(nóng)村公共服務(wù),吸引人才和資本,促進(jìn)農(nóng)村就地脫貧。公共服務(wù)缺失是制約農(nóng)村家庭發(fā)展的主要原因,健全完善農(nóng)村公共服務(wù),尤其基礎(chǔ)教育、醫(yī)療衛(wèi)生等關(guān)鍵公共服務(wù),既能緩解農(nóng)村貧困,又能吸引人才、進(jìn)而吸引資本。維持社會(huì)治安也是一項(xiàng)重要的公共服務(wù),良好的治安環(huán)境讓資本敢進(jìn)入、企業(yè)能運(yùn)行、勞動(dòng)力能就業(yè)、經(jīng)濟(jì)能發(fā)展,從而促進(jìn)農(nóng)民就地就業(yè)、就地脫貧。
注釋:
①OECD等值規(guī)模調(diào)整是調(diào)整家庭收入的常用工具。該方法通過(guò)給予家庭每個(gè)成員一個(gè)調(diào)整的系數(shù),測(cè)算出調(diào)整家庭人數(shù),進(jìn)而計(jì)算調(diào)整家庭人均收入。Anyaegbu(2010)給出了OECD等值規(guī)模調(diào)整的簡(jiǎn)化算法:將家庭中的第一個(gè)成年人視為1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)人,將其他每個(gè)成年人和15歲及以上的兒童視為0.5個(gè)標(biāo)準(zhǔn)人,將每個(gè)14歲及以下的兒童視為0.3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)人。
②在2015年11月中央扶貧開(kāi)發(fā)工作會(huì)議上,習(xí)近平總書(shū)記提出實(shí)施“五個(gè)一批”工程:發(fā)展生產(chǎn)脫貧一批、異地扶貧搬遷脫貧一批、生態(tài)補(bǔ)償脫貧一批、發(fā)展教育脫貧一批、社會(huì)保障兜底一批。
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作者簡(jiǎn)介:趙曼,中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院教授; 程翔宇,中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院博士研究生。
中國(guó)鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)網(wǎng)轉(zhuǎn)自：《中國(guó)人口科學(xué)》2016年第3期
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