勞動力流動、收入差距與城鄉居民相對貧困

錢力 張軻

摘?要：基于鄉村振興與城鄉融合戰略背景，本文利用中國家庭追蹤調查項目微觀數據，構建Logit模型，考察勞動力流動、收入差距與城鄉居民相對貧困之間的關系。研究表明：農村勞動力流動對農戶相對貧困具有顯著減貧效應，城鎮勞動力流動會提升城鎮居民發生相對貧困的可能性；農村勞動力流動會緩解農村地區收入差距，城鎮勞動力流動會加劇城鎮地區收入差距；在收入差距相對合理與收入差距較大時，農村勞動力流動對農戶相對貧困分別起到“加劇”與“緩解”的作用，而城鎮勞動力流動在不同收入差距狀況下均會“加劇”居民相對貧困狀況；收入差距在勞動力流動影響居民相對貧困過程中起到調節作用，其縮小會達到減貧效果。

關鍵詞：勞動力流動；收入差距；減貧效應；Logit模型

中圖分類號：F063??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2023）01-0059-09

收稿日期：2021-11-29

作者簡介：錢力（1981-），男，安徽定遠人，教授，博士，研究方向：區域經濟學與農村經濟；張軻（1997-），女，安徽淮南人，碩士研究生，研究方向：區域經濟學。

基金項目：國家社科基金重大項目“中國共產黨反貧困思想百年發展史研究”，項目編號：20&ZD016；安徽省高校科研計劃重大項目“勞動力流動對城鄉融合發展的影響研究”，項目編號：2022AH040085。

一、引?言

貧困是經濟發展中需要解決的難題之一，減貧是大多數發展中國家努力實現的重要目標。改革開放以來，隨著區域經濟的快速增長和政府專項扶貧計劃的開展，中國的貧困人口規模性遞減，取得卓越的減貧績效。截至2020年底，中國貧困人口全部脫貧，但并不意味著貧困問題得到徹底解決，中國將進入消除相對貧困的后貧困時代。鑒于個體資源稟賦差異，社會發展過程中始終存在相對貧困問題［1］。城鎮化進程的推進帶動了區域經濟發展，同時也使得貧困隨勞動力流動實現了城鄉轉移，相對貧困特征表現為城鄉人口交織的分散式貧困。鄉村振興是立足個人和鄉村建設的整體設計，能有效解決城鄉發展失衡難題。因此，基于城鄉融合視角依托鄉村振興的發展破解相對貧困成為亟待研究的重大課題。

改革開放以來，我國的城鎮化和工業化發展迅速，經濟增長取得了顯著成效。與之相伴，中國勞動力大規模從農村向城市、從城市向城市、從農業部門向非農業部門轉移。這種流動和遷移有助于勞動力資源及其附著要素的有效配置，其經濟學邏輯概括為勞動力資源從低效率流向高效率部門產生再配置效應，為經濟增長貢獻力量［2］。在當今社會發展中，勞動力遷移已經成為一種普遍現象，而這一社會現象背后的深層次原因與區域相對貧困有著重要的聯系。有研究表明，農業生產始終低于非農業勞動力的邊際要素產出效應，勞動力流動對居民減貧增收［3］、增加家庭成員福利、促進城鄉一體化發展有重要意義。

收入差距對經濟增長的“涓滴效應”有阻礙作用［4］，庫茲涅茨倒?U?曲線也驗證了在經濟發展初期收入差距擴大對經濟增長的減貧效應存在阻力。可見，在城鄉二元經濟結構的社會背景下，收入分配的不平衡越來越成為減貧的障礙。同時，持續增大的城鄉收入差距也加速了農村地區勞動力大規模流動，成為誘使勞動力流動的最關鍵拉力因素［5］。與勞動力流動作用居民相對貧困的機制相比較，收入差距又是以怎樣的機制路徑作用于居民相對貧困的呢？

二、文獻綜述

在社會經濟發展過程中，隨著消費和收入水平的升級，貧困內涵不斷更新，致使貧困標準也不斷變化。2020年以后，中國貧困特征由“絕對”向“相對”轉變，由“農村”向“城鄉”轉變［6］。同時，相對貧困的內涵決定了減貧不僅僅是增收，還應重視收入分配的合理性。中國相對貧困線的設置要考慮基本國情，注重充分反映城鄉相對貧困現狀［7］，還要兼顧平衡扶貧工作，有效銜接原先的絕對貧困線與新的相對貧困線。現在國際上運用最廣泛的測算相對貧困的方法有兩種，世界銀行社會貧困線與?OECD?國家收入比例法。由于中國城鄉居民收入差距短期內不會縮小，不宜用“全國一條線”方式界定相對貧困。因此，本文采取?OECD?國家收入比例法的“城鄉兩條線”方式，分別選取城鎮、農村居民可支配收入中位數的40%、50%來界定城鎮、農村當年的相對貧困線。既可以避免出現大規模的新的相對貧困人口群體，同時有助于縮小城鄉收入差距。

民工荒的爆發導致競爭與分割并存的勞動力市場開始動搖，剩余勞動力無限供給的局面被打破，勞動短缺［8］、人口紅利消減問題［9］日益凸顯，中國勞動力進入“劉易斯拐點”。在此背景下，勞動力流動的居民增收效應研究尚未得出一致結論［10］，就其減貧效果而言，目前主要存在三種觀點。第一，貧困減緩論，該觀點認為勞動力流動使得勞動力資源及其附載要素在時空層面得到有效配置，達到減貧、縮小收入差距、改善家庭福利、促進土地流轉、深化農村市場和提升農業生產率等積極作用［11-12］；第二，貧困加劇論，該觀點指出由于勞動力在地區間大幅度遷移，給原地區帶來巨大的社會成本，破壞了原地區經濟和社會秩序，還會出現遷移人口的人均匯款少于其在沒有遷移的情況下的邊際產出的情況，進而使得貧困狀況惡化［13］；第三，減貧效果的不確定性論，根據這一觀點，勞動力遷移是否能夠緩解貧困，降低相對貧困發生率，取決于勞動力遷移的具體社會情境，比如遷移方向、區位和規模等，勞動力流動對不同居民貧困的緩解效應存在差異性和不確定性［14］。基于上述分析，可見勞動力流動與居民貧困之間關系密切，但勞動力流動對減貧有正向還是負向影響尚無定論。

關于收入差距的擴大是否會阻礙經濟增長的減貧效果，學界也有不同認識。有的學者討論了分項收入不均等性的扶貧彈性，結果表明分項收入的不平衡對低收入人群脫貧有負向影響［15］。同時也有學者利用Shapley分解得出一致結論，指出收入增長可以顯著降低貧困，而收入差距的擴大會影響減貧效果［16］。還有基于社區和個體層面，研究得出收入差距不僅使得教育、醫療和財政資源在地區間配置不均衡，還提高了居民的貧困發生率，使其陷入貧困狀態［17］，在此基礎上，進一步利用彈性分析方法得出降低組內不平等程度對減貧具有重要作用［18］。

一些國外學者實證分析證實通過引導勞動力合理有效率的流動可以有效收斂流動人口的收入分配差距［19-20］，勞動力與收入差距之間是緊密相關的。現有研究勞動力流動與收入差距的文獻主要沿四條主線展開：第一，城鄉勞動力流動對城鄉收入的分配效應，研究發現勞動力流動和收入差距擴大的現象將持續并存［21］，同時疊加效應會使差距進一步擴大［22］，而存在這種現象的原因是中國的房價門檻［23］；第二，地區間預期收入差距對勞動力流動的影響，通過構建結構式勞動力流動選擇模型，顯示勞動力的轉移意愿會隨地區間預期收入差距的擴大而逐漸增強；第三，農村勞動力流動對農村收入差距的影響，通過對遷移人口收入分配效應的研究，結果表明遷移一方面雖然能減貧增收，但另一方面會擴大農村居民收入差距擴大的負向影響［24］；第四，城市外來勞動力對城市內部工資差距的影響，勞動力遷移是一個具有經濟效率的“帕累托改進”過程，雖然可以促進城市居民的工資增長［25］，但利用RIF分解發現勞動力流動會拉大城市內部工資差距，而整體工資差距中大部分是由工資差距中不合理的部分組成［26］，究其原因是來源于就業崗位之間和內部的工資差異和歧視等無法解釋的因素［27］。由上述分析可知，勞動力流動和收入差距之間存在雙向影響，且勞動力流動可能會擴大城鄉收入差距，而對農村收入差距的收斂起到積極作用。

綜上所述，現有研究大多聚焦于勞動力流動對農戶貧困的影響，或是收入差距對貧困的影響，再或是分析勞動力流動與收入差距之間關系，很少有結合勞動力流動、收入差距與城鄉相對貧困這三個要素，并進一步探索收入差距是否作為中介變量作用于勞動力流動與居民相對貧困之間的研究。囿于數據的可得性，原先研究所用數據過于粗糙，缺乏微觀視角的考察，這為本文留下了很大的探索空間。

三、理論分析與研究假設

（一）勞動力流動的減貧效應理論分析

FGT貧困指數是國際社會常用的具有可分可加性的貧困度量指標，表示形式如下：

Pα=1n∑qi=1z－yizα（1）

其中，z、yi、n依次表示貧困線、第i個貧困人口的收入、總人口；α在取值為0、1、2時分別用來反映貧困的廣度、深度和強度。

Son在貧困二要素分解的基礎上提出四要素分解法，不僅包括常用的增長效應和不平等效應，還包括人口遷移效應［28］，具體演算過程如下所示，貧困在第1到2時期的變化為：

ΔP=P2－P1（2）

P1=∑if1iP1i，P2=∑if2iP2i（3）

其中，P1i、P2i、f1i和f2i分別表示第i部門在第1、2時期的貧困指數和人口份額。對上式進一步改寫：

ΔP=12［∑if1i（P2i－P1i）+∑if2i（P2i－P1i）］+12［∑iP1i（f2i－f1i）+∑iP2i（f2i－f1i）］（4）

其中，貧困的變化分解成右式中兩部分，一是各部門內部貧困變化對總體貧困的影響；二是部門間的人口份額的變化對總體貧困的影響。

令fi=f1i+f2i2，Pi=P1i+P2i2，（4）就可簡化為：

ΔP=∑ifiΔPi+∑iPiΔfi（5）

從式（5）中可以知道勞動力從貧困的農村地區向相對富裕的城市地區遷移會減少整體貧困；而勞動力在城市與城市間流動，整體貧困狀況的改變具有不確定性。因此，不提出具有“方向性”假設，僅提出以下假設：

H1：勞動力流動對城鄉居民相對貧困具有顯著作用。

（二）收斂收入差距利于減貧的理論分析

為了計算貧困的跨期變化，首先要測算各個時期的貧困水平。FGT貧困指數的變化取決于貧困線、平均收入和收入分配。公式如下所示：

P=P（z，u，L（P））（6）

其中，u和L（P）分別表示平均收入和洛倫茲曲線。當z不變時，貧困的變化就取決于收入水平和收入分配的變化。Kakwani針對以往分解過程的缺陷，提出一種符合5條公理化原則的分解方法，第i部門的貧困變化可表示成：

ΔP=P2－P1=12［P（u2i，L1i）-P（u1i，L1i）+P（u2i，L2i）-P（u1i，L2i）］+12［P（u1i，L2i）-P（u1i，L1i）+P（u2i，L2i）-P（u2i，L1i）］（7）

其中，右式加號左右兩邊分別是增長效應和不平等效應，結果與Shapley推導結果相同，上式可以簡化為：

ΔPi=ΔPig+ΔPii（8）

結合式（4）、式（5）、式（8），貧困的整體變化可以描繪為：

ΔP=∑if-（ΔPi）g+∑if-（ΔPi）i+∑iPi（Δfi）（9）

如上式（9），整體貧困分解成增長效應、部門內部不平等效應、部門間人口流動效應。由式（9）可知收斂部門內部的不平等效應可以緩解貧困，基于此提出以下假設：

H2：縮小收入差距具有減貧效應。

（三）勞動力流動對收入差距的影響理論分析

勞動力流動可以提高農民收入水平，有效縮小農村地區內部收入差距，而勞動力遷移對城市內部收入差距的影響尚未得出一致結論，于是這里著重推導勞動力流動與城市收入差距間的關系。為研究城市內部收入差距，將城市經濟生產部門分為正規和非正規兩種，生產函數如下：

Y=ALαFL1-α-βNKβ（10）

其中，LF、LN、K分別是城市正規和非正規部門勞動力數量和資本投資。且0<α<1，0<β<1，在競爭市場下，勞動力的邊際產出決定了他們的工資，則可由上述生產函數計算得到兩類勞動力市場的工資為：

WF=YLF=αALα－1FL1－α－βNKβ（11）

WN=YLN=（1－α－β）ALαFL－α－βNKβ（12）

勞動力流入城市的兩類勞動力市場后，上述收入表示如下：

W*F=αA（LF+MF）α－1（LN+MN）1－α－βKβ?（13）

W*N=（1－α－β）A（LF+MF）α（LN+MN）α－βKβ（14）

其中，MF、MN分別是流入城市正規與非正規部門的勞動力數量。

令M=MF+MN，λ=MF/MN，兩部門工資性收入差距可進一步表示為：

W*FW*N=α1－α－βLN+M1+λLF+λM1+λ=α1－α－β（1+λ）LN+M（1+λ）LF+λM（15）

由上式可求收入差距關于勞動力流動的導數，進一步分析兩者之間的關系，求導結果如下：

MW*FW*N=α1－α－β1+λ（LF－λLN）1+λLF+λM2>0λLF/LN（16）

由上式推導結果可知，導數的符號與λ掛鉤，當勞動力受教育水平不變時，勞動力總量對收入差距的影響會受到其受教育程度結構的影響，勞動力流動又會改變居民的相對貧困狀況，上述又證明了不平等效應的變化會影響貧困的整體變化。由此可知收入差距可能在勞動力流動作用于居民相對貧困的過程中起到調節作用。基于此，提出以下假設：

H3：收入差距在勞動力流動影響城鄉居民相對貧困過程中具有調節作用。

四、研究方法與數據說明

（一）模型設定

本文采用CFPS2018數據庫中有勞動力流動的家庭勞動力樣本考察居民家庭相對貧困的影響因素，由于被解釋變量是定性變量，因此采用二元Logit模型：

P（Yi=1Xi）=11+e－（β1+β2xi）=eZi1+eZi（17）

機會比率（OR）=Pi1-Pi，取對數則有：Li=ln（Pi1－Pi）=Zi=β1+β2xi（18）

其中，Yi是農戶i是否貧困的二值變量，Xi為影響因素向量。

對于經濟發展過程中的“馬太效應”表明收入差別對貧困的影響最為顯著［29-30］。因此，衡量收入差距對相對貧困的影響至關重要。當前用來衡量收入差距最為廣泛的測度方法是基尼系數，它能直觀地反映和監控貧富差距，警示和防止貧富分化。基尼指數的計算公式如下：

G=∑ni=1WiYi+2∑n－1i=1Wi（1－Vi）－1（19）

其中，Wi是i戶人口占總人口的比值；Yi是i戶人均收入占總人均收入的比值；Vi是Yi從i=1到i的累計數。

考慮到收入差距可能在勞動力流動作用于居民相對貧困過程中起到調節作用，有必要檢驗收入差距是否起到了中介效應，因此采用中介變量檢驗法進行檢驗。

（二）變量選取

“農戶相對貧困”是被解釋變量，也是本文研究的重點。相對貧困線的建立是研究相對貧困問題的先決條件，但自2020年后中國步入相對貧困階段，在中國的扶貧工作中，相對貧困的定義沒有明確的標準。目前國際組織和高收入國家的主要貧困模式是相對貧困，這為我國相對貧困的界定提供了借鑒。本文根據中國的實際情況采用現在運用最廣泛的OECD國家收入比例法設定相對貧困標準。收入比例法又分為兩種，一種是“全國一條線”方式，按照全國人均可支配收入中位數的40%、50%、60%劃分相對貧困界限；另一種是城鄉分開，各按人均可支配收入中位數比例劃分相對貧困標準。考慮到中國城鄉融合和分割并存的現狀，農村的相對貧困標準選在人均可支配收入中位數50%，城鎮的選在人均可支配收入中位數40%。

“勞動力流動”是核心解釋變量，采用家庭中是否存在勞動力遷移來考察。勞動力遷移不僅是“利己性”的個人決定，更是謀取家庭利益最大化的“利他性”理性決策。在一定程度上，勞動力流動可以看作是勞動力及其附著要素資源的有效配置。從而個人在獲得遷移收入、提高生活消費水平、降低貧困發生率、增進福祉的同時為家庭提高了生活質量、改善了家庭成員的福利。因此，勞動力流動可以影響家庭的收入和福利。

“收入差距”是另一個核心解釋變量，目前常用基尼系數來衡量一個國家或地區居民收入差距。它是一個介于0、1之間的比例值，數值越接近1表明收入分配不平等程度越高，能夠綜合考察居民內部收入分配的差異，直觀地反映和監控貧富差距，預防貧富兩極分化。

（三）數據說明

本文基于微觀視角，根據科學性和數據可得性原則，選取2018年中國家庭追蹤調查數據（簡稱?CFPS）。其中，CFPS問卷包括個人、家庭和村（居）問卷。個人問卷的目的在于了解個體基本信息，包括個人的健康、婚姻、受教育情況等；家庭問卷的目的在于了解個體所處家庭基本信息，包括家庭（經濟）關系等；村（居）問卷的目的在于了解村（居）的基本信息，包括區縣的特征、所處地理環境、醫療衛生狀況等。根據研究需要，本文采用2018?年全國家庭調查數據，首先對數據進行清洗，在剔除數據中不相關變量、缺失和異常值后，最終選取居民樣本共13901個，其中包括8050個農村居民樣本，5851個城鎮居民樣本。文中變量的選取和定義詳見表1。

五、實證分析

（一）勞動力流動對城鄉居民相對貧困的影響

勞動力流動與居民貧困之間密切相關，但勞動力流動對減貧有正向還是負向影響尚無定論，未提出具有“方向性”假設。因此，首先分析勞動力流動分別對城鄉居民相對貧困的影響，并在此基礎上分為東部、中部、西部地區進一步空間分布異質性分析。如表2，分析勞動力流動對農村居民相對貧困的影響。

如表2，將農村居民可支配收入中位數的50%作為農村相對貧困標準。首先，分析東部地區勞動力流動對農村居民相對貧困的影響，模型（1）-（2）分別是不添加和添加個體層面控制變量，發現勞動力流動回歸系數顯著為正，表明勞動力流動不具有減貧效果。基于模型穩健性的考慮，在模型（3）-（4）中分別添加了家庭和村級層面的控制變量，回歸結果顯示勞動力流動回歸系數均顯著為負，表明勞動力流動具有減貧效應。同理，可看出中部地區和西部地區的勞動力流動回歸系數均顯著為負，表明勞動力流動可以緩解農村居民的相對貧困。計算得出相較于沒有勞動力流動的農村居民，東部、中部、西部地區勞動力流動的農村居民發生相對貧困的概率降低了78.?68%、89.?62%、67.?14%。

如表3，將城鎮居民可支配收入中位數的40%作為城鎮相對貧困標準。首先，分析東部地區勞動力流動對城鎮居民相對貧困的影響，模型（1）中不加入控制變量，發現勞動力流動回歸系數顯著為正，表明勞動力流動不能緩解城鎮居民相對貧困。基于模型穩健性的考慮，在模型（2）-（4）中分別添加了個體、家庭、村級三個層面的控制變量，發現在模型（2）-（4）中，勞動力流動回歸系數均顯著為正，這說明勞動力流動并不能減緩城鎮居民的相對貧困。同理，中部地區得出與東部地區一致的結論。再看西部地區，在模型（9）-（12）中，勞動力流動的回歸系數在添加控制變量之前為正，在依次加入控制變量后回歸系數變為負，但模型均未通過顯著性檢驗。計算得出相較于沒有勞動力流動的城鎮居民，有勞動力流動的東部、中部地區城鎮居民發生相對貧困的概率增加了45.?83%、169.?93%，而西部地區勞動力流動的城鎮居民發生相對貧困的概率降低了19.?61%。

（二）穩健性處理

按照上述城鄉分開劃定的相對貧困標準，回歸結果顯示勞動力流動能夠減緩農村居民相對貧困，但會增加城鎮居民相對貧困的發生率。為了確保結論的可靠性，這里進行穩健性檢驗，采用全國一條線方式即全國人均可支配收入中位數的40%作為界定相對貧困的標準，探索勞動力流動對城鄉居民相對貧困的影響，回歸結果如表4所示。

如表4，當采用全國一條線衡量相對貧困時，勞動力流動依然能夠降低農村居民發生相對貧困的概率，而增加城鎮居民相對貧困發生的可能性。在加入各個層面控制變量的前提下，模型（4）中，勞動力流動回歸系數顯著為負，與沒有勞動力流動的農村居民相比，具有勞動力流動的農村居民發生相對貧困的概率降低了87.?75%；模型（8）中，勞動力流動回歸系數顯著為正，與沒有勞動力流動的城鎮居民相比，具有勞動力流動的城鎮居民發生相對貧困的概率增加了47.?91%。由此驗證假設H1成立。

（三）內生性分析

勞動力流動與居民相對貧困之間存在潛在的內生性，一方面居民為降低相對貧困發生率和增加家庭福利選擇外流；另一方面居民從事非農產業，獲得較高的轉移收入，因而達到減貧效果。為了解決關鍵變量的內生問題，選取了被調查者所在地區的勞動力流動的平均人數作為農戶勞動力流動的工具變量。地區勞動力流動人數的均值在很大程度上可以反映出該地區的勞動力流動情況，而其他人的勞動力流動并不影響被調查者家庭的相對貧困程度，符合作為工具變量的要求。

表5是工具變量回歸的估計結果，先看農村地區，Durbin和Wu-Hausman?F檢驗得出的P值均為0.?000，拒絕原假設，得出因變量為內生變量。在弱相關檢驗中，得到了拒絕工具變量弱相關的原始假設，工具變量的相關性很強，由此可知工具變量的選取是合適的。回歸結果顯示，勞動力流動的回歸系數大小與方向仍然同上述一致，這說明當處理了內生性后，勞動力流動依然能夠顯著降低農村居民相對貧困的發生率。而城鎮地區的Durbin和Wu-Hausman?F檢驗結果顯示不拒絕原假設即城鎮地區的因變量是外生變量。

六、進一步分析

（一）勞動力流動對城鄉收入差距的影響

上述指出縮小收入差距能夠降低貧困發生的可能性，具有減貧作用。這表明勞動力流動可能通過改變收入水平和收入差距來影響相對貧困。這一部分將分為兩個步驟來驗證這一觀點：第一步是檢驗勞動力流動對收入差距的影響；第二步是分析收入不平等對城鄉居民相對貧困的影響。首先探討在農村、城鎮不同地區上勞動力流動對地區內部收入差距的影響，結果如表6所示。

從模型（1）和模型（5）中可看出，在不添加控制變量的情況下，發現勞動力流動顯著，農村地區和城鎮地區的回歸系數符號分別為負、正，表明農村勞動力流動能夠降低農村收入差距，而城鎮勞動力流動會擴大城鎮收入差距。基于模型穩健性的考慮，在模型（2）-（4）及模型（6）-（8）中，分別添加了個體、家庭與社會三個層面的控制變量，發現勞動力流動均通過顯著性檢驗，這充分證明以上結論。

在上述分析的基礎上，進一步分析不同地區勞動力流動對不同收入差距下的城鄉居民相對貧困的影響。

由表7回歸結果可知，當農村地區收入差距相對合理與收入較大、懸殊時，農村勞動力流動對農戶相對貧困分別起到“加劇”與“緩解”的作用，即勞動力流動改善了收入差距較大和懸殊的居民相對貧困，但卻提高了收入差距相對合理的居民發生相對貧困的可能性；當城鎮地區收入差距在相對合理、較大與懸殊時，城鎮勞動力流動均“加劇”了城鎮居民的相對貧困狀況。回歸結果還表明，收入差距在勞動力流動與居民相對貧困之間起著調節作用。由此驗證假設H3成立。

（二）收入差距對城鄉居民相對貧困的影響

在各級控制變量的基礎上加入勞動力流動與基尼系數的交互項，進一步探究勞動力流動、收入差距與城鄉居民相對貧困的作用機制。

由表8可知，農村、城鎮地區勞動力流動與基尼系數交互項的回歸系數均顯著為負，這足以證明收入差距是勞動力流動影響農戶相對貧困的重要機制之一，同時勞動力流動弱化了收入差距對農戶貧困的消極影響，且由基尼系數前回歸系數符號為正驗證假設H2成立。

七、研究結論與政策建議

（一）研究結論

基于鄉村振興與城鄉融合戰略背景，利用中國家庭追蹤調查項目微觀數據，構建Logit模型，研究勞動力流動、收入差距與城鄉居民相對貧困之間的影響，并進一步進行機制分析。為了防止內生性問題的發生，對勞動力流動這一變量進行了工具變量處理，使用的工具變量是被調查者所在地區的勞動力流動的平均人數作為農戶勞動力流動，從而保證了估計結果的一致性。主要得到如下結論：（1）農村勞動力流動對農戶相對貧困具有顯著減貧效應，城鎮勞動力流動會提升城鎮居民發生相對貧困的可能性；（2）農村勞動力流動會緩解農村地區收入差距，城鎮勞動力流動會加劇城鎮地區收入差距；（3）在收入差距相對合理與收入差距較大、懸殊時，農村勞動力流動對農戶相對貧困分別起到“加劇”與“緩解”的作用，而城鎮勞動力流動在不同收入差距狀況下均會“加劇”居民相對貧困狀況；（4）作為勞動力流動對居民相對貧困的中介變量，收入差距的縮小會達到減貧效果。

（二）政策建議

（1）大力開展職工技能培訓項目，探索農民工管理和服務新機制。一方面，提高低技能勞動力的人力資本存量，提升基層勞動者的就業積極性，為鄉村經濟振興奠定人力資源基礎；另一方面，流入地應將農村勞動力轉移和就業納入經濟和社會發展計劃中，減少和取消各種收費，充分利用農村市場信息體系，在信息和法律方面切實為農民工服務，提供多種多樣的法律服務，傾聽農民工的法律訴求，依法維護其合法權益，以此促進農村勞動力更有效率地流動。

（2）推進新型城鎮化有序發展，吸引和留住人才。一方面，積極將物聯網、云計算等新一代信息技術投入到基礎設施建設中，打造協調有序、全面的智能基礎設施體系；另一方面，提高產業支撐水平，培育和增強新型城鎮化可持續發展能力，才能快速有效積累資金，為優質城市資源和公共資源進入城區奠定堅實基礎，創新人才培養機制吸引人才，提高生產生活環境質量，促使新型城鎮化與產業發展的良性互動。

（3）完善再分配政策，提高稅收、社會保障、轉移支付調整的力度和準確度。一方面，通過增加直接稅、降低間接稅來調整稅收結構，具體做法是引入財產稅和遺產稅，降低增值稅和消費稅等；另一方面，落實社會保障政策，增加多種社會福利項目，真正實現幼有所育、病有所醫、老有所養；在兼顧公平的同時，也要兼顧效率。在轉移支付結構安排中，應強調一般性轉移支付，輔以考慮效率的特殊補貼。

參考文獻：

［1］?雷勛平，張靜.2020后中國貧困的特征、治理困境與破解路徑［J］．現代經濟探討，2020（8）：24-28.

［2］?張蘊萍，趙建，葉丹.新中國70年收入分配制度改革的基本經驗與趨向研判［J］．改革，2019（12）：115-123.

［3］?Brauw?A?D，Rozelle?S，Taylor?J?E.Migration?Remittances?and?Agricultural?Productivity?in?China［J］．American?Economic?Review，1999，89（2）：287-291.

［4］?Burgess?B?R.Halving?global?poverty［J］．The?Journal?of?Economic?Perspectives，?2003，17（3）：3-22.

［5］?李曉峰，李珊珊.中國農業勞動力流動拉力重構及其效果分析［J］．經濟經緯，2019，36（6）：47-54.

［6］?黃征學，高國力，滕飛，等.中國長期減貧，路在何方？——2020年脫貧攻堅完成后的減貧戰略前瞻［J］．中國農村經濟，2019（9）：2-14.

［7］?李瑩，于學霆，李帆.中國相對貧困標準界定與規模測算［J］．中國農村經濟，2021（1）：31-48.

［8］?丁守海.中國勞動力市場的結構性矛盾與政策重構［J］．中國高校社會科學，2019（4）：77-86，158-159.

［9］?吳垠.人口結構變化、城鎮化劉易斯轉折與區域人口流動趨勢——從整體到分區的統計分析［J］．政治經濟學評論，2020（5）：95-155.

［10］張杰飛.農村勞動力轉移的農戶增收效應——基于區域異質性的視角［J］．社會科學家，2020（4）：34-42.

［11］樊士德，江克忠.中國農村家庭勞動力流動的減貧效應研究——基于CFPS數據的微觀證據［J］．中國人口科學，2016（5）：26-34，126.

［12］Lewis?W?A.The?Dual?Economy?Revisited［J］．The?Manchester?School?of?Economic?&?Social?Studies，2010，47（3）：211-229.

［13］楊靳.人口遷移如何影響農村貧困［J］．中國人口科學，2006（4）：64-69，96.

［14］李翠錦.貧困地區勞動力遷移、農戶收入與貧困的緩解——基于新疆農戶面板數據的實證分析［J］．西北人口，2014（1）：34-38，44.

［15］羅楚亮.經濟增長、收入差距與農村貧困［J］．經濟研究，2012（2）：15-27.

［16］許啟發，蔣翠俠，劉玉榮.收入增長、分配公平與貧困減少［J］．統計研究，2011（7）：27-36.

［17］劉一偉，汪潤泉.收入差距、社會資本與居民貧困［J］．數量經濟技術經濟研究，2017，34（9）：75-92.

［18］沈揚揚.收入增長與不平等對農村貧困的影響——基于不同經濟活動類型農戶的研究［J］．南開經濟研究，2012（02）：131-150.

［19］周鵬升，袁青川，張燕燕.勞動人口省際流動與省內流動收入分配差距研究［J］．統計與決策，2020，36（17）：70-73.

［20］Johnson?D?G.The?Functional?Distribution?of?Income?in?the?United?States，1850-1952［J］．The?Review?of?Economics?and?Statistics，1954，36（2）：175-182.

［21］張杰.城市偏向對收入差距的影響：勞動力流動的中介效應分析［J］．經濟問題探索，2020（4）：54-68.

［22］韓軍，孔令丞.制造業轉移、勞動力流動是否抑制了城鄉收入差距的擴大［J］．經濟學家，2020（11）：58-67.

［23］Dohmen?T?J.Housing，Mobility?and?Unemployment［J］．Regional?Science?&?Urban?Economics，2005，35（3）：305-325.

［24］李實.中國農村勞動力流動與收入增長和分配［J］．中國社會科學，1999（2）：16-33.

［25］許巖，尹曉，尹希果.勞動力流動與中國城市居民的工資變動［J］．人口與經濟，2019（4）：47-64.

［26］王靜，張卓，武舜臣.雙重分割視角下城市勞動力市場工資差異比較分析——基于2013年八城市流動人口動態監測數據［J］．南開經濟研究，2016（2）：25-40.

［27］王美艷.城市勞動力市場上的就業機會與工資差異——外來勞動力就業與報酬研究［J］．中國社會科學，2005（5）：36-46，205.

［28］Son?H?H.ANew?Poverty?Decomposition［J］．Journal?of?Economic?Inequality，2003，1（2）：181-187.

［29］Kakwani?N，Subbarao?K.Rural?Poverty?in?India［J］．Policy?Research?Working?Paper，1990，25（13）：2-16.

［30］Ravallion?M，Chen?S.Measuring?Pro-Poor?Growth［J］．Economics?Letters，2001，78（1）：93-99.

LaborMobility，?Income?Gap?and?Relative?Poverty?of?Urban?and?Rural?Residents

QIAN?Li，ZHANG?Ke

（School?of?Economics，?Anhui?University?of?Finance?&?Economics，?Bengbu?233030，China）

Abstract：Based?on?the?strategic?background?of?rural?revitalization?and?urban-rural?integration，?this?paper?uses?the?micro?data?of?China?Family?Panel?Studies?to?construct?a?Logit?model?to?examine?the?relationship?between?labor?mobility，?income?gap?and?relative?poverty?of?urban?and?rural?residents..?The?research?shows?that?rural?labor?mobility?has?a?significant?effect?on?reducing?the?relative?poverty?of?farmers，?and?urban?labor?mobility??will?increase?the?possibility?of?relative?poverty?of?urban?residents.?Rural?labor?mobility?will?alleviate?the?income?gap?in?rural?areas，?and?urban?labor?mobility?will?aggravate?the?income?gap?in?urban?areas;?When?the?income?gap?is?relatively?reasonable?and?the?income?gap?is?large?and?wide，?the?rural?labor?mobility?plays?a?role?of?“aggravating”?and?“alleviating”?the?relative?poverty?of?farmers?respectively.?However，?the?urban?labor?mobility?will?“aggravate”?the?relative?poverty?of?residents?under?different?income?gaps;?Income?gap?plays?a?moderating?role?in?the?process?of?labor?mobility?affecting?residents?relative?poverty，?and?its?narrowing?will?achieve?the?effect?of?poverty?reduction.

Key?words：labor?mobility;?income?gap;?poverty?reduction?effect;?Logit?model

（責任編輯：周正）