Page 73 - 《华中农业大学学报（社会科学版）》2022年第1期

第 １ 期 宋嘉豪 等: 劳动力禀赋、 非农就业与相对贫困 ６ ７

二、 数据来源与研究方法

１． 数据来源
本文旨在探究劳动力禀赋对农村家庭相对贫困的影响, 相对贫困问题在 ２０２０ 年绝对贫困消除之
际逐渐得到重视, 但相对贫困问题在绝对贫困消除前也一直存在于现实生活中.基于数据的可获得
性, 本文采用 CFPS 数据, 该数据由北京大学中国社会科学调查中心自 ２０１０ 年开始组织实施, 范围覆
盖了中国 ２５ 个省、 直辖市、 自治区.根据研究目的, 本文选用最新公布的 ２０１８ 年调查的个体与家户
数据, 按照户口类型等特征, 并剔除无效和漏缺样本, 最终获得 ５５８３ 个农村家庭数据样本, 内容包括

农村家庭经济状况、 生活状况以及社会福利水平等.
２． 研究方法
中介效应分析相较回归分析而言, 其不仅能够解释变量间的直接作用关系, 还可以揭示变量间的
间接作用机制, 为了弄清劳动力禀赋是否通过非农就业影响农村家庭相对贫困状况, 本文将采用逐步

检验回归系数法, 并构建如下中介效应模型:
( １ )
Povert y i ＝ a ０ ＋a １Endowment i ＋a ２X i ＋ ε １
( ２ )
Em p lo y ment i ＝ b ０ ＋ b １Endowment i ＋ b ２X i ＋ ε ２
( ３ )
Povert y i ＝ c ０ ＋ c １Endowment i ＋ c ２Em p lo y ment i ＋ c ３X i ＋ ε ３
式( １ ) ~ 式( ３ ) 中 Povert y i 表示第 i 个农村家庭的相对贫困状况; Endowment i 表示农村家庭 i
劳动力禀赋特征; 中介变量 Em p lo y ment i 表示农村家庭 i 的非农就业状况; X i 为来自调查对象的一
系列控制变量.式( １ ) 中的a １ 是第i 个农村家庭劳动力禀赋特征影响相对贫困状况的总体效应; 式
( ２ ) 中的b １ 是劳动力禀赋特征对中介变量非农就业的影响; 式( ３ ) 中的c １ 和c ２ 分别是劳动力禀赋、 非
农就业对第i 个农村家庭相对贫困的直接效应.将式( ２ ) 代入式( ３ ) 可以得出劳动力禀赋的中介效应
b １ c ２ 即劳动力禀赋特征通过中介变量非农就业对农村家庭相对贫困状况所产生的间接影响.同时
,
本文将采用 Bootstra p 检验方法对中介效应的显著性进行检验.
３． 变量选取
( １ ) 被解释变量.相对贫困状况表示农村家庭是否陷入相对贫困.是否陷入相对贫困需要通过
相对贫困标准进行测度, 在已有的相对贫困研究中, 相对贫困标准往往设为平均收入或收入中位数的
一个比例, 由于中位数比平均值更为稳健, 大多数情况下都采用中位数 [ ２６ ] .
按 ２０１０ 年国家扶贫标准 ２３００ 元不变价推算, ２０１５ 年可比价约为 ３０７２ 元, ２０１６ 年约为 ３２５５ 元,
２０１７ 年约为 ３４４９ 元, ２０１８ 年约为 ３６５５ 元, ２０１９ 年约为 ３８７３ 元, ２０２０ 年约为 ４１０３ 元.对 CFPS 数
据２０１６ 与 ２０１８ 年农村样本数据, 分别取值平均数、 中位数的 ６０％ 、 ５０％ 、 ４０％ 测算相对贫困线, 如表
１ 所示.其中 ２０１６ 年农村样本家庭人均收入的平均值约为 １４２５０ 元, 中位数为 ８０００ 元, ２０１８ 年农村
样本家庭人均收入的平均值约为 １１８６２ 元, 中位数为 ８０００ 元.从测算结果来看, 与众多学者观点一
致, 即中位数比平均值更为稳健.而就中国现行的绝对贫困标准而言, 中位数的 ４０％ 甚至低于现行
的绝对贫困标准, 中位数的 ５０％ 与现行的绝对贫困标准较为接近, 同时根据 Vliet等的参考指标建
议, 即将人均可支配收入中位数的 ５０％ 作为相对贫困线 [ ２７ ] .综 上 所 述, 本 文 选 取 样 本 家 庭 人 均 可
支配收入中位数的 ５０％ 作为相对贫困临界值, 即 选 取 ５５８３ 个 农 村 家 庭 数 据 样 本 人 均 可 支 配 收
入中位数的 ５０％ 作为相对贫困 线 以 衡 量 农 村 家 庭 是 否 存 在 相 对 贫 困 问 题, 低 于 该 相 对 贫 困 线
[ ２７Ｇ２８ ]
则赋值为 １ , 即存在相对贫困, 反之, 则赋值为 ０ .
表 １ 贫困线测算
平均数 中位数 贫困线
年份
不变价推算
４０％ ５０％ ６０％ ４０％ ５０％ ６０％
２０１６ ５７００ ７１２５ ８５５０ ３２００ ４０００ ４８００ ３２５５
２０１８ ４７４５ ５９３１ ７１１７ ３２００ ４０００ ４８００ ３６５５