Page 75 - 《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 ９

表 ３ 实证结果的相关系数大小比较也可以印证此观点.
其他控制变量对农村家庭相对贫困发生也具有重要影响.其中人情支出、 重大事件与养老保险
参与对相对贫困发生具有显著的负向影响, 即人情支出越低、 重大事件的收入额越小、 养老保险参与
比重越低其家庭陷入相对贫困的概率越高.原因可能是人情支出作为农村家庭日常开支的重要部
分, 它已成为衡量社会网络关系及经济交易水平的重要指标, 人情支出越高意味着更丰富的社会网络
关系与更高的经济交易水平, 尽管人情支出以往被认为是家庭负担, 但近年来学者发现人情支出成为
家庭负担的可能性在减弱, 甚至被看作是非正式的保险与储蓄制度, 并在婚丧嫁娶等重大事件发生时
通过礼金得到反馈 [ ２９Ｇ３１ ] .养老保险参与程度不仅反映了农村家庭的抗风险意识还体现其经济交易水
平, 参与程度越高表明其抗风险意识越强、 经济交易能力越高, 其陷入贫困的可能性也会随之降低.
与此同时, 农村家庭医疗保险参与比重对相对贫困发生具有显著的负向影响, 即农村家庭医疗保险参
与比重越高, 其陷入相对贫困的可能性越高.造成这种现象可能原因有二: 一是自选择机制, 由于医
疗保险的选择机制与用户需求等原因, 使其瞄向健康状况较差的农村居民, 可能出现因病致贫的情
况; 二是因为医疗保险一定程度释放了农村居民的医疗卫生服务需求, 增加了经济负担, 进而对相对
贫困状况产生影响.
表 ３ 劳动力禀赋对相对贫困影响的估计结果 N＝５５８３
模型 Ⅰ
变量类型 变量名称
系数 标准误 P 值
劳动力数量 ０．１３３ ∗∗∗ ０．０１６ ０．０００
核心变量 劳动力受教育程度 －０．１０２ ∗∗∗ ０．００９ ０．０００
劳动力健康状况 －０．４６４ ∗∗∗ ０．０９２ ０．０００
农地转出 －０．１０７ ０．０９３ ０．２４８
劳动力负担系数 ０．５７５ ０．４３２ ０．１８３
人情支出 －０．１９３ ∗∗∗ ０．０１２ ０．０００
重大事件 －０．４５６ ∗∗∗ ０．１６８ ０．００７
控制变量 医疗保险参与 ０．１６０ ∗ ０．０９５ ０．０９２
养老保险参与 －０．１７７ ∗∗ ０．０８１ ０．０３０
政府补助 ０．０５７ ０．０７２ ０．４２６
常数项 ０．１５８ ０．１３９ ０．２５５
Prob＞chi２ ５６０．８３０ ( ０．０００ )
PseudoR ２ ０．０９４
Lo g likelihood －２７１５．６８４
注: ∗∗∗ 、 ∗∗ 和 ∗ 分别表示解释变量系数在 １％ 、 ５％ 、 １０％ 的水平下显著, 后表同.
２． 分样本回归结果
为了进一步检验基准回归模型估计结果的稳健性, 同时考虑区域差异对相关分析的影响.本文
进行了东中西部区域分样本下农户劳动力禀赋对相对贫困的实证估计.表 ４ 中模型II 、 模型III 、 模
型IV 分别代表东、 中、 西部区域的回归模型, 从模型II 、 模型III 、 模型IV 实证估计结果可以看出劳动
力禀赋特征对相对贫困具有显著的影响且在东中西部之间没有差异, 其中劳动力数量对农村家庭相
对贫困的发生具有显著的正向影响, 受教育程度和健康状况对农村家庭相对贫困的发生均具有显著
的负向影响.这在一定程度上验证了研究假设 H １ 即劳动力禀赋对农村相对贫困的发生具有缓解作
,
用, 较高的农村家庭劳动力禀赋对应较低的相对贫困发生率.但由表 ４ 的实证估计结果可以发现劳
动力数量对农村家庭相对贫困的发生非但不具有缓解作用, 反而可能会使相对贫困状况更加恶劣, 可
能的原因是劳动力数量通过年龄界定, 尽管劳动力成本逐年上升、 非农就业机会不断增多, 但相关非
农就业岗位对劳动力的年龄、 禀赋特征要求也越来越高, 缺乏经验的年轻劳动力与年龄较大的劳动力
可能存在失业风险或从事较低收入的非农工作, 考虑其在城市的生活支出, 其非农就业的比较优势难
以显现.也正如前文所分析劳动力禀赋对收入、 贫困发生的减贫作用更多地依托于劳动力质量的提
高, 而非简单的劳动力数量增加这种“ 人多力量大”“ 人多好办事” 的传统逻辑.