Page 77 - 《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 ７ １

就业劳动力所占比重作为内生性检验的工具变量, 原因 表 ６ 内生性及工具变量检验
在于同一地区不同农户的社会地位和经济状况等相近, N＝５５８３
被访农户的劳动力非农就业情况与其他农户的劳动力 模型 VI
变量类型 变量名称
非农就业情况并不直接相关, 不会直接对本家庭的相对 系数 标准误
贫困产生影响, 可以认为是外生变量, 满足工具变量选 中介变量 非农就业 －２．３６５ ∗ １．３８８
控制变量 控制变量 控制 控制
取条件.由表 ６ 模型 VI中 Wald 模型检验结果可知,
Waldchi２ ５９６．１５
模型接受了非农就业作为外生性的原假设, 表明模型不
Lo g likehood －１３６２．８１４
存在内生性, 变量选取合理. Waldtest ０．３０２
为验证上述推断, 并对研究假设 H ２ 进一步判定, 采用中介效应模型根据计量方程( １ ) ~ ( ３ ) 可以
得到如图 ２ 所示的影响机制, 结果显示在劳动力禀赋特征中, 劳动力数量对农村家庭相对贫困的总效
应为 －０．１７５ , 其中间接效应为 －０．０２７ , 劳动力数量对农村家庭相对贫困通过非农就业的中介效应在
总效应中占比为１５．６％ .但此时方程( １ ) ~ ( ３ ) 中的b １ c ２ 与c １ 的符号相反, 根据温忠麟等的相关判定
方法可能存在遮掩效应, 这时总效应就出现了被遮掩的情况, 其绝对值比预料的要低 [ ３３ ] .劳动力受
教育程度对农村家庭相对贫困的总效应为 －０．２１５ , 间接效应为 －０．０６７ , b １ c ２ 与c １ 的符号相同, 此时
部分中介效应可以解释为劳动力数量使农村家庭相对贫困实际下降２１．５０％ , 其中通过非农就业的中
介效应在总效应中占比为 ３１．２％ , 即劳动力受教育程度会通过劳动力非农就业这一路径进而使农村
家庭陷入相对贫困的概率减少 ６．７０％ .劳动力健康状况对农村家庭相对贫困的总效应为 －０．１６１ , 间
接效应为 －０．０１３ , 其中通过非农就业的中介效应在总效应中占比为 ８．０％ , 根据符号判断此时为部分
中介效应, 可以解释为劳动力健康状况使农村家庭相对贫困实际下降 １６．１％ , 其中 ８．０％ 的影响效应

会通过非农就业这一路径实现, 研究假设 H ２ 得到验证.

图 ２ 中介效应关系图
为了更精确地判断非农就业的中介效应, 本文进行了 Bootstra p 检验, 如表 ７ 所示上述的直接效
应与间接效应均在 １％ 的水平上显著, 同时由 ９５％ 的置信区间可以发现不论是偏差矫正前还是偏差
矫正后, 直接效应与间接效应的置信区间均不包含 ０ , 中介效应通过 Bootstra p 检验.这使假设 H ２ 得
到验证, 即劳动力禀赋会通过非农就业这一路径进而对农村家庭相对贫困产生影响.但从上述研究
结论中可以发现劳动力禀赋特征对农村家庭相对贫困发生的影响除了非农就业这一中介途径外, 还
可能存在直接效应或通过其他中介变量产生影响.也就是说非农就业是增加收入、 缓解相对贫困的