摘要：采用隨機(jī)效應(yīng)面板泊松回歸模型，運(yùn)用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)庫中2006—2011年間四次調(diào)查面板數(shù)據(jù)，分析家庭外出特征及家庭老人特征與家庭貧困發(fā)生次數(shù)的關(guān)聯(lián)性。實(shí)證結(jié)果顯示，家庭外出次數(shù)、有無老人及老人生活質(zhì)量等變量與家庭貧困發(fā)生次數(shù)有顯著的相關(guān)性。進(jìn)一步對家庭外出特征研究發(fā)現(xiàn)，家庭老人特征、貧困發(fā)生次數(shù)及上年是否從事農(nóng)業(yè)等變量對外出特征有顯著的影響，且外出次數(shù)與外出人數(shù)也呈現(xiàn)出顯著相關(guān)性。為消除內(nèi)生性影響，引入工具變量外出工資收入后，發(fā)現(xiàn)外出工資收入與外出次數(shù)、人數(shù)都有顯著正相關(guān)性，老人生活質(zhì)量變量顯著負(fù)向影響家庭外出次數(shù)，家庭有無老人變量顯著正向影響外出人數(shù)，老人有無慢性病變量顯著負(fù)向影響外出人數(shù)。

關(guān)鍵詞：外出務(wù)工；老人家庭；貧困；動態(tài)變化

中圖分類號：F0619文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1000-4149（2017）01-0063-12

DOI：103969/jissn1000-4149201701007

收稿日期：收稿日期2016-05-11；修訂日期：2016-09-12

作者簡介：作者簡介劉歡，武漢大學(xué)社會保障研究中心博士研究生。

（英）A Study about Migrant Workers， Family Characteristics of the Elderly and

Rural Household Poverty Dynamics

（英）作者姓名LIU Huan

（英）作者單位（The Center for Social Security Studies， Wuhan University，Wuhan 430072， China）

Abstract：（英）摘要：

Based on the panel data from China Health and Nutrition Survey 2006 to 2011 data，this paper analysis the correlation between the frequency of family poverty and family characteristics of the elderly using random effects model with migrating behavior. We find the presence of the old man and the old people life quality variables have significant correlation with the family poverty. Further study finds that migration is associated with family characteristics of the elderly， the frequency about poverty and previous year in agriculture. There is also significant correlation between the number of migrant workers and peasant workers. We use migrant workers wage as IV to eliminate endogenous effect and find the elderly life quality， whether have the elderly and the health status of the elderly affected the migration and migrate workers income.

Keywords：（英）關(guān)鍵詞：migrant workers； family with elderly； poverty； dynamic change

《人口與經(jīng)濟(jì)》2017年第1期

劉歡：

外出務(wù)工、家庭老人特征及農(nóng)村家庭貧困的關(guān)聯(lián)研究

一、引言與文獻(xiàn)回顧

改革開放以來我國農(nóng)村扶貧事業(yè)取得巨大進(jìn)展，相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，1978—2010年中國的農(nóng)村貧困人口從近26億下降到2800萬

《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告2011》關(guān)于2010年中國的官方貧困標(biāo)準(zhǔn)線為1274元/人，從2011年起中國大幅上調(diào)貧困標(biāo)準(zhǔn)，使之達(dá)到2300元/人，當(dāng)年中國的貧困人口變更為8200萬。，近兩億多人次脫離貧困生活。但是，新時期，貧困家庭呈現(xiàn)出新的動態(tài)變化特點(diǎn)，特別是老人家庭貧困問題尤為顯著。同時，2010年，全國登記的外出務(wù)工暫住人員達(dá)到了086億人

數(shù)據(jù)來自2011《中國人口年鑒》。，與此相對應(yīng)的是大量老人留守家庭。在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)處于疲軟期，對貧困的精準(zhǔn)識別、精準(zhǔn)幫扶顯得尤為重要，因而對于家庭外出務(wù)工特征及外出務(wù)工對于老人家庭貧困影響等的研究有重要意義。

精準(zhǔn)扶貧是在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下扶貧開發(fā)工作的重要突破口。識別農(nóng)村家庭貧困動態(tài)變化是實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)扶貧、脫貧的重要前提，特別是針對農(nóng)村老人家庭貧困的成因及主要影響因素的研究對于有效脫貧有著重要意義。由于貧困群體在不同時期的差異狀態(tài)，即貧困家庭不斷表現(xiàn)出的脫貧、再陷入貧困及持續(xù)貧困的動態(tài)變化，經(jīng)濟(jì)學(xué)界也更為注重關(guān)于動態(tài)貧困的研究，而不只是關(guān)注同一時期的貧困人口狀態(tài)和規(guī)模[1-2]。貧困測度通常涉及貧困發(fā)生頻次、持續(xù)時間及貧困脆弱程度等相關(guān)指標(biāo)[3]，并且各地在相關(guān)指標(biāo)上表現(xiàn)出較大差異性，特別是貧困地區(qū)農(nóng)村家庭收入流動的風(fēng)險較大

收入流動分為相對收入流動和絕對收入流動，相對收入流動指同一個人或同一組人不同時期的收入在同一群體收入分配中位置的變化，相對收入流動強(qiáng)調(diào)收入位置的變動；絕對收入流動指的是即使相對位置沒有發(fā)生變化，只要絕對收入變化，那么收入也將隨之流動。，脆弱性強(qiáng)，不穩(wěn)定，但是貧困家庭具有較高的向上收入流動概率，且農(nóng)村家庭貧困脆弱程度總體呈下降趨勢，更多的是表現(xiàn)為慢性貧困脆弱

慢性貧困脆弱家庭表現(xiàn)為貧困脆弱持續(xù)的時間較長，長期生活在脆弱線以下，貧困脆弱往往要持續(xù)很多年甚至于全部生命周期。

；同時，地域特征、家庭基期收入、戶主特征及土地面積等因素對家庭動態(tài)貧困、脆弱性變化都有顯著影響[4]，農(nóng)村貧困家庭的貧困發(fā)生次數(shù)在不同家庭存在明顯差異，絕大多數(shù)貧困家庭在脫離貧困后進(jìn)入較高收入階段，但脫離貧困又返貧的家庭與持續(xù)貧困家庭并無顯著的脫貧機(jī)會差異，這些家庭維持非貧困的能力存在不足[5]；在城鄉(xiāng)比較上，城鄉(xiāng)貧困家庭脫貧、返貧概率趨勢基本一致，農(nóng)村貧困家庭表現(xiàn)出狀態(tài)依賴較弱，脫貧又返貧家庭更多處于貧困群體的較高收入組[6]，家庭陷入貧困與脫離貧困的比例以非對稱的比例同時存在，處于貧困與非貧困的持續(xù)時間長短對于貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)換有重要的影響[7]，即貧困發(fā)生次數(shù)與家庭貧困狀態(tài)的轉(zhuǎn)換有著很強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性。國外關(guān)于老人家庭貧困的影響因素研究也相對豐富，如米赫拉（Mihaela）等通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)糖尿病等慢性病與低收入者收入及社會地位的關(guān)系，健康分布不均對于縱向的社會經(jīng)濟(jì)地位乃至收入都有顯著影響[8]；麥克林（Mclaughlin）和雷夫（Leif）研究發(fā)現(xiàn)生活在非大都市的老人比大都市老人更有可能陷入貧困，教育、工作史及工資水平三個變量對老人家庭貧困轉(zhuǎn)換有顯著的影響[9-10]；托馬斯（Thomasp）和賈斯?。↗ustine）通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)中年時的工作參與度、收入及居住地變量對老年收入有強(qiáng)烈的相關(guān)性，且中年生活特征及老年生活事件對于老年貧困持續(xù)時間也有顯著影響[11]。

近年來學(xué)術(shù)界關(guān)于農(nóng)村外出人口對留守老人和子女影響的相關(guān)研究逐漸增多。

在工業(yè)化迅速發(fā)展帶來的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村家庭影響的背景下，基于對貧困的動態(tài)變化及農(nóng)村家庭貧困形成原因的分析，對于外出務(wù)工人員家庭的研究顯得更為重要。中國作為一個農(nóng)業(yè)大國通過城市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展推動工業(yè)化，進(jìn)而帶動農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移，并且使農(nóng)村貧困家庭成員能夠有更多的機(jī)會進(jìn)入勞動密集型工業(yè)部門就業(yè)以獲得收入，分享工業(yè)化發(fā)展帶來的經(jīng)濟(jì)成果并脫離貧困狀態(tài)[12]。針對老人家庭外出務(wù)工情況的研究，國內(nèi)學(xué)者較多地分析了子女外出對老人的影響，分析內(nèi)容主要涉及外出對家庭生計策略及老人生活質(zhì)量等方面的影響。家庭生計策略的主要觀點(diǎn)是外出務(wù)工雖然可以增加家庭資本積累，但長遠(yuǎn)來看會顯著影響流出地的非農(nóng)業(yè)活動的勞動力供給，進(jìn)而影響當(dāng)?shù)氐氖杖胨絒13]；外出務(wù)工對農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、非農(nóng)經(jīng)營收入和其他收入均產(chǎn)生了較大的負(fù)面影響，匯款只是部分地補(bǔ)償了外出務(wù)工對于家庭生產(chǎn)經(jīng)營帶來的負(fù)面影響，但考慮到農(nóng)戶家庭外出前后家庭規(guī)模的變化，外出務(wù)工對留守成員的人均收入起到了正向作用[14]。子女外出務(wù)工對老人生活質(zhì)量也產(chǎn)生較大影響，農(nóng)村勞動力的大量外出導(dǎo)致了留守老人居住方式發(fā)生改變，減少了老人獲得的照料資源，原本由外出女性子女負(fù)擔(dān)的照料責(zé)任轉(zhuǎn)向老人自身或者未外出子女，加重當(dāng)前照料者的負(fù)擔(dān)[15]；子女外出務(wù)工提高了老人經(jīng)濟(jì)生活質(zhì)量，但留守老人的醫(yī)療、生活照料和精神生活存在嚴(yán)重問題，且隨著子女外出時間延長、距離增加，留守老人農(nóng)業(yè)勞動參與率明顯上升，家務(wù)負(fù)擔(dān)高于子女未外出之前，子女就地就近遷移有利于親子關(guān)系和諧和老人生活滿意度的提高[16]，與在本市縣以外區(qū)域務(wù)工而言，子女在本市縣務(wù)工的老年人生活滿意度更高[17]；連玉君等通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，子女外出務(wù)工使得父母自評健康與生活滿意度雙雙下降[18]；羅芳等從外出務(wù)工與農(nóng)村家庭老人養(yǎng)老方面論述了外出務(wù)工的利弊取決于父母的經(jīng)濟(jì)、身體、心理狀況及子女外出收入、家庭規(guī)模、是否有配偶相伴等因素[19]。關(guān)于農(nóng)村老人家庭外出務(wù)工的研究，國外學(xué)者主要是從外出務(wù)工人員的社會工作、地位及相關(guān)影響方面進(jìn)行研究，如朱榮分析了勞動力市場上城市職工與農(nóng)村外來務(wù)工人員之間工資水平的差異，通過生產(chǎn)力不同來分解工資差異的原因，指出生產(chǎn)力特點(diǎn)造成了工資歧視的不平等[20]；托尼（Tony）等對外來務(wù)工人員找工作的信息途徑及獲取較高工作信息的教育投資進(jìn)行了研究，引入家庭和朋友等變量后，結(jié)果顯示教育水平是影響外來務(wù)工人員選擇正式與非正式工作程序的最關(guān)鍵影響因素，進(jìn)而影響其融入城市社會[21]；崔玉玲等對中國城市工人和農(nóng)村外來務(wù)工人員工資率差異和自由職業(yè)的決定因素進(jìn)行了分析，實(shí)證結(jié)果顯示大部分外來務(wù)工人員都不處在能掙到最好工資水平的工作種類[22]。

綜上所述，基于經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下精準(zhǔn)扶貧的關(guān)鍵突破口，學(xué)術(shù)界關(guān)于農(nóng)村家庭貧困動態(tài)變化及成因、外出務(wù)工家庭留守老人狀態(tài)的研究現(xiàn)狀，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有研究對外出造成農(nóng)村家庭留守老人的消極影響等方面的研究居多，而對于外出動因的實(shí)證性研究卻相對較少，且對于外出務(wù)工家庭經(jīng)濟(jì)貧困研究的文章相對集中于農(nóng)民工群體，未能有效地將農(nóng)村家庭貧困發(fā)生次數(shù)與外出務(wù)工聯(lián)系起來，因而本文嘗試分析農(nóng)村家庭人員外出務(wù)工特征、家庭老人特征等因素對農(nóng)村家庭貧困及貧困動態(tài)發(fā)生次數(shù)的影響，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析農(nóng)村老人家庭外出務(wù)工動因，為精準(zhǔn)識別、幫扶農(nóng)村貧困家庭提供支持。

二、數(shù)據(jù)選取及描述

二級1.數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文數(shù)據(jù)選自中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CHNS），選取了2004年、2006年、2009年及2011年四次調(diào)查數(shù)據(jù)。在數(shù)據(jù)處理上，根據(jù)分析需要，選取了T2值為2的全農(nóng)村樣本；在區(qū)域特征調(diào)查省份上，為便于比較分析，剔除了2011年新增值11（北京）、31（上海）、55（重慶），最終得到包括遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖南、湖北、廣西、貴州九省4次調(diào)查的有效農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)32179份，其中農(nóng)村樣本數(shù)并不都是老人家庭樣本，也包含了對沒有老人家庭的統(tǒng)計，因而在實(shí)證分析時引入了老人特征變量。文中老人家庭是指有65歲及以上人口的家庭。為不影響統(tǒng)計結(jié)果和實(shí)際意義的需要，文章對家庭總收入和家庭人均收入數(shù)據(jù)為負(fù)值的家庭樣本進(jìn)行0值替代，其并不影響回歸結(jié)果；另外，對于家庭人均收入變量中的部分缺失值或者無效值進(jìn)行了均值替代，因?yàn)樵谙嚓P(guān)家庭戶數(shù)據(jù)統(tǒng)計上有些年份有家庭收入，卻無人均收入，文章根據(jù)家庭總收入與家庭人口數(shù)關(guān)系求取家庭人均收入（家庭總收入為家庭人口數(shù)乘以家庭人均收入），進(jìn)而進(jìn)行家庭人均收入的均值替代，由于相關(guān)缺失數(shù)據(jù)和無效值并未占到總樣本數(shù)的1%，均值替代并不影響計量回歸結(jié)果。

二級2.主要指標(biāo)介紹

文章在界定家庭貧困指標(biāo)時，使用的是當(dāng)年國家劃定的貧困線標(biāo)準(zhǔn)，其中2004年、2006年、2009年、2011年的貧困線標(biāo)準(zhǔn)（人均純收入）分別是683元、693元、1196元、2300元，并在各年國家貧困線的基礎(chǔ)上對家庭樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，低于當(dāng)年貧困線的家庭貧困狀態(tài)記為1，否則記為0；另外，對四個年度家庭數(shù)據(jù)在Stata軟件中進(jìn)行合并，進(jìn)而得到各個家庭分別在各年度的貧困發(fā)生次數(shù)；最后根據(jù)各年度家庭貧困發(fā)生次數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計，四年中未發(fā)生過貧困的記為0，發(fā)生一次貧困的記為1，發(fā)生兩次貧困的記為2，發(fā)生三次貧困的記為3，發(fā)生四次貧困的記為4。通過對家庭貧困發(fā)生次數(shù)指標(biāo)的統(tǒng)計來實(shí)現(xiàn)對家庭貧困狀態(tài)的動態(tài)研究。

樣本中的主要指標(biāo)如表1所示。其中外出次數(shù)根據(jù)4次調(diào)查數(shù)據(jù)中，家庭有過1

次外出的賦值為1；2次外出的賦值為2；3次外出的賦值為3；4次外出的賦值為4；從未外出的賦

值為0。老人生活狀況指標(biāo)，文章使用老人對生活質(zhì)量的評價進(jìn)行替代，老人對生活質(zhì)量的評價由1到5分別表示很差、差、中等、好、很好。

二級3.相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計

表2是對相關(guān)變量的總體描述性統(tǒng)計，4次調(diào)查農(nóng)村家庭有貧困的占到了1236%，貧困發(fā)生次數(shù)的均值為01548；是否外出的比例占到了1801%，外出次數(shù)和外出人口均值分別是03371、03759；家庭規(guī)模的均值為43140，其中最大規(guī)模為13人；家庭人均收入均值為604725元；年齡的均值為3784歲；教育均值為12772，統(tǒng)計誤差為09003，說明農(nóng)村戶主受教育水平普遍較低，

以小學(xué)、中學(xué)文憑為主；有工作的比例占到7020%；人均耕地面積均值為69305畝；婚姻為在婚的占到8500%；性別均值和生活質(zhì)量均值分別為14817、36519；老人家庭占比為1527%，考慮其實(shí)際意義，文章將家庭收入為負(fù)數(shù)的值賦值為0，由于負(fù)數(shù)無效值很少，用零替代并不影響總樣本回歸結(jié)果。

三、農(nóng)村住戶特征、外出、區(qū)域差異與貧困發(fā)生次數(shù)

二級1.農(nóng)村家庭特征與貧困發(fā)生次數(shù)

表3是按農(nóng)村家庭貧困發(fā)生次數(shù)對住戶特征進(jìn)行的描述。如表3所示，首先是戶主特征，從未貧困戶主年齡比發(fā)生1次和4次貧困家庭的年齡要大，比2次、3次貧困的要??；戶主在婚情況由從未貧困的8534%降到4次貧困的7325%；戶主受教育狀況4次貧困的為10769，從未貧困為13046，到發(fā)生3次貧困時已降到08981，均要低于從未貧困均值；戶主性別均值從從未貧困到4次貧困呈現(xiàn)遞增趨勢；而戶主有無工作狀況則呈現(xiàn)出較大的遞減趨勢，分別由從未貧困的7211%減到4次貧困的4545%。其次是老人狀況，家庭有老人的比例呈現(xiàn)遞增趨勢，除發(fā)生4次貧困的15%外，總體上發(fā)生貧困的家庭均要比無貧困家庭老人占比高，其中2次、3次貧困家庭老人占比情況最高，分別達(dá)到了2126%、2153%；健康狀況用患有慢性病來代理，從從未貧困到3次貧困有顯著遞增趨勢，4次貧困的（1426%）也高于從未貧困的（1060%）；從未貧困家庭老人生活質(zhì)量指標(biāo)值（36632）要高于發(fā)生貧困的生活質(zhì)量值。再次，家庭規(guī)模中，從從未貧困到發(fā)生4次貧困，其家庭

規(guī)模有明顯的遞增趨勢，分別由42483上升到了51103。最后，人均耕地面積情況，從未貧困家庭的人均耕地面積（72124）要遠(yuǎn)大于發(fā)生貧困家庭的耕地面積，而發(fā)生1次、2次、3次貧困家庭人均耕地面積差距不大，但發(fā)生4次貧困家庭人均耕地面積只有18333，要遠(yuǎn)小于其他幾類情況下的家庭人均耕地面積。

二級2.家庭外出情況與家庭貧困發(fā)生次數(shù)

表4描述了家庭貧困發(fā)生次數(shù)與家庭外出情況。首先是外出務(wù)工情況與家庭貧困發(fā)生次數(shù)的占比

對比，從未外出戶家庭發(fā)生0次貧困為889492%，發(fā)生1次貧困為85033%，發(fā)生2次貧困為20623%，發(fā)生3次、發(fā)生4次貧困占比不足1%；有1次

外出家庭發(fā)生0次貧困為84381%，發(fā)生1次貧困為138835%，發(fā)生3次貧困為0，4次貧困為00386%；有2次外出家庭發(fā)生0次貧困為819523%，發(fā)生1次貧困為134506%，發(fā)生2次貧困為39160%，發(fā)生3次、4次貧困占比也不足1%；而有3次、4次外出家庭0次貧困占比分別為784945%、730121%，發(fā)生1次貧困分別為124145%、151807%，發(fā)生2次貧困為77224%、93976%，發(fā)生3次貧困為12708%、24096%，4次貧困為00978%、0；從橫向比較可知，外出情況從發(fā)生0次到發(fā)生4次貧困呈現(xiàn)遞減趨勢，縱向比較可知，各貧困發(fā)生次數(shù)下外出次數(shù)呈現(xiàn)下降趨勢，有3次、4次外出家庭貧困發(fā)生次數(shù)比例均高于0次、1次、2次家庭貧困發(fā)生占比。

其次，家庭外出人口變化與家庭貧困發(fā)生次數(shù)的關(guān)系。1人外出家庭0次貧困發(fā)生比為888419%，1次、2次、3次、4次貧困分別是86198%、19566%、04231%、01586%；2人外出家庭4次貧困為0，0次貧困為820839%，1次、2次、3次貧困分別為142857%、33475%、02829%；外出3人以上家庭發(fā)生0次貧困僅有734148%，1次、2次貧困高達(dá)182664%、71553%，3次貧困為11635%，4次貧困為0?？v向比較發(fā)現(xiàn)，外出人口越多，家庭發(fā)生1次，2次，3次貧困總體呈增加狀態(tài)，未發(fā)生貧困的家庭卻有遞減趨勢，即當(dāng)家庭發(fā)生貧困時，家庭外出人口有增加，這說明外出對于貧困家庭有正向作用，與很多學(xué)者研究一樣，外出能夠有效減緩家庭貧困；橫向比較，在外出人數(shù)一定的情況下，貧困發(fā)生次數(shù)呈現(xiàn)下降趨勢。表中出現(xiàn)貧困發(fā)生占比為0的情況，是因?yàn)檫x取貧困線標(biāo)準(zhǔn)時以國家公布的貧困線為依據(jù)，國家貧困線是絕對貧困線，在較低貧困線下，多次貧困發(fā)生的概率顯著降低。

3.分區(qū)域家庭外出人口、貧困發(fā)生次數(shù)

（1）樣本各省外出人口數(shù)的區(qū)域差異。

表5列出了分區(qū)域特征比較各地外出人口情況，縱向比較發(fā)現(xiàn)，無外出戶占比最高的是黑龍江省的922904%，最低是湖北省的730706%；1人外出戶中貴州省占比最高，為116545%，黑龍江省最低，為51147%；2人外出戶中湖北省最高為86825%，黑

龍江省最低，為19932%；3人外出戶中湖北省最高，為57607%，黑龍江省最低，為04137%；4人外出戶中湖北省最高，為24256%，黑龍江省最低，為01880%，其中黑龍江省外出1人、2人、3人、4人以上均為占比最低，湖北省2人、3人、4人以上外出比為最高，貴州省1人外出占比為最高。橫向比較發(fā)現(xiàn)，各省外出人口比例均顯示出從無人外出戶到4人以上外出戶遞減的趨勢。

（2）樣本各省貧困次數(shù)的區(qū)域差異。

表6列出了按國家分別在2004年、2006年、2009年、2011年公布的貧困線各省貧困發(fā)生次數(shù)的比例。縱向比較，從未貧困占比，江蘇省占比最高，為964385%，河南省占比最低，為786979%；發(fā)生1次貧困最高的為河南?。?44753%），最低為江蘇?。?0755%）；發(fā)生2次貧困占比最高為河南?。?0780%），最低為黑龍江省（06075%）；發(fā)生3次貧困占比最高為河南省（15592%），最低為黑龍江省、江蘇省、山東?。?%）；發(fā)生4次貧困占比最高為河南?。?1896%），最低為遼寧、黑龍江、江蘇、山東、湖北、湖南（0%）。其次，從縱向比較發(fā)現(xiàn)，黑龍江省的1次貧困占貧困發(fā)生比最高為898026%，河南省為最低，（679592%）；河南省發(fā)生2次貧困占貧困發(fā)生比最高，為238404%，黑龍江省最低，為101974%；3次貧困占貧困發(fā)生比最高的為河南省（73202%），最低為黑龍江、江蘇、山東（0%）；4次貧困占貧困發(fā)生比最高的為廣西（1446%），最低為遼寧、黑龍江、江蘇、山東、湖北、河南（0%）。橫向比較發(fā)現(xiàn)，各省貧困占比從從未貧困到4次貧困都呈現(xiàn)出遞減趨勢。

四、計量模型與實(shí)證結(jié)果分析

1.家庭老人特征、外出與貧困發(fā)生關(guān)聯(lián)性

（1）模型設(shè)計。為檢驗(yàn)本文所提出的農(nóng)村家庭貧困發(fā)生次數(shù)與家庭老人特征、外出情況等相關(guān)變量與家庭貧困發(fā)生次數(shù)的相關(guān)性，建立以下模型：

Times_pover=α1+α2Num_migrant+α3The_Old+α4Qol+α5Farmland+α6Hhsize+

αi∑ni=7Xi+provindummy+ε

（1）

模型中的X變量表示居民戶家庭戶主特征變量。

（2）回歸結(jié)果。

在選取實(shí)證方法上，本文進(jìn)行了隨機(jī)效應(yīng)面板泊松回歸，表7是對模型的檢驗(yàn)結(jié)果。文章選用的樣本是CHNS數(shù)據(jù)庫中所有農(nóng)村家庭樣本，樣本中包含了沒有老人家庭的統(tǒng)計，所以使用五個模型進(jìn)行回歸，目的是在引入不同特征變量時考慮對于家庭貧困動態(tài)發(fā)生次數(shù)的變化影響，特別是模型（4）和（5）是在前三個模型基礎(chǔ)上分別引入了外出次數(shù)變量和家庭老人特征變量，考慮在外出務(wù)工特征變量基礎(chǔ)上檢驗(yàn)家庭老人特征與家庭貧困發(fā)生的關(guān)聯(lián)度，這里的家庭老人數(shù)變量是一個虛擬變量，取值為1表示家庭有老人，進(jìn)而引入老人生活質(zhì)量評價變量與家庭貧困發(fā)生次數(shù)的

關(guān)系，因而模型（5）是考慮農(nóng)村老人家庭外出務(wù)工特征對于家庭貧困動態(tài)發(fā)生次數(shù)的檢驗(yàn)。另外，模型（1）表示戶主特征對于家庭貧困發(fā)生次數(shù)的影響；模型（2）表示戶主特征與家庭規(guī)模對貧困

發(fā)生次數(shù)的影響；模型（3）表示在模型（2）的基礎(chǔ)上加入了人均耕地面積變量的影響，模型對于區(qū)域特征省份變量進(jìn)行了控制。

回歸結(jié)果顯示在模型（1）下，戶主婚姻、工作及教育文憑狀況對于家庭貧困發(fā)生次數(shù)有顯著的負(fù)向影響，即戶主在婚、有工作、教育文憑越高則家庭貧困發(fā)生次數(shù)就越少，反之則相反。模型（2）加入家庭規(guī)模變量后，家庭規(guī)模變量與家庭貧困發(fā)生次數(shù)呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)，即家庭規(guī)模越大、人數(shù)越多，則家庭貧困發(fā)生次數(shù)就越高。模型（3）結(jié)果顯示加入家庭人均耕地面積之后，人均耕地面積變量與家庭貧困發(fā)生次數(shù)也呈顯著負(fù)相關(guān)，即人均耕地面積越多，家庭貧困發(fā)生次數(shù)就越少。

模型（4）結(jié)果顯示加入家庭外出次數(shù)變量后，家庭外出次數(shù)與家庭貧困發(fā)生次數(shù)有顯著的正相關(guān)，即家庭外出次數(shù)越多，家庭貧困發(fā)生次數(shù)的值可能性越大，反之則相反。模型（5）結(jié)果顯示加入居民戶家庭老人特征有無老人、老人生活質(zhì)量評價兩個變量后，家庭外出次數(shù)與家庭貧困發(fā)生次數(shù)仍顯著正相關(guān)；家庭老人特征中的有無老人變量顯著影響家庭貧困發(fā)生次數(shù)，且呈正相關(guān)，即家庭有老人時貧困發(fā)生次數(shù)值更高，反之則相反；另外，

老人生活質(zhì)量變量與家庭貧困發(fā)生次數(shù)有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這里老人生活質(zhì)量為老人生活質(zhì)量評價，考慮老人生活質(zhì)量評價的主觀性，造成與家庭貧困動態(tài)相關(guān)性的內(nèi)生關(guān)系，即存在內(nèi)生性，故引入中間變量家庭外出特征變量來解釋老人生活質(zhì)量評價與家庭貧困之間的關(guān)聯(lián)性。結(jié)果在進(jìn)一步分析中給出。表7中模型（4）給出家庭外出次數(shù)與家庭貧困發(fā)生次數(shù)的顯著正相關(guān)關(guān)系，因而選用家庭外出次數(shù)變量替代老人生活質(zhì)量評價能夠解釋其與家庭貧困發(fā)生次數(shù)的相關(guān)關(guān)系。模型（5）的結(jié)果驗(yàn)證了文章關(guān)于外出務(wù)工特征對老人家庭動態(tài)貧困顯著影響的觀點(diǎn)，如前面所述，老人生活質(zhì)量評價指標(biāo)與家庭貧困動態(tài)發(fā)生次數(shù)的相關(guān)關(guān)系存在內(nèi)生性，而外出務(wù)工次數(shù)、有無老人與家庭貧困發(fā)生次數(shù)有顯著相關(guān)性。

2.進(jìn)一步的分析

上面是對于家庭貧困發(fā)生次數(shù)的影響因素進(jìn)行的實(shí)證性回歸分析，其中老人家庭特征、外出特征等變量都呈現(xiàn)顯著性影響，但家庭外出特征變量的變化原因是由哪些因素引起，需要進(jìn)一步分析。為進(jìn)一步分析家庭貧困發(fā)生、發(fā)生次數(shù)、老人特征與家庭外出、外出次數(shù)、外出人口數(shù)之間的關(guān)聯(lián)性，建立以下聯(lián)立方程模型檢驗(yàn)外出特征相關(guān)變量影響因素的顯著性。

Probit（where=1）=β0+β1The_Old+β2Qol+β3Times_pover+β4Chronic+β5Whe_farming

+Controls+ε1Num_migrant=γ0+γ1Peasant_workers+γ2Times_pover+γj∑nj=3Yj+Controls+ε2（2）Peasant_workers=λ0+λ1Num_migrant+λ2Times_pover+γj∑nj=3Yj+Controls+ε3

模型中的Y變量表示農(nóng)村家庭老人特征變量、上年是否從事農(nóng)業(yè)變量，其中老人特征變量包括有無老人、老人是否患有慢性病及生活質(zhì)量評價變量。

表8是對家庭外出特征影響因素的回歸結(jié)果。模型（1）是以是否外出變量作為因變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，家庭貧困發(fā)生次數(shù)、老人是否患有慢性病、上年是否從事農(nóng)業(yè)對家庭外出有顯著的正向影響，即家庭貧困發(fā)生次數(shù)越多，外出傾向越高，老人患有慢性病的家庭外出傾向更高，上年在家務(wù)農(nóng)的家庭外出的傾向更高；老人年齡對家庭外出有顯著的負(fù)向影響，即家庭老人年齡越大，外出的傾向也就越低，而老人生活質(zhì)量對外出傾向影響并不顯著。模型（2）農(nóng)村家庭外出次數(shù)的回歸結(jié)果顯示，上年外出人口數(shù)、家庭貧困發(fā)生次數(shù)、老人患有慢性病與家庭外出次數(shù)有顯著的正相關(guān)，即上年外出人數(shù)越多，家庭外出次數(shù)就越多、家庭貧困發(fā)生次數(shù)越多，家庭外出次數(shù)也越高，老人患有慢性病家庭的外出次數(shù)越高，反之則相反；家庭有無老人和上年是否從事農(nóng)業(yè)與家庭外出次數(shù)呈負(fù)相關(guān)，即有老人家庭外出次數(shù)就越少，上年從事農(nóng)業(yè)家庭的外出次數(shù)就越少，反之則相反。模型（3）是家庭外出人數(shù)作為因變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，家庭人口外出次數(shù)、老人患有慢性病、上年從事農(nóng)業(yè)對家庭外出人數(shù)都有顯著的正向影響，即家庭外出次數(shù)越多，外出人口也會較多，家庭患有慢性病的老人外出人口也會越多，上年從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的家庭外出人口會有較大增加；家庭貧困發(fā)生次數(shù)、家庭有無老人對家庭外出人口數(shù)有顯著負(fù)向影響，即家庭貧困發(fā)生次數(shù)越多，外出人口則相對較少，家庭有老人的外出人口數(shù)也相對較少，反之則相反。

回歸結(jié)果還顯示，家庭有無老人與家庭是否外出、外出次數(shù)、外出人口數(shù)都有顯著的負(fù)相關(guān)；老人是否患有慢性病對是否外出、外出次數(shù)、外出人口數(shù)都有顯著的正向影響；家庭貧困次數(shù)對家庭是否外出、外出次數(shù)有顯著正向影響，與外出人數(shù)呈負(fù)相關(guān)；上年是否從事農(nóng)業(yè)與家庭是否外出、外出人口數(shù)呈顯著正相關(guān)，與外出次數(shù)呈顯著負(fù)相關(guān)。

在模型（2）和（3）的回歸結(jié)果中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村家庭外出次數(shù)與外出人口數(shù)之間存在顯著的相關(guān)性，但懷疑存在同時影響外出次數(shù)與外出人口的遺漏變量，為此，使用數(shù)據(jù)庫中的另一變量外出工資收入作為工具變量。首先，對外出次數(shù)與外省人口數(shù)變量進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果均在1%的水平上拒絕原假設(shè)“所有解釋變量均為外生”；其次，由于傳統(tǒng)的豪斯曼檢驗(yàn)在異方差的情形下不成立，故選用異方差穩(wěn)健的DWH檢驗(yàn)。

異方差穩(wěn)健的DWH檢驗(yàn)結(jié)果顯示p值均小于001，所以可以認(rèn)為家庭外出次數(shù)和外出人口數(shù)均為內(nèi)生變量；最后，模型（4）和（5）是使用工具變量替換家庭外出次數(shù)、外出人口數(shù)變量的回歸結(jié)果，模型（4）結(jié)果顯示，外出收入、家庭貧困次數(shù)、老人是否患有慢性病均與外出次數(shù)顯著正相關(guān)，是否有老人及老人生活質(zhì)量均與外出次數(shù)呈顯著負(fù)相關(guān)，即外出收入越高、家庭貧困發(fā)生次數(shù)越多、老人患有慢性病，則外出次數(shù)就顯著增加，家庭有老人、老人生活質(zhì)量越差，則外出次數(shù)可能性就增加；模型（5）結(jié)果顯示，家庭貧困發(fā)生次數(shù)與老人患慢性病均與家庭外出人口數(shù)量顯著負(fù)相關(guān)，外出收入與家庭有無老人均與外出人口數(shù)呈顯著正相關(guān)，即家庭貧困發(fā)生次數(shù)越多、老人患有慢性病家庭外出人口越少，外出收入越多及家庭有老人時外出人口數(shù)增多。

五、研究結(jié)論與啟示

本文以家庭致貧原因?yàn)榍腥朦c(diǎn)，選取農(nóng)村家庭為樣本，通過CHNS數(shù)據(jù)庫2004年、2006年、2009年、2011年四次調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，分別從居民家庭戶主特征、家庭規(guī)模、老人特征、外出特征、人均耕地面積等變量分析了農(nóng)村老人家庭貧困發(fā)生次數(shù)的影響因素及其顯著性。家庭貧困發(fā)生次數(shù)是動態(tài)的家庭貧困變化的統(tǒng)計，即四次調(diào)查中根據(jù)各個家庭編號將各年度家庭是否貧困進(jìn)行統(tǒng)計得到，因而是反映家庭貧困動態(tài)變化的指標(biāo)。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析了家庭外出特征的影響因素，分別從家庭貧困發(fā)生次數(shù)、老人特征、上年是否從事農(nóng)業(yè)等變量視角進(jìn)行了實(shí)證分析。

實(shí)證研究結(jié)果表明：①戶主特征中在婚、教育文憑、工作變量與家庭貧困發(fā)生次數(shù)有顯著的負(fù)相關(guān)，家庭規(guī)模與家庭貧困發(fā)生次數(shù)有顯著的正相關(guān)，人均耕地面積與家庭貧困發(fā)生次數(shù)也有顯著的負(fù)相關(guān)；②家庭外出次數(shù)與家庭貧困發(fā)生次數(shù)有顯著的正相關(guān)，外出次數(shù)越多，家庭貧困發(fā)生次數(shù)也越多，即家庭外出次數(shù)發(fā)生的越多，家庭每年陷入貧困的可能性就越大，因而家庭貧困的動態(tài)變化也越小，因?yàn)檫B續(xù)的貧困，這里更多表現(xiàn)為絕對貧困戶家庭；相反，家庭外出次數(shù)越少，家庭貧困發(fā)生率相對較小，貧困動態(tài)變化也相對較小。其中家庭貧困動態(tài)變化較大的應(yīng)屬于有過2次和3次外出的家庭，家庭貧困波動較大，這類家庭收入一般游離在絕對貧困線附近或者說是低收入家庭；③家庭老人特征中有無老人與家庭貧困發(fā)生次數(shù)有顯著的正相關(guān)，而老人生活質(zhì)量對家庭貧困發(fā)生次數(shù)呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但存在內(nèi)生性；④進(jìn)一步的研究表明，家庭是否外出、外出次數(shù)、外出人口與家庭有無老人呈顯著負(fù)相關(guān)，與老人患有慢性病呈顯著正相關(guān)；家庭貧困發(fā)生次數(shù)對家庭是否外出、外出次數(shù)有顯著正向影響，與外出人數(shù)呈負(fù)相關(guān)；上年是否從事農(nóng)業(yè)與家庭是否外出、外出人口數(shù)呈顯著正相關(guān)，與家庭外出次數(shù)呈顯著負(fù)相關(guān)；同時，家庭外出次數(shù)與家庭外出人口數(shù)之間也有顯著的正相關(guān)，且相互影響；加入工具變量外出工資收入后的回歸結(jié)果顯示，外出收入與外出次數(shù)、外出人數(shù)顯著正相關(guān)，老人生活質(zhì)量顯著負(fù)向影響家庭外出次數(shù)，家庭有無老人變?yōu)轱@著正向影響外出人數(shù)，老人有無慢性病顯著負(fù)向影響外出人數(shù)。

本文的主要研究啟示有：首先，從實(shí)證結(jié)果來看，農(nóng)村家庭戶主特征、家庭規(guī)模、老人特征、外出特征等變量對家庭貧困發(fā)生次數(shù)都有顯著的影響，因而，在家庭致貧原因分析時，重視農(nóng)村家庭老人生活質(zhì)量、患慢性病及家庭外出等因素的分析，針對有老人家庭、老人患慢性病、家庭外出次數(shù)較高的家庭進(jìn)行更多的關(guān)注，從而為精準(zhǔn)識別家庭貧困成因提供支持；其次，針對家庭外出特征變量的分析，有無老人、老人患慢性病等對于家庭外出都有顯著的影響，并且老人特征對于家庭貧困發(fā)生次數(shù)也有顯著的影響，因此，在農(nóng)村老人家庭貧困及老人養(yǎng)老服務(wù)需求分析上，實(shí)現(xiàn)動態(tài)的聯(lián)系研究，既要關(guān)注老人家庭外出對于老人生活質(zhì)量的影響，也要關(guān)注對老人養(yǎng)老服務(wù)需求的滿足，且在進(jìn)一步實(shí)施精準(zhǔn)扶貧中加大對貧困家庭老人的政策性傾斜研究，關(guān)注貧困家庭老人的收入來源，為老人的生活質(zhì)量提高、服務(wù)需求提供支持。

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