水电工程移民相对贫困特征与致贫因素识别

王湛晨，李国平，刘富华

(1.西安交通大学 经济与金融学院，陕西 西安 710061；2.云南财经大学 经济学院，云南 昆明 650221)

随着我国移民后期扶持政策不断完善，移民群体逐步实现了“搬得出”与“稳得住”的安置目标[1]。然而，从调研数据来看，移民群体可支配收入水平与收入增速方面远低于周围邻接区域。以金沙江流域大型水电移民为例，非移民群体与移民群体的人均收入比由2014年的1.04增至2019年的1.81。移民群体内部，按收入五等份分组，20%高收入群体与20%低收入群体的比从2014年的9.53扩大到2019年的15.76。群体间及群体内部发展差距扩大的问题日益严峻。在处理好“搬得出”与“稳得住”后，如何缓解移民发展乏力，缩小群体间发展差距[2]，防止脱贫群体返贫，进一步实现“能致富”的安置目标仍然是一道难题[3]。

2020年后，我国贫困特征发生改变[4]。首先，由生存性贫困转向发展性贫困[5]。生存和温饱不再是衡量移民群体是否贫困的绝对标准[6]，能否实现持续发展才是衡量贫困的重要准则[5]。但由于现有政策更多强调补偿而非赔偿，其救济色彩重而市场导向弱的特点不利于移民后家庭生计的恢复[7]。移民发展的权利受损(耕地约束[8]以及技能失灵[9])而不能求偿使得家庭生计能力很难恢复至移民前的状态[10]，陷入发展性贫困。其次，由收入型贫困转向消费型贫困[5]。尽管移民家庭人均收入均超过现有贫困线(1)金沙江流域中游中大型水电移民的补偿主要包括两部分，一是根据2006年国务院颁布的《关于完善大中型水库移民后期扶持政策的意见》，对纳入扶持范围的个人施行长效补偿，每人每年补助600元，共补助20年；二是依据《云南金沙江中游水电开发移民安置补偿补助意见》中提及的水电收益共享思路，在电站运行期由水电项目法人提取部分发电收益对纳入扶持范围的移民每人每月补助300元。据此，移民群体人均收入水平均超过现行的贫困标准2300元。，但搬迁改变了涉及家庭市场参与的程度，使家庭消费结构与消费行为发生变化[11]。生活成本增加[12]以及非理性消费行为[13]使得消费型贫困现象凸显，加剧了家庭生计恢复的困难程度[11]。这不仅造成家庭资产以及社会保障的缺失，扩大群体间发展差距，同时还降低了家庭抵御疾病、自然灾害等意外风险的能力，增加日后返贫的可能[14]。

贫困特征改变意味着要进一步深入地定位和解释贫困。但从现有研究来看，首先，既有文献更侧重于水电移民的绝对贫困研究[15]，缺乏关于移民生计恢复测度的相关研究，需要在以往水电移民发展性贫困特征与成因的定性研究基础上进一步深入，定量分析移民家庭发展层面受剥夺状况。其次，现有研究通过检验搬迁对移民群体的共性影响，对绝对贫困致因给出了合理解释[5]。但移民群体相对贫困致贫因素的识别工作相比以往贫困识别更加复杂，需进一步分析水电修建对不同特征家庭的异质性影响[4]。最后，搬迁与经济社会发展的双重变迁对水电移民的消费影响因素复杂[11]，需进一步对移民群体消费型贫困致贫因素进行论证。基于此，本文以相对贫困测度→贫困特征分析→致贫因素识别为逻辑主线，以能力贫困理论为指导，通过实地调研获取数据，利用“A-F”多维贫困测度方法识别并测度水电移民家庭相对贫困状况，梳理水电移民相对贫困特征与致贫因素。另外，借鉴空间断点回归的设计思路构建事后实验检验水电建设对移民家庭消费结构与消费行为的异质性影响，对致贫因素进行验证。

一、水电工程移民多维贫困测度与相对贫困特征

1.测度方法

目前贫困测度的主流方法是以Sen的能力贫困理论为基础[16]，通过Alkire等提供的“A-F双界识别”方法进行多维贫困识别与测度[17]。本文采用同样的方法对水电移民相对贫困状况进行研究。假设某一时刻有n个个体，个体i贫困状况由d个指标来评估。贫困的识别取决于两个临界值：各单维临界值Z(z=z1,z2,…，zd)和跨维度临界值k。前者用于判定个体是否在某个指标上受剥夺；后者则用来判断个体在综合考虑所有指标后是否属于多维贫困。本文以家庭为单位，仅对家庭内所有适龄劳动力进行测算。在确定多维贫困个体的数量后，增加家庭临界值以判断该家庭是否为贫困家庭，完成相对贫困测度。据此，对于贫困家庭的识别总共包含3个临界值:一是各维度的指标临界值，用来确定劳动力在特定指标上的受剥夺状况，完成单维贫困识别;二是多维贫困临界值，用来判断个体是否属于多维贫困。依据现有权威文献的建议，本文取k=0.3，即个人受剥夺指标的权重超过0.3时则被记为贫困[17-19]；三是家庭临界值，本文将家庭临界值设定为50%[6]，即家庭中超过半数劳动力被视为贫困个体则该家庭为贫困家庭。

2.指标选取与数据来源

指标选取方面，本文主要有以下考虑。第一，参考国际机构发布的贫困指数(如多维贫困指数)[16]。第二，遵从学界规范，涵盖至少教育、健康和生活水平三个方面，但进一步细分指标和变量则不同[18]。第三，为测算贫困深度，指标选取均选择定量指标(例如，以“获得清洁饮用水的成本”替代“饮水是否清洁”)。第四，加入生产维度对劳动个体生产方面受剥夺的程度进行测算。本文依据个人生产方式将生产维度分为农业与非农业两种并分别进行测算。第五，以往多维贫困的测算在度量方面混淆了分析单位是家庭层面还是个体层面。例如，针对健康和教育属于个体层次、而生活水平属于家庭层次的度量。为克服这一不足，本文选取指标均对个人进行测度，家庭层面指标取均值处理。据此，本文选取了个人、生产以及生活共3个维度7项指标。权重方面，本文采用等权重处理方式[20]。具体解释详见表1。

本文使用的数据来自课题组2016—2019年连续对库区及周围邻接区域进行的实地调研。通过抽样,对金沙江中游八座巨型梯级水电站的其中四座(金安桥水电站、龙开口水电站、鲁地拉水电站和观音岩水电站)涉及移民安置的行政村以及周围邻接区域进行问卷调查。剔除有争议的被访者后，共获得该区域12个县共计1499个家庭(2014—2018年)劳动力的数据情况。

表1 个体多维贫困维度、指标及临界值

3.测度结果分析

根据上述方法，表2汇报了移民前后两群体各维度的单维贫困发生率。从结果来看，第一，不论移民前后，移民群体在教育程度方面的贫困率均比较高，劳动力弱人力资本特征未能改善。第二，移民后，移民群体生产维度的贫困发生率明显上升且远高于非移民群体。第三，移民后，移民群体饮水成本的贫困率远高于非移民群体，而居住环境与耐用消费方面的贫困率明显低于非移民群体，移民群体在生活水平改善的同时生活基本支出也有所增加。

表2 各指标贫困测度结果 %

考虑到移民搬迁对不同生产特征家庭生计重建的影响存在差异，本文参照中国社会科学院和国家统计局的做法,依据收入来源将移民家庭分为农业生产(农业收入占家庭总收入比例大于等于90%或无非农收入)、非农业生产(非农收入占家庭总收入比例大于等于90%)以及兼业生产(介于农业和非农业生产之间)三类，对移民家庭相对贫困特征及致贫因素进行分析。表3给出了在k=0.3时两群体贫困发生率H，平均剥夺份额A、贫困距G、贫困深度S以及多维贫困指数M0、M1和M2的测度结果。从表3可知，第一，由于原有耕地被淹没且重新分配土地的灌溉设施不能满足生产需要，农业生产家庭生产遭严重破坏。耕地数量与质量锐减使得此类家庭2016年受剥夺程度明显高于非移民家庭。但随着安置区域水利设施完善，各贫困指数在2017年后有所减少，家庭贫困状况得以改善。第二，对于非农业生产家庭而言，搬迁导致家庭生产停滞，不少就业机会流向非移民家庭。就业不稳定使此类家庭移民后生产维度受剥夺程度提高。但随着安置区域交通及水电等基础设施逐步完善，2017年后非农业生产家庭生产逐渐恢复，多维贫困状况得到改善。第三，兼业生产的移民家庭多维贫困程度仅在2016年有所改善，之后受剥夺程度明显增加，远超同时期其他类型家庭。原因在于，安置初期区域内基础设施建设提供了大量临时就业岗位，对家庭增收有所帮助。但随着建设完成，临时性工作机会减少，此类家庭一方面由于耕地匮乏难以恢复原有农业生计，另一方面非农业生产经验不足制约了家庭生计转型，移民后仅能依靠长效补偿机制维持生活而不能有效恢复生产，生产恢复严重滞后，与其他类型家庭发展差距不断扩大。第四，移民后三类家庭的贫困深度大于贫困距使贫困指数M2高于M1，且二者差值逐年扩大。这说明受剥夺程度越高，家庭贫困状况改善越困难，贫困群体内部的贫困改善程度差距不断扩大。

测度结果表明，水电修建对移民家庭生产造成了严重破坏，生产维度受剥夺严重。搬迁后，受自然条件与人力资本制约，移民家庭不仅难以维持原有生计，而且在生计转型过程中受阻，造成移民后家庭生计构建困难，发展缓慢，陷入发展性相对贫困。另外，水电修建改变了家庭消费结构。移民后，家庭必要开支增加对家庭资本积累十分不利，在阻碍家庭发展同时易使家庭陷入消费型相对贫困。然而消费致贫因素复杂[11-13]，仅通过多维贫困测度不能准确梳理出移民家庭陷入消费型相对贫困的真实原因，需进一步采用空间断点回归模型进行实证检验。

表3 多维贫困测度结果 k=0.3

二、水电移民相对贫困致贫因素验证

1.空间断点回归模型构建

对于消费而言，水电移民不仅受到强制搬迁所带来的影响，同时还面临经济社会转型带来的压力。因此，目前很多研究结论实际上反映是两者对家庭消费的综合影响[8]。为剔除社会环境变化的干扰，最优做法便是通过随机实验检验移民对家庭消费的真实影响[21]。然而，受客观条件限制，很难对此进行重复试验。目前，学界多采用双重差分法(DID)构建准自然实验对此进行处理[14]。但由于移民前具体消费情况无从查证，无法通过双重差分法进行研究，需要借鉴断点回归的设计思路，依据强制搬迁边界所产生的间断构建事后实验，获得移民对家庭消费影响的净处理效应[18]，完成水电移民相对贫困致贫因素的验证。

水库修建导致流域内水位上升，在空间内形成间断(强制搬迁边界)，使水位以下的家庭被迫后靠安置，接受搬迁得到结果Yi(1)而高于该水位的家庭不必搬迁得到结果Yi(0)。在间断附近的极小范围内，可以认为这一部分家庭被随机分成了实验组(搬迁)与对照组(不搬)两组。在间断两侧样本满足随机分配的前提下，仅通过一次差分Yi(1)-Yi(0)便可以估计出真实有效的处理效应[22]。就本文而言，此处理效应便是移民对涉及家庭消费影响的真实估计，从而利用凯恩斯消费函数模型实证分析移民对家庭消费影响。

凯恩斯消费函数的基本形式如下：

consumi=α0+α1incomei

(1)

本文构建计量模型如下:

consumi=α0+α1IMi+α2incomei+α3IMi×incomei+α4numberi+μi

(2)

其中，consumi为家庭消费，incomei为家庭收入，IMi表示家庭i是否为工程移民(是=1；否=0)，控制变量家庭规模(人数)由numberi表示，μi为误差项。

除家庭总消费外，本文另从生活消费和生产支出两个方面对上述计量模型进行估计。其中，生活消费包括安置性消费(房屋装修费用、耐用品消费)、基本生活消费(包括食品支出、水电燃气费用)、交通及通信支出以及用于人情往来的礼金支出；生产支出主要包括农业生产投入(包括化肥、农药、大棚、地膜、种子以及农业雇工支出)、生产性设备购买以及用于人力资本积累的教育费用总支出。所有消费支出均换算为年消费支出。

由于现行补偿方式多为现金直补，为检验移民家庭消费行为改变是否由个人惰性或是非理性消费造成的支出增加，需进一步构建计量模型从主观层面研究贫困对于个人生产投入意愿的影响。据此，本文构建计量模型如下：

inputi/DPIi=β0+β1IMi+β2Gi+β3IMi×Gi+β4skilli+β5edui+εi

(3)

其中，个人生产意愿通过个人生产支出占个人可支配收入(inputi/DPIi)比例表示，Gi为本人受剥夺贫困距数值乘以100，控制变量选择本人技能数量与受教育年限分别由skilli和edui表示，εi为误差项。如果移民导致家庭消费增加(α2为正)且移民对家庭生产意愿影响(β1)和家庭贫困剥夺程度对移民家庭生产意愿影响(β3)均为正，则说明移民后由于家庭必要开支增加挤占生产投入致使其陷入相对贫困；反之，如果移民导致家庭消费增加，但系数β1和β3显著为负，则说明移民家庭存在生产意愿降低，家庭陷入贫困原因在于个人(工作意愿不高，依靠补助维生)或是非理性消费导致家庭陷入贫困。

窗宽方面，根据相关研究建议，选择移民区域边界两侧1公里以内的样本[23]。变量描述性统计如表4所示。

表4 变量描述性统计

2.有效性检验

断点回归是否有效需满足两个条件：一是间断产生不受人为操纵；二是间断确立后，样本在间断两侧随机分配[21]。就本文而言，移民安置规则为就近后靠安置。第一，从自然角度来看，水位上升后自然形成的安置边界不以移民家庭意志为转移，间断的产生满足不受人为操纵的前提条件。第二，淹没区域及周围未被淹没区域同属于一个行政区域。水电建设以前，边界两侧各经济指标与结构几乎是无差异的。家庭住址分布与家庭经济特征无任何关联且该区域家庭定居先于间断边界产生，家庭不能够主观选择是否进入移民区域。如图1所示，移民前边界两侧家庭基本经济特征没有出现明显的断点，差异并不显著，满足样本在边界两侧随机分配。据此，可以认为该区域被随机分成了两部分，将断点回归分析视为一次局部随机试验[23]，通过一次差分得到处理效应的有效评估，完成水电移民相对贫困致贫因素检验。

注：圆点横坐标数值为箱体起始处距离安置边界的最短距离，搬迁边界内距离值为正。圆点纵坐标数值表示距离该点50米范围内所有家庭指定变量的平均值。实线为该变量的核密度估计曲线。

3.结果分析与讨论

移民搬迁对家庭各类消费影响的估计结果见表5和表6。由表可知，各模型中系数α1和α3在至少5%的统计水平上显著，说明搬迁对家庭消费及消费倾向均存在显著影响。从消费类型来看，移民家庭的总消费及生活消费均明显增加，其中总消费增加超过3000元，生活消费超过2000元且逐年递增。相应的，家庭生产支出减少超过900元且减少幅度逐年递增。从消费倾向来看，移民家庭生活性消费倾向不断增加而生产性消费倾向逐年下降。这表明，失地不仅使家庭收入减少，更破坏了家庭原有的自给自足生活方式。生活成本的增加挤占了移民家庭用于生产的投入，进一步延缓了移民后家庭生产恢复与发展。

表5 移民对家庭总消费影响估计结果 N=1762

为进一步研究水电建设对不同收入水平移民家庭消费的影响，表7给出了三种收入水平下移民对家庭消费影响的估计结果。其中，移民搬迁并未减少高收入家庭对于生产方面的投入以及人力资本积累。相比之下，中、低收入水平家庭生产支出消费倾向逐年降低，这意味着，仅高收入水平家庭能靠自身克服水电修建带来的不利影响而中低收入水平家庭由于自身能力不足陷入发展困境，造成群体内部发展差距扩大。个人层面(表8)，移民虽然导致家庭生活必要开支增加并挤占了生产的投入，但自身生产投入意愿并未减少。从结果来看，系数β1的估计结果均显著为正表明移民群体的生产意愿高出非移民7%。系数β2的估计结果显著为负表明剥夺深度会影响个人生产投入意愿。系数β3的估计结果在至少5%水平上显著为正表明移民群体更能克服贫困剥夺对于生产投入意愿的消极影响。最后，教育程度与劳动技能对于提升生产投入意愿同样具有显著的促进作用,证实了人力资本积累对于主动增收进而脱贫具有重要意义。

4.稳健性检验

为确保结论真实可靠，在此对结果进行稳健性检验[19]。依据现有文献的主流做法，本文分别在一半最优窗宽和两倍最优窗宽下对上述模型进行估计[21]。根据表9和表10的回归结果，两种窗宽下，各回归系数均在至少10%的统计水平上显著，表明该断点回归设计通过了稳健性检验。

表6 移民对家庭生活与生产消费影响估计结果 N=1762

表7 移民对不同收入水平家庭消费倾向影响

表8 移民对个人生产意愿影响

表9 移民对家庭消费影响稳健性检验结果

表10 移民对个人生产意愿影响稳健性检验结果

结果显示，水电建设不仅破坏了家庭生产，更改变了移民家庭自给自足的生活方式，导致家庭收入锐减同时生活支出增加。虽然现行政策能帮助移民群体脱离绝对收入贫困，但受限于库区环境容量与自身人力资本与资金，移民家庭仅依靠自身很难完成可持续生计的构建，造成群体间发展差距不断扩大。搬迁迫使大部分移民家庭转型为兼业生产。但这一转变并未使这些家庭形成稳定的生计，造成群体内部发展差距逐年扩大。另外，贫困剥夺程度会影响个人生产意愿，使不少农户依赖等政策、靠帮扶、要福利等被动措施脱离贫困，不但不利于扶贫工作的开展，更增加了后期返贫的可能。人力资本积累能有效提高个人生产意愿。移民群体在生产意愿上普遍较高且更能克服贫困剥夺的消极影响。这表明，移民后生产恢复困难更多来自客观层面的制约而非个人主观惰性驱使，有利于进一步针对移民群体进行劳动技能培训等政策的制定与工作开展。

三、结论与建议

以能力贫困理论为指导，本文对水电工程移民相对贫困特征以及致贫因素进行了梳理。结果表明，水电建设的直接影响(失地、搬迁)与间接影响(生活支出增加挤压生产投入)加剧了移民家庭生计恢复的困难程度，使移民群体陷入以发展性贫困与消费型贫困为特征的相对贫困。另外，水电修建对不同类型家庭的影响也不同,上述贫困特征在兼业生产家庭与中低收入水平家庭中体现更加明显，造成群体间与群体内部发展差距扩大。

基于此，本文提出如下建议：

第一，地方与基层政府应着力完善现有耕地的农田水利基础设施，结合自身优势，通过具体扶持措施，转变库区农业发展思路。以移民搬迁为契机，推动库区农业产业化进程。以绿色发展为指导，促进库区农业的经济价值产生与生态价值体现相结合，在实现库区农业生产恢复农业收入增长同时避免移民后人地矛盾增加带来生态破坏。

第二，通过区域内农业与二三产业联动，使农产品价值得到提升。库区农业发展需依托安置区域交通便利、基础设施完善等优势，推动以农产品加工、储运以及营销等涉农服务产业在此聚集，降低劳动力转移的资金、人力资本门槛，实现富足劳动力就近转移。通过引导失地农民向农业服务产业转移，一方面有助于延伸农业产业链链条提高库区农业生产价值，另一方面有利于避免库区居住人口过度外迁而导致所谓“空心化”现象，在移民区域把人留下，把活力留住，真正实现一方水土养一方人。

第三，进一步完善水电利益共享机制。通过设立移民发展基金等方式筹集资金解决区域内农业灌溉、技能培训等问题，集中力量办大事，补足移民群体在后期生产恢复过程中的资金、技术短板。尝试推行差异化水电利益共享方案，弥补政策补偿所忽视的公平问题，在水电利益分配中更加注重移民群体的公平问题，缓解内部发展差距扩大状况，使更多人真正享受水电建设带来的福利提升。