經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)村減貧——基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

張鳳華，葉初升

(1.武漢大學(xué)國家文化創(chuàng)新研究中心，湖北武漢430072；2.武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北武漢430072)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

消除貧困的首要條件是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。近年來，關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與減貧的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界進(jìn)行了大量研究。一個(gè)共同的發(fā)現(xiàn)是，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不會(huì)自發(fā)地有利于窮人，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否能夠減少貧困，還取決于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中收入不平等狀況的變化。但是，當(dāng)經(jīng)濟(jì)學(xué)家們僅僅用經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配兩種因素解釋減貧時(shí)，其結(jié)論與現(xiàn)實(shí)的契合性不夠穩(wěn)定。我們認(rèn)為，問題在于，僅僅用經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及伴隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程的收入分配狀況的變化來解釋減貧問題仍然過于宏觀而不深入，遺漏了其間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、增長(zhǎng)模式、農(nóng)業(yè)和農(nóng)村政策與扶貧政策調(diào)整偏向等因素。

政府政策，無論是普惠型的農(nóng)村農(nóng)業(yè)政策還是瞄準(zhǔn)貧困人口的扶貧政策，既能通過影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度和方式(比如，更多地增加貧困人口參與市場(chǎng)的機(jī)會(huì))發(fā)揮減貧作用，又能獨(dú)立地改善貧困人口的生產(chǎn)和生活條件、直接達(dá)到提高窮人的收入、緩解貧困的效果。大量實(shí)證研究表明，政府在農(nóng)村公共基礎(chǔ)設(shè)施、健康、教育、扶貧貸款和技術(shù)培訓(xùn)等方面的投入都起到了積極的減貧作用。

就經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)或產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村減貧的影響而言，世界銀行(1990，2000)認(rèn)為，農(nóng)業(yè)對(duì)減少貧困的作用是第一位的。[1-2]近幾年來，國內(nèi)外一些學(xué)者對(duì)中國農(nóng)村減貧的研究也得出了大致相同的結(jié)論。比如，Tian等(2003)分析了1978年至2001年國家層面的時(shí)間序列數(shù)據(jù)和1985年至1998年29個(gè)省(市、區(qū))的混合數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國農(nóng)村減貧的巨大成就主要?dú)w功于農(nóng)業(yè)的增長(zhǎng)。[3]Ravallion和Chen(2007)對(duì)1980年至2001年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)中國第一產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)對(duì)中國農(nóng)村緩解貧困的影響相當(dāng)于第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)影響的四倍。[4]Montalvo和Ravallion(2010)實(shí)證分析1983-2001年中國的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，也有類似的發(fā)現(xiàn):經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)緩解貧困的所有影響幾乎都是通過第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生的。[5]金艷鳴和雷明(2006)采用1997年貴州省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)、1998年和2000年該省貧困監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村減貧的貢獻(xiàn)排在第一位，制造業(yè)和服務(wù)業(yè)分別排在第二位和第三位，而電子通訊行業(yè)等高技術(shù)部門對(duì)農(nóng)村減貧的影響最小。[6]李小云等(2010)就2000年至2008年中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)緩解貧困的影響研究表明，相對(duì)第二、第三產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)部門的增長(zhǎng)仍然具有較高的減貧效應(yīng)。[7]

宏觀層面的分析結(jié)論與我們?cè)谖⒂^家戶層面的觀察似乎是矛盾的。自2004年以來，筆者及研究團(tuán)隊(duì)先后四次深入到貴州等貧困地區(qū)進(jìn)行家戶調(diào)查。一個(gè)基本的共識(shí)是，凡是有外出務(wù)工的家庭、有非農(nóng)收入的家庭，其生活水平要明顯高于沒有外出務(wù)工、沒有非農(nóng)收入的家庭。這一田野調(diào)查式的觀察與張宗益和劉旗(2010)、羅楚亮(2010)、岳希明和羅楚亮(2010)等在家戶層面上的實(shí)證分析結(jié)論是一致的。[8-10]比如，羅楚亮(2010)分析9個(gè)省(市)2007年和2008年住戶追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，包括外出務(wù)工收入在內(nèi)的工資性收入增長(zhǎng)對(duì)于農(nóng)戶脫離貧困狀態(tài)具有重要的貢獻(xiàn)，外出務(wù)工顯著降低了農(nóng)戶陷入貧困的可能性，是貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)換的重要因素。[9]岳希明和羅楚亮(2010)還進(jìn)一步指出，農(nóng)村勞動(dòng)力外出行為顯著地降低了農(nóng)村貧困程度這一結(jié)論對(duì)于不同的貧困標(biāo)準(zhǔn)、福利度量指標(biāo)都具有穩(wěn)健性；外出時(shí)間長(zhǎng)短對(duì)于外出戶的貧困狀況具有顯著影響。[10]

雖然不能以微觀層面的現(xiàn)實(shí)觀察與分析去簡(jiǎn)單否定宏觀層面的結(jié)論基本一致的眾多研究結(jié)果，但是，這種理論與現(xiàn)實(shí)的矛盾，即微觀分析與宏觀分析之間的沖突卻是我們必須面對(duì)的。對(duì)比上述宏觀層面與微觀層面的分析，有兩個(gè)重要區(qū)別吸引我們的注意力:第一，宏觀分析大多采用橫截面數(shù)據(jù)或時(shí)間序列數(shù)據(jù)，而微觀分析則多用面板數(shù)據(jù)；第二，宏觀分析所用數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度多為20世紀(jì)80、90年代或進(jìn)入新世紀(jì)之初，而微觀分析則多用近幾年的數(shù)據(jù)(不同時(shí)期不同產(chǎn)業(yè)的減貧效應(yīng)會(huì)發(fā)生變化)。

這兩點(diǎn)差異成為本文的切入點(diǎn):采用面板數(shù)據(jù)，時(shí)間跨度為20世紀(jì)90年代直至2008年，重新在省級(jí)宏觀層面上分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府政策的減貧效應(yīng)。我們以Montalvo和Ravallion(2010)[5]模型為基礎(chǔ)(原模型利用1983-2001年省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析了中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中區(qū)域增長(zhǎng)和產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村貧困的影響)，并對(duì)其進(jìn)行兩點(diǎn)重要改進(jìn):其一，在省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析中，分別建立以貧困發(fā)生率、貧困深度指數(shù)(貧困缺口率)和貧困強(qiáng)度指數(shù)(貧困缺口的平方)為自變量的計(jì)量模型，模型的解釋變量包含經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入不平等、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和政府財(cái)政支農(nóng)支出等，充分挖掘數(shù)據(jù)信息，避免了模型內(nèi)生性問題帶來的回歸分析偏差；其二，根據(jù)中國農(nóng)村的反貧困進(jìn)程，對(duì)比分析1994-2000年“八七扶貧攻堅(jiān)”期間和2001年至2008年國家實(shí)施新的扶貧戰(zhàn)略兩個(gè)時(shí)期，農(nóng)村在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、政府財(cái)政支農(nóng)支出等方面的變化對(duì)農(nóng)村貧困的影響。

二、模型設(shè)定與樣本選擇

(一)模型設(shè)定

本文建立了關(guān)于貧困指數(shù)和解釋變量之間的對(duì)數(shù)線性模型:

因變量hit是農(nóng)村貧困發(fā)生率。自變量包括五個(gè)方面的影響因素:第一，GDPit是代表地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的人均地區(qū)生產(chǎn)總值；第二，根據(jù)Montalvo和Ravallion(2010)[5]提出的增長(zhǎng)模式假說，用yjit表示產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重，考察產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的不平衡對(duì)中國農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響；第三是反映收入不平等程度的要素，其中包括各地區(qū)農(nóng)村內(nèi)部的基尼系數(shù)giniit和反映城鄉(xiāng)收入差距的城鄉(xiāng)收入比cxgit；第四是反映各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的解釋變量，包括有效灌溉面積yxgit和農(nóng)作物播種面積gzmit；第五，rffit反映政府財(cái)政支出政策對(duì)農(nóng)村減貧的影響(具體變量及其含義見表1)。

表1 變量指標(biāo)描述

(二)樣本選擇

本文依據(jù)不同地區(qū)農(nóng)村貧困人口在貧困特征和貧困狀況上的差異，選取了9個(gè)典型性省(區(qū))作為樣本點(diǎn)，采集從1994年至2008年跨越農(nóng)村扶貧進(jìn)程的兩個(gè)時(shí)段的面板數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行分析。

地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距對(duì)貧困也會(huì)有很大影響，在東部沿海一帶的農(nóng)村貧困發(fā)生率較低，而西部一些經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后的地區(qū)農(nóng)村貧困發(fā)生率相應(yīng)要高出很多。另一方面，不同地區(qū)地方政府的財(cái)政能力也會(huì)有很大差異，東部地區(qū)農(nóng)業(yè)的財(cái)政支出水平要高于中部和西部地區(qū)。此外，按照三大經(jīng)濟(jì)地帶的劃分，東部、中部和西部貧困人口的貧困特征也有很大差異，主要反映在勞動(dòng)力的文化教育程度、家庭勞動(dòng)力狀況方面。這些情況也會(huì)影響著農(nóng)村居民的收入，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)，勞動(dòng)力的文化程度也較高，工資性收入水平也相應(yīng)較高。

本文充分考慮地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的影響，依據(jù)經(jīng)濟(jì)地理區(qū)域選取樣本。第一類為地理上的南方沿海地區(qū)、經(jīng)濟(jì)上的發(fā)達(dá)地區(qū)，選取浙江和福建兩省進(jìn)行分析。浙江和福建雖然同屬于一個(gè)經(jīng)濟(jì)地帶，但是由于地理環(huán)境和國家經(jīng)濟(jì)政策以及地方人文環(huán)境的差異，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度和發(fā)展水平以及農(nóng)村貧困的狀況也有較大的差異。第二類為地理上的北方沿海地區(qū)、經(jīng)濟(jì)上的較發(fā)達(dá)地區(qū)(從經(jīng)濟(jì)地帶上劃分屬于中部地區(qū)①)，本文選取遼寧省。第三類是地理位置與經(jīng)濟(jì)地帶上都屬于中部地區(qū)，本文選取典型的中部四省:河南、湖北、安徽和江西。第四類為經(jīng)濟(jì)地帶和地理位置上都屬于西部的地區(qū)，本文選取位于西北的陜西省和位于西南地區(qū)的廣西自治區(qū)進(jìn)行分析。

三、數(shù)據(jù)處理

在數(shù)據(jù)處理上，我們主要做以下幾項(xiàng)工作。第一，選取1994年至2008年期間的樣本數(shù)據(jù)，組成平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。第二，為了剔除貧困線變動(dòng)帶來的貧困測(cè)度的影響，采用人均年純收入1196元的國家貧困線，依據(jù)全國農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和各省份農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)從橫向和縱向進(jìn)行調(diào)整。一方面，消除了地區(qū)生活成本的差異；另一方面，剔除了通貨膨脹的影響。第三，根據(jù)各省區(qū)的分組數(shù)據(jù)，運(yùn)用世界銀行提供的POVcalNET工具估算了各省份的貧困發(fā)生率。第四，在分析農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村貧困的影響時(shí)，采用農(nóng)業(yè)財(cái)政支出水平與當(dāng)年農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)GDP的比重，從而避免數(shù)據(jù)單位和絕對(duì)量分析上帶來的偏差。因?yàn)楦魇》莸臍v年農(nóng)業(yè)人口統(tǒng)計(jì)資料缺乏，不能計(jì)算出人均農(nóng)業(yè)財(cái)政支出水平。變量指標(biāo)統(tǒng)計(jì)說明見表1。

四、實(shí)證分析

本文對(duì)9個(gè)省區(qū)的面板數(shù)據(jù)采用固定效應(yīng)模型。同時(shí)，為了區(qū)分國家在“八七扶貧攻堅(jiān)”期間和新世紀(jì)以來實(shí)施新的扶貧開發(fā)綱要后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入不平等以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件等因素對(duì)農(nóng)村減貧的影響，分別對(duì)1994-2000年和2001-2008年兩個(gè)時(shí)期做階段性的回歸分析。回歸結(jié)果見表2。

我們先看回歸一的結(jié)果:

第一，1994年到2008年，貧困發(fā)生率相對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性為-2.055，總體而言，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了減貧的效果，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是有利于窮人的。

第二，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)貧困發(fā)生率的影響來看，貧困發(fā)生率相對(duì)第一產(chǎn)業(yè)比重變化的彈性為-0.694，在統(tǒng)計(jì)上比較顯著(10%顯著性水平)；貧困發(fā)生率相對(duì)第二產(chǎn)業(yè)比重變化的彈性為-3.015，統(tǒng)計(jì)上非常顯著(1%顯著性水平)，第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)對(duì)貧困發(fā)生率的影響程度似乎也大于第一產(chǎn)業(yè)(-0.83)，但在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。

這個(gè)結(jié)果與以往大多數(shù)文獻(xiàn)的研究有所差異。原因之一可能在于計(jì)量分析的數(shù)據(jù)區(qū)間。比如，Montalvo和Ravallion(2010)[5]選取的省級(jí)面板數(shù)據(jù)起始點(diǎn)是1983年。在改革開放初期，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制的改革解放了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力，第一產(chǎn)業(yè)尤其是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在農(nóng)村減貧中的作用已經(jīng)被諸多文獻(xiàn)研究所證實(shí)；而且，農(nóng)村改革初期，農(nóng)民外出務(wù)工的規(guī)模，無論是整體上的，還是家戶層面勞動(dòng)力外出比例，都還不夠大。隨著農(nóng)村富余勞動(dòng)力由農(nóng)業(yè)向非農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)移，農(nóng)村居民的工資性收入有了大幅度的增長(zhǎng)。全國農(nóng)村居民的工資性收入比重在1995年出現(xiàn)一個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)，無論是東部、西部還是中部，工資性收入比重相對(duì)1995年之前都呈現(xiàn)出更加迅速的上升趨勢(shì)，這與我國的勞動(dòng)力流動(dòng)政策的轉(zhuǎn)變、戶籍制度改革以及1994年以來實(shí)施人力資本開發(fā)與轉(zhuǎn)移的政策有很大關(guān)系。隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和居民收入結(jié)構(gòu)的演變，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)在農(nóng)村減貧中的作用越來越顯著。

第三，從收入不平等的角度看，城鄉(xiāng)收入差距和農(nóng)村內(nèi)部的收入不平等對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率有正向的影響。城鄉(xiāng)收入差距越大，或者農(nóng)村內(nèi)部的不平等程度越大，貧困發(fā)生率就越高，越不利于減貧。在表2中，回歸模型一采用城鄉(xiāng)收入比表示城鄉(xiāng)收入差距，農(nóng)村貧困發(fā)生率相對(duì)于城鄉(xiāng)收入比的彈性為3.022，且在1%的水平上顯著。這就是說，在其他條件不變的情況下，城鄉(xiāng)收入差距每提高1%，農(nóng)村貧困發(fā)生率就會(huì)提高約3%。相比較而言，農(nóng)村內(nèi)部的收入不平等程度對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響較小，在其他條件不變的情況下，農(nóng)村基尼系數(shù)每上升1%，就會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村貧困發(fā)生率上升0.653個(gè)百分點(diǎn)。

表2 回歸結(jié)果

第四，從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入不平等程度對(duì)農(nóng)村貧困的影響效應(yīng)來看，從1994年到2008年，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)貧困發(fā)生率的影響要大于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)貧困發(fā)生率的影響，因?yàn)樨毨Оl(fā)生率的增長(zhǎng)彈性為-2.055，而貧困發(fā)生率對(duì)城鄉(xiāng)收入不平等的彈性為3.022(在不考慮農(nóng)村內(nèi)部收入不平等影響的情況下)。雖然從1994年農(nóng)村“八七扶貧攻堅(jiān)”和2001年頒布實(shí)施“農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要”以來農(nóng)村減貧取了較大成效，但同期的城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大，嚴(yán)重阻礙了農(nóng)村減貧進(jìn)程。

第五，從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件來看，農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響為負(fù)，與預(yù)期是一致的，在經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上似乎成效不明顯(考慮到農(nóng)業(yè)財(cái)政支出占第一產(chǎn)業(yè)比重均值為0.05，其減貧彈性系數(shù)為-0.0579，這意味著，增加1個(gè)百分點(diǎn)的財(cái)政支出，也只能使貧困發(fā)生率下降不到0.06)，而且，在統(tǒng)計(jì)意義上也不顯著。有效灌溉面積對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響不顯著，且其影響方向與預(yù)期不一致；農(nóng)作物播種面積對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響為負(fù)，說明農(nóng)作物播種面積越大，農(nóng)業(yè)收入越多，越有利于減貧，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。

回歸二和回歸三是根據(jù)“八七扶貧攻堅(jiān)”和新世紀(jì)“農(nóng)村扶貧開發(fā)”期間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入不平等、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響進(jìn)行階段性的分析。下面，我們?cè)賹⒈?中模型二和模型三的回歸結(jié)果進(jìn)行比較。

其一，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧效應(yīng)比較。在“八七扶貧攻堅(jiān)”期間(1994-2000年)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響彈性為-1.917；新世紀(jì)“農(nóng)村扶貧開發(fā)”期間(2001-2008年)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響彈性為-2.012。這說明，進(jìn)入新世紀(jì)以來，政府實(shí)施的一系列有利于增加農(nóng)民收入的惠農(nóng)政策和扶貧政策的確起到了減貧作用。如，農(nóng)業(yè)稅減免、糧食直補(bǔ)、良種補(bǔ)貼、農(nóng)機(jī)具購置補(bǔ)貼等等，這些惠農(nóng)政策一方面刺激了農(nóng)村居民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的生產(chǎn)積極性，另一方面降低了農(nóng)民生產(chǎn)成本，政府通過生產(chǎn)性轉(zhuǎn)移支付加大了增加農(nóng)民收入的力度。

其二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響比較。第一產(chǎn)業(yè)比重變化對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響在1994-2000年期間是-0.715，在2001-2008年期間這一影響則下降到-0.237。第一產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響程度下降的同時(shí)，第二產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響程度上升，其比重變化對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響彈性從-0.445上升到-2.147，其彈性絕對(duì)值增加了約1.7個(gè)百分點(diǎn)；第三產(chǎn)業(yè)比重對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響彈性從-1.815上升到-2.248，其彈性絕對(duì)值也上升了約0.43個(gè)百分點(diǎn)。第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響在聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)中都顯著拒絕了零假設(shè)。

其三，收入不平等程度對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的階段性影響比較。城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響顯著下降。1994年至2000年，農(nóng)村貧困發(fā)生率相對(duì)城鄉(xiāng)收入比的彈性為3.379，且在1%的水平上顯著，2001年至2008年，農(nóng)村貧困發(fā)生率相對(duì)城鄉(xiāng)收入比的彈性下降到1.657，在10%的水平上顯著。城鄉(xiāng)收入比對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響程度下降了約1.7個(gè)百分點(diǎn)。農(nóng)村貧困發(fā)生率相對(duì)農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的彈性從1994-2000年的0.255下降到2001-2008年的0.121。農(nóng)村收入不平等對(duì)貧困發(fā)生率的影響在分階段回歸中均不顯著。

其四，農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響上升，貧困發(fā)生率相對(duì)農(nóng)業(yè)財(cái)政支出的彈性值由1994-2000年的0.034上升到2001-2008年的0.904。

其五，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響比較。農(nóng)村有效灌溉面積和農(nóng)作物播種面積對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響都有上升，但在統(tǒng)計(jì)上均不顯著。1994年至2000年，農(nóng)村貧困發(fā)生率相對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的彈性為0.019，2001年至2008年其彈性值上升到0.026。

其六，貧困增長(zhǎng)效應(yīng)與不平等效應(yīng)。如果以城鄉(xiāng)收入差距來衡量收入不平等，就貧困的增長(zhǎng)效應(yīng)和貧困的不平等效應(yīng)來看，從1994年到2000年，農(nóng)村貧困發(fā)生率相對(duì)于城鄉(xiāng)收入比的彈性絕對(duì)值大于農(nóng)村貧困發(fā)生率的增長(zhǎng)彈性的絕對(duì)值，即窮人從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中獲取的相對(duì)收益較低，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式不利于窮人。從2001年到2008年，農(nóng)村貧困發(fā)生率相對(duì)城鄉(xiāng)收入比的彈性絕對(duì)值小于農(nóng)村貧困發(fā)生率的增長(zhǎng)彈性的絕對(duì)值，這說明，在此期間窮人從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中獲取的收益相對(duì)高于非窮人的收益，即新世紀(jì)以來的增長(zhǎng)模式有利于窮人。

如果以農(nóng)村內(nèi)部的收入不平等程度來衡量收入不平等，回歸結(jié)果表明，兩個(gè)時(shí)期農(nóng)村貧困發(fā)生率相對(duì)于農(nóng)村收入不平等的彈性絕對(duì)值均小于農(nóng)村貧困發(fā)生率的增長(zhǎng)彈性的絕對(duì)值，因而增長(zhǎng)和收入不平等對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的綜合效應(yīng)為負(fù)，即這兩個(gè)階段的增長(zhǎng)模式都是有利于窮人的。

總之，兩階段的回歸分析告訴我們，在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和扶貧開發(fā)階段，隨著政府的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略和扶貧開發(fā)戰(zhàn)略的調(diào)整，城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程的不斷加快，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入不平等、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的變化都朝著有利于農(nóng)村減貧的方向發(fā)展。同時(shí)，勞動(dòng)力流動(dòng)的加速以及農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化，影響農(nóng)村貧困的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式也在變化。在農(nóng)村整體經(jīng)濟(jì)水平較低的改革開放初期，第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展在農(nóng)村減貧中起主要作用；隨著第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)力的逐步釋放，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，第一產(chǎn)業(yè)的減貧效應(yīng)開始下降，工資性收入在農(nóng)村居民收入中的比重迅速攀升，因而第二和第三產(chǎn)業(yè)在農(nóng)村減貧中的作用越來越顯著。然而，近年來農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的攀升導(dǎo)致農(nóng)村居民生活成本高漲，在某種程度上阻礙了農(nóng)村減貧進(jìn)程。

五、小結(jié)

在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與減少貧困問題上，現(xiàn)有的大量實(shí)證研究?jī)H僅用經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及伴隨增長(zhǎng)過程的收入分配狀態(tài)變化作為解釋變量，其結(jié)論與現(xiàn)實(shí)的契合性不夠穩(wěn)定。本文實(shí)證分析的特色在于，加入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、農(nóng)業(yè)扶貧與發(fā)展政策等關(guān)鍵性的中間變量，并采用跨越“八七扶貧攻堅(jiān)”期間和新世紀(jì)“農(nóng)村扶貧開發(fā)”兩個(gè)發(fā)展時(shí)期的省級(jí)面板數(shù)據(jù)。

本文的研究再次證明了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在農(nóng)村減貧中的重要地位，這與現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究結(jié)果基本一致；但是，本文分析表明，不同產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)村減貧的影響與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同時(shí)期密不可分，隨著經(jīng)濟(jì)的深入發(fā)展，三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困的影響發(fā)生了一定程度的逆轉(zhuǎn)，減貧效應(yīng)最大的產(chǎn)業(yè)由第一產(chǎn)業(yè)變成了第二產(chǎn)業(yè)。這與現(xiàn)有的一些宏觀實(shí)證分析結(jié)論似乎相悖。我們認(rèn)為，產(chǎn)生這種結(jié)論偏差的原因大概可以歸結(jié)為兩個(gè)方面:一是數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度不同。本文的樣本數(shù)據(jù)時(shí)間為1994年到2008年，這是中國農(nóng)村居民在就業(yè)方式和收入結(jié)構(gòu)上發(fā)生巨大變化的時(shí)期，第二、三產(chǎn)業(yè)逐漸成為農(nóng)村居民增加收入的重要來源；二是計(jì)量方法對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響，本文采用面板數(shù)據(jù)模型而不是簡(jiǎn)單的時(shí)間序列數(shù)據(jù)模型或混合截面數(shù)據(jù)模型。

本文的另一個(gè)重要結(jié)論是，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大對(duì)農(nóng)村減貧有顯著的負(fù)效應(yīng)。但是，進(jìn)入新世紀(jì)以來，隨著政府實(shí)施的一系列惠農(nóng)措施以及農(nóng)村扶貧政策的調(diào)整和轉(zhuǎn)變，在一定程度上緩解了城鄉(xiāng)收入不平等對(duì)農(nóng)村減貧的不利影響。例如，產(chǎn)業(yè)化扶貧、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移培訓(xùn)、農(nóng)村稅費(fèi)改革，同時(shí)政府還加大了對(duì)農(nóng)業(yè)的補(bǔ)貼力度，對(duì)農(nóng)產(chǎn)品實(shí)行保護(hù)性收購，普及新農(nóng)村合作醫(yī)療，普及九年制義務(wù)教育等，這些政策不但直接提高了農(nóng)村居民收入，而且公共服務(wù)覆蓋面的擴(kuò)大提高了農(nóng)村的整體福利水平和勞動(dòng)能力，間接地影響著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和農(nóng)村居民收入水平的提高，從而有助于減輕農(nóng)村貧困。

此外，本文的實(shí)證結(jié)果表明，普惠式的農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村減貧有積極的影響，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的改善，通過提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，朝著有利于農(nóng)村減貧的方向變化。

本文的研究結(jié)論說明，隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)的變化，必須重新審視農(nóng)村反貧困政策的策略。在今后的扶貧進(jìn)程中，除了確保經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)性條件之外，還要加大對(duì)農(nóng)村貧困人口的技術(shù)和技能培訓(xùn)，改革農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)的相應(yīng)制度，促成游離于城市和農(nóng)村之間的農(nóng)民工順利向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，使非農(nóng)收入成為農(nóng)民可以依靠的、穩(wěn)定的收入來源。

注釋:

①根據(jù)《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》的劃分確定。

[1]World Bank.World Development Report 1990:Poverty[M].Oxford:Oxford University Press,1990.

[2]World Bank.World Development Report 2001/2000:Attacking Poverty[M].Oxford:Oxford University Press,2001.

[3]Tian Weiming,Xiuqing Wang,Fuyan Ke.The Poverty Alleviation Role of Agriculture in China[EB/OL].http://ftp.fao.org/es/esa/roa/pdf/3_Poverty/Poverty_China.pdf，2003.

[4]Ravallion,M.and S.Chen.China’s(uneven)Progress against Poverty[J].Journal of Development Economics,2007，(82):1-42.

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