我國農(nóng)村貧困指數(shù)測度及政策減貧效應(yīng)研究

田飛麗，陳 飛

(1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 研究生院，遼寧 大連 116025；2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116025)

一、引 言

20世紀(jì)90年代以來，我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長取得了舉世矚目的成就，農(nóng)村居民收入穩(wěn)步提高但收入分配不平等特征也較為突出，經(jīng)濟(jì)增長成果沒有被廣大農(nóng)民共享。為保障更多低收入人口享受國家政策扶持，中央政府兩次修改農(nóng)村扶貧標(biāo)準(zhǔn)。其中，2008年將貧困線修訂為1 196元(當(dāng)年價(jià)格)，2011年將農(nóng)民人均純收入2 300元(2010年價(jià)格)定為新的農(nóng)村扶貧標(biāo)準(zhǔn)。按照新的標(biāo)準(zhǔn)，2010年我國農(nóng)村貧困人口由2 688萬人增加到1.280億人。將更多低收入人口納入扶貧范圍，在客觀上增強(qiáng)了惠農(nóng)政策對農(nóng)村減貧的作用，但由于貧困線變化導(dǎo)致國家統(tǒng)計(jì)部門公布的貧困人口數(shù)據(jù)不具有可比性，這為評價(jià)農(nóng)業(yè)政策減貧效應(yīng)帶來困難。因此，基于同一貧困線標(biāo)準(zhǔn)測度我國農(nóng)村貧困指數(shù)，對于考察農(nóng)業(yè)政策的減貧效應(yīng)、調(diào)整農(nóng)村分配結(jié)構(gòu)以及確保公平和效率得到最大限度實(shí)現(xiàn)具有重要意義。

Ravallion[1]和Bourguignon[2]指出，經(jīng)濟(jì)增長的性質(zhì)不僅僅是速度影響減貧的成效。秦建軍和武拉平[3]的研究表明，財(cái)政支農(nóng)投入在短期內(nèi)對農(nóng)村減貧作用較為明顯，而長期的減貧效果趨于平穩(wěn)，這要求政府財(cái)政支農(nóng)投入增長具有持續(xù)性。沈能和趙增耀[4]發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)科研投資的減貧效應(yīng)明顯，但在不同地區(qū)間差異顯著，且存在明顯的空間外溢特征和門檻特征。王娟和張克中[5]發(fā)現(xiàn)，社會救濟(jì)支出、基本建設(shè)支出和農(nóng)業(yè)性公共支出對減貧存在顯著效應(yīng)，但科教文衛(wèi)支出作用不明顯。高遠(yuǎn)東等[6]利用面板數(shù)據(jù)模型測度了財(cái)政金融支農(nóng)政策對農(nóng)村減貧的直接效應(yīng)及地區(qū)間的空間溢出效應(yīng)。王祖祥等[7]利用二次樣條函數(shù)逼近方法測度我國1995—2004年的貧困指數(shù)。張瑩和萬廣華[8]結(jié)合Shorrocks和Wan[9]的數(shù)據(jù)產(chǎn)生法與Shorrocks[10]的夏普里值分解法提出一個(gè)半?yún)?shù)形式的貧困分解法，并對1998年我國城市貧困指數(shù)進(jìn)行了測算。上述文獻(xiàn)對分析農(nóng)村減貧的政策效應(yīng)具有重要的方法借鑒作用，但也存在一定問題：其一，多數(shù)研究使用統(tǒng)計(jì)部門公布的貧困率指標(biāo)，但貧困線變化會導(dǎo)致不同年份間不具可比性；其二，測度貧困指數(shù)時(shí)使用近似方法，模型估計(jì)誤差較大；其三，僅考察農(nóng)業(yè)政策對貧困人口數(shù)量的影響，而沒有關(guān)注農(nóng)業(yè)政策對貧困群體內(nèi)部收入結(jié)構(gòu)的作用。針對現(xiàn)有研究不足，本文基于洛倫茲曲線與收入密度函數(shù)關(guān)系構(gòu)建了一種基于分組數(shù)據(jù)的貧困指數(shù)測度方法，并在此基礎(chǔ)上對農(nóng)業(yè)政策減貧效應(yīng)和影響機(jī)制進(jìn)行實(shí)證分析。

二、經(jīng)濟(jì)增長、分配結(jié)構(gòu)與減貧關(guān)系框架

1.減貧增長曲線與減貧實(shí)現(xiàn)路徑

圖1 減貧增長曲線與減貧實(shí)現(xiàn)路徑

發(fā)展與減貧經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，有利于窮人的增長(Pro-Pool Growth，簡稱PPG)，即一國窮人的實(shí)際收入增長高于分配模式保持不變條件下的窮人收入增長，能夠最大程度地實(shí)現(xiàn)減貧并兼顧社會發(fā)展的效率與公平[11]。為使得PPG定義具有政策可操作性，基于減貧增長曲線分析了經(jīng)濟(jì)增長、收入分配與貧困率三者間的關(guān)系，本文給出與PPG定義相一致的減貧實(shí)現(xiàn)路徑，如圖1所示。圖1的橫軸為貧困率，縱軸為人均GDP，曲線OG描述人均GDP與貧困率間的關(guān)系，稱為減貧增長曲線。曲線OH是比曲線OG分配模式更為公平的減貧增長曲線。因?yàn)樵谙嗤司鵊DP水平下，例如在Y1處，曲線OG對應(yīng)較高的貧困率X4，曲線OH對應(yīng)較低的貧困率X3，這種貧困率降低來源于收入的內(nèi)部轉(zhuǎn)移。假設(shè)一國的初始經(jīng)濟(jì)水平處于O點(diǎn)，且以經(jīng)濟(jì)增長作為首要目標(biāo)，則路徑OG將是更好的選擇，在相同的貧困率X3下，由于C點(diǎn)比B點(diǎn)代表更高的平均收入，所以C點(diǎn)更受歡迎。但當(dāng)經(jīng)濟(jì)水平達(dá)到G點(diǎn)后，即使人均GDP水平更高，也不可能將貧困率降低至X2以下水平。如果把減貧作為首要目標(biāo)，而經(jīng)濟(jì)增長作為次要目標(biāo)，則路徑OH將是更好的選擇，D點(diǎn)和C點(diǎn)對應(yīng)相同的收入水平Y(jié)2，但在D點(diǎn)具有更低的貧困率。更為重要的是，沿曲線OH可以實(shí)現(xiàn)更低的貧困率，在H點(diǎn)對應(yīng)的貧困率為X1(X1小于X2)。

綜合考慮上述分析，一國的減貧實(shí)現(xiàn)路徑可以劃分為三種類型：其一，均衡減貧模式(A-C-G)，即保持分配方式不變，完全依賴于經(jīng)濟(jì)增長降低貧困率；其二，強(qiáng)減貧模式(A-B-H)，即通過經(jīng)濟(jì)增長和分配改善的共同作用，使得貧困率在較短時(shí)間內(nèi)降至更低水平，但會以短期經(jīng)濟(jì)增長速度減緩為代價(jià)；其三，弱減貧模式(B-C-G路徑)，即以犧牲分配公平為代價(jià)來換取更高的經(jīng)濟(jì)增長，并伴隨貧困率的緩慢下降。三種不同模式的減貧路徑，在特定時(shí)期內(nèi)均可能呈現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)增長和貧困率降低共存的特征。對于人均GDP水平較低的國家，通常會選擇A-C-G甚至是B-C-G減貧增長路徑；但對于已經(jīng)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長的國家，并以減貧為首要發(fā)展目標(biāo)，則A-B-H將是最優(yōu)減貧增長路徑，且僅有A-B-H路徑是能夠保證有利于窮人的增長。

2.減貧的增長與分配戰(zhàn)略

農(nóng)業(yè)政策如何對減貧戰(zhàn)略發(fā)生作用？本文認(rèn)為，從為減貧創(chuàng)造有利的經(jīng)濟(jì)和社會條件的角度來思考和制定政策可能會更有用、也更可行，而持續(xù)的GDP增長是這一觀點(diǎn)的核心。這樣，在分配減貧和增長減貧之間就不再有兩難的選擇，只要實(shí)現(xiàn)了更高的增長，更高的減貧率就可以直接地或間接地通過一切有利于窮人的收入和資產(chǎn)再分配政策來實(shí)現(xiàn)，如圖2所示。

圖2 減貧的增長與分配戰(zhàn)略

政策制定者的主要工作就是尋找一個(gè)合理的“三邊戰(zhàn)略”，它既可以增加總收入，又在農(nóng)業(yè)部門和特定地區(qū)制定出有利于窮人的收入和增長目標(biāo)，同時(shí)在收入再分配上更多地支持窮人或至少減少偏袒富人的分配制度。對已經(jīng)走上合理增長路徑的國家來說，它們需要更多地關(guān)注再分配政策；對低增長的國家而言，在不減弱分配改善的力度的情況下，它們需要把強(qiáng)調(diào)增長的政策放在優(yōu)先位置。

三、我國農(nóng)村貧困指數(shù)測算及效果評價(jià)

目前，關(guān)于農(nóng)村貧困指數(shù)測算主要使用兩種收入數(shù)據(jù)集合：其一，農(nóng)村家庭日常調(diào)查數(shù)據(jù)，由于受到多種約束，一些省份公布的數(shù)據(jù)是零星的和受限制的，因而基于該數(shù)據(jù)對農(nóng)村貧困所做的研究被限制在特定的地區(qū)和年份；其二，分組數(shù)據(jù)，與家庭調(diào)查數(shù)據(jù)相比，分組數(shù)據(jù)更容易獲得且覆蓋范圍更廣，但受到研究方法的限制，分組數(shù)據(jù)的使用并不廣泛。本文基于洛倫茲曲線與收入密度函數(shù)的理論關(guān)系，使用Sarabia等[12]提出的廣義帕累托洛倫茲曲線和分組數(shù)據(jù)測算我國農(nóng)村貧困指數(shù)。

1.FGT貧困指數(shù)

FGT貧困指數(shù)是目前使用最為廣泛的貧困指數(shù)，因?yàn)樗哂幸幌盗辛己玫男再|(zhì)。定義如下：

(1)

其中，F(xiàn)α(z)為貧困指數(shù)，z為貧困線，f(x)為收入密度函數(shù)，α≥0，F(xiàn)α(z)∈[0,1]。

FGT貧困指數(shù)最顯著的優(yōu)點(diǎn)之一是它滿足所謂分組一致性條件，即如果f(x)是N個(gè)地區(qū)的加總密度函數(shù)，則總貧困指數(shù)可以表示成各地區(qū)貧困指數(shù)的加權(quán)和，且權(quán)數(shù)是相應(yīng)地區(qū)的人口比重。貧困指數(shù)的這一性質(zhì)使得可以分別計(jì)算各地區(qū)貧困指數(shù)，然后求加權(quán)和即得全國的貧困指數(shù)。除滿足分組一致性以外，F(xiàn)GT貧困指數(shù)還滿足所謂的部分連續(xù)性，即對貧困人口的收入進(jìn)行微小擾動時(shí)，貧困指數(shù)的改變也是微小的。另外，對于同一收入分配與相同的貧困線，α用來反映貧困回避程度，α越大，貧困回避程度越高，或?qū)O端貧困所賦予的權(quán)重越大，對貧困人口中的收入分布也將更為敏感。其中，當(dāng)α=0時(shí)，F(xiàn)GT貧困指數(shù)表示貧困發(fā)生率，是測量貧困廣度的最常用指標(biāo)；當(dāng)α=1和α=2時(shí)，F(xiàn)GT貧困指數(shù)分別表示貧困距和平方貧困距，*貧困距反映貧困人口的平均收入與貧困線的距離，即貧困人口是否變得更窮；平方貧困距反映貧困成員內(nèi)部的不平等情況。是測量貧困強(qiáng)度常用的兩個(gè)指標(biāo)；當(dāng)α>2時(shí)，F(xiàn)GT貧困指數(shù)除滿足單調(diào)性、轉(zhuǎn)移性、*貧困指數(shù)的單調(diào)性是指，減少任何貧困成員的收入時(shí)，貧困指數(shù)擴(kuò)大；貧困指數(shù)的轉(zhuǎn)移性是指，出現(xiàn)任何貧困成員到較富有成員的收入轉(zhuǎn)移時(shí)，貧困指數(shù)擴(kuò)大。分組一致性、部分連續(xù)性外，還滿足所謂轉(zhuǎn)移敏感性，即收入越低人口之間的收入轉(zhuǎn)移對貧困指數(shù)的影響越大，這反映了普遍的價(jià)值判斷。

2.洛倫茲曲線與收入密度函數(shù)關(guān)系

洛倫茲曲線L(p)代表一種函數(shù)關(guān)系，其中，p為低收入群體的人口比重，L(p)為與人口比重p相對應(yīng)的收入比重。函數(shù)L(p)需要滿足如下數(shù)學(xué)定義：設(shè)函數(shù)L(p)在區(qū)間[0, 1]上有定義，二階導(dǎo)數(shù)連續(xù)，如果對于所有的p∈[0, 1]，L(p)滿足L(0)=0，L(1)=1，L′(0+)≥0且L″(p)≥0，則稱L(p)是洛倫茲曲線。洛倫茲曲線的經(jīng)濟(jì)含義可以更為直觀地表述為，給定收入xi，其中，i=1, 2, …, n，且有xi-1≤xi，設(shè)收入不高于xi的人口比重為pi，則L(pi) 表示人口比重pi所擁有的收入占全部人口收入的比重，洛倫茲曲線上的點(diǎn)可以由{[pi, L(pi)]}給出。上述思想還可以利用收入密度函數(shù)和累計(jì)分布函數(shù)等價(jià)表示。給定收入水平x，假定收入密度函數(shù)為f(x)，累積分布函數(shù)F(x)的形式為：

(2)

式(2)表示收入小于等于x的人口比重，即F(x)=p。且洛倫茲曲線可以利用收入密度函數(shù)表示為收入小于等于x的人口所擁有的收入占全部人口收入的比重，即：

(3)

其中，p∈[0, 1]，u為收入分布的期望值。對式(3)進(jìn)行求導(dǎo)可得：

L′(p)=x/u

(4)

L″(p)=[uf(x)]-1

(5)

給定洛倫茲曲線L(p)和收入x，求解式(4)可得到收入密度函數(shù)f(x)，以及收入不高于x的人口比重p=F(x)。Sarabia等[12]基于加權(quán)積方法給出了建立洛倫茲曲線的開放式研究框架，建議構(gòu)造形如L(p)=pαL0(p)η的洛倫茲曲線族。其中，α與η為參數(shù)，L0(p)滿足洛倫茲曲線定義。Sarabia等在其文獻(xiàn)中給出了基于帕累托分布的洛倫茲曲線L0(p)的具體形式為：

L0(p)=1-(1-p)β

(6)

從這一基本形式出發(fā)，利用加權(quán)積方法定義了一族廣義帕累托洛倫茲曲線：

LS(p)=pα[1-(1-p)β]

(7)

并證明式(7)滿足洛倫茲曲線數(shù)學(xué)定義的條件為α≥0，β∈(0,1]。為了測量收入不平等，本文使用基尼系數(shù)：

(8)

其中，p為人口比重，L(p)為洛倫茲曲線。式(1)和式(8)顯示，為精確計(jì)算FGT貧困指數(shù)和基尼系數(shù)，需要先確定農(nóng)村居民收入的洛倫茲曲線和收入密度函數(shù)。

3.洛倫茲曲線參數(shù)估計(jì)

定義Ψ=(α,β)′為式(7)中的參數(shù)向量，則洛倫茲曲線可記為LS(p, Ψ)。為估計(jì)洛倫茲曲線參數(shù)集Ψ，需使用一組分組數(shù)據(jù){(pi, Li)}，i=1, 2, …, n。其中，pi為按收入由低到高排序的累積人口比重，Li為與累計(jì)人口比重pi相對應(yīng)的累計(jì)收入比重，損失函數(shù)取殘差平方和形式，即通過最小化式(9)所示的殘差平方和來估計(jì)未知參數(shù)向量Ψ。

(9)

本文使用1998—2012年農(nóng)村家庭分組數(shù)據(jù)估計(jì)洛倫茲曲線LS參數(shù)，每一年可估計(jì)得到一條洛倫茲曲線。由于2010年之后不再公布農(nóng)村人均純收入分組數(shù)據(jù)，本文使用“農(nóng)村居民按純收入分組的戶數(shù)占調(diào)查戶數(shù)比重”數(shù)據(jù)估算分組數(shù)據(jù)中的累計(jì)收入比重，使用“按收入五等份分農(nóng)村居民家庭基本情況”數(shù)據(jù)和線性插值法估算分組數(shù)據(jù)中的累計(jì)人口比重。估計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 我國農(nóng)村洛倫茲曲線LS參數(shù)估計(jì)結(jié)果

資料來源：1998—2009年數(shù)據(jù)來自《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》，2010—2012年數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

注：*代表在10%水平下顯著，**代表在5%的水平下顯著，***代表在1%的水平下顯著。表3同。

表1中的結(jié)果顯示，每條洛倫茲曲線的R2均較高，具有較強(qiáng)的模型解釋能力，各參數(shù)估計(jì)值在1%的水平下統(tǒng)計(jì)顯著，且滿足洛倫茲曲線定義所要求的參數(shù)區(qū)間約束條件。

4.農(nóng)村洛倫茲曲線變動特征分析

1998、2005年和2012年農(nóng)村洛倫茲曲線間關(guān)系由圖3給出。其中，p為累計(jì)人口比重，Li(p)為第i年的洛倫茲曲線。將1998年與2005年洛倫茲曲線相比較，當(dāng)iLj(p)成立，表明曲線Li(p)的分配結(jié)構(gòu)比曲線Lj(p)的分配結(jié)構(gòu)更為公平，即在1998—2005年我國農(nóng)村居民的收入差距在不斷增大。1998年和2005年的基尼系數(shù)分別為0.334和0.374，不平等程度增加12%。而2005—2012年分配不平等程度變動幅度很小，2005年和2012年的基尼系數(shù)分別為0.374和0.378。但洛倫茲曲線結(jié)構(gòu)發(fā)生明顯變化，從圖3可以看出，當(dāng)人口比重p<0.683時(shí)，有Li(p)>Lj(p)成立；而當(dāng)p>0.683時(shí)，有Li(p)

圖3 1998、2005年和2012年農(nóng)村洛倫茲曲線擬合值

由數(shù)據(jù)可知，1998—2012年貧困群體所擁有的收入比重均在不斷縮減，其中，占人口20%的低收入群體的收入比重減少31%，占人口10%的低收入群體的收入比重減少41%，占人口5%的低收入群體的收入比重減少50%。上述事實(shí)表明，隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)村居民收入不平等程度也在不斷上升，且貧困群體的收入狀況急劇惡化，分配結(jié)構(gòu)扭曲導(dǎo)致農(nóng)村貧困群體很少(或沒有)分享到經(jīng)濟(jì)增長的利益。

5.FGT貧困指數(shù)測算及效果評價(jià)

為計(jì)算FGT貧困指數(shù)，本文基于表1中的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，利用式(4)給出的洛倫茲曲線與收入密度函數(shù)的關(guān)系針對每條洛倫茲曲線使用數(shù)值求導(dǎo)方法計(jì)算對應(yīng)的收入密度函數(shù)，再利用式(1)計(jì)算1998—2012年的FGT貧困指數(shù)，貧困線為2 300元(2010年不變價(jià)格)，利用式(8)計(jì)算1998—2012年的基尼系數(shù)。計(jì)算結(jié)果如表2所示。

表2 我國農(nóng)村FGT貧困指數(shù)與基尼系數(shù)估計(jì)結(jié)果

數(shù)據(jù)來源：貧困線和貧困率數(shù)據(jù)來源于1998—2010年《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》。

四、我國農(nóng)業(yè)政策的農(nóng)村減貧效應(yīng)研究

目前，學(xué)術(shù)界關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長、分配不平等與貧困間的關(guān)系已基本達(dá)成共識，并基于不同方法分析農(nóng)業(yè)政策的減貧效應(yīng)[5-13]。但多數(shù)研究僅關(guān)注農(nóng)業(yè)政策對降低貧困率的影響，很少有文獻(xiàn)考察農(nóng)業(yè)政策對貧困群體內(nèi)部收入結(jié)構(gòu)的作用。有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的惠農(nóng)政策與農(nóng)村公共服務(wù)支出政策的減貧作用機(jī)制應(yīng)是不同的，基于這一判斷，本文利用1998—2102年農(nóng)業(yè)政策數(shù)據(jù)，構(gòu)建回歸方程如下：

lnFit=βi0+βi1lnInct+βi2lnGinit+βi3lnExpt+βi4lnLoant+βi5lnEdut+uit

(10)

其中，被解釋變量Fit(i=1，2，3)分別為貧困率、貧困距和平方貧困距,解釋變量Inct為農(nóng)村居民人均純收入(元)，Ginit為基尼系數(shù)，農(nóng)業(yè)政策變量選擇Expt為農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出(億元)，Loant為農(nóng)戶貸款余額(億元)，Edut為農(nóng)村教育經(jīng)費(fèi)支出(億元)。價(jià)值變量均使用農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(2010年=100)進(jìn)行平減，以保證不同年份之間數(shù)據(jù)具有可比性。

圖4 各農(nóng)業(yè)政策變量與農(nóng)村貧困率關(guān)系圖

圖4用散點(diǎn)圖的形式描述了各農(nóng)業(yè)政策變量與農(nóng)村貧困率之間的關(guān)系，即農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)戶貸款余額和農(nóng)村教育經(jīng)費(fèi)支出均與貧困率呈現(xiàn)出明顯的負(fù)向關(guān)系。式(10)的估計(jì)結(jié)果如表3所示，根據(jù)被解釋變量的不同，共需要估計(jì)3個(gè)方程。

表3 我國農(nóng)村政策減貧效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

注：LnFot為貧困率，LnF1t為貧困距，LnF2t為平方貧困距。

表3的結(jié)果顯示，農(nóng)村居民人均純收入變量(Inct)對三個(gè)貧困指標(biāo)(貧困率、貧困距和平方貧困距)均具有顯著的負(fù)向影響，即收入增長不僅有利于減少農(nóng)村貧困人口數(shù)量，而且有利于提高貧困群體的收入水平并降低其內(nèi)部的不平等狀況，而分配不平等程度(Ginit)惡化部分抵消了經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)村減貧的作用(對各貧困指標(biāo)均具有顯著的正向影響)，是近年來我國農(nóng)村減貧速度放緩的主要原因。上述研究結(jié)果與理論預(yù)期相一致?？梢姡r(nóng)業(yè)政策變量對3個(gè)貧困指標(biāo)的影響作用存在明顯的差異性。

1.農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出

增加農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出不僅有利于提升我國糧食綜合生產(chǎn)能力、防災(zāi)減災(zāi)能力和農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣能力，而且農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出中的交通類基礎(chǔ)設(shè)施投資更有利于加強(qiáng)邊緣地區(qū)與其他地區(qū)的交流，從而促進(jìn)農(nóng)村減貧。Gachassin等[14]認(rèn)為，地理上的隔絕使窮人缺少接近重要公共服務(wù)的機(jī)會，修建道路增加了人們的就業(yè)機(jī)會，就業(yè)機(jī)會增加，尤其是非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的增加有利于減少農(nóng)村貧困。與之相反，缺乏便利的道路系統(tǒng)將貧困群體留在農(nóng)業(yè)部門，市場的隔離提高了貧困群體從事農(nóng)業(yè)活動的概率，從而形成不斷循環(huán)的貧困陷阱。表3的結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出變量(Exp)對貧困率具有顯著負(fù)向影響，即加強(qiáng)農(nóng)業(yè)基本建設(shè)有利于增加貧困群體收入并降低貧困率，而對貧困距和平方貧困距的影響并不顯著，這表明與非貧困群體相比較，貧困群體并沒有從農(nóng)業(yè)支出中更多地受益。上述結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)支出政策是一種普惠式財(cái)政支出政策，其主要作用是促進(jìn)農(nóng)村整體經(jīng)濟(jì)增長和保障國家糧食安全，并通過增長效應(yīng)來減少農(nóng)村貧困，而對改善農(nóng)村分配結(jié)構(gòu)效果并不明顯。通常，地方政府更偏向于農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出，財(cái)政分權(quán)和基于經(jīng)濟(jì)增長的政績考核體制導(dǎo)致地方政府為了各自利益目標(biāo)更愿意將公共支出配置到有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的項(xiàng)目上。

2.農(nóng)戶貸款余額

銀行借貸對于農(nóng)村家庭異常重要，其不僅能夠?yàn)檗r(nóng)戶提供平滑消費(fèi)曲線所需要的資金，優(yōu)化農(nóng)戶的長期消費(fèi)、減少貧困，更重要的是能夠滿足農(nóng)戶維持和擴(kuò)大生產(chǎn)，以及從事新的投資領(lǐng)域和采用新技術(shù)的資金需求，從而促進(jìn)技術(shù)的普及與生產(chǎn)的發(fā)展，提高農(nóng)戶的收入和福利水平，形成良性循環(huán)[15]。表3的結(jié)果顯示，農(nóng)戶貸款變量(Loant)對貧困率具有顯著的負(fù)向影響，這與理論預(yù)期相一致，而對貧困距和平方貧困距具有顯著的正向影響，即以農(nóng)戶貸款余額為標(biāo)志的農(nóng)村政策性金融補(bǔ)貼擴(kuò)大了貧困群體與非貧困群體間的收入差距，并導(dǎo)致貧困群體內(nèi)部不平等問題更為嚴(yán)重。就稀缺的農(nóng)村資金的分配而言，農(nóng)業(yè)金融機(jī)構(gòu)一般都會認(rèn)真考慮每個(gè)借款農(nóng)戶的特征，譬如財(cái)產(chǎn)狀況、非農(nóng)收入、教育程度、土地規(guī)模和家庭成員結(jié)構(gòu)等，另外，農(nóng)戶能否獲得銀行貸款還與其所在村莊的收入水平、地理位置乃至地區(qū)金融服務(wù)發(fā)展水平等因素有關(guān)。因此，貧困群體特別是貧困地區(qū)的貧困家庭，在與非貧困家庭的貸款競爭中處于不利地位，這進(jìn)一步加劇了我國農(nóng)村減貧的難度。為發(fā)揮農(nóng)村金融發(fā)展的減貧作用，2014年中央一號文件賦予農(nóng)民對承包地承包經(jīng)營權(quán)抵押、擔(dān)保權(quán)能，有助于貧困農(nóng)戶獲得小額信貸和政策性金融補(bǔ)貼，為其實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變和增收減貧目的提供了政策性保障。

3.農(nóng)村教育經(jīng)費(fèi)支出

教育對減貧產(chǎn)生積極影響的渠道主要體現(xiàn)在3個(gè)方面：其一，促進(jìn)貧困群體的人力資本積累，提升貧困群體的產(chǎn)出效率并增強(qiáng)新技術(shù)的模仿、吸納能力[16]；其二，提升貧困群體的勞動參與和要素回報(bào)率，進(jìn)而縮小貧困群體與非貧困群體間對經(jīng)濟(jì)增長成果獲取能力的差距；其三，教育能夠影響貧困群體的觀念，轉(zhuǎn)變其文化和價(jià)值體系，實(shí)現(xiàn)更為廣泛意義上的貧困減緩[17]。表3的結(jié)果顯示，農(nóng)村教育經(jīng)費(fèi)支出變量(Edut)對3個(gè)貧困指標(biāo)均具有顯著的負(fù)向影響，影響系數(shù)分別為-0.145、-0.417和-0.668，表明增加農(nóng)村教育經(jīng)費(fèi)支出不僅有利于降低貧困人口數(shù)量，而且有利于減少貧困群體與非貧困群體間的收入差距，以及減少貧困群體內(nèi)部的不平等狀況。相比較而言，貧困群體只擁有勞動力，貧困減緩的唯一路徑來源于貧困群體真實(shí)收入的提升，而政府的教育經(jīng)費(fèi)支出，尤其是基礎(chǔ)教育經(jīng)費(fèi)支出，能夠幫助貧困群體完成人力資本積累，因此，貧困群體能夠從農(nóng)村教育經(jīng)費(fèi)支出中更多地受益。

五、結(jié)論及政策建議

本文在對經(jīng)濟(jì)增長、分配結(jié)構(gòu)和減貧間關(guān)系細(xì)致闡述的基礎(chǔ)之上，構(gòu)建了一種基于分組數(shù)據(jù)測算貧困指數(shù)的新的實(shí)證方法。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果顯示，本文計(jì)算的貧困率(使用當(dāng)年的貧困線標(biāo)準(zhǔn))與統(tǒng)計(jì)部門公布的貧困率非常接近，表明本文構(gòu)造的貧困指數(shù)計(jì)算方法具有良好的性質(zhì)。另外，1998—2012年洛倫茲曲線間的關(guān)系顯示，隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)村貧困人口在逐年減少，但收入不平等導(dǎo)致貧困群體的收入狀況急劇惡化。進(jìn)一步，本文研究了農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)戶貸款余額和農(nóng)村教育經(jīng)費(fèi)支出等支農(nóng)政策對各貧困指數(shù)的影響作用，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出和農(nóng)戶貸款余額有利于減少貧困人口數(shù)量，但由于貧困群體在資源獲得過程中處于不利地位，導(dǎo)致貧困距和平方貧困距不斷擴(kuò)大，而增加農(nóng)村教育經(jīng)費(fèi)支出能夠使得貧困群體更多受益。

為有效減少貧困，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民共同富裕，政府應(yīng)在保證經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長的前提下，實(shí)施有利于減少貧困的收入分配政策。結(jié)合本文的研究結(jié)論，給出如下政策建議。

1.大力發(fā)展農(nóng)村基礎(chǔ)教育事業(yè)

教育落后是影響農(nóng)村貧困的根本性因素，貧困家庭在教育資源的享有方面處于不利地位，如果不能通過政策機(jī)制保證教育公平，則必將造成家庭貧困的惡性循環(huán)。主要內(nèi)容包括：其一，在完善農(nóng)村教育財(cái)政保障制度的基礎(chǔ)上，多渠道籌集教育經(jīng)費(fèi)，如通過社會捐贈來建立“農(nóng)村基礎(chǔ)教育基金”；其二，建立和完善教育救助機(jī)制，擴(kuò)大教育救助力度和救助范圍；其三，加強(qiáng)對農(nóng)村教師的培訓(xùn)，并建立合理的教師流動機(jī)制，提高教育質(zhì)量。

2.完善惠農(nóng)政策的扶貧瞄準(zhǔn)機(jī)制，改善農(nóng)村分配結(jié)構(gòu)

實(shí)施差別式農(nóng)業(yè)支持政策，對于低收入群體和貧困地區(qū)給予更高的補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)，有利于同時(shí)發(fā)揮農(nóng)業(yè)支持政策從收入增長和分配公平角度對緩解貧困的積極作用。實(shí)現(xiàn)將非貧困地區(qū)貧困農(nóng)戶納入扶貧范圍、將貧困地區(qū)普惠式扶貧變?yōu)椴顒e式瞄準(zhǔn)扶貧的扶貧政策轉(zhuǎn)型。

3.促進(jìn)土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)

農(nóng)業(yè)收益率低是導(dǎo)致我國農(nóng)村分配結(jié)構(gòu)扭曲關(guān)鍵原因，貧困農(nóng)戶缺乏資金和技術(shù)支持，因此，從事農(nóng)業(yè)活動不利于收入增加。通過土地流轉(zhuǎn)，有利于改善農(nóng)村分配結(jié)構(gòu)：其一，出租土地的貧困農(nóng)戶可以獲得租金，并且能夠從土地中解放出來，轉(zhuǎn)移到勞動報(bào)酬率相對較高的非農(nóng)經(jīng)濟(jì)活動中；其二，承租土地的種糧農(nóng)戶能夠?qū)崿F(xiàn)規(guī)?；?jīng)營，有能力增加機(jī)械、化肥和良種等生產(chǎn)性投入，采用先進(jìn)的農(nóng)業(yè)技術(shù)和管理手段，從而提高種糧收益和市場競爭力。

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