我國農戶貧困持續性及決定因素分析——基于相對和絕對貧困線的再審視

蔡亞慶，王曉兵，楊軍，羅仁福

（1. 社會資源研究所，北京 100164；2. 北京大學現代農學院，北京 100871；3. 中國科學院地理科學與資源研究所，北京100101；4. 對外經濟貿易大學，北京 100029）

我國農戶貧困持續性及決定因素分析——基于相對和絕對貧困線的再審視

蔡亞慶1，王曉兵2，3*，楊軍4，羅仁福2，3

（1. 社會資源研究所，北京 100164；2. 北京大學現代農學院，北京 100871；3. 中國科學院地理科學與資源研究所，北京100101；4. 對外經濟貿易大學，北京 100029）

我國的扶貧戰略自改革開放以來獲得了巨大成功，農戶貧困率降低十分顯著，但隨著扶貧的深入，消除剩余貧困的難度也不斷增大。基于浙江、湖北、云南三省1 362戶農戶持續10年的微觀調研面板數據，綜合采用統計指標和計量模型方法，分析了我國農戶貧困的持續性特征及其主要影響因素。研究表明，雖然我國農戶貧困主要是暫時性的，但隨著貧困標準的提高，持續性貧困人口比例將顯著增加，且區域分布不均衡，東西部在貧困的廣度和深度上都存在顯著差異。農戶個體的人力資本和社會資本是其脫離持續性貧困的重要影響因素。此外，減少社會排斥將促進弱勢農戶提高社會資源積累，有助于農戶脫離長期貧困。分散收入風險，也有利于農戶擺脫長期貧困。除了人力資本、社會排斥性、收入風險等對農戶貧困持續性產生影響外，地區資源稟賦，尤其是市場經濟條件差異會對農戶持續性貧困產生顯著影響。當農戶長期處于貧困，這表明其脫離貧困的難度更大，可行能力被剝奪的程度更深，應當是扶貧政策關注的重點。

貧困；農戶；持續性；區域差異

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然而，在新時期我國農村扶貧形勢發生了很大變化，呈現出一些不同于過去的新特征，農村扶貧開發面臨新的挑戰［3］。這種挑戰性主要體現在以下兩個方面，一方面，我國的貧困人口具有脆弱性，極易受到外界沖擊重新陷入貧困之中［4］。如果按照世界銀行的貧困線計算，在2001-2004年這3年間，我國農村有大約1/3的人口曾經至少有一次陷入消費貧困狀態，這一數字是當年貧困人口的2倍［5］。2000-2004年甘肅省一直處于非貧困狀態的農戶僅占32.4%，這表明在此期間該省有2/3的農戶曾經陷入貧困中［6］。

另一方面，我國農戶貧困分布區域分化明顯，剩余的貧困人口主要集中在西部偏遠地區，已有減貧的手段難以湊效。中國社會科學院在2006年進行的一項全國抽樣調查表明，我國東、中、西部貧困戶比重之比為1∶2.64∶4.69。而且持久性貧困主要發生在西部地區的脆弱人群之中。從地區間比較來看，持久貧困戶的比例在沿海地區、東北地區和中部地區都小于5%，而在西部地區則超過了20%。采用每天1美元消費貧困線，地區之間比較也具有相似的結果，即在脆弱人群中，西部地區持久貧困人口比例是其他省份的2-3倍。

隨著處于暫時性貧困的家庭不斷脫貧，剩下的家庭幾乎是處于長期貧困的家庭，這些家庭脫貧的難度要遠遠大于暫時性貧困家庭。有研究表明我國農村存在貧困代際傳遞現象，父輩貧困的子女也有較大可能無法擺脫貧困［7］。從扶貧政策角度看，我們更應關注長期貧困家庭的脫貧問題，更多從改善貧困家庭的教育、健康和生產性支持的角度推動今后的扶貧工作［8-9］。那么，我國農戶持續性貧困的情況究竟如何？不同度量指標下，不同區域農戶貧困持續性是否存在顯著差異？什么因素影響貧困的持續性？對這些問題的準確回答不僅有助于更好的識別和瞄準貧困，而且對扶貧政策的制定具有重要意義。然而，囿于數據和方法的限制，已有研究往往基于國家貧困線分析我國的持續性貧困問題；而且在2011年之前，我國國家貧困線不僅低于世界水平，而且低于世界上大多數發展中國家的貧困標準，因此已有研究通常低估我國貧困的持續性。同時，我國地區經濟差異巨大，在統一的標準下分析我國的貧困持續性問題，往往無法準確捕捉貧困持久性區域特征及其影響因素。

本研究基于1995-2004年浙江、湖北、云南三省1 362個農戶的微觀調研面板數據，綜合采用統計指標和計量模型分析的方法，分析了我國農戶貧困持續性特征及其主要影響因素，探討按照不同的貧困標準測度的貧困率、貧困的持續性問題和區域性特征，同時我們實證分析影響貧困的持續性的要素，為國家在“十三五”期間制訂貧困地區“精準扶貧”政策提供理論基礎和決策依據。

1 研究方法

1.1 數據來源

基礎數據是來自農業部固定觀察點的調研數據，此數據庫涵蓋來自31個省級行政區（不包括臺灣、香港和澳門）的超過22 000個家庭的基本數據。本文將使用來自浙江、湖北和云南三個省的數據以代表我國不同類型的農業生產區。其中，浙江位于我國東部，是較富裕的省份之一；湖北省代表中部以及中等收入地區；而云南則位于西部，是我國相對貧困的省份之一。根據國家統計局的數據，2004年浙江、湖北和云南三省人均地區生產總值分別為23 942元、10 500元和6 733元。樣本選取采取分層抽樣的方式選取調研村。具體而言，首先，根據人均年凈收入，將各個縣分為高、中、低三個級別。然后，從上述三個級別的分組中，根據地貌（平原、丘陵或者山地）、位置（城市，郊區或遠郊）和經濟特征（如生產特點）來選擇調研村莊。最后，采取隨機抽樣的方式獲得各村家庭樣本。

扣除損失樣本，使用數據涵蓋32個村莊1 362戶農戶連續10年（1995-2004年）的面板數據。每一個家庭數據涵蓋個人、家庭、農場特征以及勞動時間分配等詳細信息。本文使用官方的全國消費者價格指數（CPI）將收入、消費、資產和轉移支付等貨幣變量轉換成1995年價格。鄉村調查同時提供了有關資源稟賦、就業、生產以及福利和社會指標等信息。我們對家庭財富的衡量基于家庭總凈收入，該變量定義為家庭總現金收入扣除家庭經營費用、運輸費用和稅收支出。其中，自身所有的住房和自給自足型消費的估算值不包括在內；家庭總現金收入包括各項補貼，親友資助，財產所得以及家庭經營收入等。

1.2 變量選擇

本研究被解釋變量表示農戶貧困持續性狀況。農戶從未貧困（y=0），到短期貧困（y=1）再到持續貧困（y=2），雖然在持續時間上是離散變量，但是數據具有很明顯的等級性。即以上三種狀態是貧困程度不斷加深的過程。

解釋變量包括農戶家庭特征（人口、教育和社會資本等），農戶生產特征（土地、生產性資產和種植結構等）和村莊特征（自然條件、社會和經濟等）方面的一些變量。解釋變量的具體描述性統計見表1。

表1 解釋變量描述性統計Table1 Descriptive statistics of variables

人力資本對家庭貧困狀態起到至關重要的作用。多數研究結果發現家庭貧困狀況和家庭規模以及撫養負擔高度相關，本研究將以家庭人口數以及家庭撫養和贍養人口比例來度量這兩個指標。教育一直被認為是提高人力資本以及幫助農戶脫貧的最為有效的手段，我們將以家庭中受過初、中、高等教育勞動力比例來度量家庭成員受教育狀況。一般而言，家庭成員健康狀況是度量家庭人力資本的重要指標，囿于數據限制，本研究將缺乏該指標。

家庭社會資本衡量了一個家庭從社會獲取自身發展資源的能力。我們將用有無城鎮戶口和家中是否有村干部這兩個虛擬變量來度量家庭社會資本。在我國，城鎮戶口是一種社會保障的代言，在這里我們將家中有任何一位成員為城鎮戶口的家庭定義為1，否則為0。農戶家中如果有村干部，意味著較強的社會動員能力和較廣泛的人際關系，因此也是度量家庭社會資本的重要變量。同樣我們定義家中有任何成員為村干部的家庭為1，否則為0。

農業生產經營仍然是農村家庭重要的收入來源，我們將度量農業生產經營狀況對農戶貧困持續性的影響，反應該特征的指標包括農戶土地經營規模，家庭生產性資產，農戶家庭是否以糧食為唯一作物以及家庭農業生產經營多樣性指數（HHI）等。其中，前兩項主要度量農戶生產經營財產對貧困持續性的影響，后兩項則度量風險分散機制對農戶貧困持續性的影響。

我國農戶貧困具有明顯的地域特征，我們將用一系列社會經濟及自然地理指標度量資源、區域差異對貧困的影響。其中反映社會經濟指標的勞動力就業指標（年工作少于300天勞動力比例）、地區人口密度（取村莊單位面積常駐居民自然對數）、村莊人均收入以及人口遷移狀況（遷出村莊居民比例）和反應自然地理狀況的村莊位置（是否位于郊區虛變量）和地形條件（平原、山區虛變量）指標被納入其中。

1.3 計量模型

貧困被視為基本可行能力的剝奪，這些基本可行能力既包括衣食住房，也包括必要的醫療，受教育的權利等。學者對持續性貧困影響因素的量化研究表明，人力資本短缺、物質資源不足、社會結構制約和社會排斥等因素可以部分或不同程度地解釋持續性貧困的成因。對我國少數民族地區的一項研究表明自然條件惡劣、人力資本不足和制度不完善是造成少數民族地區農戶發生持續性貧困的重要原因。根據前期研究和本文的研究目標，我們設定計量模型為：

被解釋變量Yij表示農戶貧困持續性狀況。解釋變量包括農戶人力資本（Hij）、農戶社會資源（Sij）、農戶農業生產特征（Aij）、當地社會環境（Vj）、自然條件（Nj）以及隨機擾動項（eij）的信息矩陣。

由于數據具有很明顯的等級性，即三種貧困狀態是貧困程度不斷深化的過程。因此，我們將采用Ordered Probit模型對（1）式進行估計，模型設置為：

其中，y*是不能觀測的，我們所能觀測的是

其中，μ1=4

回歸量變化的邊際影響為：

本研究關心長期貧困的決定因素，即Prob（y=2）時的情形，顯然其概率變化與β有相同的符號。

1.4 貧困度量

現有研究對中國貧困緩解的幅度、當前的貧困程度和規模，特別是關于中國不同地區的貧困程度的意見非常不一致［10］。有關貧困的種種定義，尤其是有關絕對貧困和相對貧困之間的爭論，并不是簡單的概念之爭，而是有著深刻的政策意涵［11］。本研究將同時采用世行推薦人均1美元貧困線以及省際相對貧困線兩個標準來分析貧困的動態性及其決定因素。其中，前者基于人們生計維持的標準計算得出，因而可視為絕對貧困線。

基于“生計維持”的概念，絕對貧困是一種最低的生存狀態，處于絕對貧困線之下的人基本生活需求都難以滿足。絕對貧窮線是與福利措施彼此獨立的關于貧困分布的估計，它需要不斷更新以表現達到最低生活標準的實際成本。此外，對絕對貧困線的計算，可能會引入測量誤差，如當引入最低食物攝入量這一概念來計算一籃子食物組成時存在省際差異。我國的國家貧困線一直是基于絕對貧困線劃分的，相對于不斷上升的收入和期望來講，我國2011年之前的官方貧困線似乎過低，中國城市和農村的貧困狀況遠遠高于國家統計局以收入為標準測量的貧困發生率［12-13］。因此，為修訂前期研究對我國貧困人口的低估，本研究采用世界銀行人均每天消費1美元的標準以分析絕對貧困線下我國貧困的持續性及其影響因素。雖然世界銀行在2008年將貧困標準從人均每天消費1美元上調為1.25美元，由于本研究數據基于1995-2004年，因此仍以此期間世行定的人均消費1美元為標準。

基于“基本需求”的概念，處于相對貧困線之下的人是指距離社會正常生活水平仍有較大差距。在富裕國家的相對貧困的人，即使其絕對收入按世界標準是高的，也會在可行能力上處于非常不利的狀態［14］。因此，大多數國家規范性的共識認為，隨著經濟發展，社會成員應普遍從中受益。但是相對貧窮線的缺點是，在樣本中，其隨時間推移的變化，與福利措施發展呈高度相關性。早期的研究都表明更廣的收入分布將導致按人頭計算的貧困率上升，并引發對測算不公平的批評而不是對貧困本身［15-16］。相對貧困已經被我國部分學者用于度量貧困并用于對貧困動態變化的研究，但是目前大多數研究在全國范圍內采用統一的相對貧困標準，而且通常以低收入水平作為相對貧困指標。事實上我國省域之間經濟發展差異巨大，因此將數據集內各省調整后的人均凈收入中位數的二分之一定義為相對貧困線，以研究相對貧困線下的貧困持續性及影響因素。

本文將利用兩種基于凈收入的貧困線，即人均凈收入中位數的二分之一測度相對貧困和世界銀行人均1美元貧困線來度量絕對貧困展開分析。此外，為了避免討論適當等價規模，所有家庭成員采用同樣的權重。也有研究指出兩條貧窮線均基于家庭，可以避免同一家庭成員的等效收入之間的依賴關系［17］。各省相對貧困線是基于樣本計算的，以避免一省收入增長造成對其他省份的影響。

2 結果與分析

2.1 不同貧困線標準及相應貧困率

基于各省收入水平計算的相對貧困線標準表現出較強的縱向與橫向差異性（表2）。1995-2004年隨著經濟的發展，盡管三省的相對貧困線具有波動性，但總體都呈上升趨勢，即隨著經濟的發展，相對貧困線會隨之上升。與此同時，省域之間相對貧困線相差較大，經濟發達的浙江省相對貧困線是經濟發展水平處于中等水平的湖北省相對貧困線的2-3倍，是經濟相對落后的云南省相對貧困線的3-4倍，與各省經濟發展水平差異相當。與國際貧困線相比，浙江省的相對貧困線高于人均1美元的標準，湖北相對貧困線標準逐漸接近并于2003年超越了國際貧困線，只有云南省相對貧困標準始終低于國際貧困線水平。我國新修訂的貧困線相當于國際貧困線的標準，即人均每天消費1美元。而之前的國家貧困線，按照不變價格計算僅為新訂貧困線的一半。前期極低的國家貧困線標準只能反映居民最基本的生存需求，不僅無法體現人們要求分享發展成果的基本訴求，也無法體現我國區域經濟發展的巨大差異。因此，前期的有關貧困的分析如果僅采用較低的國家貧困線的標準，必將低估我國農村人口貧困的程度。

表2 各省相對貧困線和人均1美元貧困線（元/人）Table2 The relative poverty line and the poverty line of 1$ per capita per day of the three provinces

表3 1995-2004年三省農村貧困率（%）Table3 The rural poverty ratio of the three provinces from 1995 to 2004 （%）

三省以相對貧困線和人均1美元貧困線度量的貧困率仍然較高。1995-2004年以相對貧困線計算的平均貧困率達到11.3%，以人均1美元標準計算的平均貧困率高達19.2% （表3）。從時間變化趨勢來看，除了以人均1美元標準度量的貧困率在1995-2004年表現出一定程度的下降之外，以相對貧困線度量的貧困率并未出現明顯的下降趨勢。

無論依據相對還是絕對貧困線標準，貧困發生率在省際間存在極大的異質性。依據不同的貧困線標準，各省貧困發生率與其經濟發展水平的相關性也存在差異性。按照人均1美元的標準計算，最富裕的浙江省的貧困發生率只有2.5%；而經濟發展水平滯后的云南省有近三分之一的人口處于貧困線之下；湖北省則介于浙江和云南之間。這表明貧困發生率與其經濟發展水平成負相關性。然而，相對貧困卻在三省之間表現出了不同的分布特性。經濟發展水平中等的湖北省相對貧困率最低，僅為7.7%，而浙江省和云南省的相對貧困率分別達到13.9%和15.3%。這表明相對貧困程度與經濟發展水平間并沒有必然的負相關關系，而是取決于區域內收入的分布狀況。因此，基于我國較低的國家貧困線的研究對我國貧困發生率的估算都是有偏的。

2.2 貧困持續性的統計性描述分析

對貧困持續性的度量，不同的研究也存在差異。世界銀行一項對我國貧困的研究中將持續三年的貧困定義為長期貧困；而有學者將收入和消費同時貧困定義為長期貧困。但是大多數文獻將持續性貧困定義為個人或家庭在比較長時間內（經歷了5年或5年以上的）處于貧困狀態以及脫貧能力的缺失［18］，持續性貧困的突出表現是極端貧困。除收入水平低外，貧困人口的物質資本、人力資本和社會資本也很低下，自我發展能力非常弱，是社會的弱勢群體。此外，持續性貧困的發生具有突出的區域性特征。

從貧困持續時間看，無論以何種貧困標準度量，在選取的樣本內，我國農戶平均貧困持續時間均未超過4年。在人均1美元國際貧困線標準下，三省農戶平均貧困持續時間達到約兩年半（2.48年，表4）。無論以何種方式度量，云南省農戶貧困持續時間都較長。在國際貧困線上，云南農戶平均貧困持續時間為3.79年，是湖北的2倍、浙江的3倍。以上分析表明，不論在貧困發生的廣度還是深度上，農戶貧困在省際間都存在顯著差異。

對農戶貧困持續時間的分解，更有利于把握我國農戶貧困持續性特征。分解結果表明，無論以何種貧困標準計算，就整體而言，我國大部分陷入貧困的農戶其貧困持續時間短于5年（表5），屬于暫時性貧困，但是依據新修訂的貧困線標準重新測度，我國農戶貧困也呈現新的特征。以國際貧困線為標準，我國有16.8%的農戶處于持續貧困（5年及以上貧困）當中，占貧困總人口（1-4年貧困和5年及以上貧困人口之和）的34.8%。同時，貧困的持續性在省際間表現出極強的差異性。云南省是三省中持續貧困人口比例最高的省區，以國際貧困線標準計算，其持續貧困人口高達38.9%，占貧困總人口的比例高達56.8%。從該視角看，雖然在整體上我國持續性貧困比例不是很高，但在區域并非平均分布，部分區域的持續性貧困比例依然極高。

表4 農戶貧困持續時間（年）Table4 The persistent period of poverty of peasant households

表5 處于不同貧困持續性的農戶比例（%）Table5 The percentage of peasant households in different level of persistent poverty （%）

2.3 貧困持續性的影響因素分析

表6為計量模型回歸結果。系數概率為零的聯合檢驗被拒絕。調整后的R方表明，解釋變量對基于人均1美元的國際貧困線的解釋性要高于相對貧困線。無論基于相對還是絕對貧困線標準，模型解釋變量的系數符號都表現出了穩健性。

回歸結果表明，家庭人口負擔和人力資本對農戶持續性貧困具有顯著影響。無論基于相對貧困線，還是絕對貧困線，家庭規模都會增加農戶陷入持續性貧困的概率（表6），這一研究結論與Gustafsson和Sai的研究發現相一致［19］。同時，戶主年齡以及家庭中非勞動力成員比例的提高都會增加陷入相對持續貧困的概率。無論基于哪條貧困線，任何程度受教育成員比重的增加都會減少家庭陷入長期貧困的概率。這表明人力資本積累對家庭脫離持續貧困具有十分重要的意義，提升人力資本仍然是幫助農戶脫貧的最有效手段之一。非農戶口可以減少農戶處于持續貧困中的概率，但是戶口似乎只對農戶脫離絕對貧困具有積極的影響，而對由于收入分布造成的相對貧困影響并不顯著。

一個有意思的發現是：在相對貧困線下，較大規模的土地耕種面積會增加農戶陷入持續性貧困的概率。可能的解釋是較大的土地面積會吸附更多的勞動力，從而不利于農戶其他渠道的增收；同時，相對于其它非農活動，農業的相對收益較低。有學者研究認為這主要是由于我國土地流轉市場的不完全造成，進而使得農戶擔心在下一輪土地分配時被分到等級差的地，因此要維持一定程度上的農業生產［20］。和預期相一致的是，收入來源越集中的家庭越有可能貧窮，并且更可能陷入長期貧困。收入集中意味著較大的收入風險，這表明風險是農戶陷入持續貧困的重要原因。

研究發現，農戶所在村莊社會自然資源稟賦對農戶貧困狀態具有重要影響。具有較高人口密度及位于城市郊區的農村發生持續性貧困的概率較低，但是當地失業率的提高會顯著增加農戶陷入長期貧困的概率（表6）。其原因在于較高的人口密度和位于郊區意味著農戶進入市場機會的增多，而失業率的提高意味著農戶就業渠道的減少，農戶被排斥在當地經濟發展之外。值得注意的是，村莊經濟發展水平對相對貧困和絕對貧困具有不同的影響。較高的村莊經濟發展水平能夠顯著的降低農戶長期處于人均1美元絕對貧困線下的概率，但是卻提高了農戶處于相對貧困的概率。表明經濟發展水平的提高有利于農戶脫離絕對貧困，但是這并不意味著農戶可以完全平等的從經濟發展中獲益。相反，在現有的收入分配機制下，經濟發展反而可能拉大農戶之間的收入差距，這一現象在經濟富裕的浙江省表現明顯。

表6 農戶持續性貧困影響因素Table6 The determinants of the persistent poverty of rural households

3 結論及政策建議

研究表明，目前我國農戶貧困主要是暫時性貧困，但是這一結論隨著評價標準的不同而不同，而且存在顯著的地區差異。以人均1美元標準度量的絕對貧困線下，浙江、湖北和云南的持續性貧困人口比例分別為0.0%、9.7%和38.9%；在相對貧困線下，浙江、湖北和云南處于持續性貧困人口的比例分別為10.8%、2.8%和13.0%。農戶長期處于貧困之中，表明其脫離貧困更難，可行能力被剝奪的程度更深，很容易陷入“貧困陷阱”，是扶貧政策應該重點關注的對象。

農戶個體的人力資本和社會資本是其脫離持續性貧困的重要影響因素。一方面，繼續加大對貧困地區的教育投入是減少貧困人口持續貧困、保障社會基本公平的有效手段；另一方面，打破戶口等制度性社會排斥將促進弱勢農戶提高社會資源積累，有助于農戶脫離長期貧困。此外，區域資源環境稟賦在農戶脫貧中也扮演著重要的角色。研究發現，具有較高人口密度及位于郊區的農村發生持續性貧困的概率較低，說明市場進入和勞動力市場的完善對農戶脫離長期貧困具有重要意義。因此，在市場制度、基礎設施和政策支持等多個層面促進勞動力市場的發育和完善，創造更有利的市場條件，使農戶更加容易參與和分享區域和全國經濟發展成果，這有利于降低農戶持續貧困的水平。

收入來源集中度越高，農戶脫離長期貧困的概率就越小，這表明收入風險和增收渠道限制是造成農戶持續貧困的原因之一。在現階段，雖然農業生產仍然是農戶增收的重要手段，引導農戶多元化經營，分散收入風險，更有利于農戶擺脫長期貧困。同時，國家需要加大政策支持力度，進一步建立和完善針對農作物、畜產品和農民收入的風險保障計劃，而且使風險保障計劃優先覆蓋持續貧困的人群。

最后需要指出的是，經濟的發展并不必然意味著持續貧困人口比例的減少，在相對貧困線下，尤其如此。因此，為了提高經濟增長對減輕貧困的貢獻，需要通過建立合理的收入分配、人口流動機制和必要支持手段，在促進社會經濟發展效率的同時，充分考慮和兼顧社會公平，使貧困人口能夠更充分地參與各種經濟活動，享有更多的發展機會，并分享經濟增長所帶來福祉。

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［17］ Biewen M， Jenkins S P. A framework for the decomposition of poverty differences with an application to poverty differences between countries［J］. Empirical Economics， 2005， 30（2）: 331-358.

［18］ 陳全功， 李忠斌. 少數民族地區農戶持續性貧困探究［J］. 中國農村觀察， 2009（5）: 39-49.

Chen Q G， Li Z B. A Survey on the chronic poverty of ethnic minority rural Households［J］. China Rural Survey， 2009（5）: 39-49.

［19］ Gustafsson B， Sai D. Temporary and persistent poverty among ethnic minorities and the majority in rural China［J］. Review of Income and Wealth， 2009， 55（s1）: 588-606.

［20］ Kung J K. Off-farm labor markets and the emergence of land rental markets in rural China［J］. Journal of Comparative Economics， 2002，30（2）: 395-414.

（責任編輯：童成立）

The persistence of poverty and its determinants: Evidence under the absolute and relative poverty line

CAI Ya-qing1， WANG Xiao-bing2，3， YANG Jun4， LUO Ren-fu2，3
（1. Social Resources Institute，Beijing 100164， China； 2. Center for Chinese Agricultural Policy， School of Advanced Agricultural Sciences， Peking University， Beijing 100871， China； 3. Center for Chinese Agricultural Policy， Institute of Geographic Sciences and Natural Resources， Chinese Academy of Sciences， Beijing 100101， China； 4. University of International Business and Economics， Beijing 100029， China）

Since reform and opening up， our poverty reduction strategies has achieved great success， with the declining poverty ratio of peasant households. But it is difficult to reduce the remaining poverty. This thesis is based on the tenyear data of survey in peasant households from Zhejiang， Hubei and Yunnan Province. This paper uses statistical method and adopt econometric model to analysis the characters and the main influential factors of rural poverty. It is indicated by the results that， although the poverty of peasant households is temporary， the proportion of population in persistent poverty will increased dramatically with the increasing standard of poverty. Besides， there are regional disparities in the width and depth of poverty. The human capital and social capital of peasant households are the key factors of reducing the persistent poverty. Apart from this， eliminating social exclusion will benefit to their accumulation of social resources， thus decreasing poverty. Moreover， spreading income risks is of great significance. In addition， regional resources endowment， especially the conditions of market economy make a difference. And when a peasant household is in poverty in the long term， it means it is more difficult to move out of it， which is supposed to be the emphasis of poverty reducing policy.

poverty； rural household； persistence； regional heterogeneity

改革開放以來，我國大力推進扶貧開發，減貧工作取得巨大成就［1］，貧困發生率顯著下降。按照世界銀行人均每天消費少于1美元的貧困標準（接近我國在2011年底新修訂的貧困線標準），我國貧困人口的比例從1981年的65%下降到2004年的10%。現有的研究結果表明，我國農戶的貧困更多表現為暫時性貧困。如果將持久性貧困定義為收入和消費同時處于貧困狀態，我國的持久貧困率僅為3.6%［2］。

National Natural Science Foundation of China （71373255）.

WANG Xiao-bing， E-mail: xbwang.ccap@igsnrr.ac.cn.

12 November， 2015； Accepted 22 November， 2015

D422.7

A

1000-0275（2016）01-0009-08

10.13872/j.1000-0275.2015.0170

國家自然科學基金項目（71373255）。

蔡亞慶（1982-）， 女（回），寧夏固原人，碩士，主要從事農業技術推廣和貧困研究，E-mail: suphyia@163.com；通訊作者：王曉兵（1973-），女，河北省冀州人，博士，副研究員，主要從事勞動力市場和貧困研究，E-mail: xbwang.ccap@igsnrr.ac.cn。

2015-11-12，接受日期：2015-11-22