中國農村貧困成因與扶貧政策的作用

孫菲，王文舉

1.首都經濟貿易大學經濟學院，北京100070

2.北京物質學院，北京101149

中國農村貧困成因與扶貧政策的作用

孫菲1，王文舉2*

1.首都經濟貿易大學經濟學院，北京100070

2.北京物質學院，北京101149

本文基于中國健康與營養調查（CHNS）數據探求不同時期農村家庭致貧原因與扶貧政策的有效性，從而反映出相應精準扶貧政策的必要性。研究發現，家庭人口數量、擁有工作的成年人數量、家庭擁有的農業機械用具數量總和以及家庭擁有的商業用具數量總和四類在2004、2006、2009及20011年的分析中，均與貧困的發生具有關聯。家庭成員的受教育程度在2006年與2011年的分析中與貧困的發生具有關聯性。基于所用數據的實證分析，發現精準扶貧政策的必要性，為實施全面脫貧應貫徹實施精準扶貧方略，堅持可持續發展方針，落實好計劃生育、繼續就業促進政策、堅持行業扶貧。

貧困成因；精準扶貧；logistic回歸

改革開放以來，我國經濟一直保持高速增長，扶貧開發工作也取得了舉世矚目的成就，按照中國報告期的標準，我國貧困人口從1978年的2.5億下降到2014年的7017萬。但在經濟快速增長和居民收入不斷提高的同時，居民收入差距卻有不斷擴大的趨勢，我國的基尼系數2000年開始就超過0.4的國際警戒線，國家統計局公布的2015年的基尼系數為0.462，我國已成為世界上居民收入差距較大的國家［1］。影響居民收入差距過大的一個重要因素是窮人太窮而且窮人太多。國務院扶貧辦公室公布，按照中國的標準，2014年全國還有7017萬貧困人口，貧困發生率為7.2%，我國貧困問題仍然突出，扶貧開發工作仍然嚴峻［2］。在2015年10月16日舉行的2015減貧與發展國際論壇上，習近平主席在主旨演講中明確提出了中國政府到2020年的減貧目標：未來5年，我們將使中國現有標準下7000多萬貧困人口全部脫貧［3］。

周振、蘭春玉基于CHNS數據對我國農戶貧困動態演變影響因素進行了分析，發現農村家庭戶主特征、人口特征、人力資本特征和生產特征對農戶動態貧困演變具有顯著性的影響［4］。張偉賓、汪三貴將扶貧政策、收入分配和中國農村減貧聯系起來進行分析，闡述了扶貧政策在減貧過程中以及收入分配問題上的積極作用以及扶貧政策實施過程中存在的問題［5］。羅楚亮根據2007和2008年的住戶追蹤調查數據對農村貧困狀況及其特征進行了描述，發現外出務工顯著降低了農戶陷入貧困的可能性，同時也是貧困狀態轉換的重要因素［6］。目前，基于CHNS家庭微觀調查數據對我國農村貧困問題的研究較多，但尚未有基于CHNS數據對中國農村貧困成因與扶貧政策有效性的研究。根據不同時期國家的發展情況、居民的生活水平制定相應的扶貧政策計劃，在不同的政策綱要影響下，扶貧工作開展的利好程度、農村家庭是否能夠有效率脫貧具有一定的現實意義。通過分析中國農村貧困成因與扶貧政策的有效性，對精準扶貧的必要性進行闡述。

1　中國農村貧困成因分析

1.1數據來源與變量說明

本文選取的數據來自于中國健康與營養調查（CHNS），CHNS數據庫分為橫向數據庫和縱向數據庫兩大類。橫向數據庫主要包含家庭收入、消費支出、衛生設施及醫療保險等內容，目前公布的數據包括1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年這七次的年度調查數據；2009年和2011年只公布了縱向數據庫，內容涵蓋了個人（包含成人與兒童）、教育、資產、醫療衛生等數據。自2004年開始，每個參與調查的家庭戶號都采用統一的九位數進行唯一標識，這使得數據的整理更加便利而且精準。因此，本文將針對2004年、2006年、2009年和2011年的調查數據進行研究。由于目前最近的一次調查在2011年，而且2009年和2011年的數據沒有提供橫向數據庫的內容，為了保證文章中數據的一致性，根據2014年縱向數據庫匯總的以往各年的數據進行了數據的處理。根據中國貧困標準的界定，農村家庭每年的人均純收入若低于當年的貧困線則認為是貧困家庭。根據已獲得數據的特征，在研究家庭出現貧困的原因問題上選取了表1中的變量。

表1　變量說明Table 1 Description for variables

1.2中國農村貧困原因實證分析

對2004、2006、2009及2011年數據，按照每年的相應貧困標準對數據進行篩選后，得到的樣本信息如表2所示。可見2004、2006、2009年的貧困家庭比例呈現下降趨勢，但是2011年的中國農村（人均純收入）貧困標準經過大幅上調至2300元后，貧困家庭比例達到了48.35%，貧困家庭比例較2004、2006、2009年有明顯提升。雖然這次提高后的中國國家扶貧標準線與世界銀行公布的每人每天生活支出1.9美元的名義國際貧困標準線的距離成為了史上最近，但仍存在不小差距。

表2　歷年貧困家庭數量描述性統計Table 2 Descriptive statistics of poor families over years

由于數據處理過程中，將接受調查家庭是否貧困標示為0和1二值型結果變量，所以為研究中國農村貧困的致貧原因，本文采用Logistic回歸模型分別對2004年、2006年、2009年、2011年的數據進行處理分析，模型構建形式如下，其中β0為截距項，βi，i=1，2，…，12為回歸系數。

在Logistic回歸中，回歸系數的含義是其他預測變量不變時，單位預測變量的變化可引起的響應變量對數優勢比的變化。由于對數優勢比的解釋性較差，對模型1回歸系數進行指數化，結果如表3所示。可以看出其他幾個變量保持不變的情況下，家庭成年人數量每增加1人，家庭貧困的優勢比將乘以1.749，家庭未成年人數量每增加1人，家庭貧困優勢比將乘以1.373；擁有工作的成年人數量每增加1人，家庭貧困優勢比將乘以0.616，家庭擁有的農業機械設備的總數量每增加1臺，家庭貧困優勢比將乘以0.681，家庭擁有的商業用具的總數量每增加1臺，家庭貧困優勢比將乘以0.444。家庭廁所類型、主要照明方式類型以及做飯通常采用燃料的評價取值越低代表相應的設施條件越好，通過表3得知當照明設施條件得以改善，貧困優勢比將下降，然而隨著廁所與做飯燃料條件的改善，貧困優勢比呈現上升趨勢。

表3　模型參數結果Table 3 Results of model parameters

經過Logistic回歸后構建模型1結果為：

經過Logistic回歸后構建模型2結果為：

通過表3中模型2回歸系數的指數化結果可以看出，在其他變量保持不變的情況下，家庭人口數量每增加1人，家庭貧困的優勢比將乘以1.6696，擁有工作的成年人數量每增加1人，家庭貧困優勢比將乘以0.6780。家庭成年人接受正規學校教育最高年限每增加1年，家庭貧困優勢比將乘以0.9773，家庭成年人最高受教育程度每提升一個層面，家庭貧困優勢比將乘以1.1916。家庭擁有的農業機械用具數量每增加1臺，家庭貧困優勢比將乘以0.7342，家庭擁有的商業用具數量每增加1臺，家庭貧困優勢比將乘以0.2651。

經過Logistic回歸后構建模型3結果為：

通過表3中模型3回歸系數的指數化結果可以看出，在其他變量保持不變的情況下，家庭成年人口數量每增加1人，家庭貧困優勢比將乘以1.4535，家庭未成年人口數量每增加1人，家庭貧困優勢比將乘以1.7402，擁有工作成年人數量每增加1人，家庭貧困優勢比將乘以0.7715。家庭主要做飯燃料評價等級每降低1級，家庭貧困優勢比將乘以1.0438，家庭擁有農業機械用具總和每增加1臺，貧困優勢比將乘以0.7174，家庭擁有商業用具總和每增加1臺，貧困優勢比將乘以0.2662。

經過Logistic回歸后構建模型4結果為：

通過表3中模型4回歸系數的指數化結果可以看出，在其他變量保持不變的情況下，家庭成年人數量每增加1人，家庭貧困優勢比將乘以1.1990，未成年人數量每增加1人，貧困優勢比將乘以0.6764，家庭總人口數量每增加1人，貧困優勢比將乘以1.6481。擁有工作成年人數量每增加1人，貧困優勢比將乘以0.6948，家庭成年人受教育年限每提高1年，貧困優勢比將乘以1.0177，而成年人最高教育程度每提升一個級別，貧困優勢比將乘以0.8964。家庭飲水設施條件每下降一個級別，貧困優勢比將乘以1.0989，廁所設施條件每下降一個級別，貧困優勢比將乘以0.9555。家庭擁有的農業機械用具總和每增加1臺，貧困優勢比將乘以0.6767，而家庭主要商業用具數量總和每增加1臺，貧困優勢比將乘以0.5245。

過度離勢是指觀測到的響應變量的方差大于期望的二項分布的方差，過度離勢的出現會導致奇異的標準誤檢驗和不精準的顯著性檢驗。檢測過度離勢的一種方法是比較二項分布模型的殘差偏差與殘差自由度，如果殘差偏差與殘差自由度的比值比1大很多，便可認為存在過度離勢。基于零假設H0：Φ=1與備擇假設H1：Φ≠1對四個模型分布進行檢驗，P值分布為0.4820、0.4949、0.5138、0.3704，四個P值均顯然不顯著（P＞0.05），所以4個模型不存在過度離勢。

2　以往扶貧政策作用性分析

通過對2004年、2006年、2009年、2011年按照所需要變量進行篩選后的中國健康與營養調查數據的分析比較，可以看出2004、2006及2009年，中國農村（人均純收入）貧困標準分別為924元、958元、1196元。貧困標準雖然略有提升，但是貧困家庭所占比例呈現下降趨勢，由2004年的34.23%下降至2006年的31.99%，2009年貧困家庭比例下降至31.16%。2011年中國農村（人均純收入）貧困標準大幅度上調至2300元，相比于2009年的1196元提高了92.31%，按照這一新標準，在2011年的中國健康與營養調查數據中最終篩選后的3330個家庭中，貧困家庭的比例達到了48.35%，相比于2009年有了較大幅度的提升，可見此次貧困標準的上調帶來我國農村貧困人口數量大量增加。

人口數量、擁有工作的成年人數量、家庭擁有的農業機械用具數量總和以及家庭擁有的商業用具數量總和四類在2004、2006、2009及20011年的分析中，均與貧困的發生具有關聯。整體趨勢為家庭人口數量越多越容易帶來貧困，然而當家庭中擁有工作的成年人數量上升時，出現貧困的概率將下降。人口問題對于貧困的產生影響時顯著的，堅持可持續發展方針、貫徹執行好計劃生育具有重大意義。在農村家庭成年人口工作問題上，繼續就業促進政策，提高就業率，能很大程度幫助農村家庭實現脫貧。

在家庭成年人接受的教育問題對于貧困發生概率的影響上。在模型2中，家庭成年人接受正規學校教育最高年限值越大，貧困發生的概率越小，然而家庭中成年人最高的受教育程度一項越低，貧困發生的概率呈下降趨勢。在模型4中，家庭成年人接受正規學校教育最高年限值越大，貧困發生的概率越大，然而家庭中成年人最高的受教育程度一項越高，貧困發生的概率呈下降趨勢。通過反應教育問題這兩個變量與貧困發生概率之間的關系可以得出，教育在扶貧工作中的地位不容置疑。但是兩個模型中均有1個變量與貧困發生的概率出現了負相關，這在一定程度反應在發展教育文化事業這一行業扶貧問題上，仍存在不足需加以完善。

擁有較多的農業機械用具和商業用具會為農村家庭脫離貧困帶來有利幫助。通常認為，家庭的基本設施條件較好表示家庭整體生活狀況良好，離貧困的距離越遠，然而在模型1和模型4的分析中均表明家庭廁所設施條件越差，貧困發生的概率越低。家庭廁所設施的等級分類中除去建筑條件外，與是否沖水有較緊密關聯，與家庭飲用水獲得方式一項結合看來，兩者均與水利設施的建設有密切關系。在既定的水利設備條件下，如果用于廁所沖水的水量上升，必定帶來飲用水、農田灌溉等其他生活必要用水量的減少，會對農村家庭脫貧起到阻礙作用，這也許可以解釋為何越差的家庭廁所設施條件會帶來越低的貧困發生概率。在模型1對出現貧困的原因分析中，與貧困產生具有關聯的代表基礎設施建設的變量有3類，類別多于模型2至模型4中的基礎設施建設類變量，這一結果在一定程度反映了農村基礎設施條件的改善。

基于所采用數據的研究結果，表明應繼續堅持可持續發展方針，貫徹落實好計劃生育、繼續就業促進政策、堅持完善基礎設施、教育扶貧問題上需要更加重視。

3　精準扶貧政策有效性分析

精準扶貧政策不僅對貧困群體進行了精準識別，還根據貧困群體特征進行精準幫扶，扶貧成效能夠得以明顯提高，切實提高扶貧成果的可持續性［7］。據實證分析結果，需要在人口、就業、教育以及基礎設施等方面繼續貫徹落實扶貧政策，精準扶貧政策針對上述幾方面進行了更加全面細致地闡述［8］。人口和計劃生育問題有了明確規定，到2020年，貧困重點縣低生育水平持續穩定，逐步實現人口均衡發展。教育脫貧能夠阻斷貧困代際傳遞，在實施教育扶貧工程的過程中，國家教育經費、鄉村教師隊伍建設、基本辦學條件、貧困家庭學生學雜費及接受教育程度問題等方面都有針對性措施。在就業問題上通過引導勞務輸出脫貧，以就業為導向加大勞務輸出培訓投入，通過加大職業技能提升計劃和貧困戶教育培訓工程實施力度，確保貧困家庭勞動力實現靠技能脫貧。加大貧困地區就業專項資金，支持貧困地區對勞動力的保障服務與政策扶持力度，拓展貧困地區勞動力外出就業空間。加快貧困地區交通、水利、電力等基礎設施建設，大力增加中央對于貧困地區鐵路公路項目建設、水電開發的投資與扶持，對貧困地區農村公益性基礎設施管理養護給予支持。構建貧困地區外通內聯的交通運輸通道，全面解決貧困人口飲水安全問題，加大對貧困地區氣象為農服務體系、抵抗旱澇山洪和地質災害防治體系建設。全面提升農網供電能力和供電質量，提升貧困地區電力普遍服務水平。到2020年，農村飲水安全保障程度和自來水普及率進一步提高，全面解決無電人口用電問題，實現村村通班車，全面提高農村公路服務水平和防災抗災能力。

［1］鄧維杰.精準扶貧的難點、對策與路徑選擇［J］.農村經濟，2014（6）：78-81

［2］馬尚云.精準扶貧的困難及對策［J］.學習月刊，2014（10）：25-26

［3］苗齊，鐘甫寧.中國農村貧困的變化與扶貧政策取向［J］.中國農村經濟，2006（12）：55-61

［4］周振，蘭春玉.我國農戶貧困動態演變影響因素分析——基于CHNS家庭微觀數據的研究［J］.經濟與管理，2014（5）：16-21

［5］.張偉賓，汪三貴.扶貧政策、收入分配與中國農村減貧［J］.農業經濟問題，2013（2）：66-75，111

［6］羅楚亮.農村貧困的動態變化［J］.經濟研究，2010（5）：123-138

［7］公衍勇.關于精準扶貧的研究綜述［J］.山東農業工程學院學報，2015，32（3）：75-78

［8］汪三貴，郭子豪.論中國的精準扶貧［J］.貴州社會科學，2015（5）：147-150

［9］楊朝中.構建精準扶貧體制機制［J］.政策，2014（5）：53-55

［10］黃承偉，覃志敏.我國農村貧困治理體系演進與精準扶貧［J］.開發研究，2015（2）：56-59

Causes of Rural Poverty in China and the Role of Poverty Alleviation Policies

SUN Fei1，WANG Wen-ju2*
1.School of Economics/Capital University of Economics and Business，Beijing 100070，China
2.Beijing Wuzi University，Beijing 101149，China

This article studied the causes of rural poverty in China and the effectiveness of poverty alleviation polices over years in order to reflect the necessity to take targeted measures in poverty alleviation.The study found that family population，the numbers of adults at work，agricultural machinery and commercial appliances were related to the occurrence of poverty in 2004 a，2006 a，2009 a and 2011 a.The education level of family members was related to the occurrence of poverty in 2006 a and 2011 a.Based on the empirical analysis，it could be found that it was importance to take targeted measures in poverty alleviation.For the implementation of a comprehensive poverty alleviation，the polices should focus on adhering to the principle of sustainable development and industry poverty alleviation，implementing family planning and continuing employment promotion policy.

Causes of poverty；accurate poverty alleviation；logistic regression

F323.89

A

1000-2324（2016）05-0796-05

2016-01-03

2016-02-12

北京市屬高等學校高層次人才引進與培養“長城學者”計劃資助項目：碳排放與博弈計量研究（CIT&CD：20140321）

孫菲（1988-），女，山東煙臺人，博士研究生，研究方向：計量經濟學.E-mail：sunfei0218@126.com

Author for correspondence.E-mail：wangwj@cueb.edu.cn