張鳳華，葉初升

(1.武漢大學國家文化創(chuàng)新研究中心，湖北武漢430072；2.武漢大學經(jīng)濟與管理學院，湖北武漢430072)

一、引言及文獻綜述

消除貧困的首要條件是經(jīng)濟增長。近年來，關于經(jīng)濟增長與減貧的關系，國內(nèi)外學術界進行了大量研究。一個共同的發(fā)現(xiàn)是，經(jīng)濟增長不會自發(fā)地有利于窮人，經(jīng)濟增長是否能夠減少貧困，還取決于經(jīng)濟增長過程中收入不平等狀況的變化。但是，當經(jīng)濟學家們僅僅用經(jīng)濟增長和收入分配兩種因素解釋減貧時，其結(jié)論與現(xiàn)實的契合性不夠穩(wěn)定。我們認為，問題在于，僅僅用經(jīng)濟增長以及伴隨經(jīng)濟增長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)濟結(jié)構(gòu)、增長模式、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)政策還是瞄準貧困人口的扶貧政策，既能通過影響經(jīng)濟增長的速度和方式(比如，更多地增加貧困人口參與市場的機會)發(fā)揮減貧作用，又能獨立地改善貧困人口的生產(chǎn)和生活條件、直接達到提高窮人的收入、緩解貧困的效果。大量實證研究表明，政府在農(nóng)村公共基礎設施、健康、教育、扶貧貸款和技術培訓等方面的投入都起到了積極的減貧作用。

就經(jīng)濟結(jié)構(gòu)或產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對農(nóng)村減貧的影響而言，世界銀行(1990，2000)認為，農(nóng)業(yè)對減少貧困的作用是第一位的。[1-2]近幾年來，國內(nèi)外一些學者對中國農(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年國家層面的時間序列數(shù)據(jù)和1985年至1998年29個省(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歸功于農(nóng)業(yè)的增長。[3]Ravallion和Chen(2007)對1980年至2001年的時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)中國第一產(chǎn)業(yè)的增長對中國農(nóng)村緩解貧困的影響相當于第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)增長影響的四倍。[4]Montalvo和Ravallion(2010)實證分析1983-2001年中國的省級面板數(shù)據(jù)，也有類似的發(fā)現(xiàn):經(jīng)濟增長對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)測數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增長對農(nóng)村減貧的貢獻排在第一位，制造業(yè)和服務業(yè)分別排在第二位和第三位，而電子通訊行業(yè)等高技術部門對農(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)濟增長對緩解貧困的影響研究表明，相對第二、第三產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)部門的增長仍然具有較高的減貧效應。[7]

宏觀層面的分析結(jié)論與我們在微觀家戶層面的觀察似乎是矛盾的。自2004年以來，筆者及研究團隊先后四次深入到貴州等貧困地區(qū)進行家戶調(diào)查。一個基本的共識是，凡是有外出務工的家庭、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證分析結(jié)論是一致的。[8-10]比如，羅楚亮(2010)分析9個省(市)2007年和2008年住戶追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，包括外出務工收入在內(nèi)的工資性收入增長對于農(nóng)戶脫離貧困狀態(tài)具有重要的貢獻，外出務工顯著降低了農(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)還進一步指出，農(nóng)村勞動力外出行為顯著地降低了農(nóng)村貧困程度這一結(jié)論對于不同的貧困標準、福利度量指標都具有穩(wěn)健性；外出時間長短對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)實觀察與分析去簡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的。對比上述宏觀層面與微觀層面的分析，有兩個重要區(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)的時間跨度多為20世紀80、90年代或進入新世紀之初，而微觀分析則多用近幾年的數(shù)據(jù)(不同時期不同產(chǎn)業(yè)的減貧效應會發(fā)生變化)。

這兩點差異成為本文的切入點:采用面板數(shù)據(jù)，時間跨度為20世紀90年代直至2008年，重新在省級宏觀層面上分析經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府政策的減貧效應。我們以Montalvo和Ravallion(2010)[5]模型為基礎(原模型利用1983-2001年省級面板數(shù)據(jù)分析了中國經(jīng)濟增長過程中區(qū)域增長和產(chǎn)業(yè)增長對農(nóng)村貧困的影響)，并對其進行兩點重要改進:其一，在省級面板數(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)和貧困強度指數(shù)(貧困缺口的平方)為自變量的計量模型，模型的解釋變量包含經(jīng)濟增長、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)村的反貧困進程，對比分析1994-2000年“八七扶貧攻堅”期間和2001年至2008年國家實施新的扶貧戰(zhàn)略兩個時期，農(nóng)村在經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、政府財政支農(nóng)支出等方面的變化對農(nóng)村貧困的影響。

二、模型設定與樣本選擇

(一)模型設定

本文建立了關于貧困指數(shù)和解釋變量之間的對數(shù)線性模型:

因變量hit是農(nóng)村貧困發(fā)生率。自變量包括五個方面的影響因素:第一，GDPit是代表地區(qū)經(jīng)濟增長水平的人均地區(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)增長的不平衡對中國農(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反映政府財政支出政策對農(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個典型性省(區(qū))作為樣本點，采集從1994年至2008年跨越農(nóng)村扶貧進程的兩個時段的面板數(shù)據(jù)樣本進行分析。

地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的差距對貧困也會有很大影響，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)濟發(fā)展落后的地區(qū)農(nóng)村貧困發(fā)生率相應要高出很多。另一方面，不同地區(qū)地方政府的財政能力也會有很大差異，東部地區(qū)農(nóng)業(yè)的財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，主要反映在勞動力的文化教育程度、家庭勞動力狀況方面。這些情況也會影響著農(nóng)村居民的收入，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，勞動力的文化程度也較高，工資性收入水平也相應較高。

本文充分考慮地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距的影響，依據(jù)經(jīng)濟地理區(qū)域選取樣本。第一類為地理上的南方沿海地區(qū)、經(jīng)濟上的發(fā)達地區(qū)，選取浙江和福建兩省進行分析。浙江和福建雖然同屬于一個經(jīng)濟地帶，但是由于地理環(huán)境和國家經(jīng)濟政策以及地方人文環(huán)境的差異，其經(jīng)濟發(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)濟上的較發(fā)達地區(qū)(從經(jīng)濟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)進行分析。第二，為了剔除貧困線變動帶來的貧困測度的影響，采用人均年純收入1196元的國家貧困線，依據(jù)全國農(nóng)村居民消費價格指數(shù)和各省份農(nóng)村居民消費價格指數(shù)從橫向和縱向進行調(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)財政支出對農(nóng)村貧困的影響時，采用農(nóng)業(yè)財政支出水平與當年農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)GDP的比重，從而避免數(shù)據(jù)單位和絕對量分析上帶來的偏差。因為各省份的歷年農(nóng)業(yè)人口統(tǒng)計資料缺乏，不能計算出人均農(nóng)業(yè)財政支出水平。變量指標統(tǒng)計說明見表1。

四、實證分析

本文對9個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)采用固定效應模型。同時，為了區(qū)分國家在“八七扶貧攻堅”期間和新世紀以來實施新的扶貧開發(fā)綱要后，經(jīng)濟增長和收入不平等以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件等因素對農(nóng)村減貧的影響，分別對1994-2000年和2001-2008年兩個時期做階段性的回歸分析?；貧w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)生率相對經(jīng)濟增長的彈性為-2.055，總體而言，經(jīng)濟增長起到了減貧的效果，經(jīng)濟增長是有利于窮人的。

第二，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對貧困發(fā)生率的影響來看，貧困發(fā)生率相對第一產(chǎn)業(yè)比重變化的彈性為-0.694，在統(tǒng)計上比較顯著(10%顯著性水平)；貧困發(fā)生率相對第二產(chǎn)業(yè)比重變化的彈性為-3.015，統(tǒng)計上非常顯著(1%顯著性水平)，第三產(chǎn)業(yè)增長對貧困發(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)計上并不顯著。

這個結(jié)果與以往大多數(shù)文獻的研究有所差異。原因之一可能在于計量分析的數(shù)據(jù)區(qū)間。比如，Montalvo和Ravallion(2010)[5]選取的省級面板數(shù)據(jù)起始點是1983年。在改革開放初期，農(nóng)村經(jīng)濟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)濟增長在農(nóng)村減貧中的作用已經(jīng)被諸多文獻研究所證實；而且，農(nóng)村改革初期，農(nóng)民外出務工的規(guī)模，無論是整體上的，還是家戶層面勞動力外出比例，都還不夠大。隨著農(nóng)村富余勞動力由農(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。全國農(nóng)村居民的工資性收入比重在1995年出現(xiàn)一個轉(zhuǎn)折點，無論是東部、西部還是中部，工資性收入比重相對1995年之前都呈現(xiàn)出更加迅速的上升趨勢，這與我國的勞動力流動政策的轉(zhuǎn)變、戶籍制度改革以及1994年以來實施人力資本開發(fā)與轉(zhuǎn)移的政策有很大關系。隨著農(nóng)村經(jīng)濟結(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)生率就會提高約3%。相比較而言，農(nóng)村內(nèi)部的收入不平等程度對農(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%，就會導致農(nóng)村貧困發(fā)生率上升0.653個百分點。

表2 回歸結(jié)果

第四，從經(jīng)濟增長和收入不平等程度對農(nóng)村貧困的影響效應來看，從1994年到2008年，城鄉(xiāng)收入差距對貧困發(fā)生率的影響要大于經(jīng)濟增長對貧困發(fā)生率的影響，因為貧困發(fā)生率的增長彈性為-2.055，而貧困發(fā)生率對城鄉(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”和2001年頒布實施“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)收入差距不斷擴大，嚴重阻礙了農(nóng)村減貧進程。

第五，從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件來看，農(nóng)業(yè)財政支出對農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響為負，與預期是一致的，在經(jīng)濟學意義上似乎成效不明顯(考慮到農(nóng)業(yè)財政支出占第一產(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個百分點的財政支出，也只能使貧困發(fā)生率下降不到0.06)，而且，在統(tǒng)計意義上也不顯著。有效灌溉面積對農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響不顯著，且其影響方向與預期不一致；農(nóng)作物播種面積對農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響為負，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)計上不顯著。

回歸二和回歸三是根據(jù)“八七扶貧攻堅”和新世紀“農(nóng)村扶貧開發(fā)”期間的經(jīng)濟增長、收入不平等、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和農(nóng)村居民消費價格指數(shù)對農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響進行階段性的分析。下面，我們再將表2中模型二和模型三的回歸結(jié)果進行比較。

其一，經(jīng)濟增長的減貧效應比較。在“八七扶貧攻堅”期間(1994-2000年)，經(jīng)濟增長對農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響彈性為-1.917；新世紀“農(nóng)村扶貧開發(fā)”期間(2001-2008年)，經(jīng)濟增長對農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響彈性為-2.012。這說明，進入新世紀以來，政府實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、良種補貼、農(nóng)機具購置補貼等等，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)對農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響程度下降的同時，第二產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響程度上升，其比重變化對農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響彈性從-0.445上升到-2.147，其彈性絕對值增加了約1.7個百分點；第三產(chǎn)業(yè)比重對農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響彈性從-1.815上升到-2.248，其彈性絕對值也上升了約0.43個百分點。第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響在聯(lián)合顯著性檢驗中都顯著拒絕了零假設。

其三，收入不平等程度對農(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)收入比對農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響程度下降了約1.7個百分點。農(nóng)村貧困發(fā)生率相對農(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)財政支出對農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響上升，貧困發(fā)生率相對農(nóng)業(yè)財政支出的彈性值由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)作物播種面積對農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響都有上升，但在統(tǒng)計上均不顯著。1994年至2000年，農(nóng)村貧困發(fā)生率相對農(nóng)村居民消費價格指數(shù)的彈性為0.019，2001年至2008年其彈性值上升到0.026。

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

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，兩個時期農(nóng)村貧困發(fā)生率相對于農(nóng)村收入不平等的彈性絕對值均小于農(nóng)村貧困發(fā)生率的增長彈性的絕對值，因而增長和收入不平等對農(nóng)村貧困發(fā)生率的綜合效應為負，即這兩個階段的增長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)濟發(fā)展階段和扶貧開發(fā)階段，隨著政府的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略和扶貧開發(fā)戰(zhàn)略的調(diào)整，城鄉(xiāng)一體化進程的不斷加快，經(jīng)濟增長、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，勞動力流動的加速以及農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變化，影響農(nóng)村貧困的經(jīng)濟增長模式也在變化。在農(nóng)村整體經(jīng)濟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)勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，第一產(chǎn)業(yè)的減貧效應開始下降，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)村居民消費價格指數(shù)的攀升導致農(nóng)村居民生活成本高漲，在某種程度上阻礙了農(nóng)村減貧進程。

五、小結(jié)

在經(jīng)濟增長與減少貧困問題上，現(xiàn)有的大量實證研究僅僅用經(jīng)濟增長以及伴隨增長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)實的契合性不夠穩(wěn)定。本文實證分析的特色在于，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)展政策等關鍵性的中間變量，并采用跨越“八七扶貧攻堅”期間和新世紀“農(nóng)村扶貧開發(fā)”兩個發(fā)展時期的省級面板數(shù)據(jù)。

本文的研究再次證明了經(jīng)濟增長在農(nóng)村減貧中的重要地位，這與現(xiàn)有文獻的研究結(jié)果基本一致；但是，本文分析表明，不同產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村減貧的影響與經(jīng)濟發(fā)展的不同時期密不可分，隨著經(jīng)濟的深入發(fā)展，三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展對農(nóng)村貧困的影響發(fā)生了一定程度的逆轉(zhuǎn)，減貧效應最大的產(chǎn)業(yè)由第一產(chǎn)業(yè)變成了第二產(chǎn)業(yè)。這與現(xiàn)有的一些宏觀實證分析結(jié)論似乎相悖。我們認為，產(chǎn)生這種結(jié)論偏差的原因大概可以歸結(jié)為兩個方面:一是數(shù)據(jù)的時間跨度不同。本文的樣本數(shù)據(jù)時間為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；二是計量方法對實證結(jié)果的影響，本文采用面板數(shù)據(jù)模型而不是簡單的時間序列數(shù)據(jù)模型或混合截面數(shù)據(jù)模型。

本文的另一個重要結(jié)論是，城鄉(xiāng)收入差距擴大對農(nóng)村減貧有顯著的負效應。但是，進入新世紀以來，隨著政府實施的一系列惠農(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)收入不平等對農(nóng)村減貧的不利影響。例如，產(chǎn)業(yè)化扶貧、勞動力轉(zhuǎn)移培訓、農(nóng)村稅費改革，同時政府還加大了對農(nóng)業(yè)的補貼力度，對農(nóng)產(chǎn)品實行保護性收購，普及新農(nóng)村合作醫(yī)療，普及九年制義務教育等，這些政策不但直接提高了農(nóng)村居民收入，而且公共服務覆蓋面的擴大提高了農(nóng)村的整體福利水平和勞動能力，間接地影響著農(nóng)村經(jīng)濟的發(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，本文的實證結(jié)果表明，普惠式的農(nóng)業(yè)財政支出對農(nóng)村減貧有積極的影響，但在統(tǒng)計上不顯著。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。在今后的扶貧進程中，除了確保經(jīng)濟增長的基礎性條件之外，還要加大對農(nóng)村貧困人口的技術和技能培訓，改革農(nóng)村勞動力流動的相應制度，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.

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