吳起農戶相對貧困的動態演化:1998－2011

劉宗飛 姚順波 渠 美

(西北農林科技大學經管學院/資源經濟與環境管理研究中心，陜西楊凌712100)

退耕還林工程已在全國25個省2 000多個縣全面展開，是目前國家已經啟動的生態工程中規模最大、投資最多的一項生態工程［1］。退耕還林工程的實施不僅對區域生態環境有巨大改善而且對工程所在地直接利益群體及相關區域的農村、農民乃至區域和整個國民經濟和社會產生了重大影響。Emi Uchida等人以吳起為例研究發現退耕還林工程的實施，直接或者間接地促進了吳起縣農民人均年收入的增加，改善了農村產業結構［2］。盡管已有很多專家學者對退耕還林工程的生態、經濟效益在整體上進行了評價，然而從貧困的角度來考察退耕還林工程實施效果的研究為數不多，基于實地調研，用大量微觀農戶數據測算貧困變化進而反應退耕還林影響的研究更是少見。現有的基于退耕還林背景下有關貧困問題的研究主要表現在以下幾個方面，張蓬濤、張貴軍等對環京津貧困地區在退耕還林工程實施中的生態補償標準進行了研究［3］，盡管涉及貧困地區但文章并沒有對農戶的貧困狀況進行描述也沒有深入分析環京津貧困地區的貧困改善的原因。劉璨、劉浩等［4］在對樣本農戶的人均收入分級的基礎上對不同收入階層農戶所能獲得的林業重點工程補貼高低進行了研究，認為林業重點工程對扶貧有明顯效果但需要改進。除此之外，劉璨等用1978－1997年的農戶數據，分析了農戶全要素生產率變化與貧困發生率變化的關系，提出若要消除貧困需要采取穩定且屬于誘致性的制度，給農民一個穩定的制度變遷預期［5］，然而，文章中所選用的貧困發生率這一指標的選擇難以有效表達貧困的發生程度和規模。綜上可知，對貧困問題的深入分析不足，貧困測定指標的選用不準確，沒有針對貧困類別進行分類考察等是這類研究普遍存在的問題。因此，退耕還林工程是否改善了農戶貧困的狀況，以及在這一背景下農戶貧困的變動趨勢如何等問題都是值得進一步研究，這對退耕還林工程的整體效益評價也具有重要的意義。本文主要從相對貧困的角度來考察退耕還林的實施對吳起農戶的影響，探究其相對貧困動態演化趨勢以及引起這種變化的原因。

1 分析框架及動態貧困指標的構建

貧困分為絕對貧困和相對貧困兩種，絕對貧困又叫生存貧困，是指在一定的社會生產生活方式下，個人和家庭依靠其勞動所得和其他合法收入不能維持其基本的生存需要，這樣的個人或家庭就稱之為貧困人口或貧困戶。按國際標準每天低于1美元的人為絕對貧困。相對貧困是指與社會平均水平相比其收入水平少到一定程度時維持的那種社會生活狀況，各個社會階層之間和各階層內部的收入差異，通常是把人口的一定比例確定為生活在相對的貧困之中。

貧困測度是研究貧困問題的基礎，這主要包括兩個方面:一是貧困線的劃定，以識別貧困群體;二是構建貧困指標，以準確反映貧困程度。

1.1 基于家庭總資產的貧困線劃定

貧困線的劃定是研究貧困問題的前提，貧困線的高低標準直接決定了對貧困群體的認知以及扶貧政策制定的針對性和準確性。目前，貧困線的測量主要來自于兩個方面，一種是基于農戶的年均消費狀況，具有代表性的如馬丁法對貧困線的測量，其核心思想是在一定社會環境下，個人和家庭所維持生命正常活動所必須的消費支出，包括滿足必須營養需求的食品支出和必須的非食品支出［6］。除此之外，國外比較成熟的貧困確認方法如恩格爾系數法、市場菜籃法、國際貧困標準法和生活形態法等都是以調查樣本的消費情況為基礎測算的貧困線。我國政府頒布的歷年國家貧困標準也是由國家統計局農村社會經濟調查總隊在6.7萬戶農村居民家庭消費支出調查的基礎上計算和調整得出的［7］。然而這種以消費為基礎測算的貧困線沒有考慮到區域的消費偏好與消費習慣，并且鑒于數據的可得性，一般歷年的貧困線都是基于某一固定年份的測算，并根據各年份的消費價格指數或者通貨膨脹率等指數進行調整的結果，然而這樣得出的貧困線一般偏低，難以準確的識別貧困人群。另一種是根據樣本農戶的年均收入情況，來預測貧困線。例如由經濟合作與發展組織在1976年對其成員國家大規模調查后確定的國際貧困標準就是一種收入比例法。王朝明、姚毅等在分析我國城鄉貧困動態演化時就是用樣本農戶可比收入的50%來劃定貧困線［8］。相對于以消費為基礎測算的貧困線，以收入為基礎可以消除因消費習慣和消費偏好而引起的貧困線誤差。然而，以年均收入這種收入流的形式難以準確的衡量貧困狀況，因為貧困不僅與年均收入的高低有關系，還與家庭初始的資源稟賦及累計的財富量有關，而家庭人均總資產這一指標可以很好地擬合家庭人均財富的擁有狀況，故本文以家庭人均總資產作為貧困線的劃定依據，按照經濟合作與發展組織測定的收入比例方式，對樣本家庭總資產進行升序排序，按其中位數的50%劃定貧困線，并以此為基礎劃分貧困和非貧困群體。

1.2 動態貧困測定指標的簡述

貧困一般從貧困規模和貧困程度兩個方面來進行衡量，常用的貧困測定指標有貧困發生率H，貧困缺口指數I，Sen貧困指數和FGT貧困指數。

1.2.1 貧困發生率

貧困發生率是貧困人口占總人口的比例，反映了貧困廣度。它的計算公式為:

其中，q為貧困人口數，n為人口總數。H可以度量一國或者地區貧困單位數的規模和密度，它的優點是計算方便，是一個比較常用的貧困測定指數，但是它不能反映貧困的強度或者貧困人口的收入多少以及救濟貧困所需要的經濟代價，是一個“相對粗糙的指數”［9］。

1.2.2 貧困缺口指數

貧困缺口測量的是貧困者收入與貧困線的差額，反映了貧困強度，具體可分為貧困缺口總額、平均貧困缺口和貧困缺口率。最常用的是貧困缺口率，它表示實際貧困缺口總額與理論最大貧困缺口總額的比值，其公式為:

其中G為貧困缺口總額，q為貧困人口數，z為貧困線的數值，yi為第i個貧困者的收入。I可用來衡量消除貧困所需要的資源的多少，是貧困強度的體現;但是在貧困線z和貧困人口數q一定的情況下，這一指標只與貧困人口的平均收入有關，難以體現貧困人口內部的收入分配狀況，在測量貧困程度時對貧困者內部的收入變化不敏感［10］。

1.2.3 Sen貧困指數

為克服貧困發生率和貧困缺口指數的不足，Sen考慮了貧困群體內部的收入分配情況，結合貧困發生率和貧困缺口率指標，提出了綜合的Sen貧困指數。其計算公式為:

其中H為貧困發生率，I為貧困缺口率，Gp為貧困樣本組內基尼系數。Sen指數滿足了貧困指標單調性和轉移性定理，但是在其計算的過程中對不同貧困人口的權數設定主觀性較強，僅僅是按照貧困缺口大則賦予較大權數的原則，但這種權數與貧困缺口無必然的聯系，且對貧困內部的收入轉移敏感性不強。

1.2.4 FGT貧困指數

Fosrer，Greer和Thorbecker對Sen指數進行了改進和拓展，是一個反映貧困規模而非程度的綜合性指標［11］。其公式為:

其中n為人口總數，q為貧困人口總數，z為貧困線的數值，yi為第i個貧困者的收入，a為貧困厭惡指數，它的值越大，表明對貧困的厭惡程度越高，一般取a＞1。FGT指數是一個高度綜合的指數，它的直觀解釋能力不強，但是它滿足可分解性，可以把總體的貧困分解為不同組成部分的貧困，增強了貧困分析的深度。當a=0時，FGT0=H;當a=1時，FGT1=HI;當 a=2時，FGT2=H［I2+(1－I)2C2］，其中C是所有貧困者收入分布的變異系數，反應了貧困強度。從公式中可以看出，FGT2包含了三大因素對貧困水平的綜合影響。這一指數也被世界銀行和許多學者在實證分析中廣泛應用。

2 數據處理及貧困動態演化的實證分析

2.1 數據搜集與指標介紹

按照隨機抽樣的方法，分別在2005年，2007年，2009年和2012年對吳起縣12個鄉鎮164個村進行了調查，盡管調研目的并不是專門研究吳起貧困問題，但是調查內容包括農戶的家庭基本信息，農戶的生產生活的投入產出情況以及家庭的資產擁有狀況，可以從微觀層面很好地了解吳起歷年的貧困動態，所搜集到的數據涵蓋1998，2004，2006－2008以及2010，2011年共7年數據。

以農戶為基本研究單位，假設家庭規模對農戶之間的相對貧困沒有影響，也即不考慮家庭人口在對家庭準公共產品(住房、家電等)的消費中可能存在的規模經濟效應［12］。以人均總資產為主要指標進行分析。此處人均總資產主要從以下7個方面來衡量:人均農業產值、人均林業產值、人均畜牧業產值、人均儲蓄額、人均固定資產價值、其他收入。其中農業和林業產值主要考慮每年農林產出的總價值，而沒有對相應的土地進行折價估計;人均固定資產包括房屋折價、生產性耐用消費品和生活性耐用消費品的總價值;其他收入主要包括打工收入以及其他財產性收入，由于調研內容中沒有涉及家庭儲蓄額，限于數據的可得性，此處儲蓄額度采用的是歷年吳起城鄉居民人均儲蓄存款余額，所用數據來自于歷年《吳起統計年鑒》。

2.2 人均資產量的變化及分析

為了使各年份的人均資產量具有可比性，本文以1978年為基期，計算了歷年GDP平減指數，并以此為基礎對名義人均資產量進行了平減，其中歷年GDP數據均來自于2011年《中國統計年鑒》。可以得出歷年人均資產量以及各資產項目占總資產百分比如表1所示。

由表1可以看出，退耕還林工程實施期間，吳起縣農村人均總資產增加了8 500.66元，增加了7.70倍，這也驗證了Emi Uchida等［2］人對退耕還林促進吳起經濟增長的研究結果的準確性。通過對各個資產項目的考察可以看出，各資產項目產值的變化趨勢有所差別，而人均其他收入的增加和人均固定資產價值的增加是造成人均總資產持續增加的主要原因。

各資產項目的具體變化表現在以下幾個方面。

第1，由于退耕還林工程的實施，人均耕地面積減少，盡管土地的生產效率有所提高［13］，但由耕地帶來的農業產值相比退耕還林之前人均農業產值在總量上有了大幅的減少，并且由于農業生產的自然性，各年份的人均產值并沒有表現出明顯的趨勢性變化。

第2，人均林業產值自2004年之后整體呈下降趨勢，這主要是因為調研農戶中林木種植主要以生態林為主，其直接經濟效益幾乎沒有，林業所帶來的產值主要是國家的補貼，所以人均林業產值也隨著退耕還林工程不同階段補貼的減少而減少，此處人均林業產值沒有對林地及活立木本身的經濟價值進行估計，所以此處整體人均林業產值比林業所能帶來的實際價值較小。

表1 1998－2011年人均資產量Tab.1 Amount of per capita assets from year 1998 to 2011

第3，人均畜牧業產值基本上表現為先減少后增加的趨勢，這是由于退耕還林工程期間禁牧政策的實施，退耕農戶對牲口的飼養量明顯減少，但隨著市場供需結構的變化，羊肉等牲畜價格上漲畜牧業的養殖又呈現增加的態勢，最終趨于平衡［14］。

第4，人均其他收入整體呈現增加趨勢，表明退耕還林工程的實施解放了農村勞動力，增加了外出打工時間，提高了外出務工收入。

第5，人均固定資產價值是農戶人均累計擁有的固定資產價值，整體增加趨勢明顯，表明農戶所能獲得的由生產生活資料所能帶來的效用在持續增加，人均福利實現了帕累托改進。

第6，人均儲蓄額的先提升后降低的變化表明了人均現金財富持有量的變化，結合人均固定資產的增加可以看出農村儲蓄和消費習慣正在發生改變，農村消費市場正在逐步開放。

各資產項目所占比重發生了顯著的變化，主要表現在以下幾個方面:

第1，農業產值所占比重降低，產業結構正在調整。第一產業中包含的人均農業產值、人均林業產值以及人均畜牧業產值所占總資產中比重持續下降，由1998年的47.26%下降到2011年的6.28%，表明農業收入在農村收入結構中重要性正在降低，這與農業產業的比較劣勢有關，相對于其他產業，農業的邊際收益較低。

第2，人均固定資產增加導致人均其他收入所占比重下降。人均其他收入占總資產的比重也呈下降趨勢，這主要是由于人均其他收入的增加幅度小于人均固定資產的增加幅度。新農村建設開展以來，吳起縣對新建住房以及生產、生活資料的補貼額度較大，這使得人均固定資產的增加有了大幅度的提高。

第3，人均儲蓄額與人均固定資產所占比重呈相反變化表明吳起農戶的資產偏好發生了變化。人均儲蓄額占總資產比重與人均固定資產占總資產比重呈現相反的變化，表明農村家庭總資產結構的調整，從整體趨勢來看，吳起農戶最初持有儲蓄額占總資產比重呈先增加后減少的變化，而相應人均固定資產占總資產比重呈先減少后增加的趨勢，表明吳起農戶對儲蓄的偏好隨著經濟的發展以及家庭總資產的增加而降低，而對固定資產的投資正在增加。

2.3 相對貧困的動態演化及分析

退耕還林工程的實施對吳起縣農村經濟的發展產生了巨大的影響，吳起相對貧困狀況發生了巨大的變化。以可比的人均總資產為基礎測定的吳起縣不同年份的貧困線整體呈現上升態勢，2011年比1998年提高了2 694.56元，增加了4.82倍，表明吳起農村在近十幾年中經濟水平有了長足發展，農民的平均生活水平有了巨大的提高。在此背景下，由貧困發生率H，貧困缺口指數I，Sen指數以及綜合性指數FGT2所測定的吳起農戶貧困狀況如表2所示。圖1則反映了由FGT2指數測定的吳起農戶整體貧困狀況的變動趨勢。

退耕還林背景下吳起相對貧困動態變化具體表現如下:

第1，吳起相對貧困整體呈U型變化。退耕還林實施以來吳起農戶相對貧困變動趨勢主要表現為先下降后增加的趨勢，FGT2指數模擬的吳起貧困動態呈明顯的U型變化，如圖1所示。貧困發生的廣度、強度與深度都與綜合指標呈現相似的變化。整體來看，退耕還林工程實施之前，整體貧困狀況比較嚴重;而在2006－2008年期間，貧困狀況有了極大的改善，其中2006年與2008年已經消除了相對貧困狀況;自2008年之后，吳起農戶的相對貧困狀況又有所加劇，然而以FGT2所測定的貧困變動率2011年比1998年累計下降了59.61%，說明吳起農村整體相對貧困狀況較退耕還林之前有了極大改善。

第2，貧困發生規模的具體變化。從貧困發生的廣度來看，退耕還林之前，貧困發生率為14.36%，表明有占14.36%的吳起農戶屬于貧困群體，退耕還林實施之后，2004年貧困發生率下降為7.31% ，貧困規模有所減少，到2006－2008年期間，基本上已經消除了貧困，而2008年之后，貧困的發生規模又出現增加趨勢，到2011年貧困發生率增加為9.09%。

表2 貧困測定指標體系Tab.2 Poverty measurement index system

圖1 吳起農戶FGT2指數變動趨勢Fig.1 The trend of FGT2index of farmers in Wuqi from 1998 to 2011

第3，貧困發生強度的具體變化。從貧困發生的強度來看，退耕還林之前，貧困缺口指數為29.76%，而在退耕還林實施之后，2004年貧困缺口指數下降為16.6%，表明貧困的強度有所緩解，同等條件下完全消除貧困所需資金有所下降。在繼2006－2008年貧困基本消除之后，2010年貧困缺口指數上升為29.92%，比退耕還林工程實施前還要高0.16個百分點，表明此時盡管貧困的發生規模有所減少，但是貧困強度的增加加劇了扶貧的難度。2011年貧困缺口指數為25.67%，比2010年下降了4.25個百分點，盡管同年貧困發生率比2010年高，但是，貧困強度的緩解也使2011年整體貧困狀況得到改善。

第4，貧困發生深度的具體變化。從貧困發生的深度來看，Sen指數的變化與貧困缺口指數的變化相似，也呈現先降低后增加的趨勢，表明自退耕還林以來，貧困深度在近年來有增加趨勢，表明扶貧難度在進一步增強。

3 貧困群體的內部特征探析及不平等性對貧困的影響

3.1 貧困的具體表現

認清貧困群體的具體表現可以更好地了解貧困的內部特征，對貧困的解決可以提供更有針對性的建議和意見。貧困群體人均相對總資產表示了貧困群體內部各資產的人均擁有量占人均總資產的比值，它的大小反映了貧困群體具體貧困表現。

從整體來看，貧困人口人均相對總資產呈現先增加后降低的倒“U”型趨勢，與整體貧困的發生狀況相反，說明在貧困狀況改善的時候，貧困人口人均相對總資產呈提高趨勢，而當貧困狀況惡化時，貧困人口人均相對總資產隨之降低。具體來看，人均農業總資產只有整體農業總資產的60%左右，說明相對其他農戶，貧困農戶對農業的投入不足，致使其農業總產值較低。人均林業總資產基本呈現先增加后降低的趨勢，以2011年為例，貧困農戶人均林業總資產只占整體的56%，說明貧困農戶的林業產值還有很大的上升空間。貧困農戶人均畜牧業產值在退耕還林之后基本上呈現下降趨勢，到2011年貧困農戶的人均畜牧業產值只有總體畜牧業總產值的1.38%，這可能是由于貧困群體因其可支配收入有限，難以將有限的收入投入到畜牧業中。退耕還林工程實施之后貧困群體人均其他收入占總體人均其他收入的40%，而自2008年以后，這一比值不足20%，說明貧困群體農戶相對外出打工時間和打工收入都在不斷減少，這可能是由于貧困群體自身能力水平限制，也可能由于家庭其他原因導致。貧困群體人均固定資產占總體人均固定資產的比重呈現明顯的下降趨勢，結合人均固定資產占總資產的比重可以看出這是貧困群體和其他非貧困群體總資產拉大的主要原因。

3.2 收入分配不平等對貧困的影響

影響貧困的因素有很多，Datt和 Ravallion［15］在1992年通過對FGT指數進行分解，認為貧困的影響主要表現在兩個方面，一是經濟增長的變化影響收入均值，進而影響貧困;二是在假定收入均值不變的情況下，收入分配的不平等通過影響洛倫茲曲線的離中趨勢來影響貧困。洛倫茲曲線的變動主要表現在基尼系數的變動上。

表3列出了吳起農村整體以及貧困和非貧困組內的基尼系數，圖2則描述了吳起農村基尼系數以及貧困人口人均相對總資產的變動趨勢。

以人均總資產衡量的歷年吳起農村的整體基尼系數GT絕對水平不高，均在0.2－0.4以下，按聯合國有關組織規定，這是一個收入分配相對合理的區域，表明吳起農村在退耕還林前后整體上收入分配相對合理，沒有出現收入差距懸殊的狀況。盡管如此，也可以看出，GT的變化呈先減少后增加的“U”型趨勢，表明隨著退耕還林工程的實施吳起農村收入分配趨于平均，然而自2008年至今吳起農村的收入分配有拉大趨勢。

從分組考察的基尼系數來看，非貧困組內基尼系數GNP絕對水平較為合理，均處于0.4以下，且其變化狀況與整體基尼系數GT變化趨勢相同，也呈現先降低后增加的趨勢，表明非貧困群體的收入分配狀況是影響整體分配狀況的主要原因。貧困組內基尼系數Gp的絕對水平較低，均在0.2以下，表明貧困組內的收入分配絕對的平均，但是導致貧困群體內部經濟增長的社會動力影響不足，結合貧困人口人均相對總資產可以看出盡管貧困人口內部收入分配較為平均，但是其所占有的相對總資產在近幾年卻呈下降趨勢，從側面反映貧困群體整體經濟增長緩慢，與非貧困群體有脫節現象，吳起整體經濟的增長沒有有效的波及貧困群體。

表3 吳起農村基尼系數Tab.3 Gini index of Wuqi county

圖2 吳起農村基尼系數及貧困人口人均相對總資產變動趨勢Fig.2 The trend of FGT2index and the change of per capita relative total assets of poverty group in Wuqi from 1998 to 2011

4 結論與建議

自退耕還林工程實施以來，吳起農戶的相對貧困狀況有了很大改善，但是隨著近幾年農民收入的不平等性加劇，相對貧困的狀況有惡化趨勢。1998－2011年期間，吳起農村相對貧困動態演化整體呈先減少后增加的“U”型變化趨勢。具體的貧困發生規模、強度和深度都呈現相似的變化。通過考察吳起農村歷年基尼系數變化可以看出，吳起農村基尼系數整體處于分配合理的區間，但其先增加后減少的倒“U”型變化是表明吳起農村收入分配不平等是造成吳起農戶相對貧困的主要原因。貧困群體內部的基尼系數均處于0.2以下，說明貧困群體內部經濟增長的社會動力不足，結合貧困群體人均相對總資產可以得出農村經濟的發展并沒有有效波及貧困群體，其與非貧困群體有脫節現象。

改善吳起貧困狀況應從以下幾個方面做起:

第1，適當加大貧困群體內部基尼系數，提高經濟增長的社會動力。政府可以將扶貧計劃分階段進行，第一階段重點扶持貧困群體內部有號召力的農戶，適當加大貧困群體內部的收入差距，讓這一部分有號召力農戶的發展激勵其他貧困農戶的發展;第二階段為對剩余貧困農戶的項目扶持，通過對貧困農戶總資產的具體考察，提高其相對落后的資產量，以2011年為例，貧困群眾人均畜牧業總產值只有總體畜牧業產值的1.38%，在所有貧困群體相對資產項目中所占比例最小，所以首先可以將扶貧資金重點運用在發展貧困農戶的畜牧業上，依次類推進行其他項目的扶持。

第2，在農村實行貧困互助，有效實現非貧困農戶對貧困農戶的帶動作用。去除農村非貧困農戶和貧困農戶之間的經濟交流壁壘，以村為單位建立貧困幫扶制度，可以將扶貧資金的一部分用來設立幫扶基金，獎勵對貧困農戶有幫助的非貧困農戶，加強兩者之間的交流與合作，改善目前貧困農戶與非貧困農戶經濟上的脫節現象。

第3，提高貧困農戶自身的能力，使其能充分參與市場競爭。外出務工是貧困農戶提高自身經濟收入的主要來源，而在市場經濟的今天，提高勞動力素質是勞動力市場競爭的必然要求。政府部門可以針對不同貧困農戶的特點，進行不同行業不同年齡段的就業培訓，提高貧困農戶自身的能力，使其能滿足市場競爭的要求。

第4，完善農村保障體制是解決農村貧困的重要措施。對喪失勞動能力或因家庭重大變故如疾病、死亡等引起的貧困應進行全面的幫扶，從醫療、保險、金融等各個方面建立全方位有效的救助體制。

(編輯:李 琪)

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