精準扶貧政策與農村相對貧困
——基于貧困村與建檔立卡的分析

陳杰, 朱紅根, 翁辰

一、 引言

改革開放四十年以來，我國農村扶貧工作取得了舉世矚目的成就，為全球減貧事業做出了巨大貢獻。相關數據顯示，按照現行農村貧困標準(年人均純收入2 300元/年，2010年價格水平)，2018年我國農村貧困發生率降為1.7%，比1978年的97.5%下降了95.8個百分點(1)數據來源于國家統計局住戶調查辦公室2019年的調查。。回顧我國農村脫貧攻堅過程，建檔立卡與貧困村兩項政策發揮了重要作用。2001年，中央出臺了《中國農村扶貧開發綱要(2001—2010)》，明確強調扶貧開發規劃要以縣為基本單位，以貧困鄉村為基礎，強調以村為單位調動農民的參與性，進行農村扶貧綜合開發。這也標志著我國農村扶貧工作由原先的縣級瞄準開始向村級瞄準轉變。相較于縣級層面，村莊因聚居的居民在自然資源、文化、基礎設施和社會服務方面有著更多的共同點，從而更便于綜合開發(2)汪三貴，ALBERT P, SHUBHAM C, 等.中國新時期農村扶貧與村級貧困瞄準[J].管理世界，2007(1)：56-64.。2014年1月，中共中央辦公廳和國務院辦公廳聯合印發了《關于創新機制扎實推進農村扶貧開發工作的意見》，提出對每個貧困村、貧困戶建檔立卡，建設全國扶貧信息網絡系統。國務院扶貧辦隨后制定了《建立精準扶貧工作機制實施方案》，在全國范圍推進精準扶貧工作。至此，中國扶貧事業進入到精準扶貧和精準脫貧的新階段(3)汪三貴，曾小溪.從區域扶貧開發到精準扶貧——改革開放40年中國扶貧政策的演進及脫貧攻堅的難點和對策[J].農業經濟問題，2018(8)：40-50.。在這一階段，一方面，扶貧瞄準對象進一步縮小，精準至建檔立卡戶；另一方面，村作為最小的行政單位，與貧困戶的聯系最為緊密，是國家點-面結合扶貧過程中最為重要的一環，是精準扶貧、精準脫貧最直接的計劃、組織和實施者(4)詳見吳國寶《中國扶貧開發與全面建成小康社會》，載李培林、魏后凱主編《中國扶貧開發報告(2016)》，社會科學文獻出版社2016年版。。與一般的社會救助政策不同，政府在實施建檔立卡與貧困村政策時，其主要手段還是通過產業、就業、金融等方式進行支持并幫助貧困戶脫貧(5)吳國寶.改革開放40年中國農村扶貧開發的成就及經驗[J].南京農業大學學報(社會科學版)，2018(6)：17-30.。

隨著2020年年底的到來，“確保到2020年，我國現行標準下農村貧困人口實現脫貧”的基本目標即將實現。屆時，我國農村地區絕對貧困將基本消除，以往困擾貧困群體的溫飽問題將得到有效解決。隨著我國步入全面建成小康社會的發展階段，農村居民所面臨的貧困形式將發生急劇轉變，主要表現為群體之間的發展不平衡和不充分。具體而言，農村內部及城鄉貧富差距拉大，“相對貧困為主”的貧困群體正在急劇增加，這部分貧困人口雖然可以解決基本生存問題，但相較于富裕階層或社會平均水平，他們的整體收入水平依然較低，從事正常社會活動所需要的機會、能力或社會資源仍然匱乏，并且隨時面臨陷入“貧困”或貧困惡化的風險(6)蘭劍,慈勤英.后脫貧攻堅時代農村社會救助反貧困的困境及政策調試[J].西北農林科技大學學報(社會科學版)，2019(3)：63-68.。為了解決這一問題，2020年后扶貧戰略首先需要制訂新貧困標準。陳志鋼等認為，這是估算貧困人口的規模、特征和分布的前提，有利于確定具體的工作方向，下一步的貧困標準制訂可以有以下三個方面的政策選擇：更高的絕對貧困標準、新的相對貧困標準、多維貧困標準(7)陳志鋼,畢潔穎,吳國寶，等.中國扶貧現狀與演進以及2020年后的扶貧愿景和戰略重點[J].中國農村經濟，2019(1)：2-16.。從理論、現實需要以及實際操作角度出發，相對貧困標準可能更為適用。首先，考慮到2035年實現社會主義現代化的目標和鄉村振興的目標，2020年后的扶貧戰略將更加重視縮小人們的收入和生活水平差距，體現公平性的相對貧困測量方法將被納入政策決定者的考慮范圍(8)陳志鋼,畢潔穎,吳國寶，等.中國扶貧現狀與演進以及2020年后的扶貧愿景和戰略重點[J].中國農村經濟，2019(1)：2-16.；其次，相對貧困標準能夠與經濟發展階段相適應，可以每年進行調整，可操作性強；最后，從國際經驗來看，采用相對貧困標準的國家主要為高收入及中高收入國家，目前已經在不少國家實施。因此，采用這一標準可以進行國際比較，對我國的貧困監測參考價值較高。

基于此，本文旨在考察精準扶貧時期我國的建檔立卡與貧困村政策在幫助貧困戶實現收入提升的同時，是否還存在優化收入分配的外溢作用，并最終改善農村相對貧困格局。具體而言，本文采用2018年年底我國中西部地區5省10個貧困縣的農戶抽樣調查數據，首先測算并分析了我國農村相對貧困情況，然后對處于不同政策下群體的相對貧困展開對比分析，從而驗證貧困村與建檔立卡政策是否存在改善農村收入分配、降低相對貧困的外溢作用。這對于2020年絕對貧困消除后，我國政府研究制訂解決相對貧困問題的相關政策具有重要指導意義。

二、 文獻綜述

(一) 相對貧困標準的設定

與獨立于收入分配格局的絕對貧困不同的是，相對貧困體現的是收入分配，主要反映經濟差距。目前，應用相對貧困標準的國家，往往是發達及中等發達國家，比如OECD國家、歐盟國家、日本、韓國等。在相對貧困線具體設定中，一般選取居民人均收入中位數的一個固定比例，常用標準是50%(如日本、韓國)或60%(如瑞典、法國、芬蘭、德國等歐盟國家)，但是，以往在計算居民人均收入時并未考慮家庭結構的差異。從理論上講，計算相對貧困線的關鍵在于確定一個社會公認的生活方式，而這就需要將不同家庭之間的結構差異考慮在內。OECD中一些國家將家庭成員分為勞動力與非勞動力，并對不同類型分別賦予相應的權重。此后，英國在家庭人均收入中位數60%的基礎上進一步做出改進，具體而言，考慮家庭的不同類型，并設置權重，將沒有子女的家庭設置權重為1，其中，第一個成人權重為0.67，其配偶為0.33。若繼續添加家庭成員，14歲以下兒童則權重為0.2，14歲以上個體則權重為0.33。在此基礎上，根據不同家庭類型確定相對貧困標準(9)資料來源：https:∥www.gov.uk/government/statistics/households-below-average-income-199495-to-201718。。

目前，在實際工作中，我國香港地區最早采用相對貧困線，設定的標準是全港同人數住戶(外籍家庭傭工除外)月人均收入中位數的50%。2018年，廣東省政府辦公廳印發《關于打贏脫貧攻堅戰三年行動方案(2018—2020年)》，提出的相對貧困標準為有勞動能力相對貧困人口年人均可支配收入達到當年全省農民人均可支配收入的45%，相對貧困村年人均可支配收入達到當年全省農民人均可支配收入的60%。隨著2020年的到來，越來越多的學者開始嘗試使用相對貧困線來測算我國的貧困情況。王曉琦和顧昕統計了2000—2013年的絕對貧困線與農村人均純收入之比，大致在25%左右(10)王曉琦,顧昕.中國貧困線水平研究[J].學習與實踐，2015(5)：76-87.。陳宗勝等結合我國當前的經濟發展和扶貧標準，將0.4～0.5的均值系數作為界定“相對貧困”的標準(11)陳宗勝，沈揚揚，周云波.中國農村貧困狀況的絕對與相對變動——兼論相對貧困線的設定[J].管理世界，2013(1)：67-75.。當然，在經濟發展水平進一步提高的情況下，可以考慮進一步提升相對貧困線。與之類似，一些學者在研究農民工群體時，將相對貧困線設定為城鎮居民人均可支配收入中位數的50%(12)楊帆,莊天慧.父輩稟賦對新生代農民工相對貧困的影響及其異質性[J].農村經濟，2018(12)：115-122； 郭君平,譚清香，曲頌.進城農民工家庭貧困的測量與分析——基于“收入-消費-多維”視角[J].中國農村經濟，2018(9)：94-109.。此外，也有一些學者采用其他標準，比如崔景華等以村莊為單位將各年家庭人均純收入中位數的25%作為衡量標準(13)崔景華,李萬甫，謝遠濤.基層財政支出配置模式有利于農戶脫貧嗎——來自中國農村家庭追蹤調查的證據[J].財貿經濟，2018(2)：21-35.，如果某一農戶家庭人均純收入少于所在村莊家庭人均純收入中位數的25%，則屬于相對貧困。涂麗和樂章則以中等收入水平的1/3作為界定相對貧困的標準(14)涂麗，樂章.城市工作貧困及其影響因素研究——來自CFPS數據的實證[J].人口與經濟，2018(5)：20-30.。除了以收入為基礎構建相對貧困線，也有少部分研究依據恩格爾理論的構建思路，將基本需求支出作為衡量居民相對貧困指數的指標(15)夏春萍,雷欣悅,王翠翠.我國農村多維貧困的空間分布特征及影響因素分析——基于31省的多維貧困測度[J].中國農業大學學報，2019，24(8)：229-238.。

(二) 精準扶貧政策的減貧效果

現有關于精準扶貧政策減貧效果的研究主要圍繞以下幾個方面展開。一是探討精準扶貧政策總體的減貧效果。如邊俊杰和趙天宇的研究發現，精準扶貧政策顯著提高了農村貧困居民的消費水平，特別是居住支出和教育支出(16)邊俊杰，趙天宇.精準扶貧政策對農村貧困居民家庭消費的影響——基于贛南蘇區的入戶調查數據分析[J].江西財經大學學報，2019(1)：63-73.。而徐志剛等的研究則指出精準扶貧顯著降低了貧困發生率，但對貧困戶收入和消費的促進作用并不顯著(17)徐志剛，李美佳，王晨.精準扶貧的脫貧與收入消費增長效應跟蹤評估——來自江蘇省“扶貧到戶”政策的經驗[J].南京農業大學學報(社會科學版)，2019(6)：29-38.。沈宏亮和張佳剖析了精準扶貧政策對建檔立卡戶收入增長的影響，發現精準扶貧對建檔立卡戶不同類型收入均具有顯著的促進作用(18)沈宏亮，張佳.精準扶貧政策對建檔立卡戶收入增長的影響[J].改革，2019(12):87-103.，這與蔡進等的研究結論一致(19)蔡進，禹洋春，邱繼勤.國家精準扶貧政策對貧困農戶脫貧增收的效果評價——基于雙重差分模型的檢驗[J].人文地理，2019(2)：90-96.。二是探討不同類型精準扶貧項目的減貧效果。如章貴軍和歐陽敏華分析了政策性金融扶貧項目的收入改進效果，發現政策性金融扶貧項目改進了貧困戶的可支配收入和收入結構(20)章貴軍，歐陽敏華.政策性金融扶貧項目收入改進效果評價——以江西省為例[J].中國軟科學，2018(4)：54-64.。陳守東和顧天翊探討了產業扶貧的貧困擺脫效應，發現產業扶貧通過貧困人口內生增收提升了貧困擺脫效率(21)陳守東，顧天翊.產業扶貧具有更好的貧困擺脫效應嗎?——基于扶貧改革試驗區樣本的準自然實驗分析[J].財經問題研究，2019(10)：113-121.；胡晗等發現產業扶貧政策雖然幫助貧困戶實現了增收，但對外出務工、經商等收入的增加影響并不顯著(22)胡晗，司亞飛，王立劍.產業扶貧政策對貧困戶生計策略和收入的影響——來自陜西省的經驗證據[J].中國農村經濟，2018(1)：78-89.，這與寧靜等的發現一致(23)寧靜，殷浩棟，汪三貴，等.產業扶貧對農戶收入的影響機制及效果——基于烏蒙山和六盤山片區產業扶貧試點項目的準實驗研究[J].中南財經政法大學學報，2019(4)：58-66.。寧靜等的研究指出易地扶貧搬遷能有效降低農戶貧困脆弱性，從根本上解決自然稟賦導致的貧困(24)寧靜，殷浩棟，汪三貴，等.易地扶貧搬遷減少了貧困脆弱性嗎?——基于8省16縣易地扶貧搬遷準實驗研究的PSM-DID分析[J].中國人口·資源與環境，2018(11)：20-28.。平衛英等探討了就業扶貧的增收效果，發現就業扶貧顯著提升了建檔立卡貧困戶的家庭純收入(25)平衛英，羅良清，張波.就業扶貧、增收效應與異質性分析——基于四川秦巴山區與藏區調研數據[J].數量經濟技術經濟研究，2020(7)：155-174.。

綜上所述，雖然國際上不少發達國家已經采用了相對貧困標準，但有關我國相對貧困問題的研究與實踐仍然較少，尚處于起步階段。在精準扶貧政策減貧效果的研究方面，現有研究主要以絕對貧困為基礎進行探討，相對貧困僅作為貧困視角下收入分配問題的體現，以相對貧困為基礎的政策效果評估仍較為缺乏，且較少有研究從貧困村和建檔立卡政策的視角切入來探討精準扶貧政策的減貧效果。對此，本文一方面借鑒國際最為通行的相對貧困標準，設定我國農村相對貧困線，通過一手調研數據，針對現有標準下已脫貧戶進行測算，并與以往的相關研究作對比，以論證這一設定的合理性。另一方面，本文對建檔立卡與貧困村設立這一精準扶貧政策是否存在降低農村相對貧困的外溢作用進行評估，以期為我國后扶貧時代的政策設計提供決策參考。

三、 農村相對貧困測算及分析

(一) 數據介紹

本研究使用數據來自于2018年年底課題組對我國中西部地區5省10個貧困縣的農戶抽樣調查。這5個省份屬于貧困發生率中等、貧困規模較大的地區，具有較強的代表性。調研對象涉及所在貧困縣的建檔立卡戶和非建檔立卡戶，調研樣本的選擇過程如下所述。(1) 對每個省份的貧困縣按貧困發生率高低分別抽取2個縣。(2) 在每個貧困縣抽取樣本村，共抽樣了18個村，其中6個一般貧困村，6個邊角貧困村和6個非貧困村。首先，從地理區位、通達度、村均收入水平、貧困發生率、村屬性等方面綜合考慮，隨機抽樣6個一般貧困村和6個邊角貧困村；對于非貧困村的抽樣，綜合考慮邊角村、燈下黑的因素，隨機抽取6個非貧困村。(3) 對于農戶的抽樣方法：首先，由每個樣本貧困村提供農戶花名冊，然后根據花名冊每村隨機抽取；其次，在每個樣本非貧困村中隨機抽取2個村小組，然后對每個村小組隨機抽取農戶。在處理戶主未成年、收入數據缺失等異常值后，本次調研的有效樣本包括3 601戶建檔立卡戶，2 473戶非建檔立卡戶。

依照國家統計局公布結果，2018年農村絕對貧困標準為2 995元。經統計，家庭人均收入在2 995元以下的個體有45戶，約占總樣本的0.74%，表明該區域絕對貧困已基本得到解決。如上文所述，在結合國內相關研究以及國際比較主流的設定方式基礎上，本文一共設定了4種標準，分別是：標準1，家庭人均收入分布中位數的50%；標準2，家庭人均收入分布中位數的60%；標準3，考慮家庭結構，對家庭成員進行加權，設定為家庭加權人均收入分布中位數的50%；標準4，家庭加權人均收入分布中位數的60%。其中，家庭人均收入為家庭純收入與常住人口的比值，家庭人均加權收入為家庭純收入與加權常住人口(參照英國對于家庭類型的設定方式)的比值。表1統計了總樣本家庭人均收入與家庭加權人均收入的主要指標，依據中位數，我們獲得了四種相對貧困標準，分別是標準1為4 917元，標準2為5 900元，標準3為8 370元，標準4為10 044元。由此可以發現，采用相對貧困標準后，農村貧困線標準得到了大幅提高。表1還對貧困村、非貧困村、建檔立卡與非建檔立卡樣本的人均收入展開統計，結果顯示，貧困村樣本家庭人均收入與家庭人均加權收入的平均值與中位數均要略高于非貧困村樣本，建檔立卡樣本人均收入與家庭人均加權收入的平均值要略低于非建檔立卡樣本，但是其中位數卻要略高于非建檔立卡樣本。

表1 家庭收入統計

(二) 測算方法

本文首先需要對貧困進行測度，主要包括兩個問題：第一個是貧困識別(identification of poverty)，即以何種標準區分貧困人口與非貧困人口；第二個是貧困度量(measurement of poverty)，即以何種指標準確反映一個國家或者地區的貧困狀況，主要包括貧困發生率與貧困強度。

貧困發生率的計算一般使用貧困人口數q與人口總量n的比H=q/n。H是一種經常使用的貧困指數，但并不能反映貧困的強度，例如在貧困人員中，一些成員的收入水平遠低于貧困標準，而另一些人員的收入水平接近貧困標準，從現實考慮，前者的貧困強度應大于后者，但兩種情況下貧困發生率H是相等的。對此，我們進一步采用FGT指數來測算貧困強度(26)FOSTER J E, et al. A class of decomposable poverty measures[J]. Econometrica, 1984, 52(3): 761-766.。由于具備一系列良好的性質(27)王祖祥,范傳強,何耀.中國農村貧困評估研究[J].管理世界，2006(3)：71-77.，FGT指數是目前世界上使用最為廣泛的貧困指數，定義如下：

(1)

其中，q表示貧困人口數，z表示貧困標準，yi表示個人i的收入，α>0表示貧困厭惡系數。顯然這種指數的取值范圍是0～1。α具有重要的經濟意義，對于同一個收入分配與相同的貧困線，α越大，算出的貧困指數越大，因此α可以理解為對貧困的厭惡程度，α越大，表示對低收入群體的關注程度越強烈。當α=0時，FGT(0)為平常在文獻中經常所見的貧困發生率H。當α=1時，FGT(1)表示貧困深度，也稱為貧困距指數PG。FGT(1)考慮了貧困戶的人均收入和貧困線之間的收入差距，是貧困人口的收入缺口占貧困線的比率，其取值范圍為0～1(28)收入缺口指貧困人口收入與貧困線之間的差額。。FGT(1)值越小，表示貧困線以下的貧困人口的收入距離貧困線越近，貧困深度越淺；FGT(1)值越大，表示貧困線以下貧困人口的收入離貧困線越遠，貧困深度越深。當α=2時，FGT(2)表示貧困強度，也稱為平方貧困距指數SPG，是貧困發生率H與貧困距PG指數的乘積，其取值范圍是0～1。相對于FGT(1)，FGT(2)滿足轉移公理條件，對收入累退轉移敏感，可以反映貧困人口之間收入的不平等程度。FGT(2)值越大表示貧困程度越深，扶貧工作難度越大、成本越高。可以看出，在使用FGT指數進行貧困測算時，貧困標準z的選擇是最為基礎也是最為重要的一步。基于此，如上文所述，本文選擇4個相對貧困標準，從而能較為全面地反映出貧困發生率、貧困深度以及貧困強度。

(三) 測算結果分析

表2給出了不同標準下相對貧困的測算結果。通過分析FGT(0)的結果，我們發現，盡管從絕對貧困標準看，所有個體均已脫貧，但是，在家庭人均收入分布中位數的50%的相對貧困標準下，仍有近9.6%的個體處于貧困狀態，而且，當標準進一步上調至60%時，處于貧困狀態下的個體比例將達到17.5%。當然，如果考慮家庭結構，FGT(0)的結果有所減緩，標準3與標準4的結果分別是5.8%與12.5%。通過相對貧困的測算，我們可以識別這類家庭，并加以重點關注，盡管在現行絕對貧困標準下，他們已經脫貧，但是他們可能是最為脆弱的脫貧者，存在較高的返貧概率。

FGT(1)、FGT(2)的結果又被稱為貧困距指數PG、平方貧困距指數SPG，分別代表貧困深度與貧困強度。與預期一致，無論是采用家庭收入中位數還是家庭加權中位數，隨著標準的提高，PG指數與SPG指數均有所提高，表明貧困深度與貧困強度均有所加重。與以往研究相比，比如王祖祥等利用《2005中國農村住戶調查年鑒》數據，測算出1995-2004年間，中國農村貧困強度(SPG指數)在0.007左右(29)王祖祥,范傳強,何耀.中國農村貧困評估研究[J].管理世界，2006(3)：71-77.；陳新和沈揚揚利用不同貧困標準，對天津農村的貧困展開測算，在“2010年貧困標準” “1天1.25美元” “1天2美元”貧困標準下，PG指數大體在0.004～0.100之間，SPG指數在0.002～0.008之間(30)陳新，沈揚揚.新時期中國農村貧困狀況與政府反貧困政策效果評估——以天津市農村為案例的分析[J].南開經濟研究，2014(3)：23-38.，這與劉林等采用FGT指數對西部地區貧困進行測度的結果大體一致(31)劉林，龔新蜀，李翠錦.西北地區城鎮居民貧困程度的測度與實證分析[J].人口學刊，2011(6)：63-68.。本文測算出的PG指數與SPG指數均在合理范圍。由于本文的研究對象為在現行絕對標準下已脫貧戶，這一結果表明對于已經脫貧的農戶，目前的相對貧困程度與前幾年國家絕對貧困標準下的貧困程度類似。貧困深度與貧困強度的測算結果一定程度反映出本文設定的相對貧困標準在現行經濟條件下是可行的。在2020年后，農村可以采用這一目前比較主流的相對貧困標準設定方式監測農村地區的貧困狀況。

表2 不同標準下相對貧困測算結果

四、 扶貧政策與農村相對貧困

相對貧困標準是2020年后關于貧困監測的重要依據，上文中關于此標準的測算結果表明國際主流的設定方式具有一定的合理性。與此同時，相對貧困問題也并非一個新問題，而是伴隨著經濟發展一直存在的，是更高貧困標準的體現，也是農戶收入分配問題的一個部分。對此，我們將繼續對處于不同政策下群體的相對貧困展開對比分析，從而檢驗貧困村與建檔立卡政策是否有改善收入分配的外溢作用。

(一) 貧困村政策與農村相對貧困

表3給出了貧困村與非貧困村樣本相對貧困的測算結果。對于標準1，貧困村FGT(0)的結果為0.085 2，非貧困村FGT(0)的結果為0.126 7，貧困村樣本相對貧困發生率要低于非貧困村。同樣，貧困村FGT(1)與FGT(2)的結果也要低于非貧困村，表明貧困村樣本的貧困深度與貧困強度也要低于非貧困村。當上調標準后，標準2中FGT(0)、FGT(1)、FGT(2)的數值均有所上升，但是，貧困村的結果依然低于非貧困村。若采用家庭人均加權收入，標準3與標準4的結果也同樣表明，無論是相對貧困發生率，還是貧困深度與貧困強度，貧困村樣本的結果均要低于非貧困村。上述四個標準的結果表明，貧困村政策存在改善收入分配、降低相對貧困的外溢作用。

表3 貧困村與非貧困村相對貧困測算結果

(二) 建檔立卡政策與農村相對貧困

表4給出了建檔立卡與非建檔立卡樣本相對貧困的測算結果。對于標準1，建檔立卡FGT(0)的結果為0.058 7，非建檔立卡FGT(0)的結果為0.149 6，建檔立卡樣本相對貧困發生率要低于非建檔立卡。同樣地，建檔立卡FGT(1)與FGT(2)的結果也要低于非建檔立卡，表明建檔立卡樣本的貧困深度與貧困強度也要低于非建檔立卡。當上調標準后，標準2中FGT(0)、FGT(1)、FGT(2)的數值均有所上升，但是，建檔立卡樣本的結果依然低于非建檔立卡。進一步地，若采用家庭人均加權收入，標準3與標準4的結果也同樣表明，無論是相對貧困發生率，還是貧困深度與貧困強度，建檔立卡樣本的結果均要低于非建檔立卡。上述四個標準的結果表明，建檔立卡政策存在改善收入分配、降低相對貧困的外溢作用。

(三) 進一步討論：政策疊加效應

2014年1月后，精準扶貧成為我國扶貧工作中主要指導思想，扶貧瞄準對象進一步縮小，精準至建檔立卡戶，并且與最小行政單位的村緊密結合，形成點-面結合扶貧的方式。為了進一步了解貧困村與建檔立卡政策在改善收入分配、降低相對貧困方面的作用，我們將總樣本細分為“建檔立卡+貧困村” “建檔立卡+非貧困村” “非建檔立卡+貧困村”以及“非建檔立卡+非貧困村”四個子樣本。表5給出了政策交互作用下相對貧困的測算結果。對于標準1，首先，“非建檔立卡+非貧困村”樣本FGT(0)的結果最高，為0.187 5。在貧困村政策作用下，“非建檔立卡+貧困村”樣本FGT(0)結果下降為0.134 1；在建檔立卡政策作用下，“建檔立卡+非貧困村”樣本FGT(0)結果下降為0.074 3；在貧困村政策與建檔立卡政策共同作用下，“建檔立卡+貧困村”樣本FGT(0)結果最小，僅為0.054。其次，標準1下FGT(1)與FGT(2)的結果也表現出類似的趨勢。最后，不同子樣本在標準2、標準3與標準4下的FGT(0)、FGT(1)、FGT(2)結果進一步表明這一結果具有穩健性。上述結果表明，建檔立卡政策對于農戶改善收入分配、降低相對貧困的外溢作用要高于貧困村政策，與此同時，建檔立卡與貧困村政策的外溢作用可以疊加。

表5 政策疊加下相對貧困測算結果

(四) 扶貧政策下農戶外部條件改善與農村相對貧困

上文的測算結果表明，貧困村與建檔立卡政策存在改善收入分配、降低相對貧困的外溢作用。事實上，這類精準扶貧政策正是改善了農戶生產、生活等各類外部條件，才能促進農戶不斷提高生活水平。然而，在不同的區域，農戶生產、生活等各類條件的改善情況有所不同，這種差異性會直接影響扶貧政策的效果。對此，有必要進一步考察扶貧政策下，生產、生活等各類條件的改善是否有改善收入分配、降低相對貧困的外溢作用。

本文搜集了農戶關于居住所在區域交通出行條件、電力設施、醫療條件、衛生環境條件是否獲得改善的主觀評價(32)2014年以來，家庭所在村莊相關條件的變化：以前沒問題，現在出問題=1；以前有問題，現在還未解決=2；以前沒問題，現在也沒問題=3；以前有問題，現在變好了=4。本文將1～3設定為未改善，將4設定為獲得改善。。其中，交通出行條件、電力設施反映出生產條件，醫療條件、衛生環境條件反映出生活條件。表6給出了生產、生活條件獲得改善以及未獲得改善下農村相對貧困的測算結果。本部分首先對貧困村政策下的結果進行分析，對于交通出行條件，標準1下條件獲得改善的FGT(0)結果為0.081 8，低于未獲得改善的0.114 9，反映出交通出行條件獲得改善后，相對貧困發生率有所降低。與此同時，FGT(1)與FGT(2)的結果表明貧困深度與貧困強度也同樣有所下降。標準2至標準4的結果則進一步反映出這一結果具有穩健性。此外，電力設施、醫療條件、衛生環境條件的改善，同樣也能降低農村相對貧困的發生率、貧困深度與貧困強度。第二，本部分對建檔立卡政策下的結果進行分析，標準1至標準4的結果均顯示出，無論是哪一種生產、生活條件的改善，均可以有效降低農村相對貧困的發生率、貧困深度與貧困強度。總之，以上結果表明，在貧困村與建檔立卡政策下，農戶生產、生活等各類外部條件的提高可以改善農村地區收入分配，從而降低相對貧困。

表6 生產、生活條件改善對農村相對貧困的作用

五、 結論與啟示

本文利用2018年12月中部地區實地調研的數據，借鑒國際最為通行的相對貧困標準，設定了4種標準，分別是：標準1，家庭人均收入分布中位數的50%；標準2，家庭人均收入分布中位數的60%；標準3，考慮家庭結構，對家庭成員進行加權，設定為家庭加權人均收入分布中位數的50%；標準4，家庭加權人均收入分布中位數的60%。利用FGT指數，本文的測算結果表明，在標準1下，有近9.6%的個體處于相對貧困狀態，在標準2下，處于相對貧困狀態下的比例將達到17.5%。如果考慮家庭結構，FGT(0)的結果有所減緩。FGT(1)、FGT(2)的結果表明，目前的相對貧困程度與前幾年國家絕對貧困標準下的貧困程度類似，而這一結果在一定程度上反映出目前比較主流的相對貧困標準設定方式在現行經濟條件下是可行的，可以用于2020年后農村貧困狀況的監測。

對處于不同政策下群體相對貧困展開對比分析的研究發現，貧困村樣本FGT(0)、FGT(1)以及FGT(2)的結果均要低于非貧困村，建檔立卡樣本FGT(0)、FGT(1)以及FGT(2)的結果均要低于非建檔立卡，表明貧困村與建檔立卡政策存在改善收入分配、降低相對貧困的外溢作用。進一步地，建檔立卡政策對于農戶改善收入分配、降低相對貧困的外溢作用要高于貧困村政策，此外，建檔立卡與貧困村政策的外溢作用可以疊加。最后，在貧困村與建檔立卡政策下，農戶生產、生活等各類外部條件的提高可以改善農村地區收入分配，從而降低相對貧困。

2019年中央一號文件強調：“貧困人口退出后，相關扶貧政策保持穩定，減少和防止貧困人口返貧”，“研究解決收入水平略高于建檔立卡貧困戶的群眾缺乏政策支持等新問題”。2019年10月，黨的十九屆四中全會正式提出解決相對貧困議題，標志著相對貧困的治理正式進入政策議程。本文研究結果的相關啟示在于，目前比較主流的相對貧困標準設定方式在現行經濟條件下是可行的，但是，中國是一個區域發展不平衡程度較高的國家，各地生活水平存在較大差距。如果僅采用全國統一的貧困標準，會忽視區域發展的異質性，引起貧困識別上的偏差。因此，相對貧困標準在制定過程中，各省、市需要根據本地物價和生活水平，因地制宜地確定本地貧困線。此外，相對貧困標準在執行過程中，還需要根據國家統計局、省級統計局每年公布的居民收入情況，對相對貧困線進行相應的動態調整。

對于貧困村與建檔立卡政策，特別是建檔立卡在幫助貧困戶提高收入的過程中，具有較強的改善收入分配的外溢作用。與此同時，從個體至村，乃至縣，不同層面的扶貧政策會形成相互輔助、相互促進的疊加作用。因此，2020年以后，對于摘掉了“帽子”的貧困村、貧困縣，也可以適當保留當地業已形成的好的服務型措施，比如保留建檔立卡戶存檔至少兩年，并結合社保類政策對貧困戶進行兜底。此外，還可以有效銜接鄉村振興戰略緩解相對貧困。中共中央、國務院《關于實施鄉村振興戰略的意見》以2020年、2035年和2050年為三個時間節點，分別提出實施鄉村振興戰略的目標任務。在現行標準下農村貧困人口全部實現脫貧之際，可以將相對貧困納入鄉村振興戰略統籌安排。在鄉村振興戰略框架下，首先需要保證在脫貧攻堅過程中培育起來的扶貧產業在2020年后實現可持續發展，對此，可以進一步提高農民的組織化程度，比如繼續扶持專業合作社、各種經濟聯合體等。此外，還可以開展農村“新基建”建設，完善農村電子商務服務體系，強化已有商業、服務業網點等基礎設施的數字化改造升級，真正實現農村數字化扶貧。