劉宗飛，趙偉峰

(安徽科技學院　管理學院，安徽　鳳陽　233100)

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農(nóng)戶資源稟賦對相對貧困的影響

劉宗飛，趙偉峰*

(安徽科技學院管理學院，安徽鳳陽233100)

在對相對貧困界定的基礎上，利用2013～2014年吳起調(diào)研數(shù)據(jù)，分析了相對貧困與非貧困農(nóng)戶資源稟賦的差異，結(jié)果顯示二者在家庭非農(nóng)勞動時間比例、社會資本、初始資源稟賦及土地結(jié)構(gòu)等方面具有明顯區(qū)別； Logistic回歸表明：(1)初始資源稟賦的差異對相對貧困具有重大影響；(2)家庭整勞動力數(shù)量及家庭勞動時間較小是農(nóng)戶相對貧困產(chǎn)生的重要原因；(3)社會資本投入可以顯著改善相對貧困狀況；(4)林業(yè)資源可以在一定程度上緩解農(nóng)戶相對貧困狀況。最后，文章提出注重發(fā)展勞動力密集型產(chǎn)業(yè)，充分發(fā)揮相對貧困群體的比較優(yōu)勢，調(diào)節(jié)市場對財富的初始分配，以及，實施傾斜性財富再分配政策等建議。

資源稟賦；相對貧困；財富性收入

隨著經(jīng)濟發(fā)展，我國社會的貧困結(jié)構(gòu)發(fā)生了明顯的變化。絕對貧困人口的數(shù)量和比率呈現(xiàn)出明顯的下降，按照我國政府統(tǒng)計的絕對貧困標準，我國的貧困人口已由1978年的2.65億下降到2006年的不足2300萬，30年間我國的絕對貧困發(fā)生率下降了30個百分點。但相對貧困人口的數(shù)量和比率卻在迅速的上升，李永友等通過對我國城鄉(xiāng)人均可支配收入的研究發(fā)現(xiàn)中國居民間的收入差距高達12倍以上[1]。秦建軍等研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村內(nèi)部20%的高低收入農(nóng)戶間的收入差距由2003年的6.9倍擴大到了2009年7.9倍，農(nóng)村內(nèi)部收入差距的不斷擴大[2]。減緩農(nóng)村居民間持續(xù)擴大的收入差距，改善相對貧困日趨嚴重的現(xiàn)狀是經(jīng)濟公平有效發(fā)展的必然要求，而探索相對貧困的影響因素對解決和緩解相對貧困有重要的意義。

目前，許多學者對相對貧困問題進行了重點研究。秦建軍、戎愛萍認為勞動力價格差異對農(nóng)村相對貧困具有決定性作用，財政支出結(jié)構(gòu)調(diào)整對緩解農(nóng)村相對貧困有重要意義。沈揚揚測度了1980～2010年間中國農(nóng)村貧困變動趨勢，并考察了農(nóng)戶家庭異質(zhì)性對貧困變動的影響[3]。陳宗勝等通過對農(nóng)村人口收入分布圖的觀察，認為當前所設定貧困線的增長速度低于農(nóng)村人均收入的增長速度，造成了我國貧困人口大幅下降的假像，應該重視設定相對貧困線來有效識別貧困[4]。王湘紅等則應用Logit模型證實了我國農(nóng)村相對貧困狀態(tài)對農(nóng)民外出務工的影響[5]。

通過對以上文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，大部分針對相對貧困的研究中都著眼于全國范圍，從宏觀的角度來探究相對貧困的產(chǎn)生機理及其影響，缺少微觀數(shù)據(jù)的佐證。

從微觀層面單一考察相對貧困原因的研究較少，大部分對貧困影響因素的研究并沒有區(qū)分絕對貧困和相對貧困，主要表現(xiàn)為：對貧困的界定和分類未加闡述，絕對貧困和相對貧困的劃分并不清晰。例如，陳光金在對我國農(nóng)村貧困影響因素的分析中，將國定貧困線和國定低收入線，分別擬合了絕對貧困和相對貧困[7]。而羅曼等[8]、宋彥峰[9]、杜鳳蓮[10]等在其研究中也出現(xiàn)了貧困分類不明確的問題。盡管以上研究并未對貧困進行有效界定，但在貧困原因的指標選擇，以及研究方法的選定上，仍然對相對貧困問題的研究提供了可供參考的資料。

基于以上原因，本研究基于貧困的有效界定及分類，利用陜西省吳起縣家庭微觀樣本，對相對貧困的產(chǎn)生原因進行了探索。文章余下部分結(jié)構(gòu)如下，第二部分是對相對貧困的界定；第三部分是依據(jù)吳起微觀樣本實證檢驗資源稟賦對相對貧困的影響；最后一部分是結(jié)論和政策建議。

1　相對貧困的界定

相對貧困是貧困的一種表現(xiàn)形式，是指與社會平均水平相比，其收入水平少到一定程度時所維持的社會生活狀況，通常是把人口的一定比例確定在相對貧困之中。Amartya Sen認為絕對貧困是一種絕對的剝奪[11]，而相對貧困本身并不一定缺乏維持生命最基本的物質(zhì)需要，一個物質(zhì)豐裕、不存在絕對貧困的社會中，相對貧困依然具有存在可能。

相對貧困線的劃定是研究相對貧困問題的前提。目前，貧困線的測量主要來自于兩個方面：一種是基于樣本的年均消費狀況，具有代表性的如馬丁法[12]、恩格爾系數(shù)法、市場菜籃法、國際貧困標準法和生活形態(tài)法等。我國政府頒布的歷年國家貧困標準也是在6.7萬戶農(nóng)村居民家庭消費支出調(diào)查的基礎上，計算和調(diào)整得出的[13]。

另一種是根據(jù)樣本的年均收入情況預測貧困線。例如由經(jīng)濟合作與發(fā)展組織所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(xiāng)貧困動態(tài)演化時，即采用樣本農(nóng)戶可比收入的50%來劃定貧困線[14]。相對于消費基準下的貧困線，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，并且這種以相對值為分析基礎的做法可以從一定層面上反映群體的相對差別，可以用來識別相對貧困。然而，以年均現(xiàn)金收入的形式難以準確的衡量相對貧困狀況，因為相對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，所以，應結(jié)合年度現(xiàn)金收入及累計的家庭資本擁有狀況來綜合考察貧困[15]。

由于年度現(xiàn)金收入與累計家庭資本狀況屬于不同的概念范疇，前者為時期指標，而后者則屬于年末時點指標，兩者無法直接相加。為解決這一問題，本文假設家庭每年累計資本的增加量相同，故可對樣本年末累計家庭資本按照一定時期，一定的年金現(xiàn)值系數(shù)進行年金形式的分解，此處各年年金即是累計資本的增加量，與考察年份年末累計家庭資本一一對應，可以很好的替代累計家庭資本。

在這一假設的基礎上，本文用人均年度財富收入(家庭人均年度現(xiàn)金收入以及家庭人均年度累計資本性收入之和)擬合家庭人均財富的擁有狀況。在此基礎上，以人均年度財富收入作為相對貧困線的劃定依據(jù)，按照經(jīng)濟合作與發(fā)展組織測定的收入比例方式，對樣本人均年度財富收入進行升序排序，按其中位數(shù)的50%劃定相對貧困線。

2　農(nóng)戶資源稟賦差異對相對貧困影響因素分析

為了驗證資源稟賦對農(nóng)戶相對貧困影響的假設分析，本文按照隨機抽樣的方法在2015年對吳起12個鄉(xiāng)鎮(zhèn)進行了調(diào)查，供搜集家庭樣本180份，其中有效問卷164份。調(diào)查內(nèi)容包括農(nóng)戶的家庭基本信息，2013年及2014年農(nóng)戶的生產(chǎn)生活的投入產(chǎn)出情況，以及家庭的資產(chǎn)消費等狀況。

2.1資源稟賦指標的選取

資源稟賦又稱為要素稟賦，是指主體所擁有的生產(chǎn)要素，農(nóng)戶資源稟賦即是勞動力，資本，土地等家庭要素擁有量。按照比較優(yōu)勢理論可知，不同要素稟賦的家庭具有不同的比較優(yōu)勢，這種差別會直接影響家庭財富的積累速度和累積方式[16]。

勞動力要素是家庭最為重要資源稟賦之一，勞動力要素的差異會影響家庭總勞動時間和勞動力在不同產(chǎn)業(yè)間的配置，造成社會財富分配的不均衡，最終引起相對貧困。本文對勞動力資源稟賦的考察主要從勞動力數(shù)量，質(zhì)量以及勞動力配置三個方面進行，其中家庭勞動力數(shù)量主要通過家庭總?cè)丝诤驼麆趧恿θ藬?shù)來衡量，其中，整勞動力人數(shù)是指年齡在18-65歲之間的勞動力人數(shù)(學生除外)。勞動力質(zhì)量這一維度的指標主要從三個層面考慮，一是勞動力技能，通過家庭主要勞動力受教育年限來衡量；二是勞動力的健康狀況，利用家庭非健康人數(shù)進行考察，三是家庭勞動力的年齡結(jié)構(gòu)特征，通過對家庭主要勞動力年齡以及家庭65歲以上及18歲以下弱勢群體進行衡量。勞動力配置主要考察的是家庭勞動力的主要工作時間在不同行業(yè)的配置，文章主要選擇了家庭總勞動時間和非農(nóng)勞動時間所占比例這兩個指標進行衡量。

社會資本指的是處在網(wǎng)絡或更廣泛的社會結(jié)構(gòu)中的個人動用稀有資源的能力，它可以通過控制家庭外的網(wǎng)絡，從而排斥非網(wǎng)絡內(nèi)群體而獲得更多的收益[17]。由于社會資本存在虛擬性，并沒有一定的指標可以具體衡量社會資本的差異，本文在研究中引入了幾個能夠反映家庭特質(zhì)的虛擬變量[8]，主要包括是否是村干部家庭(虛擬變量，家庭成員中有村干部=1，沒有村干部=0)；是否是黨員家庭(虛擬變量，家庭成員有黨員=1，沒有黨員=0)；是否參加合作社(虛擬變量，參加=1，沒參加=0)。另外，社會資本具有優(yōu)勢的家庭需要更多的通訊聯(lián)系去維護和加強這種社會關系，可能在其家庭通訊費用上會更高。本文引入了家庭通訊費用這一指標用來近似替代社會資本的大小。

作為農(nóng)戶家庭的主要生產(chǎn)要素，土地資源稟賦特征主要表現(xiàn)為數(shù)量和結(jié)構(gòu)上的差別，數(shù)量上的差別在一定程度上決定了不同家庭土地的總收益；同時，土地數(shù)量還會影響到土地的規(guī)模效益[20]，進而拉大不同家庭的收入差異。土地結(jié)構(gòu)的差異，會改變家庭勞動力和資金在農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)上的資源配置，影響家庭勞動力與資金在農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)間的均衡關系，進而影響家庭初次財富分配，并產(chǎn)生相對貧困。本文在分析中，引入了不同土地類型的數(shù)量和質(zhì)量等指標。其中耕地數(shù)量用家庭總耕地面積來表示；耕地質(zhì)量用平均每塊耕地面積來近似替代，假設每塊耕地面積越大家庭總的耕地質(zhì)量越高；對林地的衡量和耕地類似，除了總的林地面積和平均每塊林地面積這兩個指標之外，還引入了商品林所占比例這一指標近似考察林地的結(jié)構(gòu)差異。由于數(shù)據(jù)的限制，對牧草地、園地和荒地的考察主要從各類型土地總面積來考察。

資本是家庭財富的主要組成，是衡量相對貧困的基礎，資本的數(shù)量及不同配置是家庭財富收入差別的原因之一，由于缺少金融資產(chǎn)的數(shù)據(jù)，本文只考慮了初始的家庭財富量及家庭固定資產(chǎn)在總財富資本中的配置比例，此處，固定資產(chǎn)主要包括房屋及家庭中生活及生產(chǎn)性耐用消費品的年度價值。

2.2相對貧困及非貧困農(nóng)戶的資源稟賦差異

為了探尋相對貧困組及非貧困組之間的差別，我們對吳起相對貧困及非貧困農(nóng)戶的資源稟賦差異進行初步分析，具體如表1所示。

表1　相對貧困和非貧困農(nóng)戶資源稟賦差異性分析

注：***表示P<0.01；**表示P<0.05；*表示P<0.1。文中所涉及的均值指標，均運用獨立樣本等均值檢驗法進行檢驗，檢驗統(tǒng)計量為t值。

從勞動力資源稟賦情況來看，貧困戶與非貧困戶之間的差別主要反映在家庭規(guī)模、非健康人員數(shù)、家庭總勞動時間以及非農(nóng)勞動時間比例上。在勞動力數(shù)量上可以看出貧困戶的家庭規(guī)模要顯著大于非貧困戶的家庭規(guī)模，而在整勞動力數(shù)量上貧困戶要小于非貧困戶，但并不顯著。從反映家庭勞動力質(zhì)量的系列指標來看，貧困農(nóng)戶的非健康人員數(shù)目是非貧困戶的2.18倍，具有顯著性差異。在反映弱勢群體指標的65歲以上老年人和18歲以下未成年人數(shù)量上，貧困戶與非貧困戶之間差異不大。貧困戶與非貧困戶之間的主要差異體現(xiàn)在家庭勞動時間的配置上，貧困戶家庭總的勞動時間只有非貧困戶的67.56%，平均每年貧困戶家庭的勞動時間比非貧困農(nóng)戶家庭要少132個工作日，在總的勞動時間內(nèi)非農(nóng)勞動所占的比例貧困戶只有27%，而非貧困農(nóng)戶約為45%，兩者差異顯著。

從社會資源稟賦的差異來看，在家庭特質(zhì)的幾個代表變量里面只有是否參與合作社一項在貧困和非貧困家庭里面差異性顯著，而家庭是否是村干部，以及家庭內(nèi)是否有黨員在兩者之間并沒有顯著性差異；以通訊費用來近似替代社會交際成本的變量在貧困和非貧困家庭中差異顯著。說明在不同的群體之間社會資本的差異是明顯的。

從土地資源稟賦來看，貧困和非貧困家庭在除林地之外的其他土地類型在數(shù)量或質(zhì)量上并沒有顯著性差異。而林地在數(shù)量和質(zhì)量上均顯示出了明顯差別，貧困家庭的林地面積比非貧困家庭要少8.79畝，且每塊林地面積上也要小2.33畝。

資本稟賦在貧困戶與非貧困戶之間的差異是顯著的，不論是初始資本稟賦的量還是固定資產(chǎn)及其配置，兩者之間差異非常明顯，以2013年人均財富收入表征的初始資本稟賦顯示，貧困戶只有非貧困戶的19.52%。除此之外，貧困戶的固定資產(chǎn)量只有非貧困戶的36.13%，并通過了顯著性檢驗。而在家庭資產(chǎn)配置上，貧困戶的固定資產(chǎn)比例為44.2%，比非貧困戶的比例高出22個百分點，這也說明貧困戶沒有更多的資金的在其他產(chǎn)業(yè)中進行投資，這種沉默成本的配置比例也可能是相對貧困發(fā)生的重要原因。

2.3計量模型檢驗

吳起農(nóng)村相對貧困戶及非貧困戶之間資源稟賦特征的描述和分析顯示，兩者之間存在較大的差異，而這些差異可能是造成相對貧困產(chǎn)生的重要原因。根據(jù)前文的分析提示，文章將農(nóng)戶資源稟賦的特征指標作為自變量，對農(nóng)戶陷入相對貧困的原因進行實證檢驗。

基于這一設想，本文構(gòu)造了一個據(jù)以分析農(nóng)村相對貧困影響因素的logistic模型：

logistic(Y)=α+βiXl+βjXs+βkXg+βlXc+βmXe+e

式中，Y是關于相對貧困的二分變量，其中貧困設為1，非貧困設為0。Xl是一組表征家庭勞動力資源稟賦的變量，Xs是一組與家庭社會資本稟賦相關的變量，Xg是與家庭土地資源稟賦相關的一組變量，Xc主要反映了家庭的資本特征狀況；以上變量的指標即上文中對家庭資源稟賦差異分析中各個指標，具體如表2所示；除此之外，Xe是控制變量，文中主要是對家庭的地理特征進行了控制，受限于數(shù)據(jù)的可得行，文中主要選擇了家庭距離最近城鎮(zhèn)的距離這一指標，反映地理因素對家庭相對貧困的影響；e是殘差項，β是各解釋變量的系數(shù)。

注：括號中為加入初始資源稟賦這一指標的第一次分析結(jié)果，括號外為去除初始資源稟賦后第二次分析結(jié)果；

***表示P<0.01；**表示P<0.05；*表示P<0.1。

在進行模型檢驗之前，考慮到以人均財富值衡量的農(nóng)戶相對貧困狀況可能受初始資源稟賦這一指標的影響較大，這是因為，人均財富值測量的是農(nóng)戶家庭財富的累積值，原始基數(shù)的大小可能在很大程度上決定了了農(nóng)戶間相對貧困程度，這種影響可能會干擾其他資源稟賦對相對貧困的影響，為了解決這一問題，文章分別對加入和未加入初始資源稟賦指標的情況下對資源稟賦的影響進行了分析。回歸結(jié)果如表2所示。

從模型的擬合結(jié)果來看，當加入初始資源稟賦指標后，模型的Nagelkerke R2為0.787，擬合狀況良好，并且，模型的Hosmer-Lemeshow檢驗卡方值為5.856，自由度為8，顯著性水平為0.663，表明統(tǒng)計不顯著，沒有充分的理由拒絕因變量的觀測值與模型預測值不存在差異的零假設，說明在可接受的水平上模型的估計擬合了數(shù)據(jù)。同時，模型整體的卡方統(tǒng)計值為122.531，顯著性水平為0.000，說明自變量可以較好地預測因變量事件是否發(fā)生。

盡管模型的整體擬合程度較好，但是各指標所代表的農(nóng)戶資源稟賦差異對貧困的發(fā)生影響并不顯著，具體觀察表2結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，在模型中，只有初始資源稟賦這一指標對模型的影響最大，并在1%的水平上通過了顯著性檢驗，其Wals值為12.408，明顯大于其他資源稟賦的任何一指標，這也說明以人均財富值衡量的農(nóng)戶相對貧困狀況受初始資源稟賦的影響最大，這也證實了相對貧困持續(xù)性的特點，由于受初始資源稟賦的影響，處于相對貧困的家庭即使擁有相同甚至更快的財富增長速度，也可能在相當長時間內(nèi)處于相對貧困的狀態(tài)。

當去除初始資源稟賦這一指標時，模型的Nagelkerke R2為0.630，可以發(fā)現(xiàn)去除初始資源稟賦指標之后的擬合優(yōu)度小于之前的0.787，這也反映了初始資源稟賦指標的重要性，但從模型的Hosmer-Lemeshow檢驗結(jié)果可以看出，顯著性水平為0.663，表明統(tǒng)計不顯著，說明在可接受的水平上模型的估計擬合了數(shù)據(jù)，并且模型綜合系數(shù)的檢驗顯著性水平為0.000，說明自變量仍然可以較好地預測因變量事件是否發(fā)生。在排除了初始資源稟賦的影響后，可以發(fā)現(xiàn)，其他農(nóng)戶資源稟賦因素對相對貧困的影響水平顯著提高。各資源稟賦對相對貧困的影響具體表現(xiàn)如下：

2.3.1勞動力資源稟賦對相對貧困的影響分析

(1)家庭規(guī)模增加會加大相對貧困的風險，而整勞動力數(shù)量可以改善相對貧困

從農(nóng)戶勞動力資源稟賦狀況來看，在反映勞動力數(shù)量的指標中，家庭規(guī)模的大小對農(nóng)戶相對貧困的發(fā)生產(chǎn)生了顯著影響，當家庭規(guī)模每增加一人，農(nóng)戶陷入相對貧困的風險將增加2.6倍以上，雖然整勞動力這一指標并未通過顯著性檢驗，但可以看出家庭整勞動力數(shù)量與相對貧困呈現(xiàn)負相關關系，家庭中整勞動力數(shù)量可能會減少相對貧困的發(fā)生概率。

(2)弱化的家庭勞動力質(zhì)量會加大農(nóng)戶相對貧困的發(fā)生概率

在勞動力質(zhì)量方面，非健康人數(shù)的增加會加大農(nóng)戶相對貧困的發(fā)生概率，統(tǒng)計結(jié)果顯示，家庭非健康人數(shù)每增加一人，家庭發(fā)生相對貧困的概率將增加1.6倍，說明“因病致貧”的現(xiàn)象在吳起農(nóng)村仍然顯著存在，非健康人數(shù)不僅影響家庭整體消費狀況，還會減少家庭總勞動時間和弱化勞動力配置，這也驗證了洪秋妹等對疾病與貧困間相互作用的理論闡釋[19]。在以年齡為基礎劃分的家庭弱勢群體中，大于65歲的老年人與小于18歲的未成年人，均與農(nóng)戶相對貧困呈負相關關系，并且前者在5%的統(tǒng)計水平上通過了顯著性檢驗，這與以年齡劃分的弱勢群體，將增加相對貧困概率的原始假設不符，可能的原因一是農(nóng)戶家庭中弱勢群體并不適合以年齡為基礎進行劃分；二是在農(nóng)村，許多按年齡劃分的弱勢群體依然參與了農(nóng)業(yè)或非農(nóng)業(yè)的勞動，其創(chuàng)造財富的能力可能與整勞動力有差別，但是并不明顯，除此之外，這類人群中，尤其是65歲以上老年人的勤儉節(jié)約的消費習慣，可能會使家庭更好的擺脫相對貧困的局面。

(3)家庭總勞動時間是相對貧困產(chǎn)生的重要原因，“勤勞致富”是改善相對貧困的主要途徑

反映家庭勞動力配置的指標中，家庭總勞動時間和非農(nóng)勞動時間比例都與貧困的發(fā)生呈負相關關系，并且前者在10%的水平上通過了顯著性檢驗，從統(tǒng)計結(jié)果可知，家庭總勞動時間每增加一個工作日，家庭陷入相對貧困的概率將下降0.3%，結(jié)合表1可知貧困戶家庭總的勞動時間只有非貧困戶的67.56%，平均每年貧困戶家庭的勞動時間比非貧困農(nóng)戶家庭要少132個工作日，可知，勞動時間的不足是影響家庭相對貧困的重要原因，這既反映了相對貧困戶面臨較差的非農(nóng)勞動機會，而造成空閑時間較多，影響了家庭財富初次分配，也說明了“勤勞致富”對改善相對貧困的重要性。

2.3.2資本稟賦對相對貧困的影響

(1)社會資本的差別是相對貧困產(chǎn)生的原因之一

社會資本稟賦的影響結(jié)果顯示，村干部家庭和參與合作社家庭會降低相對貧困的發(fā)生概率，但是統(tǒng)計結(jié)果并不顯著，而擁有黨員家庭并未表現(xiàn)出比沒有黨員家庭更低的相對貧困發(fā)生概率。除此之外，以通訊費用近似代替的家庭社會資本投入每增加一元，家庭陷入相對貧困的概率將下降0.1%，證實了社會資本的差別的確影響了農(nóng)戶間的相對貧困，在社會資本方面具有優(yōu)勢的家庭陷入相對貧困的可能性會更小。

(2)家庭固定資產(chǎn)的高配置會加大相對貧困的陷入概率

資本稟賦的差異對相對貧困的影響是巨大的，固定資產(chǎn)在總資產(chǎn)中配置越高，家庭陷入相對貧困的概率越大，從統(tǒng)計結(jié)果可以看出，家庭固定資產(chǎn)比例與相對貧困呈正相關關系，并在1%水平上顯著。這說明，越多的家庭財富配置在房屋等固定資產(chǎn)中，家庭用于發(fā)展生產(chǎn)的資金越低，這會嚴重影響到家庭財富的累積速度，從而會拉大相對貧困的差距。

2.3.3土地資源對相對貧困影響

(1)耕地資源難以改善相對貧困狀況

不同土地類型對相對貧困的影響是有差別的。各類型土地資源的統(tǒng)計結(jié)果顯示，家庭耕地面積的大小與相對貧困呈負相關關系，但并不顯著。然而以每塊耕地面積衡量的家庭耕地質(zhì)量卻顯示與相對貧困的發(fā)生概率呈正相關關系，并在10%的水平通過了顯著性檢驗，這說明耕地資源并不是解決家庭相對貧困的有效手段，由于耕地需要占用大量的勞動力，且農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)中勞動力的邊際收益更低，耕地質(zhì)量會影響家庭勞動力在農(nóng)業(yè)上的配置傾斜，從而影響相對貧困的發(fā)生概率。

(2)林業(yè)資源具有扶貧特征

與耕地不同，統(tǒng)計結(jié)果顯示，不論是在數(shù)量還是質(zhì)量上，林地與相對貧困的發(fā)生概率呈明顯的負相關，并且平均每塊林地面積對相對貧困的影響在5%的水平上顯著，說明林業(yè)可以改善家庭的相對貧困狀況。這與吳起林業(yè)的特征有關，吳起農(nóng)戶中林地多是參加林業(yè)重點工程后的退耕地，林業(yè)補貼可以在一定程度上降低農(nóng)戶間的收入差異，另外，林業(yè)經(jīng)營所需勞動時間明顯低于農(nóng)業(yè)，林地面積的增加可以解放大量家庭勞動力，促使家庭勞動力配置從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)化，進而緩解相對貧困，這也驗證了劉璨等(2012)解釋的退耕還林等林業(yè)重點工程的扶貧效應[20]。其他家庭土地類型對相對貧困的影響均未通過顯著性檢驗，不過從園地與相對貧困的負向作用也可以看出，經(jīng)濟作物的種植可能會減少相對貧困的發(fā)生概率，然而統(tǒng)計顯示，吳起家庭的園地種植面積不足0.5畝，其對家庭相對貧困狀況的影響非常微弱。

3　結(jié)論與政策建議

通過對農(nóng)村相對貧困原因分析可知，家庭資源稟賦的差異在不同程度上影響了相對貧困的產(chǎn)生。其中，家庭規(guī)模與弱化的勞動力質(zhì)量，以及過高的家庭固定資產(chǎn)配置都會增大農(nóng)戶陷入相對貧困的風險；而家庭總勞動時間、非農(nóng)勞動時間比例、改良的社會資本以及林業(yè)資源等可以在一定程度上緩解農(nóng)戶相對貧困狀況。除此之外，初始資源稟賦對農(nóng)村相對貧困的影響也說明了相對貧困具有一定的持久性，改善農(nóng)村相對貧困狀況要從長遠入手，為了更好地擬合相對貧困家庭所具有的比較優(yōu)勢，加快相對貧困家庭的經(jīng)濟發(fā)展速度，政府應從以下幾個方面入手：

3.1引進勞動密集型產(chǎn)業(yè)，充分發(fā)揮相對貧困家庭的比較優(yōu)勢

農(nóng)戶資源稟賦的差異對相對貧困有著巨大的影響；從相對貧困家庭及非貧困家庭的對比中可知，二者勞動力數(shù)量及家庭規(guī)模相似，但相對貧困家庭勞動時間遠遠小于非貧困家庭，說明相對貧困家庭存在勞動力閑置的問題，因此，在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展過程中，應該注重引進勞動力密集型產(chǎn)業(yè)，給相對貧困家庭提供更多的就業(yè)機會，改善相對貧困家庭的勞動力配置，從而減少相對貧困的整體狀況。

3.2政府財政再分配中應加大對相對貧困家庭的傾斜

從勞動力角度分析可以看出，勞動力質(zhì)量和勞動時間的配置是影響相對貧困的主要原因。改善這種狀況，政府應在財政再分配的過程中加大對相對貧困家庭的傾斜，通過對醫(yī)療合作的改革進一步減少非健康群體對家庭相對貧困的影響。除此之外，家庭總勞動時間是相對貧困的重要影響因素，增加相對貧困家庭的勞動時間，除了通過經(jīng)濟發(fā)展形式上進行轉(zhuǎn)變來提供更多非農(nóng)就業(yè)機會之外，還要加大對非貧困農(nóng)戶的技能培訓，改善相對貧困家庭的勞動技能，使相對貧困家庭勞動力有更強的市場競爭能力。

3.3加大政府監(jiān)管力度，弱化農(nóng)村群體間社會資本對相對貧困的影響

社會資本差異也是相對貧困產(chǎn)生的原因，改變這種狀況，應該從兩個方面入手，一是加大對政府部門的監(jiān)管力度，減少資本對權(quán)利的綁架，使政策的實施更具公平；二是通過農(nóng)村文化改革，促進農(nóng)村內(nèi)部相對貧困與非貧困家庭的交流，營造更好的互助性農(nóng)村文化氛圍。

3.4改善林業(yè)非補貼收入應成為政府關注的重點

土地資源在改善相對貧困的過程中并未起到積極的作用，可以在政策允許的范圍能適當進行土地流轉(zhuǎn)，進一步提升土地的規(guī)模效益，并通過引進高產(chǎn)作物提高土地的邊際收益，在條件適合的地區(qū)可以通過發(fā)展經(jīng)濟作物來緩解相對貧困。統(tǒng)計結(jié)果顯示林地對相對貧困有一定的緩解作用，然而，吳起林地的邊際收益很低，林地的收入大部分是國家針對林業(yè)的補貼，因此，如何提升林地非補貼外的收入也應該成為政府關注的重點。

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(責任編輯：李孟良)

The Influence of the Family Resources Endownent to Relative Poverty

LIU Zong-fei，ZHAO Wei-Feng*

(College of Management, Anhui Science and Technology University，F(xiàn)engyang 233100,China)

Based on the definition of the relative poverty, this paper researched the resources endowment differences between relatively poor and the poor peasant households using the survey data of Wuqi county in the year of 2013～2014, and factors of non-farm labor time scale,social capital,initial resources endowment and land structures have significant differences between relatively poor and the poor peasant households can be found. Results about logistic model showed that：(1)the difference of initial resources endowment has a significant impact on relative poverty. (2)the whole family labor quantity and the work time are small, which are the important reasons for the relative poverty. (3)social capital can significantly improve the relative poverty. (4) to a certain extent,forestry resources can alleviate farmers relative poverty.At the end, we suggested that the labor-intensive industries should be aid more attention to fit the comparative advantage of relative poverty, regulating the market of the initial distribution of wealth,and the government should give more support to the relative poverty through fiscal redistribution and other policy suggestions.

Resources Endowment; Relative Poverty; Wealth Income

2016-03-10

安徽科技學院重點建設學科(AKZDXK2015B05)。

劉宗飛(1987-),男，河南省濮陽市人，博士，助教，主要從事資源經(jīng)濟與環(huán)境管理研究。*通訊作者：趙偉峰，副教授，E-mail:ZWFLGZYN@163.com。

F243.1

A

1673-8772(2016)04-0079-08