樊明 羅彥 王菲菲

摘要：中國政府自1986年以來實施了現(xiàn)代意義上的扶貧政策，所配置的資源越來越多，其扶貧效果值得關注。研究發(fā)現(xiàn)，扶貧政策投入、經(jīng)濟普遍增長對貧困率的下降都有著統(tǒng)計上的顯著作用，但經(jīng)濟普遍增長對貧困率的下降有更大的解釋力。就貧困問題2016年筆者在22個省市自治區(qū)組織了問卷調查，研究發(fā)現(xiàn)大多數(shù)扶貧政策對提高貧困人口的收入并無統(tǒng)計上的顯著作用。綜上分析，經(jīng)濟普遍增長是中國貧困率下降的基本原因，扶貧政策對貧困人口的脫貧作用被夸大了。實際上，貧困的基本原因在于貧困人口難以與有效率的生產(chǎn)要素相結合，而絕大多數(shù)的扶貧政策并沒有針對性的實現(xiàn)這一結合，是扶貧政策效果有限的基本原因。因此，扶貧政策的重點應在于促進貧困人口與有效率的生產(chǎn)要素相結合，這涉及到制度層面的重要改革。

關鍵詞：扶貧政策;貧困率下降;經(jīng)濟普遍增長;效果檢驗

中圖分類號：F323.8? ?文獻標識碼：A? ?文章編號：1007-2101（2018）05-0011-07

一、引言

1986年中國實行現(xiàn)代意義上的扶貧政策以來，為幫助貧困人口擺脫貧困，政府實施了諸多扶貧政策，配置大量資源，但這些扶貧政策的實施效果值得關注。官方以及主流學術文獻一般對中國扶貧政策所取得的效果給予充分肯定?！吨袊r(nóng)村貧困監(jiān)測報告—2016》代表官方給中國扶貧政策的實施效果給予權威肯定，指出自改革開放以來，中國實施大規(guī)模扶貧開發(fā)，中國農(nóng)村貧困人口在2010年標準下1978—2015年間減少71 464萬人，取得了舉世矚目的偉大成就，譜寫了人類反貧困歷史上的輝煌篇章。此外，還采用大量數(shù)據(jù)具體說明中國扶貧政策所取得的成就。

部分學者給予扶貧政策以正面肯定。王藝明（2016）等以“八七扶貧攻堅計劃”為例評估了大型公共支出項目的政策效果，對扶貧政策給予肯定。在實施之初，“八七扶貧攻堅計劃”對各貧困縣的政策效應有一定滯后性，在選取的158個貧困縣中，約有61%的貧困縣的政策效應具有長期持續(xù)性。[1]魏淑艷（2014）等在分析了中國農(nóng)村貧困形勢與扶貧政策未來取向后認為，中國扶貧政策效果顯著但不均衡，區(qū)域差距明顯。[2]但也有一些學者并不肯定扶貧政策的效果，下面簡要介紹三項相關研究。

《中國發(fā)展報告》課題組把貧困指數(shù)與扶貧資金直接聯(lián)系在一起，試圖評價政府扶貧資金的使用效果。該研究發(fā)現(xiàn)任何變量都沒有得到所期待的系數(shù)和顯著性水平，因此未能驗證扶貧資金對農(nóng)村貧困有明顯的緩解作用。他們對這一結果的解釋是，國定貧困縣的富裕農(nóng)戶從扶貧資金投入中受益更大。[3]

張全紅（2010）分別以中國官方貧困線和國際貧困線為標準，利用向量自回歸模型進行經(jīng)驗研究，顯示農(nóng)村扶貧資金對農(nóng)村貧困減少具有短期的促進作用，但效果不顯著。從長期看扶貧資金抑制了農(nóng)村貧困的減少，但兩者之間并不存在Granger因果關系。經(jīng)濟增長與貧困之間的關系比較復雜，經(jīng)濟增長在減少農(nóng)村貧困人口的同時加重了貧困深度指數(shù)和貧困強度指數(shù)。因此，進一步完善農(nóng)村扶貧資金運行機制，提高貧困項目的瞄準性，對于解決中國農(nóng)村貧困問題具有重大意義。[4]

徐孝勇（2013）等以四川省涼山彝族自治州11個連片國家級貧困縣為樣本，測算了中央扶貧資金及其分項與地區(qū)經(jīng)濟增長關系，發(fā)現(xiàn)中央扶貧資金對連片特困區(qū)的經(jīng)濟增長拉動作用不顯著。[5]

總的來說，學術界對于扶貧政策效果存在一定的分歧，肯定的觀點往往是簡單地把貧困率的下降解釋為扶貧政策的結果，但少有深入詳實研究提供明確證據(jù)，而否定的觀點往往是從單個方面進行評價。因此，當下需要對中國扶貧政策的實施效果進行更全面和更深入詳實的研究，這關系到能否制定有效的扶貧政策以幫助數(shù)量仍然龐大的貧困人口真脫貧，關系到為扶貧所配置的巨額公共資源能否有效利用。中國的扶貧政策是一項投入巨大的公共政策，如果實施效果有限，或雖有一定的效果但不能通過成本-收益檢驗，那么中國扶貧政策就需要進一步調整。本文對中國扶貧政策的減貧脫困效果進行檢驗，對貧困的發(fā)生提出一種新的理論解釋，進而探討中國扶貧政策的選擇。

二、扶貧政策效果檢驗——基于宏觀數(shù)據(jù)

（一）建立基于統(tǒng)一標準的貧困率

要評價中國扶貧政策的長期效果，首先需要在統(tǒng)一的貧困標準下衡量貧困率，這樣才能從一個較長的時間跨度上評價中國扶貧政策的效果。自1986年以來，中國的貧困標準有過三次變動，在不同的貧困標準下貧困率不同。以下我們基于《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告—2016》所提供的不同標準下的貧困率，推算出基于跨期統(tǒng)一貧困標準下各年的貧困率。由于基于2008年標準所提供的貧困率較多，且便于與前后兩個階段進行對比，因而采用2008年貧困標準作為基準，由此來推斷前后兩個階段的貧困率。

1. 對2008年前的貧困率計算。《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告—2016》提供了2000—2007年兩個標準下的貧困率。[6]圖1顯示，2000—2007年基于兩個不同貧困標準下的貧困率呈明顯的線性關系，由此將基于2008年標準的貧困率作為因變量，基于1986年標準的貧困率作為自變量，回歸獲得二者的線性回歸方程，據(jù)此可推算出基于2008年標準的1978—1999年貧困率。

2. 對2010年后的貧困率估計。由于《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告—2016》只報告了2000、2005和2010年基于2010年標準和2008年標準下的貧困率，不能按以上方法回歸獲得二者的回歸方程，只能求得三年中基于2010年標準和基于2008年標準的貧困率之比，均值為5.16。將其作為折算比例，求得基于2008年標準2011—2015年的貧困率。圖2報告了1978—2015年基于2008年標準的貧困率。在此，我們呼吁政府權威部門能夠公布基于統(tǒng)一貧困標準的貧困率，以更準確地監(jiān)控貧困率的演變趨勢，從而更準確地評估扶貧政策的效果。

（二）扶貧政策、經(jīng)濟普遍增長對貧困率下降作用的估計

有了統(tǒng)一的貧困率，我們可以評估扶貧政策的效果。至少有兩方面因素影響貧困率的下降：扶貧政策和經(jīng)濟普遍增長。扶貧政策本身旨在消除貧困，而經(jīng)濟普遍增長會惠及所有人，包括貧困人口，因而需要考量這兩方面因素對貧困率下降的影響。

扶貧政策是多方面的，很難構造一個恰當?shù)木C合指標反映扶貧政策的強度?！吨袊r(nóng)村貧困監(jiān)測報告—2010》[7]、《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告—2016》報告了扶貧重點縣貧困投入資金，由于其能量化，且與其他扶貧政策具有較強的相關性，可作為衡量扶貧政策強度的指標。需要說明的是，由于2012、2013、2014年的《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告》未出版，因而缺少相關年份的扶貧重點縣貧困投入資金。

貧困率是貧困人口在農(nóng)村人口中的占比?！吨袊y(tǒng)計年鑒2016》提供了2002—2015年農(nóng)村人口數(shù)。[8]同時我們已獲得基于2008年標準的貧困率，用貧困率乘以農(nóng)村人口，可求得基于2008年標準的2002—2014年貧困人口;以扶貧重點縣扶貧投入資金除以貧困人口所得值，衡量扶貧政策的強度，我們稱之為扶貧政策強度指標。《中國統(tǒng)計年鑒2016》提供了2002—2015年GDP及人口數(shù)，由此求得人均GDP，用以反映當年的經(jīng)濟發(fā)展水平。需要說明的是，由于所有價格數(shù)據(jù)均為當年價格，需要將人均GDP和扶貧政策強度指標轉化為基于不變價格的數(shù)據(jù)。表1報告了基于2002年不變價格的人均GDP和扶貧政策強度指標。

用ORVRATE代表貧困率，PGDP代表人均GDP，PFOUND代表扶貧政策強度指標，根據(jù)以上分析，我們構造貧困率的回歸方程：

表2報告了采用OLS的回歸結果。模型1包含所有解釋變量，顯示人均GDP的符號與理論預期一致，但扶貧政策強度指標的符號為正，與理論預期相反。相關分析顯示，人均GDP與扶貧政策強度指標的相關系數(shù)為0.912 5，因此模型1存在多重共線性問題。為此，模型2去掉人均GDP，模型3去掉扶貧政策強度指標再回歸，顯示兩者符號均與理論預期一致。

人均GDP的增長和扶貧政策強度指標對貧困率的下降在統(tǒng)計上均有顯著影響，下面進一步分析兩個因素對貧困率下降相對作用的大小。模型2的判定系數(shù)R²為0.493 2，而模型3的判定系數(shù)為0.801 4，顯然僅包含人均GDP（PGDP）的模型對貧困率下降的解釋力要明顯超過僅包含扶貧政策強度指標（PFOUND）的模型。就此而言，經(jīng)濟的普遍增長對貧困率下降有更大解釋力。

從理論上看，人均GDP的提高顯然是扶貧政策強度指標增加的原因，因為只有人均GDP增加才可能增加用于扶貧的資金。圖3顯示，扶貧政策強度指標隨人均GDP的增長而增長，只是2014年和2015年的扶貧政策強度指標有大幅度增加。值得關注的是，雖然如此，但2014年和2015年貧困率并未大幅度下降。由此我們傾向認為，扶貧政策在貧困率下降中發(fā)揮了一定作用，但經(jīng)濟普遍增長是導致貧困率下降更為基礎的原因。

三、扶貧政策效果檢驗——基于問卷調查數(shù)據(jù)

2016年就中國扶貧政策，本文作者組織河南財經(jīng)政法大學學生分11個調查隊赴全國22個省、直轄市和自治區(qū)進行問卷調查，共獲得有效問卷5407份，其中貧困人口樣本為1 262個。以下主要基于貧困人口的問卷數(shù)據(jù)，分析各項扶貧政策對提高貧困人口收入的影響。

（一）貧困戶對扶貧政策的評價

2016年問卷調查詢問貧困戶對扶貧政策脫貧作用的評價。表3顯示，有57.91%（25.15%+32.76%）的受訪貧困戶認為，扶貧政策在當?shù)氐淖饔谩拜^小”甚至“幾乎沒有”，認為扶貧政策作用“較大”和“很大”的比重為21.26%（16.94%+4.32%）。因此基于對受訪貧困戶的調查，扶貧政策的作用并沒有得到廣大貧困戶的認可。

（二）各項扶貧政策實施效果檢驗

以下我們進一步檢驗各項具體扶貧政策對提高貧困戶收入的作用。在評價一項扶貧政策對貧困人口收入的影響時，必須控制扶貧政策以外的其他控制變量。為此，我們構造貧困人口收入回歸方程，其中包含各項政策變量以及影響貧困人口收入的其他控制變量。表4報告了各變量的定義、均值和方差。

2016年調查了農(nóng)民收入，用以檢驗各項扶貧政策對提高貧困農(nóng)戶收入的影響。表5報告了采用OLS的貧困農(nóng)民收入方程的回歸結果。為了避免扶貧政策的相關性導致回歸方程出現(xiàn)多重共線性問題，回歸方程一次只放一項扶貧政策變量，結果顯示無一變量的符號與理論預期一致且達到90%以上的顯著水平。

需要指出的是，貧困戶享受扶貧政策并不是隨機的，通常越貧困的貧困戶有更大的可能享受到扶貧政策。如此，會給回歸結果的解釋帶來一定困難：如果一項扶貧政策提高了貧困戶的收入，但由于是最貧困的貧困戶享受了這項扶貧政策，結果是享受了扶貧政策的貧困戶的收入仍然低于未享受扶貧政策的貧困戶，由此導致這項政策變量不顯著甚至符號為負。對此，在解釋回歸結果時需充分考慮到這一復雜性。以下我們對各項扶貧政策逐一進行具體分析。

1.派駐村干部?！芭神v村干部”（CADRE）變量符號與理論預期一致但影響系數(shù)較低。2016年問卷調查請所在村有駐村干部的貧困戶評價駐村干部幫扶作用的大小。表6顯示，對駐村干部幫助評價“很小”“較小”的占比為42.65%（17.12%+25.53%），而評價“較大”“很大”的占比僅為13.21%（9.01%+4.20%）?？傮w來說，駐村干部幫扶作用并沒有得到貧困戶的廣泛肯定。

2. 小額扶貧貸款。“小額扶貧貸款”（LOAN）變量符號與理論預期一致但影響系數(shù)較低。然而，我們并不必然肯定小額扶貧貸款對脫貧沒有作用，主要是因為獲得的小額貸款樣本量較小，獲得性低。在回答小額貸款問題的789戶中，有43個受訪貧困戶報告獲得小額貸款，所占比例為5.45%。如此小的獲得扶貧貸款樣本有可能導致失去統(tǒng)計上的顯著性。需要指出的是，如此低的小額貸款獲得性，即便對少量獲得小額貸款的貧困戶的脫貧有顯著作用，但整體而言，脫貧作用必然是有限的。

3. 救濟款?！熬葷睢保℉ANDOUTS）變量的符號為負且不顯著。就此而論，扶貧救濟款對增加貧困戶的收入作用是不顯著的。符號為負很可能與最貧困的貧困戶才有更多的可能獲得救濟款有關。為了進一步了解救濟款對貧困戶脫貧的作用，2016年問卷調查請2015年領取扶貧救濟款的貧困戶，評價所領取的扶貧救濟款對其脫貧作用的大小。共有295位貧困戶對所領到的扶貧救濟款的扶貧效果作出評價。表7顯示，對扶貧效果評價“很小”“較小”占比為39.32%（14.24%+25.08%），而“較大”“很大”占比為21.70%（17.97%+3.73%）。因此，扶貧救濟款的扶貧效果并沒有得到貧困戶的普遍肯定。

4. 開發(fā)項目。政策變量中，“扶貧開發(fā)項目”（DEVELOP）變量符號與理論預期相反且不顯著。2016年問卷調查詢問受訪貧困農(nóng)民：政府有沒有在您所在村推廣開發(fā)項目？在回答該問題的849位貧困人口樣本中，有617位貧困人口報告本村有政府推廣的開發(fā)項目。針對所在村有政府開發(fā)項目的貧困人口，進一步詢問：如果有的話，其幫助如何？表8顯示，貧困人口認為政府推廣開發(fā)項目幫助“很小”“較小”的比例為35.38%（14.12%+21.26%），認為幫助“有些”、“很大”的比例為31.07%（27.42%+3.65%）?？傮w來說，貧困農(nóng)民對政府推廣的開發(fā)項目效果的評價存在較大分歧。

5. 基礎設施投入?！盎A設施投入”（INFRAST）變量符號與理論預期相反且比較顯著。一個合理的解釋是，早在20世紀80年代中國就已在農(nóng)村開始基礎設施建設，發(fā)展最快的當屬“村村通公路工程”。2014年發(fā)布的《中國農(nóng)村公路發(fā)展十年》報告，截止到2013年底，99.97%的鄉(xiāng)鎮(zhèn)和99.70%的建制村通了公路，其中97.8%的鄉(xiāng)鎮(zhèn)和89.0%的建制村的公路是瀝青路、水泥路。[9]而到2016年國務院出臺了《“十三五”脫貧攻堅規(guī)劃》，提出要加強貧困地區(qū)重大基礎設施建設。這可以解讀為，到2016年“村村通公路工程”已近尾聲。如果這時一個村還在實施“村村通公路工程”，可以斷定，這個村的交通一定很落后。如果我們把一般村民感受到的政府基礎設施投入更多地理解為村村通公路，就意味著這個村是一個基礎設施落后的村，當然村民的收入就低。根據(jù)調查結果，我們發(fā)現(xiàn)貧困戶所在村有政府基礎設施投入的貧困戶年均收入為18 773.67元，比無政府基礎設施投入地區(qū)貧困戶年均收入要低4.27%。

基于以上分析我們認為，并沒有充分證據(jù)顯示大多扶貧政策對增加貧困戶收入有顯著作用。當然，我們也要注意到，仍有一定比例受到具體扶貧政策影響的貧困戶給予了扶貧政策以肯定。

（三）扶貧政策的成本—收益分析

任何扶貧政策的實施都代表著社會資源的付出，因此一項扶貧政策的合理性，除檢驗該政策對提高貧困人口收入是否具有顯著作用之外，還需進行成本—收益分析。如果一項政策可以顯著提高貧困居民收入但其耗費成本過大，則其仍不是合理的扶貧政策。比如，受到廣泛報道的四川省雅安市的“懸崖村”修建鋼筋結構梯道就是一個值得討論的案例。該村從山底的小學到山頂?shù)拇迩f的海拔高差將近1 000米。過去村民走向外面世界需要攀爬落差800米的懸崖，越過13級218步藤梯。2016年政府投入近2 800多萬元建設了一條鋼筋結構梯道，初步解決群眾出行安全問題，且打算繼續(xù)投入資金改善村落環(huán)境，然而受益人數(shù)只有400多人。即便投入如此巨大，但“懸崖村”村民出行仍很困難。試想，若將2 800萬元均分到人，實行易地搬遷，可能會取得更好的扶貧效果。任何一項有效的扶貧政策只有通過成本—收益分析的檢驗，才可認定為合理的扶貧政策。

四、扶貧政策效果有限的理論分析及扶貧政策的選擇

筆者認為，貧困可以理解為貧困人口沒有與有效率的生產(chǎn)要素相結合，即沒有與有效率的物質資本、人力資本、企業(yè)家才能甚至土地實現(xiàn)良好的結合，從事有效率的經(jīng)濟活動，由此導致其收入過低，成為貧困人口。這一命題可進一步展開：在貧困區(qū)存在大量勞動力，但缺少物質資本、人力資本、企業(yè)家才能甚至土地，就導致在貧困區(qū)對勞動力的需求有限。這時貧困人口就處在一個勞動力供給嚴重過剩的區(qū)域市場，由此導致貧困人口的勞動力在貧困區(qū)定價過低。一個事實可為這一分析提供佐證：農(nóng)民工外出打工顯著提高了其收入，就可以理解為農(nóng)村勞動力與有效率的生產(chǎn)要素相結合的結果。為了使廣大貧困人口盡快擺脫貧困，中國政府投入巨大，但這些扶貧政策難以普遍實現(xiàn)貧困人口與有效率的生產(chǎn)要素相結合，因為扶貧效果有限，或能夠讓貧困人口的收入超過貧困線，但難以實現(xiàn)其收入的正常化，即獲得與城鎮(zhèn)居民相仿的收入。我們將這類扶貧政策稱為政府導向型扶貧政策。

在中國貧困人口之所以難以與有效率的生產(chǎn)要素相結合，關鍵在于缺少城鄉(xiāng)統(tǒng)一高流動性的要素市場，尤其是勞動市場。有兩項制度妨礙這一市場的形成：一是土地集體所有制，二是城鄉(xiāng)分隔的戶籍制度。土地集體所有制限制了土地交易，進而難以形成規(guī)模適度的自耕農(nóng)家庭農(nóng)場，實現(xiàn)農(nóng)民務農(nóng)收入正?；?。城鄉(xiāng)分隔的戶籍制度阻礙了農(nóng)村剩余勞動力及時離開農(nóng)村，導致農(nóng)村勞動力剩余嚴重，農(nóng)民收入低下進而貧困，進城農(nóng)民因戶籍歧視在城鎮(zhèn)勞動市場的表現(xiàn)也受到嚴重影響，進而又減弱農(nóng)村勞動力到城鎮(zhèn)就業(yè)的愿望，加劇農(nóng)村勞動力的剩余，進一步加劇了農(nóng)村的貧困。[10]

由此筆者主張，實現(xiàn)貧困人口與有效率的生產(chǎn)要素相結合的關鍵在于，建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一高流動性的要素市場，尤其是勞動市場。這意味著要解決中國貧困問題，還有另一選擇：充分發(fā)揮市場作用，核心在于建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一高流動性的要素市場，尤其是勞動市場。我們把政府通過建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一高流動性的要素市場，讓貧困人口通過市場實現(xiàn)與有效率的生產(chǎn)要素相結合的扶貧政策，稱為市場導向型扶貧政策。

顯然，兩種扶貧政策都是必須的，也可以這么認為，未來中國扶貧政策的選擇就在于如何實現(xiàn)政府導向型扶貧政策與市場導向型扶貧政策的適當組合。但基于以往政府導向型扶貧政策對提高貧困人口收入有限的顯著性而言，筆者認為未來的扶貧政策應更多地發(fā)揮市場作用，也就是要更多地實施市場導向型扶貧政策，這與整個中國的改革方向是一致的。

參考文獻：

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[9]中國社會科學院農(nóng)村發(fā)展研究所.中國農(nóng)村發(fā)展報告[M].北京：中國社會科學出版社，2014.

[10]樊明，等.土地流轉與適度規(guī)模經(jīng)營[M].北京：社會科學文獻出版社，2017.63519870（O）

Effect Examination and Policy Choice of China's Poverty Alleviation Policy

Fan Ming， Luo Yan， Wang Feifei

（Collaborative Innovation Center of Urban-rural Coordinated Development of Henan Province， Henan University of Economics and Law，

Zhengzhou 450046， China）

Abstract： Since 1986， the Chinese government has allocated more and more resources to implement the poverty alleviation policy of the modern sense， and therefore the effect of the policy needs to be examined. It is found that both input of the poverty alleviation policy and general economic growth have statistically significant effects on the decline of the poverty rate， but the latter has more explanatory power. Based on the data of survey covering 22 provinces， municipalities and autonomous regions in 2016， the empirical research finds that most of poverty alleviation policies have no statistically significant effect on the increase in income of the poor. So it is suggested that the general growth of economy is the basic reason for the decline of the poverty rate in China， and the effect of poverty alleviation policy has been exaggerated. The basic cause of poverty is difficulties for the poor combing with efficient production factors. However， currently most of poverty alleviation policies do not target the combination in China. Therefore， the focus of poverty alleviation policy should promote the combination of the poor and efficient production factors， which involves important reform of the system.

Key words： poverty alleviation policy， decline of poverty rate， economic general growth， effect of examination