中国农村贫困状况的绝对与相对变动——兼论相对贫困线的设定，本文主要内容关键词为：贫困线论文,变动论文,中国农村论文,贫困论文,状况论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
改革开放以来，伴随经济的发展，中国农村反贫困斗争取得了巨大胜利。以绝对贫困线度量，农村贫困人口由1980年的2.5亿下降到2010年的2688万人，30年间全国农村有2亿多人口从食不果腹的绝对贫困状态中摆脱出来。这是了不起的成就，是对人类社会发展的重大贡献。然而，与此相关的重要事实是，我国收入差距水平持续拉大，农村相对贫困现象凸显①。1995～2007年农村居民人均收入年增长率为9.6%，其中，上五分位农户年均收入增长9.6%，下五分位农户年均收入增长7.0%②，二者收入比由1995年的1：5.7变动到2007年的1：7.3。若将农村居民人均收入作为经济发展的替代变量，会发现农村居民整体收入水平提高的同时，实际贫困线未能有效增长，致使贫困线的相对值持续走低。参见图1，1980-2010年农村居民实际收入上升了1960元，但贫困线仅提高330元，贫困线的相对值从0.68下降到0.23。收入差距扩大意味着，相对于富裕人口，穷人较难从经济增长中获得好处；贫困线相对水平的下降则说明，政府的扶贫理念滞后于经济发展水平，扶贫标准亟待提高。
图1 改革开放以来我国农村官方贫困线变动情况：1978-2010年
注：(1)实际贫困线是以1980年为基期，剔除价格变动影响之后的结果。贫困线的相对值=贫困线/农村居民人均纯收入；(2)0.4是国际上以相对收入确定贫困人口收入水平的最低尺度(世界银行，2009)，为表明这一界限的重要性，以“警戒线”作称谓。
资料来源：作者根据历年《中国农村住户调查年鉴》计算整理。
贫困问题历来为发展经济学家所关注。通常，学者倾向将贫困状况划分为绝对贫困(生计贫困和基本需求)和相对贫困(相对剥夺)。生计贫困(Subsistence)概念始于20世纪初期(Rowntree，1901)，被定义为家庭总收入不足以支付维持家庭成员身体正常功能所需最低数量的生活必需品的状态，包括食品、衣服、住房等。到了20世纪中期，考虑到贫困者的社会需求(Social Needs)和人力资本积累的需要，学者建议在贫困的收入测度中增加诸如公共环境卫生、教育和文化设施等社会保障内容，由此产生了基本需求概念(Basic Needs)。上述两种贫困测度方式均试图找到一系列刻画维持贫困人口生存和基本发展的客观条件，然而，是否存在这样一些客观标准呢？这些标准又是否保持不变？假使社会物质足够充盈，贫困现象能否消失？伴随全球经济(及部分国家内部)的不均衡发展，学者对贫困的理解逐渐深入，认识到贫困不仅仅意味着吃不饱穿不暖，还意味着遭受相对排斥和相对剥夺(Relative Deprivation)③，由此提出了相对贫困理论。根据该理论，那些在物质和生活条件上相对于他人匮乏的状态即为相对贫困。这一概念具有如下特点(叶普万，2006)：动态性，扶贫标准随着经济发展、居民收入水平以及社会环境的变化而变化；不平等性，其展现了不同社会成员之间的分配关系；相对性，它处于一个变化着的参照系之中，比较对象是处于相同社会经济环境下的其他社会成员；主观性，其设定依赖于研究人员对不同国家或地区的主观判断。从这个意义上讲，几乎很难穷尽度量贫困的客观标准；相对贫困可能与绝对贫困并存；物质资源匮乏的社会中必然存在绝对贫困现象，物质资源充裕的经济也不意味着相对贫困问题的消失。相对贫困问题即研究贫困人群收入在总收入中的分配比例问题，因而是收入分配研究的重要内容。
目前，我国正处于由低收入国家迈向中等收入国家的过渡时期④，农村贫困呈现出绝对贫困与相对贫困并存的特点。2010年，我国绝对贫困人口减少至2688万人(参见附表)，却有向山区集中的趋势，这些地区自然条件恶劣，基础设施落后，增大了扶贫工作的难度；另一方面，与全国平均水平相比，贫困人口生活环境及质量、人力资源条件、收入及财富水平都处于相对劣势，相对贫困现象不容忽视。对此，李永友和沈坤荣(2007)提出，相对贫困较难通过市场机制解决，政府有责任在财富的二次分配中调整社会财富的分布状况，以改变初次分配形成的不利格局。方法之一便是调整对新时期贫困现象的认知，构建相对贫困监测体系(顾昕，2011；池振合、杨宜勇，2012)。通过对中国农村绝对和相对贫困现象的研究，本文亦认为要重视相对贫困现象，并建议设定相对贫困线提高扶贫力度。
本文的主要研究方法是观察人口收入分布图，研究农村贫困的变动情况。通常，研究贫困问题离不开贫困指数的测算。传统的贫困指数具有精确且便于比较的优点，然而，贫困指数毕竟是一维数值，相同的贫困指数可能对应着无数种分布形态，不同分布形态中隐含的收入变动信息及相应的政策含义亦不尽相同。图2绘制了几种收入分布情况，竖线为贫困线，贫困线以左的分布曲线为贫困人口收入分布形态。情形1中，随收入提高，人口密度也在提高；情形2与之相反；情形3中，贫困人口多集中于较高收入水平区间，几乎没有人收入低于150元；情形4与之相反，穷人的收入状况极其恶劣，没有人收入高于150元。如果计算上述4种情况的贫困指数，尽管情形1和2的H指数(贫困发生率)可能相同，情形3和4的H指数可能相同，情形1和3、情形2和4的PG指数(贫困距指数)有可能相同，但分布图却显示这4种情况存在着本质差异，对应扶贫政策也不尽相同⑤。
图2 相同贫困指数下贫困人口收入分布的几种不同情况
因此，对收入分布的研究是十分必要的。分布曲线的位置(Position)、延展性(Spread)和分布形态(Modality)能够展现很多有效信息，同时，还有助于拓宽研究范围——仅需在分布图形相应位置上绘制贫困线，便可研究特定贫困线下的分布状况。由于我国贫困线偏低，实际贫困人口可能多于官方数据，在客观扶贫标准确定之前，很多低收入人口可能是“潜在贫困人口”，故本文以农村低收入户作为绘图样本，将收入高于贫困线的低收入人群纳入研究范围，兼顾不同贫困者的收入变动状况。这也体现了本文另一项研究价值——尝试建立扶贫标准与贫困状况之间的联系。观察贫困线与收入分布曲线之间的变动关系，本文发现官方数据显示的贫困人口持续减少的重要原因之一在于贫困线不变或增速缓慢，而这显然不是减少贫困的合理方式。当然，收入分布图形展现的结果精确性较差，为弥补这一缺陷，本文将给出相应年份的贫困指数及其分解结果，佐证检验图形结论的稳健性。
数据选取及处理方面，本文选取了《中国农村住户调查年鉴》提供的农户20分组数据。这是目前可获取的时序较长且具有全国代表性的农户收入数据，缺点是分组较为粗糙。由于这组数据以家户为单位，计算过程中需要将家户数据转换成人头数据，这种转换意味着必须做出家庭收入在家庭内部成员间平均分配的强假定。而我们知道，不同家庭成员的人均纯收入并不相同，这一处理必然令数据精确度下降。此外，该分组数据无法提供组内各贫困人口收入的精准信息，也会造成计算结果的偏差。早期，学者广泛运用由Datt(1998)提出的(拟合GQ或者Beta洛伦兹曲线)方法(林伯强，2003)对该组数据进行拟合处理，但由于2000年后可获取数据在最高区间上的信息不完整，拟合结果往往是无效的；王祖祥等(2006)曾经以该组数据为基础，利用二次样条函数逼近法求解农村居民收入分布的密度函数，得出洛伦兹曲线的具体形式，该方法较为科学，但假设农村居民收入服从帕累托分布，主观性较强，且帕累托分布被证明不适用于低收入人口分布(Cowell et al.，1996；康璞、蒋翠侠，2009)；还有学者假定农村居民收入分布服从对数正态分布，使用回归方法估算该组数据的洛伦兹曲线(胡兵等，2007；万广华、章元，2009；康璞、蒋翠侠，2009)，但仍旧限于高收入阶层收入分布的模糊性而带有不确定性⑥。为弥补上述不足，本文选用由Shorrocks和Wan(2008)提出的分组数据再构造方法，并在后文证明利用该方法处理数据更为合理。
全文以下四部分。第二部分是数据处理和研究方法介绍；第三部分分析农村贫困的绝对和相对状况；第四部分指出既有贫困线低估了我国实际贫困状况，分析设定相对贫困线的重要意义，并针对“翘尾”现象提出要加强关注最贫困人口；第五部分是简短的结论和政策建议。
二、数据处理及研究方法
本文的研究样本取自历年《中国农村住户调查年鉴》提供的农村居民20分组收入数据，并利用户均人口信息将以家户为单位的收入数据转换成人均收入。在模拟出大样本数据后，选取下五分位人口的收入数据作为研究对象绘制图形⑦。
1.分组数据再构造方法。为得到更为精确的结论，本文利用Shorrocks和Wan(2008)提出的分组数据再构造方法(Ungrouping Income Distribution，简称Ungrouping方法)扩充样本量。数据模拟过程分为两个步骤：第一步，根据预设分布函数构造模拟数据⑧；第二步，不断对模拟数据进行调整，令其与原始数据尽量契合。利用美国2000年人口调查(CPS)微观数据，两位学者对Ungrouping方法的精度进行了检验。检验分为两方面：(1)以绝对误差(Absolute Deviation)为考核标准，证明在使用恰当的分布形式的前提下，模拟数据和真实分布之间差别很小；(2)计算模拟数据和实际数据下的不平等指数，发现二者误差在5%以内。依照第二种检验方法，笔者依次对6种分布进行模拟和检验⑨，结果发现除GQ分布外，其他5种计算结果与统计局公布数据之间的误差均在4%以内，其中以综合了广义帕累托及韦伯分布(weibull distribution)特性的SM分布的误差最小(参见表1)，故本文选择SM分布作为构造数据的基础。没采用其他分布形式的原因主要在于：均匀分布与我国农村贫困人口实际分布状况相差较大；GQ分布仅在特定条件下能得到有效数值结果(Villase
or and Arnold，1989)；Beta分布(Kakwani，1980)拟合的洛伦兹曲线容易出现负值(Minoiu and Reddy，2006)；严格的(对数)正态分布假设更适合拟合同质人群(王海港，2005；刘靖等，2009)，不符合我国农村实际情况。
2.核密度估计。绘制人口收入分布图形的方法有很多种，大体可以分为两大类：参数方法(如洛伦兹曲线、帕累托分布、对数正态分布)或是非参数方法。参数方法主观性较强，一旦现实中的收入分布表现为某种未知状态，绘图结果有可能出现偏差。非参数方法则无须预先设定函数形式，对未知分布的估计有着更好的适应性(武鹏等，2010)。本文选用了目前被广泛应用的方法——非参数核密度估计(Kernel Density Estimation)(Plackett，1971；Silverman，1986)。该方法是用一定形式的核函数去平滑粗糙分布数据进而得到密度曲线，其基本原理是：假设一个集合X的累积分布函数F(x)可表示为F(x)=P(X＜x)，其收入的密度函数为f(x)，令
为核密度估计，则收入水平x上的核密度估计公式为：
这样便将收入水平由绝对数转化成相对数，类似的，可将绝对贫困线转化为“相对贫困线”。这种数据处理方式充分考虑了发展因素对贫困产生的影响，解决了单纯使用绝对标准而产生的忽略农村人口相对差别的问题。当然，这种方式会湮没绝对收入变动信息，故后文会结合绝对和相对两种收入变动形式进行全面分析。
三、农村贫困状况的绝对与相对变动
基于上述观点和方法，本文研究了1980-2010年中国农村低收入人群的收入分布演进状况，包括绝对收入变动和相对收入变动情况，并观察到一种相对水平不断下降的绝对收入增长模式。在时间上，本文以1995年为分界点将考察期分为两段，按5年时间间隔绘制图形。之所以这样划分，一方面是考虑到农村发展变革和官方扶贫政策的阶段性演进特点，另一方面是为了避免年度间曲线过于密集难于从图形上给以辨析。此外，为便于分段区间首尾相接的比较，1995年被报告了两次。
分析各期贫困变动之前，有必要对图形结构进行图例说明：(1)横轴和纵轴。绝对收入分布图的横轴代表以1980年为基期的实际人均收入水平(元)；相对收入分布图的横轴代表收入的相对水平；分布图形中的纵轴均表示人口密度。(2)绝对贫困线和“相对贫困线”。垂直于横轴的竖线代表贫困线。本文以1980年不变价格处理绝对贫困线，由于国家只在某些年份重新设定扶贫标准，故会出现一些年份绝对贫困线不变的情况，“相对贫困线”则不存在此类问题。绝对贫困线右移，表明扶贫标准绝对水平的提高，反之则相反；“相对贫困线”左移，意味着贫困线的相对水平降低，越向左移意味着相对水平越低，扶贫标准与人均收入之间的差距越大。(3)曲线位置、延展性与形态。曲线所处位置反映了居民整体收入状况，曲线向右方移动意味着居民收入水平的提高，反之则相反；延展性反映了收入不平等状况，延展性越强，收入不平等程度越高，反之则相反；分布形态反映收入分布的极化程度(Polarization)，不同收入分布图可能呈现单峰乃至多峰的分布形态。
(一)农村低收入阶层的绝对收入变动
1.改革开放初期(1980-1995年)。总体来看，分布曲线不断右移，意味着这一阶段低收入阶层收入普遍增长，贫困人口迅速减少(参见图3)。具体来讲，1980年一高一低曲线波峰对应横轴坐标分别为80和120，密度峰值为0.172和0.145且呈现左偏态势，意味着绝大多数低收入人群收入水平偏低，不足80元(0.171峰值对应收入)；分布曲线整体位于130元贫困线的左端，表明当年低收入阶层的收入低于温饱水平，全部为贫困人口。后期，受到土地制度改革以及政府提高农产品收购价格的正向影响，农村居民包括部分低收入群体的收入得到了快速提升。较1980年，1985年的密度曲线大幅向右移动，波峰对应横轴坐标由80提高到180。尽管191元的贫困线仍旧覆盖了多数人口，但已经较之前状态有所改进。此时的波峰密度由0.17降至0.11，波峰宽度有所放宽，分布曲线延展性增强，意味着居民收入分化现象开始出现。此外，曲线左侧尾部对应横轴坐标较之前更为居左，但纵轴坐标显著降低，这说明1985年有一小部分最贫困人群收入水平出现了绝对的下降，甚至低于1980年最低值，这可能与1985年出现的严重农作物自然灾害有关(许飞琼，2010)。1990-1995年密度曲线波峰进一步右移，展现出良好制度条件下居民勤劳致富的过程。1990年，分布曲线波峰首次移至贫困线右侧，对应横轴坐标收入增长到280元，超过了当年贫困线(267元)，这意味着绝大多数农村人口已经摆脱了绝对贫困状态。统计资料显示，此时的贫困发生率由10年前的26.8%下降到9.4%，累计减少贫困人口1.65亿人。及至1995年，贫困人口减少到6500万人，不到当年低收入人口的50%和总人口的8%。但分布曲线并未呈现整体右移的态势，同时在曲线左端尾部相对位置保持不动的情况下，密度曲线不断向右下方拉伸，密度峰值也由0.08下降到0.05。上述现象一方面说明一部分低收入人群的收入水平没有明显提高，即这部分人群没能享受经济的发展成果；另一方面说明低收入阶层内部收入分化程度的进一步拉大。
2.经济快速发展阶段(1995-2010年)。20世纪90年代后期，我国进入了经济的快速发展时期，在图4中表现为低收入阶层绝对收入水平的不断提升。具体来讲，波峰不断右移，横轴坐标对应收入由1995年的350元上升到2000年的480元，2005年为580元，2010年进一步提升至840元，年均增长速度为6%。这一过程中，分布曲线左端尾部绝对位置较为固定，意味着农村一小部分最贫困人口在此期间的收入没有明显增长；同时波峰高度不断降低，表明低收入阶层人口收入分布集中度下降，较穷人口收入增长速度慢于较富裕人口收入增长速度。
这段期间农村贫困线的绝对水平有所提高，但提升速度缓慢。较1995年，2000年贫困线仅提高25元，之后很长一段时间，扶贫标准没有变动，直到2008年，政府才将贫困线提高到450元。总体来看，1995-2008年官方指定的贫困线年均增长速度不到5%(12)，贫困线变动落后于低收入阶层收入增长速度。在贫困线与低收入阶层收入增长速度存在差异的情况下，只要贫困人口收入持续增长，贫困人口的数量就会持续减少。官方的统计数据显示，这期间农村贫困人口由6500万人减少到2688万人(参见附表)。
图3 农村低收入阶层绝对收入变动：1980-1995年
资料来源：作者根据历年《中国农村住户调查年鉴》计算整理。
图4 农村低收入阶层绝对收入变动：1995-2010年
资料来源：作者根据历年《中国农村住户调查年鉴》计算整理。
(二)农村低收入阶层的相对收入变动
1.改革开放初期(1980-1995年)。站在相对收入视角下，会得到一些不同于直观感受的结论。图5显示，相对分布曲线不断左移，表明低收入阶层与贫困人口相对收入在不断降低。这一趋势与当时的政策目标相一致，即在效率优先兼顾公平的分配原则下，农村低收入人群与其他人群之间的收入差距适度拉开是较为合理的。具体来讲，1980年多数贫困人口(即低收入人口)相对收入水平较高，密度曲线呈现双峰分布，相对收入居于0.4～0.6区间的农户人口数量较多。1985年，分布曲线由双峰变为单峰，峰值从5年前的0.3上升到0.4，整体分布略向左移动。曲线左端尾部出现大幅度左移，对应横轴坐标由5年前的0.2下降至0.08。1990年贫困人口的相对贫困较之前有所好转，表现为波峰高度有所提升且对应横轴坐标没有改变；曲线左端尾部附近对应的人口密度较之前有所减少。但1995年之后，这种好转的趋势没能得到继承，峰值对应人口密度从0.45下降到0.4，且相对分布曲线大幅左移，曲线左端尾部对应横轴坐标也进一步向0点趋近。农村低收入阶层及贫困人口的相对贫困呈现进一步恶化趋势。
这一阶段，相较于农村居民收入水平的快速提高，贫困线相对值不断下降(参见图1)，但相对标准一直高于0.4，直到1995年，贫困线的相对数值首次低于0.4，贫困线呈现走低趋势。
2.经济快速发展阶段(1995-2010年)。20世纪90年代中后期，随着国家发展重心逐渐向城市转移，加上农产品贸易条件恶化，农村居民收入增长速度放缓，并以低收入人口受影响程度最深。以可变价格计算，1995-2010年全国城镇人口人均可支配收入年均增长9.7%，农村居民人均纯收入年增长为9.5%；相比之下，低收入居民人均纯收入年均增长量仅为7.8%，贫困人口人均纯收入增长幅度不到5%(13)，农村内部收入差距进一步拉大(参见表2)，相对贫困现象日益凸显。
在图6中，上述现象表现为相对收入分布曲线的不断左移(1995-2000年除外)。尽管这一阶段分布曲线的左移幅度较小，远低于1980-1995年的变动幅度(参见图5)，却显现出了更为严重的相对贫困恶化结果。1995年曲线波峰对应的横轴数值大致为0.45，2000年下降至0.43，5年后进一步下降至0.41，及至2010年，这一数值已经下降至0.4以下。这意味着绝大多数农村低收入人口的收入不及平均水平的40%，相对贫困问题愈发突出。将目光置于分布曲线左端，其尾部呈现不断左移、上翘趋势，最贫困人口收入的相对水平无限向0点趋近，预示有可能出现最贫困人口收入的固化现象。此外，我们发现曲线呈现外扩式左移趋势，且外扩现象主要集中于0.08～0.35的纵轴坐标区间中(以2005-2010年最为明显)，加之曲线左端尾部的上翘，说明在低收入阶层相对收入不断降低的同时，较贫困人口的相对收入水平降低幅度更大。
这段期间，由于官方贫困线的绝对增幅较小，导致其相对值不断左移，且移动幅度远超过分布曲线的变动幅度。在这种条件下，贫困线以左与分布曲线所围面积持续减少，官方扶贫标准下的贫困人口持续降低。
(三)稳健性检验——基于SST指数的分解
为令研究结果更为稳健，本文列出相应年份贫困指数，方法采用SST指数分解法。SST指数是一种满足众多贫困判定公理的具有优良特性的指数，其表达式为(14)：
SST=HI(l+G) (3)
其中，H为贫困发生率指数，I为贫困距率指数，G是总人口贫困差距率分布的基尼系数。通过对SST指数进行分解，可以将科学贫困指数分解为贫困深度、广度以及强度的变动(Xu and Osberg，1999)，具体分解形式为：
式(5)中，等号左端表达了SST指数取对数之后的变动程度，等号右端分别表达取对数形式之后的贫困发生率变动、贫困距率变动以及1+贫困距率基尼系数之和的变动。这种分解方式恰好适用于检验图3和图6描述的贫困状况的主要结论，同时也弥补了图形精确性不足的缺点。表3列出了基于SM分布采用Ungrouping方法得到的各项贫困指数以及SST贫困指数分解结果。
主要观察贫困指数变动程度，即后4列数据。首先，历年G+1的年际变动基本为正(2000年除外)，表明贫困人口内部的收入分化现象是递增的，辅证了我国贫困人口收入分布差距扩大的结论，但考虑到其变动幅度很小，对总体贫困状况的影响程度可忽略不计；其次，SST指数对数形式的变动在多数年份为负值(1998-2000年、2004-2005年以及2007-2009年除外)，表明贫困程度在逐年减小。从其分解结果上看，H指数是综合贫困指数减少的最大动力，而贫困深度的减贫效应较小，甚至在个别年份加重了贫困状况的恶化。上述结论印证了图3到图6的分析结果，即我国贫困程度的降低主要是因为变化不大的官方贫困线以下贫困人口数量的减少，贫困人群内部收入状况的分化无利于贫困的减少。最后，考察一下1998-2000年、2007-2009年两个贫困程度大幅加深的时期。前一时期贫困程度的加大主要受到经济冲击的影响。1996年以来农产品价格连续4年大幅度下跌，加之受到1998年金融危机的影响，农村贫困人口数量出现上升，也在一定程度上体现了农民遭遇风险时的脆弱性。2008年的“双线合并”令贫困人数骤然增多，H指数大幅提高，但这段期间贫困深度以及贫困人群内部的相对收入差距在减小。
图7 “相对贫困线”与贫困人口规模的减少：2008-2009年
资料来源：作者根据历年《中国农村住户调查年鉴》计算整理。
四、相对贫困线的作用及最贫困现象
从中国农村低收入阶层的绝对和相对贫困水平的变动中，我们看到了中国在反贫困斗争方面取得的成就，也可以发现一些值得关注的问题。
(一)贫困线背后的“脱贫故事”
图3～图6显示，无论从绝对抑或相对分布图形上看，官方贫困线下的贫困人口都在不断减少。对这一现象，可以从两方面进行解释：从绝对值上看，低收入人口收入水平在不断提高，越来越多贫困人口解决了温饱问题，故以温饱水平为基准，贫困人口总量在持续减少；从相对值上看，由于这段期间贫困线调整幅度和频率较低，贫困线的增长落后于低收入阶层的收入增长，贫困人口减少当中存在部分“非合理”因素。对此，本文将通过建立贫困线与低收入人口变动之间的联系对这一问题进行研究。
与之前绘图原理相同，图7中贫困线以左与分布曲线所围面积代表贫困人口规模。理论上减少贫困人口(缩小面积)的动力可以是：(1)贫困线相对水平不变，左侧分布曲线垂直向下移动；(2)贫困线相对水平不变，分布曲线左端尾部变短(或分布曲线整体右移)。这两种情况分别代表了贫困人口数量减少及贫困人口相对收入水平提高，是较为合理的。但还存在第三种面积缩小方式：分布曲线形态和位置不变，“相对贫困线”左移。1995年之后，我国扶贫成就主要源自第三种方式。例如，在2008-2009年以相对标准绘制的低收入阶层人口收入变动图中(15)，浅色区域I代表贫困人口收入相对水平降低引起的贫困人口的增加；浅色区域Ⅱ代表贫困线相对水平降低造成的贫困人口减少，由于区域Ⅱ的面积大于区域I，最终表现为贫困人口的不断减少。但这绝不是最理想的减贫途径。如今，提高贫困标准是大势所趋，假设图7贫困线的相对标准向右移动，区域Ⅱ面积会缩小，区域I的面积会增大，当I的面积大于Ⅱ，贫困人口就会增加(16)。也就是说，既有扶贫成就部分产生于相对较低的贫困线，如果依照更高(更为合理)的贫困标准，贫困规模会上升。
(二)从绝对贫困线到相对贫困线
上面的分析也启示我们，应对贫困线进行调整，确保更多“潜在贫困人口”被纳入扶贫范围。2011年，我国大幅度调整了扶贫标准，将既有贫困线从2010年的1274元调整至2300元(2010年不变价，约合361美元)，相应农村贫困人口从2688万人增至1.28亿。
贫困线的大幅提高体现出政府对农村贫困现象认知的深入，显示出其更为坚定的反贫困决心。但2300元仍是一条绝对贫困线(参照国际“1天1美元”标准)，无法追踪贫困的动态变动状况。低收入线便是其中一个例子：参照“1天1美元”标准(1995年购买力平价)，我国于1998年设定了“低收入线”，并于2008年将其正式作为贫困人口的扶助标准，令当年贫困线大幅提升。但这一趋势未能得以持续，随后的年份中，贫困线的相对水平再次下降(参见图1)。另一方面，2300元贫困线主要参照自国际标准，那么必然存在如下问题：其一，缺少国内绝对贫困线测定方面的客观参照依据；其二，“1天1美元”是世界银行依据世界上最贫困的10个国家贫困状况综合设定的，与我国经济现今的发展程度并不相符；其三，世界银行也制定了“1天1.25美元”和“1天2美元”的绝对标准，这意味着贫困线的绝对水平仍具有提升空间。
对此，本文认为我国农村贫困线实际上是可以更高些，并建议采用相对贫困线，将0.4～0.5的均值系数作为界定“相对贫困”的标准。之所以选用这一标准，一方面参照了国际相对贫困线的设定方式，更为重要的是符合我国的发展需要。我国贫困线的绝对和相对变动水平自20世纪90年代开始走低，这已成为理论界的共识(回顾图1和图5)。如果分别将1990年、1995年贫困线的绝对值折合成相对值，会发现贫困线的相对值急速下降(由0.44下降至0.34)(17)。绝对值变动异常的背后蕴含着相对发展水平的滞后，当绝对值无法满足贫困人口的生存发展需要，相对值上必然也会有所反映。在这个意义上，绝对标准与相对标准是相通的。基于此，本文结合我国当前的经济发展和扶贫标准，将0.4作为相对贫困线的下限(18)。0.5则是较高的扶贫标准，在经济发展水平进一步提高的情况下，可以考虑进一步提升相对贫困线。
具体的相对贫困线计算方法很简单：依据上一年农村居民的平均收入计算下一年农村“相对贫困线”。例如，2009年我国农村居民平均收入水平为5153元，如果以0.4均值系数计算，2010年的农村相对贫困标准为5153×0.4=2061元(2009年不变价)；同理，2010年我国农村居民平均收入水平为5919元，以0.4均值系数计算得到2011年的贫困标准为2368元。这一结果略高于2011年底中央扶贫工作会议提出的2300元(2010年不变价)贫困标准。相对标准的设立意味着每年官方贫困线都是变化着的，需要年年进行调整。但该方法可操作性强，最重要的是这一扶贫标准与经济发展阶段相适应。
(三)“翘尾”现象所蕴含的最贫困问题
以上我们主要侧重观察分布曲线的整体变动。然而，如果仔细考察图3到图6中分布曲线左端尾部展现的信息，也是很值得关注的现象：在绝对分布图形中，曲线左端尾部对应横轴坐标基本没有发生变化，在相对图形中尾部则不断向右移动；无论在绝对收入还是相对收入的分布图中，尾部距横轴的垂直高度均在增加，分布曲线的“翘尾”特征明显。观察图5，1980年曲线左端尾部对应横轴坐标为0.2，即最贫困人口的收入相当于农村居民平均收入水平的20%，在此之后，最贫困人口的相对收入水平不断下降，1985年尾部对应横轴坐标下降至0.07，1990年下降至0.05左右，及至1995年，左端尾部对应横轴坐标已经无限趋近于0点；在图6中，分布曲线左端尾部对应纵轴坐标不降反升，显示出相对收入位于0～0.1区间的人口数量不仅没有随年份递增而减少，反而出现了轻微的增加。上述现象表明在经济发展过程中，农村始终存在一部分最贫困人口，其绝对收入水平未能提高，相对收入水平不断降低，并且这部分人口数量还有所上升。这一现象需要引起关注，且有必要寻找可能的原因。
第一，扶贫政策执行过程中对最贫困人口的忽略。回顾图3，尽管低收入阶层整体收入水平不断提高，但并未实现分布曲线的整体右移，少部分最贫困人口收入水平始终固化在不变的最低水平区间，说明经济发展的减贫效力更多惠及贫困人口中较为富裕的人群，而最贫困人口鲜有受益(19)。这可能与政府在扶贫资源分配上的“劫贫济富”行为相关，而这种行为源于贫困指标使用中的片面与偏差——通常来讲，扶贫政绩的评价标准主要是贫困发生率H指数，而仅以该指标为参照，减少H指数最“有效”的方式就变成优先扶助收入接近贫困线的较富裕的贫困人口，“忽视”最贫困的人口，这将导致“涓滴效应”(20)止步于贫困人口中较富裕的人群，无法惠及最贫困人口。
第二，开发式扶贫在最贫困地区实施具有难度。一方面，贫困人口往往居住在容易遭遇气候变化、时常发生短期自然灾害的地区，这不仅会干扰到当地的生产经营状况，也会严重地干扰到开发式扶贫的具体实施绩效。另一方面，既有最贫困人口中有一部分属于少数民族，解决他们的贫困问题需要综合考虑包括地理、习俗、信仰、历史等多方面因素。此外，在扶贫政策实行过程中会遭遇一些实际问题，比如，相关证据表明，伴随农业银行股份制改革，其商业化程度显著提高，农业银行的地方机构经常不愿为贫困地区的家庭提供信贷资金，为农村家庭提供的贷款也越来越少(Du et al.,2005)(21)。
第三，最贫困地区贫困人口容易落入“贫困陷阱”。目前，我国相当一部分贫困人口居住在偏远、土地贫瘠的地区，并主要从事传统农业经营活动。这种条件下的贫困人口极易陷入“贫困陷阱”——劳动生产率低下容易造成经济贫困；为了维持生存，过度开垦农地的行为又容易造成生态贫困；生态贫困会加剧经济贫困，而经济贫困又往往附带贫困人口受教育水平、价值观念、政治参与意识方面的贫困，人力资本的缺失会再次降低劳动生产率，加剧经济贫困和生态贫困(22)。
综上，在我国经济快速发展阶段，尽管贫困人口收入与平均收入水平之间差距的适度拉大是合理的，但过度的极化现象必定会阻碍经济发展；一旦贫困人口相对收入水平过低，“相对差别”会将贫困人口远远抛在经济发展的后头，影响贫困人口自主发展能力的实现，不利于贫困人口脱贫致富。从这个意义上讲，在我国从低收入国家向中等收入国家快速转型阶段，重视贫困群体的相对贫困问题十分必要。此外，不可忽视最贫困群体的收入提高，因为他们的脱贫是最困难的任务。
五、简短的结论和政策建议
本文分析了经济发展条件下中国农村低收入及贫困人口收入的动态变化情况。研究发现：(1)农村贫困人口的绝对收入增长速度缓慢，相对收入分布状况并没有随经济发展而改善，反而呈现恶化态势；(2)20世纪90年代中后期扶贫标准提高速度缓慢，相对标准降低；(3)既有贫困线未能涵盖农村全部贫困人口，愈发难以适应快速经济发展阶段的反贫困任务，以温饱标准制定的贫困线无法适应全面建设小康社会的客观要求；(4)相对收入分布图形中出现的“翘尾”现象预示着最贫困人口数量有上升趋势，应引起关注。
针对上述发现，本文的简略政策建议如下。
第一，增设“相对贫困线”(23)，重视相对贫困问题的解决。本文建议将0.4～0.5的均值系数作为“相对贫困线”。这样设定的好处在于，以农村居民平均收入水平为基数按照特定均值系数计算相对贫困标准，使贫困线的变动适应经济发展水平的变化，从而能够确保以一个适当高的扶贫标准切实帮助贫困人口。
第二，加大对最贫困人口的扶助力度。分布曲线的“翘尾”现象说明，始终存在一部分最贫穷人口，其收入状况十分低下，这极有可能形成“贫困固化”现象。因此，除了进一步发挥开发式扶贫的“造血”功能，还应有所侧重给最贫困和次贫困人口“输血”，确保这部分人口及其下一代能够得到救助，最终使其摆脱贫困的恶性循环和代际转移。
最后，实现贫困人口收入水平的快速增长。未来阶段，需要提高扶贫项目的目标效率(targeting efficiency)，促进贫困人口收入的快速增长，实现贫困人口收入增长速度在一段时间内超过平均收入增长水平，即亲贫式(24)增长，促进低收入人口收入分布曲线向右移动。
改革开放以来，我国扶贫工作取得了巨大成就，解决了上亿中国人的温饱问题，令很多贫困人口得以脱贫致富。尽管目前的扶贫工作中存在一些问题，但正得到逐步解决。21世纪以来，我国大幅度提高了对贫困人口的扶助力度，扶贫资金达到国家财政预算总额的5%，并且这一数值仍在不断增长，这体现出国家对扶贫工作的重视。相信在新一轮扶贫理念以及扶贫政策目标的带动下，扶贫攻坚问题能够得到有力地推进，为共同富裕目标的实现打下更为坚实的基础。
注释：
①目前，收入不平等的上升会削弱经济增长的减贫效力已成为共识。参见Kakwani和Subbarao(1992)、Chen和Ravallion(2008)、陈绍华等(2001)、夏庆杰等(2010)、沈扬扬(2012a、2012b)。
②计算中剔除了物价指数的影响，以1980年为基期。
③相对剥夺(relative deprivation)概念最先由美国学者斯托夫(Stouffer et al.，1949)提出，用于分析不同地区美国士兵的行为和心理状况之间的差异，是一个社会学概念。后期，经过学者不断扩展和丰富，引入了社会识别、社会比较、分配正义等理论，扩充了相对剥夺概念的应用范围。
④2010年中国人均GDP超过4000美元，标志着我国正式进入“中等收入”发展阶段。
⑤贫困发生率指数(head-count ratio，下文简称H指数)，定义为收入水平低于贫困线的人口占总人口的百分比；贫困距指数(poverty gap，简称PG指数)度量了贫困人口收入与贫困线之间的平均差距。
⑥按收入排序的20分组数据中，最高收入组农户的收入起点为5000元，而2000年后我国农村居民纯收入水平高于5000元的人口数量逐渐增多，从而令占农村总人口的比重也在增大，高收入阶层的具体收入分布情况难以掌握，这会导致基于分组数据的函数拟合效果不尽人意。
⑦除1980年，农村贫困人口数量远低于最低20%收入户的人口数量，故贫困人口是选取样本的真子集。
⑧需要说明的是，Stata程序中列出了6种分布形式，但在Shorrocks和Wan(2008)的文章中提及的分布类型只有5种：LN、GQ、Beta、广义Bate和SM分布。
⑨本文主要通过测算Gini系数与贫困发生率H指数对模拟结果进行检验。其中，测算Gini系数有助于考察模拟数据对全部农村人口分布的拟合效果，测算H指数则更能说明问题——由于贫困人口占农村人口比重较小，基于分组数据准确估算出一个较为精细的结果是十分不易的。
⑩篇幅所限，没有列出Ungrouping数值模拟结果及全部指数测算结果，感兴趣读者可向笔者索要。
(11)目前只有两篇文献进行过相关研究：陈云和王浩(2011)使用中国健康营养调查(China Health Nutrition Survey，CHNS)的微观数据对农村贫困问题进行了研究；陈娟(2010)使用省级城镇分组数据，扩充了样本量，研究了城镇贫困问题。然而，微观数据不具有年度连续性，是否具有全国代表性也是值得商榷的；陈娟扩充样本量的思路较好，但同样的方法难以照搬到农村贫困问题研究中。
(12)为进行贫困的国际比较，国家统计局参照“1天1美元”标准制定了低收入线，并从2000年对外公布。2008年，国家正式取消绝对贫困线，将低收入线作为新的官方扶贫标准，提高了贫困线的绝对标准。
(13)根据国家统计局提供历年人均GDP、城镇人均可支配收入、农村居民人均纯收入计算。
(14)公式(3)为徐宽和Lars Osberg(2001)推导的SST指数简化表达式。
(15)本文也观察了其他年份的变动情况，基本变动趋势与图中显示的趋势一致，故不一一列出。
(16)采用绝对数值进行分析也能得到类似结论，篇幅所限，不再详细分析。
(17)随后的年份中，官方贫困线呈现出绝对值增速放缓，相对值急剧下降的态势，1995-2007年，贫困线名义值年均上升仅17元，同期农村人口平均收入年均增长达150元，二者相差近10倍，2007年的相对贫困线也下降到0.19。
(18)1990-1995年是我国贫困线绝对值和相对值走低的初始阶段，这段时期的相对贫困线由0.44下降至0.34，将其加以综合，可粗略测算出我国相对贫困线在0.4左右。
(19)沈扬扬(2012b)通过计算和分解2000-2010年的FGT指数，对此做出了辅证。
(20)涓滴效应，指经济发展能够为穷人提供更多就业机会，同时政府能够给予穷人更多转移支付，用于改善贫困人口的收入及非收入状况。
(21)我国近一半扶贫资金是由中国农业银行管理的补贴贷款。按照中央政策规定，这些贷款主要用于贫困地区农村龙头企业的发展。
(22)上述分析较为接近冈纳缪尔达尔(Myrdal，1957)的“循环积累因果关系”理论；而从资本积累角度(讷克斯，1966；Nelson，1956；Leibenstein，1957)，顾六宝和张明倩(2001)计算并比较了我国区域初始人均资本存量，提出四川、贵州、云南、内蒙古、山西、重庆、湖南、河南、江西、广西和安徽等省份的人均净资本存量低于不稳定均衡点，部分人口有可能陷入“贫困陷阱”；此外，作者分析了CHIPs(1988、1995、2002、2007)数据中最低5%人口纯收入增长情况，发现绝大多数人口收入增长幅度在5%以下，也间接为上述观点提供了证据，考虑到这不是本文的研究重点，未列出具体测算结果。
(23)为叙述的简练，本文将贫困线的相对标准称为“相对贫困线”，请读者做以概念上的区分。
(24)亲贫困(Pro-poor)增长，指能够使贫困群体参与经济活动并从中得到更多好处的经济增长。这种增长模式是达成联合国千年目标(millennium development goals)的最主要方式(Araar and Duclos，2009；庄巨忠，2012)。
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