收入增长与分配结构扭曲的农村减贫效应研究，本文主要内容关键词为：效应论文,分配论文,收入论文,农村论文,结构论文，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，我国农村经济增长取得了举世瞩目的成就，农村居民收入稳步提高，生活质量得到明显改善，且在减贫方面成效显著。1978年中国农村贫困人口数为2.5亿，1991年减少到9400万，2000年减少到3209万，到2007年底，进一步降低至1479万。①然而，收入分配不平等特征也较为突出，经济增长成果没有被广大农民共享。主要表现为：第一，农村居民收入差距在不断扩大，收入基尼系数从1978年的0.21大幅增加到2000年的0.35，2009年又进一步上升至0.39；第二，减贫速度开始逐渐放缓，部分年份贫困人口甚至有所回升(Ravallion & Chen,2004)，且贫困人口的收入状况急剧恶化；第三，农村剩余贫困人口多集中于自然环境恶劣地区或难以从经济增长中受益的弱势群体中，整体增长的减贫效果在不断减弱。上述事实表明，在经济快速发展和改革不断深入的同时，维持我国社会公平和稳定的收入分配机制尚未完全建立并成熟。中国是一个农业人口占大多数的发展中国家，“三农”问题是当前制约我国现代化的主要瓶颈，经济发展、教育普及、民主化和法制化等社会的全面发展都依赖于广大农村和农民改变贫穷落后的面貌。因此，考察现阶段农村减贫速度变缓的原因，明晰影响贫困人口增收的决定性因素，有利于政府调整和改善农村收入分配结构，确保公平与效率得到最大限度实现。
大量研究表明，经济增长是影响贫困的一个非常重要的因素，然而增长并不总是减少贫困，也不能解释贫困发生率下降的全部，除经济增长外，分配结构同时也发挥着至关重要的作用(Kakwani & Pernia,2000; Balisacan,2003)。正如Ravallion(2001)、Besley & Burgess(2003)以及Bourguignon(2005)等所指出的，经济增长、收入分配和贫困之间存在着非常复杂的关系，是经济增长的性质而不仅仅是速度影响减贫的成效。基于上述思路，国内外学者对减贫效应分解方法进行大量的理论和实证研究。其中，Ravallion & Huppi(1991)、Datt & Ravallion(1992)、林伯强(2005)等分别基于基尼系数、贫困缺口及FGT贫困指数将贫困变化分解为经济增长和收入分配的影响，经济增长通过增加穷人收入来减少贫困，而在人均收入不变的情况下，收入分配结构的改善将减少贫困。Meng et al.(2005)研究经济增长和分配结构对贫困的边际作用，发现经济增长的减贫作用部分被分配不平等所抵消。万广华、张茵(2006)采用夏普里(Shaley)方法分析经济增长和收入分配变化对贫困变动的影响，发现伴随着城乡收入不平等程度上升，减贫速度下降及某些年份贫困率的回升确实存在。另外，部分学者更为关注农村减贫的决定因素，如沈能、赵增耀(2012)研究发现，农业科研投资的减贫效应明显，但在不同地区差异显著，且存在明显的空间外溢特征和门槛特征。邹薇、方迎风(2012)发现，在经济发展初期，群体效应是导致贫困陷阱的主导因素，而当经济发展水平超过某个临界值时，个体层面因素成为决定个体收入的重要因素。
上述文献对分析农村减贫的影响因素和决定力量具有重要的理论指导和方法借鉴作用，但也存在一定问题：其一，大多数文献侧重于实证研究，没有对经济增长、收入分配和减贫间的理论关系进行探讨；其二，对研究方法假设过于严格(如收入分布函数形式的设定)，与我国经济现实存在较大差距，导致模型估计偏误较大；其三，主要从宏观层面和“群体效应”方面来分析减贫的影响因素，很少有文献对限制农村贫困家庭增收的个体原因进行解释。针对现有研究不足，本文在对减贫效应分解理论进一步完善的基础上，分析收入增长与分配结构扭曲对农村减贫的作用效果，并基于“个体效应”视角对农村贫困人口增收的影响因素进行解释。
本文的第二部分构建了农村减贫效应分解的理论研究框架，通过引入洛伦兹曲线给出收入密度函数的求解方法，对Bourguignon(2005)提出的“贫困—增长—不平等”方法进行修正，并提出一族新的洛伦兹曲线(Lorenz Curve)模型；第三部分主要是洛伦兹曲线的参数估计及模型拟合效果评价；第四部分利用修正的减贫效应分解方法，分析收入增长与分配结构扭曲的农村减贫效应及其变动特征；第五部分基于扩展的明瑟方程和Blinder-Oaxaca工资差异分解方法，分析农村家庭收入增长的个体影响因素，以及收入变化的要素投入和要素回报贡献；最后给出结论和政策建议。
二、减贫效应分解的理论研究框架
(一)减贫增长曲线与减贫实现路径
发展与减贫经济理论认为，有利于穷人的增长(Pro-Pool Growth，简称PPG)，即一国穷人的实际收入增长高于分配模式保持不变条件下的穷人收入增长，能够最大程度地实现减贫，并兼顾社会发展的效率与公平(Pernia,2003)。为使得PPG定义具有政策可操作性，图1基于减贫增长曲线分析了经济增长、收入分配与贫困率三者间的关系，并且给出与PPG定义相一致的减贫实现路径。图1中的横轴为贫困率，纵轴为人均GDP，曲线OG描述人均GDP与贫困率间的关系，称为减贫增长曲线。曲线OG具有如下特征：(1)由于经济增长可以降低贫困率，因此减贫增长曲线向右下方倾斜；(2)其他因素保持不变时，人均GDP变化所引起的贫困率变化表现为在同一条曲线上移动；(3)人均GDP保持不变时，分配模式变化引起减贫增长曲线整体移动。曲线OH是比曲线OG分配模式更为公平的减贫增长曲线。因为在相同人均GDP水平下，比如在
处，曲线OG对应较高的贫困率
，曲线OH对应较低的贫困率
，这种贫困率降低来源于收入的内部转移。假设一国的初始经济水平处于O点，且以经济增长作为首要目标，则路径OG将是更好的选择，在相同的贫困率下，由于C点比B点代表更高的平均收入，所以C点更受欢迎。但当经济达到G点后，即使人均GDP水平更高，也不可能将贫困率降低至
以下水平。如果把减贫作为首要目标，而增长作为次要目标，则路径OH将是更好的选择，D点和C点对应相同的收入水平
，但在D点具有更低的贫困率。更为重要的是，沿曲线OH可以实现更低的贫困率，在H点对应的贫困率为
(小于)。
综合考虑上述分析，一国的减贫实现路径可以划分为三种类型：(1)均衡减贫模式(A—C—G路径)，保持分配方式不变，完全依赖于经济增长来降低贫困率；(2)强减贫模式(A—B—H路径)，通过经济增长和分配改善的共同作用，使得贫困率在较短时间内降至更低水平，但会以短期经济增长速度减缓为代价；(3)弱减贫模式(B—C—G路径)，以牺牲分配公平为代价，来换取更高的经济增长，并伴随贫困率的缓慢下降。三种不同类型的减贫路径，在特定时期内均可能呈现出经济增长和贫困率降低共存的特征。对于人均GDP水平较低的国家，通常会选择A—C—G甚至是B—C—G减贫增长路径；但对于已经实现经济快速增长的国家，并以减贫为首要发展目标，则A—B—H模式将是最优减贫增长路径，且仅有A—B—H路径能够保证有利于穷人的增长。
(二)基于收入密度函数的减贫效应分解方法
为实现减贫路径调整(或完善)，首先需要对当前的减贫路径及其动态特征进行评价，定量测度经济增长和收入分配对减贫的影响效应。Bourguignon(2005)提出的“贫困—增长—不平等”三角方法，给出了将减贫总效应分解为分配效应和增长效应的技术手段，该方法的基本思想如图2所示。图2的横轴为收入x②，纵轴为收入x的密度函数f(x)，假定收入服从正态分布，则f(x)为正态密度函数。初始时点
的收入密度函数由曲线I给出，最终时点
的收入密度函数由曲线III给出，图2中的虚竖线代表贫困线，在贫困线左侧，由贫困线和密度函数所围图形的面积表示贫困人口占全部人口的比例，简称为贫困率。由曲线I、曲线III和贫困线所围图形的面积，显示了从时点到期间内贫困率的减少量。
图2 减贫效应分解示意
在“贫困—增长—不平等”方法中，收入分配的公平性用x的方差度量，方差越小意味着分配越公平，反之则越不公平。方差相同的两条密度函数曲线表示具有同样的分配结构，而均值相同的两条密度函数曲线表示具有相同收入水平。基于上述思想，Bourguignon定义了一条虚拟的正态密度函数曲线II，并保证曲线II的方差与曲线I相同、均值与曲线Ⅲ相同。由于正态分布的函数特征仅取决于均值和方差，因此曲线II可以唯一确定。由于曲线I和II具有相同的方差，曲线I变化到Ⅱ产生的贫困率减少量，表示在分配结构保持不变的情况下，完全由收入增加所引起的贫困率减少量，称为减贫的增长效应，即由贫困线、曲线I和曲线II所围区域；又由于曲线II和III具有相同的均值，曲线II变化到III的贫困率变化量，表示在收入水平保持不变的情况下，完全由分配结构变化所引起的贫困率变化，③称为减贫的分配效应，即由贫困线、曲线II和曲线III所围区域。
“贫困－增长－不平等”方法对减贫来源的解释具有较为明显的优势，但该方法的解释效果依赖于对收入密度函数的正确设定(假定收入服从对数正态分布)，如果上述假定存在设定误差，则估计的增长效应和分配效应是有偏的。为了更为准确地测度我国农村减贫效果，本文基于收入密度函数与洛伦兹曲线之间的理论关系，构建一种新的估计收入密度函数的实证方法。
(三)洛伦兹曲线与收入密度函数间关系
给定洛伦兹曲线L(p)和收入x，求解公式(2)可得到收入密度函数f(x)，以及收入不高于x的人口比例p＝F(x)。下面介绍一个新的洛伦兹曲线模型，并通过该模型来确定收入密度函数。
(四)洛伦兹曲线族扩展
由式(4)给出的函数形式既具有帕累托分布理论依据，同时又涵盖了现有的大多数洛伦兹曲线模型，具有优良的数学性质。
三、洛伦兹曲线参数估计及模型效果评价
(一)洛伦兹曲线
参数估计
本文使用1991年、2000年和2009年中国农村住户调查数据⑥估计洛伦兹曲线参数，该数据集来源于“中国健康与营养调查”(CHNS)中的农村家庭调查表。CHNS是美国北卡罗来纳大学与中国疾病控制和预防中心联合发起的社会健康调查项目，样本城市从中国的八个省份(辽宁、山东、江苏、河南、湖北、湖南、广西和贵州)中随机抽取，这些省份因地理位置和经济发展水平不同，可作为区域代表性省份。
在CHNS的农村住户调查数据集中，1991年包括2437个住户样本，按收入由低到高排序并进行分组，共获得77个分组样本；⑦2000年包括2939个住户样本，按收入分组后可获得86个分组样本；2009年包括3007个住户样本，按收入分组后可获得81个分组样本。分别使用三组分组数据估计1991年、2000年和2009年的洛伦兹曲线参数。具体过程为，首先根据式(4)定义的参数区间，利用Matlab软件提供的曲线拟合功能，确定洛伦兹曲线参数的初值。进一步，使用非线性最小二乘法估计洛伦兹曲线参数。估计结果由表1给出。
表1中的结果显示，三条洛伦兹曲线的
均较高，具有较强的模型解释能力，各参数估计值在1％的水平下统计显著，且满足洛伦兹曲线定义所要求的参数区间约束条件。
表2的下半部分列出了利用洛伦兹曲线计算的基尼系数值，以及基于Gastwirth方法得到的基尼系数上界和下界。1991年、2000年和2009年的基尼系数值分别为0.396、0.441和0.488，表明分配不平等程度在逐渐增强，贫困群体的收入状况不断恶化。Gastwirth(1972)给出了利用分组数据计算基尼系数上界和下界的相关理论方法。⑨在此之后，许多研究者均使用这一边界约束检验洛伦兹曲线定义的正确性以及模型拟合效果(Kakwani,1980; Schader and Schmid,1994)。Schader & Schmid(1994)的研究发现，基于许多传统洛伦兹模型所得到的基尼系数都超出了Gastwirth边界，表明这些洛伦兹模型的定义存在问题。表2中的结果显示，利用曲线计算的基尼系数全部位于Gastwirth上下界之内，这进一步说明本文所构造的洛伦兹曲线符合洛伦兹曲线定义，且具有良好的模型拟合效果。
四、收入增长与分配结构扭曲的农村减贫效应分解
为促进国民经济的快速增长，我国采取先沿海、后内地层次推进的市场化战略，东部沿海地区享受到各种优惠政策，在客观上起到了扩大东部与中西部地区收入差距的作用。一般来说，在市场化程度较高的沿海地区，农村居民能够更多地分享市场化改革成果，农民通过进城务工获得一定资金积累，农业生产经营繁荣，人民生活富裕，减贫的增长效应明显；而中西部地区则受益较少，贫困人口相对较多。沿海与中西部地区间农民收入差距呈现出逐步扩大的变动趋势，这必将影响到农村减贫效果。因此，本文将研究样本区分为沿海和中西部地区两组⑩，并对两组样本间农村家庭减贫的增长效应与分配效应进行对比分析。
为利用“贫困—增长—不平等”方法研究我国农村居民减贫的增长效应与分配效应，本文首先基于式(4)分别估计1991、2000和2009年沿海与中西部的洛伦兹曲线参数(11)，共获得六条洛伦兹曲线。(12)其次，利用式(2)给出的洛伦兹曲线与收入密度函数的关系，针对每条洛伦兹曲线使用数值求导方法计算对应的收入密度函数，计算结果由图3给出。其中，DS1991、DS2000和DS2009代表沿海地区相应年份的收入密度函数，DL1991、DL2000和DL2009代表中西部地区相应年份的收入密度函数。MS2000、MS2009以及ML2000、ML2009分别为沿海与中西部地区相应年份的虚拟密度函数，如MS2000表示2000年沿海地区虚拟收入密度函数，是利用沿海地区1991年洛伦兹曲线与2000年的平均收入计算得到，其均值与曲线DS2000相同，分配结构与DS1991相同。(13)其他虚拟密度函数的含义及构造方法与MS2000类似，这里不再累述。图3中的竖虚线为贫困线，根据世界银行公布的按1993年国际购买力平价测算的“每天1.5美元”的贫困线标准，使用农村居民消费价格指数(1990年－100)换算为人均实际年收入668元人民币。
图3a 沿海地区1991—2000年减贫效应分解结果
图3b 沿海地区2000—2009年减贫效应分解结果
图3c 中西部地区1991—2000年减贫效应分解结果
图3d 中西部地区2000—2009年减贫效应分解结果
贫困率是在贫困线左边，由贫困线和密度函数所围图形的面积。以图3a为例解释减贫的增长效应与分配效应分解，密度函数DS1991到DS2000贫困率的改变量，代表1991—2000年沿海地区农村居民减贫的总效应，曲线DS1991到MS2000贫困率的改变量为减贫的增长效应，曲线MS2000到DS2000贫困率的改变量为减贫的分配效应。其他图形所表示的含义与图3a类似。
为了更为直观地显示减贫的增长与分配效应分解结果，并验证本文基于“洛伦兹曲线”构建的减贫效应分解方法(记为方法Ⅰ)要优于基于“收入服从对数正态分布假设”来构建的减贫效应分解方法(记为方法Ⅱ)，在表3中给出了分别利用方法Ⅰ和方法Ⅱ计算的农村居民减贫效应分解结果。为了方便比较，本文将使用微观农户家庭数据测算的减贫总效应(使用微观数据不能实现减贫的增长与分配效应分解)，作为减贫总效应的实际值，计算结果见页下注。(14)
将方法Ⅰ和方法Ⅱ测算的减贫总效应分别与实际值进行比较，我们发现除1991—2000年沿海地区，两种方法计算的减贫总效应基本相同外，对于其他情况，方法Ⅰ要明显优于方法Ⅱ。尤其是在2000—2009年间，利用方法Ⅱ测算的结果偏差过大，如在此期间全国减贫总效应的实际值为－13.56，方法Ⅰ的计算结果为－13.57，而方法Ⅱ的计算结果仅为－3.41；中西部地区减贫总效应的实际值为－16.77，基于方法Ⅰ的结果为－17.16，基于方法Ⅱ的结果仅为－0.79。对比分析显示，基于“洛伦兹曲线”构建的减贫效应分解方法更为合理。现主要就基于方法Ⅰ测算的分解结果进行分析。
(1)2000年之前，农村减贫动因完全来自于经济增长，分配结构扭曲的阻碍作用严重。
表3显示，按人均年收入668元的贫困线标准计算，我国农村贫困率从1991年的44.15％下降到2000年的24.69％，2009年进一步降低到11.11％，整体减贫效果显著。但在不同期间不同地区的减贫效果和特征存在较大差异。1991—2000年，沿海地区农村贫困率从33.38％减少到13.29％，减贫总效应为20.09％；中西部农村贫困率从50.34％减少到31.63％，减贫总效应为18.71％。虽然从减贫效应的绝对水平来看，沿海仅略高于中西部地区，但考虑到在期初沿海地区贫困率要远低于中西部，因此，沿海地区农村减贫效果更为显著。这主要归功于沿海经济的高速增长，上世纪90年代初，为实现总体经济快速增长及确保加入世贸组织，中国政府实行“加快沿海地区发展战略”，给予沿海地区大量的优惠政策和财政支持，大量稀缺资源向沿海地区汇集，促进东部沿海城乡经济迅猛发展，居民收入水平显著提高。减贫效应分解结果也支持这一观点，沿海与中西部地区农村减贫的动因完全来自于经济增长，纯“增长效应”分别为23.06％和22.31％。但经济增长成果部分被收入分配不公平所抵消，“分配效应”使得农村贫困率增加且影响作用较大。1991—2000年，沿海与中西部农村减贫的“分配效应”为2.97％和3.60％，分别占减贫总效应的14.78％和19.24％。
(2)2000年之后，沿海地区的分配结构逐渐趋于合理，但中西部地区的分配结构扭曲程度持续恶化，农村减贫仍依赖于经济增长。
2000—2009年，中西部地区农村减贫效应(17.16％)要远高于沿海省份(7.76％)，这一方面是由于沿海省份农村贫困率已经很低，减贫的难度增大；另一方面，2000年以来中国政府陆续推出了“西部大开发”、“振兴东北老工业基地”和“中部崛起”等经济发展战略，有效地推动了中西部省份的经济发展，许多省份的经济增长速度超过了东部沿海地区，高速的经济增长有效地降低了贫困率。考察减贫的增长与分配效应分解结果，发现沿海农村减贫特征与10年前具有明显不同，抑制减贫的“分配效应”显著减小(0.18％)，仅占总效应的2.32％。说明沿海省份在兼顾分配公平与发展效率基本原则的基础上，现阶段更加突出公平。上述结果与库兹尼茨倒U曲线理论(Kuznets Inverted U-curve)相一致，在一个国家的经济发展初期，整体不平等程度开始逐渐上升，随着更多资源可以被更大范围地利用，在发展的高级阶段不平等水平开始下降。中国的沿海地区经过三十多年的快速增长，已处于更高人均GDP和较低不平等水平的阶段。中西部地区在经济快速增长的同时，伴随着分配不平等程度的加剧恶化，阻碍了收入增长的减贫效果。中西部地区农村减贫的“分配效应”为3.52％，占总效应的20.51％，要略高于10年前的水平(19.24％)，处于库兹尼茨倒U曲线中的不平等程度上升阶段。
上述实证结果表明，在20世纪末，我国的减贫实现路径为弱减贫模式(B—C—G路径)，即通过牺牲分配公平、降低减贫速度为代价，换取更高的经济增长。进入21世纪，沿海地区率先改善农村分配结构，逐渐向均衡减贫模式(A—C—G路径)过度，而中西部地区继续保持弱减贫模式且程度更为严重。因此，为改变我国农村减贫速度逐渐放缓的现状，经济发展的重点应该从促进增长向改善分配结构转变，让更多的农民分享经济增长的成果。
五、农村家庭收入增长的“个体效应”研究
考虑到贫困人口规模逐渐减小，且多集中于难以从经济增长中获益的弱势群体中。因此，为促进农村贫困家庭收入增长、有效降低贫困率，考察收入增长与家庭个体特征(如人力资本、生产方式和地理环境等)变量间的关系，以及家庭特征变量回报率的变化情况，对于调整和完善农村分配结构具有重要意义。本文首先基于扩展的明瑟收入模型(15)分析家庭特征变量对收入的影响：
表4中的回归结果显示，除2000年的收入方程中家庭农业变量系数不显著外，其余各变量系数均在5％的水平下统计显著，且各系数符号与理论预期相一致。为更为清晰地解释农民家庭收入变化的决定因素，本文进一步利用由式(6)所示的Blinder-Oaxaea工资差异分解方程及表4中的参数估计结果，将1991—2000年和2000—2009年期间农村家庭收入增长分解为家庭特征变量变化的贡献，即“要素投入效应”，和家庭特征变量回报率变化的贡献，即“要素回报效应”，分解结果由表5给出。观察表5的最后一行发现，在1991—2000年期间，有大约72％的收入增长来源可以被家庭特征变量及其回报率变化所解释(其他因素解释28％)；而在2000—2009年期间，亦有48％的收入增长来源可以被家庭特征变量及其回报率变化所解释(其他因素解释52％)。
(1)受教育水平提高对农民增收具有重要促进作用。
教育回报率的大幅提升，是导致农村居民家庭收入增加的最主要影响因素之一。在计划经济体制下，不同文化程度的劳动者之间收入差别不大，但自上世纪90年代初以来，我国教育回报率不断上升。表4显示，受教育年限变量(edu)在三个不同年份对居民收入具有显著正向影响，教育收益率分别为0.030、0.054和0.070，呈上升变动趋势，说明受教育水平越来越成为决定农民收入的重要因素。表5中的分解结果显示，在1991—2000年期间，有41.81％的农村家庭收入增长能够被教育因素所解释，其中，33.19％归因于教育回报率上升，8.62％归因于教育水平提高；2000—2009年间，18.57％的收入增长能够被教育因素所解释，其中，17.10％归于教育回报率的上升，1.47％归于教育水平的提高。教育因素的影响效果虽有所减弱，但仍对农民收入增长具有重要推动作用。农村贫困群体由于受其自身经济状况和素质条件的限制，教育水平提升速度极其缓慢，平均受教育年限在1991年为5.2年、2000年变为5.5年、2009年变为5.6年，这是近年来导致我国农村减贫速度变缓的一个重要原因。
(2)土地稀缺及其回报率偏低将在较长时期内抑制农民增收。
耕地作为农户最重要的生产资料，对收入具有显著正向影响，但其影响作用呈先降后升的变动特征。表5显示，人均耕地变量(S)在1991—2000年间对收入增长具有负的贡献(－4.07％)，而在2000—2009年间对收入增长具有正的贡献(1.24％)。其中，土地回报率变化可以解释上述变动过程的一部分原因，观察表4中结果，2000年的土地回报率(0.029)要小于1991年(0.045)，但到2009年土地回报率又增加到0.036，对农民增收作用再次增强。另一方面，耕地面积变化是形成上述变动过程的更重要动因。1991—2000年间，受政府退耕还林工程、城市扩张和开放区建设、乡镇企业和农民建房占用耕地等诸多因素影响，我国农业耕地面积大幅减少。2003年开始，中共中央连续多年发布以“三农”为主题的一号文件，强调农业问题的战略地位，并陆续出台多项农业补贴政策，调动农民务农的积极性，使得耕地面积开始逐渐增加。中国健康与营养调查(CHNS)的数据显示，贫困家庭所拥有的人均耕地面积在1991年为1.04亩、2000年减少到0.63亩、2009年进一步减少到0.42亩，人均耕地面积不断减少削弱了贫困家庭的增收能力。
(3)农副产品和非农经济活动是当前农民增收的最重要手段。
家庭农业变量(D)系数估计值为负，说明不从事家庭农业活动住户的收入要高于从事农业活动家庭，因为他们可以将更多的人力资源投入到非农产业中。对于家庭经营中非农产业不发达、种植业结构单一的粮食生产农户来说，粮价长期偏低，成为农户增收的主要制约因素。而非农经济有利于抵御市场风险且具有较高的要素回报率，表4中的回归结果也证实了这一点，无论是参与果菜园种植(lnrf)还是从事小手工业和商业活动(lnhf)都有助于农户收入提高。果菜园变量的回报率分别为0.059、0.049和0.078，小手工业和商业变量的回报率分别为0.074、0.068和0.077，具有显著正向影响且呈上升趋势，非农经济活动在业者与不在业者之间的收入差距在逐步拉大。
表5结果显示，果菜园种植对收入增长具有负的贡献。但值得一提的是，在2000—2009年间果菜园种植的要素回报效应高达17.45％，成为农民增收的主要推动力量。2003年3月1日开始实施的《农村土地承包法》赋予农户自由有偿转让农地使用权的权利，这就为农村土地市场流转解除了法律上的障碍。因此，只要农户愿意，他们可以将一整块土地切割成许多小块来种植不同种类作物，或者可以集中多户土地从事某种经济作物种植，更为灵活的种植方式和专业化经营有利于要素回报率增加。但果菜园种植规模的大幅下降，削弱了要素回报率增加的正效应，贫困人口在2000年的果菜园种植参与率为0.60，2009年仅为0.25，果菜园种植参与率的大幅下降不利于农村减贫。
土地短缺是中国农业生产中的一个长期性问题，由于土地数量限制，非农产业活动成为农民增收的必要补充。上世纪90年代初，城乡之间劳动力流动的壁垒被逐渐打破，大量农民开始进城务工或经商，非农活动的参与率显著增加，回报率也逐步提高，劳动力的流动性扩展了农民家庭成员的就业面和收入来源。通过观察表5发现，1991—2000年小手工业和商业活动对农民增收的贡献率为4.56％。2004年，东部沿海地区的“民工荒”现象和新的《最低工资规定》出台，促进了农民工工资的不断提高，务工收入开始成为农村家庭的主要收入来源。2000—2009年间，小手工业和商业对农民增收的总贡献为33.42％，其中，“要素投入效应”的贡献率为31.08％，“要素回报效应”的贡献率为2.34％。可见，非农产业和农业生产活动的多样化在吸纳剩余劳动力、提高农民收入和减贫方面扮演着非常重要的角色。
(4)优越的地理位置能够为农民带来额外收益，但其作用在逐渐减弱。
沿海(H[,1])和郊区(H[,2])变量系数为正，并且呈上升趋势，说明沿海省份的农村家庭收入明显高于中西部省份，而居住在距离城市比较近的郊区也明显比居住在偏远乡村给农村家庭带来更多的收益。这进一步说明了在城市工业化的进程中，交通便利的沿海地区和距离城市更近的郊区有更多机会分享工业化带来的利益。Knight & Song(1999)认为，出生地是决定一个成年人的技能水平的重要因素之一。中国相对稀缺的教育资源影响了不同人群接受教育的机会，而在比较贫困的边远省份的农村地区，人们接受教育的机会远低于城市和发达地区，这种机会的不平等造成了长期的收入不平等和地区发展不平衡(Heckman,2005)。
表5显示，1991—2000年期间，农村家庭收入增长的19.85％可以用沿海虚拟变量来解释，其中，“要素回报效应”为18.62％，显著高于“要素投入效应”(1.23％)；收入增长的18.16％可以用郊区虚拟变量解释，其中，“要素回报效应”为16.73％，同样高于“要素投入效应”(1.43％)，这可以解释为接近中心市场、集聚经济、更多就业选择所带来的好处。另外，部分学者认为优越的地理位置能够提供更多的受教育机会，教育回报率的提高带来了当地农民收入的增加以及全社会收入分配不平等程度扩大。然而，Dollar(2007)认为，这种不平等程度会呈倒U型曲线变化，随着受教育机会的逐渐增加和均等，人们的文化素质得到普遍提高，达到一定程度时，收入分配不平等将会下降。2000—2009年间，沿海和郊区虚拟变量对收入增长的贡献明显减小，贡献率分别为2.59％和1.23％，这归因于国家鼓励中西部地区扩大对外开放和引进外资，加强东部与中西部地区的经济联合与协作，引导人才向中西部流动。
六、结论及政策建议
本文首先基于加权积和凸组合混合方法定义一族基于帕累托分布的广义洛伦兹曲线模型，并使用“中国健康与营养调查”中的农村家庭数据估计模型参数。其次，利用收入密度函数与洛伦兹曲线间的关系，使用数值微分方法确定我国农村居民收入密度函数，从而对“贫困—增长—不平等”减贫效应分解方法进行修正。最后，对1991—2009年期间沿海与中西部地区收入增长和分配结构扭曲的农村减贫效应进行对比分析。研究发现，农村贫困率下降主要来源于经济增长的拉动作用，而分配结构扭曲限制了经济增长带给贫困群体的潜在福利，是导致减贫速度放缓的一个主要原因。其中，沿海地区在经历高速经济发展的时期后，更为关注分配结构的公平性，分配结构扭曲对减贫总效应的抑制作用大幅下降；而中西部地区在经济快速增长的同时，始终伴随着分配不平等程度的加剧恶化，严重阻碍了收入增长的减贫效果，且近年来略有增加。
进一步，本文基于扩展的明瑟收入模型和Blinder-Oaxaca工资分解方法考察农民收入增长与家庭个体特征变量间的关系，以及家庭特征变量回报率的变化情况。研究表明，受教育水平、非农经济和地理位置变量的明瑟收益率显著为正，且作用不断增强。1991—2000年，农民收入增长主要来源于教育回报率提高以及优越地理位置所带来的经济福利；2000—2009年，收入增长主要来源于非农经济活动回报率的增加，教育回报率上升幅度虽有所减缓，但仍是农户增收的重要促进力量。现阶段，非农经济活动参与率低和受教育程度增长缓慢是抑制农村贫困家庭增收的最大障碍。
为有效降低贫困率，实现农村居民共同富裕，政府应在保证经济平稳增长的前提下，实施有利于减少贫困的经济发展和收入分配政策。结合本文的研究结论，给出如下政策建议。
(1)促进土地承包经营权流转，改善农村分配结构。家庭农业收入是农户的基础性收入，而农业收益率低是导致我国(尤其是中西部)农村分配结构扭曲一个关键因素。贫困农民缺乏资金和技术支持，因此，从事农业活动不利于收入增加。通过土地流转，有利于改善农村分配结构。一方面，出租土地的贫困农民可以获得租金，并且能够从土地中解放出来，转移到劳动报酬率相对较高的非农经济活动中。另一方面，承租土地的种粮农户能够实现规模化经营，有能力增加机械、化肥和良种等生产性投入，采用先进的农业技术和管理手段，从而提高种粮收益和市场竞争力。
(2)提高贫困群体的非农经济活动参与率。小手工业和商业活动是贫困农民增加收入、摆脱贫困的最直接手段，但受到劳动技能、工作岗位和启动资金的限制，贫困农民的非农经济活动参与率一直偏低。为实现这一目标，需完善以下内容：第一，引导和扶持贫困地区农民劳务输出，到经济发达地区务工务农；第二，对农村贫困群体提供免费的职业教育和技能培训，提升其在二、三产业的就业能力和劳动回报率；第三，健全和完善农村金融体系，降低农村小额贷款准入条件和贷款成本，为贫困家庭自主从事非农经济活动提供启动资金。
(3)大力发展农村基础教育事业。教育落后是影响农村贫困的根本性因素，贫困家庭在教育资源的享有方面处于不利地位，如果不能通过政策机制保证教育公平，则必将造成家庭贫困的恶性循环。主要内容包括：第一，在完善农村教育财政保障制度的基础上，多渠道筹集教育经费，如通过社会捐赠来建立“农村基础教育基金”；第二，建立和完善教育救助机制，扩大教育救助力度和救助范围；第三，加强对农村教师的培训，并建立合理的教师流动机制，提高教育质量。
注释：
①数据来源于2010年《中国农村住户调查年鉴》。2007年及以前是按农村绝对贫困标准测算的绝对贫困状况，2008年农村贫困人口数根据新修订的农村贫困标准统计，新贫困标准将原低收入人口纳入贫困人口统计，因此2008年以后数据与历史数据不可比。
②变量x实际上代表收入的对数值，为简单起见仍称为收入，以下同。
③当时点比时点分配更为公平时，表现为贫困率减少；当时点比时点分配更不公平时，表现为贫困率增加。
④由于篇幅限制，关于式(3)满足洛伦兹曲线定义的参数条件证明省略，如有需要可向作者索取。
⑤两条洛伦兹曲线的凸组合和加权积模型仍满足洛伦兹曲线定义。其中，凸组合模型参数区间条件证明参见Ogwang & Rao(2000)，加权积模型参数区间条件证明参见Sarabia et al.(1999)。
⑥中国营养与健康调查(CHNK)数据集中包含1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年和2009年的截面数据。仅选择1991年、2000年和2009年三个时点的截面数据估计洛伦兹曲线的原因在于，本文的主要工作是对1991—2000年和2000—2009年两个不同时段之间，我国农村收入增长与分配结构扭曲的减贫效应进行对比分析，后面不再赘述。
⑦数据分组的基本思路如下：1991年分为77组，收入切分点从40到6000共76个；2000年分为86组，收入切分点从60到20000共85个；2009年分为81组，收入切分点从200到50000共76个。
⑧人口比例p[,i]和洛伦兹曲线实际值L(p[,i])是利用CHNS中的农村住户调查数据样本计算得到。
⑨关于Gastwirth上界和下界的计算细节，请参考Gastwirth(1972)。
⑩沿海省份包括江苏、辽宁和山东；中西部省份包括河南、湖北、湖南、广西和贵州。
(11)为保证计算结果的可比性，本文使用省份基比农村居民消费价格指数(1990年＝100)对各年份农村居民收入进行平减。
(12)洛伦兹曲线的参数估计方法与3.1节相同，为节省篇幅，文中没有给出参数估计的具体结果。
(13)技术细节参见Wang et al.(2009)。
(14)在1991—2000年间，全国、沿海和中西部地区的减贫总效应实际值分别为－20.15、－22.19和－19.18；在2000—2009年间，全国、沿海和中西部地区的减贫总效应实际值分别为－13.56、－7.76和－16.77。
(15)关于经典明瑟收入函数，请参照Mincer(1974)。
(16)参见Smith & Welch(1989)。