决胜阶段农村贫困人口收入结构性变化及影响因素分析

司静波,王艺莼

(东北农业大学 公共管理与法学院，黑龙江 哈尔滨 150030)

精准扶贫以来，全国建档立卡贫困人口收入日益增加，呈现平稳增长趋势，2019年，农村贫困人口人均可支配收入达11567元，收入渠道不断增宽，但政策性收入、转移性收入仍占较高比例，部分地区该项比例占到47.11%。今年是脱贫攻坚决胜年，进入后扶贫时代，随着政府政策投入降低，大量缺乏内生动力，过分依赖政策红利的贫困人口收入可能再次下降，返贫不可避免。因此，贫困人口收入结构优化迫在眉睫。本文将选取J省C县扶贫成效评估大数据，运用二元logistic线性回归分析方法，分析贫困人口收入的数量变化和结构差异及影响因素，为巩固脱贫攻坚成果提供政策建议和实践借鉴。

一、数据来源与处理及贫困人口收入状况描述

调查数据来自扶贫成效评估大数据。样本县是省级贫困县，下辖10个乡，12个镇，232个行政村，总人口70万人，2019年人均收入12484元，剩余贫困人口235户，511人，贫困发生率从2016年的3.34%下降到2019年的0.11%。

(一)数据来源

调研采用随机抽样的方法，共抽取了7个乡镇7个村共204户贫困户，14个乡镇的14位村干部，取得204户贫困户电子问卷和14户村干部电子问卷，问卷有效率100%。问卷调查外，还对村两委、驻村工作队员和村民等开展了座谈和访谈。样本基础数据见表1。

表1 样本基本情况表

数据显示，在劳动力数量上，样本县46.57%(95/204)的贫困户家中无劳动力，户均劳动力数量为0.89个，低于《中国住户调查年鉴》中农村居民家庭户均2.8(1)数据来源：国家统计局网站。个劳动力。在从事劳动类型上，单一从事种植业的农民人数最多(29.91%)，农民外出打工人数较少(13.73%)，农闲期间打零工现象普遍存在(27.94%)。在健康方面，样本中72.54%的贫困户患慢性病，患大病人数为14.71%，因病致贫比例为14.22%。教育方面，受访贫困户中家有学龄儿童的农户比例为17.16%，教育负担较轻。致贫原因中，缺劳动力和缺资金是贫困户致贫的最主要的两个原因。其中因缺劳动力致贫的比例达到35.29%，因缺资金致贫的比例达到19.12%。

(二)建档立卡户贫困户家庭收入情况

调研获取了样本县2016到2019年建档立卡贫困户家庭收入情况，见图1。分析了建档立卡户2019年收入的整体结构，以及各部分收入对总收入的贡献率，见图2。

从增收数量上看，自2016 年以来，建档立卡户人均纯收入由2016年的4917元增长到2019年的7769元。其中转移性收入贡献最大，达到3660.21元；人均经营性收入次之，达到2026.63元；人均工资净收入位列第三，达到1465.49元；人均财产净收入616.69元贡献最小。

从增收结构上看，转移性收入仍然贡献率最大，现行贫困户收入对转移性收入倚重较大，体现生产能力的经营性收入和工资性收入贡献率有待提高。同时，本文还选取与C县区位条件相似的D县进行对比。D县的建档立卡户家庭收入来源主要由经营性收入和工资性收入构成，体现内生动力的可持续生计比例超过总收入的80%，脱贫户可持续发展保障性强于C县。

建档立卡贫困户收入数量绝对性增长毋庸置疑，结构变化也非常突出，与2016年比，转移性收入绝对值和比例都大幅增加，精准扶贫的政策红利惠及所有建档立卡贫困人口。那么究竟哪些因素从根本上影响收入水平和收入结构变化？政策支持、家庭禀赋、生计负担与收入增长的关联度怎样？

二、数据统计性描述与模型构建

(一)研究性假设与统计性描述

研究贫困人口收入，关键在于对收入影响因素的科学衡量。本文对于增收效果的考察，主要基于贫困户家庭禀赋、生计负担和政策支持三个角度，分析家庭自然条件和政策扶持对贫困户增收的贡献程度。基于这一逻辑，本文提出如下假设：

假设1:家庭禀赋和生计负担作为农户形成可持续生计的内生基础，其内在差异是增收效果分化的重要原因。

假设2:政策支持作为农户形成可持续生计的外生保障，其实施差异对增收效果存在异质性。

本文对增收效果的考察，主要基于贫困人口收入变化的角度，处理数据过程中将“与去年持平”和“更困难”合并为“未增收”，“增收明显”和“略微增收”合并为“增收”。因变量中的赋值可以表示为：“有负担=0；无负担=1；无效果=0，有效果=1”。在此基础上，借助二元logistic线性回归分析模型，以调研数据为基础，实证测算收入增长效果及其影响因素，最后提出对策建议。

1.被解释变量

本文选取建档立卡贫困户的人均可支配收入年均增长情况来度量贫困户的收入情况。建档立卡户的收入构成主要包括通过种养殖所获得的生产经营性收入，通过务工或参加公益岗获得的工资性收入，以及包含各项补助金在内的转移性收入。经测算，2019年C县建档立卡贫困户的人均可支配收入为7769.02元，且分布比较分散，月均收入的最大值为31015元，最小值为737.5元。

2.解释变量

根据劳动经济学的传统理论，本文将可能影响建档立卡贫困户可支配收入的因素分为三大类，即家庭禀赋、生计负担和政策支持，另外控制了农民工的性别和年龄等个人特征因素。表2的均值为样本统计所得，具体的变量选择及其处理方法如下表所示。家庭禀赋指的是家庭共享的资源和能力，在本文中特指家庭成员的人力资本，具体体现为劳动力数量、劳动者的知识技能及生产能力。生产能力即为农户的兼业化和非农化，农户可以选择粮食种植，也可以从事其他多种产业的经营，运用多种方式取得收入。(2)崔宁波,王颜齐:《我国各省区域农户综合生产能力的比较分析》,载《东北农业大学学报(社会科学版)》2010年第2期。生计负担即为生活负担，本文生计负担指标是从被访贫困户的致贫原因中提炼获得。政策支持指的是政府为改变贫困现状而出台的政策，以及政策对增加农民收入的影响。

表2 变量选取与描述统计

(二)模型构建

在实证分析过程中，家庭禀赋和生计负担作为家庭自然情况的考虑要素，政策支持作为制度因素的考虑要素。贫困户个人特征描述了建档立卡贫困户的性别、年龄。由于因变量为“0/1型”二分类变量，故而选择二元logistic回归模型对数据进行分析。在以上假设基础上，基本回归方程可以表示为：

(1)

将logistic 回归模型进一步线性变换后为 ：

(2)

其中，Pi为某件事发生的概率，a为常数项，xi为一组核心变量，包含家庭禀赋、生计负担和政策支持三个方面的变量，表示影响贫困户i扶贫效果的第j个解释变量，β是各解释变量的偏回归系数，反映不同层面解释变量xi对增收效果logistic(pi)的影响方向及程度，其值为正且具有显著性，说明在控制其他解释变量的情况下，logistic(pi)随对应自变量的增加而增加。由于βi不能直接用于解释分类变量的概率，因此，采用风险比(odds ratio)的形式进行估计和解释。

三、实证分析

本文基于SPSS25.0统计软件对样本建档立卡户的相关数据进行二元线性回归分析。基于稳健标准差的回归估计结果以风险比(odds ratio)的形式呈现。实证结果如下：

表3 二元logistic线性回归分析结果

实证检验结果表明，p=0.65>0.05，这说明本数据的拟合优度较好。并且预测准确率为96.1%，证明了模型的合理性。

1.家庭禀赋对贫困户收入增长的影响

家庭禀赋中，受教育程度、劳动力数量和生产能力的B值均为正数，显示出正向影响。回归结果表明，受教育程度对收入增加无显著正向效应(显著性>0.05，OR值=1.071)。可能的解释是，样本贫困人口平均受教育时间为6.55年，普遍较低的文化水平是我国农村地区特别是贫困地区的显著特征，贫困户受文化限制对新的生产方式掌握水平有限。与此同时，新的生产方式需要劳动者满足人力资本条件，低文化水平和高人力资本要求的矛盾使得贫困户的生产能力和生产方式现代化水平提升速度较为迟缓，贫困人口间农业经营效益差距不大，所以受教育程度对贫困户增收的影响不显著。

劳动力数量对家庭增收具有显著的正向影响(显著性<0.05，OR值=1.780)，这表明贫困户家庭劳动力数量每增加一人，家庭人均可支配收入增长1.78倍。贫困户家庭劳动力充足，收入来源多样化程度高，传统农业的低利润性使得全部依附于土地的贫困户增收效果不太明显。因此，部分家庭成员通过参与非农岗位转移部分剩余劳动力，贫困户增收的可能性和金额相对增加。精准识别中正是基于这种考虑，一方面把大量无劳动能力的老年困难群体纳入贫困序列中，减轻无劳动能力者对贫困户家庭生存的压力；另一方面通过产业扶贫为贫困户提供就业补贴，采用产业收益分红向贫困户倾斜的方式增加贫困户家庭的工资性收入。因此，劳动力数量这一因素对收入增长的影响小于预期。

生产能力是仅次于政策支持的第二关键因素(显著性<0.05，OR值=2.195)，贫困户家中每多一个人从事生产活动，收入将增加2.195倍。可能的解释是：生产能力强的家庭能获得更多的生产、生活资源，一方面贫困户因具备良好的还款能力易于通过资质审查，利用扶贫小额贷款发展产业的成功率增加；另一方面扶贫车间和合作社往往优先选择吸纳生产条件好的农户，生产能力强的贫困户家庭有机会参与产业化过程，高附加值的农产品生产和规模化经营使得农村贫困人口获得组织化收益，从产业发展中得到实惠的几率增加。(3)杨龙,汪三贵,李萌：《建档立卡贫困户收入特征及反贫困对策研究》，载《农业部管理干部学院学报》2014年第2期。以上分析为本文的假设1提供了证据支撑，即家庭禀赋越好，增收效果越明显。

2.生计负担对贫困户收入增长的影响

生计负担方面，养老负担、医疗负担和教育负担对贫困户增收均具有负面效应(B值<0)。养老负担对增收的抑制作用不明显(显著性<0.05，OR值=0.938)，贫困户家中每多一名超过60岁的成员，家庭收入将减少6.2%。抑制作用不明显的主要原因是C县健康扶贫政策落实到位，老年贫困人口养老保险上缴比例达到100%，对于极端贫困的老年贫困群体采取应包尽包的政策兜底，保障老年困难群体的基本生活。

虽然医疗负担在一定程度上会抑制贫困户增收，但阻碍效果不明显(显著性<0.05，OR值=0.87)，贫困户家中每多一名患病成员，家庭收入将减少13%。医疗负担负面效应较小的可能解释是：C县医疗扶贫政策切实惠及贫困户，一站式服务解决了贫困户“看病难”的问题，年度救助限额内农村贫困人口政策范围内个人自付住院医疗费用救助比例不低于70%，解决贫困户“看病贵”的难题。健康扶贫政策的良好落实使得贫困户得了大病、重病后基本生活仍然有保障。

教育负担阻碍效果也不明显(显著性<0.05，OR值=0.767)，贫困户家中每多一名学龄受教育儿童，家庭收入将减少23.3%。负面效应不明显的可能解释是：C县教育扶贫政策切实减轻贫困户教育负担。C县辍学儿童比例为0，对于义务教育阶段的学龄儿童实现义务教育“两免一补”政策全覆盖。此外，C县有教育负担的贫困户家庭占比较低(17.16%)，这也是教育负担对家庭增收抑制效果不明显的原因之一。同时，贫困家庭学龄儿童接受教育进一步减少了代际传递的可能，为贫困家庭脱贫能力的提升和脱贫可持续性提供保障。以上分析再次验证假设1的猜想，且随着精准扶贫政策的落实，生计负担对增收效果的影响低于预期。

3.政策支持对贫困户收入增长的影响

就政策支持而言，参与产业项目和就业培训对家庭增收具有正向贡献(B值>0)。产业项目是影响增收的最重要的因素，虽然现在的效果不明显(显著性均<0.05)，但是潜力巨大(OR值=3.355)。参与产业项目的贫困户收入是未参加产业项目的贫困户收入的3.355倍。参加了产业扶贫的贫困户家庭增收效果并不显著，可能原因是当前贫困户对转移性收入依赖较大。从增收贡献看，经营性收入和工资性收入的贡献率分别为26.09%和18.86%，远小于转移性收入的贡献率47.11%。调查了解到C县的产业扶贫方式以产业资金奖补和财政扶贫资金入股分红为主，政策覆盖面广但产业项目参与率较低，且到户资金金额明显偏小，大多介于200～600元，对贫困户培育产业作用不大。

就业培训对增收的贡献效果不明显(显著性<0.05)，但是前景广阔(OR值=2.747)。参加就业培训的贫困户家庭比未参加的家庭收入高2.747倍。可能的解释是：C县就业培训落实有待加强，参与人数较少。经调查，参与过就业培训的贫困户占总数的21.9%。村中举办的培训类型大多为种、养殖培训和电商培训，后者参与人数远小于前者。这说明大多数贫困户依然重视物质资本，对自身素质提高的重视程度不够。此外，大多贫困户受小农思想的影响安于现状，农忙过后劳动力闲置现象较多，适龄劳动人口外出务工比例较低。以上分析验证了假设2的猜想，即政策实施差异对增收效果存在异质性。

4.个体特征对贫困户收入增长的影响

个体特征上，性别和年龄对收入增长的影响都呈现正相关趋势(B值>0)。性别对贫困户增收的影响不大(显著性<0.05，OR值=1.1)。男性增加收入的可能是女性的1.1倍。传统的性别分工导致女性承担家务劳动的比例高于男性，从事生产经营性活动较少，使得收入水平普遍低于男性。

年龄对贫困户收入无显著影响(显著性<0.05，OR值=1.004)，这表明年纪每增长一岁，收入就会增加0.4%。年龄作为影响劳动能力的关键因素，对增收具有显著影响。根据程名望的研究，年龄对农民收入的影响随着农民年龄的增长呈“∩”曲线变化，(4)程名望,华汉阳：《农民工务工收入及其影响因素——基于上海市993份调查问卷的实证分析》，载《湘潭大学学报(哲学社会科学版)》2019年第5期。即农民的收入先随年龄的增长而提高，达到32岁后，随着年龄的增长其收入反而在不断减少。但本研究中年龄对收入增长几乎无影响，可能的原因是C县贫困户平均年龄为61.54岁，老年人口集中，具备劳动能力的贫困人口(16～64周岁除学生外有劳动能力的人口)平均年龄为53.67岁，从年龄层面上讲贫困户的个体差异不明显，所以年龄要素对贫困户增收无显著影响。

四、结论与建议

资源匮乏、生计负担、自身发展能力不足、扶持政策缺位都会对改善贫困现状和增加可支配收入产生不利影响。一方面通过增能减缓贫困脆弱性，形成可持续生计的内生动力；(5)高帅,史婵,唐建军：《基于增能赋权视角的农户贫困脆弱性缓解研究——以太行山连片特困地区为例》，载《中国农村观察》2020年第1期。另一方面通过赋权(机会平等)缩短贫困户之间的贫困差距，形成可持续生计的外生保障。两者互为补充，形成合力，避免贫困户陷入返贫、相对贫困的尴尬处境。

增能是贫困户增加收入，形成可持续生计的内生动力。提高人力资本、获取物质资本是减缓贫困脆弱性的长效措施。改变政府转移性支出供给形式，将现金直补形式转为发展基金，增强贫困户的自我发展能力。(6)吴奶金,谢晓维,杨雅莉,刘飞翔：《贫困户收入结构、增收陷阱与优化研究——基于宁德市129户贫困户抽样调查》，载《石家庄铁道大学学报(社会科学版)》2018年第1期。规范土地流转，改变因户均耕地面积有限、自然风险和市场波动等多因素导致贫困户在有限的耕地资源条件下农业生产受到限制的现状，(7)杨晶,邓大松,刘光阳：《驻村帮扶、生计负担与扶贫效果研究——来自贵州省的证据》，载《广西大学学报(哲学社会科学版)》2018年第5期。减少因风险防御能力差异造成的贫困户收入差距。

赋权是缩短贫困户之间的贫困差距，形成可持续生计的可行路径。全方位拓展贫困农户就业渠道，开展龙头企业带动、扶贫车间吸纳、公益岗位扶持等就近就业扶贫新平台，丰富就业形式，帮助贫困群众在家门口实现就业增收。(8)李雪,付文革,韩一军：《粮食政策对主产区贫困户收入影响的实证研究——基于冀鲁豫农户调研数据》，载《中国农业资源与区划》2019年第9期。保障不同能力的贫困户能根据个人劳动能力和身体状况选择不同难度的就业岗位，实现差异化就业，保障顺利就业、稳定就业。(9)杨明,郑晨光：《区块链在精准扶贫脱贫中应用研究》，载《云南民族大学学报(哲学社会科学版)》2020年第2期。