■７８ 《贵州财经学院学报）２ｏ１２年第２期总第１５７期 文章编号：１００３—６６３６ｆ２０１２）０２—００７８一ｏ８；中圈分类号：Ｆ１１３．９；文献标识码：Ａ 贫困影响因素视角下的中国城乡社会救助 基于１９９１ ２００９年的面板数据分析 孙婧芳 （中国社会科学院研究生院，北京摘１０２４８８） 要：利用ＣＨＮＳ数据，采用Ｌｏｇｉｔ模型、随机效应模型分别分析影响城市、农村贫困的因素，进而提高社会救助针对性。 研究发现：城市、农村贫困均具有不流动性，在城市一旦陷入贫困则比农村更难脱贫；家庭人口结构对贫困有影 响，且城乡存在差异；健康对贫困具有显著影响；城市家庭工作状况影响贫困，农村非农收入降低贫困可能性；城 市就业 中击对陷入赤贫有影响。因此，低保救助应关注持续贫困家庭，减弱贫困不流动性：人口结构应成为低保 救助依据；社会救助中应考虑增加医疗救助；应增加城市贫困失业人员的职业培训，为农村贫困家庭创造非农就 业机会：应增加贫困家庭教育补贴，降低城市儿童看护成本。 关键词：初始贫困；家庭人口构成；社会救助；城乡差异 Ｕｒｂａｎ ａｎｄ Ｒｕｒａｌ Ｓｏｃｉｌ Ａｓｓｉａｓｔａｎｃｅ ｆｒｏｍ ｔｈｅ Ｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ ｏｆ Ｆａｃｔｏｒｓ Ａｆｆｅｃｔｉｎｇ Ｐｏｖｅｒｔｙ —Ｂａｓｅｄ ｏｎ ａｎ Ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ Ｐａｎｅｌ Ｄａｔａ ｆｒｏｍ １９９１ ｔｏ ２００９ ＳＵＮ Ｊｉｎｇ—ｆａｎｇ （Ｇｒａｄｕａｔｅ Ｓｃｈｏｏｌ，Ｃｈｉｎｅｓｅ Ａｃａｄｅｍｙ ｏｆ Ｓｏｃｉａｌ Ｓｃｉｅｎｃｅｓ，Ｂｅｒｉｎｇ １０２４８８，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｅ ｐａｐｅｒ ａｎａｌｙｚｅｓ ｆａｃｔｏｒｓ ａｆｆｅｃｔｉｎｇ ｕｒｂａｎ ａｎｄ ｒｕｒａｌ ｐｏｖｅｒｔｙ ｂａｓｅｄ ｏｎ ＣＨＮＳ ｄａｔａ，Ｌｏｇｉｔ ｍｏｄｅｌ ａｎｄ ｒａｎｄｏｍ ｅｆｆｅｃｔ ｍｏｄｅｌ ｆｏｒ ｍｏｒｅ ｐｅｒｔｉｎｅｎｔ ｓｏｃｉａｌ ａｓｓｉｓｔａｎｃｅ．Ｔｈｅ ｒｅｓｅａｒｃｈ ｒｅｖｅａｌｓ ｔｈａｔ ｂｏｔｈ ｕｒｂａｎ ａｎｄ ｒｕｒａｌ ｐｏｖｅｒｔｙ ｉｓ ｎｏｔ ｆｌｕｉｄ．Ｐｏｖｅｒｔｙ ｉｓ ｌｅｓｓ ｌｉｋｅｌｙ ｔｏ ｂｅ ｇｏｔ ｒｉｄ ｏｆ ｉｎ ｕｒｂａｎ ａｒｅａｓ ｔｈａｎ ｉｎ ｒｕｒａｌ ａｒｅａｓ．Ｔｈｅ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｏｆ ｆａｍｉｌｙ ｍｅｍｂｅｒｓ ａｓ ａｎ ｉｍｐａｃｔ ｏｎ ｐｏｖｅｒｔｙ ａｎｄ ｄｉｆｆｅｒｓ ｆｒｏｍ ｕｒｂａｎ ａｒｅａｓ ｔｏ ｒｕｒａｌ ａｒｅａｓ；ｈｅａｌｔｈ ａｆｆｅｃｔｓ ｐｏｖｅｒｔｙ ｐｒｏｆｏｕｎｄｌｙ，ＳＯ ｄｏｅｓ ｕｒｂａｎ ｆａｍｉｌｙ ｗｏｒｋｉｎｇ ｓｔａｔｕｓ． Ｎｏｎ、ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ ｉｎｃｏｍｅ ｒｅｄｕｅｅｓ ｐｏｓｓｉｂｉｌｉｔｙ ｏｆ ｐｏｖｅｒｔｙ ｉｎ ｒｕｒａｌ ａｒｅａｓ；ｕｒｂａｎ ｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔ ｓｈｏｃｋ ａｆｆｅｃｔｓ ｅｘｔｒｅｍｅ ｐｏｖｅｒｔｙ． Ｔｈｅｒｅｆｏｒｅ，ｍｉｎｉｍｕｍ ｌｉｖｉｎｇ ｓｅｃｕｒｉｔｙ ｓｈｏｕｌｄ ｐａｙ ｃｌｏｓｅ ａｔｔｅｎｔｉｏｎ ｔｏ ｓｕｓｔａｉｎｅｄ ｐｏｏｒ ｆａｍｉｌｉｅｓ ａｎｄ ｗｅａｋｅｎ ｐｏｖｅｒｔｙ’Ｓ ｎｏｎ‘ｌｉｑｕｉｄｉｔｙ．Ｐｏｐｕｌ￣ｉｏｎ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｓｈｏｕｌｄ ｂｅ ｔｈｅ ｂａｓｉｓ ｆｏｒ ｔｈｅ ｍｉｎｉｍｕｍ ｌｉｖｉｎｇ ｓｅｃｕｒｉｔｙ ｍｅｄｉｃａｌ ａｓｓｉｓｔａｎｃｅ ｂｅ ｔａｋｅｎ ｉｎｔｏ ｃｏｎｓｉｄｅｒａｔｉｏｎ ｉｎ ｓｏｃｉａｌ ａｓｓｉｓｔａｎｃｅ；ｍｏｒｅ ｖｏｃａｔｉｏｎａｌ ｔｒａｉｎｉｎｇ ｂｅ ｐｒｏｖｉｄｅｄ ｆｏｒ ｔｈｅ ｕｒｂａｎ ｕｎｅｍｐｌｏｙｅｄ；ｎｏｎ—ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ ．ｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔ ｏｐｐｏｒｔｕｎｉｔｉｅｓ ｂｅ ｃｒｅａｔｅｄ ｏｒ ｒｆｕｒａｌ ｐｏｏｒ ｆａｍｉｌｉｅｓ；ｅｄｕｃａｔｉｏｎ ｓｕｂｓｉａｙ ｆｏｒ ｐｏｏｒ ｆａｍｉｌｉｅｓ ｂｅ ｉｎｃｒｅａｓｅｄ ｗｈｉｌｅ ｕｒｂａｎ ｃｈｉｌｄｒｅｎ’Ｓ ｃａｒｅ ｃｏｓｔ ｂｅ ｒｅｄｕｃｅｄ． Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：Ｉｎｉｔｉａｌ ｏｏｖｅｒｔｙ：ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｏｆ ｆａｍｉｌｙ ｍｅｍｂｅｒｓ：ｓｏｃｉａｌ ａｓｓｉｓｔａｎｃｅ：ｕｒｂａｎ—ｒｕｒａｌ ｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅ 一、引言 中国的城乡二元经济结构，计划经济时期倾向于城市，改革开放后，中国收入分配不平等提高＿ｌｊ，不平 等程度在世界范围内处于较高水平Ｅ２ Ｊ，中国农村基尼系数在１９７８、１９９７、２００２年分别为０．２１、０．３４、０．３８，城市基 尼系数分别是０．３０、０．２９和０．３４，全国的基尼系数分别为０．３０、０．３８和０．４５，全国的基尼系数大于城乡内部，说 明城乡之间收人差距很大。【３ｌ城市偏向的经济发展战略、城乡收入差距以及中国农村人口比重较大，使得中国贫 困问题主要集中于农村，城市贫困虽然存在，但主要是无劳动能力、无法定供养人、无其他收入来源的三无人员， 甚至到１９９５年，农村和城市的贫困发生率分别是１２．４％和４．１％。ｌ４儿 然而，改革开放实施的一系列经济改革既 给城市居民带来了收益，也带了挑战。１９９７年，中国提出了国有企业“三年脱困”的目标，隐性失业显性化。 另外，中国失业保险制度起步较晚，虽然中国失业保险的制度和覆盖程度都取得突破，但是失业救济金的覆盖率 收稿日期：２０１１—１２—１９ 作者简介：孙婧芳（１９８３一），女，内蒙古人，中国社会科学院研究生院博士研究生，研究方向为发展经济学。 《贵州财经学院学报））２０１２年第２期总第１５７期 ７９■ 依然较低，只有城市劳动人口才有权享有失业救济金，而且失业救济金的覆盖率只有４０％。＿６ Ｊ １９９５－－１９９９年间， 城市的贫困发生率上升了９％，用加权贫困距测量的贫困深度上升了８９％【 ，１９８６－－２０００年，城市贫困的广度、深 度和强度都呈上升趋势，城市贫困恶化的原因与转型期间的改革相联系。 ｊ虽然城市贫困在国有企业改革之后 突显，但是中国的贫困主体依然在农村。 ． 关于中国贫困影响因素的研究主要包括以下几个方面：第一，区域与地域因素；＿９ Ｊ第二，个人素质因素；＿Ｊ Ｕ＿ 第三，贫困传递因素。＿ｌｌ＿对城市人口而言，一般学者认同失业人群是城市贫困人ＶＩ的重要组成部分，对于其他城 市贫困群体的认识有分歧，朱国宏认为中国城市贫困人群主要包括失业人群和退休人群。Ｌｌ ｚＪ李实、Ｋｎｉｇｈｔ将中国 城市贫困分为三种类型研究发现，户主失业或下岗的家庭陷入贫困的可能性较高。＿７ Ｊ王美艳对导致城市贫困的因素 进行研究发现，家庭成员的人力资本水平和就业水平提高会显著降低陷入贫困的可能性。＿ｌ 另外，在城市贫困制约 了儿童受教育的机会和通过教育实现发展的能力。＿１ Ｊ对影响农村贫困因素的研究发现，家庭规模、家庭收入来源对 贫困与否存在显著影响＿１ ，农村非农收入一方面可以缓解农村地区的收入分配不平等状况，另一方面可降低农村的 贫困化程度ｌ＿ｌ ，同时在农村贫困地区，缺乏稳定可靠的幼儿看护机构是母亲非农就业的主要障碍。＿ｌ 为解决城市贫困问题，中国为城市贫困人口提供社会救助，１９９７年９月，发出《关于在全国建立城 市居民最低生活保障制度的通知》，１９９９年９月，发布了《城市居民最低生活保障条例》，从而保障城市居民基本 生活。都阳、Ｐａｒｋ对城市贫困救助体系的瞄准及其救助效率问题进行分析，发现城市低保的实施相当成功，但出 现了低保家庭减少劳动供给的现象，提出需要对社会救助与行为激励之间的平衡进行更深入研究。＿ｌ 城市低保 取得显著成效的同时，２００７年７月，发出《关于在全国建立农村最低生活保障制度的通知》。如何 确定低保对象及低保救助金使用方向，将成为城市、农村低保的核心问题，本文运用Ｌｏｇｉｔ模型和随机效应模型从 持续贫困和家庭人口构成角度分析贫困影响因素，进而提高制定的针对性。不平等存在代际传递，在富裕国 家甚至也存在代际不流动，在美国，收入为全国平均水平一半的家庭，要达到全国平均收入水平，要花五代人的时 间。ｌ＿ｌ 因此，本文考虑贫困不流动性对当期贫困的影响，利用面板数据加入贫困滞后期，从而反映持续贫困，之前 的研究没有考虑初始贫困对当期贫困的影响。本文分别对城市、农村的影响因素进行分析，并比较其差异。另 外，虽然已经取得显著的减贫成效，但采用不同贫困线时贫困人口数量存在很大差异＿２ ，因此本文还将对高贫困 线和低贫困线下贫困影响因素进行比较分析。 二、贫困线及数据来源 本文依据已有文献说明贫困线来源，对微观层面数据的来源进行说明，并对数据进行描述性分析。 （一）贫困线来源 本文采用以下两种贫困线：第一，世界银行提出的，以１９９３年购买力平价衡量的每天人均收入Ｉ．０８美元和 ２．１５美元的贫困线；第二，Ｒａｖａｌｌｉｏｎ ａｎｄ Ｃｈｅｎ提出的贫困线（城市贫困线为人均年收入１２００元，农村贫困线为人 均年收入８５０元，二者皆以２００２年不变价衡量）；＿２Ｉ＿中国是人均收入较低水平国家，因此采用每天１．０８美元。 根据１９９３年汇率５．７６元 ，将其折算为每年２２７０．９３元（１９９３年购买力）。根据全国和各省消费者价格指数将 贫困线折算至１９８８年购买力水平（见表１）。 表１ 由１９８８年购买力确定的贫困线 贫困线ｌ ｜．｜黛鼠线２０ ｜ ｊ ÷。鼍Ｉ负阻线、 贫困线２ 城 教挂 鬣稚 ： 彀衬 城市≯ ｜蛮琳 城 农村 辽宁 １５５３．７４ １０８５．９４ ４７１．９５ ３５２．１７ 湖北 １５６５．４３ １０９８．１２ ４７５．５０ ３５６．１２ 黑龙江 １５４０．７５ １Ｏ８７．８１ ４６８．００ ３５２．７８ 湖南 １６３２．９８ １１７４，．９５ ４９６．０２ ３８１．０４ 江苏 １５９２．７ｌ ｌ１３７．４７ ４８３．７８ ３６８．８９ 广西 １６ｏ１．８Ｏ １１Ｏ９．３６ ４８６．５５ ３５９．７７ 山东 １５６６．７３ １５９２．８３ ４７５．８９ ５ｌ６．５６ 贵州 １５７８．４２ １Ｏ９８．１２ ４７９．４４ ３５６．１２ 河南 １５７８．４２ ｌ１ｏ６．５５ ４７９．４４ ３５８．８６ 注：本文利用ＣＨＮＳ数据，调查范围为表中９个省，对于数据的详细描述见“数据描述性分析”； 数据来源：根据提出的两种贫困线及各年各地区的消费者价格指数整理得到（历年中国统计年鉴）。 （二）数据来源及描述性分析 本文使用的数据来源于中国健康营养调查（ＣＨＮＳ），包括１９８９、１９９１、１９９３、１９９７、２０００、２００４、２００６、２００９年，每 年调查的样本量为４０００户左右，１６０００人左右，该数据为面板数据。由于１９８９年的调查数据与后续的调查存在 很大差异，所以舍弃。在分析贫困时主要使用个人消费或收入，本文采用家庭人均收入进行分析，ＣＨＮＳ数据对 家庭收入、个人收入进行了详细调查。 ①数据来源：中国人民银行调查统计司。 《贵州财经学院学报）２０１２年第２期 总第１５７期 个人收入构成：（１）主要职业、第二职业每月工 资收入；（２）每月补贴收入，包括副食补贴、保健津 贴、洗理费、书报费、房屋补贴和其他补贴；（３）每年 奖金收入，包括月奖、季度奖、节日奖和其他奖；（４） 针对退休人员而言统计平均每月退休金，其中包括补 助和奖金；（５）从集体农场获得的货币收入及实物价 值，从饲养场获得的货币收入及实物的价值，从集体 渔场获得的货币收入及实物的价值。 家庭收入构成：（１）家庭果菜园收入；（２）家庭农 业收入；（３）家庭养殖业收入；（４）家庭渔业收入；（５） １９９１ １９９３ １９９７ ２ｏｏ０ ２Ｏ０４ ２ｏｏ６ ２００９ 家庭小手工业、小商业收入；（６）家庭的其他收入来 ＿城镇贫困人口比例 农村贫困人Ｅｌ比例 源，包括独生子女补助费、煤气燃料补贴、煤火费、用 电补贴、收到单位发的免费或便宜食品的价值、出租 数据来源：ＣＨＮＳ家庭收入数据库。 家庭财产所得租金、寄宿和食宿费、退休工资或养老 图１ 城市、农村贫困人口数及两者比较——以贫困线１为例 金、困难补助、残疾补助或福利金、子女给的钱、父母给的钱、国内外其他亲属或朋友给的钱、其他现金收入、子女 送的礼品的价值、父母送的礼品的价值、朋友或其他亲属送的礼品的价值、当地企业送的钱或礼品的价值。利用 上述信息，可以得到相对准确的家庭总收入，进而人均收入。 表２ 城市、农村贫困率差异描述性特征——贫困线１ 城市 教辅 东帮 ； 一 西音 斌多 ｊ幕 郴 ｆ ｉ薯中西 ； 斑 ： 薯彀 寿 手帮 ：西部 １９９ｌ ０—０．０９ 一Ｏ．Ｏ５ 一０．１０… ．７ｌ Ｏ．８０ Ｏ．７ｌ Ｏ．７６ ０．８７ （一６．２０） （一２．８５） （一５．９４） １９９３ ０一６４ Ｏ．７２ Ｏ．６３ ０．７４ ０．７６ Ｏ．Ｏ８ 一Ｏ．１１ Ｏ．Ｏ２ ．（一４．７１） （一６．０５） （一０．７９） 一０．０５ 一Ｏ．Ｏ５ —０．０６ 一Ｏ．０ｌ 一０．０７ １９９７ ０—５Ｉ Ｏ．６１ ０．４８ Ｏ．５７ ０．６７ ０．１Ｏ ‘ 一Ｏ．０９ ’ 一Ｏ．１Ｏ… ．一０．０６ —０．０４ 一Ｏ．０７ —０．０６ 一Ｏ．０３ （一５．８３） （一４．２９） （一４．８１） ２ｏｏ０ Ｏ—．３５ Ｏ．５ｌ ０．３３ ５ｌ Ｏ．５２ ０．１６… 一Ｏ．１８… 一Ｏ．Ｏｌ （一９．６２） （一１０．２０） （一０．４９） 一Ｄ．１２ 一Ｏ．ｏ６ 一Ｏ．１２ —０．０４ —０．Ｏ８ ２ｏｏ４ ０一２６ ０．４２ Ｏ．２８ Ｏ．３９ ０．４５ （Ｏ．１６ 一０．２Ｏ 一０．ｏ６… ．一９．７１） （一６．８１） （一２．８１） 一０．Ｏ７ 一Ｏ．Ｏ５ —０．０４ 一Ｏ．０６ —０．０４ ２ｏ０６ Ｏ—２５ Ｏ．３９ Ｏ．２５ Ｏ．３５ ０．１４… 一Ｏ．１Ｏ… 一０．Ｏ８… ．Ｏ．４４ 一Ｏ．０２ —０．０４ 一Ｏ．０６ —０．Ｏ５ 一Ｏ．０１ （一８．７６） （一５．９５） （一４．０５） ２ｏｏ９ ０一０．１３ ０．２０ ０．２６ （Ｏ．０８… Ｏ．０８… 一Ｏ．ｏ６… ．１４ ０．２２ 一５．６６） （一５．６３） （一３．３２） 一０．１８ 一Ｏ．１７ —０．２０ 一Ｏ．１７ 一Ｏ．１６ １９９１一—－２００９ ０．４０ Ｏ．５２ ０．４０ ０ ４９ ０．５７ Ｏ．１２… 一Ｏ．Ｏ９ 一Ｏ．Ｏ８ 一０．０９ —０．０７ —０．０９ —０．０７ 一Ｏ．０６ （一１８．５８） （一ｌ３．０４） （一９．８４） 数据来源：ＣＨＮＳ家庭收入数据厍。 表不在１％的水平上拒绝原假设。 中国经济发展过程中，城乡差异一直是研究焦点。如图１所示，贫困人口主要集中在农村，占总贫困人口的 ７０％以上。１９９７年之后，农村贫困人口比例上升。根据表２可知，以贫困线１为例，城市的贫困率为０．４０，农村的 为０．５２，通过均值１检验发现两者之间存在显著差异，而且这种差异并没有随时间消失。影响城乡贫困的因素存 在差异，因此在进行贫困因素分析时，需进一步对城乡分析。由于自然原因或历史原因中国东中西部地区之间存 在较大收入差距，且三大地区间收入差距相对重要性上升｜２ ，根据表２可知，东中西部之间贫困也存在差异，东 部地区的贫困率明显低于中西部地区，１９９１－－２００４年之间差异不断扩大，２００６年出现下降。中西部之间虽然存 在显著差异，但是差异几乎不变，１９９３年中部的贫困率高于西部地区，但并不显著。从东中西部贫困率的变动来 看，东部地区减贫速度快于中西部。 分析贫困人口与非贫困人口的家庭特征（见表３）发现：第一，无论城市还是农村，贫困家庭的家庭规模、６岁 以下儿童比重、学生比重、不健康人口比重显著大于非贫困家庭；第二，值得注意的是贫困家庭户主的教育水平显 著低于非贫困家庭；第三，农村贫困家庭６０岁以上人口比重显著大于非贫困人口，而在城市两者之间没有差异； 第四，就城市而言，贫困家庭的失业人口比重明显高于非贫困家庭；第五，在农村，贫困家庭的非农收入比重显著 小于非贫困家庭。 贫困具有不流动性，初始贫困状态对当期贫困有影响。由图２可知，前一期是贫困人口、当期依然是贫困人 ①原假设：城市农村不存在差异，东中部不存在差异，中西部不存在差异。 《贵州财经学院学报）２０１２年第２期 总第１５７期 口占当期贫困人口的比重在城市大于４７％，在农村大于５４％，１９９３年贫困、１９９７年依然贫困的人口占１９９７年贫 困人口的比重在城市、农村分别为５１．２６％、６５．２３％。这种不流动性具有稳定性，１９９７－－２００９年问，城市、农村的 该比重分别下降了４个百分点、１２个百分点，这说明城市的贫困不流动性更强，在城市一旦陷入贫困则更难于脱 离贫困。就前两期而言，前两期贫困、当期依然贫困的人口占当期贫困人口的比重在城市大于３６％，在农村大于 ５４％。１９９１年贫困、１９９７年仍然贫困的人口占１９９７年贫困人口的比重在城市达到５２．４４％，即经过６年仅有不到 ５０％的贫困人口可以脱离贫困，在农村该比重达到６６．７８％。因此，在分析影响贫困的因素时，需考虑初始贫困状 态，而且城市和农村之间存在差异。 表３ 家庭特征变量描述性统计特征——以贫困线１为例 翁 一一 －｜ 一农村。 非贫困家庭均值 贫困家庭均值 毽 电 非贫困象庭均值 ｌ ｌ贫困家庭均值 均值差（ｔ值） 家庭规模 ２一９９ ３．５５ （Ｏ．５６… ３．５４ ４．０８ —０．５４… ．一１９．６１） ｆ一２４．３５） ６岁以下人口比重 Ｏ一Ｏ３ Ｏ．０６ Ｏ．０３… ０．０４ —０．０４… ．０．０８ （一１２．８７） （一１９．２３） ６Ｏ岁以上人口比重 ００．００ 一Ｏ．０２… ．２４ ０．２４ （０．Ｏ２） ０．１４ Ｏ．１６ 一（一５．５９） 学生所占比重 Ｏ一Ｏ．Ｏ３…—０．０４… ．１Ｏ ０．１３ （ ９．２２） Ｏ．１１ ０．１５ 一ｆ一１４．５２） 不健康人口所占比例② ０—０．Ｏ６ ．２１ Ｏ．２７ （一７．４７） ０．１７ ０．２３ —０．０６ （一１１．１６） 户主教育水平 ２５Ｏ １．４９ １（３０．Ｏｌ… Ｏ．３７… ．．２４） １．５８ １．２Ｏ （２２．５６ 户主工作单位性质 １—．６９ １．９４ （０．２５… 一９．２４） 家庭中失业人口比重 Ｏ一．Ｏ２ Ｏ．Ｏ３ （Ｏ．Ｏ２… 一８．８８） 非农收入占总收入的比重 Ｏ．６５ ０．３９ Ｏ．２６…（４５ ．７０） 数据来源：ＣＨＮＳ家庭收入数据库。 表示在１％的水平上拒绝原假设。 ９ｅ ％） ◆前一期贫困当期仍贫困的家庭占 殇） 。前一 期贫 困 当期仍 贫 困的家庭占强氯 灞 鼹鹊酗添整 州 ８ ０．０１兰 露 ｜ 翰 ｇ ，瞄ｊ露８Ｃ ８０．．２１一豌酉搠堡零当甥毋煞困的家庭占 曩…◆ ．＿． 卜前面期智雨当掘仇岔用的 家庭 禽、 蔫朋 穗｜圃豕糯；州 里一 ｜ ＿＿ 薯 、 ０ ８Ｃ 当期贫困 家庭的 比重 。。７Ｃ 、｜ 、 ７５ ÷ ｌ ｜｜６ｇ ’ 位｜７ ０５１ ５３ ５。。０．。曩。｜ ＿ ６４．４ １ ． ●Ｌ － ００ ５０．１６ ４７．８０ ５Ｃ ６５ ６５．５９．１３６（Ｉ 一 ｜ ４６ ９４ ｜ ≮ － ｜｜｜｜ １ ＿。 ６０６０．２３ －４． ７２ ． ２ ３６０３５ ｜ ： ５ ５＼５ ｜ ：｜ ｍ １９坞∞２００ ００２ ２００４ ２００６强峨 强 搬毋 ５Ｃｑ７１ ９ ９３ １９９７ ２ ００ ０ ２０ 图２前一期、前两期贫困状态对当期贫困的影响——以贫困线１为例（％） 三、实证模型 Ｌｏｇｉｔ模型用于分析影响贫困的因素，鉴于面板数据的特征，在对影响因素进行分析时，依据豪斯曼检验确定 固定效应模型与随机效应模型的选择。 本文利用Ｌｏｇｉｔ模型分析影响贫困的因素，将贫困与否作为二值因变量，采用两种方式建立模型，第一种是混 合的Ｌｏｇｉｔ模型，第二种是基于面板数据建立固定效应模型和随机效应模型。建立如下混合的Ｌｏｇｉｔ实证模型： Ｐ（Ｙ＝１ ＩＸ）＝Ｇ（ｐｏ＋ｐ１ １＋［３２ ２＋……＋ＢｋＸｋ）＝Ｇ（ｐ０＋卢 ）＋ｕ （１） 当Ｇ取对数函数时，为Ｌｏｇｉｔ模型。其中，Ｙ＝１表示贫困家庭，否则Ｙ＝０，１３ｏ为待估参数， 为待估向量，ｕ为 随机扰动项，服从正态分布。中国处于二元经济结构，城市、农村存在显著不同，因此分别对城市、农村建立模型， ①原假设：贫困与非贫困的家庭特征不存在显著差异，即ＨＯ：均值差＝Ｏ。 ②不健康人１５比例是１９９７—２００９年期间依据“自评健康”计算的，自评健康中“一般”和“差”定义为不健康。 《贵州财经学院学报）２０１２年第２期 总第１５７期 为Ｘｒ、Ｘｕ表示农村、城市的家庭特征，用于控制影响贫困的因素，定义如下： Ｘｒ：１３１ｐｏｏｒ一１＋１３２ｐｏｏｒ～２＋１３３ｓｉｚｅ＋１３４ｏｌｄｅｒ＋１３５ｙｏｔｍｇｅｒ＋１３６ｓｔｕｓ＋１３７ｈｅａｔｈ＋１３８ｈｅｄｕ＋ｐ９ｎｏｎｆａｒｍ＋１３ｉ０ｒｅｇｉｏｎ （２） Ｘｕ＝ｐ１ｐｏｏｒ一１＋１３２ｐｏｏｒ一２＋１３３ｓｉｚｅ＋［３４ｏｌｄｅｒ＋１３５ｙｏｕｎｇｅｒ＋１３６ｓｔｕｓ＋１３７ｈｅａｌｔｈ＋１３８ｈｅｄｕ＋１３９ｊｏｂｔ＋１３１０ｕｎｅｍ＋１３１１ｒｅｇｉｏｎ （３） 式（２）和式（３）同的变量，通过描述性分析发现初始贫困状态对城市贫困、农村贫困均有影响，而且前一 期、前两期都具有影响，所以加人变量ｐｏｏｒ—ｌ、ｐｏｏｒ一２分别表示前一期、前两期是否贫困，１表示贫困，０表示非贫 困。ｓｉｚｅ表示家庭规模，家庭规模通常是影响贫困的因素，用家庭人口数表示。非劳动人口不同，家庭负担不同， 从而影响贫困，因此加入变量ｏｌｄｅｒ、ｙｏｕｎｇｅｒ、ｓｔｕｓ分别表示家庭中６０岁以上老人、６岁以下儿童、学生占家庭总人 口的比例。ｈｅａｌｔｈ表示家庭中不健康人口所占比例 ，身体不健康一方面影响劳动生产率，进而影响收入；另一方 面需要支付医疗费用，如果家庭中不健康的人所占比例较高，则家庭陷入贫困的可能性较高。ｈｅｄｕ表示户主受教 育水平，教育水平差异会引起劳动生产率不同，从而影响贫困。ｒｅｇｉｏｎ表示该家庭所在地区，各地区经济发展速度 不同，因此会影响贫困，分析地区因素时，采用两种方法，一是按东中西部划分（东部为参照组）；二是以所在省份 作为虚拟变量（辽宁省为参照组）。 在农村模型中，分析非农收入对贫困的影响，ｎｏｎｆａｒｍ表示该家庭中非农收入占总收入的比率。在城市模型 中，ｊｏｂｔ表示家庭中户主＿Ｔ作单位的性质，工作越不稳定，面临失业的可能性也大，进而影响收入，对家庭是否陷入 贫困产生影响。ｕｎｅｍ表示家庭中失业人口所占比例。 四、城市、农村影响因素实证结果分析 本部分通过Ｌｏｇｉｔ模型、随机选择模型分析城市、农村贫困影响因素，考虑前一期、前两期贫困对当期贫困的 影响，并对家庭人口构成对贫困的影响进行城乡对比。 （一）城市、农村贫困影响因素比较 由于城市、农村之间存在显著差异，所以分别对城市、农村进行回归。在对城乡模型进行回归时，在城市模型 中加入户主工作单位性质和失业人口比例，在农村模型中加入非农收入比例，基本解释变量相同，从而使得模型 之问具有可比性。利用Ｌｏｇｉｔ模型对影响贫困的因素进行分析，采用不同方法进行估计，通过Ｈａｕｓａｍ检验，本文 选用随机效应模型（见表４）。模型（１）、（３）、（５）、（７）采用东中西部作为区域影响因素，东部为参照组；模型（２）、 （４）、（６）、（８）采用省虚拟变量，辽宁省为参照组。另外，就城市中户主工作单位性质而言，采用连续变量和虚拟 变量时影响方向一致，而且两种情况下其他因素的实证结果几乎没有差异，由于篇幅仅给出连续变量的实证 结果。采用多方程、多模型回归的目的在于检验模型稳健性。由于篇幅仅给出拟合结果的边际值，即在控制 了其他因素之后，自变量的变化对家庭陷入贫困的影响概率。根据表４混合Ｌｏｇｉｔ模型和随机效应模型的比较可 以发现，两类模型结果几乎没有差异，这说明模型稳定，估计结果可信。 第一，分析初始贫困的影响。无论城市还是农村，如果前一期、前两期贫困，当期贫困的可能性水平会显著提 高，说明城市、农村都存在贫困不流动性，这个结论与Ｍａｚｕｍｄｅｒ的结论一致。ｌ＿ｌ 从城市与农村的对比可以看出， 在城市，如果前一期贫困，当期贫困的可能性显著提高２２．５％，在农村则显著提高２０．３％；在城市，如果前两期贫 困，当期贫困的可能性显著提高１６．６％，在农村则显著提高１６．８％。农村前一期贫困对当期贫困的影响比城市 的略弱，说明虽然在农村比在城市更容易陷入贫困，但是在城市一旦陷入贫困，则比农村更难脱离贫困。 第二，分析户主教育水平及家庭人口结构对贫困的影响。户主教育水平越高，将显著降低家庭陷入贫困的可 能性，在城市户主教育水平每提高１年，陷入贫困的可能性减少７．６％，在农村减少４．１％，即人力资本提高有助于 脱贫，与王美艳的结论一致。＿ｌ 家庭规模对城市贫困的影响不显著，而对农村贫困具有显著影响，在农村，家庭规 模每增加１个人，陷入贫困的概率提高３．９％。这可能是由于在城市进行了严格的计划生育，使家庭规模受 到，然而在农村，如果头胎是女孩还可以要二胎。值得注意的是，家庭人口构成对贫困的影响在城市、农村存 在差异。在城市，儿童、学生比重每提高１个百分点，陷入贫困的可能性分别提高５３．６％、２７．９％，但是老人比重 每提高１个百分点，陷入贫困的可能性将降低９．８％。在农村，老人、儿童、学生比重每增加１个百分点，陷入贫困 的可能性分别提高１９．２％、２５．０％、２８．６％显著增加贫困可能性，这可能是由于城市养老和医疗保障强于农村水 平，甚至老人使家庭福利得到改善，例如老人帮助照料孩子，增加了女性劳动参与率。＿２ ｊ另一个值得注意的是，无 ①在ＣＨＮＳ数据中，１９９１年、１９９３年对“心肺和腹部功能”、“上肢、肩部、后背和颈部功能”、“下肢和脊髓功能”、“听说和视力功能”、“大 小便是否失禁”、“精神和心理是否存在问题”六项身体特征进行调查，回答选项分为“正常”、“偶尔失能”、“经常失能”、“功能完全丧失”，分别 将其赋值为１、２、３、４，将每个被调查者的得分相加，得分越高则健康越差。１９９７－－２００６年对健康自评进行调查，１非常好，２好，３一般，４差。 魏众采用ＣＨＮＳ数据分析健康对非农就业及其工资决定时发现，健康自评与六项身体特征健康的分析结果相似。［ 因此，本文在１９９１－－１９９３ 年采用六项身体特征总得分判断是否健康，如果总得分大于等于１５，被视为不健康；１９９７－－２００６年采用健康自评，将一般和差定义为不健康。 《贵州财经学院学报）２０１２年第２期 总第１５７期 论是城市还是农村，不健康人口比例提高都会显著提高陷入贫困的可能性，而且在农村不健康人Ｅｌ比例对陷入贫 困的影响更强。 表４ 城市、农村贫困影响因素回归结果（以贫困线１为例） … 。 趣邕 ｊ ｜｜。 ｊ 。｜ 囊｜｜ ｜｜ 学 √ 耀Ｌｏｇｉｔ｜０｜ 瓣 赫ｍ 丹孙 ｜ ｜｜ 民合 ｜ ０蕊 ｆ ｜｜ ｜一 誊爰 曩警ｊ ｜ ｜ Ｌ －，（ — 前一期是否贫困 ０．２２５… ０．１９９… ０．２ｌ９… Ｏ．１８３… ０．２０３… Ｏ．１８６… Ｏ．２０９… ０．１９１… 是＝１，否＝０ （１３．Ｏ１） （１１．４８） （１３．０２） （１１．７２） （１８．１４） （１６．３１） （１７．４７） （１５．７８） 前二期是否贫困 ０．１６６ ’ ０．１４６… ０．１６７… ０．１４０… ０．１６８… ０．１４８… ０．１７３… ０．１５２… 是＝１。否＝０ （９．８１） （８．７５） （９．５８） （８．６４） （１４．４２） （１２．３５） （１３．８５） （１１．９４） 家庭规模 Ｏ．０ｏ７ ０．００４ ０．０ｏ７ ０．００４ ０．０３９… ０．０３５… ０．０３９… ０．０３６… （１．０９） （０．６３） （１．０９） （０．６３） （９．１８８） （８．２３） （９．１９） （８．２３） ６０岁以上 一Ｏ．Ｏ９８… 一０．０８８… 一Ｏ．Ｏ９８ ’ 一０．０８４… ０．１９２… Ｏ．１８９… ０．１９３… Ｏ．１９ｏ… 人口比重 （一３．０７） （一２．８２） （一３．０７） （一２．８２） （８．０３） （７．８４） （８．０３） （７．８４） ６岁以下 ０．５３６ ’ ０．５３９… ０．５３６… Ｏ．５１３ ’ ０．２５０… ０．２７９ ０．２５２… ０．２８１… 人口比重 （４．３６） （４．５２） （４．３６） （４．５２） （３．２６） （３．６１） （３．２６） （３．６１） 学生比重 ０．２７９ ０．２７７… ０．２７９ Ｏ．２ … ０．２８６… Ｏ．３ｏ４… ０．２８８… Ｏ．３ｏ６… （５．Ｏ０） （５．１１） （４．９８） （５．０９） （８．１４） （８．５８） （８．１４） （８．５８） 不健康人口比重 ０．０９６ Ｏ．０９９… Ｏ．Ｏ９６… ０．０９４… Ｏ．１８７… ０．１９７ ’ Ｏ．１８８… ０．１９８… （３．５０） （３．７１） （３．４９） （３．７１） （８．６７， （９．０２） （８．６７） （９．０２） 户主受教育水平 一０．０７６… 一Ｏ．０６６… 一０．Ｏ７６… 一０．Ｏ６２… 一Ｏ．Ｏ４１ ’ 一Ｏ．０４５… 一０．０４２… 一０．０４５ （一１１．５６） （一９．９６） （一１１．２４） （一９．８３） （一７．１３） （一７．６５） （一７．１２） （一７．６４） 户主工作 Ｏ．Ｏ４０… ０．０３７… ０．０４０ ’ ０．０３５… 单位的性质 （６．１４） （５．８５） （６．１０） （５．８３） 家庭中失业 ０．３３７’’’ ０．３３９… ０．３３７… ０．３２３… 人口比重 （３．８３） （４．０ｏ） （３．８４） （４．ｏｏ） 非农收入占 一Ｏ．３１４… 一０．３３６… 一Ｏ．３ｌ６… 一０．３３８… 总收入的比重 （一２１．ｏ５） （一２１．８４） （一２１．Ｏ２） （一２１．８２） 中部 Ｏ．Ｏ２１ ０．０２１ Ｏ．Ｏ４８… Ｏ．０４８… （１．０５） （１．０５） （３．４１） （３．４１） 西部 一Ｏ．０ｏ６ 一Ｏ．０ｏ６ ０．０５３… ０．０５３… （一０．２８） （一０．２８） （３．２９） （３．３１） 省虚拟变量① Ｙ Ｙ Ｙ Ｙ ０ｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ ３，６１３ ３，６１３ ３．６ｌ３ ３，６１３ ９，６７２ ９，６７２ ９，６７２ ９，６７２ Ｐｒｏｂ＞ｃｈｉ２ Ｏ．ｏ０ Ｏ．０ｏ ０．０ｏ ０．ｏｏ Ｏ．０ｏ Ｏ．ｏｏ ０．００ Ｏ．ｏｏ Ｌｏｇ ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ 一１７５２ —１７２ｌ 一１７５２ —１７２１ —５５Ｏ４ —５３９９ —５５Ｏ４ —５３９９ 注：（‘）内为ｚ统计量， 、 、 分别表示在１％、５％、１０％水平上显著（表５同此）；表中结果是指在控制ｒ其他因素之后，自变量 的变化对家庭陷入贫困的影响概率。 第三，儿童、学生对贫困影响的比较分析。在城市，儿童比重低于学生比重（见表３），但是儿童比重提高使家 庭陷入贫困的可能性却是学生比重的１．９倍。另外，儿童比重在城市与农村差异较小（见表３），但是在城市儿童 比重提高使家庭陷入贫困的可能性相当于农村的２．１倍。可能是由城市儿童的看护成本较高造成的，较高的看 护成本使得劳动参与率下降，进而减少家庭收入。就学生比重而言，学生比重使农村家庭陷入贫困的可能性略强 于城市，而且在农村学生比重对贫困的影响强于儿童比重。这说明在农村相对于儿童，学生更容易使家庭陷入贫 困。原因可能来自于两个方面，一方面是上学所需要的货币成本；另一方面是由于上学所放弃的打工收入。 第四，在农村中，非农收入占总收入的比重提高１个百分点，陷入贫困的可能性会减少３１．４％，与朱农和骆许 蓓的结论一致，即非农收入可以降低农村贫困。＿ｌ ６＿在城市中，户主工作单位的性质将显著影响贫困的可能性，户 主工作越不稳定时该家庭陷入贫困的可能性将增加；失业人口比重每提高１个百分点，家庭陷入贫困的可能性将 提高３３．７％。 第五，地域对贫困的影响。就城市而言，根据表４第１列可知，虽然中部城市比东部更容易陷人贫困，而西部 城市与东部几乎不存在差异，但是并不显著，说明城市贫困在东中西部之间不存在显著差异。然而，在农村（见表 ４第５列），处于中部、西部会显著提高贫困的可能性，说明城市贫困与地域无关，但农村贫困的地域性很强。值得 注意的是以省为虚拟变量时，无论城市还是农村，除黑龙江省外其他省都显著不同于参照组辽宁省。上述两个地 域层面的分析说明不同地区贫困的差异性较大，尽管东中西部划分没有显著区别，但是各省之间仍存在显著不 同，因此在制定低保社会救助时因考虑地域差异②。 ①由于篇幅，没有报告省虚拟变量结果、其中Ｙ表示在该模型中控制省变量。 ②由于篇幅，因此在表４中省略省虚拟变量的回归结果，如果需要请发邮件索取。 《贵州财经学院学报）２０１２年第２期总第１５７期 （二）依据不同贫困线分析贫困影响因素 采用不同贫困线时，贫困率存在很大差异，本文依据上述实证模型分别对贫困线１、贫困线２下影响贫困的因 素进行实证分析（见表５）。通过上述分析可知，区域控制变量无论采用东中西部还是采用省，回归结果基本一 致，因此，只采用东中西部的结果，通过豪斯曼检验依然选择随机效应模型。 首先，分析不同贫困线下城市贫困因素的变动。当采用较低的贫困线时，解释变量的显著性明显下降，初始 贫困对当期贫困的影响减弱，显著性减弱；家庭构成中老人比重、儿童比重、学生比重不具有显著影响，但是不健 康人口比重依然对陷入贫困具有显著影响；与高贫困线同样显著的是户主工作单位的性质，户主的工作越稳定陷 入贫困的可能性越低，而且失业人口比重每提高１个百分点，家庭陷入贫困的可能性提高４．５％。比较说明，主要 是由健康冲击、工作冲击导致极端贫困的城市人口。 其次，分析不同贫困线下农村贫困因素的变动。农村与城市不同，采用较低贫困线时，解释变量的解释能力 并没有减弱，尽管低贫困线下贫困不流动性弱于高贫困线。初始贫困依然显著提高当期陷入贫困的可能性。前 一期贫困、前两期贫困分别导致当期贫困的可能性提高６．４％、５．４％。老人比重、学生比重每提高１个百分点，陷 入贫困的可能性分别提高８．４％、５．３％，６岁以下儿童不再显著影响陷入贫困的可能性。户主的教育水平仍然显 著降低陷入贫困的可能性。非农收入比重提高使陷入贫困的可能性显著降低。比较说明，在农村，无论采用高贫 困线还是低贫困线，影响贫困的因素不变。 表５ 不同贫困线下贫困影响因素回归结果 霄 ＿ 。 一 。。 。＿≯彀拣 混合 Ｉｌｎ西 。ｊ 篾 汹 汹 ＃ ≠国醯 ｊ 合 ｜ｔｏｇｉｔ －Ｒａｎｄｏｍ ｄｆｅｃｔ ｆＲＥ ２ － ｌ∥善 Ｉ ｜“每蕾 ｜。 ｌ“ 簿＂ （ＲＥ－２ｌｊ Ｌ－¨ 。（Ｌ一２） ＲＥ－１、 前一期是否贫困 ０．２２５… ０．０６ｏ ０．２１９… ０．０３５… ０．２０３ ０．０６４ Ｏ．２０９… Ｏ．０５１… 是＝１，否＝０ （１３．Ｏ１） （３．８４） （１３．０２） （５．４７） （１８．１４ ） （６．７５） （１７．４７） （７．１７） 前二期是否贫困 ０．１６６… Ｏ．０４１… ０．１６７… ０．０２６… ０．１６８ ０．０５４… ０．１７３… ０．０４５… 是＝１，否＝０ （９．８１） （３．１０） （９．５８） （４．０８） （１４．４２） （６．３Ｏ） （１３．８５） （７．２１） 家庭规模 Ｏ．０ｏ７ 一Ｏ．ｏｏ２ Ｏ．ｏ（１７ 一Ｏ．０ｏ２ Ｏ．ｏ３９… Ｏ．０ｏ９… ０．Ｏ３９… Ｏ．０ｏ９ （１．０９） （一０．７１） （１．０９） （一０．７１） （９．１８８） （４．５８） （９．１９） （４．５１） ６ｏ岁以上 一０．０９８… 一Ｏ．Ｏ１２ 一Ｏ．０９８ 一０．０１０ ０．１９２ Ｏ．Ｏ８４ ０．１９３… ０．０８３… 人口比重 （一３．０７） ｆ—ｌ＿１０） （一３．０７） （一１．ｔｏ） （８．０３） （７．９５） （８．０３） （７．７５） ６岁以下 ０．５３６… Ｏ．Ｏ６７ ０．５３６… ０．Ｏ５８ ０．２５０… Ｏ．０３３ ０．２５２… ０．ｏ３３ 人口比重 （４．３６） （１．５２） （４．３６） （１．５２） （３．２６） （０．９５） （３．２６） （０．９５） 学生比重 ０．２７９… ０．０ｌｌ ０．２７９… Ｏ．ｏｏ９ ０．２８６… ０．０５３… ０．２８８… ０．Ｏ５３ ’ （５．Ｏ０） （０．４８） （４．９８） （Ｏ．４８） （８．１４） （３，２８） （８．１４） （３．２５） 不健康人口比例 ０．０９６… ０．０２６ Ｏ．ｏ９６… ０．０２２… ０．１８７… ０．Ｏ４８… Ｏ．１８８… Ｏ．Ｏ４８… （３．５０） （２．６９） （３．４９） （２．７２） （８．６７） （５．０５） （８．６７） （５．Ｏ０） 户主受教育水平 一０．０７６… 一０．０１６… 一０．０７６… ～０．０１４… 一０．０４１ 一０．０１３… 一０．０４２… 一０．０１３ （一１１．５６） （一６．５４） （一１１．２４） （一６．２４） （一７．１３） （一４．４３） （一７．１２） （一４．３６） 户主工作 ０．Ｏ４０… ０．０１３ ０．０４０… ０．０１２… 单位的性质 （６．１４） （４．７９） （６．１０） （４．４１） 家庭中失业 ０．３３７… Ｏ．Ｏ６９ ０．３３７… ０．０６０ 人口比重 （３．８３） （２．５２） （３．８４） （２．５４） 非农收入占 一０．３１４… 一０．０９７… 一Ｏ．３１６… 一０．Ｏ９７… 总收入的比重 （一２１．Ｏ５） （一ｌ３．８４） （一２１．Ｏ２） （一１２．４４） 中部 Ｏ．Ｏ２ｌ Ｏ．０ｏ３ Ｏ．Ｏ２ｌ Ｏ．ｏｏ３ Ｏ．ｏ４８… Ｏ．０１８｝￥ ０．Ｏ４８… ０．０１７￥｝ （１．０５） （Ｏ．４２） （１．０５） （０．４２） （３．４１） （２．４４） （３．４１） （２．４６） 西部 ’ 一Ｏ．ｏｏ６ 一Ｏ．ｏｏ９ 一Ｏ．Ｏｏ６ 一Ｏ．０ｏ８ ０．０５３ Ｏ．Ｏｌｌ ０．０５３… Ｏ．０１１ （一０．２８） （一１．１３） （一０．２８） （一１．０７） （３．２９） （１．３５） （３．３１） （１．３９） ０ｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ ３．６ｌ３ １，５５９ ３．６１３ １．５５９ ９，６７２ ８。５８３ ９，６７２ ８，５８３ Ｐｒｏｂ＞ｃｈｉ２ Ｏ．ｏ０ ０．ｏ０ ０．ｏ０ Ｏ．００ Ｏ．０ｏ Ｏ．ｏｏ ０．０ｏ Ｏ．ｏｏ Ｌｏｇ ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ 一１７５２ —１９７．５ —１７５２ —１９７．５ —５５ｏ４ —２５７９ —５５ｏ４ —２５７９ 注：Ｌ一１是依据贫困线１采用ｌｏｇｉｔ模型的实证结果，ＲＥ一１是依据贫困线１采用ｒａｎｄｏｍ ｅｆｆｅｃｔ模型的买证结果。 五、结论及含义 经济快速增长的同时中国贫困人口减少，但减贫速度减慢，中国二元经济结构使得城市贫困与农村贫困之间 存在差异。贫困不仅关系温饱问题，而且影响下代人的贫困状态。家庭人口特征不同对贫困的影响不同。本文 就初始贫困和家庭人口特征对城市、农村贫困的影响进行分析，并对提高城市、农村低保针对性提出相关政 策建议： 第一，城市、农村都存在贫困不流动性，另外，农村前一期贫困对当期贫困的影响比城市的略弱，说明在城市 一旦陷入贫困，则比农村更难脱离贫困。户主教育水平提高显著降低家庭陷入贫困的可能性。 《贵州财经学院学报）２０１２年第２期 总第１５７期 ８５■ 第二，家庭规模对城市贫困没有显著影响，对农村贫困具有显著影响。家庭人口构成对贫困的影响在城市、 农村存在差异。在城市，儿童、学生比重提高陷入贫困的可能性提高，老人比重提高陷入贫困的可能性将降低。 在农村，老人、儿童、学生比重提高，增加贫困可能性。在城市，儿童对贫困的影响强于学生；在农村，学生对贫困 的影响强于儿童。不健康人口比重对城市、农村家庭陷入贫困都具有显著影响，且在农村的影响更强。 第三，在城市，户主工作越稳定陷入贫困的可能性越低，失业比重提高显著提高陷入贫困的可能性。在农村， 非农收入比重提高会降低贫困可能性。 第四，在城市，工作性质、失业和健康是引起赤贫的主要因素，而其他因素显著性减弱。但是在农村，影响赤 贫的因素并没有发生显著变化。 本文结论对减少城市、农村贫困的低保具有针对性较强的含义：第一，城市和农村的低保都需 要更加关注持续贫困的家庭，减弱贫困不流动性。第二，充分考虑家庭人口结构，把人口结构作为低保社会救助 制度的依据，而且城乡有别。第三，关注贫困家庭的非健康人口，对其施行社会救助时应该包括对非健康人口的 医疗救助。第四，实施低保社会救助的同时，增加对城市贫困家庭失业人员的职业培训，提供就业机会，特别是对 于赤贫家庭，增强工作稳定性，提高社会保障水平。第五，加大力度创造农村非农就业机会，鼓励帮助贫困家庭参 与非农就业，提高非农收入。第六，增加城市、农村贫困家庭教育补贴，避免因上学造成的机会成本，加快城市幼 儿教育建设，降低儿童看护成本。第七，农村低保救助应向中、西部倾斜。 参考文献： ［１］Ｑｕａｈ，Ｄａａｎｙ，（２００２）“Ｏｎｅ Ｔｈｉｒｄ ｏｆ ｔｈｅ Ｗｏｒｌｄ’Ｓ Ｇｒｏｗｔｈ ａｎｄ Ｉｎｅｑｕａｌｉｔｙ”，Ｄｉｓｃｕｓｓｉｏｎ Ｐａｐｅｒ Ｎｏ．ＣＥＰＤＰ０５３５，Ｃｅｎｔｅｒ ｆｏｒ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｐｅｒｆｏｒｍ— ａｎｅｅ，Ｌｏｎｄｏｎ Ｓｃｈｏｏｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｅｓ ａｎｄ Ｐｏｌｉｔｉｃａｌ Ｓｉｅｎｃｅ． ［２］李实，赵人伟．收入差距还会持续扩大吗［Ｊ］．中国改革，２００６（７）：４４—４６． ［３］蔡防，万广华．中国收入差距和贫困研究：我们知道什么，我们应该知道什么？［Ｍ］／／中国转轨时期收入差距与贫困．社会科学文献出 版社，２００６：ｌ一２２． ［４］Ｒｉｓｋｉｎ，Ｃａｒｌ ａｎｄ Ｌｉ Ｓｈｉ，２００１，“Ｃｈｉｎｅｓｅ Ｒｕｒｌ Ｐｏｖｅｒｔａｙ Ｉｎｓｉｄｅ ａｎｄ Ｏｕｔｓｉｄｅ ｔｈｅ Ｐｏｏｒ Ｒｅｇｉｏｎｓ”，ｉｎ Ｒｉｓｋｉｎ，Ｚｈａｏ，ａｎｄ Ｌｉ，ｅｄｓ．，Ｃｈｉｎａ’Ｓ Ｒｅ— ｔｒｅａｔ ｆｒｏｍ Ｅｑｕａｌｉｔｙ：Ｉｎｃｏｍｅ Ｄｉｓｔｉｂｕｔｒｉｏｎ ａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｔｒａｎｓｉｔｉｏｎ，Ｎｅｗ Ｙｏｒｋ：Ｍ．Ｅ．Ｓｈａｒｐｅ． ［５］Ｋｈａｎ，Ａｚｉｚ，Ｋｅｉｔｈ Ｇｒｉｉｎ ａｎｄ ｆＣａｒｌ Ｒｉｓｋｉｎ，（２００１）“Ｉｎｃｏｍｅ Ｄｉｓｔｉｒｂｕｔｉｏｎ ｉｎ Ｕｒｂａｎ Ｃｈｉｎａ ｄｕｒｉｎｇ ｔｈｅ Ｐｅｒｉｏｄ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｒｅｆｒｏｍ ａｎｄ Ｇｌｏｂａｌｉｓａ— ｔｉｏｎ”，ｉｎ Ｒｉｓｋｉｎ，Ｚｈａｏ，ａｎｄ Ｌｉ，ｅｄｓ．，Ｃｈｉｎａ’Ｓ Ｒｅｔｒｅａｔ ｆｒｏｍ Ｅｑｕａｌｉｔｙ：Ｉｎｃｏｍｅ Ｄｉｓｔｉｒｂｕｔｉｏｎ ａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｔｒａｎｓｉｔｉｏｎ，Ｎｅｗ Ｙｏｒｋ：Ｍ．Ｅ．Ｓｈａｒｐｅ．． ［６］Ｚｈａｎｇ，Ｊｕｗｅｉ：Ｕｒｂａｎ ｘｉａｇａｎｇ，ｕｎｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔ ａｎｄ ｓｏｃｉａｌ ｓｕｐｐｏｒｔ ｐｏｌｉｃｉｅｓ，ａ ｌｉｔｅｒａｔｕｒｅ ｒｅｖｉｅｗ ｏｆ ｌａｂｏｒ ｍａｒｋｅｔ ｐｏｌｉｃｉｅｓ ｉｎ ｔｒａｎｓｉｔｉｏｎａｌ Ｃｈｉｎａ，Ｗｏｒｌｄ Ｂａｎｋ ｒｅｐｏｒｔ，Ａｕｇｕｓｔ ２００３． ［７］李实．Ｊｏｈｎ Ｋｎｉｇｈｔ．中国城市中的三种贫困类型［Ｊ］．经济研究，２００２（１０）４７—５８． ［８］陈立中，张建华．中国转型时期城市贫困变动趋势及其影响因素分析［Ｊ］．南方经济，２００６（８）：５５—６７． ［９］康晓光．中国贫困与反贫困理论［Ｍ］．广西人民出版社，１９９５：８—９． ［１０］王小强，白南风．富饶的贫困：中国落后地区的考察［Ｍ］．四川人民出版社，１９８６：５６． ［１１］李晓明．我国山区少数民族农民贫困带及传递的基本特征［Ｊ］．内蒙古社会科学（汉文版），２００５（６）：１５０—１５２． ［１２］朱国宏．城市贫困人口问题［Ｊ］人口研究，１９９６（５）：４２—４３． ［１３］王美艳．转轨时期的城市贫困——人力资本和就业状况对贫困的影响［Ｍ］／／中国转轨时期收入差距与贫困．社会科学文献出版社， ２００６：３０９—３２７． ［１４］李敏，陈卫．中国城市贫困对儿童教育的影响［Ｊ］．人口与经济，２００７（４）：４Ｏ一４５． ［１５］Ｘｉｕｑｉｎｇ ＷＡＮＧ，Ｓｈｕｊｉｅ ＹＡＯ，Ｊｕａｎ ＬＩＵ，ｅｃｔ（２００７）．Ｍｅａｓｕｒｉｎｇ Ｒｕｒｌａ Ｐｏｖｅｒｔｙ ｉｎ Ｃｈｉｎａ：Ａ Ｃａｓｅ Ｓｔｕｄｙ Ａｐｐｒｏａｃｈ，ＰＭＭＡ Ｗｏｒｋｉｎｇ ｐａｐｅｒ ２ＯＯ７—２７． ［１６］朱农，骆许蓓．中国农村非农业收人对不平等和贫困的影响——“生活水平调查”数据分析［Ｍ］／／中国转轨时期收入差距与贫困，社 会科学文献出版社，２００６：３５１—３７０． 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