趙銳，吳比

（1. 北京大學國家發(fā)展研究院，北京 100871；2. 西南政法大學經(jīng)濟學院，重慶 401120；3. 農(nóng)業(yè)部農(nóng)村經(jīng)濟研究中心，北京 100810）

貧困農(nóng)戶生產(chǎn)投入決策與貧困狀態(tài)的轉(zhuǎn)變

趙銳1， 2，吳比3

（1. 北京大學國家發(fā)展研究院，北京 100871；2. 西南政法大學經(jīng)濟學院，重慶 401120；3. 農(nóng)業(yè)部農(nóng)村經(jīng)濟研究中心，北京 100810）

貧困農(nóng)戶面臨脫貧機遇和陷入極端貧困風險時的生產(chǎn)經(jīng)營投入決策，對改變貧困狀態(tài)起到關鍵的作用?；谪毨У貐^(qū)農(nóng)戶的多期追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用二分變量Logit模型，分析貧困農(nóng)戶的生產(chǎn)投入決策對貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)變的影響，探討貧困農(nóng)戶在資金有限的情況下擺脫貧困的方式，為貧困人口退出貧困的動力尋找理論源泉。結果表明，按照官方貧困線，樣本農(nóng)戶的貧困發(fā)生率由2006年的20.7%下降到2009年的7.3%，每年的脫貧率為63.2%-71.7%。在農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營投入中，盡管對小商品經(jīng)營活動的投入較少，但卻得到較高的回報。那些有一定經(jīng)濟基礎的貧困農(nóng)戶，當生產(chǎn)經(jīng)營投入轉(zhuǎn)向高風險、高回報的小商品經(jīng)營活動，或提升生產(chǎn)經(jīng)營投入的多元化水平時，脫貧的概率會顯著提高。小商品經(jīng)營活動中的投入增加1倍，其脫貧的概率大約會提高6%；生產(chǎn)經(jīng)營投入由專業(yè)化轉(zhuǎn)向完全的多元化，其脫貧的概率大約提高50%，但這些生產(chǎn)投入決策對那些處于極端貧困的農(nóng)戶卻沒有效果。研究表明，有一定經(jīng)濟基礎的貧困農(nóng)戶可以通過改變生產(chǎn)經(jīng)營投入決策退出貧困狀態(tài)。因此，建議政府應該通過新技術的推廣和信用支持，鼓勵和引導有一定基礎的貧困農(nóng)戶進入高收益的生產(chǎn)經(jīng)營領域，增加農(nóng)民的收入渠道。同時，通過完善社會保障體系來保障極端貧困人口的生活。

貧困農(nóng)戶；生產(chǎn)投入決策；脫貧；生產(chǎn)投入多元化

趙銳， 吳比. 貧困農(nóng)戶生產(chǎn)投入決策與貧困狀態(tài)的轉(zhuǎn)變［J］. 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究， 2016， 37（4）: 747-753.

Zhao R， Wu B. Production input decisions of farmers in poverty and the alleviation of poverty［J］. Research of Agricultural Modernization， 2016， 37（4）: 747-753.

過去三十年里，中國政府的開發(fā)式扶貧工作取得了矚目的成績，根據(jù)國家貧困線標準，農(nóng)村貧困人口已經(jīng)從1981年的1.52億人下降到2015年的5 575萬人。開發(fā)式扶貧引導貧困人口把自己的努力同國家的扶持相結合，通過改善生產(chǎn)條件，發(fā)展商品生產(chǎn)，增強自我發(fā)展能力實現(xiàn)貧困狀態(tài)的轉(zhuǎn)變。在這一背景下，缺乏生產(chǎn)經(jīng)營資本的貧困農(nóng)戶，面對可選擇的生產(chǎn)經(jīng)營活動，如何借助于政府的資金幫扶，做出最佳的投入決策，是實現(xiàn)貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)變的關鍵?，F(xiàn)實中，一部分短視的貧困農(nóng)戶，由于害怕陷入更深層的貧困，在生產(chǎn)經(jīng)營活動中采取保守策略，將有限的資金投至低風險、低回報的生產(chǎn)活動，失去了脫貧機會；而另一部分人，面對脫貧機遇，會將資金投向高風險、高回報的生產(chǎn)活動，力求擺脫貧困狀態(tài)［1］。因此，研究農(nóng)戶生產(chǎn)投入決策對貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)變的影響，對引導貧困農(nóng)戶發(fā)展生產(chǎn)經(jīng)營，提高扶貧資金的使用效率，推進貧困地區(qū)的扶貧工作有重要的意義。

許多研究基于貧困農(nóng)戶自身行為決策，從市場參與［2-3］，勞動力流動［4-5］，借貸行為［6-7］，技術采用［8］，能源使用［9］等方面，考察了他們的行為對提升福利水平，緩解貧困的影響。然而，貧困農(nóng)戶的突出特征是缺乏從事生產(chǎn)經(jīng)營活動的資本，導致在生產(chǎn)和經(jīng)營中，無法達到必要的投入水平，持續(xù)陷入貧困。因此，也有一些研究從貧困農(nóng)戶在生產(chǎn)經(jīng)營活動中的決策入手，考察這些行為決策對貧困農(nóng)戶生產(chǎn)及福利的影響。呂開宇等［10］認為面對農(nóng)產(chǎn)品價格上漲，貧困農(nóng)戶受自身資產(chǎn)規(guī)模約束，不會輕易地大規(guī)模調(diào)整種植面積或生產(chǎn)投入水平。李文［11］認為由于人均農(nóng)業(yè)現(xiàn)金收入增量對貧困地區(qū)農(nóng)戶現(xiàn)金收入增加的貢獻有限，因而農(nóng)業(yè)結構調(diào)整對農(nóng)民增收的作用有限。高明等［12］認為非農(nóng)活動影響了農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領域中的資源配置，影響了農(nóng)戶專業(yè)化生產(chǎn)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入積極性和農(nóng)產(chǎn)品商品率，使貧困地區(qū)農(nóng)業(yè)部門的效率難以提升。然而，這些研究忽略了對生產(chǎn)經(jīng)營活動支出結構的研究，即在生產(chǎn)費用支出構成中，各子項目支出水平的相對變化。

本文基于貧困地區(qū)農(nóng)戶的多期追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用二分變量Logit模型，通過貧困農(nóng)戶在各項生產(chǎn)經(jīng)營活動的投入以及生產(chǎn)經(jīng)營多元化程度刻畫農(nóng)戶面臨脫貧機遇時的生產(chǎn)投入決策，從貧困人口自身的視角分析生產(chǎn)投入決策對貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)變的影響，以及這一作用機制對處于不同貧困水平農(nóng)戶的影響差異，探討貧困農(nóng)戶在資金有限的情況下，擺脫貧困的路徑和方式，為貧困人口退出貧困的動力尋找理論源泉，也為未來扶貧政策的制定提供借鑒。

1 研究方法

1.1 數(shù)據(jù)說明

本文使用的數(shù)據(jù)來自2006-2009年期間在貴州省某市進行的農(nóng)戶調(diào)查，該調(diào)查涉及農(nóng)村居民家庭基本情況，農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營狀況，農(nóng)戶的生產(chǎn)、生活支出和收入項目，以及村居基本情況。截止2009年底，該市貧困人口為38.11萬人，農(nóng)民人均純收入3 110元，因此，選取這一地區(qū)的農(nóng)戶作為貧困問題的研究對象是合適的。該調(diào)查樣本共涵蓋6縣（區(qū)），44個村，440戶。其抽樣規(guī)則是首先根據(jù)縣（區(qū)）的人口規(guī)模選擇調(diào)研的行政村個數(shù)；其次，每個村按收入分層選取低收入戶、中等收入戶和高收入戶共10戶，并進行連續(xù)追蹤調(diào)查。其中，有少數(shù)農(nóng)戶在后來的跟蹤調(diào)查中未能追訪，則在該村選取經(jīng)濟狀況相似的農(nóng)戶替代，這里排除了這些農(nóng)戶，最終使用329戶農(nóng)村居民在2006-2009年期間的調(diào)查數(shù)據(jù)，共計1 316次觀測。

1.2 貧困界定

確定農(nóng)戶是否處于貧困狀態(tài)，需要確定貧困線標準。本文同時使用中國官方的貧困線和世界銀行的貧困線界定貧困人口，這兩者都是基于馬丁法［13］測算的絕對貧困線，其計算步驟為：首先根據(jù)營養(yǎng)學家的測算確定一個最低的維持人正常生活所必需的熱量攝入量，然后根據(jù)處于低收入組的農(nóng)村居民的飲食習慣，制定獲取該最低限度熱量所需的一籃子食物組合；其次，用一定時期的價格水平，將這些食物組合換算成現(xiàn)金量；最后用該數(shù)值除以食物支出在總支出中的比例（即恩格爾系數(shù)），確定最終的貧困線標準。根據(jù)此方法，中國官方制定的貧困線標準在2009年為人均年收入1 196元人民幣，在2011年大幅上升到人均年收入2 300元人民幣。世界銀行的貧困線為人均每天1.25美元（2005年價格水平），大致相當于人民幣1 857元（2009年貴州省農(nóng)村價格水平），所采用的匯率標準為國際比較項目組（ICP）以2005年為基準年根據(jù)各國貨幣購買力測算的匯率標準，其中1美元約等于3.54元人民幣。

鑒于樣本數(shù)據(jù)的調(diào)查年份，對貧困戶數(shù)和貧困發(fā)生率的計算，采用了2009年人均年純收入1 196元的國家貧困線和世界銀行人均每天1.25美元的貧困線。世界銀行的貧困線遠高于中國官方的貧困線，這里將按照國家貧困線確定的貧困人口稱為極端貧困人口，按照世界銀行貧困線確定的貧困人口稱為低收入貧困人口。

1.3 變量選取

為了研究貧困農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動的支出結構對貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)變的影響，著重考察2類指標。第一，考察貧困農(nóng)戶在種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)營活動的投入對貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)變的影響，看哪一項投入的增加有助于脫貧。貧困農(nóng)戶在各項生產(chǎn)經(jīng)營活動中投入的變化體現(xiàn)了農(nóng)戶改變自己生存狀況的意愿和對風險的承擔能力。本文的研究樣本大多以傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主（種植業(yè)），同時，在牧業(yè)（養(yǎng)殖業(yè)）中的投入逐漸增加，另外，一些農(nóng)戶也開始涉足第三產(chǎn)業(yè)（主要以小商品經(jīng)營為主）。這里，假設這三項生產(chǎn)經(jīng)營活動的風險依次是遞增的，這一假設主要基于當?shù)刎毨мr(nóng)戶從事傳統(tǒng)種植業(yè)生產(chǎn)的時間較長，經(jīng)驗相對豐富，相對于其他行業(yè)，種植業(yè)生產(chǎn)也更依賴于農(nóng)戶自己所擁有的土地數(shù)量、質(zhì)量以及生產(chǎn)條件，因而生產(chǎn)經(jīng)營支出對種植業(yè)收入的邊際影響也較??；相對傳統(tǒng)種植業(yè)生產(chǎn)來說，養(yǎng)殖業(yè)生產(chǎn)需要的投入較大，其投入對收入的邊際影響也更大，同時，養(yǎng)殖業(yè)收入更易受到市場價格波動和疾病的影響，因此風險也更高。而從事第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)營活動相對種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)有更高的風險和收益。

第二，考察生產(chǎn)經(jīng)營的多元化程度及其變化對貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)變的影響。即農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營費用集中于某一領域，還是分散于多種用途。例如原先以種植業(yè)為主，養(yǎng)殖業(yè)為輔，轉(zhuǎn)向種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)和小商品經(jīng)營活動并重。使用“dvs”來代表農(nóng)戶“生產(chǎn)經(jīng)營支出的多元化程度”，“△dvs”表示多元化程度在兩個年度間的變化。借鑒企業(yè)經(jīng)營多元化研究中采用的多元化測度指數(shù)，引入多樣化熵（Entropy）測度法來測量農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營支出的多元化程度［14］。熵的概念最初源于熱力學，是對系統(tǒng)狀態(tài)不確定性的一種度量，是物質(zhì)系統(tǒng)混亂程度的單調(diào)增函數(shù)。通過計算熵值，可以判斷一個事件的隨機性及無序程度，也可以用熵值來判斷某個指標的離散程度。一般來說，指標的離散程度越大，熵值就越大；反之，熵值就越小。在經(jīng)濟學和管理學的研究中，Jacquemin和Berry［15］使用熵指數(shù)來衡量多元化程度，熵指數(shù)的表達式為：

式中：在全部m個行業(yè)，ωj為第j個行業(yè)的經(jīng)營費用支出在總生產(chǎn)經(jīng)營費用支出中所占的比重。多元化程度的值介于0到ln（m）之間，即區(qū)間［0，ln（m）］，值越大，表明多元化程度越高，當其值為0時，表明多元化程度最低，也就是完全的專業(yè)化。同時，根據(jù)公式（1），農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營的多元化也反映了農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動由種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)向非農(nóng)活動擴張，生產(chǎn)經(jīng)營活動越多，熵指數(shù)的值也越大。

1.4 計量模型

針對新課改下對于語文教學的改革與創(chuàng)新，要求教師在課堂教學中充分運用各種資源和活動形式，激發(fā)學生的學習興趣。在學習不同題材的語文知識時，教師不能一味進行枯燥的文字解說，或僅是單純地自我講述，不與學生進行交流和互動。例如，在學習詩歌散文類的文章時，教師習慣于使用傳統(tǒng)的教學方式，對文章內(nèi)容進行分析和解說。這個過程就限制了學生的思維，使學生無法與老師思想同步。應當進行角色扮演或者舉辦詩歌朗誦的賞析會，讓學生真正地融入課堂內(nèi)容中，品讀作者當時的心境與語境。

基于混合截面數(shù)據(jù)，使用二分變量Probit模型研究農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營支出的結構變化對農(nóng)戶貧困動態(tài)變化的影響。之所以采用混合截面數(shù)據(jù)，是因為只有329戶在4個年度的觀測樣本，而且，無論按照哪一條貧困線標準，樣本中貧困農(nóng)戶都只占較小的一部分。因此，關注t-1年的貧困農(nóng)戶在t年貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)變的情況。對于前一年處于貧困狀態(tài)的農(nóng)戶，其退出貧困的概率可以表示為：

式中：op表示貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)變，Pr（op=1）表示貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)變的概率，Φ是正態(tài)分布的累積分布函數(shù)，α，β，γ為待估參數(shù)。xi是第i個貧困農(nóng)戶待檢驗的關鍵變量所組成的向量，在考察貧困農(nóng)戶在種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)和小商品經(jīng)營活動的投入對貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)變的影響時，它包括貧困農(nóng)戶t年在種植業(yè)投入的對數(shù)、養(yǎng)殖業(yè)投入的對數(shù)以及第三產(chǎn)業(yè)投入的對數(shù)；在考察生產(chǎn)經(jīng)營的多元化程度及其變化對貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)變的影響時，它包括t-1年的多元化程度（dvst-1）以及多元化程度的變化（△dvs）。zi是一組控制變量，包括：農(nóng)戶在t-1年的人口規(guī)模及其變化、戶主受教育水平、人均耕地面積及其變化、人均工資收入對數(shù)及其變化，以及兩個年度間人均經(jīng)營支出對數(shù)的變化。需要特別說明的是，外出務工收入也是該地區(qū)農(nóng)村居民收入的一個主要來源，直接影響農(nóng)戶的貧困狀況，因此控制了t-1年農(nóng)戶的工資及其變化。而對農(nóng)戶在兩個年度間人均經(jīng)營支出對數(shù)值的變化指標的控制，是為了控制支出水平增加的影響。

2 結果與分析

2.1 貧困發(fā)生率和貧困狀態(tài)的轉(zhuǎn)變

樣本農(nóng)戶人均純收入由2006年的1 981元人民幣上升到2009年的3 222元人民幣。由于調(diào)查樣本生活在貴州的貧困山區(qū)，貧困發(fā)生率要遠遠高于全國水平。根據(jù)2009年的國家貧困線，貧困發(fā)生率由2006年的20.7%下降到2009年的7.3%。根據(jù)世界銀行的貧困線，樣本農(nóng)戶貧困發(fā)生率由2006年的58.7%下降到2009年的28.3%（表1）。

根據(jù)中國官方的貧困線，2006年的68戶貧困戶有43戶在2007年脫貧，脫貧率為63.2%，2007年的53戶貧困戶有38戶在2008年脫貧，脫貧率為71.7%，而2008年的32戶貧困戶有22戶在2009年脫貧，脫貧率為68.8%。因此，在2006-2009年之間的任意兩個年度，總計有103戶次經(jīng)歷了脫貧過程。按照世界銀行貧困線，2006年的193戶貧困戶，有75戶在2007年脫貧，脫貧率為38.9%，2007年的142戶貧困戶，有75戶在2008年脫貧，脫貧率為52.8%，2008年的101戶貧困戶，有51戶脫貧，脫貧率為50.5%，因此，在2006-2009年的任意兩個年度，總計有201戶次經(jīng)歷了脫貧過程（表2）。同時，也有少數(shù)前一年非貧困戶陷入了貧困。

表1 貧困狀況描述Table 1 Poverty statistics

表2 貧困轉(zhuǎn)移矩陣Table 2 Poverty transition matrices

2.2 生產(chǎn)經(jīng)營支出和收入

種植業(yè)收入在三項收入構成中所占的比重最大，其次為養(yǎng)殖業(yè)收入和第三產(chǎn)業(yè)收入，但第三產(chǎn)業(yè)的投資回報相對于種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)要更高。2006年人均種植業(yè)收入為1 033元，養(yǎng)殖業(yè)收入為652元，第三產(chǎn)業(yè)收入為537元；2009年人均種植業(yè)收入為1 246元，養(yǎng)殖業(yè)收入為972元，第三產(chǎn)業(yè)收入達到1 051元。從投入產(chǎn)出的總體情況來看，種植業(yè)的平均收益要高于養(yǎng)殖業(yè)的平均收益，但這里需要考慮到種植業(yè)生產(chǎn)活動中要素投入的特征，其收益更多的與土地的面積、土地質(zhì)量、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和勞動力投入有關，而養(yǎng)殖業(yè)生產(chǎn)中所投入的生產(chǎn)要素主要是資本。

表 3 農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營支出和收入（元/人）Table 3 Production and operating expenditures and incomes of farmers

2.3 生產(chǎn)經(jīng)營活動投入決策對貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)變的影響

2.3.1 貧困農(nóng)戶在種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營投入對脫貧的影響 當采用中國官方的貧困線時，在控制了基期總投入后，種植業(yè)投入對數(shù)，養(yǎng)殖業(yè)投入對數(shù)和第三產(chǎn)業(yè)投入對數(shù)的估計系數(shù)均不為正顯著（表4），表明無論是種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)，還是第三產(chǎn)業(yè)的投入增加都無助于擺脫貧困狀態(tài)。這可能是由于這部分極端貧困農(nóng)戶缺乏積蓄，生產(chǎn)投入的增加也就無法達到有效規(guī)模。此外，戶主的受教育水平在1%的顯著性下對脫貧產(chǎn)生積極的影響，這是因為那些受教育程度較高的農(nóng)戶，貧困的原因是暫時遭受了某種沖擊，但在長期，農(nóng)戶的收入將會回歸到正常水平。人均工資對數(shù)變化在1%的顯著性水平上顯著，因為在偏遠的貴州山區(qū)，外出務工是當?shù)剞r(nóng)村居民獲得收入的重要方式，青壯年紛紛外出務工，家中只剩下老人和兒童，因此，通過外出務工獲取工資性收入是貧困農(nóng)戶脫貧的重要途徑。

當采用世界銀行的貧困線時，在控制了基期總投入水平后，只有貧困農(nóng)戶將資金投放于高風險、高收益的第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)營活動時，其擺脫貧困的概率才會顯著增加，投入增加1倍，其脫貧的概率會增加6.9%。進一步，將樣本限制在人均收入水平處于官方貧困線和世界銀行貧困線之間的貧困農(nóng)戶，也就是那些處于低收入貧困而非絕對貧困的農(nóng)戶，同樣發(fā)現(xiàn)只有將資金投向第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)營活動時，其擺脫貧困的概率才會顯著增加，投入增加1倍，其脫貧的概率會增加6.0%。這說明只有那些有一定經(jīng)濟基礎，距離世界銀行貧困線較近的低收入人群，才能有資本去改變自己的投入結構，將支出重心由低風險、低回報的經(jīng)濟活動逐漸轉(zhuǎn)向高風險、高回報的經(jīng)濟活動，力爭實現(xiàn)脫貧。上述研究也發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)殖業(yè)投入的增加并沒有提升貧困人口脫貧的概率，這可以解釋為在養(yǎng)殖業(yè)中，貧困農(nóng)戶在飼料、仔畜和防疫等的中間物質(zhì)投入效率低下［16］。

表4 生產(chǎn)經(jīng)營活動投入水平對貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)變的影響Table 4 Effect of production and operation inputs on the transition of poverty

2.3.2 貧困農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營投入的多元化對脫貧的影響 按照世界銀行的貧困線標準，貧困農(nóng)戶在t-1年的多元化水平，對其隨后的脫貧在1%的顯著性水平上有顯著的正向影響（表5）。即貧困農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營投入的多元化程度越高，其隨后脫貧的概率也就越大。這表明農(nóng)戶分散經(jīng)營有助于脫貧，而且多元化的投入意味著收入來源的多元化，這也為實現(xiàn)脫貧創(chuàng)造了可能。在控制了“t-1年的多元化水平”之后，“多元化水平的變動”在1%的顯著性水平上對農(nóng)戶的脫貧概率有正向的影響，即下一年貧困農(nóng)戶在總投入不變的情況下，提高自己生產(chǎn)經(jīng)營活動的多元化程度，其脫貧的可能性會提高。不過，不同于傳統(tǒng)經(jīng)濟研究中，考慮一般人分散投資的保守策略，窮人多元化程度的變動更有可能是嘗試將有限的投入從傳統(tǒng)種植業(yè)轉(zhuǎn)向養(yǎng)殖業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)。按照中國官方的貧困線標準，上述兩個指標并不顯著，這也可能是因為貧困人口通過提高生產(chǎn)經(jīng)營費用支出的“多元化水平”實現(xiàn)脫貧是有條件的，只有貧困人口中部分收入水平相對較高的農(nóng)戶才有條件在多項生產(chǎn)經(jīng)營活動中同時進行生產(chǎn)經(jīng)營。因此，當使用人均收入水平在國家貧困線和世行貧困線之間的子樣本進行回歸時，這兩個指標均在1%的顯著性水平上與農(nóng)戶脫貧呈現(xiàn)正相關的關系。在只有三項生產(chǎn)經(jīng)營活動的情況下，生產(chǎn)經(jīng)營投入由專業(yè)化轉(zhuǎn)向完全的多元化，其脫貧的概率大約會提高50%。

表 5 生產(chǎn)經(jīng)營投入多元化對貧困狀態(tài)轉(zhuǎn)變的影響Table 5 Effect of production and operation input diversification on the transition of poverty

3 結論

在保持其它條件不變的情況下，農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營支出投向相對高風險、高回報的第三產(chǎn)業(yè)，對貧困農(nóng)戶脫貧起著積極的作用。但是，其作用效果對于貧困人口中那些收入水平相對較高的人更為有效，特別是人均收入水平在國家貧困線和世界銀行貧困線之間的貧困農(nóng)戶。而對于收入水平位于國家貧困線以下的農(nóng)戶，在控制了基期總投入后，無論是種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的投入增加都無助于擺脫貧困狀態(tài)，主要是因為這部分人的投入水平還不能形成規(guī)模，不能對收入水平的增加起到實質(zhì)性的作用。研究結果表明，對于收入水平接近世界銀行貧困線的貧困農(nóng)戶，生產(chǎn)經(jīng)營支出的多元化有助于在未來實現(xiàn)脫貧，并且，這種多元化程度變化幅度越大，脫貧的概率也越大。

本文的主要結論反映了我國農(nóng)村貧困人口在脫貧的漫漫長路中所面臨的機遇和困難，對于極端貧困人口，在面對政府的開發(fā)式扶貧政策時，由于缺乏家庭財富和人力資本的積累，從事任何生產(chǎn)經(jīng)營活動都不能形成有效規(guī)模，無法掌握先進的生產(chǎn)技術，因而無力從扶貧項目中獲益，一次次從脫貧的嘗試中徒勞而歸；對于那些有一定經(jīng)濟基礎和發(fā)展能力的貧困戶，可以利用其自身的財富積累，結合政府的幫扶，拓寬收入渠道，實現(xiàn)貧困狀態(tài)的轉(zhuǎn)變。

對農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營投入決策與貧困動態(tài)關系的研究在扶貧政策的制定上具有重要的意義。在過去的20年中，外出務工一直是偏遠貧困地區(qū)貧困農(nóng)戶實現(xiàn)脫貧的主要途徑。雖然外出務工增加了收入，但是本地的經(jīng)濟并沒有因此得到發(fā)展。而且，很多人在外務工多年之后由于戶籍和經(jīng)濟能力的限制，無力在外鄉(xiāng)定居，年老后重新回到農(nóng)村務農(nóng)，生活水平也隨之下降。與此同時，與城市老年人口到退休年齡即退休的情況不同，在廣大農(nóng)村地區(qū)，大多數(shù)50、60乃至70歲的中老年人口都有參加農(nóng)副業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的需求和能力。而本文的研究結果，也適用于這些農(nóng)村留守人口。因此，政府應該通過新技術的推廣和信用支持，鼓勵和引導農(nóng)戶進入高收益的生產(chǎn)經(jīng)營領域，增加農(nóng)民的收入渠道，幫助貧困人口脫貧，這也有助于非貧困人口通過多元化的生產(chǎn)活動來避免陷入貧困。同時，政府也應當鼓勵和引導社會力量參與農(nóng)業(yè)保險體系建設，農(nóng)戶之所以沒有進入新的生產(chǎn)領域，一方面是因為缺乏投入所需的資金，另一方面也是因為規(guī)避風險，如果農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營活動能得到保障，減少收入風險，那么農(nóng)戶在高收益行業(yè)增加投入的意愿也會增加。對于那些處于極端貧困的人口，要通過完善社會保障體系來保障他們的生活。

［1］ Lybbert T J， Barrett C B. Risk-taking behavior in the presence of nonconvex asset dynamics［J］. Economic Inquiry， 2011， 49（4）: 982-988.

［2］ 章元， 萬廣華， 劉修巖， 等. 參與市場與農(nóng)村貧困: 一個微觀分析的視角［J］. 世界經(jīng)濟， 2009（9）: 3-14. Zhang Y， Wan G H， Liu X Y， et al. Participation in market and rural poverty［J］. The Journal of World Economy， 2009（9）: 3-14.

［3］ 李飛， 曾福生. 市場參與與貧困緩解［J］. 農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2015（8）: 82-88.Li F， Zeng F S. Participation in market and poverty alleviation［J］. Journal of Agrotechnical Economics， 2015（8）: 82-88.

［4］ 都陽， 樸之水. 遷移與減貧——來自農(nóng)戶調(diào)查的經(jīng)驗證據(jù)［J］.中國人口科學， 2003（4）: 60-66. Du Y， Park A. Migration and poverty reduction: An empirical evidence from rural household survey［J］. Chinese Journal of Population Science， 2003（4）: 60-66.

［5］ 岳希明， 羅楚亮. 農(nóng)村勞動力外出打工與緩解貧困［J］. 世界經(jīng)濟， 2010（11）: 84-98. Yue X M， Luo C L. Rural labor force moving out for work and poverty alleviate［J］. The Journal of World Economy， 2010（11）: 84-98.

［6］ 葉靜怡， 劉逸. 欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶借貸行為及福利效果分析——來自云南省彝良縣的調(diào)查數(shù)據(jù)［J］. 中央財經(jīng)大學學報，2011（2）: 51-56. Ye J Y， Liu Y. An analysis to borrowing behavior of agricultural households in less developed areas and its welfare effects: Data from Yiliang County， Yunnan Province［J］. Journal of Central University of Finance & Economics， 2011（2）: 51-56.

［7］ 李銳， 李寧輝. 農(nóng)戶借貸行為及其福利效果分析［J］. 經(jīng)濟研究，2004（12）: 96-104. Li R， Li N H. Studies on the borrowing behavior of rural households and welfare effects［J］. Economic Research Journal，2004（12）: 96-104.

［8］ 羅連發(fā)，葉初升. 社會資本、技術采用與扶貧政策質(zhì)量——基于計算經(jīng)濟學的仿真分析［J］. 財經(jīng)科學， 2015（2）: 100-110. Luo L F， Ye C S. Social capital， technology adoption and poverty alleviation performance: Analysis based on computation economics［J］. Finance & Economics， 2015（2）: 100-110.

［9］ 丁士軍，陳傳波. 貧困農(nóng)戶的能源使用及其對緩解貧困的影響［J］. 中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2002（12）: 27-32. Ding S J， Chen C B. Energy use of poor farmers and its impact on poverty alleviation［J］. Chinese Rural Economy， 2002（12）: 27-32.

［10］ 呂開宇，俞冰心，邢鸝. 新階段的糧農(nóng)生產(chǎn)決策行為分析——糧價上漲對非貧困和貧困種植戶的影響［J］. 中國農(nóng)村經(jīng)濟，2013（9）: 31-43. Lü K Y， Yu B X， Xing L. Farmer's production decision behavior analysis: The impact of rising grain price on non poor and poor farmers［J］. Chinese Rural Economy， 2013（9）: 31-43.

［11］ 李文. 貧困地區(qū)農(nóng)業(yè)結構調(diào)整對農(nóng)民現(xiàn)金收入的影響——對重慶市五縣（區(qū)）的實證分析［J］. 中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2006（4）: 32-36. Li W. The effect of agricultural structure adjustment on the cash income of farmers in poor areas: An empirical analysis of the fve counties （districts） in Chongqing City［J］. Chinese Rural Economy，2006（4）: 32-36.

［12］ 高明， 徐天祥， 朱雪晶， 等. 兼業(yè)背景下貧困地區(qū)農(nóng)戶資源配置的特征與效率分析［J］. 經(jīng)濟社會體制比較， 2012（2）: 163-169. Gao M， Xu T X， Zhu X J， et al. Analysis of the characteristics and efficiency of resource allocation by farmer households in poor areas with part-time business activities［J］. Comparative Economic & Social Systems， 2012（2）: 163-169.

［13］ Ravallion M. Poverty Comparisons［M］. Chur: Harwood Academic Publishers， 1994.

［14］ 刁兆峰，雷如橋. 企業(yè)經(jīng)營多元化的熵測度法［J］. 數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究， 2001（8）: 66-68. Diao Z F， Lei R Q. Entropy measure method of enterprise operation diversification［J］. The Journal of Quantitative & Technical Economics， 2001（8）: 66-68.

［15］ Jacquemin A P， Berry C H. Entropy measure of diversifcation and corporate growth［J］. The Journal of Industrial Economics， 1979，27（4）: 359-369.

［16］ 馬鈴，劉曉昀. 投入低還是效率低——貧困農(nóng)戶畜牧業(yè)收入低的原因剖析［J］. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題， 2013（12）: 102-106. Ma L， Liu X Y. Lower inputs or lower effciency？ Decomposition of livestock income of China's rural poor household［J］. Issues in Agricultural Economy， 2013（12）: 102-106.

（責任編輯：童成立）

Production input decisions of farmers in poverty and the alleviation of poverty

ZHAO Rui1， 2， WU Bi3
（1. National School of Development， Peking University， Beijing 100871， China； 2. School of Economics， Southwest University of Political Science & Law， Chongqing 401120， China； 3. Research Center for Rural Economy， Ministry of Agriculture， Beijing 100810， China）

Facing both the opportunity of exiting from poverty and the possibility of falling back into poverty，production input decisions of farmers in poverty plays a critical role. Using panel data from rural households in poor areas， this paper studies how production input decisions infuence the transition of poverty by logit model. This paper also explores how farmers in poverty can exit from poverty when lacking capital and seeks to find the theoretical foundation of exiting poverty for poor farmers. Results show that the poverty rate of sample decreased from 20.7% in 2006 to 7.3% in 2009， and the rate of exiting poverty was between 63.2% and 71.7% every year. Although there is a low input on small commodity business， the return is relatively high. Poor farmers， who have certain economic strength， are more likely to be out of poverty when they increase their inputs to high-risk， high-return tertiary industry or improve the diversifcation level of production and operation inputs. Production inputs on small commodity business doubles，the probability of exiting poverty will increase by about 6%. From specialization to fully diversifcation， the probability of exiting poverty will increase about 50%. However， this is an invalid method for the extreme poverty. While poor farmers with a certain capital accumulation can exit poverty by changing their production and operation input decisions. Therefore， to help farmers in extreme poverty， it is suggested that the government should extend new technology and supply credit support， encourage and guide farmers to enter the new feld of production with high-yield， and improve the rural social security.

farmers in poverty； production input decisions； exiting poverty； diversifcation of production and operation inputs

Jinlong Anhua Doctoral Dissertation Funding Project for Training the Talents of Poverty Alleviation in Senior Personnel Training Project for Poverty Alleviation， National Poverty Alleviation Training and Propaganda Center （201503）.

ZHAO Rui， E-mail: zhaorui@swupl.edu.cn.

19 February， 2016；Accepted 2 May， 2016

F328

A

1000-0275（2016）04-0747-07

10.13872/j.1000-0275.2016.0053

全國扶貧培訓宣傳中心扶貧高級人才培養(yǎng)工程金龍安華扶貧英才成長博士論文資助項目（201503）。

趙銳（1985-），男，寧夏靈武人，博士后，主要從事農(nóng)村貧困與發(fā)展研究，E-mail: zhaorui@swupl.edu.cn.；吳比（1984-），男，黑龍江大慶人，博士，助理研究員，主要從事農(nóng)村改革研究，E-mail: wubi55555@163.com。

2016-02-19，接受日期：2016-05-02