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　　在所有的时期中，贫困户的收入增长速度都远远低于非贫困户，即便在贫困户收入增长速度最高的1995—2002年间也是如此。尤其值得注意的是，在2002—2007年间，贫困户的实际收入甚至表现为负增长。由此可见农村贫困变动的两个基本特征:(1)经济增长过程中，农村贫困程度有了显著下降;(2)收入增长并非均衡地发生于各个收入组，贫困户的收入增长相对缓慢，并由此造成农村贫困人口相对收入的持续下降。

　　五、农村贫困变动的增长因素与分配因素

　　农村贫困变动的这两个基本特点源自于经济增长和收入分配变动对于贫困减缓所具有的不同作用。表4分别根据Datt-Ravallion分解(分解(1))和Shapley分解(分解(2))讨论了增长因素和分配因素对贫困变动的解释作用。在D－R分解中总是假定前一年份作为参照组，所讨论的是相对于基准年的经济增长与收入分配的减贫效应。增长因素总是具有积极的减贫效应，因此增长因素对于贫困变动总是具有负的效应。但分配因素对贫困减缓所起的作用则通常是相反的，即不利于贫困减缓。如在1988—1995年间，按照1天1美元的贫困标准，如果收入分配状况不发生改变，农村居民收入的普遍增长将导致贫困率下降21．57%或19．37%;而如果没有收入增长，收入差距扩大导致的分配效应则使得贫困发生率上升2．82%或5．02%。如果选择较低的贫困标准，分配效应对于贫困减缓的不利影响表现得更为明显。按照国定贫困线，在1988—1995年间，增长因素将导致贫困率下降6．21%或6．98%，而分配效应则导致贫困率上升5．56%或4．8%，收入分配状况的恶化抵消了经济增长所具备的绝大部分贫困减缓作用。基于其它贫困指标的分解结果基本类似，因此不再赘述。

　　根据本文所使用的样本，这一时期农村同时出现了收入增长和基尼系数下降的状态，这导致了增长和分配都具有减贫的效应，但相对而言，分配因素所起的减贫效应是非常低的。

　　2002—2007年间的情形与1988—1995年间基本类似。分配因素继续成为不利于贫困减缓的因素。就绝对数量而言，分配因素对于贫困减缓所起的不利影响已经有了较大程度的下降。但从相对数量看，贫困距和加权贫困距的下降中，分配因素对贫困减缓所产生的不利影响甚至可能超出增长因素降低贫困的绝对幅度。比较三个阶段还可以发现，按照国定贫困线标准，增长因素的贫困减缓作用越来越小。以Shapley分解结果为例，1988—1995年间增长因素导致贫困率下降了6．98个百分点，而到2002—2007年间则只有2．11个百分点。因此，对于极度贫困人口来说，经济增长的减贫效应在下降，而收入分配特征的改变又进一步恶化其贫困减缓进程。

　　不同时期经济增长对于贫困人口的惠及程度可见按不同方式计算的穷人受益指数。应当注意到，所给出的三个指数对于不同时期经济增长的穷人惠及程度所做出的判断是不相同的，尤其是对1995—2002年间的经济增长具有不同的评价。根据Ravallion和Chen指数，1988—1995年的经济增长过程具有比较高的穷人受益性。根据国定贫困线和1天1美元贫困线，1988年的贫困人口(收入最低的12．89%或59．62%)在这一期间的平均收入增长率分别为146．2%和42．5%，都要高于这一时期全社会的平均收入增长率。因此按照Ravallion和Chen指数，这一时期的经济增长是穷人受益的(pro-poor)。但Kakwani和Pernia指数以及PEGR指数表明，这一时期的经济增长不具有穷人受益性，贫困人口只是通过扩散效应分享到经济增长的好处，Kakwani和Pernia指数在0到1之间，而PEGR也低于全社会的收入增长率。

　　这种判断的不一致性在评价1995—2002年间的经济增长特征时表现得更为明显。按照Ravallion和Chen指数，收入最低的10．71%(根据国定贫困线计算的1995年贫困率)人群在1995—2002年期间的收入增长率为68%;而在1988—1995年期间，收入最低的12．89%(根据国定贫困线计算的1988年贫困率)人群的收入增长率为146．2%，比1995—2002年高出一倍以上。因此，1995—2002年期间经济增长的穷人受益性要低于1988—1995年期间。但是，根据Kakwani和Pernia指数，情形则完全相反。按照国定贫困线的贫困率和贫困距以及1天1美元贫困线的贫困率计算得到的穷人受益指数则大于1，其他情形下的Kakwani和Pernia指数也接近于1，远高于其他时期的相应指数。Kakwani和Pernia指数显示1995—2002年期间的穷人受益程度是最高的，并且是严格意义上的穷人受益型增长。综合考虑经济增长和贫困减缓，1995—2002年期间的减贫等值增长率(PEGR)也是比较高的。

　　2002—2007年期间经济增长的穷人受益特征可能是最令人吃惊的。描述中已经可以看出，这一期间贫困人口的人均收入水平表现出了负增长，降低贫困线标准时尤其明显。这导致了这一时期的经济增长具有较低的穷人受益性。按照Ravallion和Chen指数，这一时期经济增长的穷人受益性是最低的。Kakwani和Pernia指数表明这一时期的穷人受益性处在1988—1995年和1995—2002年之间。根据1天1美元贫困线的贫困率的变动，2002—2007年期间的PEGR指数是最高的。但如果降低贫困标准或增加贫困回避系数，这一期间的PEGR也可能是最低的。在通常情况下，人们对于贫困状况的关注主要集中于贫困率，贫困率的下降固然意味着贫困程度的减缓，但这种变动也可能伴随着贫困人口的贫困程度加深。2002—2007年期间的穷人受益指数特征也表明，极度贫困人口的福利改善已经越来越难以受益于经济增长效应。

　　上述结论都是基于不同时期实际的贫困变动与收入增长、收入分配变化之间的关系。表5所给出的贫困变动的增长弹性与分配弹性则是基于当年收入分布特征所做的模拟，具体方式可见(3)和(4)式的描述。有必要指出的是，无论是增长弹性还是分配弹性，都是基于现有的收入分配特征，因此增长弹性与分配弹性的大小实际上都体现了现有收入分布特征下所模拟的贫困变化。

　　最为明显的变化表现在贫困变动的分配弹性在2002年和2007年有非常大的跃升，尤其是设定较低的贫困线或较高的贫困回避系数时。对于给定的贫困线，任意年份中分配弹性都随着贫困回避系数的增加而上升，基尼系数上升1个百分点，对1天1美元贫困标准下的贫困率的影响非常小，只会上升0.04个百分点;贫困距则会上升1.08个百分点;加权贫困距则上升2.12个百分点。如果贫困标准降低至国定贫困线，基尼系数上升1%导致贫困率、贫困距和加权贫困距分别上升3.02%、4.21%和5.65%。在所考察的四个年份中，贫困变动的分配弹性逐步上升。到2007年，按照1天1美元贫困标准，基尼系数上升1%导致贫困率、贫困距和加权贫困距分别上升4.86%、8.15%和10.7%;按照较低的国定贫困线，这三个贫困指标依次上升13.12%、13.69%和17.95%。贫困的分配弹性大大高于增长弹性。

　　增长弹性的符号总是为负，表明增长总会导致贫困程度的下降，但并没有表现出与分配弹性类似的具有一致性的规律。分配弹性与增长弹性的变动表明，收入分配的不均等性越来越成为贫困减缓的阻碍因素，对于贫困程度较深的人群而言，分配效应的不利影响表现得更为突出。

　　六、分项收入对贫困的影响

　　1．分项收入效应的Shapley分解

　　对于贫困及贫困变动的影响因素，人们通常以回归的方法来加以考察，如魏众和别雍·古斯塔夫森(2000)、岳希明、罗楚亮(2008)。本部分我们首先根据Shapley分解，对各年份贫困指标根据收入来源构成进行分解，以讨论各种分项收入在贫困决定中的相对贡献。

　　在绝大多数的情况下，农业纯收入对贫困指标的贡献份额都是最高的，但相对贡献份额具有明显的下降趋势。如以贫困率为例，按照国定贫困线，1988年农业纯收入对贫困率的相对贡献份额为80．24%;1995年下降至68．35%，降低了将近12个百分点;2002年和2007年则进一步分别降至52．8%和43．71%。如果将贫困线标准设定为1天1美元，或考虑其他贫困指标，这一趋势性的特征仍基本成立。与此变动趋势相反的是，工资性收入的变化，包括外出务工收入和其他工资收入，在贫困决定中的作用都在逐渐增强。按照国定贫困线，1995年外出务工收入对贫困率的相对贡献只有3．71%;2002年则上升了9个百分点，达到12．79%;2007年进一步上升至18．35%;其他工资收入的相对贡献也从1988年的4．57%上升到2007年的22．13%。工资性收入大多来自于非农活动，但非农经营收入在贫困决定中的相对贡献份额除了在1988年到1995年之间上升了1个百分点左右外，在其他两个时期，非农经营收入的贡献都有不同程度的下降。

　　财产收入和转移收入在贫困决定中所起作用一直都非常低。除1988年外，2007年转移收入对贫困缓解的贡献份额是最高的;并且随着贫困回避系数的上升，对低收入贫困人口赋予更大的权重，转移收入的相对贡献份额也随之上升;使用较低的贫困线标准，也会导致转移收入相对贡献份额的上升。这意味着转移收入对贫困缓解的作用在逐步增强。转移收入对贫困的这种影响也与近些年不断推行惠农政策措施的总体背景相关，尽管我们并没有对转移收入进一步区分为私人转移与公共转移。

　　贫困回避系数的增加意味着对低收入贫困人口赋予更高的权重，也就是说，贫困距比贫困率对低收入人群收入更为敏感，而低收入人群的收入变动对加权贫困距的影响又要高于贫困距。根据不同贫困回避系数和贫困标准下分项收入的贡献，我们可以进一步推断它们对于不同贫困深度的人群所具有的影响。从不同年份的比较来看，外出务工收入对贫困的相对贡献在增加，但贫困回避系数的变化以及贫困标准的改变都没有明显改变外出务工收入对相应年份贫困的相对贡献程度。

　　因此外出务工收入具有明显的贫困减缓作用，并且在贫困人群内部或许有较为均等的分布。1995年农业纯收入对贫困的贡献随着贫困回避系数的上升、贫困线的下降而增加;但在其他年份中这一特征并不明显，一般说来，基本特征可能是相反的，如2007年农业纯收入对贫困的相对贡献率大体上随着贫困回避系数的增加而下降。

　　2．分项收入的分配弹性

　　从影响贫困变动的增长因素和分配因素中可以看到，分配弹性在增大，即收入分配的不均等性对于贫困减缓所造成的不利影响在加剧。进一步讨论了分项收入的分配弹性。在绝大多数情形下，分项收入分配弹性通常为正，这意味着分项收入不均等程度上升同时会导致贫困程度的上升。如1995年外出务工收入不均等程度增加1%可能导致根据国定贫困线衡量的贫困率、贫困距和加权贫困距上升5．53%、9．51%和6．6%，导致依据1天1美元衡量的贫困率、贫困距和加权贫困距分别下降0．21%、上升2．29%和2．23%。在2007年数据中，没有关于私人转移与公共转移的细项收入构成。

　　各分项收入分布的不均等性对贫困程度的影响程度总体上呈上升趋势，即分配弹性通常是在上升的，意味着分项收入分布不均等性对贫困减缓的不利影响在逐渐上升。如按照国定贫困线，贫困率对农业纯收入的分配弹性为3．31%，但在随后年份中逐年上升，2007年达到16．42%。贫困率对外出务工收入的分配弹性在1988年到2007年期间也上升了10个百分点。这两项收入对贫困率的分配弹性影响是比较大的。特别是农业纯收入，如果考虑贫困距、加权贫困距，分配弹性的增长幅度将更高。从各具体分项收入来看，贫困指标对于农业纯收入和外出打工收入的分配弹性通常比较高。贫困距和加权贫困距对农业纯收入的分配弹性甚至高达30%(国定贫困线)，或10%(1天1美元线)。