貧困線調(diào)整與貧困發(fā)生率比較問題研究評析

葉初升,羅連發(fā),鄒 欣

（武漢大學 經(jīng)濟發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430072）

在扶貧實踐和理論研究中，經(jīng)常要比較不同時點或不同地區(qū)的貧困發(fā)生率。但是，在貧困線設(shè)定及其調(diào)整和計算家戶支出方面由于存在一些問題致使貧困發(fā)生率不可比。比如，有學者指出，我國的貧困線由于沒有考慮到區(qū)域差別，從而低估了發(fā)達地區(qū)的貧困發(fā)生率、高估了落后地區(qū)的貧困發(fā)生率（Xiuqing，W.，L.Juan and Y.Shujie， etc 2008）。貧困線的調(diào)整如果只按CPI指數(shù)對貧困線進行加權(quán)，不一定能反映貧困家戶的消費情況，從而帶來貧困估計的偏誤。正因為貧困線的調(diào)整與貧困發(fā)生率的比較在理論研究和政策實踐兩方面都非常重要，近年來國際上貧困研究領(lǐng)域有越來越多的學者將其關(guān)注的焦點從設(shè)定貧困線、貧困度量轉(zhuǎn)向貧困線的動態(tài)調(diào)整與貧困發(fā)生率的可比性問題。

本文圍繞著兩個核心問題，即支出調(diào)查差異與貧困線調(diào)整，總結(jié)了國內(nèi)外學者的最新研究成果，并指出了各種解決辦法與調(diào)整方案的優(yōu)缺點，提出了規(guī)避貧困線調(diào)整問題、進一步解決貧困發(fā)生率不可比性的研究方向。

一、家戶支出計算的主要問題

即使貧困線不變，不同的調(diào)查方案也會產(chǎn)生不一樣的消費支出估計，從而使不同時點或不同地區(qū)的貧困發(fā)生率失去比較的基礎(chǔ)。在家戶支出調(diào)查與計算方面存在四個主要問題：

（一）家戶調(diào)查問卷中消費定義的外延不一致

在兩項調(diào)查中，如果對消費項目定義的外延寬窄不同，即使是同一個樣本也可能得出不一致的消費支出估計值。一般來說，調(diào)查所含消費項目越多，所估計的消費支出值越高；項目越少，得到的估計值越低。對于同樣的消費項目，分解得越詳細，得到的估計值也越高。如Lanjouw，J.and P.Lanjouw（2001）在1994年對薩爾瓦多的一項調(diào)查中，從同一個樣本中隨機抽取兩個子樣本，同時對其家戶支出數(shù)據(jù)進行估計。其不同之處在于，兩項調(diào)查定義的消費不一樣：一個定義得粗略，只有8種食物支出和6種非食物支出，稱為短調(diào)查；另一個調(diào)查定義了72種食物支出和25種非食物支出，稱為長調(diào)查。其結(jié)果發(fā)現(xiàn)，任何百分位的長調(diào)查支出都要比短調(diào)查支出要高（見表1）。根據(jù)他們的估計，在家戶調(diào)查中每增加一個消費項目會導致報告的支出約增加5%。

表1 薩爾瓦多1994年家戶調(diào)查長調(diào)查與短調(diào)查比較

（二）回顧期限問題

在問卷調(diào)查中，一般會詢問受訪者在一定時期內(nèi)的支出。調(diào)查詢問的或是受訪者平均每周的支出，或是平均每月支出，或是平均每年支出。對于不同的回顧期限，受訪者往往會做出不同的估計。一般來說，離調(diào)查期越近的支出越容易被記起，而越久遠的越不容易記起；越常用的項目如食物支出越容易記起，而越不常用的項目如交通、衣著支出等越不容易記起。一般而言，用較短的回顧期調(diào)查得出的支出數(shù)據(jù)要高于較長的回顧期數(shù)據(jù)。因此如果兩個調(diào)查方案采用了不同的回顧期限，則極有可能導致貧困發(fā)生率的不可比問題。回顧期限問題曾經(jīng)是印度20世紀90年代關(guān)于貧困發(fā)生率不可比性大討論的主要焦點之一。S.Appleton（1996）對烏干達的貧困發(fā)生率研究發(fā)現(xiàn)，家戶在對食品、飲料和煙的消費支出報告中，基于7天回顧期的報告值要比基于30天回顧期的報告值高出約25%。Sundaram 和 Tenduldar （2003）的研究也有類似的發(fā)現(xiàn)：基于7天的報告值會明顯高于基于30天的報告值，而基于30天的報告值又會高于基于365天的報告值。由于不同時期的調(diào)查采用了不同的回顧期限，因此要比較貧困發(fā)生率就必須調(diào)整這種差異。

（三）支出數(shù)據(jù)的區(qū)域差異

即使使用相同的調(diào)查方案，不同的區(qū)域由于經(jīng)濟發(fā)展水平不一樣，也可能錯誤解讀貧困發(fā)生率。例如，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)市場相對更完善一些，人們的生活支出項目大部分可以通過市場來表現(xiàn)，因而報告的消費支出可能較高；在較落后的地區(qū)（或農(nóng)村地區(qū)），許多消費項目不通過市場交換，或者商品價格較低，報告的消費支出可能較低。這樣，在同樣的貧困線下，可能會高估貧困地區(qū)的貧困發(fā)生率，而低估發(fā)達地區(qū)的貧困發(fā)生率。Xiuqing， W.， L.Juan and Y.Shujie， etc （2008），對我國的兩個省區(qū)（湖北，內(nèi)蒙古）分別計算了其貧困線，發(fā)現(xiàn)較發(fā)達的湖北貧困線高于全國貧困線，而內(nèi)蒙古的貧困線則遠低于國家貧困線?？紤]到這種差異，應(yīng)該在不同的地區(qū)設(shè)置不同的貧困線水平，才能使得兩個地區(qū)的貧困發(fā)生率具有可比性，或者能最好地估計出真實的貧困人口。

（四）實施調(diào)查的時點問題

考慮到人們的支出可能具有季節(jié)性（尤其是在農(nóng)村）以及市場的波動，實施調(diào)查的不同時點也可能帶來支出估計的系統(tǒng)性偏差。比如，在農(nóng)產(chǎn)品收獲以前一般收入較少而投入多，從而消費較低；在收獲以后有更多的可支配收入，消費水平較高。Reardon和Matlom（1989）對布基納法索的一個實驗性研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶在收獲后的消費支出平均比收獲前要高出約13%。如果有兩個針對農(nóng)村家戶支出的調(diào)查，一個在收獲前實施，一個在收獲后實施，就不具有可比性。類似地，對同一個樣本采集時間序列數(shù)據(jù)，如果不同年份的調(diào)查分別在收獲前和收獲后實施，則會出現(xiàn)對貧困發(fā)生率的低估或高估偏差。

二、貧困線隨時間調(diào)整的問題

當我們比較同一樣本不同時點的貧困發(fā)生率時，要反映貧困發(fā)生率的動態(tài)變化，則必須對貧困線本身進行適當調(diào)整。如果調(diào)整不當，可能導致貧困發(fā)生率的誤估。貧困線調(diào)整面臨的主要問題是貧困線調(diào)整的價格指數(shù)與計算貧困線的的籃子商品價格的變化不一致。

我國的官方貧困線是將貧困線按CPI進行調(diào)整，具體實施方案是：在 1985、1990、1994、1997 年家戶調(diào)查基礎(chǔ)上按馬丁法估計出貧困線，其他各年按農(nóng)村消費價格指數(shù)來調(diào)整。但是，CPI反映的是全國代表性家戶消費組合的價格水平，而不能反映貧困家戶消費品的價格變化?？傮w代表性家戶代表的是處于中等收入水平的家戶，對貧困家戶的代表性不強。由于貧困家戶與非貧困家戶的消費集往往存在很大差別，因此用一般的CPI指數(shù)來對貧困線進行調(diào)整就極有可能夸大或者低估貧困發(fā)生率。貧困線的加權(quán)指數(shù)可能與CPI有很大的偏離。例如，如果經(jīng)濟中的食物價格有較大上升，而其他商品價格變化不大，那么貧困線的上升幅度就應(yīng)大于CPI。從經(jīng)驗直覺上看，食物價格上漲對貧困人口的影響最大，從而貧困線上升進而貧困發(fā)生率提高是合理的。如果考慮到貧困人口主要分布在農(nóng)村的話，那么當農(nóng)村市場價格上升高于城市市場價格上升時，貧困線的上漲指數(shù)就應(yīng)高于總體的CPI。Grimm and Gunther （2006）在對布基納法索的貧困估計研究中認為，主要食品占窮人支出的約50%，而在一般的CPI計算中只點到了10%，因此一旦主要食品的相對價格發(fā)生變化，將貧困線與CPI保持同等比例變化是不恰當?shù)?。他們將主要食品的價格變化作為判斷貧困線的增長幅度應(yīng)該高于還是低于CPI的一個重要標準。

即使合理地考慮到了價格調(diào)整與貧困人口消費組合相一致，也可能存在貧困發(fā)生率不可比的問題，這就是貧困線計算本身的籃子商品問題。如果以最低需求法或基本需求成本法（CBN）計算，就涉及如何確定貧困線籃子商品組合、以及如何調(diào)整變化的問題。一方面，不同地區(qū)的消費習慣差異會造成不同的籃子商品，而且籃子商品在不同地區(qū)的價格也可能存在差異，因此區(qū)域間的貧困線可能會有差異；另一方面，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，擺脫貧困不再僅僅限于吃飽穿暖，一些原先不是必需的項目也將成為必需的項目，如醫(yī)療，教育，通訊等等，而一些原先的必需項目可能逐步退出人們的消費籃子。Xiuqing， W.， L.Juan and Y.Shujie， etc （2008）對我國的兩個地區(qū)（湖北和內(nèi)蒙古）貧困線的重新估計表明，由于兩個地區(qū)的貧困人口在消費結(jié)構(gòu)以及商品價格上的差異，獲得同樣卡路里的熱量所需要的支出水平是不一樣的。他們估計，2003年湖北較高的貧困線為1183元，較低的貧困線為877元，兩者均高于官方貧困線，而內(nèi)蒙古較高貧困線為524元，較低貧困線為519元，均低于官方貧困線。

總之，在比較貧困發(fā)生率時有兩個方面的問題會導致不可比性：一個是支出計算的偏誤，另一個問題是貧困線本身不能在價格變化的過程中合理調(diào)整。如果不解決這些問題，可能帶來與貧困線設(shè)置不合理一樣的嚴重后果。一些學者利用相關(guān)的經(jīng)濟理論，對這些問題提出了一些嘗試性的解決方案。

三、貧困發(fā)生率可比性：問題識別與解決方法

（一）識別問題

當識別兩個貧困發(fā)生率是否可比時，首先要看它們在貧困線設(shè)定以及家戶調(diào)查數(shù)據(jù)的獲得方面是否存在支出計算的偏誤或貧困線調(diào)整問題，然后再做進一步地檢驗判斷。Sautter和 Klasen（2007）認為，初步識別和進一步識別的主要方法是，比較兩個時期非貨幣福利指標如健康水平、識字率、擁有衛(wèi)生廁所的情況、清潔飲用水情況、預(yù)期壽命等的變化；也可進一步按收入分組，詳細了解不同收入組的福利變化情況。如果這些指標反映出與貧困發(fā)生率預(yù)測結(jié)果較大的不一致性，則須進一步考察兩個貧困發(fā)生率的可比性；或者通過其他的（可得的）數(shù)據(jù)進行佐證，如兩個時期總體經(jīng)濟增長與收入分配狀況的變化情況。如果經(jīng)濟顯著增長且基尼系數(shù)不變或下降，則貧困發(fā)生率可能下降，再將這一結(jié)果與實際計算的結(jié)果相比較。這些非貨幣福利指標一般來說是總體數(shù)據(jù)，與貧困發(fā)生率相比，它們的變化更不敏感，所以與貧困發(fā)生率的變化并不一定是同步的，但至少可以作為一個鑒別貧困發(fā)生率計算是否存在問題的條件。Grimm和Gunther（2006）將貧困線變化與CPI變化趨勢相比較，并以主要食品價格的變化趨勢作為貧困線是否合理變化的一個初步證據(jù)。另外，他們還檢驗了不同時點上非貨幣福利指標作為貧困發(fā)生率變化是否合理的參考。

（二）調(diào)整消費支出計算方案

為了減少計算消費支出方案間的差異，首先應(yīng)盡可能地比較兩個方案中的相同部分，如相同的項目。Deaton（2002）和 Tarozzi（2003）為了解決印度在不同時點采用不同的回顧期限導致的支出估計不可比問題，采取如下估計方法：選取不同方案中回顧期限相同、并且在貧困家戶支出中占有主要地位的項目，如食品等，進而將貧困發(fā)生率寫成該支出的函數(shù)，得到一致的（可比的）貧困發(fā)生率的估計。當然，其前提是家戶在這些項目上的消費比例基本相同。對于兩個調(diào)查涵蓋地區(qū)不一致的情況，可以抽取兩個調(diào)查一致的地區(qū)數(shù)據(jù)來比較（Grimm， M and I.Gunther， 2006）。 另外，還可通過對既有數(shù)據(jù)進行回歸 （常見的是線性支出模型）得到某些消費項目在總支出中的權(quán)重，再將其權(quán)重置于一個調(diào)查中，以估計這個調(diào)查中缺失的數(shù)據(jù)。Kijima和Lanjouw（2003）用一個調(diào)查期中的回歸參數(shù)估計值 （其中解釋變量是基于30天的消費支出及其他控制變量，被解釋變量是家戶收入），以及另一個調(diào)查期中相同的和可比的支出數(shù)據(jù)（同樣地是基于30天回顧期）來預(yù)測家戶收入。當然，用這種方法的前提是，回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，而且所選擇的項目在不同時期是不變的。還可以考慮固定權(quán)重法，即選取一個合理的貧困家戶消費籃子的權(quán)重，只要再計算各個時期的合理價格，就可以計算出可比的家戶支出數(shù)據(jù)和貧困線。

（三）設(shè)定貧困線合理調(diào)整的物價指數(shù)

簡單地采用某一CPI指數(shù)對貧困線進行調(diào)整容易錯誤估計貧困發(fā)生率，進而錯誤估計價格變化對貧困人口福利的影響，因而尋找到貧困線合理調(diào)整的物價指數(shù)成為正確度量物價變化對貧困人口影響的關(guān)鍵。Son和 Kakwani（2009）認為，物價變化有兩種效應(yīng)：一種是收入效應(yīng)，即價格提高使得人們的真實收入下降，從而使得貧困發(fā)生率提高；另一種是分配效應(yīng)，價格提高會使得收入分配格局朝有利或不利于貧困人口的方向變化。合理地度量價格變化的收入效應(yīng)與分配效應(yīng)可以正確地估計貧困發(fā)生率，而單一的CPI只能度量價格的收入效應(yīng)而無法度量分配效應(yīng)。Son和 Kakwani（2009）解決這一問題的基本思路是，由于貧困人口與非貧困人口的消費習慣不一樣，不同商品在他們的收入預(yù)算中的權(quán)重不同，因此不能以平均的消費權(quán)重對物價進行加權(quán)，而應(yīng)計算出貧困人口的價格指數(shù) （Price Index for the Poor，PIP）作為價格變化的權(quán)重。該指數(shù)越高，則價格提高越不利于貧困減少。另一方面，將貧困對不同商品的價格彈性考慮進來可以計算出價格變化的分配效應(yīng)。我國也有類似的研究。比如，朱晶和王軍英（2010）認為，我國農(nóng)村貧困線的調(diào)整是基于農(nóng)村居民的CPI來調(diào)整，而農(nóng)村CPI中各商品的權(quán)重又是農(nóng)村居民總體的權(quán)重，其問題在于農(nóng)村內(nèi)部按收入分組的人口對不同商品的消費權(quán)重存在很大差別，因此這一權(quán)重不能反映價格變化對貧困人口的影響。他們以上一期被劃定的貧困人口為基準，確定他們消費商品的權(quán)重，計算出貧困人口物價指數(shù)（PIP），以取代農(nóng)村CPI對貧困線進行調(diào)整，從而得到新的貧困線估計。

（四）定義貧困發(fā)生率為某些已知變量的函數(shù)

為了解決因消費支出外延寬窄不一致而導致的貧困發(fā)生率不可比問題，Lanjouw和Lanjouw（1997，2001）將貧困發(fā)生率定義成一個消費支出的顯性函數(shù)，使貧困發(fā)生率隨著消費支出范圍的變化而變化。這里的關(guān)鍵是尋找到一個合適的貧困發(fā)生率對支出的函數(shù)。關(guān)于該函數(shù)，有兩個重要假定：第一，人們的消費行為符合恩格爾定律，即食物支出的份額隨著收入的增長而下降；第二，人們的消費習慣大致相同，即所有家戶食物支出的消費籃子大致相同。其函數(shù)構(gòu)造如下①：

總收入等于食物支出加上非食物支出，即：

Y=F+NF

把食物支出和非食物支出分別寫成收入的函數(shù)：

F=F（Y），NF=g（Y）

假定 F=F （Y）的反函數(shù)存在， 則 Y=f－1（F）=k（F），k′＞0，k″≥0，即更高的食物支出代表更高的收入水平，且收入增長的速度要高于食物支出的增長速度，這正是恩格爾定律的內(nèi)容。用z表示食物貧困線，那么貧困線Z可寫成Z=k（z）。

貧困發(fā)生率

其中，h（F）是所有人口食物支出的概率密度函數(shù)，p（I，l）是貧困指示函數(shù)，其定義是：， 當 I

那么兩個貧困發(fā)生率之間差異就可寫成：

圖1 貧困發(fā)生率圖示

由于k′＞0，即考慮到總收入對食物支出是一個單調(diào)增函數(shù)，，因此 p（Y，Z）-p（F，z）=0，即 p（Y，Z）=p（F，z）。 因此，只要我們能找到 F=F（Y）或 Y=k（F）這樣的函數(shù)，以及食物貧困線z，就可以在不同的調(diào)查中得到一致的貧困發(fā)生率，貧困發(fā)生率不會隨著消費定義的擴展而發(fā)生變化。換言之，在不同的調(diào)查方案中，當消費的定義發(fā)生較大變化時，用這種方法得出的貧困發(fā)生率是可比的，同一個貧困主體在不同的調(diào)查中會同樣地被識別為貧困人口。運用這個方法可以解決很多問題，比如，當某個調(diào)查不完整時，實施一個簡略的調(diào)查，如僅調(diào)查食物支出，就可以估計出該群體一致的貧困發(fā)生率。

Datt，Kozel和 Ravallion （2004）提出了一個貧困發(fā)生率估計模型。他們把貧困發(fā)生率定義成某些變量的函數(shù)，然后用已知的面板數(shù)據(jù)估計這些參數(shù)，得到貧困發(fā)生率與某些變量穩(wěn)健的數(shù)量關(guān)系，再通過外推預(yù)測來修正爭議較大年份的貧困發(fā)生率。大致做法是利用20個時點、15個地區(qū)的數(shù)據(jù)估計如下模型：

其中Pit是絕對貧困發(fā)生率，NFPit是第i個地區(qū)第t次調(diào)查中的人均非農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，YLD是農(nóng)業(yè)平均每畝產(chǎn)量，GOV是真實人均消費水平，INF是通貨膨脹率，ηi度量了地區(qū)效應(yīng)。利用已知的面板數(shù)據(jù)（1960～1994年）得到參數(shù)估計值，然后用這個模型外推預(yù)測1999～2000年的貧困發(fā)生率。該模型不僅解決了文中所提到的由于回顧期不一致問題，而且可以運用于修正其他支出調(diào)查方案不一致問題。因為在回歸模型中所選的這些指標受調(diào)查方案的影響相對較小，且能夠估計出貧困發(fā)生率。

（五）利用已有的實證結(jié)果修正偏誤

在支出調(diào)查中，調(diào)查方案不同導致貧困發(fā)生率之間的不可比性問題非常普遍，而再開展與前一次調(diào)查完全一樣的調(diào)查已經(jīng)不可能。在這種情況下，要比較兩個時期的貧困發(fā)生率，只有對現(xiàn)有的結(jié)果進行修正。如Reardon和 Matlom（1989）的研究表明，布基納法索貧困家戶在收獲前的消費支出比收獲后要低約13%；Deaton（2003a）認為，7天回顧期比30天回顧期所報告的消費支出約高出30%；為了解決回顧期不同的問題，Sundaram和 Suresh（2003）計算了包含兩種回顧期的既有調(diào)查產(chǎn)生消費支出差額的平均值，以解決另兩個調(diào)查中回顧期不一致的問題；Lanjouw 和 Lanjouw （2001）研究認為，在家戶調(diào)查中每增加一個消費項目會導致報告的支出增加約5%。只要在不同方案中調(diào)整這種差異，就可以消除相應(yīng)的估計偏誤。

四、對各種調(diào)整方法的評析

貧困發(fā)生率的所有調(diào)整方案都是對其失真或不可比性所做的一些補救。由于重復(fù)已經(jīng)發(fā)生的調(diào)查在技術(shù)上和成本上都不可能，所有的補救方案都只能是最大程度地努力接近真實情況，而不可能完全消除誤差的影響。有時，不合理的調(diào)整方案可能會帶來更大的偏差。我們認為，貧困線的調(diào)整是否合理以及貧困發(fā)生率是否可比，最重要的一條標準就是能否準確地識別不同時點和地區(qū)的貧困人口。貧困線和支出計算方案都是可以改變的，而不變的標準就是能否合理反映一定的生活水準下的貨幣指標，或更確切地說是能否合理反映一定的熱量或營養(yǎng)攝入量標準以下的人口。

以貧困人口的物價指數(shù)（PIP）作為貧困線的調(diào)整指數(shù)，并計算價格變化的分配效應(yīng)，以剔除價格變化對于貧困度量的影響。這種方法與單一CPI指數(shù)調(diào)整方法相比，改進了很多，但問題在于，不管是計算貧困人口的消費權(quán)重還是度量貧困對價格的彈性，其前提是貧困人口和貧困度量是可知的，因而必須有一條貧困線。就是說，在計算之前不得不選用原有的貧困線。既然認為貧困線的設(shè)定不合理，又不得不采用其標準作為分析的起點，這就是一個悖論。在實踐中，一般的作法是，以前一年貧困人口（官方確定的）的消費權(quán)重為基準，計算出貧困價格彈性以及貧困人口的消費權(quán)重來計算PIP。尋找到一個好的貧困估計初始點，并一貫地以PIP作為調(diào)整指數(shù)，這是改進這一方法的主要方向。

把貧困發(fā)生率定義成消費的函數(shù)，貧困發(fā)生率隨著支出的變化而變化，是一種操作相對簡單的方法，可以解決最常見的消費支出外延不一致的問題。但是，要用這一方法得出有效的貧困發(fā)生率有兩個重要的前提：第一是恩格爾定律成立，消費支出的比重隨著收入的增長而下降，且收入對食物支出的函數(shù)是單調(diào)增的；第二，人們的消費支出模式固定不變。在利用這一方法時，必須考慮其適用性，所考察的對象最好具有大致相同的特征，如相同的地區(qū)、相同的飲食習慣等等，時間間隔也不能太長。即使在這些條件都成立的前提下，這一方法也只能得出一致的貧困發(fā)生率，而對于貧困的其他度量指標如貧困深度并不是有效的，即這些指標會隨著消費定義的擴大而發(fā)生變化②。另外，Deaton（2001）將貧困發(fā)生率看成是主要消費品的函數(shù)，同樣解決了不同消費支出調(diào)查方案導致的差異性問題。但是，這種解決辦法嚴格地說只是理論上的，在實踐中很難發(fā)現(xiàn)家戶在食品上的支出份額是相同的，特別是考慮到地區(qū)差異，他們在支出項目上有可能存在很大差異。利用回歸的方法直接估計貧困發(fā)生率，可以全面地解決樣本調(diào)查方案差異問題，在統(tǒng)計上也較為方便，但回歸模型本身的選擇需嚴謹?shù)慕?jīng)濟學理論分析。另一方面，運用該方法還有一個重要前提就是有足夠的可比的樣本數(shù)據(jù)，不僅回歸樣本中的數(shù)據(jù)來源大致一樣，而且用于外推預(yù)測的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)也應(yīng)該是一樣的。一旦滿足了這些條件，實際上的可比性問題也解決了一大半。

利用已有的參照結(jié)果來修正可能的偏誤，往往是在其他方法都不能實施的情況下使用。使用這種方法的風險最大，而且只能近似地估計可能存在的偏誤的大小。用這一方法來糾正貧困發(fā)生率時，要注意既有的研究結(jié)論必須是來自同一樣本（如同一國家、同一地區(qū)或同一種族），并且時間上不能相距太長。

最近興起的基于資產(chǎn)的貧困發(fā)生率估計方法（Carter& Barrett， 2006;Brandolini， Magri and Smeeding，2009）不僅能夠識別出靜態(tài)的貧困人口和估計貧困發(fā)生率，而且能夠預(yù)測動態(tài)的貧困人口變化。這種方法在理論上能夠識別出暫時性貧困與長期性貧困人口，在政策實踐上受調(diào)查方案的貧困線調(diào)整因素的影響極小，能很好地解決上述貧困發(fā)生率不可比性問題。但是，該理論受制于資產(chǎn)評估方法，理論上還有不夠健全的地方，因而尚未廣泛地運用于實踐中。我們認為，為了解決貧困發(fā)生率不可比性問題，規(guī)避貧困線調(diào)整的種種麻煩，將貧困度量從一維推向多維，從以貨幣指標為主發(fā)展到貨幣與非貨幣指標來綜合評估貧困狀況，是未來的發(fā)展趨勢。

注 釋：

①Jean Olson Lanjouw and Peter Lanjouw.How to Compare Apples and Oranges:Poverty Measurement Based on Different Definitions of Consumpiton.Review of Income and Wealth， Series 47， Number 1， March 2001.

② Lanjouw，J&P.Lanjouw（1997）指出在 FGT方法計算的貧困時，當加權(quán)指數(shù)α≠1時，在不同的消費定義下并不能得到一致的貧困指數(shù)。

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[1]Appleton，S.Problems of Measuring Changes in Poverty over Time-The case of Uganda 1989-92[J].IDS Bulletin，1996，（1）.

[2]Bhalla，S.Recounting the poor:poverty in India， 1983-1999[J].Economic and Political Weekly，2003，（1）.

[3]Carter，M and C.Barrett，The Economics of Poverty Traps and Persistent Poverty:An Asset-Based Approach[J].Journal of Development Studies，2006，（2）：178-199，

[4]Deaton，A.Adjusted Indian poverty estimates for 1999-2000[J].Economic and Political Weekly，2002，（1）.

[5]Deaton，Angus and Jean Drèze.Poverty and inequality in India[J].a reexamination.Economic and Political Weekly，2002，（9）.

[6]Deaton，Angus and Valerie Kozel，Data and dogma:the great Indian poverty debate[J].New Delhi.Macmillan，2004.

[7]Datt，G.，V.Kozel，M.Ravallion.A model-based assessment of India's progress in reducing poverty in the 1990s[J].Economic and Political Weekly，2004，（1）.

[8]Grimm，M and I.Gunther， Growth and Poverty in Burkina Faso:A Reassessment of the Paradox[J].Journal of African economics， 2006，（1）.

[9]Kijima，Y and P.Lanjouw，Poverty in India during the 1990s:a regionalperspective[J].Washington，DC.World Bank Research Working Paper，2003，（10）.

[10]Lanjouw，J，P.Lanjouw.Poverty Comparisonswith Noncompatible Data[J].Policy Research Working Paper of World Bank，1997，（1）.

[11]Lanjouw，J and P.Lanjouw.How to Compare Apples and Oranges:Poverty Measurement Based on Different Definitions of Consumpiton[J].Review of Income and Wealth，2001，（3）.

[12]Ravallion，M.Poverty Lines.In The New Palgrave Dictionary of Economics[M].2nd edition，Larry Blume and Steven Durlauf （eds）London:Palgrave Macmillan， forthcoming，2008.

[13]Sundaram，K，S.Tendulkar.Poverty Has Declined in the 1990s A Resolution of Comparability Problems in NSS Consumer Expenditure Data[J].Economic and Political Weekly，2003，（4）.

[14]Sautter，H and S.Klasen.Empirical Analysis of Poverty Dynamics，With Case Studies from Sub-Saharan Africa[M].Flankfurt:Peter Land Press，2007.

[15]Son，H&N.Kakwani.Measuring the impact of price changes on poverty[J].Journal of Economic Inequal，2009，（7）.

[16]Tarozzi，A.，Calculating Comparable Statistics from Incomparable Surveys，with an Application to Poverty in India [J].Duke University，DepartmentofEconomics，processed，2003，（3）.

[17]Xiuqing，W.， L.Juan，Y.Shujie and X.Xian.How Useful Is the Chinese OfficialRuralPoverty Line in Poverty Estimates[D].Working Papers in Economics&Management China Agricultural University，2008.

[18]王榮黨.農(nóng)村貧困線的測度與優(yōu)化 [J].華東經(jīng)濟管理，2006，（3）.

[19]張全紅，張建華.中國農(nóng)村貧困變動:1981-2005—基于不同貧困線標準和指數(shù)的對比分析[J].統(tǒng)計研究，2010，（2）.

[20]張全紅.對中國農(nóng)村貧困線和貧困人口的再測算[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2010，（2）.

[21]朱晶，王軍英.物價變化、貧困度量與我國農(nóng)村貧困線調(diào)整方法研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2010，（3）.

[22]陳立中.轉(zhuǎn)型時期我國多維度貧困測算及其分解[J].經(jīng)濟評論，2008，（5）.

[23]葉初升，李慧.中國農(nóng)村經(jīng)濟親貧增長的測度與分析[J].華中農(nóng)業(yè)大學學報（社科），2011，（5）.

[24]王祖祥，張奎，孟勇.中國基尼系數(shù)的估算研究[J].經(jīng)濟評論，2009，（3）.