農村經濟結構調整的減貧效應

李石新 林伯均

（湖南科技大學，湖南 湘潭 411201）

農村經濟結構調整的減貧效應

李石新 林伯均

（湖南科技大學，湖南 湘潭 411201）

改革開放以來，中國農村在產業(yè)構成、勞動力就業(yè)、居民消費，以及收入分配等方面不斷調整結構，對農村經濟發(fā)展和貧困減少產生重大影響。影響機理分析和統(tǒng)計檢驗均表明，農村經濟結構調整無論在長期還是短期均具有明顯減貧效應：農村產業(yè)結構升級、非農就業(yè)迅速發(fā)展、農產品生產者指數上升，以及消費結構升級有力地促進農村貧困家庭增收節(jié)支，從而推動農村貧困減少；收入分配差距擴大以及農村消費品價格指數上升則削弱貧困者增收節(jié)支能力而阻礙農村貧困減少。因此，必須通過改革農村財稅分配體制、構建有序農村非農就業(yè)市場以及規(guī)范農村市場體系等措施，引導農村經濟結構進一步優(yōu)化，助推農村貧困減少，實現農村精準扶貧目標。

農村貧困；經濟結構調整；減貧效應

改革開放以來，中國農村脫貧工作成效顯著，農村貧困人口從1978年的2.6億減少到2015年的5 575萬人，貧困發(fā)生率從26.3%下降至5.7%①數據來源：國家統(tǒng)計局《中國統(tǒng)計年鑒2015》《2015年國民經濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。。與此同時，農村經濟結構伴隨著經濟發(fā)展不斷調整，產業(yè)結構、勞動力就業(yè)結構、居民消費結構不斷優(yōu)化。這種調整以市場為導向，總體上有利于農村經濟持續(xù)發(fā)展，但對影響農村貧困減少具有不確定性。反貧困始終是當前世界各國社會經濟發(fā)展的主題，也是實現社會公平發(fā)展的必經之路。因此，厘清農村經濟結構調整和農村減貧之間的關系，并制定合理減貧政策，是當前持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展農村經濟的重要課題。

一、研究綜述

目前國內外學者從不同視角探討經濟結構調整與貧困減少之間的關系。從現有文獻來看，大部分學者從經濟結構調整的某個層面分析其貧困變動效應。產業(yè)結構調整是學者研究該類問題的主要方面。Donald研究認為，產業(yè)結構調整會優(yōu)化勞動市場，增加貧困者就業(yè)收入[1]。張萃從產業(yè)構成視角探討經濟增長的減貧效應，認為第一產業(yè)和第三產業(yè)增長的減貧效應非常顯著[2]。Teal對尼日利亞勞動市場的研究表明，就業(yè)結構調整能有效增加居民收入，從而使貧困者快速脫貧[3]。顏雅英認為貧困者人均收入隨著第二和第三產業(yè)從業(yè)人員比例的上升而提高[4]?，斠览っ准岱治霰砻鳎r業(yè)發(fā)展和非農就業(yè)增長是減緩農村貧困的主要途徑[5]。市場需求決定的交易結構最終體現為物價波動，因此學者從物價視角探討交易結構調整對貧困的影響。Nzomoi認為，商品價格上漲和其他非價格因素共同決定貧困者存在食品不安全問題，導致其貧困加劇[6]。Anderson等認為，世界糧食價格波動擴散使得其實際減貧效應遠小于顯性減貧效應，從而增加世界貧困人口[7]。郭富春和姚星垣認為，農村物價波動對農村收入水平增長率的作用為負向，不利于農村貧困減少。分配結構變化對貧困的影響始終是學者研究的另一重要領域[8]。Kim的區(qū)域比較分析結果表明，收入分配差距擴大必然導致貧困者陷入更深的貧困陷阱[9]。羅楚亮的微觀住戶調查數據分析表明，當前中國農村貧困減緩的經濟增長彈性在逐步下降，分配彈性在逐步上升[10]。研究還表明消費結構變化從支出層面影響貧困狀況。Singh研究表明，不同消費模式導致貧困者消費支出存在較大差異[11]。韓秀蘭認為，不同消費結構的貧困彈性各異，中國居民家庭大部分消費構成具有一定益貧性，家庭自產食品消費具有最高益貧指數[12]。

除個別層面分析外，部分學者研究經濟結構調整與居民收入間關系，從而間接反映其對貧困狀況的影響。Weiyong YANG認為，經濟結構調整使得農村居民收入水平和收入穩(wěn)定性得到有效提升[13]。Arndt等對莫桑比克和越南進行結構路徑分析，結果表明合理的經濟結構有助于農民收入增長[14]。王翠翠和龔新蜀分析表明農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化有利于農民收入水平提高[15]。朱偉民以河南為例的時間序列分析發(fā)現，對農民收入增長更直接的影響因素是農業(yè)內部結構調整[16]。

就現有文獻來看，少數學者探討經濟結構調整與貧困減少的關系，為本文研究提供重要參考依據。Malema分析博茨瓦納經濟結構轉型與貧困的關系，認為該國未能脫離單一礦業(yè)的經濟轉型是失敗的，使得產業(yè)結構具有資本密集性質，從而使貧困發(fā)生率居高不下[17]。Hussain研究表明，巴勒斯坦的軍事政權制度導致其經濟結構惡化，貧困發(fā)生率居高不下[18]。張鳳華和葉初升的省際時間序列面板數據分析表明，三次產業(yè)發(fā)展對農村貧困的影響產生一定程度逆轉，減貧效應最大的產業(yè)由第一產業(yè)變成第二產業(yè)[19]。單德朋運用動態(tài)面板實證檢驗顯示，經濟增長的部門結構和勞動力密集程度對貧困減緩產生顯著影響[20]。

綜上所述，目前學者從不同視角研究經濟結構調整的減貧效應，取得豐碩研究成果。但迄今為止，很少有學者系統(tǒng)研究農村經濟結構調整的減貧效應，而這種整體效應對明晰農村減貧途徑并制訂有效扶貧政策至關重要。因此，本文在減貧視角下，厘清農村經濟結構調整基礎上，對其減貧效應從整體上開展機理分析和實證檢驗，既有利于拓展農村貧困研究領域，也為制訂精準扶貧政策提供理論參考。

二、農村經濟結構調整過程

經濟結構是指國民經濟各組成部分及其比例關系，是一個多層次、多因素的復合系統(tǒng)，可從社會生產關系、社會再生產環(huán)節(jié)等方面考查。經濟結構調整是指國民經濟各組成部分隨著資源要素流動不斷調整結構的過程。從全面視角考查農村經濟結構調整減貧效應是一項浩瀚而復雜的工程，本文將研究視角界定為社會再生產環(huán)節(jié)視角下經濟結構調整，具體包括產業(yè)結構、就業(yè)結構、交換結構、分配結構和消費結構等方面。

（一）農村產業(yè)結構調整過程

改革開放以來，農村產業(yè)結構不斷調整。20世紀80年代中期以前，以糧食種植為主體的傳統(tǒng)農業(yè)占據主體地位。此后，農村工商業(yè)迅速發(fā)展，農業(yè)內部結構也在不斷調整。農村產業(yè)結構調整過程見表1和表2。

由表1可知，20世紀80年代中期以后，農業(yè)產值占比呈現逐步下降趨勢，從1985年的82.4%下降至2015年的34.6%。農村第二三次產業(yè)在20世紀80年中期后呈明顯上升趨勢：工業(yè)產值從1985年的8.2%上升至2015年的45.4%，第三產業(yè)則從1985年的9.4%上升至2015年的19.8%。

由表2可知農業(yè)內部產業(yè)結構調整的變化趨勢。以種植業(yè)為主的傳統(tǒng)農業(yè)占比呈下降趨勢，從1978年的80%下降至2014年的51.3%。林業(yè)占比較小且相對穩(wěn)定，變化幅度穩(wěn)定在3.4%至5.2%之間。牧業(yè)變化趨勢是先上升再略有下降，從1978年的15%上升至2005年的33.7%，然后下降至2014年30.5%。漁業(yè)比重較小，但呈明顯上升趨勢，占比從1978年1.6%上升至2014年的14.9%。

（二）農村就業(yè)結構調整過程

改革以開放以來，農村產業(yè)結構調整帶動農村就業(yè)結構調整，使得農村勞動力從傳統(tǒng)農業(yè)向農村工商業(yè)轉移，從傳統(tǒng)種植業(yè)向多元化和現代化農業(yè)轉移。此外，20世紀90年代特別是新世紀以來，城鄉(xiāng)差距逐步拉大吸引了大量農村勞動力進城務工，使得跨地區(qū)非農就業(yè)迅速增長。表3數據顯示，農村本地就業(yè)人口比例相應地從2000年的86.1%下降至2014年的62.7%；外出工商就業(yè)人口比例相應地由13.9%上升至37.3%。

表1 農村三次產業(yè)結構變化 （單位：產值為億元；占比為%）

表2 農林牧漁產業(yè)結構調整 （單位：產值為億元；占比為%）

（三）農村分配結構調整過程

農村分配結構反映農村不同群體在國民收入中分配的份額。同時，考慮我國經濟的二元性需將城鄉(xiāng)收入差距納入考查范圍。表4為其變化情況。表中數據顯示，新世紀以來，收入分配差距經歷了先拉大后略有縮小的過程：農村與城鎮(zhèn)居民收入比從2000年的0.359下降至2007年的0.300，再逐步上升至2014年0.337；農村基尼系數從2000年0.338上升到2007年的0.380再降至2014年的0.341。

（四）農村交換結構的調整過程

交換結構主要包括商品流轉結構、價格結構和進出口結構，在此主要考查商品交易價格結構。如表5所示。數據顯示，農村居民消費品價格指數變動率在-6.8%至3.9%之間，農產品生產者價格指數變動幅度在-0.04%至18.5%之間，除個別年份外，兩者變化趨勢基本相同，且前者大于后者。

（五）農村消費結構調整過程

根據國家統(tǒng)計局分類，表6為農村消費結構調整情況。食品消費需求從1985年的57.8%下降到2014年的33.6%。交通通信在農村居民消費中增長最快，占比從1985年的1.8%增長至2014年的12.1%。

表7為農村食品消費結構調整情況。糧食和蔬菜消費大量降低，糧食消費從1978年的人均247.8千克下降至2014年的167.6千克，蔬菜消費量從1978年的141.5千克下降至2014年的88.9千克。肉禽蛋消費量則顯著增長，1978年至2014年間，肉禽產品消費量增長近5倍，蛋類品消費增長8倍。

表3 2000—2014年農村就業(yè)結構變化

表4 2000—2014年農村分配結構調整趨勢

表5 2000—2014年農村商品價格指數

表6 農村居民人均消費支出比例變化情況

表7 農村居民食品消費結構調整 （單位：千克）

三、農村經濟結構調整的減貧機理

農村經濟結構調整反映了以市場需求為導向的資源流動，而資源流動必然導致不同群體經濟利益變化。農村貧困者作為弱勢群體，經濟利益會受到經濟結構調整影響。

（一）農村產業(yè)結構調整的減貧機理

農村產業(yè)結構調整有效增加農村貧困者家庭收入，具有正向減貧效應[1]。一方面農村工商業(yè)發(fā)展吸收大量農村勞動力，為貧困者提供就業(yè)機會，增加貧困者工資收入；另一方面，農村工商業(yè)發(fā)展帶動個體工商業(yè)繁榮，當貧困者從事個體經營時，家庭經營收入增加。調查數據顯示，在50個貧困樣本家庭中②50個貧困家庭樣本以1990年的家庭收入不超過國家貧困線為標準。，共有23個勞動者近年來長期在本地從事工商業(yè)務工或經營，家庭人均年收入從2000年務工前的574元增長到2014年的2 765元。

農產品需求多樣化推動了農業(yè)由傳統(tǒng)糧食種植向專業(yè)化經營轉型，為農村貧困家庭增加農業(yè)經營收入提供可能。50個貧困樣本家庭中，共13個家庭從事農業(yè)專業(yè)化生產，家庭人均年收入從2000年的純農業(yè)收入498元增加到2014年的2156元。

（二）農村就業(yè)結構調整的減貧機理

已有研究表明，與產業(yè)結構調整相關的農村就業(yè)結構調整為農村貧困家庭增加收入提供了有效渠道[4]。一方面大部分外出務工的貧困農民通過外出務工增加家庭工資收入。調查數據顯示，貧困家庭樣本中外出務工人數從2000年的23人增加到2014年的46人，貧困者家庭人均年收入從2000年634元增長到2014年1 694元。另一方面，部分農村貧困者在外出務工過程中不斷積累技術和資金，開展工商自營，增加家庭經營收入。50個貧困樣本家庭中在外地經營工商業(yè)的人數從2000年的1人增加到2014年的4人，4個家庭的人均年收入從2000年634元增長到2014年7 694元。

（三）農村分配結構調整的減貧機理

反映分配結構變化的收入分配差距擴大弱化了農村減貧強度。首先，收入差距擴大使得農村貧困者在社會分配格局中話語權弱化，從而堵塞經濟增長對貧困者的涓滴效應渠道；其次，收入差距擴大導致資源配置的馬太效應，貧困者缺乏足夠資源提升家庭收入；再次，收入差距擴大削弱了農村貧困者的社會資本水平，政治話語權弱化，社會聯(lián)系被割斷。調查數據顯示，2000—2014年間，20個貧困樣本家庭的人均收入僅增長1.8倍，而20個富裕樣本家庭的人均收入則增長5.6倍③該調查數據以2000—2014年始終處于貧困或富裕狀態(tài)為標準。。以此計算，其間農村相對貧困程度上升12.3%④以貧困者收入均值偏離總體均值的離差率作為指標。。

（四）農村交換結構調整的減貧機理

以價格結構為主體的交易結構調整決定貧困者家庭收支風險，對農村減貧困具有正向或負向效應[8]。一方面農產品銷售是貧困者收入的主要來源，當價格穩(wěn)定時，貧困者生產投入風險較小，可實現家庭收入穩(wěn)定增長。反之，價格不穩(wěn)定時，貧困者生產投入風險增大，家庭收入面臨較大沖擊：價格上漲使貧困者無法及時增加要素投入，從而錯過增加收入機會；價格下跌則使貧困者陷入更加貧困的境況。另一方面，消費支出是貧困者支出主要渠道，當價格穩(wěn)定時，貧困者支出風險較小，能有效避免支出波動導致的貧困惡化。反之，當價格波動較大時，貧困者消費支出面臨較大風險：由于貧困者恩格爾系數偏大，消費品彈性較小，因此當消費品價格普遍下降時，貧困者消費支出下降幅度普遍低于其他群體消費支出下降幅度，從而不利于相對貧困的減少；當消費品價格普遍上漲，貧困者缺乏足夠財產應對沖擊，將會陷入更深的消費貧困之中[21]。

由表5可知，2003年以來農產品生產者價格指數高于農村消費者價格指數，其間農村交易結構調整總體上有利于農村貧困者增收節(jié)支。2000年至2014年間，50個貧困樣本家庭消費支出增長2.1倍，農產品銷售收入增長3.8倍。

（五）農村消費結構調整的減貧機理

韓秀蘭從消費視角研究消費結構變動形成的直接減貧效應，認為改革開放以來農村食品消費和居住消費的迅速增長極大推動了消費貧困的減少[12]。從收入視角來看，消費結構變動還會帶來支出節(jié)儉形成的間接減貧效應。當農村整體消費結構升級時，農村消費向肉禽蛋奶制品及交通通信等方向轉移，使糧食、蔬菜等基本食品需求下降，在供給基本保持不變情況下，該類消費品價格下降，使得以糧食、蔬菜等為主要消費品的貧困者消費支出下降，從而間接提高家庭收入水平。

2000—2014年間，農村消費品價格指數增長1.6倍，而糧食、蔬菜等基本食品價格僅增長0.7倍。這種變化使得50個貧困樣本家庭節(jié)約的消費支出從2000年的人均287.5元增長至2014年的人均616.4元。

四、農村經濟結構調整減貧杠桿效應的統(tǒng)計檢驗

綜上所述，農村經濟結構調整對農村貧困家庭收支產生重要影響，具有正向或負向減貧效應。運用相關數據檢驗該結論。

（一）變量選取和數據來源

本文選定農村貧困發(fā)生率（H）作為因變量，具體數據采用林伯強的研究方法計算[22]。由于我國公布的貧困線在2008和2010年調整較大，為消除影響，對貧困發(fā)生率平滑處理，使該指標歸口于2010年標準貧困發(fā)生率。

選定農村產業(yè)結構、農村就業(yè)結構、農村分配結構、農村交換結構、農村消費結構5個自變量指標。（1）農村產業(yè)結構指標。通過比較各類反映產業(yè)結構調整的指標，采用相對合理的Moore指標⑤Moore指標運用空間定向測量法，將產業(yè)區(qū)分為n個部門，由此構成一組n維向量，以基期和報告期兩組向量間的夾角作為表征產業(yè)結構變化程度指標。計算公式：式中Wi,t-1和Wi,t分別表示第t-1期和第t期第i產業(yè)占比。，并運用各年度《中國統(tǒng)計年鑒》和《農村統(tǒng)計年鑒》相關數據計算各期指標值，以Mt表示[23]。（2）農村就業(yè)結構指標。為避免指標變量重復，將考查指標限定為外出工商就業(yè)占農村總就業(yè)人口比值，以EPt表示，具體數據見表3。（3）農村分配結構指標。為同向反映該指標（以Dt表示）的影響，將其界定為：農村基尼系數，具體數據見表4。（4）農村交換結構指標。為反映收支結余度，將該指標（Pt）界定為：Pt=（農產品價格指數-農村消費價格指數）/農產品價格指數，數據來源于國家統(tǒng)計局（部分數據見表5）。（5）農村消費結構指標。采用第t期農村恩格爾系數（以EGt表示）可宏觀把握其變化趨勢，具體數據來源于各年度《中國統(tǒng)計年鑒》。

據此，如將噪音項界定為ε，則可將因變量和解釋變量之間的關系設定為：

Ht=f（Mt，EPt，Dt，Pt，EGt，ε）（1）

（二）平穩(wěn)性檢驗

將時間序列數據轉化為自然對數不改變原數據協(xié)整關系，并使其趨勢線性化，消除異方差現象。因此可將（1）式轉換為下列形式：

由于各變量的時間序列數據可能非平穩(wěn)，必須對轉換后的數據進行ADF單位根檢驗。檢驗結果見表8，所有變量在1%、5%和10%顯著水平下均未能通過ADF檢驗，表明其時間序列均非平穩(wěn)。對其一階差分后ADF檢驗，在5%顯著水平下通過檢驗，表明在不低于5%的顯著水平下，各數據對數的一階差分平穩(wěn)，即數據序列具有一階單整性，變量之間可能存在協(xié)整關系。

表8 農村經濟結構與農村貧困變化回歸模型變量的ADF單位根檢驗

（三）協(xié)整檢驗

上述ADF單位根檢驗表明，各變量之間可能存在協(xié)整關系，采用Engle-Granger兩步檢驗法對其協(xié)整性檢驗。

首先，以5%顯著性水平為標準，對公式（2）OLS回歸，結果如下：

ln Ht=18.478-0.814ln Mt-3.242ln EPt+3.314ln Dt-

2.214 ln Pt-4.2451ln EGt

t=（5.632）（-3.215）（-2.852）（+5.328）（-6.327）（-3.029）

其中，R2=0.822，F=9.327（3.58） DW=1.845

檢驗結果顯示，R2=0.822，說明模型對數據的擬合度達到R2=0.822的合理邊界。F=9.327，大于臨界值F0.025（6，8）=3.58，表明自變量在總體上可對因變量有效解釋。DW值在序列無關范圍1.79～2.21之內，表明各自變量無自相關性。 ||ti＞t0.025（8）=2.306，說明解釋變量誤差處在合理界限范圍，在95%水平下通過顯著性檢驗。檢驗結果表明：農村分配結構調整變量系數為正，表明收入差距擴大會增加農村貧困，不利于農村減貧；其他各類經濟結構指標系數為負，表明其調整可促進農村貧困減少。

其次是檢驗殘差序列平穩(wěn)性。設et是偏離長期均衡關系的離差值，則根據該模型計算殘差。采用AEG方法檢驗et序列。

由表9可知，殘差序列et的ADF統(tǒng)計值小于10%和5%的顯著水平下的臨界值，說明殘差序列et在95%的水平下平穩(wěn)。

上述檢驗表明，公式（2）中自變量和因變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

表9 殘差ADF單位根檢驗結果

（四）誤差修正

上述EG協(xié)整檢驗反映變量之間的長期均衡關系，但由于某些因素干擾，短期內變量值可能偏離長期趨勢，必須修正誤差。通過整理可得到標準格式的誤差修正模型，運用Eviews6.0軟件OLS回歸，結果如下：

檢驗結果顯示，R2=0.8184，說明模型對數據的整體擬合度處于合理區(qū)間。F值為11.207，大于臨界值F0.025（7，9）=3.29，表明自變量對因變量具有較強解釋力。DW值在序列無關范圍1.79～2.21內，表明各自變量無自相關。||ti＞t0.025（9）=2.262，說明解釋變量在95%水平下通過顯著性檢驗。誤差項ecm-1估計的系數-1.262體現了模型對偏離的修正力度。檢驗結果表明，盡管短期內各變量系數發(fā)生變化，影響力度有所改變，但總體上各自變量和因變量之間的相關性方向不變。

五、結語

通過上述研究，得到以下結論：（1）20世紀以來，農村經濟結構不斷調整：農村產業(yè)由傳統(tǒng)農業(yè)向第二三產業(yè)轉移；勞動力就業(yè)向多元化和非農就業(yè)轉移；農村分配結構呈收入分配差距不斷擴大趨勢；交換結構調整主要體現在農產品生產價格指數和農村消費品價格指數的經常性波動上；農村居民消費結構調整不僅表現為食品消費占比下降，也表現為食品構成不斷升級；（2）機理分析表明，農村產業(yè)結構、農產品價格、就業(yè)結構調整從收入上推動農村減貧，消費結構調整從節(jié)約家庭支出方面推動農村減貧，而收入分配擴大和居民消費品指數提升則因相對減少庭收入和增加支出而阻礙農村減貧；（3）統(tǒng)計檢驗表明，無論長期還是短期，農村經濟結構調整會對農村貧困產生重大影響：農村產業(yè)多元化、非農就業(yè)增長、農產品價格上升、消費結構升級正向推動農村減貧，而收入分配差距擴大和消費指數上升則阻礙農村減貧。

綜上所述，農村經濟結構調整從不同層面和方向影響農村貧困，因此必須采取有效措施優(yōu)化農村經濟調整，以有效推動農村貧困減少進程。第一，必須進一步優(yōu)化農村產業(yè)結構，加快農村多元化和第三產業(yè)發(fā)展，提升貧困者增收能力；第二，通過勞動技能培訓和勞務輸出對接構建規(guī)范的農村非農就業(yè)市場，增加貧困者家庭非農就業(yè)收入；第三，通過稅收政策調整、財政補貼優(yōu)化、農村社保完善和精準扶貧政策實施等，縮小收入分配差距；第四，規(guī)范農村市場購銷渠道，制定農村市場合理交易規(guī)則，構建城鄉(xiāng)協(xié)同發(fā)展的農村市場體系，為農村貧困者通過農產品銷售增加家庭收入提供穩(wěn)定的市場環(huán)境；第五，合理引導農村貧困者消費觀念，使其在家庭收入狀況允許范圍內、確保營養(yǎng)供應充分的條件下規(guī)劃家庭消費。

［1］ Tomaskovic-Devey,Donald.Labor Markets,Industrial Structure,and Poverty:A Theoretical Discussion and Empirical Example[J].Rural Sociology,1987(4).

［2］ 張萃.中國經濟增長與貧困減少——基于產業(yè)構成視角的分析[J].數量經濟技術經濟研究,2011(5).

［3］ Francis Teal.Employment Creation,Poverty and the Structure of the Job Market in Nigeria[R].Oxford:University of Oxford,2012.

［4］ 顏雅英.福建省農村勞動力就業(yè)與農民收入關系的實證研究[J].青海師范大學學報（哲學社會科學版）,2012(5).

［5］ 瑪依拉·米吉提.經濟增長對貧困變化的影響及影響途經分析——以新疆農村為例[J].經濟問題,2012(7).

［6］ Joseph N.Nzomoi.Agricultural Commodity Price Fluctuation,Poverty and Food Insecurity in Kenya[R].Clermont-Ferrand:University Auvergne,2008.

［7］ Kym Anderson,Maros Ivanic,Will Martin Price Spikes,Food Price Insulation and Poverty[R].Cambridge:NBER Working Paper,2013.

［8］ 郭福春,姚星垣.經濟結構調整、物價水平波動與農民增收——東部沿海省份面板數據的實證分析[J].浙江社會科學,2010(7).

［9］ Kim K S.Income Distribution and Poverty:An Interregional Comparison[J].World Development,1997(11).

［10］羅楚亮.經濟增長、收入差距與農村貧困[J].經濟研究,2012(2).

［11］ Singh S,Sharma V K,Kingra H S,et al.Income Level,Expenditure and Poverty among Punjab Farmers[J].Journal of Agricultural Development&Policy,2013(6).

［12］韓秀蘭.基于消費結構的居民家庭福利益貧性改善研究[J].統(tǒng)計與決策,2015(22).

［13］ Weiyong YANG.Economic Structural Changes and Rural Income:Evidence from Chinese Provinces during the Reform Period[J].China Economic Review,2009(20).

［14］ C.Arndt,A.Garcia,F.Tarp,et al.Poverty Reduction and Economic Structure:Comparative Path Analysis for Mozambique and Vietnam[J].Review of Incomeand Wealth,2012(4).

［15］王翠翠,龔新蜀.新疆農業(yè)經濟結構與農民收入關系的實證分析[J].市場論壇,2011(6).

［16］朱偉民.農業(yè)經濟結構調整與農民收入增長研究[J].經濟經緯,2004(6).

［17］ Brothers W.Malema.Botswana’s Formal Economic Structure as a Possible Source of Poverty:Are there Any Policies out of This Economic Impasse?[J].Botswana Journal of African Studies,2012(1).

［18］ Akmal Hussain.Institutions,Economic Structure and Poverty[J].The South Asia Economic Journal,2004(6).

［19］張鳳華,葉初升.經濟增長、產業(yè)結構與農村減貧——基于省際面板數據的實證分析[J].當代財經,2011(12).

［20］單德朋.產業(yè)結構、勞動密集度與西部地區(qū)貧困減緩——基于動態(tài)面板系統(tǒng)廣義距方法的分析[J].中南財經政法大學學報,2012(6).

［21］攸頻,田菁.貧困減少與經濟增長和收入不平等的關系研究——基于時序數據[J].管理科學,2009(4).

［22］林伯強.中國的經濟增長、貧困減少與政策選擇[J].經濟研究,2003(12).

F321

A

1672-3805(2017)04-0070-09

2017-06-02

國家社會科學基金項目“中國經濟發(fā)展的農村減貧效應評價及扶貧戰(zhàn)略轉型研究”（12BJY094）

李石新（1970-），男，湖南科技大學商學院教授，博士，研究方向為農村貧困問題。