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作者王中华，中国人民大学财政金融学院博士研究生，岳希明系中国人民大学财政金融学院教授、博士生导师，本文刊于《中国工业经济》2021年第9期，原标题为《收入增长、收入差距与农村减贫》，本文为原文节选。
一、引言
贫困是人类社会发展中长期存在的困扰，如何切实减缓贫困以至消除贫困是各国政府的重大关切和政策着力点。尽管对贫困的内涵尚未达成统一界定，但就结果而言，贫困意味着个人或家庭处于不能维持一定生活需要或未达到一定生活水平的生存状态（李实，1999；叶普万，2005）。因此，减贫对于改善民生、让改革发展成果更多更公平惠及全体人民具有重大意义。
改革开放以来，由于中国经济社会迅速发展，以及政府实施一系列减贫举措，中国减贫事业取得巨大成就。据世界银行统计，按照每人每天1美元的国际贫困标准，1981—2015年，中国贫困人口累计减少约7.28亿人，而同期世界其他地区脱贫人口仅1.52亿人。根据国家统计局《中国农村贫困监测报告》数据，按照每人每年2300元（按2010年不变价格）的现行农村贫困标准测算，1978年中国农村贫困人口有77039万人，贫困发生率达97.5%，2020年中国农村贫困人口全部脱贫，历史性地解决了绝对贫困问题。分城乡看，中国贫困问题主要发生和存在于农村地区（李实和古斯塔夫森，1996；万广华和张茵，2006；汪晨等，2020）。因此，本文聚焦中国农村贫困问题，比照和拓展现有研究，考察1988—2018年农村贫困状况演变及其影响因素。
大量研究表明，经济增长是减贫的主要决定因素（Roemer and Gugerty，1997）。经济增长的过程包含平均收入水平和收入分配状况两方面基本因素的变化。在一定的贫困标准下，若收入差距保持不变，经济中所有人的平均收入增加，则必然带来贫困人口数量减少和贫困发生率下降。但由于经济增长方式不同，平均收入水平的提升可能伴随着收入差距的缩小、不变抑或扩大。若收入差距扩大，低收入人群从经济增长中获益相对较少甚至福利受损，导致经济增长对减贫的正向驱动作用减弱甚至会使贫困增加；反之，若收入差距缩小，低收入人群相对获益更多，则经济增长对减贫的正向作用会更为显著。因此，减贫的理论分析和实践都应充分关注平均收入水平和收入差距的变化。改革开放40余年来，中国城乡居民收入持续快速增长。国家统计局数据显示，农村居民人均可支配收入由1978年的133.6元增加到2019年的16020.7元。但与此同时，中国居民收入差距长期居高不下。根据《中国住户调查年鉴》（2020）数据，2003—2019年，全国居民人均可支配收入基尼系数始终在0.46以上，2008年达到最高点0.491后有所下降，但2015年之后又呈增加态势，2019年仍达0.465。相关研究表明，中国收入差距的扩大主要源于城乡内部特别是农村内部收入差距的扩大（Piketty et al.，2019）。本文的研究有助于厘清和说明改革开放以来中国农村收入增长和收入差距对农村减贫的影响。
与本文密切相关的研究主要包括以下两个方面：
（1）经济增长对贫困的影响。经济增长是许多国家致力实现的首要目标之一，但关于经济增长对减贫的作用方向和影响程度如何，学术界仍存有很大争议。20世纪末成为主流发展理念的涓滴理论（Trickle-down Theory）认为，经济增长过程中，优先发展起来的群体或地区所积累的财富会通过消费、就业、资本借贷等多种途径“滴漏”到贫困人口或地区，即经济增长可以自动惠及所有群体，贫困人口也能从中获益（Fields,1984；Aghion and Bolton，1997；Bhalla，2002）。但经济增长并不总是会减少贫困（Ravallion，2001；Bourguignon，2004；Perry，2006）。多国的发展经验显示，经济快速增长的同时，经常伴随着贫富差距的拉大，许多地区的减贫进展令人失望（World Bank，2000）。部分学者提出，要更为关注经济增长中贫困人口的受益程度，经济增长方式应是益贫式增长（Pro-poor Growth），但对益贫式增长的定义和度量方式尚未形成共识（Kakwani and Pernia，2000；Ravallion and Chen，2003；White and Anderson，2001；Klasen，2008）。
（2）收入增长和收入差距对农村贫困变动的影响。许多研究实证考察了改革开放以来中国收入增长和收入差距变化对农村贫困变动的影响。其中，一支文献使用宏观加总或分组数据，如Chen and Wang（2001）、林伯强（2003）、胡兵等（2007）、陈立中（2009）、沈扬扬（2012a）、王雨林和黄祖辉（2005）等。另一支文献则基于微观家计调查数据，无须事先设定洛伦兹曲线和收入分布的函数形式（魏众和别雍·古斯塔夫森，1998；夏庆杰等，2010；沈扬扬，2012b；罗楚亮，2012；Luo et al.，2020；陈飞和卢建词，2014；罗良清和平卫英，2020；江克忠和刘生龙，2017）。总体看，大部分研究所得的基本结论是一致的，即农村贫困的大幅减缓主要源于收入的快速增长，收入差距扩大抑制了部分减贫效果。
综上，尽管已有较多文献研究了经济增长对中国贫困变动的影响，但仍然存在一些被忽视了的问题。既有研究对于“收入增长是中国农村减贫的主要推动力量”基本达成共识，但长期中增长因素是否能够始终有力地推动减贫，尚未得到回答。此外，中国农村减贫历程中政府发挥着不可忽视的作用，然而鲜有研究在此框架下深入探讨政府转移净收入对农村贫困的影响。
与以往研究相比，本文可能的边际贡献在于：（1）使用1988—2018年中国家庭收入调查（CHIP）农村住户数据，时间跨度长于以往文献，从而得以对农村贫困状况演变及经济增长对农村贫困的影响进行系统的实证分析；（2）细分收入来源，将政府转移净收入从转移净收入中区分出来，考察政府转移净收入对农村减贫的效应，并初步估计了政府转移净收入的减贫效率。本文的实证结果显示，收入增长驱动中国农村贫困大幅减缓，但是增长因素对减贫的贡献在不断减弱。政府转移净收入规模的增长使其对农村减贫贡献增加，随着贫困深度的增加，政府转移净收入的减贫作用在增强。本文研究有助于提供改革开放以来中国的减贫经验，具有较强的政策含义。
二、研究方法
本文使用Foster et al.（1984）提出的FGT指数衡量贫困状况，该指标是度量贫困的通用指标。对这一贫困衡量指数，由三个因素来确定：收入分布的均值（平均收入）、以洛伦兹曲线表示的收入差距以及贫困线。为区分平均收入水平和收入差距二者各自对贫困变动的影响，定义“增长效应”为假定以洛伦兹曲线衡量的收入差距不发生改变时平均收入水平增长对贫困变动的影响，定义“分配效应”为收入水平不变时洛伦兹曲线改变对贫困变动的影响。
为进一步从贫困的总体变动中分解出增长效应和分配效应，参照Datt and Ravallion（1992）的做法。需要注意的是，这一分解方法具有“路径依赖性”，即由分解结果得到的增长效应和分配效应会因所选取的参照期的不同而不同。按照Shorrocks（2013）基于合作博弈理论中的Shapley值（Shapley，1953）推导的分解方法，可得到表示贫困变动的增长效应和分配效应两项。
就贫困的增长半弹性和分配半弹性，本文基于一定时点的收入分布特征模拟贫困变化，来研究经济增长过程中的增长因素和分配因素对贫困的边际影响（Araar，2012）。具体来说，本文使用贫困的增长半弹性（Semi-elasticity of Poverty with Respect to Growth）和贫困的分配半弹性（Semielasticity of Poverty with Respect to Inequality or Distributional Change），分别计算增长因素和分配因素变动所引起的贫困指数的绝对变动程度，以估计其对贫困的边际影响。
为考察不同收入来源对贫困的影响，Duclos and Araar（2006）依据Shapley分解原则对贫困指标按收入来源进行分解。本文同样应用此种方法。
就经济增长方式的益贫程度，本文基于相关文献计算三种益贫式增长指数（Pro-poor Growth Index），以衡量现有经济增长方式的益贫程度。第一种依据Kakwani and Pernia（2000）的研究，按照益贫式增长指数的定义进行衡量。第二种依据Ravallion and Chen（2003）的研究，选用Watts指数作为贫困的衡量标准，推导出贫困人口收入的平均增长率。第三种依据Kakwani and Son（2008）的研究，综合益贫式增长的不同定义，提出改进后的益贫式增长指数，称为减贫等值增长率（Poverty Equivalent Growth Rate，PEGR），即Kakwani&Pernia指数与社会平均收入增长率的乘积。
三、数据说明与统计性描述
1. 数据说明
本文使用中国家庭收入调查（CHIP）1988年、1995年、2002年、2007年、2013年、2018年六次农村住户数据。各年份农村调查样本均基于国家统计局常规住户调查的样本户，使用一定的抽样方法随机抽选出来。
本文主要使用历次调查的农村住户收入相关数据，收入定义与国家统计局关于住户收入的定义相同。本文将农村住户可支配收入按收入来源划分为工资性收入、经营净收入、财产净收入和转移净收入，并将转移净收入进一步区分为政府转移净收入和非政府转移收入。
2. 描述性统计
表1给出了各样本年份农村居民可支配收入及分项收入的均值信息
表1 1998—2018年农村居民可支配收入及分项收入均值
单位：元
图1进一步反映了按收入来源划分的农村居民可支配收入的构成及其变化情况。
图1 农村居民可支配收入构成情况
为观察各样本年份可支配收入及分项收入的分布情况，这里使用集中率（Concentration Index）（Kakwani，1984）进行测算。根据1988—2018年各样本年份农村居民收入集中率测算结果（如图2所示），工资性收入的集中率下降趋势明显，表明较低收入人口获得的工资性收入比较高收入人口增长得更快。经营净收入的集中率呈波动上升趋势，不过上升幅度较小，意味着经营净收入的分布更加集中于较高收入人群。1988—2018年财产净收入的集中率始终高于同年可支配收入基尼系数，说明财产收入相对集中于高收入人群。政府转移净收入的集中率始终小于基尼系数，不过仍然较高，表明政府转移净收入相对集中于低收入人群，但对低收入人口的倾斜程度不够。
图2 农村居民可支配收入基尼系数及各分项收入集中率
四、实证结果与分析
1. 农村收入水平和分配状况
如前所述，经济增长过程可被视作包含收入增长和收入差距两方面的变化，相应地，为刻画经济增长状况，可使用收入增长和收入差距两方面指标予以度量。表2刻画了1988—2018年农村经济增长状况，以人均实际可支配收入及其年均增长率衡量收入增长情况，以基尼系数、变异指数、泰尔指数和平均对数离差四个指标作为收入差距的测度。
表2 1988—2018年农村经济增长状况
就1988—2018年农村收入差距而言，四个不平等指数的变化趋势一致，1988—2013年，农村居民收入差距总体看不断扩大（这里需要注意的是，由于数据原因，1995年的不平等指数值偏高），2013—2018年，不平等指数有所下降。以最常用的基尼系数为例，1988年农村居民可支配收入基尼系数为0.333，2013年上升至0.395，2018年下降到0.383。
2. 农村贫困状况
为衡量农村贫困状况及其变化，本文使用FGT指数作为贫困衡量指标，如前所述，FGT指数通常包括贫困发生率、贫困距和贫困距平方三个指标，1988—2018年中国农村各贫困指标的计算结果如表3所示。可以得知，1988—2018年中国农村贫困大幅减缓。依照四个贫困标准，中国农村贫困发生率不断下降。这表明，这一时期农村深度贫困人口的贫困状况得到了很大缓解。不过，当以较低的1978年贫困标准和2008年贫困标准衡量时，贫困距平方在2013—2018年略有增加；1978年贫困标准下，2013—2018年贫困距也略有上升。这可能意味着最低收入人口在这一时期减贫的效果并不明显。
另外，表中结果显示，在各个贫困标准及各个贫困指标下，1995—2002年，农村减贫最为明显，这与“八七扶贫攻坚计划”的颁布实施直接相关。1994年国务院印发《国家八七扶贫攻坚计划》（国发[1994]30号），提出到2000年基本解决全国农村8000万人口的温饱问题。“八七扶贫攻坚计划”将贫困县数量调整为592个，在此基础上，政府设置财政专项扶贫资金，大幅增加以工代赈资金、扶贫贴息贷款等资金投入，制定一系列扶持和优惠政策，同时继续坚持前期扶贫工作中形成的开发式扶贫方针，鼓励开发利用当地资源，促进解决温饱和脱贫致富。实施“八七扶贫攻坚计划”后，国定贫困县的贫困人口数量大幅减少，农村贫困现象明显缓解。从表3中另外可以得到的结论是，随着减贫进程的推进，减贫速度在放缓，减贫难度不断加大。
需要说明的是，虽然相较于贫困发生率，贫困距和贫困距平方两个指标考虑了贫困人口的内部分布，能更好地反映贫困深度或贫困严重程度，不过由于本文采用了四个不同的贫困标准，事实上恰好描述了不同贫困深度人口的贫困状况。下文仅报告以贫困发生率作为贫困衡量指标的实证结果。并且，计算表明，以贫困距和贫困距平方作为贫困衡量指标所得的结论与本文结论基本一致。
3. 收入增长和收入差距对农村贫困的影响
（1）农村贫困变动的增长效应和分配效应分解。为区分考察农村经济增长过程中收入增长和收入差距分别对贫困变动的影响，本文对1988—2018年各分段时期农村贫困指数变动按增长效应和分配效应分解，结果如表4所示。表中同时采用Datt-Ravallion分解（D-R分解）和Shapley分解两种分解方法，在各贫困指标下分别列示其结果。其中，D-R分解均以前一年份为参照期，例如，1988—1995年贫困变动分解以1988年为参照期，1995—2002年贫困变动分解以1995年为参照期。
表4 1988—2018年农村贫困变动的增长效应和分配效应
表4结果显示，在所有时期，增长效应均为负，表明1988—2018年，农村平均收入的持续增长始终推动了减贫。而在大部分时期中，分配效应均为正，表明收入分配的变化不利于减贫，在1995—2002年以及2013—2018年两个时期中，分配效应出现负值，因为这两个时期中基尼系数出现下降，意味着分配状况的改善也促进了减贫。从增长效应和分配效应的绝对值看，在大部分时期，分解得到的增长效应的绝对值都大于分配效应的绝对值，正的（数值较大）增长效应与负的（数值较小）分配效应相互抵消后，贫困指数仍是下降的，因此，1988—2018年农村贫困的大幅减少主要源于收入增长的推动作用，而大部分时期中收入分配状况的恶化都部分抵消了增长的减贫效果，阻碍了贫困更大程度地减少，这与既有相关文献所得的基本结论是一致的。另外，从表中可以观察到，增长效应的绝对值在1988—2018年呈下降趋势，不过不能就此判断收入增长对减贫的贡献在减弱，因为随着减贫进程的不断推进，减贫难度越来越大，贫困下降的幅度减小，基于贫困变动幅度分解得到的增长效应自然也会减小。
（2）农村贫困的增长半弹性和分配半弹性。表5给出了1988—2018年各样本年份农村贫困的增长半弹性和分配半弹性，以更好地反映增长因素和分配因素对农村减贫的贡献及其趋势性特征。与基于相邻样本年份间贫困指标实际变化的贫困指数变动分解不同，表5中的结果是基于某一样本年份实际收入分布特征和贫困状况模拟出的贫困变化计算而得。
表5 1988—2018年农村贫困的增长半弹性和分配半弹性
根据表5可知：（1）增长半弹性总是为负，因为给定贫困标准下所有人的收入都增加，总会使得贫困状况改善。（2）本文研究期间内，农村贫困的增长半弹性总体呈下降趋势。2018年各个贫困标准下增长半弹性数值均不超过0.06，表明随着农村减贫进程的推进，增长因素对减贫的贡献不断减弱，依靠平均收入增长推动减贫的努力越来越难以奏效。原因在于，在减贫后期，剩余贫困人口更多是缺乏劳动能力者或者处于自然环境极其恶劣的地区，脱贫难度大（贾俊雪等，2017；陈志钢等，2019）。前期减贫工作中，开发式扶贫使大量贫困人口获得通过自身努力创造收入进而脱离贫困的机会，但对于缺乏劳动能力的这部分贫困人口，开发式扶贫的作用可能微乎其微。（3）随着减贫进程推进，相对而言，分配因素对农村减贫的影响愈加突出。并且，2018年分配半弹性值仍然较大，表明通过改善收入分配状况，仍可有效推动贫困的进一步减缓。（4）按照最低的1978年贫困标准，各年份分配半弹性的值始终高于增长半弹性的绝对值，说明对于极端贫困人口而言，分配因素比增长因素对其贫困状况改善的影响更为重要，这与Yao et al.（2004）的研究结论是一致的。
4. 不同收入来源对农村贫困的影响
（1）分收入来源对减贫的贡献。为区分考察不同收入来源对农村减贫的影响，依据Shapley分解原则对1988—2018年各样本年份的农村贫困发生率按收入来源进行分解，估计各分项收入对减贫的贡献，结果如表6所示。1988—2018年，工资性收入对农村减贫的贡献大幅增加。从规模和分布两方面因素考察工资性收入对农村减贫贡献增加的原因：一方面是由于工资性收入规模增长迅速；另一方面源于其集中率呈明显下降趋势。这两点原因比照本文的数据描述性统计部分即可得到。农村居民工资性收入的快速增加得益于扶贫开发中积极发展乡镇企业、组织发展劳务输出等举措，这在“八七扶贫攻坚计划”和两份《中国农村扶贫开发纲要》提出的扶贫途径或举措中均有体现。这与岳希明和罗楚亮（2010）、罗楚亮等（2021）研究发现的工资收入、劳动力外出务工收入具有显著减贫效应的结论是一致的。1988—2007年，在各个贫困标准下，经营净收入均为促进农村减贫的最主要收入来源；并且从表中可以看出，按照更低的贫困标准衡量时，经营净收入的贡献份额在增加。纵向看，经营净收入对减贫的贡献总体而言不断下降，这是因为经营净收入在农村居民可支配收入中的占比不断下降，并且其集中率也呈上升趋势。1988—2002年，政府转移净收入的均值为负，因而政府转移净收入对贫困的贡献值基本为正，即这段时期政府转移净收入未能有利于农村减贫。2007年由于数据原因，未能从转移净收入中区分出来自政府的部分，因此无法考察该年份政府转移净收入对减贫的贡献。2013—2018年，政府转移净收入均值转为正值且有大幅增加，相应地，从表中可以看到，政府转移净收入在这一时期对减贫有正向贡献。但图2显示，政府转移净收入的集中率在2013—2018年由0.29上升到0.35，所以这一时期政府转移净收入对减贫贡献的增加主要是由其规模的增长带来，而非其分布向低收入人口倾斜所致。进一步，2002年以后中国实施了一系列惠及农村的民生政策。2006年农业税的全面取消减轻了农民负担；相继的是农村社会保障制度的完善，新型农村合作医疗制度于2002年建立，2009年开始予以推广，同年新型农村社会养老保险开展试点，到2015年底已实现全覆盖，农村最低生活保障制度自2007年起在全国建立，而后进入快速发展期，享有低保待遇的农村人口到2013年达到最多（李实等，2019）。这些政策的实施使农村居民获得的来自政府的转移净收入的规模明显增加，但政府转移净收入未能实现加大对低收入人口的倾斜程度。相关研究也表明，农村低保瞄准率水平很低，漏保率、误保率较高（朱梦冰和李实，2017），农村社会特殊的基层治理结构和不完善的治理范式往往导致政策资源的“精英捕获”，而使扶贫资源的目标瞄准偏移一直存在（申秋，2017）。不过，表6中显示，就政府转移净收入均值为正的2013年和2018年而言，当设定更低的贫困标准时，政府转移净收入的贡献值及份额都在增加，表明随着贫困深度的增加，政府转移净收入的减贫作用更为显著。
表6 1988—2018年分项收入对农村减贫的贡献
单位：%
（2）政府转移净收入的减贫效率。根据分项收入对农村减贫的贡献，政府转移净收入对减贫的贡献呈增加趋势。不过，同期内农村居民平均获得的来自政府的转移净收入也在提高，所以政府转移净收入对减贫贡献增加可能是由其规模扩大带来的效应。在关注政府转移净收入是否具有减贫效果的基础之上，政府转移资金的减贫效率也应纳入考虑范畴。一方面，同样规模的资金，减贫效率更高时，发挥的减贫效果更好；另一方面，政府转移资金为财政资金的一部分，提高政府转移净收入的减贫效率也是保证财政资金使用效益的题中之义。此处借鉴Lustig et al.（2013）、解垩（2018）所使用的“贫困缺口效率指数”指标，定义“政府转移净收入减贫效率=政府转移净收入对减贫贡献的相对份额/政府转移净收入在可支配收入中占比”，以剔除政府转移净收入规模变化的影响。由于1988—2002年政府转移净收入的均值为负，2007年未能从转移净收入中区分来自政府的部分，因此，仅计算2013年和2018年的减贫效率，结果如图3所示。图中横坐标为四个贫困标准，纵坐标为政府转移净收入的减贫效率值。在各个贫困标准下，相较于2013年，2018年政府转移净收入在贫困发生率指标上的减贫效率均有所提升。不过，如此定义和计算的减贫效率仍较为粗略，还需未来更深入的研究做进一步检验。
5. 经济增长的益贫式增长指数
在研究了收入增长和收入差距各自对农村贫困的影响之后，本文使用益贫式增长指数，考察1988—2018年中国农村经济增长过程总体看是否更有利于贫困人口。表7显示了各分段时期的三种益贫式增长指数计算结果。可以得知，大多数情况下，Kakwani&Pernia指数都介于0—1之间，说明贫困人口从经济增长中受益，但受益比例小于非贫困人口。Ravallion&Chen指数均小于全社会平均收入增长率，表明贫困人口收入增长相对较慢。PEGR指数也需与全社会平均收入增长率作比较，得到的结论基本一致，即1988—2018年，农村经济增长并不严格有利于贫困人口，贫困人口主要从经济增长的涓滴效应中受益。另外，当设定的贫困标准逐渐降低时，PEGR指数值也随之减小，这一规律对1988—1995年、2007—2013年和2013—2018年三个时期均成立。以2013—2018年为例，在2010年贫困标准、每天1.9美元贫困标准、2008年贫困标准和1978年贫困标准下，PEGR指数分别为0.52、0.48、0.33和0.08，根据PEGR指数具有的单调性特征，这意味着对于贫困程度更深的贫困人口，经济增长的益贫性在减弱。
五、结论与政策建议
本文使用中国家庭收入调查农村住户数据，研究1988—2018年中国农村贫困状况的演变，以及经济增长过程中收入增长和收入差距变化对农村贫困的影响。本文结论可概括为以下几点：（1）1988—2018年，中国农村减贫事业取得巨大成就，且减贫主要归因于收入增长，大部分时期内收入差距扩大都抵消了部分收入增长的减贫效应，阻碍了贫困更大程度地减少。综合而言，经济增长方式并非益贫式的，贫困人口在此过程中的受益比例小于非贫困人口。（2）随着农村减贫进程的推进，增长因素对减贫的贡献不断减弱，依靠平均收入增长推动减贫的努力越来越难以奏效，分配因素对农村减贫的影响则愈加突出。（3）分收入来源看，工资性收入对农村减贫的贡献大幅增加，逐渐成为促进农村减贫的首要收入来源。经营净收入也是推动农村减贫的重要收入来源，不过其对减贫的贡献总体看不断下降。由于一系列惠农政策的实施，政府转移净收入近年来对农村减贫的贡献明显增加，贫困发生率指标下的减贫效率也有所提升。（4）极端贫困人口在现有经济增长中获益较少，仍面临难以脱贫的境遇。政府转移净收入对这部分人口的减贫作用更为显著，但由于扶贫资源瞄准性欠佳等潜在因素，当前的政府转移净收入未能实现加大对低收入人口的倾斜程度。同时，对深度贫困人口而言，分配因素对其减贫的影响更为重要。本文研究结论具有以下政策含义：
（1）保持农村居民收入继续稳定增长，同时应更加注重改善收入分配状况，缩小收入差距。居民收入的快速增长，是改革开放以来的绝大部分时期内农村减贫的原因，是中国农村减贫取得巨大成就的最重要经验。但是，值得注意的是，增长因素对减贫的推动作用在减弱，一般的经济增长已难以发挥减贫效力，须更加注重缩小居民收入差距，加快中国经济增长方式向益贫式增长的转变。
（2）转变扶贫方式，更加注重救济式扶贫。在中国以往的减贫工作中，往往以开发式扶贫为主，即通过优惠制度、政策等创造更有利于贫困人口实现收入的条件，但随着减贫工作的推进，剩余贫困人口的贫困深度增加，致贫原因更为多元，扶贫难度加大。对因缺乏劳动能力等而难以依靠自我力量脱贫的人口，应以救济式扶贫为主，当前对此问题的重视程度和财政投入都还不足（朱青，2021）。应当通过直接补贴，同时保证政府补贴的精准性和分配的合理性，提高政府转移资金的减贫效率，以充分发挥政府转移收入对贫困人口贫困状态的改善作用，使改革成果更多地惠及这部分贫困人口，更好地为全体人民共享。同时应构建起保障贫困人口脱贫的长效机制，保障贫困人口切实稳定脱贫，防止已脱贫人口出现返贫现象，促进贫困人口的可持续发展。
// 人大重阳
RDCY
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