整村推进项目对农户饮水状况的影响分析江西省扶贫工作重点村扶贫效果评价.docx

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整村推进项目对农户饮水状况的影响分析江西省扶贫工作重点村扶贫效果评价

整村推进项目对农户饮水状况的影响分析

———江西省扶贫工作重点村扶贫效果评价

王姮　汪三贵

农业技术经济2008年第06期

（中国人民大学农业与农村发展学院　北京　100872）

内容提要　2001年以来,我国开始实施了大规模的整村推进扶贫开发战略。

江西省在2005年确定了“十一五”期间1800个扶贫重点工作村并进行综合性扶贫开发。

本文利用2006年和2007年的项目前期和项目后期的面板数据,采用固定效应模型对2006年江西省扶贫工作重点村扶贫项目是否改善住户饮水状况进行了分析,比较江西省扶贫重点工作村内已经开展项目的自然村和未开展项目的自然村住户饮水状况变化。

结果发现,扶贫项目使项目村住户饮水困难及污染状况均有显著改善,使最贫困人口饮水困难状况有显著改善。

关键词　整村推进　贫困项目评价　饮水安全　江西

一、引　言

伴随着经济发展和国家有组织的大规模扶贫开发,贫困人口的分布发生了巨大的变化,集中连片、大面积的区域性贫困现象明显缓解。

2000年,全国592个重点县覆盖的贫困人口已经下降到53%左右,有近一半的贫困人口已经不在国家贫困县当中（中国农村贫困监测报告,2007）,即便是生活在贫困县中的贫困人口,他们一般也是生活在偏远的贫困村,生活和交通条件恶劣。

2001年,国务院扶贫办开始实施以参与式的方法为基础的整村推进扶贫开发规划,并被政府定为新世纪重要的扶贫策略。

这种扶贫方式以贫困村为基本单元,以贫困人口为对象,以村级扶贫规划为依据,以村级经济、社会、文化协调发展为目标,以改善基础条件、促进产业发展、加强能力建设、规范民主管理、树立文明新风、整治村容村貌、稳定解决温饱为主要内容（吴华,2007）。

江西省根据《中国农村扶贫开发纲要2001—2010年》的要求,于2001年确定了1200个村作为“十五”期间扶贫开发工作重点村。

2005年又确定了1800个村作为“十一五”期间重点村。

在扶贫开发工作重点村中,通过参与式方法制定并实施了《村级扶贫开发规划》。

通过省扶贫开发领导小组决议的方式,规定了扶贫资金的使用原则和投资方向,并承诺5年中每个扶贫开发工作重点村的财政扶贫资金投入不少于50万元。

投资从2006年开始,主要的项目包括沼气、“三清三改”（清垃圾、清污泥、清路障,改水、改路、改厕）、人畜饮水工程、卫生设施和道路等。

其中,“三清三改”、人畜饮水工程的投入将有利于尽早实现《联合国千年宣言》提出的目标,即在2015年年底前,使全世界无法得到或负担不起安全饮用水的人口比例降低一半。

本研究将从住户饮用水水源是否有污染、饮水是否困难

两个方面进行考察,看项目是否对此有显著的良性影响。

尽管有许多学者对中国各类扶贫项目对住户收入的影响进行过研究（例如,陈绍华和Ravillion,2007;Park和汪三贵,2006）,但是还没有实证研究扶贫项目对住户饮水状况的影响,尤其是针对大规模的整村推项目。

中国政府在该项目上投入了大量的扶贫资金,更多的人把注意力放在项目对收入方面的影响,而忽略了政府扶贫项目在改善农户基本生活条件方面的影响,尤其是对促进饮水安全方面的影响。

本文利用面板数据实证分析整村推进项目对住户饮水状况的影响,面板数据的性质使我们有可能在项目组和对照组之间做项目前后的跨时期比较,并且可以控制不随时间变化的不可观测变量。

二、数据来源和说明

本文分析所用数据来自江西省扶贫办实施的中德合作贫困监测调查。

样本的抽样选取过程如

下:

2006年4月,利用系统抽样方式,首先将江西省“十一五”期间的1800个扶贫工作重点村中按市、县、乡、村根据拼音字母顺序进行排序,随机起点,等间距随机选取86个村,对这86个项目村做了2005年村级基本情况的问卷调查;样本村分布在54个县,其中扶贫开发工作重点县21个,非扶贫开发工作重点县33个。

其次,根据村民户籍表,随机起点,循环等距抽取50个农户,共4300户,选取其户主或对家庭事务非常了解的18~65岁成员,由各地扶贫办工作人员对其家庭基本情况进行了问卷调查。

2007年10月在2006年50个抽样户当中选取了奇数户,即每村25户作为追踪调查户,对其2006年的基本情况进行了问卷调查,调查户共计2150户。

若该户举家外迁则改换了编码紧邻的偶数户。

因为扶贫资金在当年是按照自然村的项目进行使用,为区别哪些农户是居住在实施项目的自然村以及自然村的基本情况,又对这些自然村的基本情况和是否实施了项目进行了调查。

分析最终使用的数据为2006年和2007年都进行了调查的2150户住户数据和相关的村级数据。

数据的基本描述见表1。

表1　基本数据的统计描述（均值）

为了进行扶贫项目的影响评价,我们在项目行政村中识别出项目自然村和非项目自然村。

这种做法可行的理由有两个:

其一,村级制定的扶贫开发规划是一个五年的中长期规划,项目执行和资金报账都是按照年度进行的。

2006年作为“十一五”规划的开局之年,行政村规划所有的自然村都参与实施规划。

其二,2006年中央发布一号文件《中共中央国务院关于推进社会主义新农村建设的若干意见》。

为了贯彻执行中央的政策方针,江西省提出按照自然村进行新农村建设。

因此,部分重点村同时成为新农村建设点,扶贫资金在当年是按照自然村的项目进行使用。

在2006年和2007年的调查数据中,笔者所关注的两个指标的变化状况见图1。

由图可知,与对照组相比,项目组饮水困难、饮用水源污染指标均值都显示为比对照组改善更多。

那么可否认为这就是项目的正向影响呢?

并不能简单做出结论,因为不能忽视其他影响因素的作用。

可能正是由于其他因素存在差异,在没有项目的情况下,对照组和项目组就可能存在不同的发展趋势。

三、实证分析及结果

由于实施项目的1800个扶贫工作重点村是由政府非随机选择决定的,存在选择偏误。

为控制住不随时间变化的不可观测的遗漏变量所引起的选择偏误,我们选择使用线性固定效应模型模拟项目对村民饮水状况的影响。

在对住户饮水水源污染住户饮水困难状况的模拟模型中,自变量包括了该自然村是否开展了扶贫开发项目虚拟变量,以及其他影响饮水状况的

控制因素,包括如地域特征、家庭特征等变量。

固定效应的回归模型为:

Yit-Yi=β′（Xit-Xi—）+δ（Dit-Di）+（ζit-ζi）

其中,Y分别为住户饮水水源污染（水源若与厕所、猪牛羊圈等污染源距离少于10米,或者直接混有生产、生活废水为1,否则为0）、住户饮水是否困难（居住与水源水平距离超过1000米,或者垂直距离超过100米,或者缺水时间超过半年,或者单次取水时间每天超过1小时则为1,否则为0）;δ为我们研究的主要参数,即项目影响,D为时期变量（项目后期为1,前期为0）和是否为项目组（项目组为1,否则为0）的交叉项;X代表地域特征和家庭特征,主要考虑的是一些行政村的自然特征,包括行政村劳动力人数、是否发生严重自然灾害,以及户劳动力人数、家庭劳动力平均受教育年限、户残疾人数、户儿童人数、户人均耕地面积、住房类型虚拟变量等;ξ为随机干扰项。

表2为模型的估计结果。

项目实施使项目村住户饮水污染状况的改善率比非项目村高出8.78个百分点,在1%水平显著;扶贫项目使项目村住户饮水困难状况改善的概率比非项目村高10.13个百分点,在1%水平显著。

此外,户增加劳动力1人,饮水困难的概率下降1.35个百分点,在10的水平显著;户增加残疾人口1人,饮水困难的概率增加9.68个百分点,在1%的水平上显著,但未见对饮水困难状况有显著影响;而户劳动力平均年龄、户劳动力平均受教育年限、户儿童人数、户人均耕地面积、住房类型虚拟变量、行政村人数对饮水困难状况和污染状况均无显著影响。

为分析不同收入组在项目中的受益状况,笔者按2006年的收入将农民分成5等分组,其中各组的2006年人均收入依次为349.62元、921.84元、1254.47元、1751.83元和3431.61元。

扶贫项目对不同收入组水源污染状况影响的估计结果列于表3。

结果显示,扶贫项目使项目村第三收入组至第五收入组饮水水源污染都显著改善,污染概率分别降低13.51、7.60和5.41个百分点;此外,户残疾人口数对收入最低的3个收入组均有显著影响,若家中增加劳动力1人,第一组住户饮水污染的概率下降1.35个百分点,在10%的水平显著;若家中增加1个残疾人口,第一至第三收入组饮水污染的概率增加10.90、8.58和17.98个百分点,在1%的水平上显著;另外,行政村人数对第二和第三组饮水污染状况有显著影响,行政村人数越多,越容易发生饮水污染;而未发现户劳动力平均受教育年限、儿童人数、户人均耕地面积、住房类型虚拟变量对饮水污染状况有显著影响。

表2　重点村扶贫项目对住户饮水状况影响固定效应模型结果

　　注:

***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。

住房类型中省略组为土木结构住房类型。

稳健t值是对异方差调整后的t值。

下同

表3　重点村扶贫项目对饮水水源污染状况影响固定效应模型结果（收入五等分组）

表4为扶贫项目对不同收入组饮水困难状况影响的估计结果。

结果显示,扶贫项目使项目村最低收入组和第三、四收入组饮水水源困难都显著改善,困难概率分别降低10.90、14.37和8.95个百分点;此外,户残疾人口数对收入最低的三个收入组均有显著影响,若家中增加劳动力1人,第一组住户饮水困难的概率下降1.35个百分点,在10%的水平上显著;若家中增加1位残疾人口,最低收入组饮水困难的概率增加13.36个百分点,在1%的水平上显著;另外,人均耕地面积与最低收入组饮水困难状况有显著相关关系,人均耕地多的最贫困户更容易发生饮水困难;而未发现户劳动力平均受教育年限、户儿童人数、住房类型虚拟变量对饮水困难状况有显著影响。

表4　重点村扶贫项目对饮水困难状况的影响固定效应模型结果（收入五等分组）

四、分析结论及存在的问题

本文利用固定效应模型和项目前后两期的面板数据,分析了江西扶贫工作重点村扶贫项目对住户饮水状况的影响。

比较扶贫工作重点村内已经开展项目的自然村和未开展项目的自然村住户饮水状况变化的差异发现,扶贫项目实施后住户饮水困难及污染状况均有显著改善;并且,扶贫项目使最贫困人口饮水困难状况有显著改善,表明江西省的扶贫投资使包括最贫困人口在内的家庭广泛受益。

本研究结论的可靠性还取决于以下三个因素的影响。

第一,模型未能完全消除选择性偏误的问题,尽管固定效应模型可以消除不随时间改变的遗漏变量问题,但该方法不能消除对于随时间改变的不可观测因素引起的偏误,因而未能完全解决因项目村的非随机选择而引起的偏误。

这是所有非随试验的研究方法不能解决的问题。

第二,由于评价结果没有考虑项目自然村和对照自然村之间的溢出效应,如项目自然村的饮水项目实施使相邻的对照自然村家庭也在一定程度上受益,模型估计结果很可能低估项目的实际影响。

第三,因为监测数据中未提供其他项目的实施情况,因而评价结果中不能排除在项目实施过程中其他项目对调查住户产生的影响。

其他项目对估计结果既可能产生正的影响（如项目村获得了其他对饮水有影响的投资从而高估扶贫项目的影响）,也可能产生负的影响（如对照村获得了其他对饮水有影响的投资从而低估扶贫项目的影响）。

由于对照组在同一个村内,按统一的计划分批实施项目,在项目自然村进行投资的同时对其他自然村投资的可能性不大。

在有扶贫投资的情况下,上级部门在项目村进行其他投资的可能性也比较小。

因此,这方面的影响可能微不足道。

总体来看,该研究的结果低估扶贫项目影响的可能性更大,所以做出项目给贫困和非贫困家庭在饮水安全方面带来显著改善的结论应该是可靠的。

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