经济增长、收入差距与农村贫困

　　内容提要:我国经济转型过程中同时发生的居民收入增长和收入差距扩大对农村贫困减缓具有不同的影响。本文在住户调查数据的基础上，讨论了不同时期经济增长和收入差距对于农村贫困减缓的作用大小，估算了不同年份经济增长和收入差距的贫困减缓弹性，并根据Shapley分解讨论了分项收入对贫困程度的影响以及分项收入不均等性的贫困减缓弹性。

　　关键词:经济增长；收入差距；贫困

　　一、引言

　　减少贫困，是大多数发展中国家社会经济发展所力图实现的重要目标，尽管并不是所有的国家都能有效地实现。在改革开放以来经济高速发展的30年间，中国农村贫困人口数量大幅度下降。

　　根据官方贫困线，农村贫困发生率从1978年的31%下降到2007年的1．6%;按照人均一天一美元的国际贫困线标准，Chen＆Ravaillion(2004)的估计表明农村贫困发生率从1981年的64%下降到2001年的16．6%。尽管对于农村贫困减缓的评价会受到诸如现有贫困标准设定过低、现有贫困人口的减贫压力可能会进一步增大等因素的影响，但从动态来看，农村贫困减缓的成效仍是值得肯定的。

　　贫困的变化同时受到两种因素的影响:平均收入水平和收入差距的变化。对于给定的贫困标准，收入水平的普遍增长显然有助于贫困人口数量的下降;而收入差距的扩大则对贫困减缓具有相反的效应。特别是，如果经济增长过程中收入差距扩大表现为低收入人群收入的衰退，甚至有可能出现经济增长与贫困程度上升并存的状态。经济高速增长过程既可能缩小收入差距，也可能扩大差距。在我国经济增长过程中收入差距也在不断扩大。因此，在这一过程中，尽管农村贫困在不断下降，但人们依然期望，如果收入分配状态能够得到有效的改善，农村贫困减缓的绩效将会表现更佳。大量的研究结果也表明，农村贫困的下降主要表现为经济增长的结果，收入差距的恶化阻碍了经济增长减贫效应的发挥(Yaoetal．，2004)。

　　在讨论经济增长、收入分配对贫困减缓的影响的过程中，经济增长的穷人受益性特征越来越受到关注。尽管如此，人们对于经济增长穷人受益性的理解和度量等方面仍存有较大的分歧(Kakwani＆Pernia，2000;Ravallion＆Chen，2003;Son，2004)。这也在一定程度上影响了人们对于经济增长过程中穷人受益程度的判断。

　　Dollar＆Kraay(2000)发现经济增长会给包括穷人在内的所有人都带来好处，政府的干预政策无法影响穷人的收入份额，反贫困政策的中心在于经济增长。因此，减贫的关键在于经济增长。而Kakwani＆Pernia(2000)认为，经济增长虽然是贫困减缓的重要因素，但不能解释贫困下降的大部分，经济增长并不会自发地有利于穷人，伴随经济增长过程的收入分配同时有着非常重要的作用。

　　Son＆Kakwani(2008)强调只有使得穷人相对受益更多时，才认为经济增长是穷人受益的。根据这一判定准则，他们描述了1984—2001年间80个国家在237个时段经济增长的穷人受益性，经济增长与负增长的情形分别为55．3%和44．7%，而经济增长过程中出现穷人受益的状态只占23．2%，其余32．1%则意味着是穷人受损的;在经济负增长情形中，穷人受益和受损状态的比例是相同的。

　　在关于经济增长是否具有穷人受益性的影响因素中，Son＆Kakwani(2008)特别关注了通货膨胀、农业占GDP的比重、开放程度以及法律环境对经济增长穷人受益性的影响。不仅不同国家的经济增长穷人受益性存在差异，即便是在同一个国家内部，经济增长的减贫效果也会有所不同，Ravallion＆Datt(1999)考察印度15个主要地区1960—1994年的数据发现，一些地区的经济增长与贫困减少的相关度是其他地区的3到4倍，经济增长的脱贫效果基于初始状况的不同而呈现出差异，在具有较低知识能力、农业生产力和居民生活水平的地区，经济增长对脱贫的贡献比较小。

　　经济增长和收入差距扩大成为改革以来中国农村经济发展的两个基本特征，大量研究讨论了它们对于中国农村贫困变动的影响，较早的如魏众和别雍·古斯塔夫森(1999)基于Datt＆Ravallion(1992)所做的分解。大多数的研究结论都是比较一致的:经济增长大幅度减少贫困，收入差距扩大抵消了部分经济增长的减贫效应。

　　林伯强(2003)根据农村分组收入数据计算了中国农村的穷人受益指数，结果发现在1985—1990年、1990—1995年和1995—2001年这三个时期中，所有的穷人受益指数都为正但小于1，因此农村贫困人口通过扩散效应而从经济增长中获益。Yaoetal．(2004)发现收入差距扩大阻碍了贫困减缓过程，并且贫困对于收入差距具有较大的弹性;尽管城镇贫困也开始出现，但贫困主要还是发生于农村地区。胡兵等(2005，2007)在一定的收入分布假定下，根据统计年鉴的分组数据推算各年份的收入差距和贫困指标，讨论经济增长和收入差距变动对于贫困变动的影响，并发现农村穷人在经济增长中的获益少于富人。陈立中(2009)在收入分组数据的基础上重新估计了中国农村的基尼系数和贫困指标，认为农村减贫进程存在着明显的波动性和不一致性。他们发现1980年到2005年间，经济增长使得贫困发生率下降39．13个百分点，但其中18．15个百分点被收入分配状况的恶化所抵消。此外，文秋良(2006)根据1993—2004年分省的经济增长和贫困数据，发现经济增长的减贫弹性具有地区差异性。这些研究大都基于总量或收入分组数据。

　　根据微观层面上的住户数据，陈绍华和王燕(2001)考察了中国20世纪90年代的贫困变动，发现经济增长显著促进了贫困率的下降，不断增长的分配不均又使贫困率上升，穷人在经济增长中的获益少于富人。万广华和张茵(2006)根据CHNS和农研中心固定观察点数据，发现在上世纪90年代前半期，收入增长和不平等的下降导致了农村贫困减缓;而90年代中后期，农村居民收入缓慢增长和收入差距的快速上升导致减贫速度下降，甚至部分年份贫困有所增加。杜凤莲和孙婧芳(2009)利用CHNS数据，发现不同阶段贫困减缓的经济增长效应与收入分配效应存在差异:1991—1993年和1997—2000年间贫困总体下降，尽管经济增长的减贫效应部分地被收入分配效应所抵销;1993—1997年间贫困程度有所上升，收入分配效应对贫困减缓的不利影响超过了经济增长效应;而2000—2004年间经济增长和收入分配都具有减贫效应。这一结果很可能是由于她们所讨论的贫困变动中，没有区分城乡所致。

　　基于住户调查数据，本文旨在讨论不同时期农村居民收入增长、收入差距变化对于贫困变动的影响。在讨论贫困决定中的增长因素和分配因素的同时，本文也尝试根据Shapley分解原则，对影响贫困的分项收入因素及贫困的分项收入弹性做出探讨。对照现有研究，本文一方面将讨论农村贫困的时期延至2002—2007年间，另一方面讨论了分项收入与贫困之间的关联性。

　　他们的研究思路与林伯强(2003)基本上是相同的，并且结论也非常一致，差异主要体现在所考察的时期不同。

　　二、方法说明

　　设P为贫困指数，它将由三个因素确定:平均收入水平μ、洛伦茨曲线(收入分布)L(p)①、贫困线z，即P=P(μ，L(p)，z)，如果贫困线不发生变动则可直接表示为P=P(μ，L(p))。时期1和时期2的贫困指数则可分别表示为:P1=P(μ1，L1(p))和P2=P(μ2，L2(p))。因此，平均收入水平和收入分布的变化都可能会导致贫困指数的变动。如果只有收入水平的增长而没有改变收入分布，所导致的贫困指数变动被称为增长效应;相应地，如果只发生了收入分布特征的改变而收入均值没有变动，所导致的贫困指数变动被称为分配效应。Datt＆Ravallion(1992)首先给出了从时期1到时期2贫困指数变动的增长效应和分配效应的分解形式:ΔP=P2－P1=［P(μ2，Lr(p))－P(μ1，Lr(p))］+［P(μr，L2(p))－P(μr，L2(p))］+R(1)下标r表示参照组。(1)式右边分别为贫困变动的增长效应、分配效应和残差项。这一分解形式受到两点批评:增长效应和分配效应的大小依赖于参照组的选择;分解不具有完全性，存在不可解释的残差项。根据Shapley分解原则，可以将两个时期贫困变动分解为:ΔP=P2－P1=0．5{［P(μ2，L1(p))－P(μ1，L1(p))］+［P(μ2，L2(p))－P(μ1，L2(p))］}+0．5{［P(μ1，L2(p))－P(μ1，L1(p))］+［P(μ2，L2(p))－P(μ2，L1(p))］}(2)式将所考察的两个时点分别作为参照组并取两者的平均值，因此可以得到完全分解形式，(2)式右边的第一项给出了增长效应，而第二项给出了分配效应。(2)式克服了(1)式分解中所存在的参照组选择问题。在关于我国的贫困分解分析中，这两种形式都被广泛地使用。为了获得关于贫困变动更为丰富的信息，本文更为深入地讨论了贫困变动与经济增长、收入差距变化之间的关系以及分项收入构成对于贫困及其变动的影响。

　　尽管根据(1)和(2)式的分解可以得出经济增长和收入分配对于贫困变动的贡献大小，但并不足以反映经济增长方式对于贫困的影响。特别是，收入分配的变动可能是由收入分布不同位置所导致的，如基尼系数上升1个百分点可能是高收入人群收入的增长也可能是低收入人群收入下降，或中等收入组收入水平的变动所致，但不同的变动形式对于贫困状况显然具有不同的影响。而这种分配变动则体现了经济增长过程中不同人群的受益特征差异。为此，人们开始讨论经济增长的穷人受益性(pro-poornessofgrowth)。尽管已有大量研究文献关注经济增长的穷人受益性，或许人们所达成共识的仅仅在于理念框架层面上，而关于穷人受益型增长的度量等均存有较大分歧。本文同时给出三种穷人受益性指数:Kakwani＆Pernia(2000)指数、Ravallion＆Chen(2003)指数以及减贫等值增长率(povertyequivalentgrowthrate，PEGR)，周华(2008)综述了这三个指数的基本特征、差异性及各自的局限。

　　Kakwani和Pernia将两个时点贫困指标的变动率分解为增长效应与分配效应，记两个时期的贫困变动率为η=lnP2－lnP1，类似于(2)，贫困指标总体变动率可以分解为:η=0．5{［lnP(μ2，L1(p))－lnP(μ1，L1(p))］+［lnP(μ2，L2(p))－lnP(μ1，L2(p))］}0．5{［lnP(μ1，L2(p))－lnP(μ1，L1(p))］+［lnP(μ2，L2(p))－lnP(μ2，L1(p))］}L(p)表示收入最低的p%的人口所获得的收入份额。

　　Kakwani和Pernia定义?=η/ηG为穷人受益指数。在增长率为正的情形下，如果?＞1，则表明增长是穷人受益型的;如果?＜0，表示增长是贫困恶化型的;如果0＜?＜1，穷人从经济增长的扩散效应中获益，但获益程度低于非贫困人口，在Kakwani等人看来，这种情形不能视为穷人受益型增长。基于穷人受益指数，Kakwanietal．(2003)提出了减贫等值增长率(PEGR)，通过穷人受益指数对经济增长率进行调整，PEGR被定义为:?×经济增长率。提高减贫等值增长率不仅需要有经济的高速增长，同时还需要提高穷人受益指数。只有当减贫等值增长率大于经济增长率时，经济增长才是穷人受益型的。