張曉麗

(內(nèi)蒙古財經(jīng)學(xué)院 財政稅務(wù)學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010051)

一、文獻(xiàn)簡要回顧

古典經(jīng)濟增長理論認(rèn)為，經(jīng)濟增長是減少貧困的充分必要條件。在Oxfam①(1987)的論述中，經(jīng)濟增長導(dǎo)致一個較大的經(jīng)濟，假定人口和收入分配保持不變，這將轉(zhuǎn)化為人均較大的蛋糕份額。國內(nèi)多數(shù)學(xué)者基于對中國經(jīng)濟增長與減少農(nóng)村貧困的理論和現(xiàn)狀的研究，認(rèn)為:經(jīng)濟增長有利于貧困的減少。盛來運(1997)在宏觀的層面上測量中國農(nóng)村貧困的變動情況，并將這種變化通過建立模型進(jìn)行分解，其分解結(jié)果表明:總體來看，1980－1995年這一階段是經(jīng)濟增長使貧困發(fā)生率共下降了27.3個百分點。林伯強(2003)、王雨林(2005)詳細(xì)討論了農(nóng)村貧困分析常用的衡量指標(biāo)和幾個概念，同時建立了它們之間的相互關(guān)系，進(jìn)而建立了新的貧困減少分解模型。結(jié)果是:1985－2001年中國的經(jīng)濟增長有效地減少了農(nóng)村貧困狀況。黃季焜(2004)和章奇(2004)利用省級1985－2002年的數(shù)據(jù)對影響農(nóng)村發(fā)生率的因素進(jìn)行考察，研究表明中國的高速經(jīng)濟增長對農(nóng)村貧困變動的影響，并認(rèn)為中國農(nóng)村貧困的變化受到總量經(jīng)濟增長的影響，而近幾年經(jīng)濟的高速發(fā)展帶動了農(nóng)村貧困的減少。同時，國外學(xué)者也有對中國經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)村貧困減少關(guān)系的研究。古斯塔夫森(Gustavsson，1998)運用FGT貧困測度指標(biāo)，采用Datt(1992)和 Ravallion(1992)的分析框架②實證得出:1988－1995年中國農(nóng)村貧困人口得以減少的動力來自于農(nóng)村經(jīng)濟的增長。Rozelle(2000)、Zhang(2000)和Huang(2000)運用陜西和四川的數(shù)據(jù)詳細(xì)分析了當(dāng)?shù)剞r(nóng)村貧困率降低的主要原因。分析結(jié)果表明:農(nóng)村經(jīng)濟增長是農(nóng)村貧困減少的最重要因素，農(nóng)村貧困率的絕大部分變化都能夠用農(nóng)村經(jīng)濟的增長來解釋。

20世紀(jì)60年代的印度首先提出對經(jīng)濟發(fā)展是否真正有助于解決農(nóng)村貧困問題的疑問。20世紀(jì)60年代末，有關(guān)發(fā)展中國家關(guān)于農(nóng)村經(jīng)濟增長與農(nóng)村貧困減少關(guān)系的資料表明:一些發(fā)展中國家經(jīng)濟的高速增長并未給本國的窮人帶來太多顯著的利益。因為減貧并不僅僅依賴于經(jīng)濟增長，還受到減貧機制、收入分配、經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)以及經(jīng)濟增長質(zhì)量等因素的影響。國內(nèi)許多學(xué)者的研究表明，經(jīng)濟的高速增長確實減少了中國農(nóng)村貧困人口的數(shù)量，但農(nóng)村收入分配差距的拉大卻大大惡化了農(nóng)村貧困狀況，弱化了農(nóng)村經(jīng)濟的增長對農(nóng)村貧困減少的效果。陳少華(2001)和王燕(2001)根據(jù)1990－1999年中國經(jīng)濟增長和收入分配的情況對脫貧現(xiàn)象進(jìn)行的分解發(fā)現(xiàn):農(nóng)村收入分配差距的拉大影響了窮人變富的動力和進(jìn)程，這使得地區(qū)的貧困率在1美元/天的貧困線下增加3.36%。胡兵(2007)、張全紅(2007)和張建華(2007)等利用Son四要素貧困分解法的“貧困指示增長曲線”實證得出:因為城鄉(xiāng)之間收入差距的拉大，使得農(nóng)村貧困率下降的速度越來越慢、比例越來越小，1985－2003年中國經(jīng)濟的高速增長不是有利于窮人的。20世紀(jì)70年代，Adelman and Morris(1973)以及Fishlow(1972)等均認(rèn)為經(jīng)濟發(fā)展不是使貧困人口保持其貧困狀況就是使他們的福利狀況變得更差③。Chenery(1974)也認(rèn)為:“現(xiàn)在清楚的是，發(fā)展中國家過去十多年的高速增長對其三分之一的貧困人口很少有利，甚至完全沒有好處，而經(jīng)濟增長對貧困減少來說是不夠的?！雹?/p>

從已有的研究結(jié)果可以看出，隨著整體經(jīng)濟的增長，農(nóng)村低收入人群人均可支配收入增加和貧困減少(Dollar，Kray，2002)⑤。中國農(nóng)村反貧困的成功經(jīng)驗也已經(jīng)表明經(jīng)濟的增長是減少貧困的有效途徑。然而，大量研究已經(jīng)證明，經(jīng)濟增長并不總是減少貧困，并非是貧困變動的唯一解釋，農(nóng)村收入分配狀況也在影響著農(nóng)村貧困減少的效果。本文在研究經(jīng)濟增長對減少農(nóng)村貧困的基礎(chǔ)之上，研究農(nóng)村收入分配對減少貧困的影響程度以及經(jīng)濟增長和農(nóng)村收入分配這兩種因素對農(nóng)村貧困變動作用的變化情況。

二、實證檢驗

(一)研究假設(shè)

國際上研究一個國家或地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟增長、農(nóng)村收入分配和農(nóng)村貧困變動之間關(guān)系的通行做法是運用人均收入水平和收入分配差距狀況的改變來觀測貧困的變動情況(S.Peter，B.Bruce，2006;B.Arne，S.Abebe，2007)，因此，本文的研究基于以下假設(shè):首先假定目標(biāo)期限內(nèi)農(nóng)村收入分配狀況保持不變，人均純收入的改變引起農(nóng)村貧困的變動情況，即為農(nóng)村經(jīng)濟增長的貧困減少效應(yīng);其次假定在目標(biāo)期限內(nèi)人均純收入保持不變，農(nóng)村收入分配狀況的改變引起農(nóng)村貧困的變動情況，即為農(nóng)村收入分配的貧困變動效應(yīng);最后比較農(nóng)村經(jīng)濟增長和農(nóng)村收入分配這兩種因素都變動對農(nóng)村貧困變動所起作用的動態(tài)變化情況。

(二)基本指標(biāo)和模型

1.貧困彈性

由于農(nóng)村人均純收入水平、農(nóng)村收入分配狀況與貧困指數(shù)之間存在著復(fù)雜的動態(tài)關(guān)系，貧困指數(shù)(P)會隨著農(nóng)村人均純收入水平(u)和農(nóng)村收入分配狀況(G)的變化而變化。根據(jù)Lorenz曲線⑥，該變化可以直接表達(dá)為:

(1)式表示在既定的低收入標(biāo)準(zhǔn)線下，P考慮了u和G兩個因素。對P求微分，可以得到:

ε為農(nóng)村經(jīng)濟增長貧困彈性;θ為農(nóng)村收入分配貧困彈性。

為了計算ε和θ相互抵消的程度，引入同等貧困函數(shù)概念。它表示u每改變1%，為使p保持不變，G需要改變的百分點。這樣，就可以把式(3)的貧困變動假設(shè)為0，則:可得，λ為農(nóng)村收入分配與經(jīng)濟增長在貧困變動中的交互效應(yīng)。

2.模型設(shè)定

本文研究的是農(nóng)村經(jīng)濟增長(用農(nóng)村人均純收入水平u表示)的變動對貧困(用貧困率P表示)的影響、農(nóng)村收入分配差距(用農(nóng)村基尼系數(shù)G表示)的變動對貧困的影響以及農(nóng)村收入分配與經(jīng)濟增長在貧困變動中的交互效應(yīng)對貧困的影響，為此，分別設(shè)定回歸模型為:

其中，P1:農(nóng)村收入分配差距既定情況下，u和P的關(guān)系;P2:人均純收入水平既定情況下，G和P的關(guān)系。

(三)數(shù)據(jù)來源和模型檢驗

本文采用的農(nóng)村人均純收入數(shù)據(jù)和農(nóng)村貧困率數(shù)據(jù)來源于1991－2011年《中國統(tǒng)計年鑒》和農(nóng)村絕對貧困線標(biāo)準(zhǔn)⑦。運用Eviews5.0軟件，分別計算出1990－2010年總體經(jīng)濟增長貧困彈性(ε)、收入分配貧困彈性(θ)和收入分配－經(jīng)濟增長交互效應(yīng)(λ)趨勢以及1990－2010年分階段經(jīng)濟增長貧困彈性(ε)和收入分配貧困彈性(θ)和收入分配、經(jīng)濟增長交互效應(yīng)(λ)的變動情況。

表1 1990－2010年農(nóng)村人均收入值、貧困率值和農(nóng)村基尼系數(shù)值

基于上述數(shù)據(jù)，運用Eviews軟件，通過OLS回歸分析，擬合出1990－2010年整體ε、θ和λ。

表2 不同年份組別的ε值、θ值和λ值

1.經(jīng)濟增長貧困彈性

由P1方程可以看出，總體ε值小于0，為－0.5835，表明隨著農(nóng)村經(jīng)濟增長，u水平提高，P下降，農(nóng)村經(jīng)濟的增長減少了低收入人口規(guī)模及其貧困狀況。從分階段數(shù)據(jù)來看(表2)，就全國情況而言，農(nóng)村經(jīng)濟增長對P的影響雖有波動，但幅度相對較小，1990－2006年，農(nóng)村經(jīng)濟增長貧困彈性基本穩(wěn)定在2.1%－2.5%之間，其影響力呈現(xiàn)波動中略有上升的趨勢。說明農(nóng)村經(jīng)濟增長對于農(nóng)村P的減少所起的作用是持續(xù)的、穩(wěn)定的。但是從2007年開始，ε大幅度下降，這說明經(jīng)濟增長在減貧能力方面在減弱。

2.收入分配貧困彈性

由P2方程可以看出，總體θ值均大于0，為0.1997，表明當(dāng)u水平一定時，隨著GINI系數(shù)的上升，P呈上升變動趨勢，即隨著G的拉大，我國農(nóng)村貧困人口會越來越多。從分階段數(shù)據(jù)變化看(表2)，1990－2010年θ值也呈現(xiàn)波動中略有上升的趨勢，表明G的擴大引起的農(nóng)村貧困變動效應(yīng)越來越強，從1%左右增加到接近到6%，雖然從2007年開始有所減弱，但是引起的農(nóng)村貧困變動效應(yīng)還是很大。

3.收入分配－經(jīng)濟增長交互效應(yīng)

由表2可以看出1990－2010年λ值均大于0，這表明隨著農(nóng)村經(jīng)濟的增長、GINI系數(shù)的上升，農(nóng)村的擴大對貧困的減少存在著更為重要的負(fù)面影響。1990－1993年，λ值小于1，表明農(nóng)村G對于P減少的負(fù)面作用小于農(nóng)村經(jīng)濟增長所帶來的正面作用。之后，λ值均大于1，到2010年達(dá)到7，這表明農(nóng)村經(jīng)濟增長對于貧困減少的積極作用逐漸被農(nóng)村收入分配的消極作用所抵消，這也解釋了近年來農(nóng)村經(jīng)濟的快速發(fā)展并沒有帶來農(nóng)村P的大幅度下降。

三、結(jié)論

農(nóng)村經(jīng)濟增長極大地影響了中國農(nóng)村貧困狀況，是緩解中國農(nóng)村貧困的主要動力，當(dāng)然，農(nóng)村收入分配狀況也在影響著貧困的變動趨勢，未來的扶貧不能僅僅依賴于農(nóng)村經(jīng)濟的增長。上述實證結(jié)果證明，經(jīng)濟增長的減貧效果還依賴于一系列的條件，比如收入分配狀況的好壞。在農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的不同階段，兩者的貧困變動效應(yīng)是不同的，貧困彈性隨著最初的農(nóng)村貧困水平和農(nóng)村收入分配差距狀況的變化而發(fā)生變化。在經(jīng)濟發(fā)展水平較低階段，貧困指數(shù)較高，農(nóng)村收入分配差距較低，經(jīng)濟增長對農(nóng)村貧困減少有更大的效果。當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展到一定階段，貧困指數(shù)也隨之下降到一定水平，此時，農(nóng)村經(jīng)濟增長對于農(nóng)村貧困減少的作用會逐漸被不斷擴大的農(nóng)村收入分配差距的貧困變動效應(yīng)所抵消，降低了經(jīng)濟增長對貧困的減少效應(yīng)，尤其是在20世紀(jì)90年代以后。因此近幾年在重視農(nóng)村經(jīng)濟增長對于貧困減少的巨大作用的同時，農(nóng)村收入分配對于貧困變動的影響不容忽視。因為農(nóng)村收入分配差距的擴大使財富越來越集中在富人手中，使窮人很難分享經(jīng)濟增長帶來的得益，此外，農(nóng)村收入差距擴大還會阻礙整個經(jīng)濟發(fā)展速度，進(jìn)而延緩貧困減少的進(jìn)程。因此，應(yīng)該更加關(guān)注收入分配政策的調(diào)整，實施更加有利于低收入群體的宏觀經(jīng)濟政策，確保低收入群體在經(jīng)濟增長過程中的共享性和受益性。

[注釋]

① 樂施會(Oxfam)是一個具有國際影響力的發(fā)展和救援組織的聯(lián)盟，它由十三個獨立運作的樂施會成員組成。由1987年開始，香港樂施會便致力在中國內(nèi)地推行扶貧發(fā)展及防災(zāi)救災(zāi)工作，項目內(nèi)容包括:社區(qū)發(fā)展、農(nóng)村綜合發(fā)展、增收活動、小型基本建設(shè)、衛(wèi)生服務(wù)、教育、能力建設(shè)及政策倡議等.

② Datt，G.and M.Ravallion.Growth and Redistribution Components of Changes in Poverty Measures:A Decomposition WithApplication To Brazil And India In The1980 s[J].Journal Of Development Economics，1992 ，38(2):275 －295.

③ Fishlow ，a..Brazilian size distribution of income[J].American economic review，1972，(62):391 －402.

④ Chenery，H.，S.Ahluwalia，C.Bell，J.Duloy，and R.Jolly.Redistribution with Growth[M].Oxford:Oxford University Press，1974.

⑤ Dollar，D.，and Kray.Growth is good for the Poor[J].Journal of Economic Growth，2002，7(3):195 －225.

⑥ 洛倫茲曲線(Lorenz Curve)是用來測度農(nóng)村貧困與收入分配狀況的方法。方程式:L=L(p;π)。L為累積收入分布百分比，p是累積人口百分比，π是待估參數(shù)向量.

⑦ 我國農(nóng)村絕對貧困線標(biāo)準(zhǔn)，是采用世界銀行推薦的確定貧困線的馬丁法進(jìn)行測算的。由國務(wù)院印發(fā)的《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要》中公布.

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