謝東梅

(福建農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 福州 350002)

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價(jià)格變化、收入分配與農(nóng)村益貧式增長(zhǎng)

謝東梅

(福建農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 福州 350002)

基于3維Shapley貧困變動(dòng)分解方法，分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配和價(jià)格變化對(duì)于農(nóng)村貧困變動(dòng)的影響，將價(jià)格因素引入益貧增長(zhǎng)指數(shù)，測(cè)度農(nóng)村增長(zhǎng)的益貧性；運(yùn)用增長(zhǎng)發(fā)生曲線，結(jié)合特定百分位消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，觀測(cè)各百分位平均收入增長(zhǎng)率的變動(dòng)軌跡；在此基礎(chǔ)上，采用減貧等值增長(zhǎng)率綜合評(píng)價(jià)1990—2009年中國(guó)農(nóng)村增長(zhǎng)的益貧性質(zhì)。研究結(jié)果表明，農(nóng)村增長(zhǎng)弱絕對(duì)意義益貧、價(jià)格變化和收入分配影響減貧進(jìn)程，通貨膨脹的異質(zhì)性是益貧式增長(zhǎng)判斷的重要影響因素。

Shapley分解；益貧式增長(zhǎng)；通貨膨脹；收入分配

經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)，總能減少貧困。然而，不公平的加劇，使得增長(zhǎng)并不那么益貧[1]。長(zhǎng)期以來，影響人們經(jīng)濟(jì)思考的傳統(tǒng)擴(kuò)散(Trickle-down)效應(yīng)隱含著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)自動(dòng)惠及低收入者，有效的減貧策略只要專注于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)就足夠了[2]。但研究結(jié)論并不使人信服，分析結(jié)果也不穩(wěn)健[3-4]。它無法解釋一些發(fā)展中國(guó)家在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中出現(xiàn)的貧困不降反升的現(xiàn)象，也無法回答經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于低收入者的潛在受益是否會(huì)由于不公平的上升而逐漸削弱或抵消的現(xiàn)實(shí)思考。貧困變動(dòng)既取決于平均收入的增長(zhǎng)，也取決于增長(zhǎng)利益的分配。隨著20世紀(jì)90年代經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域中收入分配理論研究的復(fù)興，包含著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配的益貧式增長(zhǎng)(Pro-poor Growth)成為主流發(fā)展理論，其核心在于實(shí)現(xiàn)可持續(xù)貧困減少，強(qiáng)調(diào)重視增長(zhǎng)的性質(zhì)和模式。

1 文獻(xiàn)回顧

1.1 國(guó)際上益貧式增長(zhǎng)判斷標(biāo)準(zhǔn)

界定和評(píng)估增長(zhǎng)的益貧性(Pro-poorness of Growth)必須根據(jù)一般的倫理判斷提出明確的益貧標(biāo)準(zhǔn)。

第一，明確區(qū)分益貧增長(zhǎng)和其他類型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。它需要回答：“增長(zhǎng)是否益貧，以及在多大程度上益貧”這樣的問題。為理解經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)貧困變動(dòng)的影響，通過分別測(cè)度平均收入和收入分配的貧困變動(dòng)效應(yīng)，即將總貧困分解為增長(zhǎng)效應(yīng)和分配效應(yīng)，觀測(cè)貧困隨著時(shí)間的推移而發(fā)生的動(dòng)態(tài)變化[1]。KAKWANI等[3]在分解貧困增長(zhǎng)效應(yīng)和分配效應(yīng)的基礎(chǔ)上，提出“益貧增長(zhǎng)指數(shù)”(Pro-poor Growth Index, PPGI)，測(cè)度經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的益貧程度，為判斷經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)性質(zhì)和制定益貧政策提供了有用的分析工具。

第二，評(píng)估敏感于低收入者之間的收入分配。假定Lorenz曲線保持不變，低收入者之間增長(zhǎng)的受益分配取決于各自最初的收入水平，且高度敏感于貧困線的選擇。如果將貧困線設(shè)定在收入分布的眾數(shù)附近，可能夸大經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧效應(yīng)，從而忽略最低收入人群。益貧判斷應(yīng)該相對(duì)更加強(qiáng)調(diào)增長(zhǎng)對(duì)于更低收入人群的影響，一種更為直接的研究方法是觀測(cè)最低收入人群的收入增長(zhǎng)率。DOLLAR等[2]通過Pen’s Parade計(jì)算最低收入五等份組的平均收入增長(zhǎng)率，檢驗(yàn)總增長(zhǎng)是否有利于低收入者。RAVALLION等[5]則通過標(biāo)準(zhǔn)化Watts指數(shù)，提出“增長(zhǎng)發(fā)生曲線”(Growth Incidence Curve, GIC)測(cè)度20%最低收入人群平均收入增長(zhǎng)率的變化，描述收入分配中各百分位受益于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的狀況。

第三，區(qū)分絕對(duì)意義和相對(duì)意義益貧。國(guó)際上，通常采用弱絕對(duì)意義益貧、相對(duì)意義益貧和強(qiáng)絕對(duì)意義益貧反映增長(zhǎng)模式。弱絕對(duì)意義益貧是指低收入者從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中獲益大于0(即低收入者的收入增長(zhǎng)率大于0)，貧困減少[5]；相對(duì)意義益貧意味著低收入者的收入增長(zhǎng)率高于社會(huì)平均增長(zhǎng)率，貧困減少的同時(shí)，相對(duì)不公平下降[3]；強(qiáng)絕對(duì)意義益貧則要求低收入者的絕對(duì)收入增加額高于平均水平，絕對(duì)不公平隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而下降[1]，這是最為嚴(yán)格的益貧式增長(zhǎng)定義。KAKWAN等[6]在PPGI和GIC的基礎(chǔ)之上，開發(fā)了一種新的增長(zhǎng)率測(cè)度指數(shù)——“減貧等值增長(zhǎng)率”(Poverty Equivalent Growth Rate, PEGR)，將上述3種可供選擇的益貧式增長(zhǎng)定義統(tǒng)一到一個(gè)概念化框架中測(cè)定增長(zhǎng)性質(zhì)。PEGR既充分考慮平均收入增長(zhǎng)率，也考慮到增長(zhǎng)利益在低收入者和非低收入者之間的分配，測(cè)度符合單調(diào)性公理，即貧困減少率為PEGR的單調(diào)增函數(shù)，最大化PEGR也就意味著最大化貧困減少。

第四，評(píng)估需要提供宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的總體判斷。宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定能夠促進(jìn)益貧式增長(zhǎng)已經(jīng)得到普遍認(rèn)可，通貨膨脹對(duì)于低收入者的影響也應(yīng)該在益貧式增長(zhǎng)測(cè)度中得到反映。

通貨膨脹對(duì)于低收入者的相對(duì)影響及其與貧困變動(dòng)之間的關(guān)系取決于特定的歷史條件和制度環(huán)境[7]。先驗(yàn)的觀點(diǎn)通常認(rèn)為高收入者比低收入者能更有效地抵制通貨膨脹的影響。FISCHER等[7-10]詳盡地概述了通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)的潛在影響，但沒有明確假定低收入者相對(duì)受到更多的損害。之后，大量的實(shí)證研究通過跨國(guó)跨期樣本分析通貨膨脹對(duì)于不公平和貧困的影響，調(diào)查結(jié)果支持“低收入者比高收入者遭受更多通貨膨脹損失”的觀點(diǎn)，通貨膨脹加劇了收入分配不公平，趨向于減少最低五等份家庭的收入份額，并趨于增加貧困。在益貧式增長(zhǎng)的理論文獻(xiàn)及其運(yùn)用中，收入分配的公平性得到了廣泛關(guān)注。特別是在整個(gè)收入分配過程中，相對(duì)價(jià)格變化對(duì)于益貧式增長(zhǎng)的影響已逐漸引起一些國(guó)內(nèi)外學(xué)者的高度重視，忽略通貨膨脹的不公平性會(huì)造成益貧式增長(zhǎng)估算的嚴(yán)重偏誤[11-14]。

1.2 中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧效果

反貧困進(jìn)步是評(píng)價(jià)發(fā)展中經(jīng)濟(jì)整體表現(xiàn)的一個(gè)廣為接受的衡量標(biāo)準(zhǔn)。改革開放以來，中國(guó)成功地處理好了穩(wěn)定、改革與發(fā)展之間的關(guān)系，在經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長(zhǎng)的推動(dòng)下，走出了一條獨(dú)特的反貧困道路，取得了舉世矚目的減貧成就[15]。在30多年的時(shí)間里，中國(guó)使7億多人口擺脫了貧困，是世界上唯一提前完成聯(lián)合國(guó)將貧困人口減半千年發(fā)展目標(biāo)的國(guó)家。始自于20世紀(jì)70年代末的土地相對(duì)平均分配和家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制是農(nóng)村益貧增長(zhǎng)的重要開端。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制改革產(chǎn)生的效應(yīng)在較短的時(shí)間內(nèi)實(shí)現(xiàn)了貧困的快速減少。按照RAVALLION的測(cè)算，農(nóng)村貧困發(fā)生率從1980年的75.70%迅速下降到1985年的22.67%，貧困率下降比例約占到1980—2001年貧困率下降總比例的84%[16]。廣大農(nóng)村人口在改革開放的初始階段普遍平等地受益于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。增長(zhǎng)模式關(guān)乎不公平演化，80年代中期開始，農(nóng)村改革的農(nóng)業(yè)收入效應(yīng)減弱，進(jìn)一步的收入增長(zhǎng)取決于非農(nóng)收入的增加，非農(nóng)收入的分配并不公平，不斷上升的不公平減緩了反貧困進(jìn)程。20世紀(jì)80年代末和90年代初是農(nóng)村貧困減少的困難時(shí)期，一些年份的貧困率有所回升，農(nóng)村地區(qū)呈現(xiàn)貧困上升的信號(hào)。直到20世紀(jì)90年代中期重新恢復(fù)減貧速度，90年代后期又有所放緩，農(nóng)村反貧困進(jìn)步表現(xiàn)出階段性不均衡特點(diǎn)。相應(yīng)地，農(nóng)村貧困的空間分布也從相對(duì)集中的生態(tài)模式逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)檫吘壔⒎稚⒒纳鐣?huì)經(jīng)濟(jì)模式[17-19]。進(jìn)一步的減貧面臨著多重不利因素的影響。為確保經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的益貧性，需要在宏觀上保持經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定，經(jīng)濟(jì)衰退和通貨膨脹會(huì)對(duì)更低收入人口帶來更大的沖擊[20]。研究結(jié)果表明，1988—1989年的通貨膨脹對(duì)于農(nóng)村貧困具有負(fù)效應(yīng)[16,21]。為了充分理解農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的益貧性，3個(gè)因素需要被檢驗(yàn)：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配和價(jià)格變化，它們之間如何相互作用于農(nóng)村益貧式增長(zhǎng)。本文基于Shapley貧困變動(dòng)分解方法，嘗試性將價(jià)格變化因素加入到PPGI、GIC和PEGR 3種益貧式增長(zhǎng)度量指數(shù)中，分析農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的益貧性質(zhì)。

2 分析框架

2.1 3維Shapley貧困變動(dòng)分解

貧困指數(shù)一般表述為：

(1)

公式(1)表示貧困水平取決于3個(gè)因素：平均收入u，收入分配狀況L(p)和反映生計(jì)水平的貧困線z。

假定貧困線保持不變，貧困變動(dòng)ΔP可分解為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)ΔG和收入分配效應(yīng)ΔI[22-24]。

貧困總變動(dòng)：ΔP=P1-P0=P(u1,L1,z)- p(u0,L0,z)

(2)

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)：ΔG=P-P0=P(u1,L0,z)- p(u0,L0,z)

(3)

收入分配效應(yīng)：ΔI=p1-p=p(u1,L1,z)- P(u1,L0,z)

(4)

公式(3)表示收入分配在最初配置水平上保持不變，平均收入變化產(chǎn)生的邊際效應(yīng)；而公式(4)則表示平均收入保持在末期水平上不變，收入分配產(chǎn)生的邊際效應(yīng)。然而，如果其他條件不變，基期和末期互換，也能進(jìn)行同樣的分解。如何配置效果更佳，缺乏支持。于是，對(duì)稱理論提出將基期和末期的分解結(jié)果進(jìn)行算術(shù)平均，以避免誤設(shè)誤差[25-28]。

(5)

(6)

公式(5)和(6)可以理解為2維的Shapley分解，分別用來測(cè)度經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配對(duì)于貧困變動(dòng)的邊際貢獻(xiàn)。由于該方法具有穩(wěn)健性和分解完全性等優(yōu)點(diǎn)。因此，在各國(guó)特別是發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)—收入分配—貧困變動(dòng)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系分析中廣泛地加以運(yùn)用[29-35]。

上述2維的貧困變動(dòng)分解，是假定貧困線z沒有發(fā)生變化。實(shí)際上，由于價(jià)格因素的變化和生活費(fèi)用成本的上升，外生選擇的貧困線會(huì)隨著時(shí)間的推移而發(fā)生變化。這樣，需要引入第3個(gè)因素：“貧困線”因素。GüNTHE等[12]亦將此因素稱為“相對(duì)價(jià)格變化”因素。通過隱含著通貨膨脹率的貧困線解釋價(jià)格變化對(duì)貧困變動(dòng)的影響。嚴(yán)格建立在合作博弈理論基礎(chǔ)之上的Shapley分解原理，可用于進(jìn)一步構(gòu)建貧困變動(dòng)的分解框架。Shapley分解將每一個(gè)因素的邊際貢獻(xiàn)平均分配給所有可能的組合。當(dāng)平均收入、收入分配和貧困線3個(gè)變量投入于Shapley貧困變動(dòng)分解程序中，始自于末位的6種可能組合方式對(duì)應(yīng)于6種可能向下的路徑(圖1)，可得平均收入(u)、收入分配(L)和貧困線(z)對(duì)貧困變動(dòng)影響的分解值。

(7)

(8)

(9)

于是，ΔP=ΔP(u)+ΔP(L)+ΔP(z)

(10)

通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配和價(jià)格變化的Shapley分解，充分描述貧困變動(dòng)特征。

圖1 Shapley貧困變動(dòng)分解

2.2 考慮價(jià)格因素的益貧增長(zhǎng)指數(shù)(PPGI)

為估算經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的益貧性，本文嘗試將價(jià)格因素引入KAKWANI-PERNIA的PPGI中。假定存在一個(gè)正的增長(zhǎng)率Δg%，則總貧困彈性可以定義為：

(11)

η=ηu+ηL+ηz

(12)

公式(12)中，貧困的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)彈性ηu總為負(fù)，意味著當(dāng)收入分配和價(jià)格水平保持不變的情況下，增長(zhǎng)必然減少貧困；貧困的收入分配彈性ηL可為正、負(fù)或零，當(dāng)ηL為負(fù)時(shí)，收入分布朝有利于低收入者的方向變化，貧困明確減少，增長(zhǎng)是益貧的；貧困的價(jià)格彈性ηz同樣可為正、負(fù)或零，當(dāng)ηz為正時(shí)，價(jià)格變化損害低收入者利益，對(duì)于貧困減少產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)，增長(zhǎng)并不益貧。由此，可得益貧增長(zhǎng)指數(shù)：

(13)

若ηL<0、ηz<0，φ>1，增長(zhǎng)絕對(duì)益貧；若0<φ<1，即使ηL>0、ηz>0，增長(zhǎng)仍然減少貧困；若φ<0，增長(zhǎng)會(huì)極大地?fù)p害低收入者，導(dǎo)致貧困上升。

2.3 剔除通貨膨脹的增長(zhǎng)發(fā)生曲線(GIC)

RAVALLION等[5]提出了增長(zhǎng)發(fā)生曲線(GIC)，通過計(jì)算收入分配中各百分位的平均收入增長(zhǎng)率，用于判斷益貧式增長(zhǎng)狀況。GIC定義為：

(14)

gt(p)表示從t-1到t期第p百分位平均收入y的增長(zhǎng)率。對(duì)于所有的百分位p，如果gt(p)>0，貧困減少，增長(zhǎng)弱絕對(duì)意義益貧；如果gt(p)>0，且gt(p)為遞減函數(shù)，則增長(zhǎng)相對(duì)意義益貧。

公式(14)反映的是名義GIC，在實(shí)證分析中，運(yùn)用的是實(shí)際的特定百分位平均收入增長(zhǎng)率。實(shí)際GIC通常計(jì)算為：

(15)

從t-1到t期第p百分位平均收入增長(zhǎng)率的相對(duì)價(jià)格變化通過CPI予以調(diào)整，這可以在一定程度上剔除通貨膨脹對(duì)全體社會(huì)成員實(shí)際收入水平的影響。但這種消脹方法意味著收入分配中存在著無差異通貨膨脹率，即低收入者和高收入者受到相同的通貨膨脹率影響。事實(shí)上，由于不同收入人群的消費(fèi)模式和消費(fèi)特征不同，物價(jià)上漲本身也具有結(jié)構(gòu)性差異，采用統(tǒng)一的CPI進(jìn)行調(diào)整，會(huì)低估通貨膨脹對(duì)于低收入者的不利影響，不能恰當(dāng)評(píng)價(jià)低收入者經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的受益程度。更為精確的方法是采用特定百分位消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(Percentile-specific Consumer Price Indices，PCPI)計(jì)算特定百分位平均收入增長(zhǎng)率[12-14,36]。

(16)

其中，pcpit(p)為第p百分位的特定通貨膨脹率。在益貧式增長(zhǎng)測(cè)度中，考慮通貨膨脹的異質(zhì)性，避免益貧式增長(zhǎng)估算的偏誤。

2.4 符合單調(diào)性公理的減貧等值增長(zhǎng)率(PEGR)

KAKWANI等在PPGI和GIC的基礎(chǔ)上，提出了減貧等值增長(zhǎng)率(PEGR)，PEGR的內(nèi)在邏輯是：如果經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)程中，相對(duì)不公平?jīng)]有發(fā)生任何改變，那么，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將帶來同比例的貧困減少，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貧困減少之間存在著單調(diào)關(guān)系[6]。PEGR表達(dá)為：

γ*=φγ

(17)

φ為益貧式增長(zhǎng)指數(shù)，γ為平均收入增長(zhǎng)率，通過平均收入增長(zhǎng)率γ對(duì)益貧增長(zhǎng)指數(shù)φ進(jìn)行調(diào)整。提高PEGR不僅需要快速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還需要提高低收入者的增長(zhǎng)受益比例。當(dāng)且僅當(dāng)γ*>γ，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)益貧。

3 模型和數(shù)據(jù)說明

本文的貧困狀況測(cè)度基于Lorenz曲線，沿用VILLASENOR和ARNOLD的廣義二次項(xiàng)(General Quadratic，GQ)模型[37]。

Lorenz曲線方程：L=L(P；π)，其中，P是累積人口百分比，π是待估參數(shù)向量。該曲線描述人口累積百分比P和收入累積百分比L之間的函數(shù)關(guān)系，用以反映社會(huì)成員之間收入分配差距狀況。

GQ模型：L(1-L)=a(P2-L)+bL(P-1) +c(P-L)

(18)

(19)

其中，z為貧困線，yi為低收入個(gè)體i的收入，q為低收入人口數(shù)，n為總?cè)丝跀?shù)，α為社會(huì)貧困厭惡系數(shù)。當(dāng)α取值為0，1和2時(shí)，相應(yīng)得到貧困率(H)、貧困距(PG)和平方貧困距(SPG)3個(gè)分解指數(shù)，α取值越大，對(duì)低收入與非低收入人群之間、及低收入人群之間的收入分配公平性越敏感，反映越清晰，對(duì)更低收入人群的關(guān)注程度也越強(qiáng)。標(biāo)準(zhǔn)化的FGT指數(shù)無疑更適合于益貧式增長(zhǎng)判斷。

以收入作為福利水平的度量指標(biāo)。數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《中國(guó)農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》農(nóng)村居民收入分組數(shù)據(jù)，1990年為12等份，其余年份均為20等份。通過收入分組數(shù)據(jù)，得到相應(yīng)各年的Lorenz曲線點(diǎn)，即P和L的一組數(shù)值，根據(jù)這一組數(shù)值，用OLS法回歸估計(jì)出參數(shù)a、b和c的值，參數(shù)經(jīng)過檢驗(yàn)后，可計(jì)算出FGT指數(shù)值。需要特別說明的是，特定百分位消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(PCPI)的計(jì)算采用人均純收入5等份分組的生活消費(fèi)支出數(shù)據(jù)，根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局從2003年起公布5等份分組統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。由于數(shù)據(jù)的局限，GIC僅檢驗(yàn)2002—2009年的變動(dòng)狀況。

4 農(nóng)村貧困變動(dòng)的三因素分解

本文采用2條貧困線，一條是國(guó)定貧困線，1990年為300元；另一條是1天1美元國(guó)際貧困標(biāo)準(zhǔn)線，1990年折算為475元，2009年為1194元，與我國(guó)的低收入標(biāo)準(zhǔn)線極為接近。表1列出了2條貧困線的FGT指數(shù)。

1990—2009年農(nóng)村貧困總體下降，不同貧困線的貧困變動(dòng)不一致，貧困線越高，減貧效果越明顯。按照1天1美元貧困標(biāo)準(zhǔn)(表1)，H指數(shù)從1990年的34.35%持續(xù)下降到2009年的7.31%，下降趨勢(shì)明顯；PG指數(shù)也相應(yīng)地從9.59%下降到4.07%。在FGT的3個(gè)指數(shù)中，隨著α取值的增大，貧困下降速度趨緩，2000年以來，國(guó)定貧困線的PG、SPG指數(shù)反呈上升趨勢(shì)，低收入人口貧困程度加深。2009年即便采用國(guó)定貧困線，貧困指數(shù)仍在上升，低收入人口數(shù)量表現(xiàn)出剛性的穩(wěn)定。

表1 各年份貧困狀況

對(duì)農(nóng)村貧困變動(dòng)進(jìn)行3維的Shapley分解，解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配和價(jià)格變化對(duì)于貧困變動(dòng)的影響。表2分解結(jié)果中的增長(zhǎng)因素總為負(fù)，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)減貧。但隨著時(shí)間的推移，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧效應(yīng)減弱。按照國(guó)定貧困線，1990—1995年間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)使得H指數(shù)下降25.14%，2005—2009年間僅能下降3.54%。當(dāng)賦予低收入人口更大的權(quán)重，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧作用趨弱，按照1天1美元貧困標(biāo)準(zhǔn)，2005—2009年間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)使H、PG和SPG指數(shù)分別下降6.39%、2.43%和1.29%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)最低收入人群的減貧作用有限。分配因素總為正，收入分配發(fā)生了不利于低收入人群的變化，在一定程度上抵消了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧效應(yīng)。雖然沒有證據(jù)表明不公平的負(fù)面效應(yīng)隨著時(shí)間推移而遞增，但自2000年以來最低收入人群分配效應(yīng)的不利影響愈加突出。當(dāng)考察價(jià)格變化對(duì)貧困變動(dòng)的影響時(shí)，可以發(fā)現(xiàn)，價(jià)格因素總是為正，大部分時(shí)期價(jià)格效應(yīng)占優(yōu)于分配效應(yīng)。與預(yù)期相一致：1990—1995年間價(jià)格因素的貧困變動(dòng)負(fù)效應(yīng)顯著，此間1994—1995年的通貨膨脹給低收入人群帶來了極為不利的影響，較大程度地抵消經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧效果；在物價(jià)相對(duì)較為穩(wěn)定的2000—2005年間，價(jià)格因素的貧困變動(dòng)效應(yīng)也較小，價(jià)格變化影響減貧進(jìn)程。

表2 貧困變動(dòng)的增長(zhǎng)、分配和價(jià)格因素分解

5 農(nóng)村益貧式增長(zhǎng)評(píng)估

為分析中國(guó)農(nóng)村各個(gè)不同時(shí)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的益貧程度，參照KAKWANI和PERNIA的判斷標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)益貧增長(zhǎng)指數(shù)(φ)設(shè)立一套評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)。

如果φ<0，增長(zhǎng)不利于減貧；0<φ<0.30，增長(zhǎng)弱益貧；0.30≤φ<0.60，增長(zhǎng)中度益貧；0.60≤φ <1，增長(zhǎng)較高程度益貧；φ≥1，增長(zhǎng)高度益貧。

評(píng)估1990—2009年中國(guó)農(nóng)村增長(zhǎng)的益貧程度。表3結(jié)果顯示：(1)1990—1995年2條貧困線3個(gè)貧困指數(shù)的φ值表現(xiàn)一致，增長(zhǎng)弱益貧。其間，1993—1995年是農(nóng)村居民人均純收入增長(zhǎng)最快的一個(gè)時(shí)期，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有積極的減貧效應(yīng)，但通貨膨脹損害低收入人群，顯著抵消經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧效果；初始不公平也影響著低收入人群的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受益性。(2)1995—2000年2條貧困線的φ值出現(xiàn)差異。按照國(guó)定貧困線，H、PG指數(shù)增長(zhǎng)弱益貧，但SPG指數(shù)沒有益貧性。然而，按照1天1美元貧困標(biāo)準(zhǔn)，H、PG指數(shù)增長(zhǎng)表現(xiàn)出中度益貧。雖然，這一時(shí)期的農(nóng)村貧困減少較前一個(gè)時(shí)期緩慢，但增長(zhǎng)益貧性相對(duì)提高，這一發(fā)現(xiàn)具有重要意義，驗(yàn)證了益貧指數(shù)φ與貧困減少之間不存在單調(diào)關(guān)系。增長(zhǎng)益貧性提高主要?dú)w因于價(jià)格貧困彈性較前一個(gè)時(shí)期明顯下降。(3)2000—2005年2條貧困線的φ值差異性顯著。按照國(guó)定貧困線，H指數(shù)達(dá)到中度益貧，但PG、SPG指數(shù)益貧性顯示為負(fù)值，貧困發(fā)生率仍敏感于平均收入的增長(zhǎng)，但最低收入人群沒有從平均收入的增長(zhǎng)中相應(yīng)受益，甚至是受損的。按照1天1美元貧困標(biāo)準(zhǔn)，H、PG和SPG指數(shù)顯示出較高的益貧程度，意味著提高貧困標(biāo)準(zhǔn)有助于改善益貧程度。(4)2005—2009年2條貧困線的φ值分化明顯。按照國(guó)定貧困線，F(xiàn)GT指數(shù)均為負(fù)值，較低的貧困線沒有益貧意義，需要提高貧困標(biāo)準(zhǔn)，我國(guó)從2008年起正式采用低收入標(biāo)準(zhǔn)作為扶貧工作標(biāo)準(zhǔn)。按照1天1美元貧困標(biāo)準(zhǔn)，H指數(shù)的φ值上升到0.75，較高程度益貧，然而，PG、SPG指數(shù)的益貧性迅速下降，SPG指數(shù)甚至轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)值，這一時(shí)期快速的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由于新一輪物價(jià)水平的持續(xù)上漲而非常不利于最低收入人群。

為進(jìn)一步分析通貨膨脹的異質(zhì)性，運(yùn)用增長(zhǎng)發(fā)生曲線(GIC)，結(jié)合特定百分位消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(PCPI)，觀測(cè)各百分位平均收入增長(zhǎng)率的變動(dòng)軌跡，判斷增長(zhǎng)的益貧狀況。根據(jù)五等份組農(nóng)村居民消費(fèi)支出構(gòu)成，低收入人群和非低收入人群食品消費(fèi)支出比重有所不同。以2002年為基年，將農(nóng)村CPI分為“食品”和“其他”2類，食品價(jià)格上漲幅度明顯高于其他商品。將PCPI簡(jiǎn)化計(jì)算為：

表3 貧困變動(dòng)的增長(zhǎng)、分配和價(jià)格彈性與益貧增長(zhǎng)指數(shù)

PCPI=ω食品(p)×CPI食品(p)+ω其他(p) ×CPI其他(p)

(20)

其中，ω食品(p)、ω其他(p)分別為第p百分位的“食品”和“其他”消費(fèi)支出比重。表4結(jié)果顯示，從低收入百分位到高收入百分位PCPI略有下降。

圖2中，2002—2009年對(duì)于所有的百分位p，gt(p)>0，農(nóng)村貧困減少，增長(zhǎng)弱絕對(duì)意義益貧。最低收入百分位gt(p)

在沒有考慮通貨膨脹的情況下，gt為11.08%，最低收入百分位gt(p)為8.95%；通過CPI調(diào)整后，gt下降為7.74%，最低收入百分位gt(p)為5.65%，益貧程度下降。通過PCPI調(diào)整后，GIC繼續(xù)下移，比較經(jīng)過PCPI調(diào)整與CPI調(diào)整后的2條GIC，可以發(fā)現(xiàn)，收入百分位越低，曲線之間差距越大，表明通貨膨脹對(duì)更低收入人群往往更加不利，特別是2007年以來糧價(jià)和食品價(jià)格推動(dòng)的物價(jià)上漲，由于低收入人群有著更高的恩格爾系數(shù)，實(shí)際購(gòu)買力下降幅度超過高收入人群，從而使得低收入人群益貧程度更進(jìn)一步下降。研究結(jié)果同時(shí)也揭示了通貨膨脹是益貧式增長(zhǎng)測(cè)度中的一個(gè)重要影響因素，通貨膨脹存在異質(zhì)性，可通過PCPI對(duì)益貧判斷偏差進(jìn)行修正。

從相對(duì)意義考量農(nóng)村益貧式增長(zhǎng)(表5)，4個(gè)時(shí)期的實(shí)際收入增長(zhǎng)率γ在上升，經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)快速增長(zhǎng)，但增長(zhǎng)產(chǎn)出并沒有相應(yīng)實(shí)現(xiàn)貧困的快速減少。γ*<γ，增長(zhǎng)進(jìn)程中，由于價(jià)格因素的變化和收入分配不公平的上升，低收入人群沒有同比例受益于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不具有相對(duì)意義益貧。

表4 農(nóng)村各收入戶PCPI

6 總結(jié)

3維Shapley貧困變動(dòng)分解是動(dòng)態(tài)福利測(cè)度的重要工具，通過這一分析工具將通貨膨脹的異質(zhì)性和收入分配的公平性納入農(nóng)村益貧式增長(zhǎng)判斷中。

與預(yù)期相一致：價(jià)格變化和收入分配影響減貧進(jìn)程，大部分研究時(shí)期價(jià)格效應(yīng)占優(yōu)于分配效應(yīng)，通貨膨脹和收入分配的不公平不利于低收入人群，較大程度地抵消了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧效果。

圖2 2002—2009年農(nóng)村GIC

表5 農(nóng)村減貧等值增長(zhǎng)率

考察各個(gè)不同時(shí)期農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的益貧程度，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，1990—1995年，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有積極的減貧效應(yīng)，但初始不公平以及此間1994—1995年的通貨膨脹影響著低收入人群的增長(zhǎng)受益程度，這一點(diǎn)與RAVALLION和CHEN的研究結(jié)論相一致[16]。1995—2000年，農(nóng)村貧困減少較為緩慢，但增長(zhǎng)益貧程度相對(duì)提高，這一發(fā)現(xiàn)具有重要意義，驗(yàn)證了益貧指數(shù)與貧困減少之間不存在單調(diào)關(guān)系。益貧程度提高主要?dú)w因于價(jià)格貧困彈性的明顯下降。2000—2005年，較高貧困標(biāo)準(zhǔn)表現(xiàn)出較高的益貧程度，而低貧困標(biāo)準(zhǔn)則顯示最低收入人群沒有從平均收入的增長(zhǎng)中相應(yīng)受益，甚至是增長(zhǎng)受損。2005—2009年，這一時(shí)期快速的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由于新一輪物價(jià)水平的持續(xù)上漲而不利于最低收入人群?？傮w而言，農(nóng)村增長(zhǎng)弱絕對(duì)意義益貧，不具有相對(duì)意義益貧。研究結(jié)果同時(shí)也揭示了通貨膨脹的異質(zhì)性是益貧式增長(zhǎng)測(cè)度的一個(gè)重要影響因素，實(shí)際應(yīng)用中，可通過PCPI對(duì)益貧判斷偏差進(jìn)行修正。進(jìn)一步的研究可根據(jù)各個(gè)不同地區(qū)價(jià)格水平和消費(fèi)水平的差異驗(yàn)證這一結(jié)論。

[1]KLASEN S. In Search of the Holly Grail: How to Achieve Pro-poor Growth [C]// B TUNGODDEN, N STERN. Annual Bank Conference on Development Economics-Europe. Washington DC: The World Bank，2003.

[2]DOLLAR D，KRAAY A. Growth is Good for the Poor [J]. Journal of Economic Growth，2002(7)：195-225.

[3]KAKWANI E，PERNIA E M. What is Pro-poor Growth [J]. Asian Development Review，2000，18(1)：1-16.

[4]EASTWOOD R，LIPTON M. Pro-poor Growth and Pro-growth Poverty Reduction: Meaning, Evidence, and Policy Implications [J]. Asian Development Review，2000，18(2)：22-58.

[5]RAVALLION M，CHEN S. Measuring Pro-poor Growth [J]. Economics Letters，2003(78)：93-99.

[6]KAKWANI N，SON H H. Poverty Equivalent Growth Rate [J]. Review of Income and Wealth，2008，54(4)：643-655.

[7]EASTERLY W, FISCHER S. Inflation and the Poor [R]. The World Bank Policy Research Working Paper, 2000：2335.

[8]BLANK R, BLINDER A. Macroeconomics, Income Distribution, and Poverty [C]// S DANZIGER，D WEINBERG, In Fighting Poverty: What works and what doesn’t. Cambridge: Harvard University Press，1986：180-208.

[9]DATT G, RAVALLION M. Why Have Some Indian States Done Better Than Others at Reducing Rural Poverty [R]. The World Bank Policy Research Working Paper，1996：1594.

[10]LI H，ZOU H. Inflation，Growth，and Income Distribution: A Cross-country Study [J]. Annals of Economics and Finance，2002(3)：85-101.

[11]KOLENIKOV S，SHORROCKS A. A Decomposition Analysis of Regional Poverty in Russia [J]. Review of Development Economics，2005，9(1)：25-46.

[12]GüNTHER I，GRIMM M. Measuring Pro-poor Growth When Relative Prices Shift[J]. Journal of Development Economics，2007(82)：245-256.

[13]SON H H，KAKWANI N. Measuring the Impact of Price Changes on Poverty [J]. Econ Inequal，2009(7)：395-410.

[14]張克中，馮俊誠(chéng). 通貨膨脹、不公平與親貧困增長(zhǎng)——來自中國(guó)的實(shí)證研究[J]. 管理世界，2010(5)：27-33.

[15]汪三貴. 中國(guó)特色反貧困之路與政策取向[J]. 毛澤東鄧小平理論研究，2010(4)：17-21.

[16]RAVALLION M, CHEN S. China’s (uneven) Progress against Poverty [J]. Journal of Development Economics，2007(82)：1-42.

[17]RISKIN C. Chinese Rural Poverty: Marginalized or Dispersed [J]. China’s Reforms: Structural and Welfare Aspects, 1994, 84(2): 281-284.

[18]都陽，蔡昉. 中國(guó)農(nóng)村貧困性質(zhì)的變化與扶貧戰(zhàn)略調(diào)整[J]. 中國(guó)農(nóng)村觀察，2005(5)：2-9.

[19]岳希明，李實(shí)，王萍萍. 透視中國(guó)農(nóng)村貧困[M]. 北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2007.

[20]SANGUI W. Overcoming Poverty through Development—A review and assessment of the experiences of large scale poverty reduction in China over the past three decades[J]. China Economist，2009：104-118.

[21]YAO S. Economic Development and Poverty Reduction in China over 20 Years of Reform [J]. Development and Cultural Change，2000，48(3)：447-474.

[22]KAKWANI N，SUBBARAO K. Rural Poverty and its Alleviation in India [J]. Economic and Political Weekly，1990，25(13)：A2-A16.

[23]JAIN L，TENDULKAR S. Role of Growth and Distribution in the Observed Change of the Headcount Ratio Measure of Poverty for Rural and Urban Population of India 1970-71 to 1983 [J]. Journal of Indian School of Political Economy，1990(1):165-205.

[24]DATT G，RAVALLION M. Growth and Redistribution Components of Changes in Poverty Measures[J]. Journal of Development Economics，1992(38)：275-295.

[25]SHORROCKS A F. Decomposition Procedures for Distributional Analysis: A Unified Framework Based on the Shapley Value [R]. University of Essex and Institute for Fiscal Studies, 1999.

[26]林伯強(qiáng). 中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、貧困減少與政策選擇[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2003(12)：15-25.

[27]萬廣華，張茵. 收入增長(zhǎng)與不平等對(duì)我國(guó)貧困的影響[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2006(6)：112-123.

[28]萬廣華，張藕香. 貧困按要素分解：方法與例證[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2008(3)：997-1011.

[29]KAKWANI N，PRAKASH B，SON H H. Growth, Inequality, and Poverty: An Introduction [J]. Asian Development Review，2000，18(2)：1-21.

[30]魏勇，俞文華. 中國(guó)轉(zhuǎn)軌時(shí)期居民收入差距、貧困與增長(zhǎng)問題的研究[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2004(1)：5-16.

[31]王雨林，黃祖輝. 影響轉(zhuǎn)型期中國(guó)農(nóng)村貧困變動(dòng)率指標(biāo)的因素的分解研究[J]. 中國(guó)人口科學(xué)，2005(1)：50-57.

[32]胡兵，胡寶娣，賴景生. 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配對(duì)農(nóng)村貧困變動(dòng)的影響[J]. 財(cái)經(jīng)研究，2005(8)：89-99.

[33]陳立中，張建華. 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配與減貧進(jìn)程間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系[J]. 中國(guó)人口科學(xué)，2007(1)：53-59.

[34]張全紅，張建華. 中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入不公平與貧困變動(dòng)：1981—2001——基于城鄉(xiāng)統(tǒng)一框架的分析[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2007(4)：15-24.

[35]羅楚亮. 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入差距與農(nóng)村貧困[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2012(2)：15-27.

[36]張全紅. 糧價(jià)上漲、通貨膨脹與城市貧困——基于兩種價(jià)格指數(shù)的對(duì)比分析[J]. 統(tǒng)計(jì)研究，2008(9)：11-15.

[37]VILLASENOR J，ARNOLD B. Elliptical Lorenz Curves [J]. Journal of Econometrics，1989，40(2)：327-338.

[38]FOSTER J，GREER J，THORBECKE E. A Class of Decomposable Poverty Measures [J]. Econometrica，1984，52(3)：761-766.

Prices Change, Income Distribution and Rural Pro-poor Growth

XIE Dong-mei

(CollegeofEconomics,FujianAgricultureandForestryUniversity,Fuzhou,Fujian350002,China)

Based on the three-dimensional Shapley poverty variance decomposition method, the effects of economical growth, income distribution and price changes on rural poverty changes were analyzed. By introducing the price factors into the pro-poor growth index, the pro-poorness of rural growth was measured. And by using the growth curve, and combining with the percentile-specific consumer price indices, the changes in the average income growth rate of each percentile were observed. Then, on this basis, the poverty reduction equivalent growth rate was used to comprehensively evaluate the pro-poorness of China’s rural growth from 1990 to 2009. The results showed that rural growth was weekly pro-poor in absolute sense, income distribution and prices shift affected the process of poverty reduction, and the heterogeneity of inflation was an important factor in the judgment of pro-poor growth.

Shapley decomposition; pro-poor growth; inflation; income distribution

2016-08-19

謝東梅(1968-)，女，教授，博士，研究方向：農(nóng)村社會(huì)保障. E-mail:xiedongmei@fafu.edu.cn

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金一般項(xiàng)目(11BGL070)；福建省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目(2012Z008)

10.16006/j.cnki.twnt.2016.05.005

F124.7

A

1637-5617(2016)05-0023-09