章貴軍，王芝儒，李 峰，3

（1.福建師范大學 數(shù)學與統(tǒng)計學院，福建 福州350117；2.江西財經(jīng)大學 統(tǒng)計學院，江西 南昌330013；3.江西財經(jīng)大學 應用統(tǒng)計研究中心，江西 南昌330013）

一、引言

改革開放以來，針對我國農村貧困問題，政府不斷改進扶貧措施，促進我國減貧事業(yè)發(fā)展。具體而言，針對不同時期我國農村居民的貧困特點，政府制定了不同的扶貧方案。第一階段是體制改革推動扶貧階段，從1978年到l985年，通過經(jīng)濟體制改革，家庭聯(lián)產承包責任制的推行基本解決了農村群眾的溫飽問題，從普遍貧困轉變?yōu)榫植控毨А５诙A段是扶貧開發(fā)進入專項計劃推動階段，從1986年到2007年，《國家八七扶貧攻堅計劃（1994—2000年）》和《中國農村扶貧開發(fā)綱要（2001—2010年）》相繼出臺。第三階段，從2007年到黨的十八大，農村最低生活保障制度建立，扶貧事業(yè)進入開發(fā)扶貧和救助扶貧兩輪驅動的階段，國家逐漸把扶貧工作由全國范圍轉向中西部經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，實施項目扶貧到縣、整村推進局部瞄準措施。第四階段是脫貧攻堅階段，從黨的十八大到2020年，中共中央、國務院頒布了第二個扶貧十年計劃即《中國農村扶貧開發(fā)綱要（2011—2020）》，提出精準識別、精準幫扶、精準管理和精準考核的精準扶貧和精準脫貧思想。

在前三階段，中國經(jīng)濟高速增長的減貧效應促使貧困人口大規(guī)模減少，中國的農村貧困人口從1978年的7.7億人減少到2012年底的9 899萬人，按照人均年收入2 300元（2010年不變價）的貧困標準計算的貧困發(fā)生率則從97.5%下降到10.2%。前三階段貧困人口大規(guī)模減少的減貧成就是中國經(jīng)濟增長和扶貧開發(fā)共同作用的結果（汪三貴，2018）[1]。隨著減貧工作的繼續(xù)推進，剩余貧困人口的減貧難度不斷加大，大水漫灌式的減貧模式難以為繼，中國減貧在第四階段進入攻堅克難階段。為了拔掉窮根、縮小城鄉(xiāng)公共產品差異，中國政府和企業(yè)在廣大偏遠落后地區(qū)投入大量人力、物力進行基礎設施建設。目前，中國各省貧困地區(qū)農村自然村通公路的農戶比重、自然村能接收有線電視信號的農戶比重、自然村進村主干道路硬化的農戶比重均超過了99%，自然村有衛(wèi)生站的農戶比重、自然村上幼兒園便利的農戶比重和自然村上小學便利的農戶比重均超過了90%。2021年中國政府宣布9 899萬農村貧困人口全部脫貧，832個貧困縣全部摘帽，12.8萬個貧困村全部出列，區(qū)域性整體貧困得到解決，完成了消除絕對貧困的艱巨任務。按照Bourguignon（2003，2004）[2,3]的研究，貧困發(fā)生率的降低取決于經(jīng)濟增長和緩解收入不平等兩個方面的合力，當經(jīng)濟增長的減貧效果有限時，就需通過緩解收入不平等改進減貧效果，那么可以認為有可能在第四階段緩解收入不平等對減貧發(fā)揮了重要作用。本文研究的意義在于測度經(jīng)濟增長和緩解收入不平等的減貧作用，然后分析脫貧攻堅時期政府促進全國減貧采取的策略。當然，在分析上述問題之前，本文首先探討經(jīng)濟增長和緩解收入不平等的減貧功能是否具有空間溢出效應，目的在于研究國家的減貧方針在實證數(shù)據(jù)上是否具有說服力。本文利用微觀調查數(shù)據(jù)，結合經(jīng)濟計量模型測度和比較各省份經(jīng)濟增長和緩解收入不平等的減貧彈性，從而分析中國政府如何統(tǒng)籌經(jīng)濟增長和收入分配并實現(xiàn)高效率消除絕對貧困。

二、文獻評述

貧困、經(jīng)濟增長、收入不平等是經(jīng)濟學家們長期以來一直關注的主題。按照庫茲涅茨假說，經(jīng)濟增長與收入不平等存在倒U型關系，發(fā)展中國家的經(jīng)濟發(fā)展水平通常處于倒U型曲線的左側，其經(jīng)濟增長會拉大收入差距，相對貧困的家庭難以從經(jīng)濟增長過程中受益。Bourguignon（2003，2004）的研究進一步完善了庫茲涅茨假說，指出貧困、經(jīng)濟增長、收入不平等之間存在三角關系，經(jīng)濟增長和緩解收入不平等均有利于減少貧困，與經(jīng)濟體是否處于發(fā)展階段無關。Cline（2004）[4]研究發(fā)現(xiàn)，一些國家的減貧成就確實得益于經(jīng)濟增長，然而，也有一些不存在顯著經(jīng)濟增長的國家也成功減少了貧困。有大量研究支持Bourguignon和Cline的結論，認為經(jīng)濟增長是減貧的必要而非充分條件，經(jīng)濟增長的減貧成效不僅依賴于經(jīng)濟增長速度，還依賴于通過收入分配緩解不平等的程度（Ravallion and Huppi，1991；Datt and Ravallion，1992；Balisacan and Fuwa，2003）[5-7]。

進入21世紀以來，中國的減貧成就引起了國內外學者的廣泛關注。汪三貴（2018）對比分析中國1978—2016年的人均GDP與貧困發(fā)生率的關系后指出，改革開放后經(jīng)濟增長率與貧困發(fā)生率呈負相關關系，人均GDP增長越高，貧困發(fā)生率下降就越快。雖然一般性數(shù)據(jù)研究支持中國經(jīng)濟的快速增長與貧困下降有關，但大量研究同時表明，中國經(jīng)濟在快速增長的同時也導致了收入不平等的持續(xù)擴大，會阻礙經(jīng)濟增長的減貧效應。林伯強（2003）[8]的研究指出，收入分配對中國減貧意義重大，如果不注重收入分配，即使經(jīng)濟持續(xù)增長，惡化的收入分配也會侵蝕經(jīng)濟增長帶來的減貧成績。之后，陳立中和張建華（2007）[9]測度和比較了1998—2003年間中國農村不同收入水平和不平等條件下貧困的收入增長偏彈性，認為當收入不平等性保持不變時，收入增長的減貧效應會加強，而收入越不平等，經(jīng)濟增長的減貧效應越弱。Ravallion和Chen（2007）[10]利用中國農村住戶調查數(shù)據(jù)和城鎮(zhèn)住戶調查數(shù)據(jù)（1980—2001）的測度結果表明，中國經(jīng)濟增長有利于大幅促進減貧，而此期間的不平等增加則抑制了減貧。阮敬和詹婧（2010）[11]利用Shapley分解方法分城鄉(xiāng)分析經(jīng)濟增長的親貧效應后發(fā)現(xiàn)，1988—2007年間貧困群體分享經(jīng)濟增長的收益低于非貧困群體，分配效應削弱了經(jīng)濟增長對農村貧困居民的收入拉動作用，而對城鎮(zhèn)貧困基本無影響。江克忠和劉生龍（2017）[12]基于中國家庭追蹤調查2010年、2012年和2014年三輪數(shù)據(jù)的實證研究進一步支持了上述研究結論，在測度經(jīng)濟增長和收入分配對中國農村的減貧彈性后發(fā)現(xiàn)，雖然經(jīng)濟增長有利于中國農村減貧，但當經(jīng)濟增長到一定程度時，經(jīng)濟增長的減貧彈性會下降，而收入分配的減貧彈性則會增加。羅良清和平衛(wèi)英（2020）[13]利用CHNS1991—2015年的數(shù)據(jù)研究表明，收入不平等使得貧困群體從經(jīng)濟增長中得到的份額逐漸減少，從而不利于減貧。

考慮到中國人多地廣，東部沿海地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展速度和減貧特點可能與其他地區(qū)不同，陳飛、盧建詞（2014）[14]利用CHNS中1991—2009年農村家庭數(shù)據(jù)對中國東部和中西部地區(qū)的減貧效應進行了分析，結果表明，中國經(jīng)濟增長降低了貧困人口的比例，但收入不平等卻降低了減貧速度并壓縮了低收入群體的收入份額，且中西部地區(qū)收入不平等對減貧的抑制作用更大。Chen和Wen（2020）[15]進一步支持了上述研究結論，其對中國不同地區(qū)的減貧效果進行分析后指出：地區(qū)的收入不平等程度越高，減貧困難程度就越大；若經(jīng)濟增長利于窮人，則即使是一般水平的經(jīng)濟增長也能實現(xiàn)高效減貧。

綜合國內外學者的觀點，經(jīng)濟增長并不一定能夠促進減貧，對于僅僅有利于少數(shù)人財富增加的經(jīng)濟增長，由于擴大了貧富差距，可能會阻礙減貧的進程，只有改進大多數(shù)人的福利狀態(tài)并縮小貧富差距的經(jīng)濟增長才能促進高效減貧。所以，要真正實現(xiàn)高效減貧，不僅要促進經(jīng)濟增長，更要了解區(qū)域內的貧困特點，要制定統(tǒng)籌經(jīng)濟增長和縮小貧富差距的收入分配政策。在不平等程度增加會使經(jīng)濟增長的減貧效應下降的情況下，實施有針對性的扶貧政策就顯得更加重要（汪三貴，2008）[16]，因此在脫貧攻堅時期中國政府采取了精準扶貧、精準脫貧的策略。為了探究脫貧攻堅期間經(jīng)濟增長和收入不平等性變化的減貧貢獻，本文借鑒Bourguignon（2003，2004）的研究測度了經(jīng)濟增長和收入分配的減貧彈性?？紤]到中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不平衡和減貧過程的持續(xù)性、動態(tài)性，本文構建動態(tài)面板模型來計算經(jīng)濟增長和收入分配不平等的減貧彈性，這更利于反映經(jīng)濟現(xiàn)實。同時，考慮經(jīng)濟增長和收入分配的空間溢出效應，根據(jù)測度結果客觀評價中國脫貧攻堅經(jīng)驗，以期為世界其他發(fā)展中國家促進高效率減貧提供經(jīng)驗。

三、理論分析和模型設計

（一）經(jīng)濟增長和收入不平等的減貧彈性理論

為反映經(jīng)濟增長或收入不平等下降的減貧效果，一個常用的指標為減貧彈性：經(jīng)濟增長的減貧彈性表示人均GDP（或人均收入）增加一個百分點造成的貧困發(fā)生率下降的百分比；收入不平等變動的減貧彈性為衡量收入不平等程度的指標如基尼系數(shù)降低一個百分點使得貧困發(fā)生率下降的百分比。可見，為測度減貧彈性必須先計算貧困發(fā)生率。令t時刻的貧困發(fā)生率Ht表示為收入Yt低于絕對貧困線z的人口比例，顯然，如果將個人收入當做隨機變量，則貧困發(fā)生率的計算結果理論上等于個人收入低于貧困線的概率，如式（1）所示。

其中，F(xiàn)t（z）為收入的分布函數(shù)，假設個人收入為對數(shù)正態(tài)分布，則貧困發(fā)生率可表示為式（2）所示的表達式。

其中，Φ（·）是標準正態(tài)分布的累積分布函數(shù)，σt是收入對數(shù)的標準差。

本文利用基尼系數(shù)度量收入分配不平等程度，將t時刻的基尼系數(shù)記為Gt，其計算表達式如式（3）所示。

根據(jù)彈性的定義，結合式（2），經(jīng)濟增長的減貧彈性和收入不平等的減貧彈性分別如式（4）和式（5）所示（Epaulard，2003）[17]。

對式（6）進行整理，并代入經(jīng)濟增長和收入分配彈性，得到式（7）所示的表達式。

結合式（4）、（5）和（7）不難看出，當一國收入水平不是特別低的時候，經(jīng)濟增長有利于減貧，而收入不平等程度的增加即基尼系數(shù)的增加則會使貧困增加。但在極度貧困地區(qū)，收入不平等程度的增加也可能會使得貧困減少。

（二）計量經(jīng)濟模型和估計方法

Kalwij和Verschoor（2004）[18]最先在模型中引入了反映地區(qū)初始經(jīng)濟水平和初始不平等程度的變量，構建面板計量模型,估計經(jīng)濟增長和收入不平等的減貧效應，其模型如式（8）所示。

Andrade Araujo等（2018）[19]認為貧困的變化是動態(tài)持續(xù)的，上一期貧困的變化會影響下一期貧困的變化，應在模型中考慮滯后性因素，于是將Kalwij和Verschoor（2004）的模型改進為動態(tài)面板模型，如式（9）所示。

其中，ηi為空間固定效應，該模型中得出的經(jīng)濟增長減貧彈性為，收入分配的減貧彈性為Andrade Araujo等（2018）提出用動態(tài)面板GMM方法估計減貧彈性。

同一國家中各地區(qū)貧困的變化可能會受到自身過去貧困變化的影響，也可能會受到其他地區(qū)經(jīng)濟增長或減貧行為的影響，因此，忽略貧困變化所伴隨的空間相關性可能會造成模型設定錯誤，測度的減貧彈性也可能會產生偏誤。鑒于此，本文在模型（9）的基礎上進行調整，選用考慮各地區(qū)經(jīng)濟活動空間相關性的空間計量模型測度經(jīng)濟增長和收入不平等的減貧彈性。我國東部地區(qū)經(jīng)濟條件比較好的省份由于前期經(jīng)濟基礎好，因此脫貧攻堅時期減貧空間有限，貧困發(fā)生率波動較小，如果采用模型（9）的形式估計參數(shù)，將出現(xiàn)大量因變量近似為0的樣本，導致東部地區(qū)參數(shù)估計產生較大偏誤。因此，為估計各地區(qū)樣本參數(shù)，便于橫向比較各區(qū)域的減貧效果，本文測度經(jīng)濟增長、收入不平等對減貧的半彈性（自變量取對數(shù)，因變量不取對數(shù)）。

以往對空間計量模型的應用主要集中于只包含空間因變量滯后的空間自回歸SAR模型和只包含空間誤差項自相關的空間誤差SEM模型（李婧等，2010）[20]，然而，空間效應的傳導也可能同時發(fā)生于因變量的空間滯后以及隨機沖擊所造成的誤差項變化，因此LeSage和Pace（2009）構建了綜合考慮上述兩種空間傳導機制的空間杜賓模型（又稱空間交互模型，SDM模型）和空間交叉模型（SAC模型）。鑒于不同類型的空間計量模型所揭示的經(jīng)濟涵義有所差別，為了獲取擬合效果最優(yōu)的空間計量模型，并考察模型參數(shù)估計結果是否穩(wěn)健，本文結合上述模型進行了改進，按照FE（個體固定效應模型）→（SAR和SEM）→SAC→SDM這一路徑對模型進行設定和檢驗。本文所用的SDM模型如式（10）所示。

該SDM模型既包含了貧困發(fā)生率的一階滯后項，也包含了時間和空間的雙向固定效應。其中，W表示所用數(shù)據(jù)對應的標準化后的空間權重矩陣。當α1=0且α2=0時，該模型為靜態(tài)空間杜賓模型；當α1≠0且α2=0時，為動態(tài)時間滯后杜賓模型；當α1=0且α2≠0時，為動態(tài)空間滯后杜賓模型；當α1≠0且α2≠0時，為動態(tài)時空滯后杜賓模型。該模型中得出的經(jīng)濟增長的減貧半彈性和收入分配的減貧半彈性分別為

（三）研究思路與創(chuàng)新點

本文依據(jù)現(xiàn)有的減貧彈性理論，結合前人給出的減貧彈性測度模型，加入對減貧的空間滯后性的思考，在既有文獻的基礎上構建考慮動態(tài)因素的空間計量模型，對各省份及區(qū)域的經(jīng)濟增長與收入分配的減貧彈性進行測度，并比較不同省域經(jīng)濟增長和收入分配的減貧彈性。本文的主要創(chuàng)新點在于，除了考慮到了貧困的動態(tài)變化，還考慮到了空間因素對減貧的影響，采用空間計量方法，使用動態(tài)SDM模型估計了經(jīng)濟發(fā)展與收入不平等對減貧的貢獻，估計出了各省份及各地區(qū)的減貧彈性，并分區(qū)域進行了比較。

四、數(shù)據(jù)描述與實證分析

（一）數(shù)據(jù)和變量描述

本文所使用數(shù)據(jù)為2010—2018年的中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫由北京大學中國社會科學調查中心（ISSS）實施。CFPS樣本覆蓋25個省/市/自治區(qū)，目標樣本規(guī)模為16 000戶，調查對象包括樣本家戶中的全部家庭成員。CFPS在2008年和2009年兩年在北京、上海、廣東三地分別開展了初訪與追訪的測試調查，并于2010年正式開展訪問。經(jīng)2010年基線調查界定出來的所有基線家庭成員及其今后的血緣/領養(yǎng)子女都將作為CFPS的基因成員，成為永久追蹤對象。研究數(shù)據(jù)刪除缺失值和收入低于1%分位數(shù)、高于99%分位數(shù)的異常數(shù)據(jù)，刪除部分收入低于10%分位數(shù)而食品衣著支出高于50%分位數(shù)的異常數(shù)據(jù)。由于部分省份調查的樣本數(shù)據(jù)相對較少，所以也進行了刪除處理，最終得到了每年不少于10 000戶家庭構成的面板數(shù)據(jù)。按照中國四大經(jīng)濟區(qū)域將所選樣本劃分為四大地區(qū)，其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東9個省份，東北地區(qū)包括遼寧、吉林、黑龍江3個省份，中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南6個省份，西部地區(qū)包括廣西壯族自治區(qū)、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅7個省份。

本文將家庭人均收入低于國家所劃定的絕對貧困線標準的家庭人口歸為貧困人口。由于國家貧困線的制定標準為由2010年不變價測得的人均年收入2 300元人民幣，因此本文使用消費者價格指數(shù)CPI將所使用的收入數(shù)據(jù)調整為2010年標準。各省的家庭人均收入由家庭總收入除以家庭總人口數(shù)計算得到，記為yˉit。將某省份某一年的貧困人口記為qt，總人口記為nt，則該省這一年的貧困發(fā)生率為Ht=qt/nt。本文使用基尼系數(shù)（Gini）作為測量不平等程度的工具，根據(jù)所提取的家庭人均收入數(shù)據(jù)計算得到，記為Git。刪除收入低于1%分位數(shù)和高于99%分位數(shù)的異常數(shù)據(jù)。表1為樣本數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計，結果可見：從全國來看，東部地區(qū)收入最高，西部地區(qū)收入最低；2018年相對于2010年收入大幅增長，其中西部地區(qū)增速最快，東北地區(qū)增速最慢；2018年相對于2010年貧困發(fā)生率大幅下降，其中西部地區(qū)下降最快，東北地區(qū)貧困程度略有上升，其他地區(qū)均有不同程度下降；全國整體和東北地區(qū)在收入增長的同時收入不平等狀況有所加深，而東部地區(qū)、西部地區(qū)和中部地區(qū)的收入不平等狀況則有所緩解。

表1 描述性統(tǒng)計

表1數(shù)據(jù)表明，雖然基于全國樣本數(shù)據(jù)計算的基尼系數(shù)增加了，但東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的收入不平等性卻呈現(xiàn)出一定程度的下降，其中西部地區(qū)的基尼系數(shù)降幅最明顯，東部地區(qū)次之。根據(jù)Ravallion和Chen（2007）的研究，表明脫貧攻堅期間中國政府的扶貧策略不僅在于通過促進經(jīng)濟增長減貧，而且在于通過有針對性地降低區(qū)域不平等性促進減貧，通過經(jīng)濟增長和減貧互動促進高效率脫貧。為探尋脫貧攻堅期間中國政府的減貧經(jīng)驗，顯然有必要建立相應模型深入細致分析脫貧攻堅期間經(jīng)濟增長和收入不平等性對各地的減貧貢獻。

（二）靜態(tài)模型回歸分析

表2為本文所使用的主要變量的選擇及符號定義，其中ΔHit為被解釋變量，其余變量均為主要解釋變量。初始不平等程度和初始發(fā)展水平變量的定義借鑒了Kalwij和Verschoor（2004）的做法。

表2 關鍵變量選擇及定義

根據(jù)前文的模型設定和估計方法，表3為五個靜態(tài)模型的對應變量系數(shù)估計結果。不難發(fā)現(xiàn)，Δlogyit和ΔlogGit的系數(shù)均顯著不為0，符合經(jīng)濟學含義：Δlogyit的系數(shù)為正，表明經(jīng)濟增長促進了減貧；ΔlogGit的系數(shù)為負，表明不平等程度的縮小有利于減貧；Δlogyit和ΔlogGit-1的交互項的系數(shù)為負，表明經(jīng)濟增長和初始收入不平等的交互作用促進了減貧，同時也表明經(jīng)濟增長對于減貧的正向作用大于收入不平等增加對減貧的負向作用，總體而言，經(jīng)濟增長和部分地區(qū)收入不平等緩解的共同作用促進了減貧。SEM模型和SDM模型的空間誤差系數(shù)和空間自回歸系數(shù)在0.05顯著水平上通過了檢驗，表明存在空間自回歸效應。比較SEM模型和SDM模型擬合效果對數(shù)似然統(tǒng)計量Log-L發(fā)現(xiàn)，SDM模型具有更好的擬合效果，因此本文之后的分析選擇空間杜賓模型。根據(jù)Andrade Araujo等（2018）的研究，貧困是動態(tài)持續(xù)的，而以上模型均未考慮動態(tài)效應的情況，估計結果可能不夠全面，因此有必要對所選擇的空間杜賓模型添加貧困變化的滯后項，在考慮動態(tài)效應的條件下進行進一步分析。

表3 靜態(tài)模型回歸結果

（續(xù)表3）

（三）動態(tài)模型回歸分析

表4的動態(tài)空間杜賓模型回歸結果和對數(shù)似然統(tǒng)計量Log-L表明，同時加入時空滯后變量的時空滯后模型擬合效果更為良好。其中，空間自回歸系數(shù)檢驗結果rho顯著為正，表明在考慮了動態(tài)效應后，鄰近省份的減貧成效會促進本地區(qū)減貧。ΔHit-1和W×ΔHit-1的系數(shù)并不顯著，表示中國減貧的動態(tài)效應并不十分顯著，且前一年減貧對當期減貧效應的影響不大。除了主要變量Δlogyit和ΔlogGit的系數(shù)分別顯著為負和顯著為正以外，log（z/yit-1）的系數(shù)也顯著為負，表明初始發(fā)展水平對減貧有顯著的促進作用。ΔlogGit×log（z/yit-1）的系數(shù)顯著為正，表明不平等程度的改變與初始發(fā)展水平的交互作用對減貧有抑制作用，意味著不平等對減貧的抑制作用大于初始發(fā)展水平的減貧作用。

由于在空間計量模型中回歸系數(shù)同時包含了直接影響和反饋效應，并且，由于解釋變量空間滯后項的系數(shù)也會對反饋效應造成影響，因此，單純觀察回歸系數(shù)并不嚴謹，需要進一步將空間溢出效應分解為直接效應和間接效應。徐春華（2016）也認為，對于空間杜賓模型的回歸系數(shù)應從直接效應、間接效應及總效應層面來解釋。因此，本文將考慮空間杜賓模型的長期與短期的直接效應、間接效應與總效應，并以此估計經(jīng)濟增長與收入分配的減貧彈性。

表4 動態(tài)空間杜賓模型回歸結果

（續(xù)表4）

Lesage和Pace（2009）將直接效應定義為一個地區(qū)的自變量對其因變量的影響，將間接效應定義為一個地區(qū)的自變量對與其存在空間關聯(lián)的鄰近區(qū)域因變量的影響，而總效應則是直接效應與間接效應之和。表5是動態(tài)空間杜賓模型中各變量直接效應、間接效應和總效應的估計結果。變量Δlogyit長期效應和短期效應的檢驗結果顯示，其長期與短期的間接效應均顯著為負，表明經(jīng)濟增長的空間溢出效應對減貧有顯著的促進作用。改革開放之初，中國政府推行先富帶動后富的方針政策，本文實證分析證實了該方針的正確性，即先富裕起來的省份對鄰近省份的減貧增收具有統(tǒng)計意義上的顯著促進作用?！秶野似叻鲐毠杂媱潯方⒌臇|西部扶貧協(xié)作和對口支援的扶貧機制在脫貧攻堅期間進一步貫徹實施，逐步形成了東西部扶貧協(xié)作和對口支援從單向援助向雙向合作共贏轉變的局面，成為中國貧困治理的一條獨特經(jīng)驗（張曉穎、王小林，2021）。Δlogyit×logGit-1長期與短期的間接效應都顯著為負，進一步表明了脫貧攻堅期間東西部協(xié)作共贏的效果，說明即使在初始不平等水平較高的地區(qū)，經(jīng)濟增長仍然具有顯著的空間溢出效應。log（z/yit-1）長期和短期的直接效應均顯著為負，表明初始經(jīng)濟發(fā)展水平越高，經(jīng)濟增長的直接效應越大，越有利于本省減貧增收。

對于變量ΔlogGit和ΔlogGit×log（z/yit-1），無論是長期效應還是短期效應，檢驗結果表明僅有直接效應是顯著的，表明鄰近省份本期收入及上期收入分配不平等性的改變并不會影響本省減貧，即當期收入不平等性的調整不具有顯著的空間溢出效應。變量logGit-1無論是長期效應還是短期效應，僅有間接效應在0.1的水平下顯著，說明鄰近地區(qū)的初始不平等水平即上期的收入不平等對當期本地區(qū)的減貧有一定的影響。Δlogyit×logGit-1的長期效應和短期效應均顯著為負，表明經(jīng)濟增長和收入不平等的交互效應對減貧具有顯著的正向空間溢出效應，即初始的地區(qū)不平等程度會影響下一期經(jīng)濟增長的減貧效應。綜合上述兩項分析表明，盡管收入不平等的變化不存在直接的空間溢出效應，但鄰近地區(qū)的初始不平等程度對本地區(qū)減貧卻有著較為顯著的影響，并且經(jīng)濟增長過程中造成的收入差距擴大會抑制本地區(qū)的減貧速度。同時，Δlogyit×logGit-1的間接效應系數(shù)為負，表明本地區(qū)和鄰近地區(qū)的收入不平等程度可能會對本地區(qū)的經(jīng)濟增長減貧效應產生一定的促進作用，這可能與這些年來中國經(jīng)濟的高速增長有關。由于收入水平相對較低地區(qū)的不平等程度較高，經(jīng)濟增長對這些地區(qū)的減貧效用更大，所以這些地區(qū)經(jīng)濟高速增長所帶來的不平等并未影響到經(jīng)濟增長的減貧效果，可以看出脫貧攻堅期間的經(jīng)濟高速增長確實有助于本地區(qū)以及鄰近地區(qū)的減貧政策。收入不平等的長期與短期的直接效應都顯著為正，說明解決收入不平等問題是如今經(jīng)濟增速放緩后減貧的一個重大難題，政府應重視經(jīng)濟從高速增長向高質量增長轉變過程中收入不平等可能導致的致貧和返貧問題。

表5 動態(tài)空間杜賓模型的長期、短期效應比較

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗結果的合理性，需要進行穩(wěn)健性分析。本文借鑒劉成坤和趙昕東（2018）的做法，替換空間權重矩陣，使用標準化后的地理距離矩陣進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結果如表6所示。

表6 替換空間權重矩陣的穩(wěn)健性檢驗

-0.5405（0.9579）Δlog yit×log Git-1 Δlog yit-0.4812（0.9603）-0.7170（0.9871）0.0953（2.1606）Δlog yit×log（z/yit-1） -0.4576（0.6113）0.5982（2.0583）0.0637（2.2518）-0.2247（0.6895）Δlog Git-0.3141（0.7141）2.5354***（0.9361）Δlog Git×log Git-1 2.6758***（0.9116）2.7104***（0.9602）1.0688（1.7120）Δlog Git×log（z/yit-1） 1.0972（0.7982）0.9824（1.7169）1.1209（1.7848）0.9711（0.8165）log Git-1 1.0389（0.8485）-0.0871（0.3067）log（z/yit-1） 0.0177（0.0968）-0.1890（0.2740）-0.1309（0.3173）0.0035（0.1154）-0.0261（0.1133）Spatial rho 0.5852*（0.3256）0.6699**（0.3380）sigma2_e 0.0003***（0.0000）0.6615*（0.3428）0.0003***（0.0000）R2 0.7151 0.6636 0.7187 AIC -3.1e+02 -3.0e+02 -3.1e+02 Log-L 205.1071 202.2293 205.2867 0.0003***（0.0000）

從表6的回歸結果中可以得出，關鍵變量Δlogyit和ΔlogGit的系數(shù)符號與表4的動態(tài)SDM模型相比均未發(fā)生改變，空間自回歸系數(shù)rho同樣顯著為正，并且模型大多數(shù)變量的系數(shù)符號都與前文的回歸結果高度一致，可以判斷本文所選擇的動態(tài)SDM模型的結果穩(wěn)健。

（五）彈性測度

減貧的總效應在模型中表示所有影響因素對貧困變化的總影響。為反映總的影響效果，本文將長期總效應代入式（11）和（12），計算經(jīng)濟增長與收入分配的平均減貧的半彈性，結果如表7所示。

表7 減貧彈性估計結果

表7的數(shù)據(jù)結果表明，西部地區(qū)經(jīng)濟增長的減貧效應和不平等增加的致貧效應均高于東部地區(qū)，越富裕的省份其收入增長與收入分配的減貧彈性的絕對值越小。其中，北京和上海經(jīng)濟增長的減貧彈性的絕對值分別為0.12和0.09，表明初始收入較高省份的減貧空間小，經(jīng)濟增長和調整收入分配對減貧的影響也會相對較小。

對比東部地區(qū)、東北地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的兩種彈性的絕對值可以得出，經(jīng)濟增長平均減貧彈性的絕對值始終低于收入分配的減貧效應，表明要提高中國減貧效率應該優(yōu)先考慮調節(jié)收入不平等，加強對經(jīng)濟發(fā)展相對比較滯后地區(qū)的扶持。

縱向對比收入分配的減貧彈性，平均而言，西部地區(qū)的絕對值是0.428，明顯高于其他地區(qū)。同時，西部地區(qū)經(jīng)濟增長減貧彈性的絕對值也高于其他地區(qū)，表明要促進中國大規(guī)模減貧，無論是通過經(jīng)濟增長還是通過收入分配調整，都應該加大對西部地區(qū)的扶持。

通過觀察表5中的長期效應和短期效應可以發(fā)現(xiàn)，收入分配對減貧只能帶來顯著的直接效應，而經(jīng)濟增長對貧困發(fā)生率所帶來的減貧效應只有間接效應顯著為負，這說明經(jīng)濟增長除了對減貧有直接作用外，還有助于推動鄰近省份的脫貧進程，對實現(xiàn)共同富裕有著重要作用。因此，在重點關注各省份不平等問題的同時，應首先保持經(jīng)濟可持續(xù)增長，然后將脫貧工作的重心放在消除不平等問題上。

五、結論

本文基于2010—2018年雙數(shù)年份的CFPS數(shù)據(jù)，構建動態(tài)空間杜賓模型，對我國脫貧攻堅期間的經(jīng)濟增長和收入分配的減貧彈性進行了測度。結果表明：從經(jīng)濟增長和收入分配的長期、短期效應看，直接的經(jīng)濟增長并未對本地區(qū)減貧產生顯著的促進作用，但對鄰近地區(qū)的減貧卻有著空間溢出效應，顯著推動了鄰近地區(qū)的減貧；收入分配不平等對本地區(qū)減貧有顯著的抑制作用，而空間溢出效應不顯著；本地的初始經(jīng)濟發(fā)展水平對當?shù)販p貧起到了顯著的推動作用，本地區(qū)的初始不平等水平具有顯著的空間溢出效應，顯著抑制了鄰近地區(qū)的減貧進程。此外，在初始經(jīng)濟不平等水平較高的地區(qū)，經(jīng)濟增長的空間溢出效應更加明顯；在初始經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)，收入不平等對本地區(qū)減貧的抑制作用更為顯著。

從各地區(qū)經(jīng)濟增長與收入分配的減貧彈性測度結果看，可以得到三點結論。第一，依照中國四大經(jīng)濟區(qū)域將所選樣本劃分為東部、東北、中部和西部四大地區(qū)，其經(jīng)濟增長的減貧彈性依次降低，收入分配的減貧彈性依次升高。比較減貧彈性的絕對值可以看出，西部地區(qū)兩種減貧彈性的絕對值均顯著高于其他地區(qū)，表明目前西部地區(qū)仍處于發(fā)展水平較差且不平等程度較大的狀態(tài)。在后扶貧時期，為穩(wěn)定脫貧攻堅成果和減小相對貧困，無論是在經(jīng)濟增長方面還是在收入分配調整方面，政府都應該對西部地區(qū)進行大力扶持。第二，對比兩種減貧彈性的絕對值可以得出，經(jīng)濟增長平均減貧彈性的絕對值始終低于收入分配的減貧效應，表明要促進中國減貧效應最大化應該優(yōu)先考慮調節(jié)收入不平等，即加大對經(jīng)濟發(fā)展相對滯后地區(qū)的扶持。而且，解決收入不平等問題是如今經(jīng)濟增速放緩后減貧的一個重大難題，政府今后應重視經(jīng)濟增速放緩后收入不平等可能導致的致貧、返貧問題。第三，由于本地區(qū)的經(jīng)濟增長有著顯著的空間溢出效應，有助于推動鄰近省份的脫貧進程，對實現(xiàn)共同富裕有著重要作用，因此，在重點關注各省份不平等的情況下，在將重心放在緩解不平等的同時，也應控制經(jīng)濟在一定水平內保持可持續(xù)增長。

注釋：

①匯總的全國數(shù)據(jù)為中國大陸地區(qū)31省、直轄市和自治區(qū)經(jīng)過缺失值和異常值處理后的樣本數(shù)據(jù)，最終保留的省份包括東部地區(qū)9個、東北地區(qū)3個、中部地區(qū)6個、西部地區(qū)7個。