中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)減少農(nóng)村貧困的實(shí)證分析

張曉麗

(內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)學(xué)院 財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010051)

一、文獻(xiàn)簡(jiǎn)要回顧

古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是減少貧困的充分必要條件。在Oxfam①(1987)的論述中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致一個(gè)較大的經(jīng)濟(jì)，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(guó)內(nèi)多數(shù)學(xué)者基于對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與減少農(nóng)村貧困的理論和現(xiàn)狀的研究，認(rèn)為:經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有利于貧困的減少。盛來(lái)運(yùn)(1997)在宏觀的層面上測(cè)量中國(guó)農(nóng)村貧困的變動(dòng)情況，并將這種變化通過(guò)建立模型進(jìn)行分解，其分解結(jié)果表明:總體來(lái)看，1980－1995年這一階段是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)使貧困發(fā)生率共下降了27.3個(gè)百分點(diǎn)。林伯強(qiáng)(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(gè)概念，同時(shí)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(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jí)1985－2002年的數(shù)據(jù)對(duì)影響農(nóng)村發(fā)生率的因素進(jìn)行考察，研究表明中國(guó)的高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村貧困變動(dòng)的影響，并認(rèn)為中國(guó)農(nóng)村貧困的變化受到總量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，而近幾年經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展帶動(dòng)了農(nóng)村貧困的減少。同時(shí)，國(guó)外學(xué)者也有對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)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(yùn)用FGT貧困測(cè)度指標(biāo)，采用Datt(1992)和 Ravallion(1992)的分析框架②實(shí)證得出:1988－1995年中國(guó)農(nóng)村貧困人口得以減少的動(dòng)力來(lái)自于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。Rozelle(2000)、Zhang(2000)和Huang(2000)運(yùn)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(jì)增長(zhǎng)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(jì)的增長(zhǎng)來(lái)解釋。

20世紀(jì)60年代的印度首先提出對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否真正有助于解決農(nóng)村貧困問(wèn)題的疑問(wèn)。20世紀(jì)60年代末，有關(guān)發(fā)展中國(guó)家關(guān)于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)村貧困減少關(guān)系的資料表明:一些發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)并未給本國(guó)的窮人帶來(lái)太多顯著的利益。因?yàn)闇p貧并不僅僅依賴于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還受到減貧機(jī)制、收入分配、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)構(gòu)以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量等因素的影響。國(guó)內(nèi)許多學(xué)者的研究表明，經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)確實(shí)減少了中國(guó)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(jì)的增長(zhǎng)對(duì)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(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配的情況對(duì)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(dòng)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(zhǎng)曲線”實(shí)證得出:因?yàn)槌青l(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(lái)越慢、比例越來(lái)越小，1985－2003年中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)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(jì)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(guó)家過(guò)去十多年的高速增長(zhǎng)對(duì)其三分之一的貧困人口很少有利，甚至完全沒(méi)有好處，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)貧困減少來(lái)說(shuō)是不夠的。”④

從已有的研究結(jié)果可以看出，隨著整體經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，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(guó)農(nóng)村反貧困的成功經(jīng)驗(yàn)也已經(jīng)表明經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)是減少貧困的有效途徑。然而，大量研究已經(jīng)證明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不總是減少貧困，并非是貧困變動(dòng)的唯一解釋?zhuān)r(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(jì)增長(zhǎng)對(duì)減少農(nóng)村貧困的基礎(chǔ)之上，研究農(nóng)村收入分配對(duì)減少貧困的影響程度以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和農(nóng)村收入分配這兩種因素對(duì)農(nóng)村貧困變動(dòng)作用的變化情況。

二、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)研究假設(shè)

國(guó)際上研究一個(gè)國(guó)家或地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、農(nóng)村收入分配和農(nóng)村貧困變動(dòng)之間關(guān)系的通行做法是運(yùn)用人均收入水平和收入分配差距狀況的改變來(lái)觀測(cè)貧困的變動(dòng)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(dòng)情況，即為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(dòng)情況，即為農(nóng)村收入分配的貧困變動(dòng)效應(yīng);最后比較農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和農(nóng)村收入分配這兩種因素都變動(dòng)對(duì)農(nóng)村貧困變動(dòng)所起作用的動(dòng)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(dòng)態(tài)關(guān)系，貧困指數(shù)(P)會(huì)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(gè)因素。對(duì)P求微分，可以得到:

ε為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貧困彈性;θ為農(nóng)村收入分配貧困彈性。

為了計(jì)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(diǎn)。這樣，就可以把式(3)的貧困變動(dòng)假設(shè)為0，則:可得，λ為農(nóng)村收入分配與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在貧困變動(dòng)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(jì)增長(zhǎng)(用農(nóng)村人均純收入水平u表示)的變動(dòng)對(duì)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(dòng)對(duì)貧困的影響以及農(nóng)村收入分配與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在貧困變動(dòng)中的交互效應(yīng)對(duì)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(lái)源和模型檢驗(yàn)

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(lái)源于1991－2011年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和農(nóng)村絕對(duì)貧困線標(biāo)準(zhǔn)⑦。運(yùn)用Eviews5.0軟件，分別計(jì)算出1990－2010年總體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貧困彈性(ε)、收入分配貧困彈性(θ)和收入分配－經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)交互效應(yīng)(λ)趨勢(shì)以及1990－2010年分階段經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貧困彈性(ε)和收入分配貧困彈性(θ)和收入分配、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)交互效應(yīng)(λ)的變動(dòng)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(yùn)用Eviews軟件，通過(guò)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(jì)增長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)，u水平提高，P下降，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)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(lái)看(表2)，就全國(guó)情況而言，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)P的影響雖有波動(dòng)，但幅度相對(duì)較小，1990－2006年，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(dòng)中略有上升的趨勢(shì)。說(shuō)明農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)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(kāi)始，ε大幅度下降，這說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(shí)，隨著GINI系數(shù)的上升，P呈上升變動(dòng)趨勢(shì)，即隨著G的拉大，我國(guó)農(nóng)村貧困人口會(huì)越來(lái)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(dòng)中略有上升的趨勢(shì)，表明G的擴(kuò)大引起的農(nóng)村貧困變動(dòng)效應(yīng)越來(lái)越強(qiáng)，從1%左右增加到接近到6%，雖然從2007年開(kāi)始有所減弱，但是引起的農(nóng)村貧困變動(dòng)效應(yīng)還是很大。

3.收入分配－經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)的增長(zhǎng)、GINI系數(shù)的上升，農(nóng)村的擴(kuò)大對(duì)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(duì)于P減少的負(fù)面作用小于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所帶來(lái)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(jì)增長(zhǎng)對(duì)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(lái)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展并沒(méi)有帶來(lái)農(nóng)村P的大幅度下降。

三、結(jié)論

農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)極大地影響了中國(guó)農(nóng)村貧困狀況，是緩解中國(guó)農(nóng)村貧困的主要?jiǎng)恿Γ?dāng)然，農(nóng)村收入分配狀況也在影響著貧困的變動(dòng)趨勢(shì)，未來(lái)的扶貧不能僅僅依賴于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。上述實(shí)證結(jié)果證明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)發(fā)展的不同階段，兩者的貧困變動(dòng)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(jì)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(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村貧困減少有更大的效果。當(dāng)經(jīng)濟(jì)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(shí)，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于農(nóng)村貧困減少的作用會(huì)逐漸被不斷擴(kuò)大的農(nóng)村收入分配差距的貧困變動(dòng)效應(yīng)所抵消，降低了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)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(jì)增長(zhǎng)對(duì)于貧困減少的巨大作用的同時(shí)，農(nóng)村收入分配對(duì)于貧困變動(dòng)的影響不容忽視。因?yàn)檗r(nóng)村收入分配差距的擴(kuò)大使財(cái)富越來(lái)越集中在富人手中，使窮人很難分享經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的得益，此外，農(nóng)村收入差距擴(kuò)大還會(huì)阻礙整個(gè)經(jīng)濟(jì)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(shí)施更加有利于低收入群體的宏觀經(jīng)濟(jì)政策，確保低收入群體在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中的共享性和受益性。

[注釋]

① 樂(lè)施會(huì)(Oxfam)是一個(gè)具有國(guó)際影響力的發(fā)展和救援組織的聯(lián)盟，它由十三個(gè)獨(dú)立運(yùn)作的樂(lè)施會(huì)成員組成。由1987年開(kāi)始，香港樂(lè)施會(huì)便致力在中國(guó)內(nèi)地推行扶貧發(fā)展及防災(zāi)救災(zāi)工作，項(xiàng)目?jī)?nèi)容包括:社區(qū)發(fā)展、農(nóng)村綜合發(fā)展、增收活動(dòng)、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(lái)測(cè)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(guó)農(nóng)村絕對(duì)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(cè)算的。由國(guó)務(wù)院印發(fā)的《中國(guó)農(nóng)村扶貧開(kāi)發(fā)綱要》中公布.

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