中國農村減貧的增長與分配因素實證分析

鄭 辛，譚詩斌

（1.中南民族大學 經濟學院；2.華中科技大學 減貧與發展研究院，武漢 430074）

0 引言

2011年國家確定的農村扶貧標準——農民年人均純收入2300元（2010年不變價）。這一扶貧標準，是我國現階段識別農村貧困人口、監測貧困變化、評估扶貧開發績效的重要依據。目前，“十二五”扶貧開發已進入后期階段，本文以國家統計局公布的2010～2013年全國農村住戶調查五等份分組數據為依據，采用FGT貧困指數（貧困發生率H、貧困差距指數PG、平方貧困差距指數SPG）量化分析農村居民收入貧困變化情況；選擇廣義二次曲線模型（GQ模型）回歸擬合各年度農民人均純收入分配洛倫茲曲線，并通過GQ模型與FGT貧困指數的關系式，測算出各年度的貧困指數。在此基礎上，應用沙普利值分解和彈性分析方法，估計了農村居民收入增長與分配不平等對貧困變動的貢獻或影響，并對各分組收入增長情況進行了彈性分析，以判斷增長是否有利于窮人。

1 基本數據

本文分析所選用的基本數據，來源于國家統計局公布的全國農村住戶調查五等份分組截面數據。其中，2010年和2011年數據引自國家統計局住戶調查辦公室編的《中國住戶調查年鑒2012》；2012年數據引自國家統計局編的《中國統計年鑒2013》；2013年數據引自國家統計局在官方網站發布的《2013年國民經濟發展穩中向好》報告。五等份分組的戶均人口、人均純收入數據見表1所示（其中2013年的五等份分組戶均人口參照2012年）。

表1 農村居民家庭五等份分組相關數據 （單位：人、元）

2 實證分析

2.1 GQ模型建構

按照洛倫茲曲線GQ模型，對表1中各年份的分組數據進行處理，形成一組待回歸的GQ模型觀測數據。以2010年為例，各分組數據處理結果見表2所示（2011年、2012年、2013年分組數據處理方式相同，過程略去）。

表2 2010年農村居民家庭五等份分組GQ模型數據

2.2 回歸系數確定與洛倫茲曲線擬合

應用SPSS軟件，采用普通最小二乘法（OLS），對表1中的GQ模型數據進行三元線性回歸，求模型中的回歸系數a、b、c，并對回歸系數和擬合曲線進行顯著性檢驗。包括2010、2011、2012和2013年在內的四個年份洛倫茲曲線GQ模型回歸系數a、b、c和擬合優度及顯著性檢驗結果見表3所示。

回歸及檢驗結果表明：各年份的洛倫茲曲線GQ模型回歸系數a、b、c的 |t|值（除2013年系數c的|t|值為大于5%的顯著水平以外），均大于1%的顯著水平（t=6.965）；曲線回歸擬合判定系數R2均達到0.9999以上，F值的顯著水平也均超過1%。說明應用GQ模型對2010～2013年全國農村居民住戶調查樣本數據進行洛倫茲曲線回歸，其擬合優度很高。

表3 2010～2013年農村居民收入分配洛倫茲曲線GQ模型回歸結果

2.3 計算貧困指數和基尼系數及其變動

依據回歸系數a、b、c，運用Excel軟件計算出參數e、m、n、r，并求出各年份的貧困發生率H、貧困差距指數PG、平方貧困差距指數SPG、基尼系數G。計算結果見表4所示。

表4 2010～2013年農村居民收入貧困指數和基尼系數計算結果

需要說明的是，在計算各年份的貧困指數時，我們選用國家頒布的新農村扶貧標準z,即農民年人均純收入2300元（2010年不變價），并假定這一標準固定不變。同時，根據國家統計局公布的農村居民消費價格指數，將2010～2013年各年份現價的全國農民人均純收入μ換算成2010年不變價，得到2010年5919元、2011年6594元、2012年7299元和2013年的7979元。

根據表4數據，可以計算出2010～2013年期間各貧困指數和基尼系數的增減變動結果（見表5）。計算結果表明：

（1）從總體上看，2010～2013年期間，貧困發生率H下降了5.68個百分點，貧困差距指數PG下降了1.39個百分點，平方貧困差距指數SPG下降了0.4個百分點，基尼系數上升了0.0067。

（2）從2010～2011年時間段來看，貧困發生率H雖然下降了1.27個百分點，但貧困差距指數PG卻上升了0.35個百分點，平方貧困差距指數SPG上升了0.53個百分點。究其原因，這主要是由于收入分配不平等加劇、基尼系數上升了1.18個百分點所致（由2010年的0.377上升到2011年的0.3888）。收入分配不平等加劇，導致了貧困線下的貧困人口內部收入分布差距更加擴大，于是出現了貧困差距指數PG和平方貧困差距指數SPG上升的情況。

（3）從2011～2013年時間段來看，出現了貧困發生率、貧困差距指數、平方貧困差距指數和基尼系數全面下降的情況。貧困發生率H下降了4.41個百分點，貧困差距指數PG下降了1.74個百分點，平方貧困差距指數SPG下降了0.93個百分點，基尼系數下降了0.0051。這是2011年11月中央扶貧開發工作會議召開以后出現的新局面。

表5 2010～2013年農村居民收入貧困指數和基尼系數變動

2.4 增長和分配對貧困變動影響的沙普利值分解

對于表5中的貧困變動數據，我們進一步關注的是：2010～2013年期間，農民人均純收入的增長和分配變化對減貧效果（即貧困指數變化）各自產生了多大影響，也就是說，收入增長和收入分配各自對減貧的貢獻是多少？我們分三種情況對貧困發生率H變動進行了分析：（1）2010～2013年總體情況；（2）2010～2011年時間段情況；（3）2011～2013年時間段情況。我們計算出三種情況的增長減貧效應ΔHμ和分配減貧效應ΔHL的沙普利分解值（見表6）。表6數據說明：

（1）從總體上看，2010～2013年期間，收入增長減貧效應ΔHμ為負數，共減少貧困發生率6.86個百分點；而收入分配減貧效應ΔHL為正數，共增加貧困發生率1.18個百分點（因為總體上基尼系數上升了0.0067）。兩者相加，貧困發生率最終下降了5.68個百分點。

（2）從2010～2011年時間段來看，收入增長減貧效應ΔHμ為負數，減少貧困發生率2.95個百分點；而收入分配減貧效應ΔHL為正數，增加貧困發生率1.68個百分點（因為這一期間基尼系數上升了0.0118）。兩者相加，貧困發生率下降了1.27個百分點。

（3）從2011～2013年時間段來看，收入增長減貧效應ΔHμ為負數，減少貧困發生率3.91個百分點；收入分配減貧效應ΔHL也為負數，減少貧困發生率0.5個百分點（因為這一期間基尼系數下降了0.0051）。兩者相加，貧困發生率下降了4.41個百分點。

農民人均純收入增長和分配對貧困變動影響或貢獻的沙普利值分解結果說明：收入增長始終對減貧發揮著正面效應作用；收入分配不平等的改善或惡化，直接對減貧發揮著正面效應或負面效應作用，即有利于減貧或加劇貧困。最終減貧效果如何，既取決于收入增長，也取決于收入分配，是二者共同作用的結果。

表6 2010～2013年農村貧困發生率變動的增長與分配效應沙普利值分解

2.5 貧困變動增長彈性和分配彈性分析

以貧困發生率變動為例，2010～2013年期間，農民人均純收入實際增長率g=34.8%，影響貧困發生率變動的收入增長效應ΔHμ=-0.0686。據式⒁計算得到貧困發生率收入增長彈性Eμ=-0.197，即收入每增長一個百分點，貧困發生率下降0.197個百分點。

2010～2013年期間，基尼系數上升了0.0067，影響貧困發生率變動的分配效應ΔHL=0.0118。貧困發生率收入分配彈性EL=1.76。即基尼系數每增加一個百分點，貧困發生率就上升1.76個百分點。這說明改善收入分配對于減貧來說十分重要。

2.6 收入增長的利貧性分析

將2010～2013年全國農民人均純收入和表1中的各分組人均純收入進行價格指數平減，換算成2010年不變價，得到表7。將表7中的數據分三個時間段（2010～2011年，2011～2013年，2010～2013年），分別計算出全國平均收入實際增長率g和各分組收入實際增長率gi，計算收入增長彈性Ei，計算結果見表8所示。

表7 2010～2013年全國農民人均純收入和五等分組純收入（2010年不變價）

表8 2010～2013年農村居民五等分組收入增長率與收入增長彈性

由表8可看出：（1）從總體上看，2010～2013年期間，農村居民最窮20%人口的收入實際增長率低于全國平均收入實際增長率10.9個百分點，且分組收入增長彈性Ei=0.6867（0＜ Ei＜1）。這說明，從絕對意義上來說，最窮20%的貧困人口的收入有了一定的增長；但從相對意義上來說，農村收入增長方式是不利于窮人的，因為最窮20%貧困人口的收入增長明顯低于全國平均增長速度，其社會分配份額減少了，相對剝奪狀況惡化了。這是導致農村收入分配基尼系數上升的關鍵性原因。（2）從2010～2011年和2011～2013年這兩個時間段的比較來看，最窮20%人口的收入實際增長率低于全國平均收入實際增長率的狀況主要出現在2010～2011年期間（收入增長彈性Ei僅為0.0973，即20%的貧困人口收入幾乎沒有什么增長，可能主要受國際金融危機影響沖擊所致），這與這個時間段基尼系數上升是吻合的。而在2011～2013年時間段，最窮20%人口的收入實際增長率快于全國平均收入實際增長率，收入增長彈性Ei=1.0727（Ei＞1），這與這個時間段基尼系數下降也是吻合的。

3 主要結論

（1）據對2010～2013年全國農村住戶調查樣本數據統計推斷和實證分析，“十二五”中前期，隨著《中國農村扶貧開發綱要（2011～2020年）》的頒布與實施，我國農村扶貧開發取得了明顯成效。2013年與2010年相比，農村居民收入貧困發生率H下降了5.68個百分點，貧困差距指數PG和平方貧困差距指數SPG也都有了較明顯的下降。尤其是2012、2013這兩年，出現了三大貧困指數和基尼系數全面向好趨勢，這是2011年11月中央扶貧開發工作會議精神和決策得到有效貫徹的結果，也是中國經濟擺脫國際金融危機影響并推行包容性增長戰略的結果。

（2）關于增長和分配的減貧效應的沙普利值分解表明：從2010～2013年期間總體來看，貧困指數的下降主要來自農民收入增長所作的貢獻。收入增長效應導致貧困發生率下降了6.86個百分點，收入分配不平等的加重和基尼系數上升（主要發生在2010～2011年時間段），導致貧困發生率增加了1.18個百分點，從而部分抵消了收入增長所產生的減貧效應，所以，貧困發生率總體上下降了5.68個百分點。但在2011～2013年時間段，收入分配不平等得到改善，基尼系數有所下降，從而收入分配對貧困指數下降也做出了貢獻。由此，

進一步說明收入增長和收入分配不平等狀況是決定減貧成效的兩個相互關聯的關鍵性因素，就象一個硬幣的“兩個面”，兩者缺一不可。

（3）農村分組收入增長率和增長彈性分析表明，2010～2013年總體上，最窮20%的貧困人口收入增長率比全國平均增長率低10.9個百分點，且收入增長彈性Ei=0.6867（0＜Ei＜1）。這意味著，從絕對意義上來說，窮人的收入有了一定的增長；但從相對意義上來說，農村收入增長方式不利于窮人，但農村收入增長方式不利貧主要發生在2010～2011年間。而2011～2013年間農村收入增長是利貧的，最窮20%貧困人口的收入增長率比全國平均增長率要高，收入增長彈性為Ei=1.0727。

（4）本文的政策建議是，政府應加大推行包容性增長戰略力度，進一步完善農村扶貧戰略，在確保農民收入持續穩定增長的同時，注重改進經濟增長方式，改善收入分配結構模式，尤其要注意提高農村扶貧開發瞄準窮人的精準度，建立精準扶貧機制，使貧困農民低收入群體的收入增長水平高于社會平均水平，實行精準脫貧,實現有利于窮人的增長。唯有如此，才能更加有效地提高減貧成效，遏制收入差距擴大趨勢。

[1]林伯強.中國的經濟增長、貧困減少與政策選擇[J].經濟研究,2003,(12).

[2]Datt G.Computational Tools for Poverty Measurement and Analysis[J].Discussion Paper,1998,(50).