均等比——當前兒童貧困研究中的一個缺失

王作寶，滿小歐

（東北大學 工商管理學院社會保障研究所，沈陽 110819）

1 均等比的內涵

兒童是一個在心理、生理上都較成人特殊的群體，貧困是威脅他們健康成長與日后發展的重要因素。研究兒童貧困的一個不容回避的問題是兒童自身并不創造財富，其生活所需完全來自于家庭，要了解他們的生活狀態需要將家庭收入轉化為個體收入。較簡便和通行的做法是考察家庭人均收入。然而，這面臨著家庭內部消費分配以及不同規模家庭消費差異的問題。一方面，兒童消費少于成年人，以平均方法計算會高估兒童的生活成本及貧困水平。另一方面，不同規模家庭消費中的規模經濟效應存在差異，規模較大家庭的這一效應更明顯。忽略這一效應會高估大家庭的生活成本，而大家庭中往往兒童較多，從而高估兒童貧困水平。因此，應該綜合考慮家庭結構和家庭規模的差異，合理確定兒童的收入水平。均等比就是基于這一考慮提出的，目的在于將名義收入調整為均等收入，更科學地反映不同家庭中兒童的相對福利水平：

IE是調整后的均等收入，IN是名義家庭收入，S是均等比。如果S值被設定為1，即認為不同家庭的需求不存在差異，均等收入IE也就等于名義家庭總收入IN。當S被設定為家庭成員人數時，均等收入IE就是家庭人均收入。

近些年來，學者們基于不同的研究目的、研究素材和研究方法探討了不同形式的均等比，一般都認為均等比的設定需考慮成年人與兒童的需求差異及家庭消費的規模經濟效應，只是關注重點不同。有些重點關注家庭規模差異導致的消費國模經濟效應，有些重點關注家庭結構即兒童與成年人的需求差異，有的則同時關注二者。

2 均等比的類型及取值

2.1 均等比的類型

2.1.1 只關注家庭規模差異

規模經濟效應是指在一些共同消費品上每個家庭成員的消費支出會低于單個人消費這類物品的支出。在考慮不同家庭需求和支出時，不能簡單地對收入進行平均計算，應該考慮家庭消費的規模經濟效應，基于家庭規模獲得單個家庭成員的需求。比較典型的是布曼提出的[1]：

S是家庭人數，θ是與家庭規模相關的規模經濟系數，介于0和1之間。θ愈大表示經濟規模效應愈小。θ等于1時，表示完全沒有規模經濟；θ等于0時表示規模經濟效應最大，無論多少人的生活成本都與一個人相同。

拉格爾斯將θ的取值設為0.5來表示家庭消費規模經濟效應[2]，也即平方根法，并用于修正美國官方使用的奧珊斯基（Orshansky）均等比。

盡管布曼與拉格爾斯主要關注了不同家庭的規模經濟效應差異，但他們并不否認家庭中成年人與兒童消費上的差異，之所以沒有在其均等比設計中直接處理這一差異，是因為他們認為一個家庭中一般有兩個成年人，規模較大的家庭主要是兒童較多，通過較小的θ取值在處理規模經濟效應的過程中可以同時調整兒童與成年人的消費差異。然而，這就不能很好地區分家庭規模相同，但構成不同的家庭的需求差異。

2.1.2 只關注家庭結構差異

還有一些均等比形式重點關注了家庭結構差異對消費需求的影響，比較典型的是OECD提出的：

A是家庭總人數，K是兒童人數，α是其他成年人相對于第一個成年人的消費需求權重，β是兒童相對于家庭第一個成年人的消費需求權重。

這一形式的均等比不僅認為兒童和成年人之間存在消費需求差異，還認為成年人之間也存在差異。雖然沒有在公式中體現規模經濟系數，但并不表示他們忽略了家庭消費的規模經濟效應，而是通過α和β取值的設定來體現。在這一過程中已經將由于規模經濟效應導致的成本降低分配在不同的家庭成員上，表現為較小的α和β取值。然而，一旦確定了α和β的取值，增加第二個及之后的家庭成員的消費需求變化是相同的，這顯然有悖于家庭消費會存在規模經濟效應的事實。

2.1.3 同時關注家庭規模與家庭結構差異

針對前兩種均等比形式存在的不足，有學者提出了同時考慮家庭規模與家庭結構差異的均等比，一個比較極端的典型是：

αk代表每個家庭成員的相對需求權重。盡管這充分考慮了不同成員的消費需求，但由于實際中并不能區分每一個家庭成員，因而可操作性不強。通常采用的是考特和凱茨提出的均等比公式[3]：

A是家庭內成年人數，K是兒童人數，α是賦予兒童相對于成年人的需求權重，θ是規模經濟系數。

還有學者認為，家庭中不同成年人之間，不同兒童之間也存在需求差異。如：

一種形式是 S=(1+α(A-1)+βK)θ，區別了家庭里的不同成年人，α是家庭第一個成年人之外的其他成年人相對于第一個成年人的消費需求權重。

另一種形式是 S=(A+α+β(K-1))θ，區別了不同兒童，α代表家庭中第一個兒童相對于成人的需求，β是其余兒童相對于成年人的消費需求權重。

表示家庭內不同成員需求差異的系數α或β與表示家庭消費規模經濟系數的θ并非相互獨立的，若α或β值較大，則θ值會較小，這樣才可以同時解釋規模較大家庭的規模經濟效應以及包含較多兒童的事實；反之，若α或β值較小，則θ值會較大。

從上述幾種形態的均等比來看，同時考慮需求差異與規模經濟效應當是比較科學的。盡管細分不同成年人、兒童甚至家庭中每一個成員的需求差異更為嚴謹，但卻不具有可操作性。因而，較為可行的均等比形式應是S=(A+αK)θ。由此，就涉及到對α和θ取值的估計和選擇，這是影響均等比取值及后續關于貧困問題研究的關鍵。

2.2 均等比的取值

要對均等比進行科學的取值設定，關鍵在于了解家庭不同成員之間尤其是兒童與成年人之間的消費需求差異以及家庭消費規模經濟效應。對此，有兩類估值方法，即直接法和間接法。目前，使用較多的是間接法，一般利用收支調查資料來比較具有相同生活水平，但家庭規模和構成存在差異的家庭的需求與支出情況。相互間存在的差異即是由于兒童所導致的，由此推算出α和θ的取值，獲得均等比值，主要包括恩格爾法、羅斯柏思法和等比例法。

關于兒童相對于成年人的需求權重，王德睦等認為，單親家庭的兒童所占比例相對于雙親家庭的兒童比例要高。這一方面是因為單親家庭沒有其他家庭成員分擔共同消費品，規模經濟效應較小；另一方面是因為單親家庭的家長不能放棄工作，要在照顧子女上投入更多等。因而，將單親兒童相對于成年人的需求權重設定為0.71，雙親家庭的兒童設定為0.68，約為0.70[4]。

1982年的OECD均等比將戶主視為1，其余的成年人視為0.7，14歲以下的兒童則視為0.5。1994年進行調整，將第一個成年人視為1，其余的成年人視為0.5，而兒童則視為0.3[5]。

在消費規模經濟系數方面，洪明皇與鄭文輝指出0.7是消費規模經濟系數合理的設定值[6]。貝爾和利貝拉蒂對一些文獻的研究也發現消費規模經濟系數多介于0.65-0.75之間[7]。

伍拉德利用家庭基本生活水平（the Household Subsistence Level，HSL）對南非居民生活調查的數據進行研究，指出兒童相對于成年人的需求權重比較合理的取值是0.75，規模經濟系數取值是0.86[8]。

但是，并不存在一個普適的對于兒童相對需求權重及家庭消費規模經濟系數的設定。庫羅瓦迪亞諾等的實證研究結果發現，不同國家間兒童的生活成本會有明顯的差異，均等比值的設定也必然有所不同。而且不同年齡兒童的需求也有差異，年齡較小的支出主要是食品，相對于成年人的需求權重會較低。隨著年齡的增大，會產生一些新的消費需求，這時候α值就會上升，直至變成1[9]。正如有些學者指出的，“很多關于均等比的研究其實都存在一些可疑的界定或自相矛盾的地方[10]”，也恰是因為研究目的、研究立足以及研究對象選取的差異，不僅導致不同學者提出了不同的均等比形式及取值估算，也影響到他們對貧困問題的研究結論。

2.3 關于均等比取值的影響

關于均等比取值對于貧困測度和研究會產生怎樣的影響，學者們得出了不同的結論。多數研究都表明，均等比值的選擇會影響到兒童貧困水平的測定結果，只是在影響程度上存在差異。

庫爾特等利用英國1986年家庭收支調查的數據分析得出結論，認為英國統計局使用的“麥克萊門茨（Mc Clements）均等比值設定相比其他設定低估了貧困程度和貧富差距”。他們利用自身的均等比設定，得出結論認為英國低于貧困線的人數是940萬，而利用麥克萊門茨均等比值測算的數據是870萬，原因就在于他們賦予兒童的權重要高于麥克萊門茨均等比中賦予的權重[11]。

庫爾特等發現，均等比值設定與貧困程度及貧富差距的關系一般會表現為一個U形曲線，即隨著均等比值的增大，貧困程度和貧富差距會有下降趨勢，但是隨后又會上升。原因在于θ小于1，那么家庭規模越大經均等比調整后的變化相比于小規模家庭的調整就會越大，隨著θ的增大這種差距會增大，也即是說θ的增大會縮小兩種不同類型家庭的收入差距，這樣收入水平會相對更加集中，測得的貧富差距會縮小，而對貧困率的測量又是以收入的中位數的50%（或60%）為基準的，從而也會降低貧困率。隨著θ的增大，經過調整之后的規模較大的家庭相對于較小規模的家庭收入已經沒有明顯差距，θ的繼續增大反而會對規模較大家庭的收入做出更大幅度的調整，他們相對于較小規模的家庭反而是變得貧困了，貧富差距和貧困率又都會升高。

迪登和古斯塔夫松發現如果考慮進規模經濟效應，會減少兒童貧困人數，測得的兒童貧困率會降低[12]。

伍拉德發現即便對α和θ取值進行較大調整，整體貧困狀況的變化也比較小。如果分別考察不同年齡組的貧困狀況，老年人和兒童在不同年齡組中的貧困狀況的排序并不會受到均等比取值的影響，認為均等比取值對貧困情況測度僅會產生非常小的影響[13]。

朱迪斯等發現，均等比的取值會對兒童貧困人數產生輕微影響，但兒童貧困的水平大小以及人口組成對于均等比值的選取是不敏感的，不會影響不同年齡組、不同種族、不同性別以及城鄉之間兒童貧困水平的排序變化[14]。

可見，多數學者都認為均等比的選擇會影響到對貧富差距及貧困率的影響，只是對影響程度的結論有差異，尤其是對不同人群相對貧困水平的影響不大。當然，這種結論上的差異在某種程度上是與學者們選取的研究數據有關的。例如前文提到的庫爾特等人的研究就發現選擇不同年份的數據會影響分析的結果，只有在1975、1985、1987三個年份的數據基礎上，U型曲線才比較明顯，而以1989年的數據進行分析，這一曲線基本是平滑的。

3 均等比對貧困測度水平的影響分析

筆者利用中國綜合社會調查（Chinese general social survey，簡稱CGSS）2006年的調查數據，選取1982年OECD均等比、1990年OECD均等比、王德睦等學者的均等比、伍拉德均等比以及人均收入法對家庭名義收入進行調整，獲得兒童的收入數據，考察我國兒童貧困狀況以及不同均等比取值對研究結論的影響。關于OECD均等比及伍拉德均等比，前文已經介紹。臺灣學者王德睦、呂朝賢、何華欽等認為兒童相對于成人的權重約為0.7，規模經濟系數為0.7[15]。

筆者首先利用不同的均等比，對各省城鄉兒童的整體貧困水平進行測度，檢驗不同均等比取值對貧困水平測度的影響。在2006年所有樣本中，提供家庭收入且有兒童的樣本共4586個。由于我國各地經濟社會發展水平及人民收入水平差異較大，在數據的處理上本文以省份進行劃分。以所有樣本家庭均等收入中位數的50%為相對貧困線，相對貧困兒童占全部兒童的比例即為該地區的兒童相對貧困率。

表1 不同均等比下分省城市兒童相對貧困率（%）①內蒙古自治區未進行城市樣本的調查，故城市樣本兒童貧困率未計算。

表2 不同均等比下分省農村兒童相對貧困率（%）②北京、上海、天津三個直轄市未進行農村樣本的調查，重慶市、海南省和新疆自治區農村樣本較少，故未計算兒童貧困率。

可以看出：

均等比的不同取值會影響到分析的結論。從前述對各地及全國兒童貧困情況的考察可以發現，不同均等比下測算出的數值是有差異的，基本上表現出王德睦均等比＜1994 OECD＜1982 OECD＜伍拉德均等比＜人均收入法的規律。比較1982年和1994年兩個OECD均等比的測算數值可以發現，賦予兒童較小的權重測得的貧困率較低，比較王德睦和伍拉德兩個均等比可以發現，規模經濟系數越小測得的貧困率會較低。當然，這種差異的大小與所選取的家庭樣本的差異還有關系，即如果家庭結構、家庭規模差異較大，那么選用不同的均等比測得的數值差異也會較大。

4 結論

家庭規模、人口構成的差異是現實存在的，也是影響家庭內部分配的關鍵因素，在對家庭生活水平進行考察時，無疑不能忽視這一差異的存在。多數學者的研究也發現了均等比值的差異對貧困研究的影響。

當然，從前述討論我們也可以發現不存在一個完美的均等比。每一種形態的均等比都是學者基于不同的理論立足、研究假設，為了不同的研究目的，針對不同的研究對象提出的，既有其長處，也有其缺陷。特別是在不同國家和地區，人們的生活水平不同，收入不同，消費構成不同，撫育兒童的模式也有差異，也就無法探討一個普適的均等比。

在我國，貧困問題的研究盡管行之有年，但幾乎沒有涉及均等比的探討，兒童貧困的研究更是剛剛起步，也還沒有應用均等比進行探討。因此，在今后我國的貧困研究尤其是兒童貧困問題研究中應該引入對均等比的探討，基于我國國情，利用我國居民收支調查相關數據，測算符合我國家庭結構和家庭消費實際的均等比值，更科學、更真實地測度不同家庭的生活水平，全面反映我國兒童貧困現狀，為探討更有針對性的貧困治理政策提供依據。

總之，兒童是我國未來經濟社會發展的重要建設者，針對當前存在的兒童貧困問題，應該加強相關課題研究，從理念、制度、政策等多個方面探索有效措施，加強兒童保障尤其是對貧困兒童的救助幫扶工作，為他們的健康成長與全面發展創造條件，為轉變經濟發展方式，提高經濟發展質量提供高素質人才保證，促進經濟發展，彰顯公平正義，構建文明進步的和諧社會。

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