青海省大中型企業對減貧的促進作用研究①

青海大學 李志霞 程昱翔 王建軍

青海省大中型企業對減貧的促進作用研究①

青海大學 李志霞 程昱翔 王建軍

本文首先基于青海省1990年～2014年的時間序列數據，研究了大中型企業對減貧的促進作用。結果表明，發揮大中型企業對減貧的促進作用既惠及貧困地區，也有利于企業的自身發展。其次，發現青海省大中型企業對減貧的促進作用主要是通過間接路徑發揮的，并且其促進減貧的邊際效應小于全國平均水平。最后，從企業、政府、貧困人口三個方面提出了相關對策建議。

大中型企業 減貧 青海省

1　引言

2020年全面建成小康社會，最艱巨的任務在貧困地區。《中國農村扶貧開發綱要(2011－2020年)》中9次提及“企業”，由此可見，企業在減貧進程中的作用不容忽視。本文以青海省為例研究大中型企業對減貧的促進作用，是基于以下幾點考慮。

第一，青海省貧困形勢嚴峻，2014年青海省貧困發生率是13.7%，高于全國6.5個百分點。

第二，青海省的反貧困事業不僅具有經濟意義，還具有重要的政治意義。青海省少數民族人口數占全省人口的47%，反貧困事業的進展事關民族團結和社會穩定。

第三，包括減貧脫貧在內的民生改善最終還是要靠自身發展。目前政府的減貧行為對農村的貧困減少沒有形成持久影響[1]。

第四，胡鞍鋼等(2006)和李小云等(2010)[2-4]都一致認為，貧困減少主要得益于持續的經濟增長。

第五，實踐證明，企業參與扶貧開發是加快貧困地區發展的有效途徑[5]。

從根本上講，解決青海省貧困問題還要靠自身持續的經濟增長，科學合理地發展第二產業是促進經濟增長的有效途徑之一。長期以來，青海省大中型工業企業在推動第二產業及區域經濟發展中作出了重大貢獻，所以，本文以青海省大中型工業企業為例來探討大中型企業對減貧的促進作用。

國外學者關于企業與減貧的研究大致可分為兩大方面，其一是企業的減貧效應，如Manyara和Jones(2007)[6]、Scheyvens和Russell(2012)[7]和Sharafa和ALI等(2014)[8]的研究，其二是如何發揮企業促進減貧的作用，如Karnani(2007)[9]、Clyde和Karnani(2015)等[10]的研究。國內大多數學者主要是從經濟增長、扶貧資金、收入分配和金融發展等角度研究貧困減少問題，而忽略了關于企業促進減貧作用的研究。本文以青海省為例，基于1990年～2014年的時間序列數據，探討了大中型工業企業對減貧的促進作用。

2　方法選擇與數據處理

運用Granger因果關系檢驗法對青海省大中型工業企業促進減貧的作用進行檢驗。該方法的原理為假定變量X的變化是變量Y變化發生的原因，則變量X的變化在時間上先于變量Y，而且變量X在預測變量Y時具有顯著性，即在預測變量Y的回歸模型中，引入變量X的過去觀測值作為獨立變量應該在統計上顯著地增加模型的解釋能力；并且變量Y預測變量X在統計上不顯著；該方法的主要檢驗過程為。單位根檢驗、協整檢驗和Granger因果關系檢驗。

本文采用人均大中型工業企業產值(用X表示)來衡量青海省大中型工業企業發展水平。雖然工業產值存在不足，但其仍是反映工業發展的重要參照物。運用按收入等級分類的占總人口20%的最低收入人群的人均純收入(用Y表示)來表征貧困狀態。需要說明的是，盡管中國城鎮也存在貧困人口，但大多數貧困人口生活在農村，而且其貧困程度深于城鎮居民，此外，從嚴格意義上講，我國尚未明確提出城市反貧困。所以，在我國一般情況下，貧困人口主要是指農村貧困人口。衡量貧困的指標有貧困發生率、Sen指數、FGT指數等，這些指標雖然可以較為全面地反映一個地區的貧困狀況，但也存在一定的局限性，例如，由于貧困線的選取沒有統一標準，致使指標值對貧困線的選擇非常敏感，指標計算對數據的要求也較高，通常為微觀家庭調查數據。后來學者們紛紛嘗試利用近似指標代替，如按收入等級分類的占總人口20%的最低收入人群的平均收入[4]、人均消費水平[12]等。

兩類指標的原始數據來源于相應年份的《青海統計年鑒》和《中國人口和就業統計年鑒》。為消除各年物價水平的影響，將兩類指標的數據均折算成1990年價格，具體方法如下：用工業品出廠價格指數來扣除工業產值的價格變動因素[13]，用農村居民消費價格指數來扣除貧困人口的人均純收入的價格變動因素。為降低數據的異方差，分別對兩列數據取對數值。處理后的數據如圖1所示。

3　實證分析

3.1單位根檢驗

首先對青海省人均大中型工業企業產值變化及貧困人口人均純收入變化的時間序列分別進行單位根檢驗。采用ADF方法進行單位根檢驗，用AIC準則確定滯后階數。單位根檢驗結果如表1所示。計算軟件為Eviews8.0(下同)。

圖1　數據處理結果

表1　單位根檢驗結果

從表1可知，青海省人均大中型工業企業產值變化和貧困人口人均純收入變化的時間序列以及其一階差分序列均不能拒絕原假設，即它們具有單位根，是非平穩序列。而在l%的顯著性水平下，它們的二階差分序列都拒絕了原假設，因而是平穩序列。所以，青海省人均大中型工業企業產值變化及貧困人口人均純收入變化的時間序列均屬于二階單整，可以進行序列間的協整關系檢驗。

3.2協整關系檢驗和誤差修正模型檢驗

沒有協整關系的單整變量的回歸仍然是偽回歸。協整關系可以反映變量線性組合前后平穩程度的變動性質以及變量之間長期均衡、穩定的關系。用E-G兩步法檢驗青海省人均大中型工業產值變化及貧困人口人均純收入變化之間的關系[14]。以LnY為因變量，LnX為自變量，運用最小二乘法回歸，可得協整方程，如式(1)所示。

LnY和LnX的OLS回歸方程擬合優度為80%，t統計量和F統計量均通過顯著性檢驗。

變量LnX與變量LnY之間存在協整關系，則二者之間必有誤差修正模型表達式存在。協整模型度量序列之間的長期均衡關系，誤差修正模型用來解釋序列之間的短期波動。根據AIC準則及顯著性檢驗等綜合考慮，建立如式(2)所示的誤差修正模型：

通過該模型可以看到，短期貧困人口人均純收入的波動可以分解成兩部分：一部分是短期人均大中型工業企業產值的波動；另一部分是偏離長期人均大中型工業企業產值的影響。

3.3Granger因果關系檢驗

協整檢驗和誤差修正模型結果表明，青海省人均大中型工業企業產值變化與貧困人口人均純收入變化之間存在長期的穩定關系和短期動態關系，但二者的Granger因果關系還需進一步驗證，采用Granger因果關系檢驗的結果如表2所示。

3.4分析與比較

由協整關系檢驗可知，從長期來看，青海省人均大中型工業企業產值對貧困人口人均純收入的邊際效用為0.24。換言之，青海省人均大中型工業企業產值每增長1個百分點，貧困人口人均純收入就會增長0.24個百分點。由誤差修正模型檢驗可知，就短期而言，青海省人均大中型工業企業產值對貧困人口人均純收入的邊際效用為0.18。即青海省人均大中型工業企業產值每增長1個百分點，貧困人口人均純收入就會增長0.18個百分點。無論是從長期來看還是就短期而言，青海省大中型工業企業對減貧都有促進作用。誤差修正項的系數0.41的含義是，上期人均大中型工業企業產值每變動1個百分點，本期貧困人口人均純收入就會變動0.41個百分點。這表明，就長期而言，青海省人均大中型工業企業產值和貧困人口人均純收入變動存在一種回歸均衡水平的趨勢，即一旦上述經濟關系偏離協整關系時，就會有一個反向的誤差項對模型進行修正，使其又恢復到協整關系上來，且這種長期影響將持續發生作用。由Granger因果關系檢驗可知，在滯后2期，5%的顯著性水平的情況下，青海省人均大中型工業企業產值的增加是貧困人口人均純收入增加的Granger原因，且二者之間只存在這種單向的因果關系。

表2　Granger因果關系檢驗結果

將統計分析結果與實地調研情況結合可知，大中型工業企業對減貧的促進作用是通過以下幾條路徑發揮的。大中型工業企業對勞動力需求的增長，可為貧困人口提供更多的就業機會，從而增加貧困人口的收入，但從實際情況來看，在直接吸納貧困人口勞動力方面，青海省大中型工業企業的減貧效應非常微小；大中型工業企業開展的一系列捐助幫扶活動，有助于減輕貧困家庭的經濟負擔。

以青海鹽湖工業股份有限公司為例，2014年完成省、市兩級定點幫扶果洛州藏醫院制劑項目、郭勒木德鎮小島村等活動361萬元，2013年在黨政軍企共建示范村活動中出資306萬元，在2011年向社會公益捐贈扶貧專項資金、危房改造資金和助學金等合計187萬元；大中型工業企業向農業提供越來越多、越來越好的生產資料(如化肥、農藥、農業機械等)，有助于增強農業抗災能力、提高農業生產率，如青海鹽湖工業股份有限公司、藏格鉀肥有限公司和冷湖濱地鉀肥有限責任公司等鹽湖化工類企業的主要產品之一——化肥，有效提高了農產品的產量和質量，使貧困人口收入水平的上升有了技術上的支持；大中型工業企業對農產品的需求，如青海省紡織業和食品制造業中的大中型工業企業對羊毛、牛肉、牛奶、枸杞、油菜籽等農產品的需求使貧困人口收入水平的上升有了市場需求的保證，起到了促進減貧的作用；大中型工業企業一直都是青海省利稅大戶。

大中型工業企業向政府交納的稅金，一方面，為政府修建農村基礎設施奠定財力基礎，使得貧困人口也可以享受到更好的生活條件、生產條件和學習條件，從而對減貧起到促進作用，另一方面，使政府更有能力擴大轉移支付，這就為提高貧困人口的轉移性收入提供了可能性。概而言之，青海省大中型工業促進減貧的路徑大致可以分為直接路徑與間接路徑(如圖2所示)。

直接路徑包括吸納貧困人口勞動力和向貧困人口展開的捐助幫扶活動，間接路徑包括向貧困人口提供農業生產資料、收購農產品以及向政府交納稅金。直接路徑所發揮的減貧效應小于間接路徑所發揮的減貧效應。在直接路徑中，捐助幫扶的減貧效應大于吸納貧困人口勞動力的減貧效應。在間接路徑中，稅金的減貧效應大于提供農業生產資料和收購農產品的減貧效應。

圖2　大中型工業企業促進減貧的路徑

運用同樣的方法和指標測算全國大中型工業企業對貧困減少的促進作用，結果發現，在全國范圍內，人均大中型工業企業產值變化與貧困人口人均純收入變化之間也存在長期的穩定關系，貧困人口人均純收入對人均大中型工業企業產值的長期彈性為0.34；人均大中型工業企業產值增長是貧困人口人均純收入增長的Granger原因。相比之下，青海省大中型工業企業促進減貧的邊際效應小于全國平均水平，其原因有四個：一是青海省大中型工業企業發展總體水平還比較低；二是青海省大中型工業企業大多屬于資本密集型，而非勞動密集型，吸納勞動力有限；三是青海省貧困人口的就業技能不足，這在較大程度上限制了其增加收入的機會；四是青海省大中型工業企業在回報社會方面的力度還比較小。

另外，雖然目前在統計上貧困減少尚未成為大中型工業企業發展的原因，但是大中型工業企業減貧不僅僅有益于貧困地區和貧困人口的發展，同時也有利于企業的自身發展。大中型工業企業積極參與減貧事業，首先，可以利用貧困地區的特色資源優勢、巨大潛力和廣闊空間；其次，吸納貧困人口勞動力，盤活現有勞動力存量，可以在一定程度上緩解吸引人難、留人難的問題；再次，企業積極投身于減貧事業是其履行社會責任的重要內容，有助于企業塑造良好的社會形象，增加無形資產，為企業長遠發展奠定基礎；最后，減少貧困就是在彌補整個經濟社會發展的短板，反之，經濟社會發展也將會促進大中型工業企業的進一步發展。

4　結論與建議

基于以上分析，可以得出以下三條結論。結論一：發揮大中型工業企業對減貧的促進作用既惠及于貧困地區和貧困人口，也有利于企業的自身發展。結論二：青海省大中型工業企業對減貧的促進作用主要是通過間接路徑發揮的。結論三：青海省大中型工業企業促進減貧的邊際效應小于全國平均水平。結論一說明有效發揮大中型工業企業對減貧的促進作用，將有力于促成“企地共存、企地交融、企地共享、企地共榮”的多贏格局。結論二表明青海省大中型工業企業直接促進減貧的作用并不是不重要，恰恰相反，這說明應該更加重視發揮其促進減貧的直接作用。結論三說明青海省大中型工業企業促進減貧的能量還有待進一步釋放。有鑒于此，要充分有效發揮大中型工業企業對減貧的促進作用，需要在以下幾個方面做出努力。

第一，有序并適度地發展大中型工業企業。強調“有序”和“適度”是基于地域生態承載力的考慮，在地域生態承載力可承受的范圍之內發展大中型工業企業，一方面有利于大中型工業企業可持續發展，另一方面可以減少對當地的環境污染，有助于建立良好的企地關系。在此前提之下，大中型工業企業發揮的減貧作用才是生態性和持久性的。

第二，必須尊重企業的主體地位，發揮市場機制作用，繼續簡政放權，改善政府的管理和服務，為企業營造良好的發展環境，同時還要營造良好的社會氛圍，對那些在減貧事業中做出突出貢獻的企業給予宣傳和表彰，使得更多的企業更樂意投身于減貧事業。另外，當前扶貧龍頭企業的評選范圍主要包括農業企業，建議將工業企業尤其是大中型工業企業納入扶貧龍頭企業評選范圍之內，使大中型工業企業與其他企業協同帶動減貧。

第三，提高貧困人口在大中型工業企業發展進程中的參與度，其參與度越高，所拿到的工資和福利就越多，這樣貧困人口才能共享新型工業化發展的成果。首先，貧困人口應強化自身在脫貧減貧進程中的主人翁意識，積極融入到工業化發展進程之中。其次，應加大力度發展勞動密集型的大中型工業企業，同時還要增強貧困人口的職業技能。

[1] 葉初升，張鳳華．政府減貧行為的動態效應－中國農村減貧問題的SVAR模型實證分析(1990-2008)[J]．中國人口:資源與環境，2011(9)．

[2] 胡鞍鋼，胡琳琳，常志霄．中國經濟增長與減少貧困(1978－2004)[J]．清華大學學報(哲學社會科學版)，2006(5)．

[3] 李小云，于樂榮，齊顧波．2000-2008年中國經濟增長對貧困減少的作用：一個全國和分區域的實證分析[J]．中國農村經濟，2010(4)．

[4] 張萃．中國經濟增長與貧困減少－基于產業構成視角的分析[J]．數量經濟技術經濟研究，2011(5)．

[5] 鄭文凱副主任在企業參與扶貧開發座談會上的講話．[EB/ OL]．http：//www．chinaloveonline．org/Article/ cnnews/200910/316．html．

[6] Manyara G，Jones E．Community-based Tourism Enterprises Development in Kenya： An Exploration of Their Potentialas Avenues of Poverty Reduction[J]．Journal of Sustainable Tourism．2007(15)．

[7] Scheyvens R，Russell M．Tourism and poverty alleviation in Fiji：comparing the impacts of small-and largescale tourismenterprises[J]．Journal of Sustainable Tourism，2012(20)．

[8] Alis，R，Khan M．The role of small and medium enterprises and poverty in Pakistan： An empirical analysis[J]．Theoretical & Applied Economics，2014(21)．

[9] Karnani A．The Mirage of Marketing to the Bottom of the Pyramid： how the private sector can help alleviate poverty[J]．California Management Review，2007(49)．

[10] Clyde P，Karnani A．Improving Private Sector Impact on Poverty Alleviation：A cost-based taxonomy[J]．California Management Review，2015(57)．

[11] 潘申彪，余妙志．江浙滬三省市外商直接投資與環境污染的因果關系檢驗[J]．國際貿易問題，2005(12)．

[12] 崔艷娟，孫剛．金融發展是貧困減緩的原因嗎？－來自中國的證據[J]．金融研究，2012(11)．

[13] 郭克莎．工業增長質量研究[M]．北京：經濟管理出版社，2007．

[14] 李子奈，葉阿忠．高級應用計量經濟學[M]．北京：清華大學出版社，2014．

F272

A

2096-0298(2016)11(b)-107-04

①青海省科技廳軟科學計劃項目《新常態下青海省產業轉型升級研究》(2016-ZJ-606)。

李志霞(1990-)，女，河北人，青海大學碩士研究生，主要從事企業管理方面的研究；程昱翔(1991-)，男，江蘇人，青海大學碩士研究生，主要從事企業管理方面的研究；王建軍(1965-)，男，陜西人，教授，青海大學碩士研究生導師，主要從事產業經濟、企業戰略與企業運營機制方面的研究。