分項收入不均等與城鄉貧困的實證分析：以內蒙古為例

江 帆，吳海濤

（中南財經政法大學 工商管理學院，武漢 430073）

0 引言

中國政府推行的一系列扶貧開發戰略和政策取得了舉世矚目的成績，按照官方貧困統計標準，全國農村貧困人口從1978年的7.7億減少到2016年的4335萬[1]。貧困的變化通常受到兩種因素影響：平均收入水平和收入差距的變化。在我國收入差距不斷攀升，經濟發展減速換檔進入新常態的背景下，當今和未來的貧困緩解需要更多地從縮小收入差距著手。

對于經濟增長、收入分配和貧困減緩三者的關系，國內外學者們展開了大量的研究。Bourguignon等（2004）[2]認為經濟增長和不均等共同作用于貧困變動，其將貧困的變動分解為兩方面：一方面是“收入增長效應”，指隨著經濟發展，社會收入分配結構不變情況下絕對收入量的增加；另一方面為“收入分配效應”，指社會收入總量既定，由分配結構變動而引起收入量的變動。對于中國的貧困研究，許多學者發現經濟增長有利于貧困減少[3，4]，但不斷擴大的收入分配差距則惡化了貧困狀況[5，6]，其中Yao等（2004）[7]研究表明，經濟增長雖然對貧困減緩發揮了積極作用，但并不能解釋全部貧困的下降，經濟增長也不總自發地有利于貧困人口，這一過程中收入分配扮演了相當重要的角色，其深入研究后發現，收入不均等對貧困的影響要高于人均收入增加的效應。還有部分學者認為進入21世紀以后中國經濟發展對減貧的作用已不明顯[8，9]。此外，在討論經濟增長、收入分配對貧困減緩影響的過程中，學者們正越來越多的引入“益貧性增長”概念，有的研究將其表述為“包容性增長”[10]，此類型的增長既能定義為貧困人口收入的增長，也指縮小收入差距的經濟增長。Kakwani和Son（2004）[11]提出只有當貧困人口相對受益更多時，經濟增長才具備窮人受益性特征，“包容性增長”更是一種機會均等的增長，且伴隨著差距的縮小，涵蓋經濟、社會、環境和制度等范疇。

可以看出，經濟增長、不均等與貧困這三者間相互影響，盡管對于經濟增長的窮人受益性特征等領域存在分歧，學者們已形成了部分較為統一的認識：（1）持續快速的經濟增長對城鄉所有收入群體具有擴散效應；（2）貧困人口相對收入的變動速度和幅度很大程度受收入分配結構的影響；（3）理想狀態下，可持續的經濟增長和具有益貧特征的分配結構能夠帶來最大減貧效果。總體上，現有文獻較多回答了總體收入增長和不均等變化對城鄉貧困的影響，但是結果均較為寬泛，難以得出針對性強的政策建議。家庭總收入是由多個分項收入構成的，分項收入增長及其不均等如何貢獻于總貧困仍缺乏研究。分項收入的增長與分項收入的不均等分配哪個更為重要；若為后者，哪個分項收入的不均等對貧困貢獻最大，是否存在分項收入的不均等能夠緩解貧困等，理清上述問題無疑對精準扶貧時期政策的制定更具有指導意義和實踐價值。

1 貧困與不均等度量

本文選取的是由Foster等學者構建的經典貧困測度指標FGT指數，這也是國際學術界普遍接受的貧困測度方法之一。令在t時刻住戶i的人均收入為xit，Zt為貧困線，如果xit＜Zt，該家庭為貧困家庭，即：

式（1）中，如果rit等于1，該家庭為貧困家庭；如果rit為0，該家庭為非貧困家庭。為了測量個體的貧困發生率，需要假設家庭中所有成員享有同樣的生活水平，這樣生活在貧困家庭中的所有人口都被定義為貧困人口。

大部分貧困測量采用貧困發生率指標。貧困發生率（H）是指貧困人口占總人口的比重，但其不能反映窮人的貧困程度。為了反映貧困人口收入與貧困線的差距，可采用貧困缺口率指標，表示如下：

貧困缺口率指標滿足了Sen等提出的貧困測度的單調性法則，即窮人福利的減少會導致貧困的增加。在t時刻調查樣本的貧困測度可以總結為：

其中，α為貧困規避（poverty aversion）系數。當α=0，式（3）為貧困發生率，指發生貧困人口占總觀測人口的比例；當α=1，式（3）為貧困深度（貧困缺口率），反映觀測樣本貧困人口收入或消費低于貧困線的程度；當α=2，式（3）為貧困嚴重性，反映貧困人口間的不平等程度。

收入不均等的測度和按收入來源分解有多種方法，本文采用基尼系數作為收入不均等的測度指標。采用Kakwani提出的測度方法，基尼系數可以用式（4）進行測算：

其中，fi是第i個家庭人口占總調查家庭人口的比重，qi為對樣本家庭按人均收入由小到大排序后，排在前i位家庭的累積收入比重。

2 貧困的分項收入分解

基于學者萬廣華提出的貧困水平要素分解方法[12]，本文嘗試將貧困水平按照分項收入組分進行分解。用Y代表總收入，兩種方法主要區別在于，前者需要估算收入決定模型Y=f(W)，其中W為收入決定變量，如人力資本、物質資本等；而后者直接定義總收入為分項收入的加總，即Y=X1+X2+…+Xk。給定貧困線z，在收入Y完全均等的情況下（每個人的收入都為μY），貧困P僅僅是由收入不足所致，可以定義貧困的收入不足成分為PE(Y;z)≡P(μY;z)，那么P(Y;z)-PE(Y;z)則代表由于收入分配不均等帶來的貧困。據此可以定義貧困的不均等成分為：PR(Y;z)≡P(Y;z)-PE(Y;z)。假設總收入Y僅由2個分項收入Xi和Xj構成，即Y=Xi+Xj，這樣貧困水平等價于P(Xi，Xj;z)。當所有分項收入在N個人中完全均勻分配時（即Xi=μi，Xj=μj），那么每一個人的總收入是相等的，即μY=μi+μj。進一步地，可以將貧困的收入不均等組分和不足組分分解為與分項收入（Xi，Xj）相關的成分：

收入組分Xi和Xj的不均等分配對貧困的邊際貢獻MCR(Xi)和MCR(Xj)分別可以表示為：

這些邊際貢獻有多個估計值，可以將它們加總求平均獲得其平均邊際貢獻，那么分項Xi和Xj的不均等分配對貧困的平均邊際貢獻PR(Xi)和PR(Xj)可以表示為：

這個分解框架是基于合作博弈論的，其合理性已經得到反復證明，該方法可以用于計算多個分項收入不均等成分對貧困的貢獻。

在求得分項收入不均等對貧困的貢獻分解后，若它們的總和等于實際貧困水平，說明貧困完全是由于不均等導致的，再分配足以消除貧困。這種情況下無需對收入不足成分做進一步分解。若分項收入不均等對貧困的貢獻總和小于實際貧困水平，則需要對收入不足成分對貧困的貢獻做進一步分解。消除了不均等成分后，每個人擁有的收入都為μY，μY與貧困線z間的差距即為總的收入不足成分。要獲得分項收入Xi和Xj不足對貧困的收入不足成分的貢獻，需要確定收入等于貧困線z情況下的和，這可以通過直線+=z可以獲得（，）值的集合。分項收入Xi和Xj的不足對貧困的貢獻分別可以表示為：

類似于式（9）和式（10），根據夏普里值方法可以計算這些貢獻的均值，并定義為各分項對總不足及貧困的最終貢獻。

3 樣本狀況與描述性統計

本文選取的樣本為內蒙古城鄉2013年和2014年共1624戶實地調查住戶，樣本戶平均分布在自治區各市（盟），其中城市住戶為736戶，占比45.32%。城鄉人均純收入狀況見表1。在調查年份中，城鄉居民人均純收入有所提高，從2013年的24038.63元增加到2014年的25847.42元，增長了7.5%。按照國家統計局的統計口徑，總收入由工資性收入、家庭經營收入、財產性收入和轉移性收入四大部分構成，就城鎮居民來看，工資性收入為總收入中最重要部分，其比重均超過55%；家庭經營性收入為第二大組成，且主要以非農經營收入為主。而對于農村居民而言，家庭經營性收入則是最重要部分，且以非農經營收入為主；工資性收入轉而成為總收入的第二大貢獻，這與城鎮化背景下大量農村剩余勞動力外出務工密不可分[13]。轉移性收入絕對數值和相對比重都有所增加，表明政府對城鄉居民扶持力度仍在不斷增加。財產性收入占總收入的份額較低，變動趨勢并不明顯。

考慮到分析結果對貧困線的敏感性以及與國內外相關文獻的可比性，本文采用國家統計局公布的貧困線（以下簡稱國定線）、世界銀行公布的1美元/天（以下簡稱1美元線）和2美元/天貧困線（以下簡稱2美元線）、半中位數線、20%分位線等5條貧困線進行貧困測度。國際貧困線通過購買力平價變換為人民幣，不同年度的貧困線利用相應年份內蒙古的消費價格指數（CPI）進行平減，度量結果見表2。可以看出，不同貧困標準下度量的結果呈現出較大差異，以貧困發生率為例，城鄉的國定線度量結果在6.28%～6.90%之間，1美元線度量結果5.79%～7.02%之間，2美元線度量結果在8.50%～11.45%之間，半中位數線度量結果在20.05%～20.07%之間，20%分位線度量結果在23.15%～26.60%之間。同樣，貧困深度和貧困嚴重性在不同貧困標準下度量結果也差異明顯。

表1 2013年和2014年內蒙古城鄉人均純收入及分項收入

盡管調查年份間內蒙古城鄉人均收入水平有較明顯提高，但利用不同標準度量的各貧困指標變化各異，可見，收入貧困的度量對貧困標準的選擇十分敏感，這也反映出貧困的動態性，越是貧困的人口越可能頻繁地進出貧困。此外，從國定線、1美元線和2美元線的度量結果可以看出，貧困發生率和貧困深度有所下降，而貧困嚴重性上升明顯，說明城鄉收入增長并未惠及全部貧困人口，貧困人口內部的分配狀況不容樂觀，不均等程度仍在擴大。測算出的基尼系數、人均純收入方差和極值差等結果也印證了這一結果。經濟增長促進了人民生活平均水平的提高，但貧困人口的生活狀況相較于社會整體的進步相對滯后，貧困人口與整體之間的差距越來越明顯，這極大弱化了經濟增長所帶來的減貧效應。

表2 內蒙古城鄉居民收入不均等與貧困狀況

4 實證結果與分析

4.1 分項收入分解法下貧困發生率的分解

利用內蒙古2013年和2014年住戶調查數據，按照前述的貧困和不均等分解方法，本文對總貧困發生率按照分項收入進行分解，下頁表3顯示了在國定線、半中位數線和20%分位線下各分項收入不均等對貧困發生率分解的實證結果。值得注意的是，無論采用哪條貧困線，各分項收入不均等對貧困的效應加總恰好等于實際貧困水平。這說明樣本戶的貧困是由于收入不均等引致的，意味著在收入完全均勻分配的情況下其有著足夠的資源去消除貧困。當然，對各項收入進行均等分配在短期內是不可能的，例如工資性收入和家庭經營收入更多由家庭資本及其配置所決定，而家庭資本特別是人力資本并不能通過短期積累所獲得。為此，政府需要制定相應福利政策以調節這些不均等造成的總收入差距和貧困。

在不同的貧困標準下，家庭經營收入不均等與工資性收入不均等對貧困發生率的效應都明顯大于轉移性收入和財產性收入。轉移性收入中，養老金不均等對貧困的影響更大，救濟金、補貼和其他轉移支付不均等則作用較弱，顯然，分項收入不均等對貧困的影響很大程度上依賴于其在總收入中的重要性。同時，不同貧困標準下分項收入不均等對貧困效應的整體變化趨勢基本一致。由于20%分位線和半中位數線高于國定線，這兩個貧困標準下，各項收入不均等對貧困的效應整體高于國定線下度量的結果。國定線下家庭經營收入不均等的效應高于工資性收入不均等的效應，但貧困標準較高時卻相反，這意味著家庭經營收入不均等對于貧困人口中的較低收入者的貧困效應比對較高收入者更深，減少家庭經營收入不均等更有利于縮小貧困人口中較低收入者與貧困標準的差距。

表3 分項收入不均等對貧困發生率的影響

4.2 分項收入分解法下貧困深度的分解

表4顯示了國定線、半中位數線和20%分位線下各分項收入不均等對貧困深度的分解結果。從各類收入不均等對貧困深度的效應來看，家庭經營收入不均等和工資性收入不均等位于前列。工資性收入中，工資性收入不均等對貧困的影響超過了其他工資性收入。在轉移性收入中，養老金不均等對貧困的效應最大，隨后是補貼、救濟等分項，其他轉移支付不均等對貧困深度的作用則較微弱。從分項收入不均等對貧困效應的變化趨勢來看，家庭經營收入不均等對貧困深度的絕對和相對貢獻增加明顯，國定線下其絕對貢獻從0.038上升0.046，其相對貢獻也從38.86%上升至49.09%。工資性收入不均等對貧困深度的絕對貢獻及其在總貧困中的比重有所提高，但增幅不大。財產性收入不均等對貧困的絕對貢獻和相對貢獻有所降低。轉移性收入不均等對貧困深度的絕對貢獻和相對貢獻無明顯變化。此外，與貧困發生率的分解結果相似，不同貧困線下度量的各分項收入不均等對貧困深度的相對效應存在一定的區別。國定線下家庭經營收入不均等對貧困的效應高于工資性收入不均等對貧困的效應，但是20%分位線和半中位數線下方向相反，進一步驗證了家庭收入不均等對城鄉貧困人口中較低收入者有著更深影響。

表4 分項收入不均等對貧困深度的影響

5 結論與啟示

本文利用內蒙古城鄉住戶調查數據，通過構造貧困分項收入分解框架，對分項收入的不均等對貧困的影響進行了測度。結果發現：第一，貧困分解的結果對于貧困線和貧困指標的選擇是敏感的，采用不同貧困標準度量的結果呈現出較大差異，且變化趨勢不一；第二，當前城鄉貧困是由各項收入的不均等分配造成的，再分配足以消除貧困，收入不足對貧困的效應為零；第三，由家庭資本及其配置所決定的家庭經營收入不均等是貧困的主要致因，盡管其不均等程度有所擴大，但由于其在總收入中所占的份額減少，其對貧困的作用有所降低；第四，與城鎮化相關的工資性收入不均等是導致貧困的重要原因，且呈現上升趨勢，其對貧困的影響不可忽視；第五，帶有普惠性質的養老金和補貼等轉移性收入并未能讓貧困人口更多的獲益。

根據前述分析，在今后扶貧開發進程中，若回避收入差距過大，單純依賴經濟發展難以有效解決貧困問題。短期來看，減小收入不均等對貧困的不利效應，離不開國家出臺行之有效的再分配政策。由于當前深度貧困人口未能從城鄉普惠性質的補貼中獲取更多的利益，政府需調整各類轉移性支出以瞄準最貧困人群，如加強對特定類別家庭，特別是貧困戶中收入水平較低者的定額補貼等。長遠來看，可以通過基礎設施完善和家庭人力資本存量提升等，逐步增強貧困人口參與經濟社會發展的能力，遏制經營收入差距不斷擴大的局面。此外，在契合區域資源稟賦的基礎上，重視經濟發展方式對減貧的作用，通過冗余勞動力的產業轉移，縮小初次分配的收入差距以控制工資性收入不均等所導致的貧困上升。