相對貧困視角下中國經濟增長的益貧性研究

呂達奇，周 力

(南京農業大學 經濟管理學院，江蘇 南京 210095)

一、引言

經濟增長通過提高整體的收入水平來實現減貧，這是發展中國家減少貧困的主要手段[1]。但發展經濟學研究表明，經濟增長并不是擺脫貧困的充分條件，而只是必要條件[2]。根據經濟增長的庫茲涅茨曲線，增長與不平等程度呈現倒“U”型關系，在增長的第一階段，增長會使不平等程度上升。而在增長的第二階段，隨著經濟發展水平的提高，政府更加關注收入分配狀況，不平等程度下降。大部分發展中國家受限于較低的發展水平，通常處于增長的第一階段。尤其在不平等程度嚴重的情況下，如果經濟增長只是更多惠及中、高收入群體，而較少惠及低收入群體，那么增長引起的通貨膨脹會推高貧困群體的生活成本，反而加劇貧困。因此，經濟增長的減貧效果還受到收入分配狀況的影響。亞洲開發銀行將增長與收入分配對減貧的作用結合起來，提出了“益貧式增長”的概念，并作為減少貧困戰略的三項支柱之一。世界銀行、聯合國、IMF等國際組織圍繞什么是益貧、如何實現益貧開展了廣泛的研究[3-4]。如何讓經濟發展更多惠及窮人，使窮人在收入、生活水平、社會福利等各方面較快提升，實現所謂“益貧式”的增長，是許多發展中國家共同關注的問題。

改革開放以來，中國在經濟發展和減貧方面均取得了較高的成就，但收入差距總體呈擴大趨勢。2010—2019年，中國的GDP平均增長率為7.68%，但基尼系數維持在0.46—0.47之間，2013—2020年高/低收入分位數比(前后20%)的均值為10.64(1)數據來自國家統計局網站。。收入差距擴大與縮小因素抵消，收入差距呈高位徘徊的相對穩定狀態。拉瓦雷(Ravallion)等認為改革開放后的20年，效率是中國主要追求的目標，減貧主要依賴經濟增長的收入拉動效應，收入分配對減貧的作用不明顯[3]。黨的十八大以后，收入分配問題更加受到重視。十八大報告指出“初次分配和再分配都要兼顧效率和公平，再分配更加注重公平”。此后，相繼實施了精準扶貧、脫貧攻堅、鄉村振興等國家戰略。減少貧困人口、實現共同富裕成為重要的政策目標。2020年后中國基本消除了絕對貧困，貧困問題由絕對貧困轉向相對貧困。相對貧困與絕對貧困在識別上的差別在于，絕對貧困是基于某一生活標準線下的群體(比如國際貧困線1.9美元/天)，而相對貧困是總體中的某一比例(OECD是收入中位數的60%，美國是人均收入中位數的50%等)，緩解相對貧困、實現共同富裕就要求經濟增長要強調對相對貧困群體的關注，使經濟增長有利于大多數人且具有持續性，同時要促進相對貧困群體的就業，使貧困群體平等地享有社會發展帶來的就業機會，這樣才有利于縮小貧困差距。

以往文獻中，對中國經濟增長是否具有益貧性的回答并不一致，其結論缺乏穩健性。拉瓦雷等認為中國實現了絕對意義上的益貧，貧困人口數量大幅減少，但是貧困差距拉大[3]。阮敬認為20世紀90年代高速的經濟增長與通貨膨脹相隨，經濟增長的成果大部分流入高收入階層，經濟增長在一定階段表現為益富性而非益貧性[5]。王中華、岳希明也認為中國經濟增長的方式并非是益貧的，收入差距的擴大部分抵消了收入增長的減貧效應[6]。

鮮有文獻探討在中國實施大范圍的扶貧政策的背景下，中國的經濟發展與減貧有什么樣的關系。中國是否實現了益貧式的增長？發展是否包容中國的窮人？對這一系列問題的回答，將有助于正確理解經濟增長與減貧之間的關系，有助于從收入的角度來判斷扶貧政策的準確性和有效性，從而為緩解相對貧困、提高低收入群體的生活水平提供一些可能的建議。

本文從相對貧困的視角分析了2010—2018年中國經濟增長的益貧程度。本文的邊際貢獻在于：第一，以往文獻對益貧指數的計算都是基于絕對貧困群體(固定某一貧困線)而計算得出，無法反映貧困線內部收入分布的變化。本文通過構建假設檢驗，可以識別出在一定收入范圍內群體內部的收入分布變化，檢驗其益貧性，并綜合運用圖形法、統計檢驗法、益貧指數法，多視角描述我國近年來經濟增長的益貧性。第二，把經濟增長的減貧效應分解為收入效應和分配效應，并明確了不同的效應對減貧的作用程度。

二、文獻綜述與理論框架

1.益貧式增長的概念

世界銀行與OECD將益貧式增長廣義地定義為有利于窮人的增長[1，7]。這樣的定義缺乏可操作性，并沒有回答窮人從增長中獲得多少利益才算是益貧的，且沒有厘清益貧式增長和非益貧式增長的區別。卡克瓦尼(Kakwani)等提出了具有可操作性的概念：相對益貧。相對益貧的定義是在經濟增長中，當窮人的收入增長速度快于非窮人群體時，經濟是益貧的[8]。此概念形成的基本脈絡是：傳統市場型的發展理論認為經濟增長所帶來的福利，以“流水漫灌”的方式覆蓋到全體居民，促使居民收入增長。由于窮人和非窮人稟賦不同，中高收入群體更容易從經濟增長中獲益，窮人只是“涓滴”般地分享到經濟增長帶來的收益。雖然經濟增長使得所有人的收入都增長，但中高收入群體與低收入群體之間的收入差距會拉大，這種增長模式被稱為“涓滴增長”。如果不平等程度非常嚴重，收入增長推動的物價提升反而會加劇貧困，那么這種模式就成為“侵貧增長”。有別于前兩種模式，卡克瓦尼等認為益貧增長應該使窮人福利的增長比非窮人群體更快。在具有益貧性的增長模式下，既定的經濟增長率可以實現更高程度的減貧，從而有利于整個社會福利水平的提升[8]。卡克瓦尼等基于相對益貧構建了益貧增長指數PPGI(Pro-poor Growth Index)，并廣為學者采納[4-6，9-10]。

2.經濟增長的貧困分解

益貧式增長的核心在于回答經濟增長中社會的收入分配方式是否更加有利于貧困群體，因此需要從經濟增長的減貧效應中剝離出由于分配而帶來的減貧部分，并基于分配效應來構建益貧指數。

布吉尼翁(Bourguignon)將經濟增長對貧困的作用分為純收入效應和純分配效應[11]。圖1表示兩個時期的收入密度函數曲線，豎線左邊的表示低于貧困線的貧困群體。收入的變化分為兩個階段：第一階段是收入密度函數曲線從初始分布平移到過渡分布(虛擬的)，此時分布不變，收入增長，由此引起的變化是收入效應；第二階段是從過渡分布變化到最終分布，表示收入不變，分布改變，由此而引起的貧困的變化稱為分配效應。

圖1 貧困變化的收入與分配效應

達特和拉瓦雷(Datt and Ravallion)基于這一貧困分解的理念，給出了貧困分解的具體計算公式[12]：

Pt+n-Pt=[P(μt+n，Lr)-P(μt，Lr)]+[P(μr，Lt+n)-P(μr，Lr)]+R

(1)

假設Pt=P(z，μt，Lt)，Pt是貧困度量函數，z是貧困線，μt表示平均收入，Lt表示洛倫茲曲線。他們把貧困的變化分解為收入效應、分配效應以及殘差項R。但上述分解方法的結果會因參照期的不同而不同，且存在殘差項R，它有時數值也很大，不易解釋其經濟意義。而夏洛克斯(Shorrocks)改進了分解方法，直接將貧困的變化分解為收入效應和分配效應[13]，此方法稱為Shapley法，具體計算公式如下：

[P(μt+n，Lt+n)-P(μt，Lt+n)]}+

[P(μt+n，Lt+n)-P(μt+n，Lt)]}

(2)

王中華、岳希明以及阮敬綜合利用Datt and Ravallion分解法(D &R法)和Shapley法對貧困變化的來源進行分解，認為增長是減貧的主要原因，經濟增長的方式并非是益貧的[5-6]。但他們都是基于某一給定的貧困線作出的益貧性分析，無法反映出某一貧困線內收入分配的效應究竟如何。杜克洛(Duclos)提出了占優分析法(Dominance Analysis)，該方法無需固定某一貧困線，而是擴展到一個收入區間，從相對貧困的角度反映貧困群體內部各收入群體經濟增長的益貧性質，彌補了這一不足[14]。

3.益貧性的檢驗

本文主要采用杜克洛的占優分析法的框架[14]，構造統計量，用假設檢驗的方法來驗證經濟增長的益貧性。當貧困群體收入增長的幅度高于某一標準時(通常可以設置為總體均值的增長率，或者中位數的增長率)，視為相對益貧(弱益貧)；當貧困群體收入的增長高于某一值時(通常設為零值)，視為絕對益貧(嚴格益貧)。一階相對益貧意味著在貧困群體內部的各個收入分位點上，收入的增長率都要大于平均收入的增長率。二階相對益貧意味著貧困群體平均的收入增長率大于整體平均收入的增長率。

這套益貧性分析框架的優越性在于：第一，它分析的是整個收入段的分配情況，并不單一固定在某一條具體的貧困線上。第二，可以對不同貧困程度的群體施加不同權重，從而分析貧困群體內部之間的變化。

W(y1，y2，g，z)=Π*(y2，g，z)-Π(y1，z)

(3)

當收入從y1變化到y2時，如果W(y1，y2，g，z)≤0，即一般化的貧困率指標下降時，則實現了益貧式增長。構造的益貧函數W具有以下幾條性質(2)目標性、數量無關性、排序無關性、標準化性是福利經濟學中用來構建一般化的貧困度量函數所應該具備的性質。不同的貧困度量函數滿足不同的性質，因此適用于不同情形下的度量，參見參考文獻[14]。：第一，目標性。W只反映低于貧困線群體的收入變化，而不反映非貧困群體收入的邊際改善。比如，高收入群體收入的提高并不改變W，但低收入者(低于貧困線)收入的變化則會改變W。第二，數量無關性。增加與原來分布性質一樣的人口，W不變。第三，排序無關性。交換兩個人的收入，不影響W。第四，單調性。收入增長，W至少不會上升。第五，標準化性。如果收入分布和均值都不改變，W不變。假設Ω1(g，z+)代表所有滿足以上幾個性質的益貧衡量函數W。

(1)相對益貧的檢驗。令Fj(y)為收入y的分布函數。Qj(p)是收入分位數函數，它是分布函數Fj(y)的反函數，表示個體在收入分布p分位點處的收入，Qj(p)=inf{s≥0|Fj(s)≥p}，p∈[0，1]，貧困測度指標FGT指數[15]可以表示為：

(4)

Pj(z；α=0)是貧困線為z時的貧困發生率(headcount ratio)，Pj(z；α=1)是貧困距(poverty gap)。當收入總體從y1變動到y2時，若W(y1，y2，g，z)滿足以下條件視為一階相對益貧，即對于所有z∈[0，z+]：

P2((1+g)z；α=0)≤P1(z；α=0)

(5)

公式(5)的解釋為：在貧困線z∈[0，z+]的范圍內，時期2經過(1+g)增長率平減后，其貧困率是否比時期1初始分布的貧困率更低。當貧困人群的收入增長快于非貧困人群時，說明經濟增長是一階相對益貧的。公式(5)等價于比較各收入分位數的增長是否高于均值的增長率g：

(6)

公式(6)就是拉瓦雷等提出的收入增長曲線GIC[16]，表示在不同分位點p處的收入的增長率。一階相對益貧意味著在貧困群體內部的各個收入分位點上的收入的增長率都要大于平均收入的增長率。一階相對益貧的判斷標準是要求在所有貧困線之內，群體的收入增長率都要高于平均的收入增長率。這個要求比較高，如果放松要求，不需要在所有的貧困分位線上收入增長率都高于均值增長率，只要求平均而言貧困群體的收入增長率高于均值增長率即可，比如，當深度貧困群體的收入增長率很高，即使邊緣貧困群體的收入增長率低于g，平均地看貧困群體整體的收入增長率還是高于g，則視為二階相對益貧。它具有分布敏感的性質，對深度貧困群體的收入改善更加敏感。當收入向量從y1變動到y2時，滿足公式視為二階相對益貧：

P2((1+g)z；α=1)≤P1(z；α=1)

(7)

公式(7)的解釋為：驗證在貧困線z∈[0，z+]的范圍內，時期2經過(1+g)增長率平減后，其收入分布狀態下的貧困距是否比時期1的初始貧困距更低。其等效的驗證方法是利用一般洛倫茲曲線來驗證二階相對益貧性：

(8)

其中，C1(p)、C2(p)表示時期1、時期2收入最低的后P%的收入的累計總額。公式(8)表示收入后P%的收入的總額的增長率是否高于總體均值的增長率。

(2)益貧性的假設檢驗。基于以上檢驗條件討論，益貧性的假設檢驗的核心是在各種貧困線或者收入分位點處，檢驗貧困率的變化：Δs(z)≤0或Δs(p)≥0。

針對基于貧困線的估計量，原假設為：

H0：Δs(z)>0

(9)

備擇假設為：

H1：Δs(z)≤0

(10)

針對基于分位數p的估計量(公式(3)、(5)、(7)、(9))，原假設為：

H0：Δs(p)<0

(11)

備擇假設為：

H1：Δs(p)≥0

(12)

綜上，相對益貧的假設檢驗如表1所示。

表1 相對益貧的原假設

4.益貧指數

(1)益貧增長指數與等效貧困增長率。卡克瓦尼等提出了益貧增長指數(Pro-Poor Growth Index，PPGI)。它基于Shapley分解法將經濟增長的減貧效應分解為兩個部分，一個是固定洛倫茲曲線不變(假定分布不變的情況下)的純收入效應，另一個是固定平均收入不變(假定收入不變的情況下)的純分布效應[8]。假設θ是貧困率度量函數，z是貧困線，μ是平均收入，L(p)是表示收入分布的洛倫茲曲線，則θ可表示為：

θ=θ(z，u，L(p))

(13)

則時期1和時期2之間貧困率的變化可以表示為：

P12=ln[θ(z，μ2，L2(p))]-ln[θ(z，μ1，L1(p))]=f(G12，I12)=G12+I12

(14)

其中，G12是純收入效應，I12是純分布效應。基于Shapley分解法，G12、I12具有如下形式：

G12=0.5{ln[θ(z，μ2，L1(p))]-ln[θ(z，μ1，L1(p))]+

ln[θ(z，μ2，L2(p))]-ln[θ(z，μ1，L2(p))]}

(15)

I12=0.5{ln[θ(z，μ1，L2(p))]-ln[θ(z，μ1，L1(p))]+

ln[θ(z，μ2，L2(p))]-ln[θ(z，μ2，L1(p))]}

(16)

將公式(14)除以增長率g12，就可以得到經濟增長的減貧彈性：

η=ηg+ηI

(17)

其中，純收入彈性ηg=G12/g12，表明每當經濟增長百分之一，單純由收入引起的貧困的變化。純分布彈性ηI=I12/g12，表明每當經濟增長百分之一，單純由分布引起的貧困的變化。純收入彈性ηg總是負的，因為經濟增長總會減少貧困。純分布彈性ηI方向不明確，當收入分配更有利于非窮人時，ηI為正，會增加貧困，抵消一部分由經濟增長帶來的貧困減少。由此，卡克瓦尼等將總減貧彈性與純收入減貧彈性之比定義為益貧增長指數以判斷經濟增長的益貧程度[8]。當φ>1時，經濟增長是高度益貧的，此時收入分布的變化使窮人收入增長更快；當0.66<φ≤1時，是益貧的；當0<φ≤0.33時，是弱益貧的，或稱為涓滴效應，此時收入分布的變化抵消了部分經濟增長的減貧效應；當φ≤0時，是侵貧的，此時分配的嚴重不均導致貧困率反而上升[8]。

PPGI關注到收入增長在窮人和非窮人群體中的分配，但是沒有考慮到實際的經濟增長率水平對減貧的影響。卡克瓦尼等提出了等效貧困增長率(Poverty Equivalent Growth Rate，PEGR)的概念[4]，PEGR是指如果收入分布不改變(即排除分配效應后)，若要實現同等減貧，需要多少經濟增長率。在數值上PEGR等于PPGI與收入均值增長率的乘積。當PEGR大于平均的增長率g時，經濟是益貧的；當PEGR在0和g之間時，經濟是“涓滴”增長的。

(2)收入增長曲線。基于一般性益貧的定義，拉瓦雷等構造了收入增長曲線(GIC)以描述經濟增長的益貧程度[16]。GIC反映的是不同收入分位點處的個體收入增長幅度。具體公式如下：

(18)

綜上，益貧增長各指標情況詳見表2。

表2 益貧增長指標

表3 收入與收入差距指標

三、益貧性檢驗

1.描述性統計：收入差距與貧困率變化

(1)數據描述。本文的數據來自中國家庭追蹤調查(CFPS)。CFPS是北京大學中國社會科學調查中心實施的具有全國代表性的大型微觀入戶調查，該調查每兩年一輪。調查樣本覆蓋了全國25個省份，162個縣。本文使用的是CFPS家庭層面2010年、2012年、2014年、2016年、2018年的數據，各年份樣本量(家庭戶數)分別為13807、12655、13547、13964、14167戶。收入指標采用家庭人均純收入，包括工資性收入、經營性收入、財產性收入、轉移收入、其他收入五個部分。

(2)收入水平與收入差距。2010—2018年，人均收入(指家庭人均純收入)增幅較大，不平等程度較高，最窮和最富群體的收入比率略有下降，但依舊較高。表 3提供了反映收入水平和收入差距變化的指標。人均收入從2010年的9876元增長到2018年的34538元，增長了3.5倍。基尼系數在0.49—0.54之間，說明不平等程度較高，泰爾指數和平均對數離差也表明不平等程度較高。變異系數從1.65擴大到2.5，說明收入變化的幅度加大。2014年以后，Q90/Q10的收入比率呈縮小態勢，最富和最窮群體的收入比率下降，但比率依舊較高。

(3)貧困率變化。第一，中國農村的貧困率大幅下降，從2010年的16.8%下降到2018年的4.2%，2012年到2018年下降了9.7個百分點，下降幅度較大。第二，貧困距不斷縮小，還未脫貧的貧困戶貧困程度緩解，貧困狀況也在不斷改善。第三，加權貧困距指標不斷變小，既有貧困人群中處于深度貧困的數量不斷減少，邊緣貧困群體在貧困群體中占比擴大。第四，分城鄉來看，中國的貧困主要集中在農村，但城市減貧的步伐并不慢于農村，2012—2018年，城市減貧8個百分點，僅比農村少2個百分點。2010—2018年間，無論從貧困的深度還是廣度來看，中國都取得了較為顯著的減貧成效。具體數據見表4。

表4 歷年貧困指標的變化

(4)收入分布與收入增長曲線。由圖2可知，2012—2018年收入分布的核密度函數整體向右移動，說明整體呈增收態勢；核密度函數圖形更加扁平、分散，說明收入分布趨于平均。低收入群體的占比不斷縮小，中、高收入群體的占比增加，低收入群體的收入增長幅度較快。因此，從收入分布的核密度函數曲線可以初步判斷，經濟增長具有益貧性，不僅整體的收入實現了增長，收入分配也得到了一定程度的改善。

收入增長曲線(growth incidence curve)描繪了不同年份之間的收入分布情況的增長趨勢(見圖3)。圖3(a)描繪的是2012—2018年的收入增長，圖中收入增長趨勢呈凹形，表明2012—2018年(4)CFPS 2010年中收入的統計口徑與其他年份不完全一致，存在低估真實收入、高估貧困率的可能性，故比較貧困率時，采用2012年與其他年份作比較。整體的收入取得了增長，特別是低收入群體的收入增長要快于中、高收入群體的收入增長。收入后10%的家庭收入增長最快，年均增長20.48%，窮人(當年低于貧困線的家庭)的平均增長率為18.91%，高于收入的平均增長率(14.51%)以及收入中位數年平均增長率(13.87%)。

圖3 收入增長曲線

另外，每個階段的益貧程度存在差異(見圖3)。2010—2012年，雖然總體的收入實現了9.23%的年均增長率，但是窮人的收入增長是負的(-4.26%)。從相對貧困的角度來看，收入后30%的收入增長率只有2.48%，遠低于整體9.23%的增長水平，表明這一時段低收入群體在經濟增長中的獲益不多，經濟增長更加有利于中、高收入群體。同樣的，2012—2014年，雖然整體上收入取得了增長，但是收入越高的人群，收入增長越快，收入差距拉大。窮人的收入增長率為7.93%，低收入群體(收入后30%)的收入增長率為8.59%，均低于整體平均增長率(15.75%)，經濟增長呈現出涓滴效應的態勢，雖然居民整體收入得到了提高，但是收入分配方式更傾向于高收入群體。2014年過后，收入分配狀況得到改善，窮人以及低收入群體的收入增長率均大幅度高于整體平均的收入增長率，收入分配的方式更加關注低收入群體的增收，具有高度的益貧性。2016—2018年，低收入群體的收入增長率略高于整體人群的收入增長率。

因此，結合圖2與圖3可以粗略地判斷，在2010—2018年的經濟增長(5)因為CFPS 2010家庭收入變量統計口徑不一致，因此將2010—2018年之間的比較，拆分為2010—2012年以及2012—2018年兩段，2010—2012年利用CFPS 2010年的可比收入進行比較，2012—2018利用實際收入進行比較。中，收入分配整體上是益貧的，經濟的增長更加關注窮人的收入分配，低收入群體的收入獲得了較快速度的提升，但是在細分年度間益貧性存在差異，詳見表5。

表5 不同年份間年均增長率 %

2.益貧增長性的統計推斷

以上對中國經濟增長益貧性質的判斷更多是基于圖形的，這種基于圖形的判斷存在一定的隨意性，指數的計算是基于某一固定的貧困線，但是無法反映貧困線內部的益貧性質。杜克洛利用占優分析法，不用某一固定貧困線，而是通過構造估計量，對益貧程度進行統計推斷，以驗證益貧性在統計上是否顯著，以彌補圖形法的不足。該方法提出了兩個概念：一階相對益貧和二階相對益貧。一階相對益貧，指在一定的收入范圍內，所有收入分位點處的群體，其收入增長率都高于整體平均的增長率(可以是平均收入的增長率，也可以是中位數的增長率，這取決于如何定義益貧，本文采用平均收入的增長率)。這樣的要求是非常苛刻的，它反映了在一段收入區間內部(包括貧困線)，所有群體的收入增長率都高于平均的增長率。一階相對益貧的等價表述是：在一定的收入范圍內，時期2的收入分布經過(1+g)增長率平減后，在每個收入分位點處的貧困率都要比時期1初始分布的貧困率更低。二階相對益貧放松了要求，它是指在一段收入區間內，群體平均的收入增長率高于整體平均的收入增長率[14]。

由于CFPS數據中2010年的家庭人均純收入與其他年份的統計口徑不一致，雖然CFPS在以后各年也提供了與2010年可比的家庭人均收入，但是可比值與實際值相差較大。故本文主要對2012—2018年的家庭人均純收入的變化進行益貧性檢驗。2010—2012年則采用與2010年可比的收入數據，因為2012年的收入可比值與實際值相差不大。

一階相對益貧的檢驗函數為：P2((1+g)z；α=0)≤P1(z；α=0)，?z∈[0，z]。相應的估計量為：Δs(z)=P2018((1+g)z；α)-P2012(z；α)。圖4顯示了一階相對益貧的顯著性情況，Δs(z) 在貧困線為(0，2600)的范圍內都顯著小于零，單邊檢驗的置信區間上界也在零值以下。這說明2012—2018年窮人收入的增長更快，收入分配更加傾向于窮人。采用等價的方法，用收入增長曲線來驗證一階相對益貧(見圖5)，其中縱坐標為Q2018/Q2012-μ2018/μ2012之差。可以看到，在收入分布后18%的群體的收入增長率與平均收入的增長率之差顯著高于零值，說明低收入群體(后18%的群體，包括貧困群體)的收入增長率高于整體平均增長率，而較高收入分位點處的收入增長率與平均增長率之差低于零值，說明較高收入的群體的收入增長率低于整體平均增長率。

圖4 2012—2018年一階相對益貧曲線(Δs(z))

圖5 2012—2018年等效一階相對益貧曲線(Δs(p))

進一步驗證2012—2014年、2014—2016年，2016—2018年的一階相對益貧性(見圖6)，圖6(a)顯示置信區間上界均在零值上方，表示2012—2014年，在平減完收入效應后，純分配效應增加了貧困，部分抵消了經濟增長帶來的收入效應，屬于涓滴效應，不滿足一階相對益貧。圖6(b)顯示2014—2016年人均收入在3600元以下的收入群體，其單邊檢驗的置信區間上界在零值下方，2016年與2014年貧困率之差顯著為負，表明2014—2016年經濟增長是一階相對益貧的。從圖6(c)可以看出，2016—2018年總體上Δs(z)<0，經濟增長的趨勢是益貧的，但是貧困線在0—3600元的區間段，單邊檢驗的置信區間上界并不總是位于零值的下方，在部分的區間段也包括了零值，因此，不能顯著地拒絕原假設，2016—2018年整體趨勢是益貧的，但是不顯著。

進一步分析在窮人群體內部，深度貧困群體與邊緣貧困群體的收入增長情況。圖7說明2012—2018年經濟增長方式是二階相對益貧的，即在同樣是窮人的條件下，深度貧困群體要比邊緣貧困群體收入增長得更快。圖7(a)是基于Δs(z)=P2018((1+g)z；1)-P2012(z；1)的二階相對益貧的檢驗，經過增長率調整后的2018年的貧困距始終比2012年低，兩者之差始終在零值下方，單邊檢驗的置信區間上界在零值下方，表明二階相對益貧性顯著。圖7(b)是等價的二階相對益貧等效檢驗形式，縱坐標為C2018(p)/C2012(p)-μ2018/μ2012，比較了收入后P%的總的增長率與平均收入增長率的關系。收入后25%的收入增長率要高于平均增長率，表現在圖7(b)中便是在收入后25%的范圍內，置信區間的下界始終在零值上方。

圖7 2012—2018年二階相對益貧

四、貧困變化的分解

1.貧困的分解

經濟增長對貧困主要有兩個方面的影響，一方面是通過提高收入來減少貧困，另一方面是通過完善收入分配狀況來實現減貧。現實中這兩種效應是混雜在一起的。雖然經濟增長是減貧的必由之路，但收入效應和分配效應在減貧中的重要程度如何、到底發揮哪些作用則需要具體分析。對經濟增長的減貧效應進行分解主要有兩種方法：Shapley分解法和Datt and Ravallion分解法(D &R法)。D &R法將貧困率的變化分成三個效應：收入效應、分配效應、殘差項。從結果來看，兩種分解方法的結果基本一致，但D &R法中存在殘差項，難以進行經濟解釋，而Shapley分解法只有收入效應與分布效應，便于解釋經濟含義。因此，本文以Shapley分解法為基礎進行解釋分析，并提供了D &R法的結果作為輔助參考。

根據表6可知，因經濟持續增長而帶來的收入效應是貧困率降低的主要因素。2012—2014、2014—2016、2016—2018以及2012—2018年這四個階段的收入效應都為負數，且在整體貧困率變化中占據的比例較大。而分配效應對減貧的作用則存在差異：2012—2014年分配效應為正數，表明2012—2014年期間收入分配向收入較高的群體流動，窮人群體的收入分配狀況惡化，貧困率提高，因此這一階段的分配效應抵消了一部分因收入增長而帶來的減貧效應。2014—2016年收入效應和分配效應都為負數，且分配效應占據的比例也相對較高(-2.6個百分點，占比41%)，因此這一時期收入效應和分配效應都對貧困率的降低貢獻了相當大的作用，收入分配方式更加有利于窮人。而2016—2018年，收入效應和分配效應皆為負數，但分配效應對貧困減少的貢獻度降低(-0.8個百分點，占比33%)。從2012—2018年來看，收入效應和分配效應都降低了貧困率，收入效應對貧困的減少發揮著主要作用，收入效應占總減貧效應的80%以上，收入分配的變化也更加有利于窮人。因此，從貧困率變化的分解來說，經濟增長整體上實現了益貧式增長。

表6 2010—2018年貧困變化的分解 %

分城鄉對貧困的變化進行分解，2012—2018年城鄉貧困變化的收入效應和分配效應都是負數，且收入效應占據主要地位(見表7)，這說明長期來看經濟增長對減貧的作用在城鄉之間趨同，增長效應是減貧的主要來源，同時分配狀況的改善促進了貧困的進一步降低。2014年以后農村地區的分配效應對減貧的作用越來越大，說明經濟增長的益貧性在農村地區得到顯著提高，農村地區的貧困群體受到了更多經濟發展的福利。這樣的基本結果也部分印證了黨的十八大以后中國實施精準扶貧、脫貧攻堅、鄉村振興等一系列政策的實施效果。

表7 城鄉貧困變化的Shapley分解 %

2.益貧指數

基于Shapley貧困分解，許多學者提出各種益貧增長指數以判斷經濟發展是否具有益貧性特征。卡克瓦尼等提出了益貧增長指數(PPGI)[8]和等效貧困增長指數(PEGR)[17]。本文計算這兩種益貧指數，并根據PEGR關于益貧性的判斷標準，分析2010—2018年間經濟增長的益貧性。

如表8所示，2010—2012、2012—2014、2014—2016、2016—2018年這四個階段的PPGI、PEGR指數都大于零，這表明2010—2018年經濟增長降低了絕對貧困，是絕對益貧的。2010—2012、2012—2014年PPGI在0—1之間，PEGR小于平均增長率，說明在這兩個階段，經濟增長雖然降低了貧困率，但收入分配并不有利于窮人，部分抵消了經濟增長的減貧效應，屬于涓滴增長階段。2014—2016和2016—2018年這兩個階段PPGI都大于1，PEGR大于平均增長率，因此2014—2018年實現了益貧式增長。鑒于在2012—2018年之間收入的統計口徑是一致的，因此計算了2012—2018年整體益貧指數，同樣，PPGI>1，PEGR大于平均增長率，說明這一區間整體上是益貧的，一方面，經濟增長促進了貧困的減少，另一方面，收入分配方式也得到改善，收入分配的變化更有利于窮人。

表8 益貧增長指數

五、結論和政策建議

本文從相對貧困的視角檢驗了中國經濟增長的益貧性，探討經濟增長、收入分配與減貧的關系。綜合采用圖形法、假設檢驗法、益貧指數法、分解法來識別中國經濟增長的益貧性。結果表明，2010—2018年中國在整體上實現了持續而穩定的益貧式增長，經濟增長在大幅度減少貧困的同時，社會整體的收入分配狀況也促進了貧困的進一步減少。低收入群體的收入增速要明顯快于中、高收入群體。在細分的各階段上，其益貧的程度略有不同。中國貧困的減少主要依靠經濟增長的收入效應，其減貧貢獻度超過80%。分配效應的作用方向不明確，其在2010—2014年阻礙了貧困的減少，而在2014—2018年，由于收入分配得到改善，分配效應又促進了貧困的減少。

中國于2015年開始實施精準扶貧政策，并在2019年的《政府工作報告》中提出了“打贏脫貧攻堅戰”的目標，從政策以及意識上高度強調了減貧作為政府工作目標的重要性、突出性。此后，又于2017年在黨的十九大報告中提出了要實施鄉村振興戰略。這一系列政策、目標、戰略的出臺，使社會對貧困群體和農村發展的關注不斷提高。因此，從2014年開始，中國經濟增長的益貧性顯著增強，低收入群體的收入增長幅度更快，分配方式更加有利于貧困人群，不平等程度得到一定程度的緩解。這間接說明了精準扶貧政策、脫貧攻堅目標、鄉村振興戰略使得貧困人群得以包容于經濟發展中，在一定程度上緩解了相對貧困。盡管2020年中國實現了全面脫貧，但提升低收入群體收入水平、緩解相對貧困、改善生活狀況、實現共同富裕將是政府長期的目標追求。黨的十八大以來實施的改善收入分配(精準扶貧、脫貧攻堅等)的政策已經取得一定效果，其基本政策內容和方向應在今后繼續延續，以提升經濟發展的包容性。