收入增長、收入分配對貧困減

1、收入增長、收入分配對貧困減少的影響 來自我國農村的經驗分析陳立中摘 要：本文中我們以貧困的收入增長偏彈性和貧困的收入分配偏彈性的性質為基礎，構建了一個分析收入增長、收入分配和減貧進程之間關系的統(tǒng)一框架。文章著重探討了在經濟發(fā)展的不同階段，收入水平和收入不平等的初始值對經濟增長的減貧能力，以及收入不平等的貧困效應的影響。并以我國農村為例，來實證檢驗它們之間的定性、定量關系及政策含義。文章最后還比較了不同經濟發(fā)展政策下的減貧進程，認為要實現快速的減貧目標，應當實施有利于窮人的經濟發(fā)展政策。關鍵詞：貧困的收入增長偏彈性 貧困的收入分配偏彈性 貧困的經濟增長全彈性Income Growth, Inco

2、me Distribution and Poverty Reduction An Empirical Analysis of Rural ChinaLIZHONG CHEN Abstract Based on the property of the income growth elasticity of poverty and the income inequality elasticity of poverty, this paper analyses the relationship between income growth, income distribution and povert

3、y reduction. The paper takes focus on the effect of economic growth to poverty reduction at different initial income level, and the effect of income inequality to poverty at different initial income level. This paper also estimates these elasticity of poverty using China rurals income data. At last,

4、 this paper compares the poverty reduction speed in different economic development policy and suggest we should stipulate pro-poor growth policy.收入增長、收入分配對貧困減少的影響 來自我國農村的經驗分析一、問題提出與文獻回顧1978年改革開放以來，中國經濟發(fā)展取得了令世人矚目的成就。數據來自Ravallion和Chen（2004），其中農村居民家庭人均純收入折算為1980年價格；貧困線為官方貧困線，即每人每年300元（1990年價格）。圖1 1980

5、2001年農村居民家庭人均純收入和貧困率變動趨勢從圖1我們看到，19801988年的經濟增長帶來了農村貧困的急劇減少，貧困率由40.65下降到7.99。然而，盡管19941998年農村居民收入保持了相似的增長速度，減貧速度卻在下降，貧困率由10.41下降到3.24。并且，從1998年到2001年貧困甚至出現上升。19801988年農村居民家庭人均純收入由191.33元上升到391.83元，年均增長11.64；19941998年農村居民家庭人均純收入由423.05元上升到582.30元，年均增長9.41。農村減貧進程為什么出現不平衡進展？貧困人口在普遍的經濟增長中能否分享到好處？能分享多少好處？

6、在經濟發(fā)展的不同階段，經濟增長和收入分配如何影響減貧進程？本文中我們將以貧困彈性公式為基礎，構建一個分析收入增長、收入分配與貧困減少之間關系的統(tǒng)一框架，著重討論經濟增長的初始水平和速度與削減貧困的關系，以及收入不平等的初始水平和變化與削減貧困的關系。并以中國為例，來實證檢驗它們之間的定性、定量關系及政策含義。在已有的研究中，國內外關于收入增長、收入分配與貧困之間關系的研究可謂汗牛充棟。從內容上看，可以將這些研究分為經濟增長與貧困和收入分配與貧困兩個方面。（一）收入增長與貧困。這類研究大多以跨國數據為基礎，通過實證分析來探討收入增長與貧困的關系。如Bhalla（2001）認為收入增長在減少貧困中

7、具有決定性作用。強調要削減貧困，只有通過創(chuàng)建一個有利于收入增長的環(huán)境才能實現。Dollar和Kraay（2002）也證明收入增長是減少貧困的一個最重要的決定因素。發(fā)現經濟增長會給包括窮人在內的所有人都帶來好處，并且政府任何經濟干預政策對窮人收入占總人口收入的份額并沒有起到什么作用。因此，反貧困政策的中心只需專注于經濟增長就足夠了。不過，上述觀點和結論受到了廣泛的質疑和批評。Ferreira和Barros（1998），Bourguignon（2004）和Ravallion（2001）均指出，經濟增長、收入分配和貧困之間存在非常復雜的關系，經濟增長性質而不僅僅是經濟增長速度將影響減貧進程。Kakw

8、ani和Pernia（2000）研究發(fā)現，雖然經濟增長仍然是減少貧困的一個非常重要的因素，但它并不能解釋貧困下降的大部分。經濟增長并不會自發(fā)地有利于窮人，伴隨經濟增長過程的收入分配同時有著非常重要的作用。又如World Bank（2003）指出，貧困減少固然離不開經濟增長，但窮人究竟能從經濟增長的所謂“滴落機制”（trickle-down mechanism）中分享到多少好處卻依賴于一系列條件，這包括收入分配狀況，對公民權利的保護程度等。因此，經濟增長是減少貧困的必要而非充分條件，經濟增長的減貧作用不僅依賴于經濟自身的增長速度，還有賴于經濟增長的性質，如收入分配。（二）收入分配與貧困。從絕對貧

9、困的角度看，即使在經濟增長不變的條件下，收入分配狀況惡化也會導致貧困水平上升。因此，在經濟增長速度相同的情況下，如果窮人能夠從經濟增長中分享到更多好處，即經濟增長同更均等的收入分配相聯系，那么貧困水平下降的可能性更大。相反，如果經濟增長伴隨著收入分配的兩極分化，那么貧困狀況就不會得到很大改善，甚至有可能惡化（林伯強，2003）。至此，我們看到，已有的文獻從理論和實證的角度研究了收入增長與削減貧困的關系，收入不平等對貧困的影響。但是，它們很少注意到，在經濟發(fā)展的不同階段，收入水平和收入不平等的初始值對經濟增長的減貧效應，以及收入不平等的貧困效應的影響，這正是本文將要探討的重點。文章其余部分安排如

10、下：第二部分是文獻回顧；第三部分是貧困測度方法和貧困彈性的概念與性質；第四部分以中國轉型時期農村的實證數據為基礎，測算各種貧困彈性的經驗值；第五部分討論經濟發(fā)展政策與減貧進程；最后是文章結論部分。二、貧困測度、分解與貧困彈性識別窮人的貧困線是所有貧困分析的起點。為了便于貧困的歷史和區(qū)域比較，以及減貧效果評估，本文中我們僅用絕對貧困線。同時，還假定收入是福利水平的測度變量。（一）總量貧困測度方法設研究目標的個體收入為一隨機變量，其概率密度函數為。我們用Foster等（1984）構建的貧困指數作為總量貧困測度方法，其連續(xù)形式為： （1）這里，為社會貧困厭惡系數（the poverty aversi

11、on parameter）。（1）當時，這里為收入分布的累積分布函數，即為傳統(tǒng)的貧困率指數，它表示貧困人口占總人口的比例，反應貧困發(fā)生的廣度；（2）當時， ，即貧困差距率指數，它度量了相對于貧困線而言，貧困人口平均的相對收入短缺，反應貧困的深度；（3）當時，即平方貧困距指數（the squared poverty gap index），反應貧困人口之間的收入不平等，即貧困的強度。指數滿足相關性、單調性和轉移性等貧困公理（Foster、Greer和 Thorbecke，1984）。越大，對貧困人口的收入分布越敏感。如果目標群體的收入分布服從均值為，標準差為的對數正態(tài)分布。當貧困線一定，且時，貧困

12、指數的一般形式可表達為：。 設用于收入不平等測度的基尼系數為，在收入分布服從對數正態(tài)分布的條件下，Atcheson和Brown（1966）推導出基尼系數與標準差之間的關系：，這里為標準正態(tài)分布的累積分布函數。因此，還可表達為：。（二）貧困分解、貧困彈性的定義與性質假定時刻研究目標的收入服從上述對數正態(tài)分布（均值為、標準差為），且貧困線不隨時間變化，即為常數，則時刻的可表示為： （2）方程（2）兩邊對時間求導： （3）方程（3）兩邊同乘以得： （4）令方程（4）中： （5） （6）則方程（4）可簡化為： （7）對方程（7）我們作如下討論：1貧困的分解。在方程（7）中，我們將貧困的變動分解為收入效

13、應和分配效應，即把稱為貧困變動的收入效應；把稱為貧困變動的分配效應。特別地，當時，即以貧困率為測度指數時，如圖2所示，研究對象的收入分布由時刻的密度函數（）變化為時刻的密度函數（），我們可以用圖形描述上述分解過程。首先對初始收入分布（）作水平變換，平均收入由上升到，基尼系數不變，即每個人的收入水平同比例增加，得到一個中間收入分布的密度函數（）。從密度函數（）到密度函數（）引起貧困率的變化量，就是這一過程中的收入效應，即圖中淺色陰影部分的面積。再對中間收入分布（）作垂直變換，得到時刻的收入分布（）。這一過程中平均收入水平不變，基尼系數由下降為，又分離出貧困變動的分配效應，用圖中深色陰影部分的面積

14、表示。圖2 貧困率變化的收入效應和分配效應 2的性質。方程（5）中，我們稱為貧困的收入增長偏彈性，。它表示在收入分布不變的條件下，人均收入水平上升1時，引起貧困指數下降的百分比，反應經濟增長與貧困之間的關系。Kakawni（1993）計算得到：當時，；當時，。由此可推導出具有以下性質：（1）如果，則，即貧困的收入增長偏彈性隨著經濟發(fā)展的初始水平上升而下降。因為。它告訴我們，如果經濟增長過程中收入分布不變，那么經濟發(fā)展的初始收入水平越高，經濟增長的減貧能力越強。這意味著富國（地區(qū)）比窮國（地區(qū)）更易于減貧。并且，該性質還意味著，在收入分布不變的條件下，經濟增長的減貧能力會越來越強。（2）如果，則

15、，即貧困的收入增長偏彈性隨著初始收入不平等上升而上升。因為，這里的性質見注釋3。它告訴我們，初始收入不平等越嚴重，經濟增長的減貧能力越弱。因此，初始基尼系數越低的國家（地區(qū)），經濟增長的減貧能力越強。3的性質。方程（6）中，我們稱為貧困的收入分配偏彈性，。它表示在人均收入水平不變的條件下，基尼系數每上升1，將引起貧困指數上升的百分比。它反應了收入分配同貧困之間的關系。由Kakawni（1993）的計算結果可得：當時，；當時，。由此可推導出具有如下性質：（1）如果，則。它表示貧困的收入分配偏彈性隨著經濟發(fā)展的初始收入水平上升而上升。因為。這意味著，隨著經濟發(fā)展過程中人均收入水平上升，收入不平等引

16、起的貧困效應會越強。因此，經濟高增長可能弱化減貧進程，甚至增加貧困，這完全依賴于收入不平等上升的程度。（2）如果，則。它表示貧困的收入分配偏彈性隨著初始收入不平等程度上升而下降。因為。這意味著，一國（地區(qū)）初始收入不平等程度越高，收入不平等上升引起的貧困效應越小。從反貧困政策的角度看，它意味著初始收入不平等越高的國家（地區(qū)），任何旨在改善收入不平等的反貧困政策的減貧能力越弱，亦即初始收入不平等越高的國家（地區(qū)），難于通過收入再分配政策來實現快速的減貧目標。4在經濟增長過程中，人均收入水平上升的同時，往往還伴隨著收入分配的變化。為此，我們還需要判斷伴隨經濟增長過程中的人均收入水平和收入分配同時變

17、化對貧困產生的總效應。方程（7）兩邊同時除以得： （8）我們稱為貧困的經濟增長全彈性，它表示當經濟增長水平上升1時，貧困指數變動的百分比。又令，為收入不平等的經濟增長彈性。它表示當人均收入水平上升1時，引起基尼系數變動的百分比，它反應經濟增長和收入分配之間的關系。Bourguignon（2004）研究證實，一方面經濟增長確實能影響收入分布；另一方面收入不平等不僅僅是經濟增長的結果，還能影響甚至決定經濟增長率和經濟增長模式。并且，在一定的政策環(huán)境下，經濟增長和收入分配之間可以構成一種互補關系。（1）當時，它意味著經濟增長過程中伴隨收入不平等上升，我們稱這種經濟發(fā)展政策為有利于富人的經濟發(fā)展政策（

18、pro-rich growth policy）。（2）當時，它表示經濟增長過程中收入分配狀況不變，我們稱之為分配中性的經濟發(fā)展政策（neutral growth policy）。（3）當時，它表示經濟增長過程中伴隨著收入不平等下降，我們稱這種發(fā)展政策為有利于窮人的經濟發(fā)展政策（pro-poor growth policy）。至此，我們用幾種彈性公式，討論了經濟增長、收入分配和貧困之間的關系，及由此引出的有關經濟發(fā)展政策的討論。圖3簡要地描述了它們之間的各種關系。圖3 經濟增長、收入分配與貧困之間的關系四、貧困彈性的經驗分析（一）數據來源我們用中國統(tǒng)計年鑒（19992002年及2004年各期）農

19、村居民按純收入分組的收入分布調查數據，貧困線用國家統(tǒng)計局公布的農村絕對貧困線。這里收入數據和貧困線都是使用名義值，19982001年和2003年國家統(tǒng)計局公布的農村絕對貧困線分別為：635元、625元、625元、630元和637元。（二）計算結果我們用POVCAL貧困計算軟件來源：/html/prdph/lsms/tools/povcal。（Chen，1998）來計算19982001年和2003年這里沒有用2002年的數據是因為，2002年農村的基尼系數為0.3456，小于2001年的基尼系數。為了便于比較和說明問題，我們只選擇基尼系數按遞增排列的

20、年份。農村的貧困率、貧困差距率、平方貧困距、貧困的收入增長偏彈性和貧困的收入分配偏彈性。結果見表1、表2和表3，表中粗斜體數值是實際計算結果，其余為模擬計算結果。表1 不同收入水平和不平等條件下中國農村貧困測度人均純收入水平（元）基尼系數（）32.30（98）32.98（99）34.33（00）34.63（01）34.88（03），貧困率（）2162（98）2210（99）2253（00）2366（01）2622（03）3.453.192.982.531.783.793.523.312.822.015.204.904.654.053.035.705.385.144.513.446.716.35

21、6.045.364.13 ，貧困差距率（）2162（98）2210（99）2253（00）2366（01）2622（03）0.850.800.750.650.490.960.900.850.740.561.471.391.331.170.921.731.641.581.411.132.041.941.851.661.33 ，平方貧困距（）2162（98）2210（99）2253（00）2366（01）2622（03）0.400.380.360.330.270.450.430.410.370.310.740.710.680.620.530.930.900.870.810.701.071.030.

22、990.920.77由表1可以看出，當基尼系數相同時，人均收入水平越高，貧困指數（）越??；當人均收入水平相同時，貧困指數隨著基尼系數上升而上升，并且，越大，貧困指數的變動幅度越大。表2 不同收入水平和不平等條件下貧困的收入增長偏彈性人均純收入水平（元）基尼系數（）32.30（98）32.98（99）34.33（00）34.63（01）34.88（03）2162（98）2210（99）2253（00）2366（01）2622（03）-3.40-3.43-3.44-3.48-3.56-3.28-3.29-3.30-3.31-3.36-2.76-2.78-2.79-2.82-2.84-2.59-2.

23、60-2.61-2.62-2.64-2.45-2.47-2.48-2.51-2.54從表2我們看到，當基尼系數相同時，貧困的收入增長偏彈性隨著人均收入水平上升而下降（見圖4）。說明如果在我國農村經濟發(fā)展過程中收入分布保持不變，那么農村人均收入水平越高，經濟增長的減貧能力越強，也即如果基尼系數不變，近年來我國農村的減貧進程應該越來越快；當人均收入水平相同時，基尼系數越大，越小。表明在人均收入水平相同的情況下，收入分配越不平等，經濟增長的減貧能力越弱。圖4 不同收入水平和不平等條件下貧困的收入增長偏彈性變動趨勢表3 不同收入水平和不平等條件下貧困的收入分配偏彈性人均純收入水平（元）基尼系數（）32

24、.30（98）32.98（99）34.33（00）34.63（01）34.88（03）2162（98）2210（99）2253（00）2366（01）2622（03）8.999.309.5710.2011.398.769.079.339.9911.257.437.707.948.559.796.827.067.257.798.876.226.456.677.208.34由表3我們看到，在基尼系數相同的條件下，貧困的收入分配偏彈性隨著人均收入水平上升而上升（見圖5）。表明在我國農村經濟發(fā)展過程中隨著人均收入水平上升，收入不平等引起的貧困效應會越強；當人均收入水平相同時，基尼系數越大，越小。這意味

25、著，相同條件下，農村收入越不平等，收入不平等引起的貧困效應越小。圖5 不同收入水平和不平等條件下貧困的收入分配偏彈性變動趨勢四、經濟發(fā)展政策與減貧進程（一）貧困的經濟增長全彈性的值。根據收入不平等的經濟增長彈性的定義，可計算得到19982003年中國農村平均的值為0.34，那么由表2、表3及計算得到相應的值見表4。這里，我們只計算相對于貧困率（）而言的貧困的經濟增長全彈性。表4 不同收入水平和不平等條件下貧困的經濟增長全彈性人均純收入水平（元）基尼系數（）32.30（98）32.98（99）34.33（00）34.63（01）34.88（03）2162（98）2210（99）2253（00）2

26、366（01）2622（03）-0.34-0.27-0.19-0.010.31-0.30-0.21-0.130.090.47-0.23-0.16-0.090.090.49-0.27-0.20-0.150.030.38-0.34-0.28-0.21-0.060.30由表4知，貧困的經濟增長全彈性有正有負，說明經濟增長的減貧作用不僅依賴于收入水平的增長，還依賴于收入分布的變化。從表中粗斜體數值（對角線上的數字）看，1998年、1999年和2000年實際經濟發(fā)展惡化了農村貧困，而2001年和2003年的經濟增長卻減輕了農村貧困。（二）經濟發(fā)展政策與減貧進程聯合國千年發(fā)展目標要使廣大發(fā)展中國家到201

27、5年實現貧困減半。我們假定今后十年，中國農村居民保持年人均純收入水平4的增長速度，分別實施三種不同的發(fā)展政策，即有利于窮人的經濟發(fā)展政策、收入分配中性的經濟發(fā)展政策和有利于富人的經濟發(fā)展政策。那么，可以預測，如果實施有利于窮人的經濟發(fā)展政策（假設，即當農村居民人均純收入水平上升4時，基尼系數下降1.33），農村貧困率將由2003年的4.13削減到2015年的0.11；如果實施收入分配中性的經濟發(fā)展政策（，即當農村居民人均純收入水平上升4時，基尼系數保持不變），農村貧困率將由2003年的4.13削減到2015年的1.31；如果實施有利于富人的經濟發(fā)展政策（假設，即當農村居民人均純收入水平上升4時

28、，基尼系數上升1.3319982003年我國農村平均的值為0.34，所以這里我們將值取為1/3。），農村貧困率將由2003年的4.13上升到2015年的6.74（見圖6）?？梢?，即使在經濟增長速度相同的條件下，不同的經濟發(fā)展政策帶來的減貧效果差異巨大。圖6 不同經濟發(fā)展政策下的農村貧困率預測值五、結 語本文中我們以貧困的收入增長偏彈性和貧困的收入分配偏彈性的性質為基礎，構建了一個分析收入增長、收入分配和減貧進程之間關系的統(tǒng)一框架。文章著重探討了在經濟發(fā)展的不同階段，收入水平和收入不平等的初始值對經濟增長的減貧能力，以及收入不平等的貧困效應的影響。并以中國農村為例，來實證檢驗它們之間的定性、定量

29、關系及政策含義。文章最后還比較了不同經濟發(fā)展政策下的減貧進程。中國是一個幅員遼闊、人口眾多、地區(qū)發(fā)展差異大，又正處于經濟社會轉型時期的發(fā)展中大國。在經濟發(fā)展的不同階段，由于收入水平和收入不平等的初始值不同，經濟增長的減貧能力與收入不平等的貧困效應都表現出較大的差異，因此，減貧進程就會出現波動性和復雜性。具體而言，我們可以得出以下結論：第一，在收入不平等程度相同的條件下，富裕地區(qū)比貧困地區(qū)更易于減貧。因此，國家更應當注重促進農村貧困地區(qū)的經濟增長，以便實現整體減貧目標。并且，在收入分布不變的條件下，經濟增長的減貧能力會越來越強，倘若如此，未來的減貧進程將越來越快。第二，收入不平等程度越低的地區(qū)，

30、經濟增長的減貧能力越強。相反，收入不平等程度越嚴重的地區(qū)，經濟增長的減貧能力越弱。也即，收入不平等較大的地區(qū)，難于通過經濟增長來實現有效的減貧目標。改革開放前，我國實行的是統(tǒng)收統(tǒng)分的計劃經濟，社會相當平等但激勵相對不足。改革開放初期，社會收入不平等程度相對較輕，因而經濟增長帶來了大幅度的貧困削減，但是到了20世紀90年代，隨著社會不平等程度加劇，經濟增長的減貧能力越來越弱。因而，這段時期的減貧速度在下降，有些年份甚至出現上升。第三，經濟發(fā)展過程中人均收入水平越高，收入不平等引起的貧困效應越強。因此，在我國經濟高速發(fā)展過程中，更應該注意收入不平等引起的貧困效應。如果單純地強調GDP增長，不注意收

31、入不平等狀況，那么這樣的經濟增長可能弱化減貧進程，甚至增加貧困。第四，收入不平等越嚴重的地區(qū)，貧困對收入不平等的反映越遲鈍。這意味著，收入不平等較高的地區(qū)，難于通過收入再分配政策實現快速的減貧目標。經濟發(fā)展過程中往往伴隨著收入水平增長和收入分布的變化，如果實施有利于窮人的經濟發(fā)展政策，即使是中等水平的經濟增長率，也能實現快速的減貧目標；相反，如果實施有利于富人的經濟發(fā)展政策，即使是令人滿意的高經濟增長率，不僅不能實現快速的減貧，反而還可能增加貧困。當前，我國正處于構建和諧社會的關鍵時期，貧困不是和諧社會的特征，收入不平等也不是和諧社會的特征。因此，實施有利于窮人的經濟發(fā)展政策，不僅可以改善收入

32、分配狀況，讓更多的窮人分享經濟增長的好處，更是構建和諧社會、實現經濟可持續(xù)發(fā)展的關鍵。參 考 文 獻1 Atcheson, J. and Brown, J., The Log-Normal Distribution. Cambridge University Press, 1966.2 Bigsten, A. and Levin, J., “Growth, Income Distribution, and Poverty: A Review”, Working Paper in Economics No 32, Department of Economics Goteborg Universi

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34、on by Region: Chile 1990-96”, Development Policy Review, 2001, 19, 291-302.6 Dagdeviren, H., Hoeven, R. and Weeks, J., “Poverty Reduction with Growth and Redistribution”, Development and Change, 2002, 33, 383-413.7 Datt, G., “Computational Tools for Poverty Measurement and Analysis”, FCND Discussion

35、 Paper No.50, 1988.8 Foster, J., Greer, J. and Thorbecke, E., “A Class of Decomposable Poverty Measures”, Econometrica, 1984, 52, 761766.9 Hyun H. Son, “A Note on Pro-poor Growth”, Economics Letters, 2004, 82, 307-314.10 Hyun H. Son and Nanak Kakwani, “Economic Growth and Poverty Reduction: Initial Conditions Matter”, IPC Working Paper, 2004.11 Janvary, A. and Sadoulet, “Growth, Poverty, and Inequality in Latin America: A Causal Analysis, 1970-94”, Revi