中國(guó)城市中的三種貧困類型

1、中國(guó)城市中的三種貧困類型李實(shí) JOhn Knight(中國(guó)社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所100836)(牛津大學(xué)經(jīng)濟(jì)系)內(nèi)容提要:我們課 題組在1999年進(jìn)行了一次覆蓋六省市的住戶調(diào)查。本文 利用這次調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)城 市貧困的性質(zhì)和特點(diǎn)進(jìn)行了考察。通過(guò)綜合考慮收入標(biāo)準(zhǔn)和消費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)，我們把中國(guó)城 鎮(zhèn)貧困分為三種類型，即持久性貧困、暫時(shí)性 性貧困和選擇性貧困。在貧困人口中， 有一大部分是屬于選擇性貧困，即他們的收入高于貧困線而消費(fèi)低于貧困線。我們對(duì) 貧困戶的消費(fèi)函數(shù)進(jìn)行了估計(jì)，其結(jié)果顯示以下幾個(gè)因素對(duì)貧困狀況產(chǎn)生重要的影響：修勻收入的效應(yīng)；人們防備外部環(huán) 境不確定性的心理；人們?yōu)閷?lái)投資而進(jìn)行儲(chǔ)蓄的行為；家庭

2、對(duì)子女教育和醫(yī)療服務(wù) 的特別需要。我們還對(duì)三種貧困類型進(jìn)行了比較分析，從中發(fā)現(xiàn)預(yù)測(cè)的金融資產(chǎn)和預(yù) 測(cè)的收入，以及教育和醫(yī)療的特殊需要都對(duì)不同類型的貧困戶的消費(fèi)行為起到重要的 影響作用。關(guān)鍵詞：城市貧困選擇性貧困下崗失業(yè) 預(yù)防效應(yīng)在此我們對(duì)資助該項(xiàng)研究的福特基金、中美學(xué)術(shù)交流委員會(huì)和英國(guó)國(guó)際開(kāi) 發(fā)署深 表感謝。本文是中美學(xué)術(shù)交流委員會(huì)資助的“中國(guó)公共政策研究”項(xiàng)目中“中國(guó)城鎮(zhèn) 貧困和失業(yè)問(wèn)題研究”課題的一個(gè)分報(bào)告。本文的原稿是英文，感 謝謝艷紅的翻譯工 作。一、引言在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期，甚至在20世紀(jì)90年代初期之前，中國(guó)的貧困基本上是一種農(nóng)村 現(xiàn)象。例如，利用1988年全國(guó)的住戶調(diào)查數(shù)據(jù)得出的估計(jì)結(jié)

3、果表明，農(nóng)村有1217% 的貧困人口,而城市的貧困人口比例只是217%;甚至到1995年,用可比的調(diào)查方法和 定義，估計(jì)出的農(nóng)村和城市的貧困發(fā)生率分別是1214%和411 %(Riskin and Li ,2001 ; Khan ,Griffin and RiSkin ,2001)。城市中貧困發(fā)生率較低的主要原因在于城市居民有“鐵飯碗”的保障而沒(méi)有陷入貧困的風(fēng) 險(xiǎn)，而且限制農(nóng)民工進(jìn)城打工就象一堵“看不見(jiàn)的長(zhǎng)城”使得城市職工避免了來(lái)自農(nóng) 村勞動(dòng)力的競(jìng)爭(zhēng)(Knight and SOngJl 999)。然而，從1995年以來(lái)，城市貧困逐步成為一個(gè)值得關(guān)注的問(wèn)題。虧損的國(guó)有企業(yè)裁減了大批冗員，同時(shí)，政

4、府允許私營(yíng)企業(yè)和個(gè)體戶的發(fā)展。鐵飯碗和“看不見(jiàn)的長(zhǎng)城”都出現(xiàn)了裂縫。在 1995-1999年間,雖然城市實(shí)際的人均收入增加了 25 % ,貧困的發(fā)生率卻 上升了 9%,用加權(quán)貧困距測(cè)量的貧困深度則上升了 89 %o貧困可以由持久收入來(lái)界定，也可以用現(xiàn)期收入來(lái)界定。以前者來(lái)界定，則稱為持久 性貧困；用后者來(lái)界定，則稱為暫時(shí)性貧困。根據(jù)持久收入的假說(shuō)，家庭消費(fèi)是與其 持久收入有關(guān)，因此，現(xiàn)期消費(fèi)可以是持久收入的一個(gè)很好的代理變量，從而可以成為 持久性貧困的一種度量指標(biāo)(DeatOn , 1997) o這種論點(diǎn)引發(fā)了 一系列以消費(fèi)為基礎(chǔ) 的貧困研究，更多的是對(duì)發(fā)展中國(guó)家貧困的研究(例如，Jyotsn

5、aandRaVaIIiOn ,1998 JRaValIiOn and Chen ,1997)。貧困研究的通常做法是利用貧困線來(lái)界定貧困人群。一般絕對(duì)貧困線的確定是建立在 食品貧困線和非食品貧困線分別確定的基礎(chǔ)上的。確定食品貧困線的傳統(tǒng)做法,是選 出一組能滿足成年人最低營(yíng)養(yǎng)需求的食品，然后計(jì)算出其貨幣價(jià)值從而得到食品貧困 線。給定食品貧困線，并假定一個(gè)非食品支出對(duì)食品貧困線的比率,就可以直接得出 一般絕對(duì)貧困線。當(dāng)把絕對(duì)貧困線與收入相聯(lián)系時(shí)，實(shí)際上隱含著一個(gè)假設(shè)：即收入等于貧困線的個(gè)人的支出不低于貧困線。實(shí)際上，經(jīng) 常 看到現(xiàn)象是有些人的收入高于貧困線，而其消費(fèi)則低于貧困線(DeatOn , 1

6、997)o因 此，以收入標(biāo)準(zhǔn)衡量，他們被劃定為非貧困人口，而以消費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)衡量，他們卻是貧 困人口。本文在定義貧困時(shí)，試圖綜合考慮這兩種貧困測(cè)量方式。就 這一點(diǎn)而言， 本文是一種新的嘗試。二、三種貧困類型的定義 我們把這樣一種狀況定義為持久性貧困，即在某一時(shí)期，如果人們的收入和消費(fèi)都 低于貧困線標(biāo)準(zhǔn)，那么他們就是持久性貧困人口。我們把收入低于貧困線而消費(fèi)高于 貧困線的狀況定義為暫時(shí)性貧困久收 入高于現(xiàn)期收入，他們有儲(chǔ)蓄，或者 可以根據(jù)其預(yù)期的收入和資產(chǎn)狀況 借款 消費(fèi)。此外，我們提出了一個(gè)新的貧困 概念，即“選擇性貧困”二它是指這樣 一種貧困類型，有的家庭雖然有高于貧 困線的收入，但是由于過(guò)去或未

7、來(lái)有著 特殊的支出需要不得不將其現(xiàn)在消費(fèi)壓 低到貧困線以下。也就是說(shuō),他們成為貧 困戶是在既定的現(xiàn)期收入情況下對(duì)消費(fèi) 和儲(chǔ)蓄進(jìn)行選擇后的結(jié)果。圖1展示了持久性貧困、暫時(shí)性貧困和 選擇性貧困的區(qū)別。Y是收入,C是消 費(fèi),PL是貧困線。圖中有A、B、這些人消費(fèi)咼于收入的原因在于其持性費(fèi)用£二選押性費(fèi)冊(cè)工二薛時(shí)杵 費(fèi)阿ffil *噴CAM的界建即收入和消費(fèi)都低于貧困線的人，處于持久性貧困狀態(tài)。如果落在B區(qū),則被界定位C三個(gè)區(qū)域。落在A區(qū)的住戶或個(gè)人，選擇性貧困，如果落在C區(qū),則被界定為暫時(shí)性貧困。三種貧困之和則被稱之為總體 貧困。三、數(shù)據(jù)及研究背景我們用課題組城市住戶調(diào)查的數(shù)據(jù)來(lái)考察上述三

8、種貧困類型的規(guī)模和成因。這 項(xiàng)調(diào)查 是2000年春在國(guó)家統(tǒng)計(jì)局城調(diào)隊(duì)的協(xié)助下進(jìn)行的，調(diào)查了 1999年城鎮(zhèn)住戶及其成 員的收入、消費(fèi)、就業(yè)等方面的情況。調(diào)查覆蓋了五省一市，即遼寧省、江蘇省、河南省、四川省、甘肅省和北京市。除了北京市以外 ，還選擇了12個(gè)城市,較大的省份選擇三個(gè)城市，如四川和河南，較小的省份選兩個(gè)城市，如1在英文研究報(bào)告中，我們使用了 VOlUntary POVerty 0考慮到把它直譯成“自愿性貧困”會(huì)容易產(chǎn)生誤解因此把它轉(zhuǎn)譯 成選擇性貧困。遼寧、江蘇、甘肅。五個(gè)省會(huì)城市都是抽樣城市，因此樣本更偏重于大城市。調(diào)查只 包括了 4000戶城市戶口居民戶。為計(jì)算貧困發(fā)生率和貧困強(qiáng)度

9、，需要用貧困線來(lái)區(qū)分貧困家庭或貧困個(gè)人。就絕 對(duì)貧 困線而言，它可以基于收入，也可以基于消費(fèi)。我們采用的是國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的貧困 線。1998年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的研究人員利用當(dāng)年各省的城市住戶調(diào)查數(shù)據(jù)估算出最低食 品消費(fèi)支出，據(jù)此又估算了當(dāng)年的食品貧困線。我們利用了的統(tǒng)計(jì)局的各省市的食品 貧困線，并估計(jì)出自己的貧困線（見(jiàn)附表1） O220世紀(jì)90年代的經(jīng)濟(jì)改革既給城市居民帶來(lái)了很多收益，也帶來(lái)了很大挑戰(zhàn)。國(guó)有企業(yè)的改革造成了 19951999年間至少2400萬(wàn)的下崗職工。彳此外，登記失 業(yè)人數(shù)從1990年的380萬(wàn)增加到1999年的580萬(wàn)（中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年 鑒 20005p. 86） o同期，國(guó)有企業(yè)和集

10、體企業(yè)的就業(yè)人數(shù)減少了 28 %,從114億減少 到1億（中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒2000,p114） O失業(yè)和下崗無(wú)疑對(duì)家 庭的收入產(chǎn)生 負(fù)面影響，而且增加了工作的不穩(wěn)定性和收入的不確定性。另一方面,伴隨著企業(yè)的改革，城市職工原有的社會(huì)保障基本上不復(fù)存在，而新的保 障體制尚未確立。原先的企業(yè)要負(fù)擔(dān)職工的醫(yī)療保障，但這種情況已經(jīng)不再普遍存在。對(duì)于財(cái)務(wù)狀況不佳的企業(yè)而言，這一問(wèn)題尤為突出。人們自然會(huì)預(yù)期醫(yī)療保 健費(fèi)用中的自我支出部分將日益增加。很多失業(yè)人員在失業(yè)期間沒(méi)有任何 收入來(lái)源， 因?yàn)樗麄兊墓ぷ鲉挝粺o(wú)力支付職工的失業(yè)保險(xiǎn)費(fèi)。4我們的數(shù)據(jù)顯示，在1999年49 %的下崗職工得到的人均收入低于貧困線。

11、同年約 40 %的下崗職 工未得到任何補(bǔ)助，或者得到的補(bǔ)助低于中央政府的規(guī)定數(shù)額（中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年 鑒2000,p.410 411） O 2000年在武漢和沈陽(yáng)兩個(gè)城市的抽樣調(diào)查顯 示,46 %的 下崗職工從未得到過(guò)任何補(bǔ)助（勞動(dòng)和社會(huì)保障部勞動(dòng)科學(xué)研究所,2000） O另一項(xiàng)研究利用了本文所用的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)失業(yè)和下崗職工，即使再就業(yè) 以后，其收入也明顯下降（APPIetOn et al ,2001）。同時(shí)，城市教育改革的目標(biāo)之一是要減少政府對(duì)教育的補(bǔ)貼，從而導(dǎo)致城市家庭增加學(xué)費(fèi)支出，而且其數(shù)量 逐年遞增。§這使得部分家庭不得不提高儲(chǔ)蓄率，以應(yīng)付未來(lái)子女教育費(fèi)用的上升。就業(yè)保障和未來(lái)收入

12、越來(lái)越不確定，這可能會(huì)對(duì)城市家庭的消費(fèi)行為產(chǎn)生重要影響， 對(duì)不同人群的影響也會(huì)有所不同。如果人們認(rèn)為收入下降是暫時(shí)的，則可能不會(huì)減少現(xiàn)期消費(fèi)。但是，如果人們對(duì)未來(lái)收入和就業(yè)保障的長(zhǎng)期預(yù)期不很樂(lè)觀他們?cè)谙M(fèi)時(shí)就會(huì)比較謹(jǐn)慎和節(jié)制。根據(jù)孟忻的研究（Meng ,2001）,在1995 1999年期間，用家庭收入方差衡量的收入不確定性，以及用預(yù)測(cè)的失業(yè)概率來(lái)衡量 的工作不確定性都對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生消極的影響，而且兩個(gè)變量的系數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上2國(guó)家統(tǒng)計(jì)局根據(jù)發(fā)展中國(guó)家平均的恩格爾系數(shù)，把城市貧困人口的非食品支出比率定為食品支出的2P3o然而，通過(guò)考察中國(guó)城市住戶收入最低的十等分組的消費(fèi)支岀，我們發(fā)現(xiàn)其非食品支

13、岀對(duì)食品支岀的比例在1999年接近90%。我們利用這一比率得到了略高于統(tǒng)計(jì)局的貧困線（參見(jiàn)附表1）。3這可能有較大程度的低估。1995年到2000年的中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)顯示，1998 99年間,下崗總?cè)藬?shù)達(dá)到1520萬(wàn)人,凈下崗人數(shù)在1995- 97年間達(dá)到920萬(wàn)人（下崗總?cè)藬?shù)減去再就業(yè)人數(shù)或退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的 人數(shù)）。4甚至在1999年,只有47 %的登記失業(yè)的人得到了失業(yè)補(bǔ)貼,得到補(bǔ)助的人平均收入是1174元（勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒2000,p.480）,相當(dāng)于城鎮(zhèn)職工平均工資的 12 %05在中國(guó)城鎮(zhèn)，家庭教育支出占家庭總支出的百分比從1994年的415%±升到1999年的915% （

14、中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年 鑒1995,p163;中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2000,p.314）。此外，我們1999年的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示家庭對(duì) 孩子的教育支岀占家 庭總消費(fèi)的12%0都是顯著的。四、三種貧困的規(guī)模我們利用1999年的調(diào)查樣本，同時(shí)使用收入和消費(fèi)兩種標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)了中國(guó)城鎮(zhèn)的總體 貧困的發(fā)生率為914% （見(jiàn)表1）。從而可以算出在這些貧困人口中，29%是 持久 性貧困人口 ,20%是暫時(shí)性貧困人口，而51 %是選擇性貧困人口。如果單獨(dú) 采用收 入標(biāo)準(zhǔn)，貧困發(fā)生率是416%;單獨(dú)采用消費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)，貧困發(fā)生率是715% （見(jiàn)表1） O表1還顯示了各樣本城市的總體貧困發(fā)生率和以上三種貧困的發(fā)生率。在13個(gè)城市中，無(wú)論采用哪

15、種貧困概念，貧困發(fā)生率的差別都非常明顯。以經(jīng)濟(jì)繁榮的 江蘇南京和經(jīng)濟(jì)落后的河南開(kāi)封為例：前者總體貧困率不到2%,后者則達(dá)到了19 %;前者的持久性貧困幾乎為零，而后者則超過(guò)了 5%o在人口稠密的四川省啟貢 的情況更令人擔(dān)憂，其持久性貧困率幾乎達(dá)到9%o另外,各城市之間的選擇性貧困 發(fā)生率，不論是其絕對(duì)值還是相對(duì)于總體貧困的比例，都有很大的差另U。WI1999年中國(guó)燃山従由如*胃?jìng)闫飨槟救诵У陌俜直龋ǎ┛傘舱镜倪x樣叫蜀用9270L894 81北皿3-951-7A0 33Iff?iiTttm3.94L.75S. 10的州口 576-H.12-114 05南嵐1.910-641.0U9-1)1-20

16、0-347.508-M1404 73V93IfliMS414W902YUiU0.9S0.333.27網(wǎng)川11.002.731.716.66自頁(yè)fl-S34 W21C.473-452974011倆*EtJ缶451-202.474.7815-C72100 9712-60為了探究何種人群陷入上述三種貧困的可能性較大，我們利用了多項(xiàng)選擇模型（multinomial IOgiStiC model）,針對(duì)個(gè)人的不同特征，估算了城鎮(zhèn)居民陷入三種貧困的概率。模型包括以下解釋變量：戶主的性別、年齡、受教育水平、就業(yè) 狀況 和職業(yè)；個(gè)人的健康狀況、是否有醫(yī)療保險(xiǎn)、子女的就學(xué)情況和個(gè)人工作經(jīng)驗(yàn)；家 庭住房的所有權(quán)、

17、地理位置和家庭人數(shù)。表2給出了估計(jì)的概率值。我們的一些分析結(jié)果很有意思。首先，戶主的教育水平與總體貧困發(fā)生率高度相關(guān)也與 三種貧困的發(fā)生率也密切相關(guān)：戶主的教育水平越高，該戶人口陷入貧困的 概率越 低。就總體貧困而言，如戶主是大學(xué)畢業(yè)，該家庭成員陷入貧困的概率僅為114%; 如果戶主是文盲，則其家庭成員陷入貧困的概率為21 %o戶主沒(méi)有文化的家庭不僅 陷入持久性貧困的可能性較高，而且陷入選擇性貧困的可能性也較 高,表明了這種家 庭面臨較大的收入和就業(yè)的不確定性。其次，對(duì)于戶主失業(yè)或下崗的家庭來(lái)說(shuō)，其貧 困發(fā)生率明顯較高。正如表2所示，如果戶主失業(yè)或下崗該家庭成員陷入總體貧困的 概率將比一般家庭

18、高出414倍；此外其家庭成員也更易于陷入持久性貧困或選擇性貧 困。第三，戶主是非熟練或非技術(shù)工人，其家庭成員陷入持久性貧困或選擇性貧困的 可能性也較高。同時(shí)，正如我們所預(yù)期的私營(yíng)業(yè)主或個(gè)體戶為了投資而有很強(qiáng)的儲(chǔ)蓄 動(dòng)機(jī)，因而陷入選擇性貧困的可能性較高。第四，在健康和教育方面面臨較大風(fēng)險(xiǎn)或 不確定性的家庭陷入貧困的可能性高于其他家庭。例如，有病人的家庭陷入總體貧困 的可能性預(yù)測(cè)比其他家庭高出60%;對(duì)沒(méi)有公費(fèi)醫(yī)療保障的家庭來(lái)說(shuō)，其陷入貧困的 可能性要比其他家庭高出三倍多；有適學(xué)兒童的家庭則需要為孩子今后的教育進(jìn)行儲(chǔ) 蓄，與沒(méi)有適學(xué)兒童的家庭相比，他們陷入選擇性貧困的可能性更高。五、相關(guān)假說(shuō)這里我

19、們重點(diǎn)解釋選擇性貧困和暫時(shí)性貧困。選擇性貧困的人們收入高 于貧困線，但是他們的消費(fèi)卻低于貧困線。我們提出了三個(gè)假說(shuō)來(lái)解釋他們?yōu)槭裁磳?愿大量?jī)?chǔ)蓄而甘受消費(fèi)貧困之苦。1»9年中國(guó)城市貧困人門(mén)的乍人特征與陷入X種貧朮的桶甲預(yù)謝信（知持怦萌閑密吋fl：費(fèi)的1亍轉(zhuǎn)育岸腐1）人士 D人學(xué)口 J1-420-38au0-7fi力曲J-58O-H0-722 723）中專5A41.370 14334）耳中7.562440 245）初中13 644.722.£26 10O小學(xué)15.624.053.24£33f）打呼以卜21 158113.73S-712兢業(yè)狀況D匸柞迪就業(yè)7-S1 H

20、IfI4-352）退休7-711-6824-743）卜為和賓35-8115-81JL95IL 05書(shū)拭他24-621231S076-H3 戦業(yè)1）尙?業(yè)左我牛協(xié)戶皿EL2.03().00E7S2) I業(yè)3.0D.S50.472.CT3）單柚貝斎人230-000S31424）畀門(mén)貝商人L840S7IU1 £1力辦寧人員5- 32a 991412-926）艮坨L.A （4和4般二1）13-323-421907-007） fit術(shù)工A （3和事堆a(bǔ) V丿IS S?6-251#47. 6SDX 禍 EA9）斬並融務(wù)人HrIt 51港ts7.744.52IN5IK窯邁14 杲舍白病人D有1X4

21、<402-S76_33尢B2P1.25Ltf4-3G-左杏有言齢兒董n S博572.S72.43S.272)皆7 952 51121<23O 有M事凳魯捷醫(yī)杼1）呂11-553 512 545-6S2) ffr3-4Q.500-532-377是否有人自弊夫業(yè)威卜閔1）岸VV-717-094 787. U3）舌& 411.451.043 M注：預(yù)測(cè)概率的計(jì)算是基于多項(xiàng)選擇模型的估計(jì)結(jié)果，并假設(shè)連續(xù)變量取均值， 虛擬變量為省略值。模型引入了一些控制度量，限于篇幅，其估計(jì)結(jié)果沒(méi)有列出。首先,他們對(duì)未來(lái)預(yù)期收入的增長(zhǎng)可能持悲觀態(tài)度。如果預(yù)期收入將會(huì)下降，那么，為了將來(lái)保持同等的消費(fèi)

22、水平，他們就會(huì)增加當(dāng)前的儲(chǔ)蓄，來(lái)彌補(bǔ)未來(lái)收入的 不足。這個(gè)假說(shuō)可以用圖2來(lái)說(shuō)明。假設(shè)有兩個(gè)時(shí)期t和t+1, Y t是t期的收入，Yt +1是t + 1期的收入。兩個(gè)時(shí)期的消費(fèi)是平滑的，由粗線C表示。貧 困線是PL。圖2說(shuō)明,當(dāng)某一住戶在t時(shí)期的收入為Yt時(shí)，并且預(yù)測(cè)其收入在后一時(shí) 期t÷1將下降到Y(jié)t + 1 ,為了維持兩個(gè)時(shí)期消費(fèi)的平穩(wěn)性，于是 選擇粗線C為消費(fèi) 線。而在t時(shí)期收入Yt與消費(fèi)C的差額被稱之為預(yù)防性儲(chǔ)蓄,其結(jié)果導(dǎo)致其在t期的消費(fèi)貧困其次,人們可能預(yù)期未來(lái)會(huì)有些特殊情況需要花錢(qián)，比如醫(yī)藥費(fèi)和子女上學(xué)的支出， 而他們將來(lái)收入的增加不足以支付這些費(fèi)用。這一假說(shuō)可以用圖 3來(lái)

23、說(shuō)明 在第二個(gè)時(shí)期的收入預(yù)期雖然保持不變，但預(yù)期的消費(fèi)升高的情況下，人們寧愿儲(chǔ) 蓄，因而會(huì)在第一個(gè)時(shí)期出現(xiàn)消費(fèi)貧困。最后,人們以前的負(fù)債形成的債務(wù)負(fù)擔(dān)，會(huì)迫使他們?cè)诂F(xiàn)期節(jié)約省錢(qián)，以備還債之 用。為了檢驗(yàn)第一個(gè)假說(shuō)，我們估算了低收入樣本戶的收入函數(shù)，據(jù)此來(lái)對(duì)選擇性貧困人 口的個(gè)人收入進(jìn)行預(yù)測(cè)。如果有證據(jù)表明這些個(gè)人收入的預(yù)測(cè)值顯著地不同于持久性 貧困人口的個(gè)人收入預(yù)測(cè)值，我們就能夠確認(rèn)收入預(yù)期對(duì)解釋選擇性貧困的重要性。 同時(shí)，我們可以利用他們的預(yù)測(cè)收入來(lái)解釋其消費(fèi)行為。為了檢 驗(yàn)第二個(gè)假說(shuō)，我們 需要考察選擇性貧困戶的人口構(gòu)成，目的是探索某些支出是否和家庭人口結(jié)構(gòu)有關(guān)。 例如，如果一家有個(gè)孩子在

24、上中學(xué)，他們就可能要為孩 子繼續(xù)升學(xué)進(jìn)行儲(chǔ)蓄。此外， 不享受公費(fèi)醫(yī)療的老人可能會(huì)為了支付可能發(fā)生的醫(yī)療費(fèi)而進(jìn)行儲(chǔ)蓄。對(duì)第三個(gè)假說(shuō) 進(jìn)行檢驗(yàn)，需要對(duì)住戶實(shí)際的金融資產(chǎn)數(shù)量與預(yù)測(cè)值加以比較。暫時(shí)性貧困意味著住戶的消費(fèi)高于收入。這里有兩個(gè)問(wèn)題。一個(gè)問(wèn)題是 :家庭隆上木電枚人“期卜符噸混支出為什么會(huì)高于收入？另一個(gè)問(wèn)題是： 他們?nèi)绾尉S持高于收入的消費(fèi)？為了回答這些問(wèn)題，我們采取了兩種研究方式。首 先,對(duì)他們的收入進(jìn)行預(yù)測(cè)并利用其預(yù)測(cè)收入來(lái)解釋其消費(fèi)。第二，考察他們是如何彌補(bǔ)消費(fèi)與現(xiàn)期收入之間的差額的。對(duì)于一個(gè)家庭來(lái)說(shuō)，維持消費(fèi)高于收入無(wú) 非有兩個(gè)途徑：利用以前的儲(chǔ)蓄或者借錢(qián)消費(fèi)。六、低收入人群的消費(fèi)函

25、數(shù)我們的假說(shuō)意味著家庭陷入暫時(shí)性貧困和選擇性貧困的原因是和他們的消費(fèi)(或曾強(qiáng)調(diào)窮人和富人的行為是不同儲(chǔ)蓄)行為有關(guān)的。巴內(nèi)基(Banerjee ,2000)的?？赡艿睦碛捎泻芏啵ǜF人容易回避風(fēng)險(xiǎn)，難以得到信貸支持，以及“貧困的文化”等因素。這就是說(shuō)應(yīng)該專門(mén)對(duì)貧窮人口的行為加以研究，為此我們這里 嘗試地對(duì)低收入住戶的消費(fèi)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)。這里的低收入住戶是指其人均收入和消費(fèi) 都低于總體樣本的均值的住戶O 為了考察低收入戶的消費(fèi)行為，我們?cè)O(shè)定了如下的家庭消費(fèi)函數(shù):C = a + BS+Y 卩 +ZI + N + Z + £ (2)其中C代表家庭消費(fèi)，S代表一組和實(shí)際收入有關(guān)的變量，包括預(yù)

26、測(cè)的收入 (PrecliCtecl in COme)和預(yù)測(cè)的金融資產(chǎn),用來(lái)測(cè)量收入對(duì)消費(fèi)的修勻效應(yīng)(SmOOthing effect) 6; P是一組反映預(yù)防性行為的代理變量，用來(lái)測(cè)量消費(fèi)行 為的預(yù)防效應(yīng)(PreCaUtiOnary effect),包括了職工失業(yè)的預(yù)測(cè)概率和體弱多病家庭成員的人數(shù)等變量;I表示能夠產(chǎn)生投資效應(yīng)的代理變量，如教育支出和購(gòu)房支 出；N代表一組衡量家庭特殊需要支出的變量，如醫(yī)療保健支出和婚慶支出；Z是一 組控制變量，包括城市虛擬變量和家庭規(guī)模。表3消費(fèi)團(tuán)數(shù)的怙計(jì)結(jié)果的值<g雯劇St人Loo110310XH 13,m0乙厲24徨滝收人IlOl toO-QCfi&

27、#39;,2-14實(shí)際金融討廣與楓潮金聽(tīng)誑產(chǎn)的芒翹6 0000-023 8-M慣測(cè)的先業(yè)H卓a 255十 1M2-35 ,亠 4-CT70 138247.01 n,I 74KM . 2a供17-»乩事牛體禮科弊背帖功的人昶OOiam ,-2-111(47-7-O 02 -3-71n4o-wm,15-2323 T5歩的未婚人數(shù)aws-382.70137goes1522 94 3 41桃陽(yáng)0.15tf7S13?2 630.06£831-00*2.44OlOaS2Q27- : 7k B3-11a DM567.051-4S庫(kù)州aars弼絆2 82JTW0.0912.54().0K7

28、.B3 2.75自jit0.075141K734 12006337&S7L<®蘭州a 143722 +4 ,2-27殛人丨I ft£273 IMfl 80 ,n407.85-3-12545如昭794?43S51442注：(1)因變量是住戶消費(fèi)。(2)3 3 3、3 3和3表示分別在1 %、5 %和10%水平 上是顯著的。(3)省略的虛擬變量是沒(méi)有私營(yíng)或個(gè)體戶的家庭、沒(méi)有病人的家庭和平頂 山市。(4)AFA =實(shí)際金融資產(chǎn)，PFA二預(yù)測(cè)的金融資產(chǎn)。(5)戶主年齡是作為控制變 量引入模型。表3給出了低收入戶消費(fèi)函數(shù)的系數(shù)估計(jì)值。7實(shí)際收入的系數(shù)是顯著的，但其數(shù)值表

29、&當(dāng)把預(yù)測(cè)收入視同為持久收入時(shí)，實(shí)際收入的系數(shù)等于暫時(shí)收入的系數(shù)。證明如下:C = a + B Yp + Yt,其中,Yp和Yt分別是持久收入和暫時(shí)收入。實(shí)際收入丫 = Yp + Yt,所以C = a +B Yp + Y (Y-YP)=a + ( B - ) YP + Y YO7我們用消費(fèi)和收入變量的一般形式和對(duì)數(shù)形式分別進(jìn)行了估算。在兩種情況下，系數(shù)的符號(hào)沒(méi)有改變，但是對(duì)數(shù)形式的顯著性較小，而且,Box2Cox檢驗(yàn)顯示一般形式的方程預(yù)測(cè)效果較好。一般形式的方程也簡(jiǎn)化了后面的分 解分析，所以我們這里報(bào)告了這種方程的計(jì)算結(jié)果。明了較低的邊際消費(fèi)傾向（0135） o預(yù)測(cè)收入作為持久收入的代

30、理變量，其系數(shù)是正 的，也是顯著的。金融資產(chǎn)變量用家庭金融資產(chǎn)的實(shí)際值和預(yù)測(cè)值的差額來(lái)衡量，8 其系數(shù)也是正的，而且是顯著的。這表明實(shí)際資產(chǎn)超出預(yù)測(cè)水平的 家庭是不愿意儲(chǔ)=1因而資產(chǎn)實(shí)際上起到了修勻家庭不同時(shí)期消費(fèi)的作用。我們同時(shí)估計(jì)了與預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為相關(guān)的變量的預(yù)期值。家庭成員下崗的預(yù)測(cè) 概率這 一變量的系數(shù)估計(jì)值是正的，也是顯著的：9即使不考慮失業(yè)會(huì)帶來(lái)家庭收入的減少 的問(wèn)題，家庭中每增加一個(gè)失業(yè)人員或下崗人員，全家的消費(fèi)額將減少1042元相當(dāng) 于低收入住戶平均消費(fèi)水平的11 %o如果再把下崗失業(yè)后引起的收入下降考慮進(jìn) 去，下崗失業(yè)對(duì)消費(fèi)的消極影響會(huì)更大。導(dǎo)致預(yù)防性儲(chǔ)蓄的另一個(gè)因素是家庭成

31、員的 不良健康狀況。如表3所示,健康狀況變量的系數(shù)估計(jì)值是負(fù)的,而且是顯著的。這表 明身體健康較差的人有著更加明顯的預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為。我們用三個(gè)變量來(lái)反映家庭投資對(duì)消費(fèi)的影響。教育支岀作為家庭總消費(fèi)的一部分,其 系數(shù)估計(jì)值是正的，也是顯著的，并且系數(shù)估計(jì)值高達(dá)0192。這意味著 教育支出具有很強(qiáng)的剛性和不可替代性。還有，如果家庭中有一人是私營(yíng)業(yè)主或 個(gè)體戶，該家庭 為了研究特殊需要對(duì)住戶消費(fèi)的影響，我們?cè)诤瘮?shù)中采用了兩個(gè)變量：一是醫(yī)療 保健 支出，二是家庭中是否有25 35歲未婚者。前一個(gè)變量像教育支出一樣，有顯著的并 且很高正系數(shù)估計(jì)值（0195） o教育支出和醫(yī)療保健支出變量的系數(shù) 都接近于

32、1 ,這表 明在這方面支出較高的家庭是以放棄其他消費(fèi)為代價(jià)的，而不是用儲(chǔ)蓄來(lái)支付這些費(fèi) 用。由于有較強(qiáng)的動(dòng)機(jī)為投資而儲(chǔ)蓄,消費(fèi)會(huì)明顯減少。七、對(duì)三種貧困的解釋我們?cè)噲D利用低收入家庭的消費(fèi)函數(shù)的估計(jì)結(jié)果來(lái)預(yù)測(cè)和解釋三種貧困人群的各自消 費(fèi)行為。我們的方法可以用圖4加以說(shuō)明。C = F（Y ,Ei）是住戶的消費(fèi)函數(shù),其中,丫表示收入，Ei表示住戶的其他特征，是自變量。在收入水平既定時(shí), 我們可以用系數(shù)估計(jì)值以及低收入組的個(gè)人特征來(lái)預(yù)測(cè)他們的消費(fèi)水平。Y （假設(shè)預(yù)測(cè)收入等于實(shí)際收入）, Ei.,某個(gè)暫時(shí)性貧困的家庭的實(shí)際消費(fèi)是Ca,預(yù)測(cè)的消費(fèi)為ACy。這樣，我們需要對(duì) 實(shí)際消費(fèi)Ca與預(yù)測(cè)消費(fèi)ACy的

33、差額做出解釋。根據(jù)持久收入假說(shuō)，是持久收入而非 現(xiàn)期收入決定著人們的消費(fèi)水平。持久收入可以用預(yù)測(cè)收入來(lái)代替，預(yù)測(cè)收入則是取 決于人力資本和能夠創(chuàng)造收入的住戶的其它特征。貧困家庭的預(yù)測(cè)收入可能高于也可 能低于他們的實(shí)際收入。在我們樣本里暫時(shí)性貧困戶平均的預(yù)測(cè)收入比平均的實(shí)際收*預(yù)測(cè)的家庭財(cái)產(chǎn)是用以下方程估算的 :A = B 0 + B 1 Y + B 2 Y2 + B 3agei + B 4oWneri + B 5heai + B 6stui + B 7size + B 8城市i ,其中,A=家庭資產(chǎn)，丫 =家庭收入,agei =戶主年齡組的虛擬變量,oWneri=私營(yíng)業(yè)主的虛擬變量（若住戶有一

34、名私營(yíng)業(yè)主，則為1 ；若沒(méi)有，則為0） Jheai =健 康狀況 的虛擬變量（若家中有病人，則為1；若沒(méi)有,則為0） ,StUi=學(xué)生虛擬變量（若家中有子女在上學(xué)，則為1;若沒(méi)有，則為0）,城市i=城市虛擬變量。9利用PrObit模型可以得到預(yù)測(cè)的家庭成員的失業(yè)概率，把它們加總就可以得到住戶的預(yù)測(cè)失業(yè)概率。模型設(shè)計(jì)如下： U （失業(yè)，貝IJ U = 1 ;就業(yè)或工作，貝IJ U = O） = B 0 + B ISeXi + B 2agei + B 3pari + B 4edui + B 5heai + B 6oWni + B 7jobi + B 8occi + B 9seci + B IOen

35、ti + B IlCityi。其中,sexi =性別虛擬變 量,agei =年齡組的虛擬變量,pari =黨員 身份的虛擬變量，edui =教育水平的虛擬變量，heai =健康狀況的虛擬變量，OWni =所有制的虛擬變量，jobi =工作狀況的虛擬變量，OCCi =職業(yè)虛擬變量,seci =行業(yè)虛擬變量,enti =企業(yè)類型虛擬變量,cityi =城市虛擬變量。入高出56 %o當(dāng)預(yù)測(cè)的收入是AY時(shí),預(yù)測(cè)的家庭消費(fèi)是ACAyo用預(yù)測(cè)收 入得到的 預(yù)測(cè)消費(fèi)ACAy與用實(shí)際收入得到的預(yù)測(cè)消費(fèi)ACy之間的差額,可以用 預(yù)測(cè)收入的均 值與實(shí)際收入的均值之間的差異來(lái)解釋。實(shí)際上，預(yù)測(cè)收入與實(shí)際收入無(wú)法完全

36、解釋 ACAy與ACy之間的差異，因而我們需要了解Ei能夠在多大 程度上解釋沒(méi)有解釋的 殘差。假設(shè)一個(gè)處于暫時(shí)性貧困家庭的消費(fèi)是ACAyX ,他們的消費(fèi)是用預(yù)測(cè)的收入和 其他消費(fèi)決定因素（如金融資產(chǎn)等）的均值推算出來(lái)的。因½, ACAyX和ACAy的差距 可以這樣來(lái)解釋，即與全體低收入人群相比,如果暫時(shí)性貧困的人口擁有較多的金融資 產(chǎn)，從而可以解釋部分消費(fèi)的差異。于是,我們可以把暫時(shí)性貧困人群的消費(fèi)分解為四個(gè)部分：（1）用實(shí)際收入預(yù)測(cè)的消費(fèi)ACy; 用暫時(shí)性貧困戶的預(yù)測(cè)收入來(lái)預(yù)測(cè)的消費(fèi)與實(shí)際收入預(yù)測(cè)的消費(fèi)之差來(lái)解釋的那 部分消費(fèi)ACAy - ACy ;（3）用暫時(shí)性貧困戶與全體低收入

37、戶的金融資產(chǎn)和其它解釋變量的均值之差來(lái) 解釋的 那部分消費(fèi)ACAyXACAy ;未能解釋的殘差CaACAyX。暫時(shí)性貧困人群組的實(shí)際消費(fèi)均值遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其收入的均值：后者只是前者的74 %（見(jiàn) 表4） o這種情況下,實(shí)際消費(fèi)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出原先的預(yù)測(cè)消費(fèi)一超出20 %o當(dāng)我們利用分解的方法，對(duì)該組的實(shí)際消費(fèi)與預(yù)測(cè)消費(fèi)的總體差異（Ca - ACy ）進(jìn)行 解釋時(shí)，發(fā)現(xiàn)被解釋的部分（即ACAyX- ACy ）只占總體差異的28 %（見(jiàn)表5）。其中修勻 效應(yīng)是非常重要：預(yù)測(cè)收入高出實(shí)際收入56%,而且預(yù)測(cè)的金融資產(chǎn)比實(shí)際金融資產(chǎn) 低40 %（見(jiàn)表4）,其結(jié)果是,這兩項(xiàng)總共解釋了被解釋差異的33 %o這組人群消費(fèi)

38、較 高，還有兩個(gè)重要因素，即他們的教育支出和醫(yī)療保健 支出較高,分別解釋了被解釋差 異的30 %和41 %（見(jiàn)表5） o選擇性貧困人群表現(xiàn)出來(lái)的儲(chǔ)蓄率達(dá)到42 %（見(jiàn)表4）。但是,如果假設(shè)他們的實(shí) 際收入和預(yù)測(cè)收入都等于實(shí)際收入的均值，而且其他解釋變量的均值與全體低收入組 的均值相等，我們預(yù)測(cè)的選擇性貧困人群的平均消費(fèi)（ACy）比其實(shí)際消費(fèi)高出 40 %o表6顯示了對(duì)選擇性貧困組實(shí)際消費(fèi)與預(yù)測(cè)消費(fèi)之間差異的分解分析的結(jié) 果。從中可以看出，被解釋的差異（ACAyx-ACy）僅占總差異（Ca-ACy）的 23 %o在被解釋的差異中，收入和資產(chǎn)的修勻效應(yīng)只解釋了 12%。人均預(yù)測(cè)收入僅比 人均實(shí)際收

39、入低1 %,主要是相對(duì)較少的金融資產(chǎn)引起了較低的消費(fèi)水平。預(yù)防效應(yīng) 也并不明顯重要。這一組人群的低消費(fèi)的關(guān)鍵因素是他們的教育支出和醫(yī)療保健支出 較少，它們分別解釋了被解釋差異的64 %和28 %o表4三種貧困組和低收入人群組的主要變量的均值打嚴(yán)：汀實(shí)X收人62SZ518?11575IVVl憤測(cè)建人915090&9IU56IIOUI(為蘇收人二M»)(1«)冋(W)(IOO)民的沽融険廠C25?80：72059579劃對(duì)2聲錄、760360S9MSBW0 VV3弘旳0 27S0L255家中麗人數(shù)0.3794 2940.1370. 3S戟育丈訓(xùn)49S1087換畑和肯業(yè)V

40、0 0240-0120 030-Q18506635ti1243104S醫(yī)療鮒fjund30E83470tf?O25站抄的JMVHC咆痕6 065<KD<7U. ITZaws戶卜乍齡茹40 V0 1610L347OMS0 11741-C 歲024202350.1260. 1970同«11S0 135引一 55期0 073AL (H50 0770-07756柚引0斶血1060血007241-as 歲O.(X>>0240043(KW7站期以1：0 1050B505家?guī)丝陬? 4842-9295 5413-2736212湖t47嗆:丄】 M.6114 43表5刈暫時(shí)

41、悍菰州人辭§1消費(fèi)的解岸>11S一總垂異(c-ej1801100.02.就群軒咐垂異十CJ27.5真叩：(IOo- 0)1悽旬如1(51(22 5)Vlo)昭76(15 3)di)命nt貿(mào)產(chǎn)85(17-2)2)槪肪筑彳山亠30C*4®(12)愼測(cè)的買(mǎi)業(yè)睛牛* 6U 12)(13)承范成靈的錠重價(jià)配”14( 28)3丿投資麒P170(34-2)(14)戟育文出m(25.3)(15)卜協(xié)丸背A *盂氓6U 2)(1®仆：房投賢16Q耳4)甘站一，胡城債201(40-«(D)醫(yī)斤棵權(quán)左出血(40.3)a&)旳曙山乜希( 095)臨命謝期戟旳-10

42、(-2 1)(IO)門(mén)汕堺-19t-2-l)-6(-12)au樂(lè)虬人【IIS171(-5)02)城山曜槪變員皿(33 3)7CL總差異(G2S81coo2.被解甘的査畀購(gòu),65S23.2其申：(-100 0)1)轉(zhuǎn)習(xí)皆1，： -51(-120)(iff)收人3(-0-5)(M) i佻跖"-78-11 5)2)fl閉如-24(-35)Cl)+*24(-3-5)(22)茉険咗関騎禮廉找氐0(0 C)3) 44 427(-酣(6)(23) :ttwA.ll(-<<S)(24)卜怦祗營(yíng)金丘梅宜9(-14)05)仆:馬船鷲-54)特箱材衆(zhòng)諛2301(-8)(26)岳片保犍止出(-2

43、8 2)C7)為塔山幅幫* 11(一旳5> 4 JflL !塌期轂冏-31(-4 5)()0)門(mén)卜卡齡”3_耳104(IS 3)(11)寂護(hù)人口撤1341.19. 8)(12)亠30(-4-5)八、結(jié)論我們的研究結(jié)果表明，同時(shí)采用收入指標(biāo)和消費(fèi)指標(biāo)有助于貧困研究。綜合使用這兩 種指標(biāo)可以區(qū)分不同的貧困人群，也可以加深我們對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過(guò)程中新出現(xiàn)的城 市貧困問(wèn)題的理解。通過(guò)綜合使用收入和消費(fèi)指標(biāo)，我們區(qū)分了中國(guó)城 市貧困的三 種類型：持久性貧困、暫時(shí)性貧困和選擇性貧困。這種分類的一個(gè)突出特征是發(fā)現(xiàn)了 貧困人口中的大部分是選擇性貧困，換言之,這部分人口的收入高于貧困線而消費(fèi)低于 貧困線。我

44、們?cè)噲D解釋不同貧困人群的行為差異。主要是估計(jì)了低收入人群(收入和消 費(fèi)都低于全部樣本均值)的消費(fèi)函數(shù)。在方法論上,我們采用了分解的方法，根據(jù)主要 的消費(fèi)項(xiàng)目，分析了不同貧困人群的消費(fèi)行為的差異。我們的分析驗(yàn)證了收入對(duì)人們消費(fèi)所產(chǎn)生的修勻效應(yīng)。持久收入增加對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生 積極的影響，實(shí)際資產(chǎn)與預(yù)測(cè)資產(chǎn)的差異也與家庭消費(fèi)有著正相關(guān)性。在 社會(huì)保障日 益減少而不確定性不斷增加的城市中，人們縮減消費(fèi)以預(yù)防各種不測(cè)即使是貧困人口 也不例外。另一方面，由于信貸市場(chǎng)不完善，加上一定的投資機(jī) 會(huì)也成了抑制消費(fèi)的 因素，這主要表現(xiàn)在個(gè)體戶和私營(yíng)企業(yè)主的投資創(chuàng)業(yè)，以及 居民為未來(lái)購(gòu)房和房屋裝 修支出而進(jìn)行的儲(chǔ)蓄。

45、因而在目前的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過(guò)程中收入和就業(yè)的不確定性和預(yù)期的 暫時(shí)性貧困人群的消費(fèi)相對(duì)較高而儲(chǔ)蓄較少，我們對(duì)此現(xiàn)象進(jìn)行較為合理的解釋。這 主要是由于他們的預(yù)測(cè)收入(作為持久收入的代理變量)明顯超出其實(shí)際收入其他的解 釋因素包括他們有較多的金融資產(chǎn)，以及支付較高的教育和醫(yī)療費(fèi)用。 選擇性貧困人群的儲(chǔ)蓄率高得驚人，這里部分原因可能是因?yàn)樗麄兊慕鹑谫Y產(chǎn)量出奇 地低，而主要的原因還是他們的較低的教育支出和醫(yī)療保健支出。這些住戶 基本上沒(méi) 有正在就學(xué)的子女和病人，因而對(duì)這方面的暫時(shí)性需要的支出較少。特殊需要迫使人們多儲(chǔ)1從而使得部分城市人口成為選擇性貧困。最后應(yīng)該指出的是，就對(duì)不同貧困人群組而言，用它們的特征

46、差異只能解釋 各組 支出差異的一小部分，而它們之間消費(fèi)行為差異的較大部分仍然沒(méi)有得到經(jīng)驗(yàn)上的解 釋。因而，這意味著我們?nèi)孕鑼?duì)貧困人群的消費(fèi)行為作一步的研究。參考文獻(xiàn)勞動(dòng)和社會(huì)保障部勞動(dòng)科學(xué)研究所,2000 :沈陽(yáng)和武漢兩城市下崗職工狀況抽樣調(diào) 查分析報(bào)告，研究論壇第19期。王有捐,2001 :中國(guó)城鎮(zhèn)貧困線的測(cè)量，(研究報(bào)告)。APPIetOn J SimOn , JOhn Knight, Lina SOng and QingjieXia ,2001 , U LabOUr RetrenChment in China : DeterminantS and COnSeqUences”， China

47、ECOnOmiC ReVieW (forthcoming).Banerjee , Abhijit, 2000 J“ The TWO POVertieS ”，WOrking PaPerSerieS J DePartment Of ECOnOmiCS J MaSSaChUSettS InStitUte Of TeChnOIOgy.DeatOn , Angus S. j1991 , “Saving and LiqUiCIity COnStraintS , , ECOnOmetrica J 59 , 1221 1248.DeatOn , Angus S. j1997 , The AnaIySiS Of HOUSehOICl SUrVeyS : A MiCrOeCOnoITliC APPrOaCh to DeVeIOPment POIiC