我国农村贫困的现状、估计与解释，本文主要内容关键词为：贫困论文,现状论文,农村论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
改革开放以来，随着人均收入的增长和国家反贫困政策的实施，农村贫困问题得到了很大程度的缓解。统计数据显示，1978～2004年，我国农村贫困人口从25000万，下降到2610万，贫困发生率目前为2.8%左右。但这种估计与现实可能有一定的距离。
一、贫困涵义的再诠释
如何定义贫困，即用什么标准来界定贫困，是一个值得探讨的问题。世界银行曾在相关年份的“世界发展报告”中对贫困给出涵义不断递进的定义，从注重以消费水平为基础的物质条件到强调达到最低生活水准的能力，再到重视人们参与社会公共事务的发言权。1997年联合国开发计划署(UNDP)在《人类发展报告》中从“人文发展”的角度提出“人文贫困”概念，强调了知识贫困、人力贫困和权利贫困的问题。尽管对贫困内涵的界定发生了变化，但从实证研究角度来看，必须借助人均收入作为衡量贫困的最基本依据。我国现行农村贫困标准，是由国家统计局在对农村居民家庭消费支出调查的基础上计算得出的。经测算，1985年我国农村贫困标准为206元。这个标准在我国称为绝对贫困线，达到这个标准只能满足生存需要。具体数据见表1。
考虑到经济发展和绝对贫困线的局限性，从2000年开始，我国制定了低收入人口收入标准，但低收入人口标准还缺乏理论依据。为此，笔者按照我国政府和世界银行定义的标准初步将贫困分为两种类型：将我国政府定义的人均收入206元（1985年价）定为第1类贫困的贫困线，世界银行定义的人均收入267元（1985年价）定为第Ⅱ类贫困的贫困线。
值得研究的是，家庭教育支出在1990年代以来迅速增长，农村家庭的教育支出占家庭纯收入的比例显著上升。根据中国统计网的资料，学费和杂费在1990年代以后迅猛上涨。我国近期教育经费支出情况见表2。经测算，2005年农村人均教育支出约为249.06元（见表2）。这部分支出是农民不得不付出的，因而应该将贫困线提高249.06元。也就是说，农民掉入了现代化、高等教育收费提高和义务教育名不副实的陷阱，导致其真正的可支配收入下降。因此，以第Ⅱ类贫困线为据，再加上人均教育支出，得到第Ⅲ类贫困的标准，根据消费物价指数调整，可以得到相关年份的第Ⅲ类贫困线。各类贫困线的标准见表3。
表1 我国农村历年绝对贫困人口数量和贫困发生率（万人：%）
资料来源：1978～2002年的数据来源于：《2003中国农村贫困监测报告》，中国统计出版社，2003；2003～2004年的数据来源于：国家统计局：《2004年中国农村贫困状况监测公报》，2005年4月21日。
表2 1990年以来我国教育经费支出情况
注：1.1991～2004年的数据来源于：国家统计局：《中国统计年鉴》（1992～2006年），中国统计出版社；2005年数据来源于教育部、国家统计局、财政部：《2005年全国教育经费执行情况统计公报》，2006年12月31日。2.(3)=(1)-(2);(5)=(3)/(4)。
二、贫困发生率的估计
根据《中国统计年鉴》公布的1985～2005年农村家庭人均纯收入调查的分组统计资料，结合经物价指数调整的贫困线，本文以在贫困线以下的农户比重之和对农村的第Ⅰ类贫困和第Ⅱ类贫困的人口数量和贫困发生率做出初步估计。①除了少数年份第Ⅰ类贫困发生率的估计数据与政府估计数据基本持平或略高以外，其他年份（特别是1990年代以后）的估计数据均显著超出了政府的估计数据。计算结果见表3。采用前两类贫困率的计算方法得到第Ⅲ类贫困的贫困率，再根据年末乡村总人口数量计算得出贫困人口数量。由表3可见，若考虑到Ⅲ类贫困，贫困人口数量和贫困发生率远远超过政府的估计。
表3 我国农村三类贫困线与贫困发生率
注：1.贫困线按当年价计算。2.表中数据来源于1986～2006年《中国统计年鉴》，并经过适当整理。3.考虑到1991年前中国经济还未真正步入市场化轨道及农村教育改革的滞后，农村人均教育支出变化不大，且缺乏必要的统计数据，因而本文将1985～1990年的农村人均教育支出视为与1991年等同。
表4 农村人均纯收入和基尼系数的年度数据（元；%）
注：由于基尼系数算法颇多，不同方法所得结果存在一定的差异，本文采用的方法具体见钱敏泽博士发表在《经济理论与经济管理》（2002年第11期）上的论文“中国现行统计方法基尼系数的推算及结果”。
贫困与否不仅取决于人均收入水平，而且取决于收入的不平等程度。如果收入的不平等程度（以基尼系数衡量）保持为一个常数，则贫困发生的概率将随着人均收入水平的提高而下降；如果人均收入水平保持不变，则贫困发生的概率将随基尼系数的提高而上升；如果人均收入水平和基尼系数同向变化，则贫困发生的概率取决于两者变化的幅度。
根据国家统计局公布的数据，1985年以来我国农村人均纯收入及基尼系数如表4所示。
根据贫困发生率与基尼系数和人均收入的相关关系，并利用1985～2005年的时间序列数据，做贫困发生率对基尼系数和人均纯收入的OLS回归分析（采用双对数模型），结果见表5。上述三个计量模型明显能够通过显著性检验（t值）、拟合优度检验(R[2])和联合假设检验（F值）。这充分说明，我国农村贫困发生率与贫富差距程度及农民收入水平具有高度的关联性，也就是说，可以从缩小贫富悬殊和提高农民收入两个主要方面进行反贫困，并且在不同的时期反贫困措施的侧重点也应该有所不同。
三、对收入不平等程度的解析
我国区域经济发展的不平衡导致收入分配状况的恶化，贫困地区与经济较为繁荣地区的差距越来越大。农村基尼系数自改革开放以来有较大幅度的增长，区域差异对这种现象有50%的解释力(S.Yao,2000)。农村基尼系数的不断攀升，除区域差异的显著影响外，具体有以下几个方面的影响因素：
第一，农村非农产业的迅速发展，改变了农村经济结构和就业结构，导致收入分配的多元化格局和基尼系数的扩大。我国非农产业自改革开放以来迅猛发展，由于非农产业的劳动生产率高于农业，加大了非农产业和农业劳动者之间的收入差距；同时非农产业劳动者之间的收入差距一般要高于农业劳动者之间的收入差距，随着非农产业的发展，会拉大农村居民的整体收入差距，提高基尼系数。
表5 贫困发生率对基尼系数和人均纯收入的OLS回归分析结果
第二，非农收入比重的增加不仅在于农民在当地从事第二、第三产业，而很大程度上取决于外出打工人数的比例。可以这么认为，如果一户中至少有一个人从事非农产业，则这户家庭就不太可能陷入贫困。因此，仅靠农业为生的农户与从事非农产业的农户在收入上会拉开距离，提高基尼系数。
基于以上分析，以农村收入均衡度、固定资产投资量（以户均生产性固定资产投资表示）、经济的市场化程度（以非国有经济的固定资产投资额占全社会固定资产投资额表示）、农村非农劳动力比重（从事非农产业的农村劳动力占农村总劳动力的比重）等指标，用1985～2005年的数据对基尼系数与这四个方面的影响因素进行回归研究（原始数据见表6所示），得出以下(1)、(2)、(3)式。
由于农村收入均衡度也受到了农村户均生产性固定资产投资、市场化程度和农村非农劳动力比重的显著影响。因此，为了规避模型产生多重共线性问题，没有在模型(1)中加入农村收入均衡度这一解释变量，而将农村收入均衡度再用农村户均生产性固定资产投资、市场化程度和农村非农劳动力比重进行回归，并用此指标对基尼系数进行回归。上述三个回归模型能通过统计检验，因此是有效的。
模型(1)和(3)说明了农村基尼系数受到农村收入均衡度、农村户均生产性固定资产投资、市场化程度和农村非农劳动力比重的影响，农村收入均衡度也受到这三个因素的显著影响，而农村收入均衡度对农村基尼系数有超过91.8%的解释力。
由于我国统计数据的不完整性和不准确性以及经济变量之间关系的复杂性，建立一个有验证力和说服力的计量回归模型并不容易，以上计量回归模型有待进一步改进。随着我国经济市场化改革的不断深化，农民面临各种各样的选择，致富的机会增多，但面临的风险也同样增大。能够把握住市场机会而致富的人和在市场竞争中失败的人同时并存，加之经济转轨时期的各种体制漏洞，为获得各种黑色和灰色收入提供了一定的制度基础，这就加大了收入的差距。而这在计量模型中很难得到反映。与此同时，从“九五”以来，我国的市场化程度实际上已经很高了，落后地区同样不低。因此，市场化程度对基尼系数变化的影响同样有待进一步分析。
值得研究的是，基尼系数的现实影响因素并不能完全说明未来的变化趋势，因为这些影响因素本身也会发生变化。当前，一个重要的问题是，这种城乡分列的“二元”基尼系数估算方法将我国城乡看成两个不同的社会，存在一定的局限性，也引起学界的很多争论。但从现实的情况出发，由于我国目前城乡消费水平存在较大差距，用“一元”基尼系数和收入水平来估算我国的贫困发生率和贫困人口数量暂时还没有多大的现实意义。全国性基尼系数的变化在相当大的程度上取决于分配制度的改革，在于根本上消除歧视性的经济政策，在于真正的城乡统筹发展。而分配制度的改革和消除歧视性的经济政策最终都要落实到城乡统筹发展上来，只有城乡统筹发展的问题解决好了，在城乡居民的收入水平大致相当的时候，用统一的基尼系数来衡量我国居民的收入差距才具有现实意义，用统一的基尼系数和收入水平来对我国的贫困发生率进行估算才较为科学。
表6 我国农村基尼系数、人均纯收入、户均生产性固定资产投资、市场化程度、非农劳动比重(1985～2005)
注：1.资料来源于中国统计年鉴(1986～2006)，并经过加工整理。2.农村收入均衡度计算方法是以同一年度我国每个省份农民人均纯收入为基础，计算出均值和标准差，然后用标准差除以均值而得到，均衡度越高表示地区收入越不均衡。3.市场化程度的计算方法为非国有经济的固定资产投资额占全社会固定资产投资额的比例。4.农村非农劳动力比重的计算方法是从事非农产业的农村劳动力占农村总劳动力的比重，这一指标可以反应农村二元经济结构状况。
与“一元”和“二元”基尼系数相关的问题是，在城市打工的农民工实际上已经是城市人，他们工作在城市，生活在城市。而在户籍制度的限制下，还是将他们归入农村人口。这些在城市工作的农民的收入水平与城市人相比处于相对贫困状态，但要比留乡务农人员的收入高。由于我国在统计人均收入时，一般以家庭为单位进行测算，家庭成员在城市工作的人数和时间多寡会影响其家庭人均收入水平。如果将在城市工作的农民归入城市人口，则农村居民的收入水平会下降，贫困人口数量和贫困发生率会上升，但基尼系数可能会降低。对此，可展开进一步研究。
注释：
①贫困线一般落在各年份的收入分组的区间内，本文对此用内插法进行了相应处理。