中国农村贫困的测度与模拟：1995-2003，本文主要内容关键词为：中国农村论文,贫困论文，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。
中国政府在扶贫以及贫困减缓方面的成就令世人瞩目，中国农村贫困人口由1978年的2.5亿减少至2003年的2900万，占农村人口总数的比重由30.7%下降到3%（刘坚，2004）。对此，学者们分歧比较大，对同一个地区或者国家的贫困估计常常得出不相同的结果，争论主要集中在如何获得可靠的家庭调查数据和估计科学的贫困线。Shujie Yao等人使用大量的家庭调查数据估计了农村和城市的贫困发生率，认为中国的农村贫困问题非常严重，贫困的减少也日趋困难，与中国政府的乐观主义者形成了鲜明对比(Shujie Yao,Zongyi Zhang,Lucia Hanmer,2004)。因此，如何准确的度量贫困，不仅能科学地评价政府的扶贫绩效，而且为进一步的扶贫战略提供可靠的依据。国内在度量方法上比国外滞后，一些很有用的指标在国内很少有人使用，因为研究者对指标的不理解或者是缺乏应有的统计数据。20世纪90年代中国贫困人口减少与经济增长的弹性系数为-0.8，即GDP每增长一个百分点，农村贫困人口可减少0.8%（人民日报，2001）。1997-2003年，2003年是GDP增长最快的年份，中国农村绝对贫困人口相比上年反而增加了80万。2003年农村贫困人口增加，一种可能的解释是收入不平等的加剧抵消了经济增长带来的正效应。由此，只提高收入的平均水平而不解决收入不平等问题，就很难根除贫困。在中国政府追求温和GDP增长率并把更多的关注投向贫困和收入不平等问题的背景下，本文对中国农村贫困进行真实有效的度量并对其进行分解研究，进一步探讨收入增长和分配变化对贫困的影响。
1 测度贫困的分析方法
1.1 贫困测度的基本方法与原理
本文的计算方法和原理主要参考了Gaurav Datt、Ravallion和Chen的研究成果，贫困指标使用了基于GQ Lorenz曲线的参数方法进行估计，这种方法最基本的要素是两个函数，即
L=（p;π）(1)
P=P（μ/z,π）(2)
这里，P是人口的百分比；π是可估计的洛伦茨曲线的参数向量；μ为人均消费或人均收入；z为贫困线。贫困指标估计的是贫困人口的绝对生活标准。L包含了可供选择的参数；P包含了一系列贫困指标，这里是指FGT指标，对FGT定义如下：
附图
式中：x是家庭消费支出或者收入水平，f(x)是密度函数，即收入或消费支出为x的人口比例，z是贫困线，α是非负参数，α分别取0,1,2得三个贫困指标：H、PG和SPG。α的取值越大，贫困指标对贫困人口不平等程度越敏感。公式(3)是最基本的公式，下面三个公式都是公式(3)变化得来的特殊形式，即H、PG和SPG指标：
P(O)=H=q/n (4)
式中：q是贫困人口，n是总人口。H是贫困发生率(%)，也称贫困人口比重指数，指人均纯收入或生活消费支出在贫困线以下人口占全部常住人口的百分比。这是最直观，也是最重要的贫困程度核心指标，可以反映有多少人通过经济发展或专项扶贫越过了贫困线或重新回到了贫困线之下。
附图
式中：x[，i]表示第i个贫困人口的收入水平。PG是贫困深度指数(%)，也称贫困缺口率，是基于贫困人口的收入相对于贫困线的累加距离的基础上得到的，指现有贫困人口脱贫需要的收入总数占全部人口都脱贫需要的收入总数的百分比。贫困深度指数可以反映贫困线以下人口收入或消费的变化。
附图
SPG是贫困强度指数(%)，也称加权贫困缺口率，计算方法与贫困深度指数基本相同，只不过是给越穷的人以越大的权数。贫困强度指数可以在穷人之中的穷人优先得到改善的情况下，更好地体现扶贫的成果。本文在估计贫困状况时还使用了Sen指数和Watts指数①。Sen指数和Watts指数是贫困的分配敏感性指标，Sen指数把贫困人口的数量、收入及收入分布结合在一起，它的特点是关注贫困者之间的收入分配。Watts指数的特点是能反映社会福利状况的变化。而且它们与SPG指标有相似之处，国内很少有人使用这两个指数，这三个指标都表示了收入分配恶化会引起贫困问题的恶化。
1.2 贫困的测算步骤
(1)数据的收集和准备。本文的计算数据使用了2003年和2004年《中国统计年鉴》第10章“农村居民按纯收入分组的户数占调查户比重”资料。
(2)做L(1-L)关于(P[2]-L)、L(P-1)和(p-L)的回归，使用普通最小二乘法估计洛伦茨曲线的参数a,b,c的值。
(3)确定人均消费μ和贫困线z。贫困线必须在基于参数的洛伦茨曲线相联系的密度函数支持的范围内。范围的给定区间为[μL′(0[+];π),μL′(1[-];π)]，理论上有效的洛伦茨曲线贫困线的允许范围为[μL′(0.001;π)，μL′(0.999;π)]。
(4)估计FGT指标。用下列四个公式估计FGT指标的值，即
附图
其中：e=-(a+b+c+1); m=b[2]-4a; n=2be-4c; r=(n[2]-4me[2])[1/2]; S[1]=(r-n)/(2m); S[，2]=-(r+n)/(2m)。我们使用基于参数的洛伦茨曲线进行估计，只要估计出参数a,b,c的值，就可以利用公式(8)、(9)和(10)确定三个贫困指标H、PG和SPG。
1.3 贫困的分解
本文使用Datt和Ravilion(1992)利用增长和分配因素对贫困变动影响的分析方法。设定任意两个时期0和1，增长因素是假定Lorenz曲线L[，0]=L(p;π)不变的条件下人均收入μ[，0]从μ[，1]到的增长对贫困变动的影响；分配因素定义为人均收入μ[，0]不变的条件下Lorenz曲线从L[，0]=L(p;π[，0])到L[，1]=L(p;π[，1])的变化导致的贫困变动。其它未予解释的部分归入残差。其公式表述为：
p(μ[，1]/z,π[，1])-p(μ[，0]/z,π[，0])
=[p(μ[，1]/z,π[，0])-p(μ[，0]/z,π[，0])]+[p(μ[，0]/z,π[，1])
-p(μ[，0]/z,π[，0])]+residual
贫困的变化＝增长对贫困的影响＋分配对贫困的影响＋残差。
为了进行贫困的分解，我们首先需要计算0期和1期的贫困指标，本文分别计算了0期和1期的FGT一套指标并进行分解。在分解的过程中我们使用了人均625元作为贫困线，两个时期按照同一个贫困标准计算是因为收入按照价格指数调整后的不变价格计算的人均收入。在Datt和Ravilion的分析中，残差仅仅被认为是增长和分配因素未能完全解释的残余部分。在一般情况下，增长和分配的因素往往已经能够很好地说明两者对贫困问题的影响。魏众和B·古斯塔夫森(1998)使用中国1988-1995年数据分析了残差对贫困变动的影响，认为残差是人口因素的变动引起的贫困变化。
2 中国农村贫困状况变化与模拟
2.1 不同贫困线下的中国农村贫困
贫困是一种多维现象，根据不同的研究目的，可以用不同的方式定义贫困。定义贫困的方式不同，度量的方法和结果会有差异，产生的政策涵义也不相同。本文对贫困的研究主要是收入研究，从2004年中国政府政策声明中我们发现中国政府正在改变紧盯经济增长率的做法，倾向于维持一个温和的CDP增速，而把更多的关注投向提高贫困人口的收入和生活水平。针对中国现阶段农村家庭的收入状况，确定什么样的贫困线仍在争论之中。有了一个比较合理的贫困线，才有可能把贫困者与非贫困者分离，所以一个合理贫困线的直接意义是对中国贫困率下降程度进行准确估计以及对中国农村地区贫困的特征和规律进一步进行探讨。本文使用了三个不同的贫困线和五个国际上比较流行的贫困指标对中国农村贫困状况进行描述与分析，但是究竟什么样的贫困线是合理的还有待于做进一步的经验研究。
本文把研究期分为两个阶段，第一个阶段是1995-2000年，1994年国家公布实施了《国家八七扶贫攻坚计划》，这一阶段是中国扶贫开发的攻坚阶段；第二个阶段是2000-2003年，中国政府制定了《中国农村扶贫开发纲要(2001-2010年）》(2001)，这一阶段是农村扶贫开发的新阶段。针对研究期内中国农村收入增长与分配变化进行分析：①1995-2000年，中国农村居民人均纯收入从1577.74元增加到2253.42元，增长了42.83%，居民收入分配的基尼系数由0.34略增至0.35；②2000-2003年，中国农村居民人均纯收入从2253.42元增加到2622.24元，增长了16.38%，居民基尼系数由0.35下降至0.34。在农村居民分配的基尼系数比较稳定和收入稳中有升的前提下贫困状况变化的有效估计是本文关注的问题。
官方数据显示，中国农村没有解决温饱问题的贫困人口1995年为6540万，2000年为3 209万，2003年减少至2900万，贫困发生率依次是7.1%，3.4%，2003年下降至3.1%。我们使用国家统计局公布的2000年贫困线625元为标准进行换算得出的贫困发生率1995年为8.49%，2000年为4.01%，2003年为3.5%（见表1），贫困下降的规律和官方公布的数据完全吻合，但是对应年份的贫困发生率略高于官方的数据。本文不仅使用了FGT一套指标进行贫困测量，还使用了国内不常用的两个贫困指标Sen指数和Watts指数。三项指标都表示了收入分配恶化会引起贫困问题的恶化，但侧重点略有不同，SPG和Sen指数是关注贫困者之间的收入分配，Watts指数反映了社会福利状况的变化。从表1中我们发现两个特征：①1995-2000年SPG、Sen指数和Watts指数的变化是一致的。三个指标随着年份变化的原因是，不仅非贫困者的收入向贫困者转移影响贫困，而且贫困者内部的收入分配变化也会影响贫困，三个指标变化的一致性规律说明贫困者收入分配状况的变化与社会福利的变化也是一致的；②贫困发生率下降，贫困的深度和强度不一定下降，即贫困者的生活状况更加的恶化。2000年至2001年贫困发生率下降了，但是贫困的其他四个指标都上升了，说明贫困人口虽然减少了，但是贫困状况并没有得到缓解，反而加剧了。
表1 1995-2003年不同贫困线下的中国农村贫困状况
Tab.1 The poverty status for different poverty lines in rural China between 1995 and 2003
贫困指标
1995 2000 2001 2002 2003
贫困线：625元/人
H 0.08490.04010.03870.03400.0350
PG0.02630.01450.01480.01270.0136
SPG
0.01180.00770.00850.00730.0081
Sen
0.03190.01800.01860.01600.0173
Watts 0.03790.02360.02630.02230.0249
贫困线：865元/人
H 0.18030.08450.07750.07030.0672
PG0.06080.03000.02880.02560.0257
SPG
0.02670.01450.01480.01280.0135
Sen
0.06880.03440.03340.02950.0300
Watts 0.08580.04610.04710.04120.0430
贫困线：1000元/人
H 0.29660.14170.13220.12010.1159
PG0.08850.04320.04080.03660.0362
SPG
0.03860.02000.01970.01730.0178
Sen
0.10770.05270.05010.04470.0444
Watts 0.12420.06440.06410.05670.0579
2.2 2003年中国农村贫困的灵敏性分析
关于贫困线对贫困指标的灵敏性分析可以通过不同的贫困线进行诊断。例如，确定一个比一般贫困线更加低的贫困线对极端贫困进行估计。极端贫困线的确定一般是贫困线水平的75%～80%。极端贫困线计算的贫困指标可以估计最贫困的人口数量和贫困程度，然后对其进行救助和扶贫。本文认为625元是中国农村的极端贫困线，因此使用了625元、865元和1000元进行诊断分析，旨在说明贫困线提高一定的百分数，贫困程度会发生多大的变化。
表2 中国农村2003年贫困指标的敏感度
Tab.2 The sensitivity of the poverty measures with respect to the poverty line in rural China between in 2003
GPL HPG
SPG
Sen Watts
1.000 01.00001.00001.00001.00001.0000
1.384 01.92001.88971.66671.73411.7269
1.6000 3.31142.66182.19752.56652.3253
表2第一列是三种贫困线以625元为基础依次提高的倍数(GPL)，第二至六列是相应贫困指标变化的倍数。从贫困发生率的角度进行分析，如果农村的贫困标准提高38.4%，贫困发生率便会增加92%；如果农村的贫困标准提高60%，贫困发生率便会增加231%；说明界于625～1000元的人口比较多，这些人口虽然不是贫困人口，但是作为低收入人口要受到足够的重视，尤其是865～1000元的人口分布比较集中，图1使用横坐标表示贫困线，纵坐标表示贫困发生率，清楚显示了2003年中国农村不同贫困线的选择对贫困发生率的敏感度，可以发现贫困发生率对865～1000元的区间反应更加灵敏；从其它贫困指标进行不同贫困线的模拟分析发现各指标的变动基本保持一致，即对贫困线的较小移动具有比较高的敏感性，说明提高贫困线水平，贫困人口的内部收入分配会更加的不均等，贫困的尖锐程度更高。
附图
图1 2003年中国农村贫困发生率对不同贫困线的敏感度
Fig.1 The sensitivity of poverty incidence with respect to the poverty line in rural China between in 2003
2.3 1995-2003年中国农村贫困变动的分解
贫困变动可以分解为收入因素和增长因素，一般认为在分配状况不变的条件下，经济增长及其导致的收入增长可以缓解贫困，即收入的增长会使得贫困率下降。但分配因素的作用是双向的：假设居民收入未发生变化时，有利于贫困人口的收入分配将导致贫困程度下降；相反，同样条件下，贫困人口的分配状况恶化或者贫困人口的收入向非贫困人口的转移将导致贫困程度的增加。
如表3所示，我们对1995-2003年中国农村收入和分配对贫困的影响从三个方面进行分析：①1995-2000年中国农村贫困发生率的下降比较明显，人均收入的较大增长对贫困的减缓起到了积极的作用，基尼系数尽管增加了，但Lorenz曲线的阶段性变化有利于贫困人口的收入分配，减少了农村贫困率的发生；2000-2003年中国农村贫困发生率的下降比较缓慢，是因为收入增长幅度较小，对贫困发生率的作用为零，而不利于贫困人口的收入分配引起贫困发生率的下降。魏众和B·古斯塔夫森(1998)使用中国1988-1995年数据分析表明，增长和分配对贫困变动所起的作用是相互抵消的，本文1995-2003的数据表明增长和分配对贫困变动所起的作用是同向的，不仅收入降低了贫困发生率，而且分配也降低了贫困发生率；②PG和SPG的分解研究发现，增长和分配对贫困变动所起的作用是相互抵消的。收入分配增加了贫困深度PG和贫困强度SPG，说明不仅贫困人口内部的人均收入水平下降，而且贫困人口内部的收入分配更加恶化。③我们计算得出的残差值比较小，说明增长和分配基本解释了贫困的变化，1995-2000年贫困发生率H分解得到的残差比较大，按照魏众和B·古斯塔夫森(1998)的观点，残差是人口因素的变动引起的贫困变化，说明1995-2000年中国农村家庭规模、年龄结构、户主的教育水平以及职业等人口因素导致贫困发生率下降了1.23%。
表3 1995-2003年中国农村收入和分配对贫困的影响
Tab.3 Decomposition of change in poverty in rural China between 1995 and 2003
贫困指标 贫困变动 增长因素分配因素 残差
1995-2000年
H-0.0448 -0.0567 -0.0004 0.0123
PG
-0.0118 -0.0156 0.0047 -0.0009
SPG -0.0041 -0.0064 0.0332 -0.0009
2000-2003年
H-0.0053
0.0000 -0.0053 0.0000
PG
-0.0008 -0.0031 0.0014 0.0008
SPG
0.0004 -0.0014 0.0018 0.0000
3 简短结论
3.1 农村扶贫不应当只注意贫困线以下的家庭，同时也应当注意陷入贫困风险高的家庭
不同贫困线的模拟分析表明：各贫困指标对贫困线较小的移动具有较高的敏感性，说明有相当一部分非贫困的农村居民距离贫困线较近，而且他们的收入来源相当不稳定，只要由于自然灾害或者其他的一些不确定因素收入有所减少，比如由于疾病、红白喜事等使支出增加（相当于收入减少），就有很大的可能会陷入贫困。
3.2 贫困问题的根本解决是在保持一定收入增长前提下，将更多的注意力放在解决收入不平等问题上
一个较低贫困标准的确定使得贫困的深度和尖锐程度大大降低，这种对收入分配恶化的低估往往使得政策制定者把注意力放在收入的增长方面而忽略了收入不平等。1995-2003年中国农村收入分配导致了贫困发生率的下降，但贫困深度和强度反而增加。说明贫困人口内部的收入分配状况并没有改善，反而恶化。如果追求GDP的高速增长而忽略了收入分配，贫困发生率的下降将会掩盖贫困程度更加尖锐的事实。