我国农村贫困指数测度及政策减贫效应研究

2014-04-11 01:19田飞丽

东北财经大学学报 2014年4期

田飞丽，陈飞

(1.东北财经大学研究生院，辽宁大连 116025；2.东北财经大学数学与数量经济学院，辽宁大连 116025)

一、引言

20世纪90年代以来，我国农村经济增长取得了举世瞩目的成就，农村居民收入稳步提高但收入分配不平等特征也较为突出，经济增长成果没有被广大农民共享。为保障更多低收入人口享受国家政策扶持，中央政府两次修改农村扶贫标准。其中，2008年将贫困线修订为1 196元(当年价格)，2011年将农民人均纯收入2 300元(2010年价格)定为新的农村扶贫标准。按照新的标准，2010年我国农村贫困人口由2 688万人增加到1.280亿人。将更多低收入人口纳入扶贫范围，在客观上增强了惠农政策对农村减贫的作用，但由于贫困线变化导致国家统计部门公布的贫困人口数据不具有可比性，这为评价农业政策减贫效应带来困难。因此，基于同一贫困线标准测度我国农村贫困指数，对于考察农业政策的减贫效应、调整农村分配结构以及确保公平和效率得到最大限度实现具有重要意义。

Ravallion[1]和Bourguignon[2]指出，经济增长的性质不仅仅是速度影响减贫的成效。秦建军和武拉平[3]的研究表明，财政支农投入在短期内对农村减贫作用较为明显，而长期的减贫效果趋于平稳，这要求政府财政支农投入增长具有持续性。沈能和赵增耀[4]发现，农业科研投资的减贫效应明显，但在不同地区间差异显著，且存在明显的空间外溢特征和门槛特征。王娟和张克中[5]发现，社会救济支出、基本建设支出和农业性公共支出对减贫存在显著效应，但科教文卫支出作用不明显。高远东等[6]利用面板数据模型测度了财政金融支农政策对农村减贫的直接效应及地区间的空间溢出效应。王祖祥等[7]利用二次样条函数逼近方法测度我国1995—2004年的贫困指数。张莹和万广华[8]结合Shorrocks和Wan[9]的数据产生法与Shorrocks[10]的夏普里值分解法提出一个半参数形式的贫困分解法，并对1998年我国城市贫困指数进行了测算。上述文献对分析农村减贫的政策效应具有重要的方法借鉴作用，但也存在一定问题：其一，多数研究使用统计部门公布的贫困率指标，但贫困线变化会导致不同年份间不具可比性；其二，测度贫困指数时使用近似方法，模型估计误差较大；其三，仅考察农业政策对贫困人口数量的影响，而没有关注农业政策对贫困群体内部收入结构的作用。针对现有研究不足，本文基于洛伦兹曲线与收入密度函数关系构建了一种基于分组数据的贫困指数测度方法，并在此基础上对农业政策减贫效应和影响机制进行实证分析。

二、经济增长、分配结构与减贫关系框架

1.减贫增长曲线与减贫实现路径

图1 减贫增长曲线与减贫实现路径

发展与减贫经济理论认为，有利于穷人的增长(Pro-Pool Growth，简称PPG)，即一国穷人的实际收入增长高于分配模式保持不变条件下的穷人收入增长，能够最大程度地实现减贫并兼顾社会发展的效率与公平[11]。为使得PPG定义具有政策可操作性，基于减贫增长曲线分析了经济增长、收入分配与贫困率三者间的关系，本文给出与PPG定义相一致的减贫实现路径，如图1所示。图1的横轴为贫困率，纵轴为人均GDP，曲线OG描述人均GDP与贫困率间的关系，称为减贫增长曲线。曲线OH是比曲线OG分配模式更为公平的减贫增长曲线。因为在相同人均GDP水平下，例如在Y1处，曲线OG对应较高的贫困率X4，曲线OH对应较低的贫困率X3，这种贫困率降低来源于收入的内部转移。假设一国的初始经济水平处于O点，且以经济增长作为首要目标，则路径OG将是更好的选择，在相同的贫困率X3下，由于C点比B点代表更高的平均收入，所以C点更受欢迎。但当经济水平达到G点后，即使人均GDP水平更高，也不可能将贫困率降低至X2以下水平。如果把减贫作为首要目标，而经济增长作为次要目标，则路径OH将是更好的选择，D点和C点对应相同的收入水平Y2，但在D点具有更低的贫困率。更为重要的是，沿曲线OH可以实现更低的贫困率，在H点对应的贫困率为X1(X1小于X2)。

综合考虑上述分析，一国的减贫实现路径可以划分为三种类型：其一，均衡减贫模式(A-C-G)，即保持分配方式不变，完全依赖于经济增长降低贫困率；其二，强减贫模式(A-B-H)，即通过经济增长和分配改善的共同作用，使得贫困率在较短时间内降至更低水平，但会以短期经济增长速度减缓为代价；其三，弱减贫模式(B-C-G路径)，即以牺牲分配公平为代价来换取更高的经济增长，并伴随贫困率的缓慢下降。三种不同模式的减贫路径，在特定时期内均可能呈现出经济增长和贫困率降低共存的特征。对于人均GDP水平较低的国家，通常会选择A-C-G甚至是B-C-G减贫增长路径；但对于已经实现经济快速增长的国家，并以减贫为首要发展目标，则A-B-H将是最优减贫增长路径，且仅有A-B-H路径是能够保证有利于穷人的增长。

2.减贫的增长与分配战略

农业政策如何对减贫战略发生作用？本文认为，从为减贫创造有利的经济和社会条件的角度来思考和制定政策可能会更有用、也更可行，而持续的GDP增长是这一观点的核心。这样，在分配减贫和增长减贫之间就不再有两难的选择，只要实现了更高的增长，更高的减贫率就可以直接地或间接地通过一切有利于穷人的收入和资产再分配政策来实现，如图2所示。

图2 减贫的增长与分配战略

政策制定者的主要工作就是寻找一个合理的“三边战略”，它既可以增加总收入，又在农业部门和特定地区制定出有利于穷人的收入和增长目标，同时在收入再分配上更多地支持穷人或至少减少偏袒富人的分配制度。对已经走上合理增长路径的国家来说，它们需要更多地关注再分配政策；对低增长的国家而言，在不减弱分配改善的力度的情况下，它们需要把强调增长的政策放在优先位置。

三、我国农村贫困指数测算及效果评价

目前，关于农村贫困指数测算主要使用两种收入数据集合：其一，农村家庭日常调查数据，由于受到多种约束，一些省份公布的数据是零星的和受限制的，因而基于该数据对农村贫困所做的研究被限制在特定的地区和年份；其二，分组数据，与家庭调查数据相比，分组数据更容易获得且覆盖范围更广，但受到研究方法的限制，分组数据的使用并不广泛。本文基于洛伦兹曲线与收入密度函数的理论关系，使用Sarabia等[12]提出的广义帕累托洛伦兹曲线和分组数据测算我国农村贫困指数。

1.FGT贫困指数

FGT贫困指数是目前使用最为广泛的贫困指数，因为它具有一系列良好的性质。定义如下：

(1)

其中，Fα(z)为贫困指数，z为贫困线，f(x)为收入密度函数，α≥0，Fα(z)∈[0,1]。

FGT贫困指数最显著的优点之一是它满足所谓分组一致性条件，即如果f(x)是N个地区的加总密度函数，则总贫困指数可以表示成各地区贫困指数的加权和，且权数是相应地区的人口比重。贫困指数的这一性质使得可以分别计算各地区贫困指数，然后求加权和即得全国的贫困指数。除满足分组一致性以外，FGT贫困指数还满足所谓的部分连续性，即对贫困人口的收入进行微小扰动时，贫困指数的改变也是微小的。另外，对于同一收入分配与相同的贫困线，α用来反映贫困回避程度，α越大，贫困回避程度越高，或对极端贫困所赋予的权重越大，对贫困人口中的收入分布也将更为敏感。其中，当α=0时，FGT贫困指数表示贫困发生率，是测量贫困广度的最常用指标；当α=1和α=2时，FGT贫困指数分别表示贫困距和平方贫困距，*贫困距反映贫困人口的平均收入与贫困线的距离，即贫困人口是否变得更穷；平方贫困距反映贫困成员内部的不平等情况。是测量贫困强度常用的两个指标；当α>2时，FGT贫困指数除满足单调性、转移性、*贫困指数的单调性是指，减少任何贫困成员的收入时，贫困指数扩大；贫困指数的转移性是指，出现任何贫困成员到较富有成员的收入转移时，贫困指数扩大。分组一致性、部分连续性外，还满足所谓转移敏感性，即收入越低人口之间的收入转移对贫困指数的影响越大，这反映了普遍的价值判断。

2.洛伦兹曲线与收入密度函数关系

洛伦兹曲线L(p)代表一种函数关系，其中，p为低收入群体的人口比重，L(p)为与人口比重p相对应的收入比重。函数L(p)需要满足如下数学定义：设函数L(p)在区间[0, 1]上有定义，二阶导数连续，如果对于所有的p∈[0, 1]，L(p)满足L(0)=0，L(1)=1，L′(0+)≥0且L″(p)≥0，则称L(p)是洛伦兹曲线。洛伦兹曲线的经济含义可以更为直观地表述为，给定收入xi，其中，i=1, 2, …, n，且有xi-1≤xi，设收入不高于xi的人口比重为pi，则L(pi) 表示人口比重pi所拥有的收入占全部人口收入的比重，洛伦兹曲线上的点可以由{[pi, L(pi)]}给出。上述思想还可以利用收入密度函数和累计分布函数等价表示。给定收入水平x，假定收入密度函数为f(x)，累积分布函数F(x)的形式为：

(2)

式(2)表示收入小于等于x的人口比重，即F(x)=p。且洛伦兹曲线可以利用收入密度函数表示为收入小于等于x的人口所拥有的收入占全部人口收入的比重，即：

(3)

其中，p∈[0, 1]，u为收入分布的期望值。对式(3)进行求导可得：

L′(p)=x/u

(4)

L″(p)=[uf(x)]-1

(5)

给定洛伦兹曲线L(p)和收入x，求解式(4)可得到收入密度函数f(x)，以及收入不高于x的人口比重p=F(x)。Sarabia等[12]基于加权积方法给出了建立洛伦兹曲线的开放式研究框架，建议构造形如L(p)=pαL0(p)η的洛伦兹曲线族。其中，α与η为参数，L0(p)满足洛伦兹曲线定义。Sarabia等在其文献中给出了基于帕累托分布的洛伦兹曲线L0(p)的具体形式为：

L0(p)=1-(1-p)β

(6)

从这一基本形式出发，利用加权积方法定义了一族广义帕累托洛伦兹曲线：

LS(p)=pα[1-(1-p)β]

(7)

并证明式(7)满足洛伦兹曲线数学定义的条件为α≥0，β∈(0,1]。为了测量收入不平等，本文使用基尼系数：

(8)

其中，p为人口比重，L(p)为洛伦兹曲线。式(1)和式(8)显示，为精确计算FGT贫困指数和基尼系数，需要先确定农村居民收入的洛伦兹曲线和收入密度函数。

3.洛伦兹曲线参数估计

定义Ψ=(α,β)′为式(7)中的参数向量，则洛伦兹曲线可记为LS(p, Ψ)。为估计洛伦兹曲线参数集Ψ，需使用一组分组数据{(pi, Li)}，i=1, 2, …, n。其中，pi为按收入由低到高排序的累积人口比重，Li为与累计人口比重pi相对应的累计收入比重，损失函数取残差平方和形式，即通过最小化式(9)所示的残差平方和来估计未知参数向量Ψ。

(9)

本文使用1998—2012年农村家庭分组数据估计洛伦兹曲线LS参数，每一年可估计得到一条洛伦兹曲线。由于2010年之后不再公布农村人均纯收入分组数据，本文使用“农村居民按纯收入分组的户数占调查户数比重”数据估算分组数据中的累计收入比重，使用“按收入五等份分农村居民家庭基本情况”数据和线性插值法估算分组数据中的累计人口比重。估计结果如表1所示。

表1 我国农村洛伦兹曲线LS参数估计结果

资料来源：1998—2009年数据来自《中国农村住户调查年鉴》，2010—2012年数据来自《中国统计年鉴》。

注：*代表在10%水平下显著，**代表在5%的水平下显著，***代表在1%的水平下显著。表3同。

表1中的结果显示，每条洛伦兹曲线的R2均较高，具有较强的模型解释能力，各参数估计值在1%的水平下统计显著，且满足洛伦兹曲线定义所要求的参数区间约束条件。

4.农村洛伦兹曲线变动特征分析

1998、2005年和2012年农村洛伦兹曲线间关系由图3给出。其中，p为累计人口比重，Li(p)为第i年的洛伦兹曲线。将1998年与2005年洛伦兹曲线相比较，当iLj(p)成立，表明曲线Li(p)的分配结构比曲线Lj(p)的分配结构更为公平，即在1998—2005年我国农村居民的收入差距在不断增大。1998年和2005年的基尼系数分别为0.334和0.374，不平等程度增加12%。而2005—2012年分配不平等程度变动幅度很小，2005年和2012年的基尼系数分别为0.374和0.378。但洛伦兹曲线结构发生明显变化，从图3可以看出，当人口比重p<0.683时，有Li(p)>Lj(p)成立；而当p>0.683时，有Li(p)

图3 1998、2005年和2012年农村洛伦兹曲线拟合值

由数据可知，1998—2012年贫困群体所拥有的收入比重均在不断缩减，其中，占人口20%的低收入群体的收入比重减少31%，占人口10%的低收入群体的收入比重减少41%，占人口5%的低收入群体的收入比重减少50%。上述事实表明，随着农村经济发展，农村居民收入不平等程度也在不断上升，且贫困群体的收入状况急剧恶化，分配结构扭曲导致农村贫困群体很少(或没有)分享到经济增长的利益。

5.FGT贫困指数测算及效果评价

为计算FGT贫困指数，本文基于表1中的参数估计结果，利用式(4)给出的洛伦兹曲线与收入密度函数的关系针对每条洛伦兹曲线使用数值求导方法计算对应的收入密度函数，再利用式(1)计算1998—2012年的FGT贫困指数，贫困线为2 300元(2010年不变价格)，利用式(8)计算1998—2012年的基尼系数。计算结果如表2所示。

表2 我国农村FGT贫困指数与基尼系数估计结果

数据来源：贫困线和贫困率数据来源于1998—2010年《中国农村住户调查年鉴》。

四、我国农业政策的农村减贫效应研究

目前，学术界关于经济增长、分配不平等与贫困间的关系已基本达成共识，并基于不同方法分析农业政策的减贫效应[5-13]。但多数研究仅关注农业政策对降低贫困率的影响，很少有文献考察农业政策对贫困群体内部收入结构的作用。有利于农业生产的惠农政策与农村公共服务支出政策的减贫作用机制应是不同的，基于这一判断，本文利用1998—2102年农业政策数据，构建回归方程如下：

lnFit=βi0+βi1lnInct+βi2lnGinit+βi3lnExpt+βi4lnLoant+βi5lnEdut+uit

(10)

其中，被解释变量Fit(i=1，2，3)分别为贫困率、贫困距和平方贫困距,解释变量Inct为农村居民人均纯收入(元)，Ginit为基尼系数，农业政策变量选择Expt为农业基本建设支出(亿元)，Loant为农户贷款余额(亿元)，Edut为农村教育经费支出(亿元)。价值变量均使用农村居民消费价格指数(2010年=100)进行平减，以保证不同年份之间数据具有可比性。

图4 各农业政策变量与农村贫困率关系图

图4用散点图的形式描述了各农业政策变量与农村贫困率之间的关系，即农业基本建设支出、农户贷款余额和农村教育经费支出均与贫困率呈现出明显的负向关系。式(10)的估计结果如表3所示，根据被解释变量的不同，共需要估计3个方程。

表3 我国农村政策减贫效应估计结果

注：LnFot为贫困率，LnF1t为贫困距，LnF2t为平方贫困距。

表3的结果显示，农村居民人均纯收入变量(Inct)对三个贫困指标(贫困率、贫困距和平方贫困距)均具有显著的负向影响，即收入增长不仅有利于减少农村贫困人口数量，而且有利于提高贫困群体的收入水平并降低其内部的不平等状况，而分配不平等程度(Ginit)恶化部分抵消了经济增长对农村减贫的作用(对各贫困指标均具有显著的正向影响)，是近年来我国农村减贫速度放缓的主要原因。上述研究结果与理论预期相一致。可见，农业政策变量对3个贫困指标的影响作用存在明显的差异性。

1.农业基本建设支出

增加农业基本建设支出不仅有利于提升我国粮食综合生产能力、防灾减灾能力和农业技术推广能力，而且农业基本建设支出中的交通类基础设施投资更有利于加强边缘地区与其他地区的交流，从而促进农村减贫。Gachassin等[14]认为，地理上的隔绝使穷人缺少接近重要公共服务的机会，修建道路增加了人们的就业机会，就业机会增加，尤其是非农就业机会的增加有利于减少农村贫困。与之相反，缺乏便利的道路系统将贫困群体留在农业部门，市场的隔离提高了贫困群体从事农业活动的概率，从而形成不断循环的贫困陷阱。表3的结果显示，农业基本建设支出变量(Exp)对贫困率具有显著负向影响，即加强农业基本建设有利于增加贫困群体收入并降低贫困率，而对贫困距和平方贫困距的影响并不显著，这表明与非贫困群体相比较，贫困群体并没有从农业支出中更多地受益。上述结果表明，农业支出政策是一种普惠式财政支出政策，其主要作用是促进农村整体经济增长和保障国家粮食安全，并通过增长效应来减少农村贫困，而对改善农村分配结构效果并不明显。通常，地方政府更偏向于农业基本建设支出，财政分权和基于经济增长的政绩考核体制导致地方政府为了各自利益目标更愿意将公共支出配置到有利于经济发展的项目上。

2.农户贷款余额

银行借贷对于农村家庭异常重要，其不仅能够为农户提供平滑消费曲线所需要的资金，优化农户的长期消费、减少贫困，更重要的是能够满足农户维持和扩大生产，以及从事新的投资领域和采用新技术的资金需求，从而促进技术的普及与生产的发展，提高农户的收入和福利水平，形成良性循环[15]。表3的结果显示，农户贷款变量(Loant)对贫困率具有显著的负向影响，这与理论预期相一致，而对贫困距和平方贫困距具有显著的正向影响，即以农户贷款余额为标志的农村政策性金融补贴扩大了贫困群体与非贫困群体间的收入差距，并导致贫困群体内部不平等问题更为严重。就稀缺的农村资金的分配而言，农业金融机构一般都会认真考虑每个借款农户的特征，譬如财产状况、非农收入、教育程度、土地规模和家庭成员结构等，另外，农户能否获得银行贷款还与其所在村庄的收入水平、地理位置乃至地区金融服务发展水平等因素有关。因此，贫困群体特别是贫困地区的贫困家庭，在与非贫困家庭的贷款竞争中处于不利地位，这进一步加剧了我国农村减贫的难度。为发挥农村金融发展的减贫作用，2014年中央一号文件赋予农民对承包地承包经营权抵押、担保权能，有助于贫困农户获得小额信贷和政策性金融补贴，为其实现生产方式转变和增收减贫目的提供了政策性保障。

3.农村教育经费支出

教育对减贫产生积极影响的渠道主要体现在3个方面：其一，促进贫困群体的人力资本积累，提升贫困群体的产出效率并增强新技术的模仿、吸纳能力[16]；其二，提升贫困群体的劳动参与和要素回报率，进而缩小贫困群体与非贫困群体间对经济增长成果获取能力的差距；其三，教育能够影响贫困群体的观念，转变其文化和价值体系，实现更为广泛意义上的贫困减缓[17]。表3的结果显示，农村教育经费支出变量(Edut)对3个贫困指标均具有显著的负向影响，影响系数分别为-0.145、-0.417和-0.668，表明增加农村教育经费支出不仅有利于降低贫困人口数量，而且有利于减少贫困群体与非贫困群体间的收入差距，以及减少贫困群体内部的不平等状况。相比较而言，贫困群体只拥有劳动力，贫困减缓的唯一路径来源于贫困群体真实收入的提升，而政府的教育经费支出，尤其是基础教育经费支出，能够帮助贫困群体完成人力资本积累，因此，贫困群体能够从农村教育经费支出中更多地受益。

五、结论及政策建议

本文在对经济增长、分配结构和减贫间关系细致阐述的基础之上，构建了一种基于分组数据测算贫困指数的新的实证方法。实证检验结果显示，本文计算的贫困率(使用当年的贫困线标准)与统计部门公布的贫困率非常接近，表明本文构造的贫困指数计算方法具有良好的性质。另外，1998—2012年洛伦兹曲线间的关系显示，随着农村经济发展，农村贫困人口在逐年减少，但收入不平等导致贫困群体的收入状况急剧恶化。进一步，本文研究了农业基本建设支出、农户贷款余额和农村教育经费支出等支农政策对各贫困指数的影响作用，发现农业基本建设支出和农户贷款余额有利于减少贫困人口数量，但由于贫困群体在资源获得过程中处于不利地位，导致贫困距和平方贫困距不断扩大，而增加农村教育经费支出能够使得贫困群体更多受益。

为有效减少贫困，实现农村居民共同富裕，政府应在保证经济平稳增长的前提下，实施有利于减少贫困的收入分配政策。结合本文的研究结论，给出如下政策建议。

1.大力发展农村基础教育事业

教育落后是影响农村贫困的根本性因素，贫困家庭在教育资源的享有方面处于不利地位，如果不能通过政策机制保证教育公平，则必将造成家庭贫困的恶性循环。主要内容包括：其一，在完善农村教育财政保障制度的基础上，多渠道筹集教育经费，如通过社会捐赠来建立“农村基础教育基金”；其二，建立和完善教育救助机制，扩大教育救助力度和救助范围；其三，加强对农村教师的培训，并建立合理的教师流动机制，提高教育质量。

2.完善惠农政策的扶贫瞄准机制，改善农村分配结构

实施差别式农业支持政策，对于低收入群体和贫困地区给予更高的补贴标准，有利于同时发挥农业支持政策从收入增长和分配公平角度对缓解贫困的积极作用。实现将非贫困地区贫困农户纳入扶贫范围、将贫困地区普惠式扶贫变为差别式瞄准扶贫的扶贫政策转型。

3.促进土地承包经营权流转

农业收益率低是导致我国农村分配结构扭曲关键原因，贫困农户缺乏资金和技术支持，因此，从事农业活动不利于收入增加。通过土地流转，有利于改善农村分配结构：其一，出租土地的贫困农户可以获得租金，并且能够从土地中解放出来，转移到劳动报酬率相对较高的非农经济活动中；其二，承租土地的种粮农户能够实现规模化经营，有能力增加机械、化肥和良种等生产性投入，采用先进的农业技术和管理手段，从而提高种粮收益和市场竞争力。

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