收入增长、收入分配对贫困减

1、收入增长、收入分配对贫困减少的影响 来自我国农村的经验分析陈立中摘 要：本文中我们以贫困的收入增长偏弹性和贫困的收入分配偏弹性的性质为基础，构建了一个分析收入增长、收入分配和减贫进程之间关系的统一框架。文章着重探讨了在经济发展的不同阶段，收入水平和收入不平等的初始值对经济增长的减贫能力，以及收入不平等的贫困效应的影响。并以我国农村为例，来实证检验它们之间的定性、定量关系及政策含义。文章最后还比较了不同经济发展政策下的减贫进程，认为要实现快速的减贫目标，应当实施有利于穷人的经济发展政策。关键词：贫困的收入增长偏弹性 贫困的收入分配偏弹性 贫困的经济增长全弹性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.收入增长、收入分配对贫困减少的影响 来自我国农村的经验分析一、问题提出与文献回顾1978年改革开放以来，中国经济发展取得了令世人瞩目的成就。数据来自Ravallion和Chen（2004），其中农村居民家庭人均纯收入折算为1980年价格；贫困线为官方贫困线，即每人每年300元（1990年价格）。图1 1980

5、2001年农村居民家庭人均纯收入和贫困率变动趋势从图1我们看到，19801988年的经济增长带来了农村贫困的急剧减少，贫困率由40.65下降到7.99。然而，尽管19941998年农村居民收入保持了相似的增长速度，减贫速度却在下降，贫困率由10.41下降到3.24。并且，从1998年到2001年贫困甚至出现上升。19801988年农村居民家庭人均纯收入由191.33元上升到391.83元，年均增长11.64；19941998年农村居民家庭人均纯收入由423.05元上升到582.30元，年均增长9.41。农村减贫进程为什么出现不平衡进展？贫困人口在普遍的经济增长中能否分享到好处？能分享多少好处？

6、在经济发展的不同阶段，经济增长和收入分配如何影响减贫进程？本文中我们将以贫困弹性公式为基础，构建一个分析收入增长、收入分配与贫困减少之间关系的统一框架，着重讨论经济增长的初始水平和速度与削减贫困的关系，以及收入不平等的初始水平和变化与削减贫困的关系。并以中国为例，来实证检验它们之间的定性、定量关系及政策含义。在已有的研究中，国内外关于收入增长、收入分配与贫困之间关系的研究可谓汗牛充栋。从内容上看，可以将这些研究分为经济增长与贫困和收入分配与贫困两个方面。（一）收入增长与贫困。这类研究大多以跨国数据为基础，通过实证分析来探讨收入增长与贫困的关系。如Bhalla（2001）认为收入增长在减少贫困中

7、具有决定性作用。强调要削减贫困，只有通过创建一个有利于收入增长的环境才能实现。Dollar和Kraay（2002）也证明收入增长是减少贫困的一个最重要的决定因素。发现经济增长会给包括穷人在内的所有人都带来好处，并且政府任何经济干预政策对穷人收入占总人口收入的份额并没有起到什么作用。因此，反贫困政策的中心只需专注于经济增长就足够了。不过，上述观点和结论受到了广泛的质疑和批评。Ferreira和Barros（1998），Bourguignon（2004）和Ravallion（2001）均指出，经济增长、收入分配和贫困之间存在非常复杂的关系，经济增长性质而不仅仅是经济增长速度将影响减贫进程。Kakw

8、ani和Pernia（2000）研究发现，虽然经济增长仍然是减少贫困的一个非常重要的因素，但它并不能解释贫困下降的大部分。经济增长并不会自发地有利于穷人，伴随经济增长过程的收入分配同时有着非常重要的作用。又如World Bank（2003）指出，贫困减少固然离不开经济增长，但穷人究竟能从经济增长的所谓“滴落机制”（trickle-down mechanism）中分享到多少好处却依赖于一系列条件，这包括收入分配状况，对公民权利的保护程度等。因此，经济增长是减少贫困的必要而非充分条件，经济增长的减贫作用不仅依赖于经济自身的增长速度，还有赖于经济增长的性质，如收入分配。（二）收入分配与贫困。从绝对贫

9、困的角度看，即使在经济增长不变的条件下，收入分配状况恶化也会导致贫困水平上升。因此，在经济增长速度相同的情况下，如果穷人能够从经济增长中分享到更多好处，即经济增长同更均等的收入分配相联系，那么贫困水平下降的可能性更大。相反，如果经济增长伴随着收入分配的两极分化，那么贫困状况就不会得到很大改善，甚至有可能恶化（林伯强，2003）。至此，我们看到，已有的文献从理论和实证的角度研究了收入增长与削减贫困的关系，收入不平等对贫困的影响。但是，它们很少注意到，在经济发展的不同阶段，收入水平和收入不平等的初始值对经济增长的减贫效应，以及收入不平等的贫困效应的影响，这正是本文将要探讨的重点。文章其余部分安排如

10、下：第二部分是文献回顾；第三部分是贫困测度方法和贫困弹性的概念与性质；第四部分以中国转型时期农村的实证数据为基础，测算各种贫困弹性的经验值；第五部分讨论经济发展政策与减贫进程；最后是文章结论部分。二、贫困测度、分解与贫困弹性识别穷人的贫困线是所有贫困分析的起点。为了便于贫困的历史和区域比较，以及减贫效果评估，本文中我们仅用绝对贫困线。同时，还假定收入是福利水平的测度变量。（一）总量贫困测度方法设研究目标的个体收入为一随机变量，其概率密度函数为。我们用Foster等（1984）构建的贫困指数作为总量贫困测度方法，其连续形式为： （1）这里，为社会贫困厌恶系数（the poverty aversi

11、on parameter）。（1）当时，这里为收入分布的累积分布函数，即为传统的贫困率指数，它表示贫困人口占总人口的比例，反应贫困发生的广度；（2）当时， ，即贫困差距率指数，它度量了相对于贫困线而言，贫困人口平均的相对收入短缺，反应贫困的深度；（3）当时，即平方贫困距指数（the squared poverty gap index），反应贫困人口之间的收入不平等，即贫困的强度。指数满足相关性、单调性和转移性等贫困公理（Foster、Greer和 Thorbecke，1984）。越大，对贫困人口的收入分布越敏感。如果目标群体的收入分布服从均值为，标准差为的对数正态分布。当贫困线一定，且时，贫困

12、指数的一般形式可表达为：。 设用于收入不平等测度的基尼系数为，在收入分布服从对数正态分布的条件下，Atcheson和Brown（1966）推导出基尼系数与标准差之间的关系：，这里为标准正态分布的累积分布函数。因此，还可表达为：。（二）贫困分解、贫困弹性的定义与性质假定时刻研究目标的收入服从上述对数正态分布（均值为、标准差为），且贫困线不随时间变化，即为常数，则时刻的可表示为： （2）方程（2）两边对时间求导： （3）方程（3）两边同乘以得： （4）令方程（4）中： （5） （6）则方程（4）可简化为： （7）对方程（7）我们作如下讨论：1贫困的分解。在方程（7）中，我们将贫困的变动分解为收入效

13、应和分配效应，即把称为贫困变动的收入效应；把称为贫困变动的分配效应。特别地，当时，即以贫困率为测度指数时，如图2所示，研究对象的收入分布由时刻的密度函数（）变化为时刻的密度函数（），我们可以用图形描述上述分解过程。首先对初始收入分布（）作水平变换，平均收入由上升到，基尼系数不变，即每个人的收入水平同比例增加，得到一个中间收入分布的密度函数（）。从密度函数（）到密度函数（）引起贫困率的变化量，就是这一过程中的收入效应，即图中浅色阴影部分的面积。再对中间收入分布（）作垂直变换，得到时刻的收入分布（）。这一过程中平均收入水平不变，基尼系数由下降为，又分离出贫困变动的分配效应，用图中深色阴影部分的面积

14、表示。图2 贫困率变化的收入效应和分配效应 2的性质。方程（5）中，我们称为贫困的收入增长偏弹性，。它表示在收入分布不变的条件下，人均收入水平上升1时，引起贫困指数下降的百分比，反应经济增长与贫困之间的关系。Kakawni（1993）计算得到：当时，；当时，。由此可推导出具有以下性质：（1）如果，则，即贫困的收入增长偏弹性随着经济发展的初始水平上升而下降。因为。它告诉我们，如果经济增长过程中收入分布不变，那么经济发展的初始收入水平越高，经济增长的减贫能力越强。这意味着富国（地区）比穷国（地区）更易于减贫。并且，该性质还意味着，在收入分布不变的条件下，经济增长的减贫能力会越来越强。（2）如果，则

15、，即贫困的收入增长偏弹性随着初始收入不平等上升而上升。因为，这里的性质见注释3。它告诉我们，初始收入不平等越严重，经济增长的减贫能力越弱。因此，初始基尼系数越低的国家（地区），经济增长的减贫能力越强。3的性质。方程（6）中，我们称为贫困的收入分配偏弹性，。它表示在人均收入水平不变的条件下，基尼系数每上升1，将引起贫困指数上升的百分比。它反应了收入分配同贫困之间的关系。由Kakawni（1993）的计算结果可得：当时，；当时，。由此可推导出具有如下性质：（1）如果，则。它表示贫困的收入分配偏弹性随着经济发展的初始收入水平上升而上升。因为。这意味着，随着经济发展过程中人均收入水平上升，收入不平等引

16、起的贫困效应会越强。因此，经济高增长可能弱化减贫进程，甚至增加贫困，这完全依赖于收入不平等上升的程度。（2）如果，则。它表示贫困的收入分配偏弹性随着初始收入不平等程度上升而下降。因为。这意味着，一国（地区）初始收入不平等程度越高，收入不平等上升引起的贫困效应越小。从反贫困政策的角度看，它意味着初始收入不平等越高的国家（地区），任何旨在改善收入不平等的反贫困政策的减贫能力越弱，亦即初始收入不平等越高的国家（地区），难于通过收入再分配政策来实现快速的减贫目标。4在经济增长过程中，人均收入水平上升的同时，往往还伴随着收入分配的变化。为此，我们还需要判断伴随经济增长过程中的人均收入水平和收入分配同时变

17、化对贫困产生的总效应。方程（7）两边同时除以得： （8）我们称为贫困的经济增长全弹性，它表示当经济增长水平上升1时，贫困指数变动的百分比。又令，为收入不平等的经济增长弹性。它表示当人均收入水平上升1时，引起基尼系数变动的百分比，它反应经济增长和收入分配之间的关系。Bourguignon（2004）研究证实，一方面经济增长确实能影响收入分布；另一方面收入不平等不仅仅是经济增长的结果，还能影响甚至决定经济增长率和经济增长模式。并且，在一定的政策环境下，经济增长和收入分配之间可以构成一种互补关系。（1）当时，它意味着经济增长过程中伴随收入不平等上升，我们称这种经济发展政策为有利于富人的经济发展政策（

18、pro-rich growth policy）。（2）当时，它表示经济增长过程中收入分配状况不变，我们称之为分配中性的经济发展政策（neutral growth policy）。（3）当时，它表示经济增长过程中伴随着收入不平等下降，我们称这种发展政策为有利于穷人的经济发展政策（pro-poor growth policy）。至此，我们用几种弹性公式，讨论了经济增长、收入分配和贫困之间的关系，及由此引出的有关经济发展政策的讨论。图3简要地描述了它们之间的各种关系。图3 经济增长、收入分配与贫困之间的关系四、贫困弹性的经验分析（一）数据来源我们用中国统计年鉴（19992002年及2004年各期）农

19、村居民按纯收入分组的收入分布调查数据，贫困线用国家统计局公布的农村绝对贫困线。这里收入数据和贫困线都是使用名义值，19982001年和2003年国家统计局公布的农村绝对贫困线分别为：635元、625元、625元、630元和637元。（二）计算结果我们用POVCAL贫困计算软件来源：/html/prdph/lsms/tools/povcal。（Chen，1998）来计算19982001年和2003年这里没有用2002年的数据是因为，2002年农村的基尼系数为0.3456，小于2001年的基尼系数。为了便于比较和说明问题，我们只选择基尼系数按递增排列的

20、年份。农村的贫困率、贫困差距率、平方贫困距、贫困的收入增长偏弹性和贫困的收入分配偏弹性。结果见表1、表2和表3，表中粗斜体数值是实际计算结果，其余为模拟计算结果。表1 不同收入水平和不平等条件下中国农村贫困测度人均纯收入水平（元）基尼系数（）32.30（98）32.98（99）34.33（00）34.63（01）34.88（03），贫困率（）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 ，贫困差距率（）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 ，平方贫困距（）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，当基尼系数相同时，人均收入水平越高，贫困指数（）越小；当人均收入水平相同时，贫困指数随着基尼系数上升而上升，并且，越大，贫困指数的变动幅度越大。表2 不同收入水平和不平等条件下贫困的收入增长偏弹性人均纯收入水平（元）基尼系数（）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从表2我们看到，当基尼系数相同时，贫困的收入增长偏弹性随着人均收入水平上升而下降（见图4）。说明如果在我国农村经济发展过程中收入分布保持不变，那么农村人均收入水平越高，经济增长的减贫能力越强，也即如果基尼系数不变，近年来我国农村的减贫进程应该越来越快；当人均收入水平相同时，基尼系数越大，越小。表明在人均收入水平相同的情况下，收入分配越不平等，经济增长的减贫能力越弱。图4 不同收入水平和不平等条件下贫困的收入增长偏弹性变动趋势表3 不同收入水平和不平等条件下贫困的收入分配偏弹性人均纯收入水平（元）基尼系数（）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我们看到，在基尼系数相同的条件下，贫困的收入分配偏弹性随着人均收入水平上升而上升（见图5）。表明在我国农村经济发展过程中随着人均收入水平上升，收入不平等引起的贫困效应会越强；当人均收入水平相同时，基尼系数越大，越小。这意味

25、着，相同条件下，农村收入越不平等，收入不平等引起的贫困效应越小。图5 不同收入水平和不平等条件下贫困的收入分配偏弹性变动趋势四、经济发展政策与减贫进程（一）贫困的经济增长全弹性的值。根据收入不平等的经济增长弹性的定义，可计算得到19982003年中国农村平均的值为0.34，那么由表2、表3及计算得到相应的值见表4。这里，我们只计算相对于贫困率（）而言的贫困的经济增长全弹性。表4 不同收入水平和不平等条件下贫困的经济增长全弹性人均纯收入水平（元）基尼系数（）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，贫困的经济增长全弹性有正有负，说明经济增长的减贫作用不仅依赖于收入水平的增长，还依赖于收入分布的变化。从表中粗斜体数值（对角线上的数字）看，1998年、1999年和2000年实际经济发展恶化了农村贫困，而2001年和2003年的经济增长却减轻了农村贫困。（二）经济发展政策与减贫进程联合国千年发展目标要使广大发展中国家到201

27、5年实现贫困减半。我们假定今后十年，中国农村居民保持年人均纯收入水平4的增长速度，分别实施三种不同的发展政策，即有利于穷人的经济发展政策、收入分配中性的经济发展政策和有利于富人的经济发展政策。那么，可以预测，如果实施有利于穷人的经济发展政策（假设，即当农村居民人均纯收入水平上升4时，基尼系数下降1.33），农村贫困率将由2003年的4.13削减到2015年的0.11；如果实施收入分配中性的经济发展政策（，即当农村居民人均纯收入水平上升4时，基尼系数保持不变），农村贫困率将由2003年的4.13削减到2015年的1.31；如果实施有利于富人的经济发展政策（假设，即当农村居民人均纯收入水平上升4时

28、，基尼系数上升1.3319982003年我国农村平均的值为0.34，所以这里我们将值取为1/3。），农村贫困率将由2003年的4.13上升到2015年的6.74（见图6）。可见，即使在经济增长速度相同的条件下，不同的经济发展政策带来的减贫效果差异巨大。图6 不同经济发展政策下的农村贫困率预测值五、结 语本文中我们以贫困的收入增长偏弹性和贫困的收入分配偏弹性的性质为基础，构建了一个分析收入增长、收入分配和减贫进程之间关系的统一框架。文章着重探讨了在经济发展的不同阶段，收入水平和收入不平等的初始值对经济增长的减贫能力，以及收入不平等的贫困效应的影响。并以中国农村为例，来实证检验它们之间的定性、定量

29、关系及政策含义。文章最后还比较了不同经济发展政策下的减贫进程。中国是一个幅员辽阔、人口众多、地区发展差异大，又正处于经济社会转型时期的发展中大国。在经济发展的不同阶段，由于收入水平和收入不平等的初始值不同，经济增长的减贫能力与收入不平等的贫困效应都表现出较大的差异，因此，减贫进程就会出现波动性和复杂性。具体而言，我们可以得出以下结论：第一，在收入不平等程度相同的条件下，富裕地区比贫困地区更易于减贫。因此，国家更应当注重促进农村贫困地区的经济增长，以便实现整体减贫目标。并且，在收入分布不变的条件下，经济增长的减贫能力会越来越强，倘若如此，未来的减贫进程将越来越快。第二，收入不平等程度越低的地区，

30、经济增长的减贫能力越强。相反，收入不平等程度越严重的地区，经济增长的减贫能力越弱。也即，收入不平等较大的地区，难于通过经济增长来实现有效的减贫目标。改革开放前，我国实行的是统收统分的计划经济，社会相当平等但激励相对不足。改革开放初期，社会收入不平等程度相对较轻，因而经济增长带来了大幅度的贫困削减，但是到了20世纪90年代，随着社会不平等程度加剧，经济增长的减贫能力越来越弱。因而，这段时期的减贫速度在下降，有些年份甚至出现上升。第三，经济发展过程中人均收入水平越高，收入不平等引起的贫困效应越强。因此，在我国经济高速发展过程中，更应该注意收入不平等引起的贫困效应。如果单纯地强调GDP增长，不注意收

31、入不平等状况，那么这样的经济增长可能弱化减贫进程，甚至增加贫困。第四，收入不平等越严重的地区，贫困对收入不平等的反映越迟钝。这意味着，收入不平等较高的地区，难于通过收入再分配政策实现快速的减贫目标。经济发展过程中往往伴随着收入水平增长和收入分布的变化，如果实施有利于穷人的经济发展政策，即使是中等水平的经济增长率，也能实现快速的减贫目标；相反，如果实施有利于富人的经济发展政策，即使是令人满意的高经济增长率，不仅不能实现快速的减贫，反而还可能增加贫困。当前，我国正处于构建和谐社会的关键时期，贫困不是和谐社会的特征，收入不平等也不是和谐社会的特征。因此，实施有利于穷人的经济发展政策，不仅可以改善收入

32、分配状况，让更多的穷人分享经济增长的好处，更是构建和谐社会、实现经济可持续发展的关键。参 考 文 献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

33、ty, 2000.3 Bourguignon, F., “The Growth Elasticity of Poverty Reduction: Explaining Heterogeneity across Countries and Time Periods”, DELTA Working Paper, 2002.4 Bourguignon, F., “The Poverty-Growth-Inequality Triangle”, DRAFT Working Paper, 2004.5 Contreras, D., “Economic Growth and Poverty Reducti

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