通货膨胀、不平等与亲贫式增长——来自中国的实证研究，本文主要内容关键词为：通货膨胀论文,中国论文,不平等论文,实证研究论文,亲贫式论文，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。
一、导言
近些年来，发展经济学一个新的研究领域“亲贫式增长”（pro－poor growth,PPG），也就是穷人从增长中获取“涓流效应”（trickle down effect）的程度成为发展理论研究的焦点问题。如果传统的研究结论——增长能自动惠及穷人——普遍成立的话，所有减贫的中心任务就意味着只要专注于促进经济增长就足够了。然而，经济增长只是减少贫困的必要而非充分条件，一些发展中国家经济发展的实践表明，经济增长并不能自动地惠及穷人，经济增长过程中有可能伴随着穷人生活水平下降。“水涨船高”的传统理论受到挑战。目前，一个广泛认可的共识是增长本身并不是减贫的利器，收入分配政策也应受到重视，加速减贫不仅需要快速的经济增长，还需要不平等程度的下降（Balisacan,2003; Ravallion,2004；世界银行，2006）。随着20世纪90年代收入分配理论研究的复兴，世界银行、联合国等国际机构以及研究者纷纷关注亲贫式增长这一新兴的研究领域。
改革开放30年来，中国经济高速增长，1979～2006年间人均GDP增长了近9倍，经济增长过程中伴随着贫困人口大量减少。按照中国官方贫困线标准，中国的农村贫困人口从1978年的2.5亿下降到2007年的1478万，年均下降9.3％。贫困发生率从1978年的30.7％下降到2007年的1.6％（汪三贵，2008）。即使按照国际贫困线标准（1美元／天，按购买力平价计算），中国的农村贫困发生率也从1990年的31.3％迅速下降到目前的10％左右①。虽然中国在减少贫困方面取得了显著成绩，但未来进一步减少贫困仍然任重道远。首先，中国仍有2000多万的农村人口处于国家贫困线之下，如按国际贫困线标准计算，此数字可能将达到8000万以上。由于我国农村的绝对贫困标准相对是很低的，因此相对于目前普遍的生活水平，农村地区的贫困问题应该是相当严重（王祖祥等，2006）。其次，20世纪90年代中后期开始，随着贫困发生率的不断降低，贫困发生率的下降速度开始明显减缓。经济增长的确是减少贫困的一个重要因素，但当贫困发生率下降到一定程度时，经济增长“涓流效应”越来越弱。Benjamin等（2003）在使用不同的测量方法和数据时发现，90年代末期中国农村最贫困人口的生活水平下降了。
中国在经济高速增长同时，穷人分享经济增长的程度也受到国内外研究者的关注。一些学者（Kakwani and Son,2003; Ravallion and Chen,2007；万广华，2006）对其进行了广泛的研究。万广华和张茵（2006）认为不平等程度的上升和居民收入的缓慢增长是20世纪90年代后半期以来减贫速度下降的主要原因。阮敬（2007）研究表明，近年来经济增长对贫困群体福利具有积极影响，但收入分配不平等程度的增加部分抵消了经济增长的减贫效应，并且收入分配有进一步恶化的趋势。这些研究集中在经济增长、收入不平等对贫困减少的影响上，较少考虑通货膨胀对亲贫式增长的影响。通货膨胀的异质性，即通货膨胀对不同收入人群影响存在差异，可能会进一步恶化穷人的生存环境，令人遗憾的是国内关于亲贫式增长的研究甚少考虑到这一点。如果忽略了通货膨胀的异质性，亲贫式增长的测度结果可能严重失真（Gunther and Grimm,2007）。事实上，通货膨胀在一定程度上影响不同收入家庭购买力水平，因而改变贫富差距（Slesnick,1993; Pritchett et al.,2000; Li and Zou,2002; Deaton,2003）。通货膨胀会导致低收入者相对贫困问题更为突出，还可能引致一系列严重的经济、社会问题。研究我国经济增长亲贫程度，考虑通货膨胀异质性对亲贫式增长的影响具有一定理论前瞻性和现实意义。
本文试图在现有研究的基础上回答如下问题：中国自1990年以来，经济增长是否是亲贫式增长，在多大程度上亲贫？如果在亲贫式增长测度中考虑通货膨胀异质性，情况又将如何？本文采用增长发生曲线（Growth Incidence Curve,GIC）和贫困改变的Shapley值分解（Kolenikov and Shorrocks,2005）两种方法，利用中国农村和城市1990～2006年的收入消费分组数据，考察通货膨胀对中国经济增长亲贫程度的影响。
本文第二部分介绍剔除通货膨胀的增长发生曲线，以及贫困改变的Shapley值分解方法。第三部分利用中国的统计数据研究1990～2006年间中国亲贫式增长的状况。最后，提供本文的结论。
二、模型及分析方法
本部分在增长发生曲线基础上，构建了剔除通货膨胀的增长发生曲线（实际GIC）。然后，运用Shapely值分解方法对FGT指数进行贫困分解。
（一）增长发生曲线（GIG）
1.GIG及亲贫式增长判定
相对亲贫和绝对亲贫是两类应用最广泛的度量经济增长是否亲贫的方法。相对亲贫是指穷人的收入增长率高于非穷人或全社会的平均增长率，这样增长减少贫困时，也改善了相对的不公平状况（White and Anderson,2001; Kakwani and Pernia,2001）；绝对亲贫又分为弱绝对和强绝对，弱绝对亲贫只要穷人获益的绝对数大于零即可（Cord,2004; Ravallion and Chen,2003），而强绝对亲贫则要求穷人从增长中得到的绝对好处大于非穷人从增长中得到的益处或全社会的平均收益，同时，绝对不公平随着经济增长而下降（White and Anderson,2001; Kakwani and Son,2003）。
其中，第一部分表示不平等状况L固定在t期，平均收入的改变所带来的贫困变化；第二部分表示平均收入μ固定在t期，不平等状况的改变所带来的贫困改变；最后的R是剩余项，表示经济增长因素和收入分配因素的交叉影响。
Gunther和Grimm（2007）在Datt－Ravallion（1992）贫困分解式的基础上考虑通货膨胀因素，又加入变量Z（贫困线），当μ和L均固定在t期，Z的改变量将反映由于贫困线的调整所带来的贫困变化程度，这种变化相当于CPI的变化。此时，贫困的改变量ΔP可以分解为：
（7）式中，ΔG表示经济增长带来的贫困改变量，ΔI表示不平等状况带来的贫困改变量，ΔZ表示贫困线改变即通货膨胀带来的贫困改变量。式（7）只是贫困改变分解的一般公式，需要使用具体的贫困衡量指标代入计算。
贫困衡量指标有很多种，鉴于FGT指数（Foster,Greer and Thorbeck,1984）是广泛用来度量贫困的指标，本文选用FGT指数作为贫困衡量指标。运用式（7）对FGT指数的每一项（H、PG、SPG）进行完全分解后，就可以准确考察各种因素变动对不同贫困群体带来的影响。FGT指数的连续形式为：
三、实证研究
本文利用1990～2006年间中国城市和农村的相关数据，采用GIC和Shapley值贫困分解的方法来探讨自20世纪90年代以来中国经济发展过程中的亲贫状况，以及通货膨胀对于亲贫式增长的影响④。
（一）数据来源及农村Lorenz曲线估计
1.数据来源和说明
本文所有数据来自相关年份《中国统计年鉴》和《中国农村住户调查年鉴》，贫困线标准为《中国农村住户调查年鉴》中公布的绝对贫困线。对于城市收入数据，《中国统计年鉴》只提供了将所有人口按其收入由低到高分成七组的数据（见附表2）。由于数据的局限性，城市的增长发生曲线只能得到离散形式（即直接计算各对应组的增长率并作图），无法进行贫困分解⑤。统计年鉴给出了农村相关年份的不同收入分组中对应的人口比例，因此，可以通过对收入分布函数进行估计得出Lorenz曲线，拟合出增长发生曲线的连续状态，能够进一步分解FGT指数。
2.农村相关年份Lorenz曲线估计
很多研究表明在人口基数很大的情况下，收入服从对数正态分布（Aitchison and Brown,1963; Dollar and Kraay,2002；林伯强，2003），对数正态分布的分布函数形式为：
其中，y为收入，μ和σ为待估参数。由统计年鉴给出的收入分组数据（此处以1990年为例，其他各年对数正态参数估计见附表1），根据对数正态分布的性质，采用非线性回归拟合其参数。表1中前两列为统计年鉴上给出的收入分组数据，据此可以计算出第三列的数值。同时，利用第一列和第三列数据，可以估计出对数正态分布的相应参数，即μ＝6.3709，σ＝0.5687。在估计出对数正态参数后，计算人口累计比例对应的收入累计比例⑥，得到一组Lorenz点（表1中后两列），据此进一步估计Lorenz曲线函数表达式的参数⑦。
Lorenz曲线有很多不同的表达式，运用较广的有GQ（general quadratic）模型（Villasenor and Arnold，1989；林伯强，2003）和Beta模型（Kakwani，1980；王祖祥等，2006）。由于Beta模型更具有广泛性，本文采用Beta模型：
该模型本身已设定Lorenz曲线通过（0，0），（1，1）点，回归时剔除各年份最后一组Lorenz值。通过方程两边取对数可转化为二元线性方程，回归该方程得到的Lorenz曲线，参数见表2⑧。
（二）GIC计算
得到Lorenz曲线参数后，计算实际GIC，还需要CPI数据和PCPI数据，CPI数据可以直接从统计年鉴获得，下面给出PCPI计算方法。
1.PCPI计算
表3显示了2006年农村最穷10％和最富10％以及城市最穷20％和最富20％的平均消费支出构成。可以看到，贫困家庭与富有家庭消费支出的主要差别在于食品支出占消费支出比重不同。城市最贫困家庭总收入中有46％花费在食品上，而最富有家庭只有27％；农村最贫困家庭总收入中有几乎50％花费在食品上，而最富有家庭只有37％。
从表4可以看出，以1990年为基年，2006年城市和农村的CPI分别为230和210.8，在2006年CPI的构成中，“食物”和“其他”类别物品的CPI存在较大差异，无论在农村，还是城市，食物价格上涨幅度明显高于其他商品。因此，可以将PCPI简化为：
2.GIC及剔除通货膨胀的GIC
得到相关年份的Lorenz参数和PCPI数据后，可以描绘出城市的GIC和剔除通货膨胀的实际GIC（图1），以及农村的GIC和剔除通货膨胀的实际GIC（图2）⑩。图1和图2分别表示中国城市和农村1990～2006年的GIC。在没有考虑通货膨胀时，城市中最穷人口收入增长率大约为350％，最富人口高达1200％，平均增长率为750％（图1）；农村中最穷人口收入增长率接近250％，最富人口大约为600％，平均增长率为450％（图2）。城市和农村的增长率都非常显著。然而，用CPI调整后，增长率将大幅下降，城市人口中最穷的和最富的群体的增长率分别是100％和500％左右，农村人口从最穷到最富增长率分别为50％～250％左右。20世纪90年代以来，我国经济无论在城市还是在农村都发生了巨大变化。一方面，城市的平均增长率明显大于农村，城市从经济增长中获得更大的好处；另一方面，剔除通货膨胀因素后，无论是城市还是农村增长率都有较大幅度的下降，这说明在测度亲贫式增长过程中通货膨胀是一个不可忽略的因素。
图1和图2中，用CPI调整后的GIC都位于横轴之上，表明经济增长是弱绝对亲贫的；但从曲线的斜率来看，三条曲线都向右上方倾斜说明，无论在城市还是在农村，富人收入增长的幅度都大于穷人。因此，从相对意义上不是亲贫的，更不用说强绝意义上是亲贫的。穷人和富人都从经济增长中获得了收益，获益程度却不尽相同，富人收入增长的速度明显比穷人要快得多，这意味着在增长过程中的收入分配差距在进一步拉大，不平等状况出现恶化，穷人从经济增长中的获益小于富人。
根据图1和图2中，CPI和PCPI调整后的GIC形状可知，当p比较小时，即对低收入群体而言，经PCPI调整后的GIC（黑实线）都在经CPI调整后的GIC（灰实线）的下方。但p比较大时，即对于高收入群体而言，情况却相反，经PCPI调整后的GIC（黑实线）都在经CPI调整后的GIC（灰实线）的上方，而且两条曲线的差距越来越显著。由于1990～2006年食物价格的增长率高于CPI的增长率，导致食物价格变化对穷人产生的影响较大，即通货膨胀存在异质性。用PCPI调整后会发现，经济增长更不利于穷人，也就是说，食物等商品价格的上升不利于穷人，加剧了富人和穷人之间的收入分配差距。
（三）农村贫困改变分解
上一节考察了1990～2006年亲贫式增长的状况，接下来我们将分析经济增长、收入分配和通货膨胀对贫困改变的影响。在计算出各年的Lorenz曲线后，可根据（9）式计算FGT指数。
表5表明，1990～2006年间我国农村贫困是不断下降的，贫困人口指数从1990年的9.74％下降到2006年的2.1％。当赋予贫困人口更大的权重时，贫困缺口（PG）和贫困缺口的平方（SPG）并没有发生很大的变化，SPG甚至从1990年的0.37％上升到2006年的1.07％，这说明农村贫困在不断减少的同时，贫困人口中的不平等状况反而加深了。另外，贫困人口指数的减少主要集中在1990～1997年时间段（H下降4.4％），而从1997年以后下降较少，我国减贫速度在20世纪90年代后期减缓了。为了考察各个因素对FGT指数的影响，我们根据（7）式将FGT指数进行完全分解。
表6反映了各个因素对FGT变化的作用。以贫困人口指数（H）为例，经济增长（ΔG）在很大程度上降低了贫困，1990～2006年间，经济增长使H下降了36.88％，然而收入分配（ΔI）和通货膨胀（ΔZ）恶化了贫困状况，收入分配使H增大了3.23％，通货膨胀则使H增加了26.01％。收入分配特别是通货膨胀对减贫产生了较大的负面影响。当考查赋予收入更低人口以更大权重的SPG指数时，1990～2006年贫困程度加深了0.7％，虽然经济增长使贫困程度降低了4.96％，但收入分配使SPG增大了1.91％，通货膨胀使SPG增加了3.75％，后两者的负面效应之和已经超过了经济增长的正面效应，使贫困进一步恶化。
考察不同时间段通货膨胀因素对FGT指数的影响，表6表明，通货膨胀对于贫困变化的影响在1990～1997年（通货膨胀阶段）是正的，而且数值相对比较大，在1997～2002年（通货紧缩阶段）是负的，而在2002～2006（通货膨胀阶段）又变为正值。比较这3个阶段发现，通货膨胀越严重（如1990～1997年），越不利于穷人，通货膨胀在很大程度上抵消了经济增长减少贫困的作用。
四、结论与政策建议
通货膨胀是发展中国家经济发展过程中经常面临的挑战。本文在亲贫式增长的测度中，考察通货膨胀的影响，利用增长发生曲线和Shapley值贫困分解法实证分析了1990～2006年间中国通货膨胀对亲贫式增长的影响。研究发现，中国经济增长在弱绝对意义上是亲贫的，而在相对和强绝对意义上并不亲贫；考虑特定百分位的消费价格指数，食物类价格上升不利于穷人，加剧了穷人与富人之间的相对不平等；通货膨胀在很大程度上抵消了经济增长对贫困的正面影响。
从理论角度来看，本文考察了通货膨胀对中国亲贫式增长的影响。通货膨胀对于不同收入群体，尤其是贫困者和富有者，其影响程度是不同的。由于不同收入群体中消费结构的差异，通货膨胀导致商品相对价格的变动，对贫困者和富有者会产生不同的影响。在整个收入群体的分布中考察通货膨胀的异质性有助于认识减贫的复杂性。
从政策角度，本文的实证结果表明，只有考虑到穷人相对于富有者生活消费成本的变化，才能准确地测度一个国家的亲贫式增长状况。评价一个政策的亲贫程度时，除了考虑经济增长和不平等性因素之外，还应考虑相对价格变动所造成的影响。因此，保持宏观经济的稳定，抑制通货膨胀，不仅仅是促进经济平稳增长和维持人民正常生活水平的需要，也是减少不平等、消除贫困、让穷人分享增长成果的关键所在。
当然，本文的研究还存在一些不足的地方。由于缺少更为详尽的微观数据，只能采用统计年鉴上的分组数据，一些重要的信息无法在分组数据中得以反映（例如，1990年农村收入在2000元以上的群体全都归为一组），这在一定程度上限制了本文的分析。数据上的局限在某种程度上掩盖了通货膨胀异质性对亲贫式增长的影响。利用微观层面数据，测度亲贫式增长中通货膨胀的异质性是未来的研究方向。
感谢武汉大学郭熙保教授对本文提供的宝贵意见，感谢研究生姚宏章收集和整理部分数据。当然，文责自负。
注释：
① 世界银行（2008）估计，如果按购买力平价重新估计，2004年，以每天1美元的贫困线为标准，中国贫困人口的比例大致在13％～17％，而不是以前所估计的10％。世界银行：《中国经济季报》，2008年2月。
② 如果贫困由生存能力来定义（Sen,1988），减少贫困可理解为提高营养、健康状况及教育水平。然而收入的整体提高也许保证不了营养缺乏、文盲及疾病等现象的减少。Grosse等（2008）利用GIC作为基本原型，用非收入的因素来度量支持穷人的状况，这些非收入指标包括受教育程度、健康、营养状况等，将收入指标换成非收入指标，得出非收入增长率曲线，并与收入增长曲线比较，测度支持穷人增长的总体状况。
③ 具体的介绍见Shorrocks（1999）。Kolenikov和Shorrocks（2005）运用该方法分析了俄罗斯地区贫困差异。
④ 本文数据从1990年选取是基于以下几个原因：第一是1990年以前的数据不是很完整；第二，我国真正地探索社会主义市场经济始于20世纪90年代初；第三，90年代以来，尤其是90年代中后期我国贫困发生率出现下降趋势，虽然同期经济高速增长。
⑤ 由于数据局限性，无法得到城市GIC的连续形式，难以进行贫困改变分解，笔者只提供城市GIC的离散形式，以便与农村GIC作比较。
⑦ 本文中的参数估计和相关的计量均是在Matlab7.0中进行的。
⑧ 此处给出了1997年、2002年和2006年共4组Lorenz曲线参数，将年份作如此分段是因为1990～1997年和2002～2006年是通货膨胀期，而1997～2002年处于相对通货紧缩期（见表1CPI数据），在下面贫困分解中要仔细考察各时间段通货膨胀对于支持穷人的区别。
⑨ 城市和农村PCPI具体计算过程见附表2和3。
⑩ 城市GIC根据附表2中数据计算得出，农村GIC根据（4）式计算得出，同理可得到剔除通货膨胀的GIC。