中国农村贫困的动态研究，本文主要内容关键词为：中国农村论文,贫困论文,动态论文，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、引言
大多数贫困研究是基于一个相对较短时期(通常1年)的贫困问题分析，本质上属于静态研究，这种分析方法无疑存在一些欠缺。因为不同年份的贫困个体及群体特征是有差异的，比如贫困人数的变化可能是由于新贫困者的加入，或是由于原来贫困者的退出，也可能是由于两者共同变动。不同特征的贫困需要与之相适应的扶贫政策，因而我们更应该注重贫困的动态研究。
在贫困的动态研究中，暂时贫困和长期贫困是一对非常重要的概念。暂时贫困是指一个人整个生命周期内的收入在贫困线以上，而在某个阶段由于生病、失业、减薪或收成不好等因素，使其处于贫困线以下的贫困；如果由于缺少必要的财产或就业技能低下而使某人的一生或大部分时间都处于贫困线以下，此种贫困就是长期贫困。相对来说，长期贫困的不利影响要远远大于暂时贫困。长期贫困的研究开始于20世纪80年代，主要涉及以下几个方面：长期贫困的概念以及度量方法研究，长期贫困国家的状态描述及其原因，哪些群体比较容易陷入长期贫困及其影响因素，减少长期贫困的政策选择等。关于中国的长期贫困，学者们也进行了一些研究。Jalan和Ravallion(2000)分析了1985-1990年我国广东、广西、贵州和云南四省的长期贫困问题，用平均支出是否低于贫困线来识别长期贫困人群，发现这四省中有20.5%的人为长期贫困者。何晓琦(2004)对国外关于长期贫困的定义和特征进行了综述，分析了消除长期贫困的宏观经济政策。陈全功、李忠斌(2009)以湖北省长阳土家族自治县为调查区域，对少数民族地区农户长期贫困的现状与普遍原因进行了分析，发现有1/3农户处于长期贫困状态。李丽和白雪梅(2010)利用中国健康与营养调查(CHNS)数据分析了我国城乡家庭贫困脆弱性的影响因素，显示高年龄和低学历者贫困脆弱性较高。王生云(2011)依据2002年中国家庭收入项目(CHIP)调查数据，分析了中国农村的长期贫困与暂时贫困，表明中国农村更多呈现出暂时性贫困。
本文利用CHNS数据，主要从两个方面进行贫困的动态研究。一是将相近两个年份的贫困变动分解为长期贫困(即两年均为贫困)效应、返贫效应和脱贫效应，分析各个效应对贫困变化的贡献率；二是分别计算匿名性和非匿名性下各收入阶层的增长率，比较两者的差异。其中，贫困分析的非匿名性研究方法主要由Grimm(2007)提出，它重点跟踪基期贫困者的收入变化。
二、贫困变动的测度方法
(一)基于FGT贫困指数变动的分解方法
由Foster，Greer和Thorbecke(1984)提出的贫困指数包含了一系列贫困指标，其定义为：
式(2)右边第一项表示两期都处于贫困的收入变化对贫困变动的影响；第二项为基期贫困而报告期脱贫的收入变化对贫困变动的影响；第三项为基期非贫困而报告期陷入贫困的收入变化对贫困变动的影响。上述三项对贫困变动的影响，可以分别称之为长期贫困效应、脱贫效应和返贫效应。其中，脱贫效应一定为负值，有助于贫困降低；返贫效应一定为正值，表示加剧了贫困；而长期贫困效应的符号则是不确定的，正值意味着长期贫困者的收入有所减少，负值表示长期贫困者的收入有所增加。当然，如果用贫困发生率度量贫困，长期贫困效应一定是0。此外，上述三项分别占
的比重可以称作各自对贫困变动的贡献率。如果的数值为负数(即贫困降低了)，则正的贡献率越大，说明对贫困降低的贡献越大；贡献率为负数，表明不利于贫困降低。如果的数值为正数，那么正的贡献率越大，说明对贫困加剧的贡献越大。因此，在依据贡献率判断有关因素是否有利于缓解贫困，需要结合实际贫困是增加还是减少进行分析。
(二)不同阶层收入增长率的测度方法
考察贫困变动的另外一个方法是直接计算贫困者的收入增长率，而不是计算某个贫困综合指标。该方法首先将基期收入按照从低到高排序，然后计算每个贫困者的收入增长率以及贫困者的平均收入增长率，据此判断收入增长是否偏向贫困(ProPoor)。Ravallion和Chen(2003)将每个贫困者在收入分布中的分位数及其对应的收入增长率作为二维平面中的一个点，顺次连接所有点所构成的曲线称为增长率曲线(Growth Incidence Curve，简称GIC)，它反映了不同分位数收入对应的增长速度。如果对于任意分位数，收入增长率均大于0，即GIC位于横坐标之上，则说明报告期较基期是一阶随机占优的，收入增长一定是偏向贫困的，或者说贫困一定是下降的①。一般情况下，随机占优的条件很难满足，可以分析特定贫困线的贫困阶层收入增长率；也可以计算任意阶层的收入增长率，用以反映特定阶层的收入变化。
类似地，非匿名性的贫困阶层平均收入及任意阶层平均收入的增长率分别为：
本文以下的实证分析中，将分别采取上述两种方法计算各阶层的收入增长率。需要说明的是，若设不超过f分位数人群的人均收入为μ(f)，g(f)表示μ(f)的增长率，则Son(2004)将所有(f，g(f))所形成的曲线称作贫困增长曲线(Poverty Growth Curve，简称PGC)，并论证了PGC与二阶随机占优的关系。
三、实证分析
(一)数据说明
依据目前CHNS给出的1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006和2009年的八次调查数据，选取八次调查都参与的农村家庭，并剔除重要变量缺失的家庭后，得到1342户，这便是本文的分析对象。CHNS中家庭收入有总收入和净收入两个指标，数值有名义收入、按照CPI平减到1988年的收入和按照CPI折算到2009年的收入等三种形式。由于一些家庭的净收入为负值，不便于进一步计算和分析，所以本文使用了家庭人均总收入，按照CPI折算到2009年的家庭总收入除以家庭人口数得到。鉴于贫困变动与时间间隔有关，结合调查年份，本文使用的对比年份为1989-1993年、1993-1997年、1997-2000年、2000-2004年和2004-2009年。此外，本文采用每天1美元的较低国际绝对贫困线，由于购买力平价难以估算且存在一定争议，因此按照1美元兑换6.8279元人民币(2009年12个月平均数)的汇率进行转换，得到每年贫困线为2492元。
(二)实证结果
1.基于FGT贫困指数的分析
各次调查年份的贫困发生率和平方贫困缺口指数如表1所示。不难看出，我国农村贫困家庭的比重呈现明显下降趋势，从1989年的49.33%下降到2009年的12.74%，年均下降1.83%。平方缺口指数总体上也表现出下降趋势，2009年的平方缺口指数仅约为1989年的1/3。
以上仅仅是各年贫困趋势的简单分析，如果将所有家庭按组分为长期贫困人群、返贫人群、脱贫人群及从不贫困人群，则可以分析各个组别贫困变动的数值及其对总体贫困变动的贡献率。就贫困发生率来说，长期贫困发生率(本文指的是两个对比年份均为贫困的家庭占比)、脱贫率、返贫率见表2。总体上看，长期贫困发生率表现出下降趋势，从1989-1993年间的28.91%减小到2004-2009年间的6.33 %，说明长期贫困的家庭逐步减少。脱贫率的数值均高于对应年份的返贫率，显示了贫困发生率的下降。特别是2004-2009年，脱贫率比返贫率高了12%，而这正是该阶段贫困发生率减少的数值。从两期贫困变动的结果来看，脱贫率相当于式(2)右边第二项的绝对值，其值越小，越不利于贫困降低。1993-1997年的脱贫率最高，返贫率相对较低，表明该阶段农村反贫困取得了明显成效。这从一个侧面反映了1994年国家制定和发布《国家八七扶贫攻坚计划》(1994-2000年)的直接效果，说明开发式扶贫一开始大面积地提升了贫困家庭收入水平。前面4个对比年份，虽然脱贫率比较高，但是由于返贫率也比较突出，造成贫困的缓解程度比较有限。因此，要想切实减少贫困，在做好脱贫的同时，还要积极防范返贫。
根据式(2)的分解形式，平方缺口指数的分解结果如表3所示，从中我们可以发现一些有意义的结论。
首先，就长期贫困效应而言，其数值在前两个时期为负值，后面三个时期为正值，说明近期长期贫困者的收入有所恶化，这一点不同于贫困发生率。虽然长期贫困的家庭数在减少，但是近期这些家庭的收入水平在不断下降，特别是收入底层家庭下降得更多，也即长期贫困者的贫困程度日趋严重。这可能与一般贫家庭较易摆脱贫困，而赤贫家庭很难走出贫困且愈发贫困有关，从而也反映了我国农村反贫困的难度大。
其次，返贫效应的绝对数值及其贡献率具有一定的波动性。1989-1993年的数值为2.67%，其对贫困减少的不利贡献率为145.33%，而1993-1997年的数值及其对贫困减少的不利贡献率分别为1.83%、66.2%，说明返贫程度在1993-1997年较1989-1993年减弱了。接下来的1997-2000年和2000-2004年返贫程度出现较大幅度上升，数值分别达到2.57%和2.77%，前者对贫困上升的贡献率为283.72%，后者对贫困降低的不利贡献率为270.22%，而1997-2000年也是唯一的贫困加剧时期。2004-2009年返贫的绝对数值有所下降，虽然其对贫困减少的不利贡献率仍然较大，但这主要是由于贫困变动的绝对数值较小造成的。
最后，脱贫效应在贫困变动中的影响较大。在5个对比年份中，脱贫效应的绝对数值在-2.59%到-4.29%之间，平均为-3.67%。其对贫困减少的贡献率也是最大的，如果没有脱贫效应，那么所有对比年份的贫困将都是增加的。
2.不同收入阶层的收入增长率分析
将所有家庭按照收入从低到高分成10等份后，各个阶层平均的收入增长率以及平均收入的增长率分别见表4和表5，其中增长率均分为匿名性和非匿名性两种情形。对比表4和表5可以发现，收入增长率的平均数与平均收入的增长率存在一定差异，但较大差异主要体现在最低10%和最高10%两个阶层。以平均收入的增长率为基数，两者差异大于5%的基本都为这两个阶层，其他阶层的差异不大。究其原因，主要是由于高低阶层会有一些特别高或特别低的收入，这些极端值的增长率可能非常大或非常小，从而影响平均的收入增长率。从表4和表5反映出的一些共同结论看，主要有以下两点：
第一，匿名性低估了低收入阶层的收入增长率。与匿名性的各个阶层收入增长率相比，非匿名性的低收入阶层收入增长率普遍较高。在所有5个对比年份中，非匿名情形下6个较低收入阶层的收入增长率均高于匿名情形下的增长率，而最高的3个收入阶层主要表现出相反的结果。特别地，对于收入水平最低的两阶层，非匿名下的收入增长率远远高于匿名下的收入增长率，平均收入增长率亦是如此，这说明仅仅考虑两期收入水平而忽略家庭特征的贫困测度可能高估了实际的贫困程度。也就是说，如果我们度量的不是单一年份的收入贫困，而是所有年份收入之和的贫困程度，该数值应该比较小。遗憾的是，虽然本文选择了这些在调查年份均有数据的家庭，但是很多家庭在不同年份的人口数发生了变化，这使得计算所有年份收入之和变得异常困难，因而此类定量分析无法进行。就贫困集合而言，各个阶段非匿名性的增长率也大大高于匿名性的增长率，意味着匿名性度量的贫困高估了实际贫困。
第二，在非匿名性下，不同阶层的收入增长率表现出一定差异。虽然各个阶层收入增长率总的变动趋势是上升的，但是低收入阶层上升的幅度更大。表4中最低10%收入阶层和最高10%收入阶层在1989-1993年的年均增长率分别为175.7%和-7.4%，而在2004-2009年的年均增长率分别达到335.5%和1.6%。在表5中，非匿名性下最高收入阶层的收入增长率甚至均为负数。此外，在每个对比年份中，增长速度的排序几乎一致，即收入阶层越低，收入增长速度越高，这从一个角度反映了贫困的缓解和收入差距的缩小。
四、小结
总体贫困本质上是所有个体贫困的加权加总，但是忽略个体特征而加权加总的贫困度量存在致命缺陷：一方面，即便贫困群体的收入分布完全相同，相同分位数上的贫困个体在不同年份可能并不相同，混淆长期贫困和暂时贫困不利于制定合适的反贫困政策；另一方面，只有对贫困个体进行跟踪分析，才能进行微观分析并探寻脱贫的有利因素。本文依据1989-2009年主要对比年份的贫困变动进行分析，将贫困发生率和平方缺口指数的变动分解为长期贫困、脱贫和返贫三种效应，并计算了匿名性和非匿名性下的各个阶层收入增长率。本文结论主要有：
第一，虽然长期贫困发生率显著下降，但是长期贫困的平方缺口指数变化不大，1997-2000年、2000-2004年和2004-2009年甚至出现一定程度的上升，反映出农村反贫困越来越艰巨。也就是说，越往后长期贫困家庭越少，但是这些家庭一般都是异常贫困家庭，贫困缺口大，脱贫难度高，需要更加具有针对性的反贫困策略。
第二，贫困程度的上升主要是由于返贫家庭的增加，而贫困程度的下降则主要源于脱贫家庭的增加。这表明，我们一方面要积极做好贫困家庭的脱贫工作，另一方面要通过各方面的努力创造收入持续增长的条件。如果是因为获取收入的能力存在欠缺，则要通过多种形式的技能培训和必要的政策扶持提升其竞争力；如果是自然灾害或疾病等原因陷入贫困，需要完善社会保障和救助政策；而如果是因为市场波动造成的暂时性贫困，则需要通过资本市场和保险市场的完善，依靠其自身收入的转移而避免陷入贫困境地。
第三，根据非匿名性计算的低收入阶层收入增长率，大大高于匿名性计算的收入增长率，说明依据匿名性计算的贫困指标高估了实际贫困，这里集中体现了收入流动性对贫困的影响。如何从贫困变化的角度测度流动性是非常重要的，但是这方面的理论与应用分析还比较少见(洪兴建，2010)。由于CHNS数据中同一个家庭在不同年份的人口往往会有变化，造成计算家庭长期收入的困难，因此本文没有在这方面进行深入研究。但是毋庸置疑的是，增加收入流动性，尤其是低收入阶层的向上流动，是缓解贫困的一个根本保障。
注释：
①在偏向贫困增长的判断上，Kakwani & Pernia(2000)主张贫困者收入上升速度要高于非贫困者，而Ravallion & Chen(2003)认为只要贫困者收入有所上升，即增长率大于0，并不管非贫困者收入变化，两种方法可分别称为偏向贫困增长的相对方法和绝对方法。王云生(2012)对偏向贫困增长的测度方法进行了一定评述。