经济增长、收入差距与农村贫困，本文主要内容关键词为：经济增长论文,收入差距论文,贫困论文,农村论文，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
减少贫困，是大多数发展中国家社会经济发展所力图实现的重要目标，尽管并不是所有的国家都能有效地实现。在改革开放以来经济高速发展的30年间，中国农村贫困人口数量大幅度下降。根据官方贫困线，农村贫困发生率从1978年的31％下降到2007年的1.6％；按照人均一天一美元的国际贫困线标准，Chen & Ravallion(2004)的估计表明农村贫困发生率从1981年的64％下降到2001年的16.6％。尽管对于农村贫困减缓的评价会受到诸如现有贫困标准设定过低、现有贫困人口的减贫压力可能会进一步增大等因素的影响，但从动态来看，农村贫困减缓的成效仍是值得肯定的。
贫困的变化同时受到两种因素的影响：平均收入水平和收入差距的变化。对于给定的贫困标准，收入水平的普遍增长显然有助于贫困人口数量的下降；而收入差距的扩大则对贫困减缓具有相反的效应。特别是，如果经济增长过程中收入差距扩大表现为低收入人群收入的衰退，甚至有可能出现经济增长与贫困程度上升并存的状态。经济高速增长过程既可能缩小收入差距，也可能扩大差距。在我国经济增长过程中收入差距也在不断扩大。因此，在这一过程中，尽管农村贫困在不断下降，但人们依然期望，如果收入分配状态能够得到有效的改善，农村贫困减缓的绩效将会表现更佳。大量的研究结果也表明，农村贫困的下降主要表现为经济增长的结果，收入差距的恶化阻碍了经济增长减贫效应的发挥(Yao et al.,2004)。
在讨论经济增长、收入分配对贫困减缓的影响的过程中，经济增长的穷人受益性特征越来越受到关注。尽管如此，人们对于经济增长穷人受益性的理解和度量等方面仍存有较大的分歧(Kakwani & Pernia,2000; Ravallion & Chen,2003; Son,2004)。这也在一定程度上影响了人们对于经济增长过程中穷人受益程度的判断。
Dollar & Kraay(2000)发现经济增长会给包括穷人在内的所有人都带来好处，政府的干预政策无法影响穷人的收入份额，反贫困政策的中心在于经济增长。因此，减贫的关键在于经济增长。而Kakwani & Pernia(2000)认为，经济增长虽然是贫困减缓的重要因素，但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。Son & Kakwani(2008)强调只有使得穷人相对受益更多时，才认为经济增长是穷人受益的。根据这一判定准则，他们描述了1984—2001年间80个国家在237个时段经济增长的穷人受益性，经济增长与负增长的情形分别为55.3％和44.7％，而经济增长过程中出现穷人受益的状态只占23.2％，其余32.1％则意味着是穷人受损的；在经济负增长情形中，穷人受益和受损状态的比例是相同的。
在关于经济增长是否具有穷人受益性的影响因素中，Son & Kakwani(2008)特别关注了通货膨胀、农业占GDP的比重、开放程度以及法律环境对经济增长穷人受益性的影响。不仅不同国家的经济增长穷人受益性存在差异，即便是在同一个国家内部，经济增长的减贫效果也会有所不同，Ravallion & Datt(1999)考察印度15个主要地区1960—1994年的数据发现，一些地区的经济增长与贫困减少的相关度是其他地区的3到4倍，经济增长的脱贫效果基于初始状况的不同而呈现出差异，在具有较低知识能力、农业生产力和居民生活水平的地区，经济增长对脱贫的贡献比较小。
经济增长和收入差距扩大成为改革以来中国农村经济发展的两个基本特征，大量研究讨论了它们对于中国农村贫困变动的影响，较早的如魏众和别雍·古斯塔夫森(1999)基于Datt & Ravallion(1992)所做的分解。大多数的研究结论都是比较一致的：经济增长大幅度减少贫困，收入差距扩大抵消了部分经济增长的减贫效应。
林伯强(2003)根据农村分组收入数据计算了中国农村的穷人受益指数，结果发现在1985—1990年、1990—1995年和1995—2001年这三个时期中，所有的穷人受益指数都为正但小于1，因此农村贫困人口通过扩散效应而从经济增长中获益。Yao et al.(2004)发现收入差距扩大阻碍了贫困减缓过程，并且贫困对于收入差距具有较大的弹性；尽管城镇贫困也开始出现，但贫困主要还是发生于农村地区。胡兵等(2005，2007)在一定的收入分布假定下①，根据统计年鉴的分组数据推算各年份的收入差距和贫困指标，讨论经济增长和收入差距变动对于贫困变动的影响，并发现农村穷人在经济增长中的获益少于富人。陈立中(2009)在收入分组数据的基础上重新估计了中国农村的基尼系数和贫困指标，认为农村减贫进程存在着明显的波动性和不一致性。他们发现1980年到2005年间，经济增长使得贫困发生率下降39.13个百分点，但其中18.15个百分点被收入分配状况的恶化所抵消。此外，文秋良(2006)根据1993—2004年分省的经济增长和贫困数据，发现经济增长的减贫弹性具有地区差异性。这些研究大都基于总量或收入分组数据。
根据微观层面上的住户数据，陈绍华和王燕(2001)考察了中国20世纪90年代的贫困变动，发现经济增长显著促进了贫困率的下降，不断增长的分配不均又使贫困率上升，穷人在经济增长中的获益少于富人。万广华和张茵(2006)根据CHNS和农研中心固定观察点数据，发现在上世纪90年代前半期，收入增长和不平等的下降导致了农村贫困减缓；而90年代中后期，农村居民收入缓慢增长和收入差距的快速上升导致减贫速度下降，甚至部分年份贫困有所增加。杜凤莲和孙婧芳(2009)利用CHNS数据，发现不同阶段贫困减缓的经济增长效应与收入分配效应存在差异：1991—1993年和1997—2000年间贫困总体下降，尽管经济增长的减贫效应部分地被收入分配效应所抵消；1993—1997年间贫困程度有所上升，收入分配效应对贫困减缓的不利影响超过了经济增长效应；而2000—2004年间经济增长和收入分配都具有减贫效应。这一结果很可能是由于她们所讨论的贫困变动中，没有区分城乡所致。
基于住户调查数据，本文旨在讨论不同时期农村居民收入增长、收入差距变化对于贫困变动的影响。在讨论贫困决定中的增长因素和分配因素的同时，本文也尝试根据Shapley分解原则，对影响贫困的分项收入因素及贫困的分项收入弹性做出探讨。对照现有研究，本文一方面将讨论农村贫困的时期延至2002—2007年间，另一方面讨论了分项收入与贫困之间的关联性。
本文其余部分的安排如下：第二、三部分分别描述了本文的基本方法和所使用的数据；第四部分描述了贫困状况及其变动的总体特征；第五部分讨论了收入增长和差距变化对于贫困的影响；第六部分则进一步讨论了分项收入与贫困变动之间的关联性；最后是全文的总结。
二、方法说明
设P为贫困指数，它将由三个因素确定：平均收入水平μ、洛伦茨曲线(收入分布)L(p)②、贫困线z，即
(2)式将所考察的两个时点分别作为参照组并取两者的平均值，因此可以得到完全分解形式，(2)式右边的第一项给出了增长效应，而第二项给出了分配效应。(2)式克服了(1)式分解中所存在的参照组选择问题。在关于我国的贫困分解分析中，这两种形式都被广泛地使用。为了获得关于贫困变动更为丰富的信息，本文更为深入地讨论了贫困变动与经济增长、收入差距变化之间的关系以及分项收入构成对于贫困及其变动的影响。
尽管根据(1)和(2)式的分解可以得出经济增长和收入分配对于贫困变动的贡献大小，但并不足以反映经济增长方式对于贫困的影响。特别是，收入分配的变动可能是由收入分布不同位置所导致的，如基尼系数上升1个百分点可能是高收入人群收入的增长也可能是低收入人群收入下降，或中等收入组收入水平的变动所致，但不同的变动形式对于贫困状况显然具有不同的影响。而这种分配变动则体现了经济增长过程中不同人群的受益特征差异。为此，人们开始讨论经济增长的穷人受益性(pro-poorness of growth)。尽管已有大量研究文献关注经济增长的穷人受益性，或许人们所达成共识的仅仅在于理念框架层面上，而关于穷人受益型增长的度量等均存有较大分歧。本文同时给出三种穷人受益性指数：Kakwani & Pernia(2000)指数、Ravallion & Chen(2003)指数以及减贫等值增长率(poverty equivalent growth rate,PEGR)，周华(2008)综述了这三个指数的基本特征、差异性及各自的局限。
其含义为，收入最低人口份额(初始期的贫困率)的收入平均增长率，或者说贫困人口的收入增长率。如果贫困人口的收入增长率高于全社会的收入增长率，则经济增长是穷人受益的。
应当注意到，这三个度量穷人受益性的指标是从两条不同的思路出发的。Kakwani和Pernia指数以及PEGR更为强调经济增长过程中的收入变动，收入差距的缩小是他们判定经济增长具有穷人受益性的前提。而Ravallion和Chen则更为强调低收入组人群收入增长率的相对性，更加偏向于由于低收入人群收入增长导致的收入分布变动的减贫效应。后面的经验结果将表明，这两种判定思路经常是不一致的。
三、数据描述
本文所使用数据来自于“中国居民收入分配课题组”1988年、1995年、2002年和2007年所做的农村住户调查。历次调查样本均来自国家统计局常规调查住户。1988年样本覆盖的省份数量最多，而从住户与个人数量来看，2007年的样本规模最大，所涉及的县(市)数量也是最多的。1988年和1995年的调查情况可参见李思勤和卡恩(1999)，Li et al.(2008)详细地描述了1995年和2002年的样本结构和抽样方法。2007年调查则与前三次基本类似，所不同的是，2007年调查没有专门设计家庭收入调查问题，有关家庭收入的数据直接过录自国家统计局的常规住户调查记账数据的汇总。为保持收入口径的一致性，对1988年、1995年和2002年也采用了直接过录的家庭纯收入指标。
尽管一些研究强调，家庭消费比收入能更为精确地度量家庭福利(马丁·瑞沃林，2005，P20)，本文仍以农村家庭人均纯收入作为福利度量指标。这不仅是因为人们通常习惯于从收入的角度来讨论贫困，更重要的是本文希望通过对影响贫困的因素从收入分项构成的角度进行分解分析，这也将有助于理解相关政策与行为改变导致的贫困状态变化。对使用家庭人均纯收入作为福利度量的另外两个批评表现在：(1)卡恩和李思勤(1999)指出纯收入和可支配收入概念并不能够全面反映居民实际所享有的福利，但这种差异主要来自于两个方面，一是忽略了隐性的福利补贴，二是没有考虑到住房租金的影响。这两种忽略对于农村居民来说不应该导致严重的偏差，因为农村居民获取隐性福利补贴的机会是微乎其微的，而农村租赁住房的现象也极为罕见。(2)没有考虑到家庭人口结构和规模的影响。这一批评诚然指出了关于中国贫困和收入差距研究中所普遍存在的缺陷，但目前缺乏可靠的等价成人折算因子(Adult Equivalent Scale)的估计结果④，因此难免以某种存有新的偏误的方式来纠正既有的偏误，并且在目前的政策实践中，家庭贫困的识别也并没有根据家庭人口规模与结构而调整贫困标准。此外，本文也没有依据生活费用指数或货币购买力调整不同地区之间的贫困标准，原因也在于目前的扶贫实践中并没有考虑到这一因素。本文依照农村CPI将各年份的名义收入调整至1988年价格水平。
表1根据样本数据给出了各年份的收入水平和收入不均等程度。从中可以看出，在所讨论的期间内，人均收入水平有明显的增长。如果以1988年的收入为基准，扣除价格因素后，1995年人均纯收入增加了33％，到2002年则增长了l倍，而到2007年则增长了2倍以上。在人均收入增长的同时，收入差距也在发生变化。比较突出的变化是，一些衡量收入差距的指标在1995年达到最高点，如1995年基尼系数达到0.381⑤，而2007年则仍为0.376。收入增长与分配特征的这些变化将会对农村贫困产生影响。
四、农村贫困与收入增长的总体特征
表2给出了相关贫困指标。按照国定贫困线，贫困率从1988年的12.89％下降至1995年的10.71％，7年期间下降了2个百分点；而在接下来的7年期间，农村贫困发生率下降了8个百分点。按照1天1美元的贫困标准，1988年贫困率将近60％，但到1995年下降至45％，7年期间下降了14个百分点；而在1995年到2002年期间，则进一步下降了将近25个百分点，2007年降至9.11％。两条贫困线、三个贫困指标所给出的结果都表明，贫困状况有了明显的缓解，并且依据较高贫困标准，所得到的下降趋势更为明显，当然各年的贫困程度也会加深。在FGT指数中，随着α的增大，即低收入贫困人群权重的上升，历年贫困程度下降的趋势也会减弱。贫困线和FGT指数贫困回避指数的变动特征表明，贫困程度越深的人群，在经济增长过程中所获改善的程度越低。
对贫困状况变动的判断在较大程度上会受到贫困标准的影响。这是由于不同收入组的收入增长存在较大的差异性所致。
图1⑥ 各收入组的年均实际收入增长率
图1将各年样本按照收入排序划分为10个等分组，计算了各收入组在不同时期的年均实际收入增长率，这也就是所谓的增长曲线(Growth Incidence Curve)，描述了不同时期经济增长惠及各收入组人群的不同形式。在1988—1995年期间，除了最低5％人群收入增长率非常高外，其他各收入组的增长率都随着收入组的上升而上升，即高收入人群具有更高的增长率。这一趋势性特征与2002—2007年间的情形基本类似。当然在2002—2007年间，中等收入组增长率的变化趋势不再似1988—1995年间那么强劲，收入增长相对均衡。这两个时期增长率曲线共同的特点是，高收入人群的收入增长率也高。1995—2002年的增长曲线形状则完全不同，低收入人群的收入增长率高于高收入人群，因此在这一期间，农村基尼系数有所下降。
按照不同的贫困标准，表3给出了不同年份贫困户与非贫困户的收入水平及其在不同时期的收入增长速度。比较贫困户与非贫困户的收入水平，不难发现，无论是根据哪条贫困线标准，贫困户与非贫困之间人均收入水平的差距都在不断扩大。按照1天1美元的贫困标准，贫困户人均收入在1988年相当于非贫困户的39.02％，而到2007年降至19.81％，下降了将近20个百分点；按照国定贫困线标准，贫困户人均收入在1988年相当于非贫困户的24.2％，而2007年则降至7.27％，下降了17个百分点。贫困户相对收入水平的下降源自于贫困户具有较低的收入增长率。在所有的时期中，贫困户的收入增长速度都远远低于非贫困户，即便在贫困户收入增长速度最高的1995—2002年间也是如此。尤其值得注意的是，在2002—2007年间，贫困户的实际收入甚至表现为负增长。
由此可见农村贫困变动的两个基本特征：(1)经济增长过程中，农村贫困程度有了显著下降；(2)收入增长并非均衡地发生于各个收入组，贫困户的收入增长相对缓慢，并由此造成农村贫困人口相对收入的持续下降。
五、农村贫困变动的增长因素与分配因素
农村贫困变动的这两个基本特点源自于经济增长和收入分配变动对于贫困减缓所具有的不同作用。表4分别根据Datt-Ravallion分解(分解(1))和Shapley分解(分解(2))讨论了增长因素和分配因素对贫困变动的解释作用。在D－R分解中总是假定前一年份作为参照组，所讨论的是相对于基准年的经济增长与收入分配的减贫效应。增长因素总是具有积极的减贫效应，因此增长因素对于贫困变动总是具有负的效应。但分配因素对贫困减缓所起的作用则通常是相反的，即不利于贫困减缓。如在1988—1995年间，按照1天1美元的贫困标准，如果收入分配状况不发生改变，农村居民收入的普遍增长将导致贫困率下降21.57％或19.37％；而如果没有收入增长，收入差距扩大导致的分配效应则使得贫困发生率上升2.82％或5.02％。如果选择较低的贫困标准，分配效应对于贫困减缓的不利影响表现得更为明显。按照国定贫困线，在1988—1995年间，增长因素将导致贫困率下降6.21％或6.98％，而分配效应则导致贫困率上升5.56％或4.8％，收入分配状况的恶化抵消了经济增长所具备的绝大部分贫困减缓作用。基于其它贫困指标的分解结果基本类似，因此不再赘述。
1995—2002年间的情形是比较特殊的。从表1中可以看出，根据本文所使用的样本，这一时期农村同时出现了收入增长和基尼系数下降的状态，这导致了增长和分配都具有减贫的效应，但相对而言，分配因素所起的减贫效应是非常低的。
2002—2007年间的情形与1988—1995年间基本类似。分配因素继续成为不利于贫困减缓的因素。就绝对数量而言，分配因素对于贫困减缓所起的不利影响已经有了较大程度的下降。但从相对数量看，贫困距和加权贫困距的下降中，分配因素对贫困减缓所产生的不利影响甚至可能超出增长因素降低贫困的绝对幅度。比较三个阶段还可以发现，按照国定贫困线标准，增长因素的贫困减缓作用越来越小。以Shapley分解结果为例，1988—1995年间增长因素导致贫困率下降了6.98个百分点，而到2002—2007年间则只有2.11个百分点。因此，对于极度贫困人口来说，经济增长的减贫效应在下降，而收入分配特征的改变又进一步恶化其贫困减缓进程。
不同时期经济增长对于贫困人口的惠及程度可见按不同方式计算的穷人受益指数。应当注意到，所给出的三个指数对于不同时期经济增长的穷人惠及程度所做出的判断是不相同的，尤其是对1995—2002年间的经济增长具有不同的评价。根据Ravallion和Chen指数，1988—1995年的经济增长过程具有比较高的穷人受益性。根据国定贫困线和1天1美元贫困线，1988年的贫困人口(收入最低的12.89％或59.62％)在这一期间的平均收入增长率分别为146.2％和42.5％，都要高于这一时期全社会的平均收入增长率。因此按照Ravallion和Chen指数，这一时期的经济增长是穷人受益的(pro-poor)。但Kakwani和Pernia指数以及PEGR指数表明，这一时期的经济增长不具有穷人受益性，贫困人口只是通过扩散效应分享到经济增长的好处，Kakwani和Pernia指数在0到1之间，而PEGR也低于全社会的收入增长率。
这种判断的不一致性在评价1995—2002年间的经济增长特征时表现得更为明显。按照Ravallion和Chen指数，收入最低的10.71％(根据国定贫困线计算的1995年贫困率)人群在1995—2002年期间的收入增长率为68％；而在1988—1995年期间，收入最低的12.89％(根据国定贫困线计算的1988年贫困率)人群的收入增长率为146.2％，比1995—2002年高出一倍以上。因此，1995—2002年期间经济增长的穷人受益性要低于1988—1995年期间。但是，根据Kakwani和Pernia指数，情形则完全相反。按照国定贫困线的贫困率和贫困距以及1天1美元贫困线的贫困率计算得到的穷人受益指数则大于1，其他情形下的Kakwani和Pernia指数也接近于1，远高于其他时期的相应指数。Kakwani和Pernia指数显示1995—2002年期间的穷人受益程度是最高的，并且是严格意义上的穷人受益型增长。综合考虑经济增长和贫困减缓，1995—2002年期间的减贫等值增长率(PEGR)也是比较高的。
2002—2007年期间经济增长的穷人受益特征可能是最令人吃惊的。从表4的描述中已经可以看出，这一期间贫困人口的人均收入水平表现出了负增长，降低贫困线标准时尤其明显。这导致了这一时期的经济增长具有较低的穷人受益性。按照Ravallion和Chen指数，这一时期经济增长的穷人受益性是最低的。Kakwani和Pernia指数表明这一时期的穷人受益性处在1988—1995年和1995—2002年之间。根据1天1美元贫困线的贫困率的变动，2002—2007年期间的PEGR指数是最高的。但如果降低贫困标准或增加贫困回避系数，这一期间的PEGR也可能是最低的。在通常情况下，人们对于贫困状况的关注主要集中于贫困率，贫困率的下降固然意味着贫困程度的减缓，但这种变动也可能伴随着贫困人口的贫困程度加深。2002—2007年期间的穷人受益指数特征也表明，极度贫困人口的福利改善已经越来越难以受益于经济增长效应。
上述结论都是基于不同时期实际的贫困变动与收入增长、收入分配变化之间的关系。表5所给出的贫困变动的增长弹性与分配弹性则是基于当年收入分布特征所做的模拟，具体方式可见(3)和(4)式的描述。有必要指出的是，无论是增长弹性还是分配弹性，都是基于现有的收入分配特征，因此增长弹性与分配弹性的大小实际上都体现了现有收入分布特征下所模拟的贫困变化。
表5中最为明显的变化表现在贫困变动的分配弹性在2002年和2007年有非常大的跃升，尤其是设定较低的贫困线或较高的贫困回避系数时。对于给定的贫困线，任意年份中分配弹性都随着贫困回避系数的增加而上升，基尼系数上升1个百分点，对1天1美元贫困标准下的贫困率的影响非常小，只会上升0.04个百分点；贫困距则会上升1.08个百分点；加权贫困距则上升2.12个百分点。如果贫困标准降低至国定贫困线，基尼系数上升1％导致贫困率、贫困距和加权贫困距分别上升3.02％、4.21％和5.65％。在所考察的四个年份中，贫困变动的分配弹性逐步上升。到2007年，按照1天1美元贫困标准，基尼系数上升1％导致贫困率、贫困距和加权贫困距分别上升4.86％、8.15％和10.7％；按照较低的国定贫困线，这三个贫困指标依次上升13.12％、13.69％和17.95％。贫困的分配弹性大大高于增长弹性。
增长弹性的符号总是为负，表明增长总会导致贫困程度的下降，但并没有表现出与分配弹性类似的具有一致性的规律。分配弹性与增长弹性的变动表明，收入分配的不均等性越来越成为贫困减缓的阻碍因素，对于贫困程度较深的人群而言，分配效应的不利影响表现得更为突出。
六、分项收入对贫困的影响
1.分项收入效应的Shapley分解
对于贫困及贫困变动的影响因素，人们通常以回归的方法来加以考察，如魏众和别雍·古斯塔夫森(2000)、岳希明、罗楚亮(2008)。本部分我们首先根据Shapley分解，对各年份贫困指标根据收入来源⑦构成进行分解⑧，以讨论各种分项收入在贫困决定中的相对贡献，具体结果可见表6。
在绝大多数的情况下，农业纯收入对贫困指标的贡献份额都是最高的⑨，但相对贡献份额具有明显的下降趋势。如以贫困率为例，按照国定贫困线，1988年农业纯收入对贫困率的相对贡献份额为80.24％；1995年下降至68.35％，降低了将近12个百分点；2002年和2007年则进一步分别降至52.8％和43.71％。如果将贫困线标准设定为1天1美元，或考虑其他贫困指标，这一趋势性的特征仍基本成立。与此变动趋势相反的是，工资性收入的变化，包括外出务工收入和其他工资收入，在贫困决定中的作用都在逐渐增强。按照国定贫困线，1995年外出务工收入对贫困率的相对贡献只有3.71％；2002年则上升了9个百分点，达到12.79％；2007年进一步上升至18.35％；其他工资收入的相对贡献也从1988年的4.57％上升到2007年的22.13％。工资性收入大多来自于非农活动，但非农经营收入在贫困决定中的相对贡献份额除了在1988年到1995年之间上升了1个百分点左右外，在其他两个时期，非农经营收入的贡献都有不同程度的下降。
财产收入和转移收入在贫困决定中所起作用一直都非常低。除1988年外，2007年转移收入对贫困缓解的贡献份额是最高的；并且随着贫困回避系数的上升，对低收入贫困人口赋予更大的权重，转移收入的相对贡献份额也随之上升；使用较低的贫困线标准，也会导致转移收入相对贡献份额的上升。这意味着转移收入对贫困缓解的作用在逐步增强。转移收入对贫困的这种影响也与近些年不断推行惠农政策措施的总体背景相关，尽管我们并没有对转移收入进一步区分为私人转移与公共转移。⑩
贫困回避系数的增加意味着对低收入贫困人口赋予更高的权重，也就是说，贫困距比贫困率对低收入人群收入更为敏感，而低收入人群的收入变动对加权贫困距的影响又要高于贫困距。根据不同贫困回避系数和贫困标准下分项收入的贡献，我们可以进一步推断它们对于不同贫困深度的人群所具有的影响。从不同年份的比较来看，外出务工收入对贫困的相对贡献在增加，但贫困回避系数的变化以及贫困标准的改变都没有明显改变外出务工收入对相应年份贫困的相对贡献程度。因此外出务工收入具有明显的贫困减缓作用，并且在贫困人群内部或许有较为均等的分布。1995年农业纯收入对贫困的贡献随着贫困回避系数的上升、贫困线的下降而增加；但在其他年份中这一特征并不明显，一般说来，基本特征可能是相反的，如2007年农业纯收入对贫困的相对贡献率大体上随着贫困回避系数的增加而下降。
2.分项收入的分配弹性
从影响贫困变动的增长因素和分配因素中可以看到，分配弹性在增大，即收入分配的不均等性对于贫困减缓所造成的不利影响在加剧。表7进一步讨论了分项收入的分配弹性。在绝大多数情形下，分项收入分配弹性通常为正，这意味着分项收入不均等程度上升同时会导致贫困程度的上升。如1995年外出务工收入不均等程度增加1％可能导致根据国定贫困线衡量的贫困率、贫困距和加权贫困距上升5.53％、9.51％和6.6％，导致依据1天1美元衡量的贫困率、贫困距和加权贫困距分别下降0.21％、上升2.29％和2.23％。
各分项收入分布的不均等性对贫困程度的影响程度总体上呈上升趋势，即分配弹性通常是在上升的，意味着分项收入分布不均等性对贫困减缓的不利影响在逐渐上升。如按照国定贫困线，贫困率对农业纯收入的分配弹性为3.31％，但在随后年份中逐年上升，2007年达到16.42％。贫困率对外出务工收入的分配弹性在1988年到2007年期间也上升了10个百分点。这两项收入对贫困率的分配弹性影响是比较大的。特别是农业纯收入，如果考虑贫困距、加权贫困距，分配弹性的增长幅度将更高。从各具体分项收入来看，贫困指标对于农业纯收入和外出打工收入的分配弹性通常比较高。贫困距和加权贫困距对农业纯收入的分配弹性甚至高达30％(国定贫困线)，或10％(1天1美元线)。
七、总结
利用微观住户调查数据，本文不仅根据Datt-Ravallion分解和Shapley分解，估计了不同年份之间贫困变动的经济增长效应与收入分配效应；同时还根据各年份的收入分配特征计算了收入增长1个百分点对贫困变动率的影响，以及如果基尼系数上升1个百分点对贫困变动的影响，分别定义为增长弹性和分配弹性，结果表明不同年份的贫困减缓的经济增长弹性在逐步下降，分配弹性在逐步上升。从不同时期的穷人受益增长指数来看，2002—2007年之间的经济增长不具有穷人受益性，根据国定贫困线和加权贫困距，这一时期的经济增长甚至是穷人受损的。这也意味着，这一时期的经济增长不利于极端贫困人口的福利改善。
更进一步地，我们讨论了各年份中分项收入对于贫困发生率的影响。农业纯收入对贫困指标的贡献份额都是最高的，但相对贡献份额具有明显的下降趋势；而外出务工收入和其他工资收入，在贫困决定中的作用都在逐渐增强；财产收入和转移收入在贫困决定中所起作用一直都非常低。贫困减缓中收入分配弹性的增加意味着收入分配的不均等性对于贫困减缓所造成的不利影响在加剧。各分项收入分布的不均等性对贫困程度的影响程度总体上呈上升趋势，分项收入分布不均等性对贫困减缓的不利影响在逐渐上升。并且贫困标准越低，分项收入分配弹性更高，这意味着分项收入不均等性增强越不利于低收入人群的贫困减缓。
注释：
①他们的研究思路与林伯强(2003)基本上是相同的，并且结论也非常一致，差异主要体现在所考察的时期不同。
②L(p)表示收入最低的p％的人口所获得的收入份额。
③魏众和别雍·古斯塔夫森(1999)认为这部分残差是由于人口结构因素造成的。
④国家统计局城调队曾经公布过一个结果(国城调，1997)，以三口之家为基准，对1人、2人、4人以及4人以上户分别以1.13、1.01、0.98和0.94的系数进行调整。王有捐(2006)研究城镇贫困时也使用了这一调整标准。但这些系数仍不属于等价成人折算因子，并且按照这些系数调整，对结果也不会有明显的影响。
⑤根据《中国农村住户调查年鉴》，1995年农村居民基尼系数在临近的几个年份中也是最高的，为0.3415，直到2000年才超过这一峰值，为0.3536，此后继续持续上升。Ravallion & Chen(2003)计算的1995年农村基尼系数为0.3398，直到1991年才回到0.3391。根据国家统计局的公布结果，本文所讨论的这四个年份对应的基尼系数分别为0.3、0.3415、0.3646和0.3742。尽管本文使用的是直接过录的收入指标，但1988年和1995年基尼系数仍与官方公开的结果存有某些差异，但2002年和2007年的结果则是非常接近的。
⑦本文将收入分解成外出务工收入、其他工资收入、农业纯收入、非农经营收入、财产收入和转移收入6个部分。有两点值得说明：一是本文所使用的总收入直接来自常规住户调查的过录数据，调查问卷中也询问了一些收入细项，由于不同的数据来源，分项收入之和与总收入之间并不完全相等，根据各住户分项收入的权重对总收入进行调整从而得到本文分析所用的分项收入；二是在1988年没有调查农村住户的外出务工收入。
⑧Duclos & Araar(2006)讨论了这种分解的基本方法，同时提供了DAD软件，并在STATA中提供了DASP程序包，本文的结果是根据DASP程序包计算得到。
⑨1988年加权贫困距中，各分项收入的贡献非常异常。
⑩在2007年数据中，没有关于私人转移与公共转移的细项收入构成。
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