中国农村贫困减缓的决定因素和有利于穷人的经济增长.docx
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中国农村贫困减缓的决定因素和有利于穷人的经济增长
中国农村贫困减缓的决定因素和有利于穷人的经济增长
黄季焜1章奇2ScottRozelle3
（1.中国科学院农业政策研究中心，2.美国西北大学政治科学系，3.美国斯坦福大学国际研究所）
摘要：
中国自70年代末经济改革以来，在减少贫困上取得了巨大的成就。
本文研究目的分析中国农村减贫的主要驱动力。
研究是基于省级的时间序列面板数据，通过计量模型分析了农村减贫的决定因素及其对农村贫困发生率的影响程度。
研究结果表明，经济增长是中国改革开发以来农村大规模减贫的主要影响因素，同时本研究也指出，虽然经济增长是减少贫困的重要的和必要的条件，但它并非是充分条件。
经济增长是中国80年代减少贫困的决定性因素，但它在90年代中期以后对贫困的影响逐渐下降。
增长的性质对于减少贫困日趋重要，农业发展对农村减贫的作用不可忽视，因为贫困人口更多的收入来自农业生产。
城乡收入差距的扩大也缓慢了减贫的速度。
这些结果意味着国家未来在通过总体经济增长来进一步减贫的同时，相关政策更需要向穷人倾斜，并加大实施专门针对贫困人口收入保障的国家扶贫计划的投入；要在获得更公平的经济增长和缩小城乡差别的同时，确保农村穷人也能够从增长中获益，贫困地区的农村教育是重中之重，它对增加贫困农民的非农就业机会和收入十分重要。
一、前言
中国自1978年经济改革以来，在减少贫困上取得了巨大的成就。
按照中国官方贫困线标准，农村贫困人口从1978年的2.5亿下降到2006年的2148万，将近2.3亿农村居民已经脱贫（表1）。
相应地，农村贫困发生率从1978年的30.7％下降到2006年的2.3％。
即使按照国际贫困线标准（1美元/天，按购买力平价PPP）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。
如果从国际比较的角度来考察，那么中国在减少贫困上的成绩将会更加突出。
按照国际贫困线，如果不把中国计算在内，则发展中国家的贫困人口在总人口中所占比重在1987－1998年间仅仅从28％下降至24％，并且贫困人口总数实际上还有所上升。
因此中国有足够的理由对她在反击贫困上所取得的成就感到自豪。
表1,1978-2002中国农村贫困发生率.
贫困线
（元/年）
贫困人口
（百万）
贫困发生率
（%）
1978
250.0
30.7
1980
218.0
27.6
1985
206
96.0
14.8
1990
300
85.0
9.4
1991
304
94.0
11.0
1992
317
80.7
8.8
1993
350
75.0
8.3
1994
440
70.0
7.7
1995
530
65.0
7.1
1996
580
58.0
6.3
1997
640
50.0
5.4
1998
635
42.0
4.6
1999
625
34.1
3.9
2000
625
32.1
3.4
2001
630
29.3
3.2
2002
627
28.2
3.0
2003
637
29.0
3.1
2004
668
26.1
2.8
2005
683
23.7
2.5
数据来源:
世界银行（WorldBank，China:
StrategiesforReducingPovertyinthe1990s,1992）。
国家统计局农调队。
尽管成绩斐然，但未来进一步减少贫困仍然任重道远。
首先，中国目前不但仍有2000多万的农村人口处于国家贫困线之下，而且如果按国际贫困线标准计算，那么这个数字可能将达到8000万以上。
其次，从90年代中后期开始，随着贫困发生率的不断降低，农村贫困发生率的下降速度开始明显减缓（表1）。
在这种情况下，尤其需要正确总结过去的经验和教训，揭示有利与穷人经济增长的主要决定因素，这样才能使未来减少贫困的努力事半功倍。
虽然大多数人对中国大规模减贫的事实没有什么异议，但究竟什么因素导致了贫困减少却众说纷纭，尤其是对宏观经济的总体增长以及其它主要驱动因素和贫困之间的关系还没有明确的判断。
中国经济自改革开发以来，以年均9%以上的速度增长（国家统计局，2006），经济增长同减贫几乎同步发生，一些研究已表明，经济增长与减贫确实存在因果关系（RavallionandChen,2004。
Zhanget.al.2003）。
但在经济增长的同时，经济结构也发生了显著变化，农业在国内生产总值中的比例已经从1979年的31%下降到2005年的12.6%；农村企业发展更加迅速，到目前已经占国民经济的三分之一以上；对外开放使中国的贸易量占国内生产总值的比例从1979年的11%上升到2005年的64%；同时国家扶贫工作不断推进，自1986年到前些年，扶贫工作主要是通过对贫困地区的投资来达到带动经济增长和减贫的目的，最近几年更加强调扶贫的瞄准问题和提高扶贫资金的利用效率。
由于贫困减少和经济增长、宏观政策以及政府通过扶贫计划所做的努力同时发生，从而提出一系列需要研究的问题：
就减少贫困而言，总体经济增长究竟起到多大的作用？
经济增长方式（如农业与非农部门，农村企业发展，对外开放政策等）如何影响经济增长，并进而影响到贫困人口的经济增长？
究竟什么样的制度安排才能更有利于保持宏观经济稳定并使得增长更有利于穷人从中获益？
政府扶贫政策在减贫上的作用如何？
中国未来怎样才能在扶贫工作上取得更大成就？
对这些问题的回答，对于国家制定和完善未来的反贫困政策，以解决仍然存在的贫困问题具有重要的意义。
在中国的反贫困问题研究上，过去的研究主要集中于对国家扶贫计划和扶贫投资政策效果的考察和分析，尤其是扶贫瞄准的有效性以及扶贫计划对穷人收入的影响是文献所关注的关键问题（WorldBank,1992and2001。
Fan等,2002。
Park等.,1996and1998。
Rozelle,1998。
Kang,1998。
汪三贵和张林秀,1999）。
然而，宏观经济政策和贸易自由化等对贫困的影响在很大程度上被忽略了。
在国际上，在穷人经济增长的决定因素方面，虽然学术界做了大量的研究，但研究结果也充满争议。
例如影响颇大的经济增长论认为，经济增长是减少贫困的充分必要条件。
这类研究一般以跨国别研究为基础，通过实证研究分析贫困及其影响因素之间的数量关系。
例如，Bhalla（2001）指出经济增长对于减少贫困起决定性的作用，强调要达到削减贫困的目的，只有通过创建一个有利于经济增长的环境才能够达到。
Dollar和Kraay（2002），Kraay（2003）也证明经济增长是减少贫困的一个最重要决定因素，总体经济增长会给包括穷人在内的所有人都带来好处。
如果这些研究的结论普遍成立的话，就意味着所有扶贫政策的中心任务实际上只要专注于促进经济增长就足够了。
然而，最近几年经济增长论的结论和观点受到了广泛的质疑和批评。
批评者认为，虽然经济增长是解读贫困人口数量变化的一个非常重要的因素，但经济增长性质而不仅仅是增长速度也是影响贫困人口的重要因素，这一判断得到了最近一些针对一国内部贫困问题研究结论的支持（Kakwani和Pernia,2000。
Balisacan,2002&2003。
Balisacan和Fuwa,2003）。
据此，Balisacan（2004）指出，大多数亚洲国家的案例表明，经济增长的质量应该更高，以使更多的人从经济增长中受惠。
要达到这样的目的，农业增长和农村发展是关键所在。
虽然许多人对经济增长和贫困之间的关系存在一定的争论，但这种争论主要体现在对两者之间数量关系大小的判断上，相比之下，人们对贸易自由化和贫困之间的关系知之甚少。
在中国，因为经济增长是和中国的对外开放联系在一起的，经济增长和贸易自由化是同步的，贸易自由化对贫困的影响需要更深入的研究，对于刚加入世界贸易组织不久的中国，对这个问题的回答显得特别重要。
本文的主要目的是通过实证的计量分析，试图回答上述提到的一些问题。
在本文中，我们将利用中国省级1985－2002年的数据对影响农村贫困发生率的因素进行考察。
我们首先使用联立方程组来分析各影响因素对贫困发生率的直接和间接影响，然后就19802-2005年各因素对贫困发生率的影响进行分解分析，这些因素分别反映了经济增长、收入分配、经济结构以对外开放等宏观经济政策。
本文的结构如下：
第二节讨论中国的经济增长、特征及香干经济政策因素对农村贫困发生率可能产生的影响；第三节介绍计量模型设定和数据；第四节是计量分析结果及对其的讨论；最后一节是结论。
二、农村贫困与主要影响因素
（一）经济增长与贫困
中国的经济增长速度和减贫幅度都是举世注目的。
虽然中国经济增长表现一些波动和周期性，但在整个改革期间，经济都高速增长，1979-2005年间人均GDP增长了近8倍（表2）。
经济增长也伴随着贫困人口大量减少，图1直观地给出了经济增长和农村贫困发生率之间的关系，虽然它只是简单勾勒出了经济增长和贫困发生率之间的统计关系，但它有助于我们在此基础上进一步对影响贫困的因素展开分析。
它至少表明，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时，通过经济增长使其它更多的人摆脱贫困的难度也越来越大。
但是，通过对省级数据的考察我们同时也发现，即使对于拥有相近增长率的省份，贫困发生率下降的幅度却大不相同。
例如，在过去20多年，云南和内蒙古的经济增长率非常接近，平均年均增长率都为7.5％左右，但云南的农村贫困发生率年均下降了1.3个百分点，而内蒙古的贫困发生率年均仅下降0.3。
了解为什么相似的经济增长率却会带来不同的扶贫结果，对形成正确的经济政策至关重要。
正如我们即将在下文所指出的那样，贫困发生率不但受总体经济增长的影响，同时它与经济增长的性质和质量也具紧密的相关关系。
图1.1978-2005年实际人均GDP与农村贫困发生率
表2.1980年-2005年中国经济增长、增长特征和外部经济变动趋势
人均GDP（2001年价格）
农业GDP比例
城乡收入比
农村企业总产值占GDP的比例
出口额
（亿美元）
外资直接投资
（亿美元）
1980
1575
29.9
2.48
6
181.2
n.a.
1985
2446
28.2
2.10
9
273.5
1.96
1990
3307
26.9
2.48
14
620.9
3.49
1991
3562
24.3
2.64
14
719.1
4.37
1992
4019
21.5
2.74
17
849.4
11.01
1993
4528
19.5
2.90
23
917.4
27.52
1994
5063
19.6
2.93
23
1210.1
33.77
1995
5555
19.8
2.79
25
1487.8
37.52
1996
6047
19.5
2.56
26
1510.5
41.73
1997
6541
18.1
2.51
28
1827.9
45.26
1998
6987
17.3
2.54
28
1837.1
45.46
1999
7454
16.2
2.67
29
1949.3
40.32
2000
8020
14.8
2.79
30
2492.0
40.72
2001
8622
14.1
2.90
30
2661.0
46.88
2002
9342
13.5
3.13
31
3256.0
52.74
2003
10216
12.6
3.28
na
4382.3
53.51
2004
11179
13.1
3.30
na
5933.2
60.63
2005
12248
12.6
3.34
na
7619.5
60.33
数料来源：
根据国家统计局中国统计年鉴和中国乡镇企业年鉴等统计数据整理.
（二）农业增长与贫困
改革以来，中国农业获得了长足发展。
由于农村土地经营实行了家庭联产承包责任制，农业生产得到突飞猛进的发展，在1978-84年间，农业GDP年均增长7.1%；这一时期，农村贫困人口也显著下降。
80年代中期以来，因为联产承包责任制这一制度变迁所带来的增长潜力基本上释放完毕，粮食和农业部门的增长率开始有所下降，与之相对应，贫困发生率的下降速度也开始放慢。
过去大量的研究表明，改革后农业生产增长可以归结为许多因素的共同作用结果。
早期的实证研究指出导致改革初期农业生产率上升的主要因素是制度变迁，尤其是家庭联产承包责任制的推行（McMillanet.al.1989。
Fan,1991。
Lin,1992），但80年代中期后技术进步成为农业增长最重要的动力（HuangandRozelle,1996。
Fan,1997。
FanandPardey,1997。
Huanget.al.。
1999）。
这些研究结果表明除了联产承包责任制外，其他政策改革措施也对农业的增长具有巨大的作用，价格政策的变化也与粮食作物和经济作物生产的波动关系密切。
80年代初期农业的迅速增长和农产品产出价格相对于投入价格的有利变动是紧密相关的，但是，价格因素的作用是一柄双刃剑，80年代末90年代初，相对于农产品价格的上升而言，投入品价格增长更快，这种相对价格的不利变化导致同期农业生产增长放慢。
表3.2005年不同收入组的农户收入来源
贫困户
（收入低于683元）
平均农户
最高收入
20%的农户
人均纯收入（元）
552
3255
7747
农业收入比例（%）
61
45
35
工资性收入比例（%）
27
36
40
其它非农收入比例（%）
12
19
25
农业收入比例（%）
61
45
35
资料来源：
根据国家统计局农村住户统计调查数据整理。
农业增长的意义并不仅仅局限于通过本部门增长使贫困人口获益，实际上，大量的跨国别经验证据表明，农业的快速增长同时往往伴随着其他产业部门的更快增长。
换言之，农业的迅速增长将更有利于工业化的实现。
这一点并不令奇怪，因为农业的增长可以为其他产业部门提供资本积累、劳动力以及商品消费市场，从而在恩格尔定律的作用下推动工业化。
与此同时，因为农业增长的同时也伴随着农业在经济中相对比重的下降，这意味着贫困发生率的减少很可能也同时通过非农产业部门的增长来实现。
实际上，劳动力从农业部门向非农部门的转移正是减少贫困的另一条重要渠道。
总之，农业的增长带动了整个经济的增长，并为整个经济改革打下了极好的基础。
从扶贫的角度讲，由于大部分农村中的贫困人口主要通过从事农业活动获得收入，维持生计（表3），因此，给定其它条件，如果经济增长更多地通过农业增长来实现，那么在减少贫困上就可能取得更大的成绩。
（三）城乡差别和贫困
贫困不仅和经济增长及其所引起的经济结构的变化相联系，也和收入分配状况的变化密切相关。
能否成功地减少贫困，不仅取决于经济增长是否带来了更多的新增收入，也取决于穷人能够从经济增长中分享到多少好处。
因此，即使是相近的经济增长速度，对贫困的影响也可能很不相同。
如果经济增长和更均等的收入分配相联系，那么由于更多的人可以从中受惠，则贫困发生率的下降幅度就可能更大。
相反，如果经济增长以收入分配的两级分化为代价，那么贫困状况就不会得到很大改善，甚至有可能会恶化。
在过去30年里，中国经济在增长的同时，也伴随着收入差距的扩大，并通过两个渠道影响农村贫困：
即城乡收入差距和农村内部收入差距。
最新的统计和研究表明，无论城乡收入差距还是农村内部收入差距均在不断扩大，例如全国城乡收入差距平均水平已经从1980年的2.49提高到2005年的3.34（表2）。
反映农村内部收入差距的GINI系数也从1878年的0.212上升到2005年的0.374（国家统计局,2007）。
相对于城乡收入差距而言，农村内部收入差距的扩大则表明经济增长使农村中非穷困人口获得了更多的利益，统计结果也显示在那些农村内部收入差距较大的省份，贫困发生率下降的速度也越慢。
农村内部收入差距扩大的原因之一在于在经济结构发生变化的环境下，那些在非农产业具有比较优势、或有更多的机会在非农部门就业的农民更能够从经济增长中获得好处（表3）。
（四）乡镇企业发展和贫困
自上世纪70年代末以来，农村乡镇企业的兴起成为中国经济增长的推动力。
乡镇企业为农村劳动力提供了大量的非农就业岗位。
在乡镇企业中，私营和个体经济已经取代集体经济成为最大的农村非农劳动力的就业来源之一。
不过，要更好地理解非农就业在削减贫困上所起的作用，还必须进一步考察非农就业对农村收入的影响以及究竟什么人更容易获得非农就业的机会。
考察各省农村非农就业与贫困发生率之间的关系时，不难发现，当更多的劳动力在乡镇企业中就业时，贫困发生率也随之降低。
微观的数据也表明了就业结构与收入之间存在一定的相关关系（表3）。
在最穷的村庄，纯农业农户占农户总数的比例也最高。
相反，中低收入村庄中劳动力就业的最主要的形式是外出打工，中高收入村庄劳动力更多地从事小型企业经营活动，而收入最高村庄的劳动力则更多地在大型制造业企业中就业。
（五）对外开放和贫困
在整个改革时期，对外贸易的增长速度都超过了GDP的增长速度。
在80年代和90年代早期，外贸的年均增长率均接近15％。
尽管亚洲金融危机对外贸产生了一定的负面影响，但外贸总额仍然在1996－2000年间增长了近10％。
在中国于2001年末加入WTO后，外贸增长速度迅速提高，2002-2005年年均增长率更高达30%左右（国家统计局，2006年）。
在贸易对贫困的影响方面，许多过去的研究结果并没有定论。
一些研究者认为，贸易自由化改革政策有利于减少贫困，促进了穷人经济的增长（WorldBank,2002。
Dollar,2004）。
但也有研究表明，贸易自由化对贫困或收入的影响甚微（RavallionandChen,2003）。
我们最近的研究表明，贸易在促进总体经济增长的同时，也促进了农业生产结构向劳动密集型的农产品（如蔬菜、果树、水产品和畜产品等）方向调整，虽然平均影响不大，但大多数农民都在贸易自由化过程中得到一些益处（Huangetal.,2003and2007）。
当然也有一些农户，特别是那些种植土地密集型的粮棉糖等农产品的农户，在贸易自由化过程中，如果他们不能在非农部门得到贸易自由化带来的益处（如非农就业），可能会受到一些负面的影响。
（六）扶贫政策和贫困
中国长期以来致力于专项的扶贫政策。
大规模的扶贫工作开始于上世纪80年代中期，由政府主导的1986-1993年期间进行的大规模开发式扶贫和1994-2000年“国家八七扶贫攻坚计划，促进了贫困地区的经济发展（张磊等，2007）；但扶贫目标的瞄准性问题也引起了学术界的关注（Parketal.,1996。
WangandZhang,1998）。
为了提高扶贫资金的瞄准性和减贫作用，2001年以来,国家把扶贫目标从贫困县转向近15万的贫困村和绝对贫困以及相对低收入贫困人口，这一转变已经在实践中产生了积极的影响。
由于缺乏各地扶贫资金投入数量和结果数据，本文没有对扶贫投入和政策的影响做具体的分析。
有关这方面的情况详见张磊等（2007）。
三、经验模型设定
虽然上一节分析了贫困及其影响因素之间的关系，更精确的数量关系只有通过计量模型进行估计。
但是，上述可能影响贫困发生率的各因素既有可能直接对贫困发生率产生影响（例如经济增长和收入分配），也有可能是通过收入增长和分配间接对贫困发生作用。
简单的单方程OLS分析无法考察这种复杂的数量关系。
另外，许多变量也和贫困一样是经济增长的结果，甚至经济增长本身，也可以看作是经济结构变化的内生结果。
为此，我们建立了如下联立方程。
（1）PI=f（PGDP,PGDP2,URIR,AgGDP,）
（2）PGDP=f（URIR,RE,TradeLib）
（3）URIR=f（PGDP,PGDP2,AgGDP,RE,TradeLib）
联立方程组中共包括3个方程，分别是贫困发生率（PI）、人均GDP（PGDP）和城乡收入比（URIR）方程。
在PI方程中，PGDP2是PGDP的平方项。
AGR是第一产业GDP占GDP总额的比例，RE是乡镇企业增加值占GDP的比例。
在PGDP方程中，TradeLib有两是变量，一个是商品出口额占GDP比例，另一个是外国直接投资额FDI占GDP比例。
所用的数据是1985－2002年的28个省的数据（不包括西藏、海南和重庆），没有包括以上3个省是由于缺乏必要的历年来的所有数据。
所有价值数都是按2001年的不变计算，在估计模型时，我们还增加了控制区域差异的省级虚拟变量以及控制时期差异的年份虚拟变量。
对联立方程组，我们最终选择了用似不相关方法（SUR）进行回归，以控制各方程之间残差的相关性。
四、估计结果和说明
（一）计量模型估计结果
表4给出了对联立方程组的似不相关回归结果。
其中，贫困决定因素方程（PI）各变量的估计系数符号基本符合预期。
PGDP的估计系数显著为负，说明随着人均GDP的上升，贫困发生率会显著地下降。
但PGDP的二次项估计系数显著为正，说明当人均GDP上升到一定程度后，贫困发生率的下降速度会有所减慢。
我们利用模型的系数估计结果（表4），就经济增长对贫困的影响做了模拟分析，结果见图2。
图2说明虽然经济增长对农村减贫的作用极其显著，但它农村减贫的影响会因经济的发展而逐渐减弱，这可能是因为当经济发展到一定程度，农村贫困发生率也下降到相当低的水平，还保留在贫困线以下的人群，有相当部分是难以通过经济的总体发展来提高他们的收入，进一步减贫需要国家实施专门针对这些贫困人口收入保障的扶贫计划。
反映城乡收入差距的URID估计系数显著为正，说明城乡收入差距越大，贫困发生率就越高。
这一结果不仅符合我们的理论预期，而且具有较重要的政策含义。
它表明，即使在其它条件相同的情况下，城市导向型的经济发展将增加农村的贫困发生率，减少城乡差别则将有利于降减农村的贫困人口，发展向有利于农村的方向倾斜，会进一步降低贫困发生率。
体现经济结构变化的农业占GDP比例变量的系数显著为负。
这说明，在控制住收入和城乡收入差距的前提下，农业的快速增长将更有利于穷人经济的增长，促进贫困的减少，这同我们上一节的简单统计描述的结果一致。
除贫困发生率决定方程（PI）之外，联立方程组中其它2个方程的回归结果也值得一提。
在经济增长决定方程（PGDP）中，URID估计的系数显著为负，这是我们所预期的。
系数为负说明城乡收入差距的扩大或农村经济发展相对落后，总体经济的增长会相对下降，从而间接地减贫产生负面影响，提高贫困发生率。
乡镇企业的发展、国际贸易的扩张、以及外资的流入都会推动经济的增长，所估计出的系数都是正的，而且在统计上显著（表4的第2列）。
所有这些因素将通过对总体经济增长的影响而间接地影响到农村的贫困发生率。
在城乡收入差距决定方程（URID）中，总体经济发展（或人均GDP提高）同城乡收入差距存在U型的关系，经济发展首先使城乡收入差距缩小（人均GDP的系数为负），但随着经济进一步发展，城乡收入差距将进一步拉大（人均GDP的平方项系数为正，表4最后1列）。
在其它情况一样的条件下，农业增长将减少城乡收入差距（农业GDP比例变量的系数为负，表4），这同我们预期的相符合。
表4.中国农村贫困发生率模型的估计结果
贫困发生率
Ln（人均G
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