城镇贫困的因素分析及反贫困政策建议.docx

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城镇贫困的因素分析及反贫困政策建议

城镇贫困的因素分析及反贫困政策建议

洪兴建/李金昌

2012-10-1422:

02:

11　　来源：

《中国人口科学》（京）2005年06期第49～57页

　　【作者简介】洪兴建，浙江工商大学统计学院讲师；

　　李金昌，浙江工商大学统计学院教授。

　　【内容提要】文章主要以浙江省城镇贫困的实证分析为例，探讨城镇反贫困的有效政策。

作者测定了近两年的浙江省城镇居民收入贫困线和有关贫困指数、1997年以来相对贫困的变动轨迹、低保规模和标准，分析了影响浙江省城镇贫困的若干原因，在此基础上提出了城镇反贫困的若干政策建议。

　　【关键词】城镇贫困/因素分析/政策建议

　　一、引言

　　从20世纪90年代中期开始，随着国有企业改革和经济结构的进一步调整，中国城镇贫困问题开始凸显出来，贫困人口已成为影响社会稳定的一个主要因素，这个庞大的弱势群体正引起政府和社会越来越多的关注。

同时，为使经济发展进一步上台阶、上水平和保持长期集约增长，全力推进城市化从20世纪末开始被列为中国未来发展的重大战略决策。

城市化进程的推进，必将加快产业结构调整，加速农村人口向城镇集聚，在增强城市经济实力的同时，城镇贫困人口也将随之增加。

若不认真对待贫困问题，贫困造成的社会影响将大大削弱经济的持续稳定增长。

鉴于城镇贫困的重要性，学者们围绕城镇贫困问题进行了有益的探索。

（一）中国城镇贫困发生的原因

　　学者们近乎一致认为，现阶段中国城镇贫困是由一系列复杂因素所导致的。

导致贫困问题的主要原因既有贫困者个人的客观原因和主观原因，又有社会层面的经济、组织、文化等方面的原因；在社会原因的层面上，既有过去长期积累的难题，又有改革开放以来出现的新问题；既有国内的因素，又有经济全球化所带来的全球及国际影响因素（关信平，2003）。

李实（2002）认为，转轨时期城市下岗失业人员大量地和突发式地增加以及保障体制的不健全是20世纪末城市贫困恶化的两个重要因素。

当然，如果从深层次探求近年来失业增加的原因，由城市特权造成的对农民剥夺和国有企业经济效益低下等问题逐步被释放出来应该是非常重要的原因（胡景北，2004）。

（二）中国城镇贫困的特点

　　城镇贫困的原因虽然很复杂，但特点还是比较鲜明的。

从人员构成看，城镇贫困主体由原来的“三无”人员转向以失业人员为主；从地域分布看，中西部地区城市贫困者的绝对数量和比例都高于东部地区；从行业分布看，城市贫困人口主要集中在纺织、煤炭、机械、轻工、森林工业和军工业；从贫困者所在的单位所有制类型看，集体企业中贫困发生率最高，其次为国有企业。

　　（三）中国城镇贫困的规模

　　从20世纪90年代后期起，很多学者根据已有的官方统计数字和各种调查数据对中国城市贫困的规模进行估计，估计的贫困绝对人口数从1500万到5000万不等，估算的城市贫困发生率从5％左右到15％（关信平，2003）。

这主要是由于不同的学者和各城市地方政府在对贫困的测量中使用的标准不尽相同，加上各个城市的“低保线”又容易受地方财政投入能力的影响而偏离实际贫困，因此，迄今为止中国还没有全国范围城镇贫困规模的准确数字。

不过，根据民政部公布的数字，到2005年10月，全国城市中最低生活保障对象为2195.6万人（民政部网站，2005），这说明在城市人口中至少已经有6％左右的人被纳入到享受最低生活保障制度救助的贫困者范围。

如果考虑一些未被纳入保障范围和未被观察的贫困人员，全国城市中的实际贫困规模应该有3000万人左右，约占城镇总人口的8％。

　　浙江省作为中国经济比较发达的一个地区，其城镇贫困的规模和程度不太严重，2004年领取城镇最低生活保障费的居民只有8.7万人，但探寻其控制和解决城镇贫困的有益经验和不足之处，对处于城市化进程的中国城镇反贫困，无疑具有理论意义和实践指导作用。

　　二、浙江省城镇贫困的若干表现

（一）近两年城镇贫困的测定

　　1.城镇居民绝对贫困线的测定

　　为了比较准确地测算浙江省城镇居民收入的绝对贫困线，本文采用中国营养学会推荐的食物标准与5％最低收入户的支出水平来确定。

具体方法是：

首先由中国营养学会推荐的中等能量的每天标准食物量乘以5％最低收入户当年在各食物上的单价，得到最低的食品支出；再加上5％最低收入户的调味品支出，得到摄入最低营养品收入数量；最后加上5％最低收入户的非食物消费支出，就可得到最低的总支出，此即为贫困线。

根据上述方法测算，浙江省2002和2003年城镇居民的贫困线分别为月人均367元和360元（注：

2003年贫困线下降是由于浙江省城镇5％最低收入居民的非食品支出由2002年的每人每月158元下降为2003年的153元，但总的来看，随着农副产品价格的上升和非食品支出的增加，贫困线的上升是必然趋势。

），相应的恩格尔系数分别为56.9％和57.5％，这与60％的恩格尔系数贫困标准非常接近。

　　2.城镇居民有关贫困指数的测算

　　贫困指数的理论公式很多，但大多数比较复杂且不易于解释，因此实证分析中常用的并不多，主要有贫困发生率、贫困缺口指数、Sen贫困指数和FGT[，2]贫困指数（注：

设n个人的收入向量为y=（y[，1]，y[，2]，…，y[，n]），贫困者的收入向量为y[，p]=（y[，1]，y[，2]，…，y[，q]），且y[，1]≤y[，2]≤…≤y[，q]＜z≤y[，q+1]≤…≤y[，n]，z为贫困线，q为贫困者的人数，则贫困发生率H=q/n，表示贫困人口占总人口的比例，反映了贫困的广度；贫困缺口指数I=（1/q）（（z—y[，i]/z）），表示贫困人口平均的相对贫困缺口，是反映贫困强度的指标；Sen贫困指数S=H[I+（1-I）G[，p]]，其中G[，p]为贫困人口的组内基尼系数，该指标包含了贫困的广度、强度以及贫困人口内部的收入分布，是一个综合性较强的指标；FGT[，2]贫困指数p[，2]=（1/n）（（z—y[，i]/z））[2]，它最大的优点是满足可分解性，即总体的贫困指数等于各组贫困指数的加权平均，权数为各组人员数占总体人员数的比值，该指标可以进一步化简为H[I[2]+（1-I）[2]C[2]]，其中C是所有贫困者收入分布的变异系数。

）。

根据2002和2003年浙江省城镇住户有关调查资料，我们可以测算出上述贫困指数（见表1）。

　　表12002和2003年浙江省城镇贫困指数2002年2003年

　　贫困发生率H（％）5.924.43

　　贫困缺口指数I0.16330.1743

　　Sen贫困指数0.01630.0124

　　FGT[，2]贫困指数0.00280.0026

　　贫困人口之间的基尼系数G[，p]0.13320.1276

　　贫困线指数0.37590.3273

　　资料来源：

浙江省城调队住户处。

　　从表1可以发现，尽管贫困缺口指数从2002年的0.1633增加到2003年的0.1743，但由于贫困发生率从5.92％下降到4.43％，以及贫困人口之间收入差距有所缩小，使得Sen贫困指数和FGT[，2]贫困指数表现出下降的趋势。

这表明，2003年与2002年相比，浙江省城镇居民的贫困强度虽有一定程度的加剧，但贫困发生率的大幅度降低，使得以Sen贫困指数和FGT[，2]贫困指数衡量的总的贫困呈现出一定程度的减缓。

当然我们应该看到，虽然从绝对贫困看，浙江省城镇居民的贫困有所缓解，但相对贫困还是呈现出一定程度的恶化，贫困线由相当于2002年人均收入的37.59％下降到2003年人均收入的32.73％。

换句话说，如果2003年的贫困线仍是该年人均收入的37.59％，则贫困发生率较现在的4.43％肯定会上升，其他贫困指数也将出现一定程度的变化。

（二）城镇相对贫困的变动轨迹

　　由于受资料限制，本文无法对浙江省各年绝对贫困的有关指数变动轨迹做出反映，但从各年的统计年鉴中，我们选择了两个反映相对贫困的指标：

最低10％收入阶层的人均收入与总人均收入的比值以及处于总人均收入50％以下人口所占的比重。

表2的结果表明，最低10％收入阶层的人均收入从1997年相当于总人均收入的49.26％逐渐下降到2003年的34.04％，年平均下降2.54个百分点；并且相对贫困发生率也呈明显的上升趋势，从1997年的5.68％增加到2003年的15.51％，平均每年增加1.64％。

应该说，浙江省城镇居民相对贫困的上升趋势是非常明显的，而且上升的幅度相当大。

　　表2浙江城镇居民相对贫困的变动％1997年1998年1999年2000年2001年2002年2003年

　　最低10％收入与总人均收入之比49.2647.4946.6241.9538.4035.4534.04

　　平均收入50％以下人员所占比重5.686.857.5610.7812.0013.9815.51

　　注：

根据1998～2004年《浙江统计年鉴》整理计算。

　　（三）城镇低保规模和低保标准

　　浙江省城镇低保人数和保障资金投入的变化趋势如图所示，自1998年以来两者的上升趋势是非常明显的，年平均增长分别约为1.2万人和1970万元。

但低保标准的增速大部分年份远远小于人均可支配收入和人均GDP的增幅，且人均补差不到保障标准的60％。

表3为浙江省近年来人均GDP、城镇人均可支配收入和城镇保障标准的环比增长速度，不难发现，除2001年外低保标准的增速都小于前两者的增速。

从全国范围看，浙江省的低保标准应该是比较高的，但从相对贫困的角度分析，这个标准还是比较低的，这从低保标准与人均可支配收入一半的比值便可以发现。

表4为浙江省近年来平均保障标准和人均补差的数值，如果把人均收入的一半视为相对贫困线，则低保标准远不到相对贫困线的一半，平均为相对贫困线的37％。

此外，人均补差与低保标准的比值最大为1999年的71.85％，最小为2002年的45.81％，平均比值为54.5％，这表明低保居民实际获得的低保收入约为标准的一半，多数低保居民自身有一定的收入来源。

　　附图

　　图浙江省城镇最低保障人数及资金投入

　　资料来源：

浙江省民政厅低保处和计财处。

　　表3浙江省人均GDP、城镇人均可支配收入和低保标准增长速度％年份增长速度

　　人均GDP人均收入保障标准

　　19997.027.541.77

　　200010.5710.104.35

　　200110.1112.6859.17

　　200214.9012.053.66

　　200319.6512.506.06

　　200418.8410.364.76

　　资料来源：

浙江省民政厅低保处和计财处。

　　表4浙江省城镇平均低保标准和人均补差1998年1999年2000年2001年2002年2003年2004年

　　平均保障标准（元/月）113115120191198210220

　　人均补差（元/月）59.2182.6281.8594.9990.71104.57122.24

　　人均补差与保障标准之比（％）52.4071.8568.2149.7445.8149.7955.56

　　保障标准与人均收入一半之比（％）34.6132.7531.0443.8440.5638.2436.30

　　资料来源：

同表3。

　　（四）流动人口的贫困状况

　　因为目前关于流动人口贫困方面的资料比较少，笔者组织学生于2005年4月在流动人口比较集中的杭州市萧山区进行了一次调查。

在收回的全部191份有效问卷中，月收入在600元以下的约占15％（注：

此处月收入指的是劳动者的所有工资性收入，而非家庭人均月收入，若三口之家只有一个就业者，则家庭人均月工资不足200元。

需要指出的是，目前杭州市的最低月工资约为600元。

），每天工作时间超过10小时的约占55％，购买劳动或医疗保险的只有28％；近50％的人并没有选择每年至少回家一次，其中58％的人是因为经济问题，34％的人是因为交通问题；而在平时的休闲娱乐方面，有29％的人表示平时根本就没有休闲活动，52％的人平时休闲是在家看电视（见表5）。

虽然这只是一个小样本调查，其结论未必具有普遍性，但从一个侧面可以看出流动人口的一些基本生活状况，可以感受到他们物质的匮乏和精神的贫乏。

　　表5流动人口基本状况项目频率项目频率

　　月工资平时休闲

　　不高于600元14基本没有29

　　600～1200元65在家看电视52

　　1200～1800元15歌舞厅6

　　1800元以上6棋牌6

　　每天工作时间其他7

　　不高于8小时7是否回老家

　　8～10小时38是52

　　10～12小时42否48

　　12小时以上13不回家原因

　　有无参加保险交通问题34

　　有28经济问题58

　　没有72老家没什么人5

　　其他3

　　三、影响浙江省城镇贫困的若干原因

（一）不同行业工资水平的差距拉大

　　对大部分城镇居民而言，他们都在不同行业从事不同工作，行业的兴衰无疑会对其生活造成极大影响。

表6显示，1990～2003年14年间，浙江省不同行业工资的极差由1990年的775元猛增到2003年的21832元，变异系数也从1990年的0.095上升到2003年的0.323，行业差距扩大可见一斑。

此外，从各行业工资与所有行业平均工资之比的相对数来看，收入最高行业高出全部行业的百分比从1990年的27.1％上升到2003年的65.7％，而收入最低行业低于全部行业的百分比从1990年的7.8％上升到2003年的31％。

从1997～2003年各行业的工资水平及位次看，电力煤气和自来水业稳居第一，以下依次为卫生体育和社会福利业、科研技术服务业及金融保险业，最后3位分别为农林牧渔业、制造业和采掘业。

不难发现，一些依靠财政补贴和微利经营的基础行业的职工收入持续走低且增长缓慢，而一些垄断行业和新兴行业的职工收入水平很高且增长较快。

对于大部分低收入行业的职工来说，由于受各种主客观条件的制约和限制，他们一般很难转移到高收入的行业中。

一边是高收入行业的收入不断看涨，一边却是低收入行业的持续走低，行业差距的扩大无疑对浙江省城镇贫困的扩大起到了推波助澜的作用。

　　表6浙江省行业差距状况年份极差加权变异年份极差加权变异

　　（元）系数（元）系数

　　19907550.095199755830.203

　　19919490.099199873510.241

　　199213230.104199994700.256

　　199319790.1242000110170.259

　　199429390.1712001137430.271

　　199541750.1762002157380.283

　　199648240.1822003218320.323

　　注：

根据1991～2004年《浙江统计年鉴》整理计算。

（二）浙江省城镇居民收入来源的分项解释

　　城镇居民的收入来源主要有工资性收入、财产性收入、转移性收入及其他形式的收入，1993和2000年的基尼系数按收入来源（注：

基尼系数G可分解为：

G=（u[，k]/u）C[，k]=R[，k]C[，k]，其中u和u[，k]分别表示总平均收入及各分项平均收入，R[，k]表示第k项收入占总收入的份额，C[，k]代表各分项收入的集中指数，C[，k]和G的计算类似，只是计算时收入和人口份额依据人均总收入而非单项收入由低到高排列。

显然R[，k]C[，k]/G可以用来表示第k项收入对总基尼系数的贡献，若C[，k]＞G，可以认为该项收入相对总收入差距而言为差距促增；反之，若C[，k]＜G，则认为是差距减缩。

两个不同时期的基尼系数变化可以表示为△G=∑△R·C+∑△C·R+∑△R·△C，右边的三项分别称为结构性效应、收入集中效应和共同效应。

之所以选择1993和2000年作为对比年份，是因为《浙江统计年鉴》中1993年以前和2000年以后城镇居民的收入来源分组标志发生了较大变动。

）计算的结果见表7。

从表7中可以发现，对总收入差距贡献最大的当数工资收入，其次是转移性收入。

工资收入的比重由1993的75.71％下降到2000年的49.4％，下降了26.31个百分点；而集中指数却从1993年的0.1653（差距减缩）上升到2000年的0.2895（差距促增），上升了75.14％。

这表明经过20世纪90年代中后期的公有制企业改革，很多职工从公有制企业中分流出去，同时企业内部引入了竞争机制，拉开了职工之间的收入差距，两者的合力使得工资收入的贡献率下降了6.31个百分点。

由于国企职工、机关工作人员的下岗分流及社会保障体制的逐步规范，转移性收入比重的上升在情理之中，但集中指数的上升多少有点出乎意料。

究其原因，恐怕是领取退休金、赡养费等收入的人比较集中在中、高收入阶层，真正低收入阶层享受的份额在减少。

如果此推理成立，这就警示我们：

为了提高城镇居民低收入阶层特别是贫困阶层的生活水平，必须改变当前政府一些转移收入的发放方式。

个体收入的比重2000年比1993年增加了216％，但集中指数由0.4047下降到0.1437，最终贡献率从5.31％下降到4.65％，这表明90年代末和90年代初相比，从事个体经营的家庭多了，但多数是中低收入家庭。

其他就业者收入的集中指数由1993年的0.0797下降到2000年的—0.1133，表明此项收入高度集中在低收入阶层，有着同样效果的还有其他劳动收入和其他单位收入。

由此可以发现，虽然浙江省城镇居民整体收入水平上升较快，但绝对贫困线以下的人口数量并没有较快增长，一个重要的原因可能是大部分低收入阶层都在一些非正规企业从事工作，有一定的收入来源。

　　表7按收入来源分解的浙江省城镇居民收入差距1993年2000年

　　收入比重集中各项贡献收入比重集中各项贡献

　　（％）指数（％）（％）指数（％）

　　工资收入75.710.165364.9349.400.289558.62

　　个体收入2.530.40475.317.900.14374.65

　　财产性收入2.710.46026.471.670.42972.94

　　转移性收入16.760.216118.7924.140.270226.73

　　离退休再就业收入1.950.43174.371.200.42672.10

　　其他就业者收入0.310.07970.130.61—0.1133—0.28

　　其他单位收入———12.060.08524.21

　　其他劳动收入———2.990.08391.03

　　总收入1000.19271001000.2440100

　　注：

根据1994、2001年《浙江统计年鉴》整理计算。

　　对两个时期的基尼系数变化进行分解，得到∑△R·C=—0.0136，∑△C·R=0.0950，∑△R·△C=—0.0301，这表明造成城镇居民收入差距扩大的原因在于收入的集中效应。

若用交叉相乘法，有：

G[，1]=∑R[，i1993]·G[，i2000]=0.2877，G[，2]=∑G[，i1993]·R[，i2000]=0.1791，进一步说明了集中效应是导致城镇居民收入差距扩大的原因。

因此，为使城镇居民收入差距保持在一个合理的范围内，政府要对低收入居民进行职业培训以增强其就业竞争力，同时要加快产业结构调整，鼓励个体私营经济的发展，调整政府转移收入的发放以增强其济贫功能。

　　（三）浙江省城镇居民收入差距扩大的区域（注：

浙江省传统区域划分可分为两大块：

浙东北（包括杭州、宁波、嘉兴、绍兴、湖州和舟山）和浙西南（包括温州、金华、台州、衢州和丽水）。

）解释

　　总体收入差距的扩大，可能是各组成部分之间差距扩大造成的，也可能是各部分内部的差距扩大造成的，当然也有可能是两者共同作用的结果，塞尔（Theil）指数（注：

此处计算塞尔指数的形式为T=（1/n）ln（μ/x[，i]），式中n是总体单位数，x[，i]是第i个单位的收入，μ是总的平均收入。

当总体分为k个组成部分时，塞尔指数可以把总体的差距分解成组间差距和组内差距：

T=T[，间]+T[，内]=P[，i]ln（μ/μ[，i]）+P[，i]T[，i]，其中μ[，i]、P[，i]分别表示第i组的平均收入和人口份额，T[，i]表示第i组的塞尔指数，即T[，i]=（1/n[，i]）ln（μ[，i]/x[，ij]）（n[，i]表示第i组的人口数，x[，ij]表示第i组第j个单位的收入）。

）在这方面具有很好的解释能力。

表8是根据浙江省城镇居民人均可支配收入计算的塞尔指数及分解值。

从表8可以看出，1997年与2003年对比，浙西南区域内部的塞尔指数上升了2倍多，而浙东北区域内部的塞尔指数下降了近1倍。

从对总体塞尔指数的贡献率看，浙西南内部的塞尔指数对总体塞尔指数的贡献率由1997年的53.85％上升到2003年的80％，而浙东北区域内部的塞尔指数对总体塞尔指数的贡献率有较大幅度的下降，从1997年的46.15％下降到2003年的18.18％。

此外，两大区域之间几乎没有差距。

所以可以得出以下结论：

浙西南内部收入差距的扩大是浙江省城镇居民收入差距扩大的重要原因。

　　表8浙江省城镇居民人均可支配收入差距的区域分解年份塞尔指数（1000倍）塞尔指数的构成（％）

　　区域间浙东北浙西南全省区域间浙东北浙西南全省

　　199701.82.13.9046.1553.85100

　　20030.114.45.51.8218.1880100

　　注：

根据1998、2004年《浙江统计年鉴》整理计算。

　　对比1997年和2003年浙江省各地市的收入变化，浙西南区域的温州和台州两地居民可支配收入大幅度上升，远远大于同区域丽水和衢州的上升幅度，前者人均可支配收入分别增加了7001元和5793元，后者这一数值仅为3386元和3363元，由此不难理解浙西南内部收入差距的扩大。

　　而浙东北区域内部差距不大，较发达的宁波和杭州市人均可支配收入分别增长了5002元和5208元，该区域其他地区除舟山市外，增幅都大于上述数值，因而浙东北区域内部收入差距呈现了缩小的趋势。

因此，为使浙江全省城镇居民收入差距保持在比较合理的范围内，必须努力提高浙西南落后地区城镇居民的收入水平，这同时也是浙江省今后制定城镇反贫困政策的一个重要落脚点。

　　（四）增长和分配因素对浙江省城镇贫困的影响

　　为了进一步分析表1中贫困指数的变化成因，我们利用增长和分配分解模型（注：

Datt和Ravallion（1992）将总体贫困程度的变化分解为三部分因素：

增长因素、分配因素和残差项，增长因素指的是在洛伦茨曲线不发生转移的情况下，收入的变动对贫困变动的影响；分配因素定义为在人均收入不变的情况下，洛伦茨曲线变动导致的贫困变动；其他未解释的原因归结为残差项。

设两个时期分别为时期1和时期2，P（z/u，L）表示待测的贫困指数，则P[，2]—P[，1]=G（1，2；r）+D（1，2；r）+R（1，2；r）.其中G（1，2；r）=P（z/u[，2]，L[，r]）—P（