中国（不均衡）的反贫困进步

Public Disclosure Authorized WPS3408 中国减贫工作取得不平衡的进展 马丁·拉瓦里昂、陈绍华1 世界银行发展研究组 Public Disclosure Authorized 美国华盛顿 1818H 大街，NW，20433 2004 年 7 月 18 日 （根据 8 月 5 日的英文版校对） 1980-2001 年间，中国极端贫困的发生率急剧下降，然而减 贫工作在不同阶段及不同省份之间的进展并不平衡。尽管农村人 口向城市的流动对减贫工作也起到了一定作用，但大多数贫困人 Public Disclosure Authorized 口获益主要归功于农村地区的发展。对全国范围内的减贫工作而 言，经济增长的模式非常重要，即：农村地区的经济增长要远比 城市地区经济增长重要；农业要比第二产业或第三产业更为重 要。农业部门内部日渐上升的不平等程度极大地延缓了减贫进 展。在期初不平等程度相对严重的省份，减贫速度更慢，这是由 于这些省份不仅发展速度较慢，而且减贫对增长弹性也较低。农 业税和通货膨胀损害贫困人口的利益，而对外贸易对减贫则几乎 Public Disclosure Authorized 没有短期影响。 1 本文作者非常感谢中国国家统计局农村与城市住户调查机构的工作人员提供大量的 数据。同时非常感谢维尔马丁、托马斯·皮克逖、多米尼哥·万德维利、王水林、阿 兰·温得斯、国家统计局，也感谢在北京大学中国经济研究中心召开的麦克阿瑟基金会 2004 年 6 月会议的与会代表对本文给予的建设性意见。本文内容属作者的个人看法， 并不代表世界银行或其任何附属机构的观点。作者联系方式： mravallion@worldbank.org 和 schen@worldbank.org.  关键字 中国，贫困，不平等，经济增长，政策 1. 序言 本文意在记录和解释自邓小平于 1978 年发动市场化改革的 20 多年来， 中国在减贫工作方面所取得的显著成绩。针对新收集到的收入分配数据，我 们采用新划定的贫困线进行了分析（其中许多数据以前从未分析过），解决 了过去估计研究工作中存在的一些数据模糊问题。因此，我们得到了 1981- 2001 年间中国贫困和不平等的一系列测度数据，该数据系列时间跨度最长， 且最具内在一致性。虽然各省的数据并不完整，我们能够对 20 世纪 80 年代 中期以来各省的趋势进行估计。 有了这些新的测量数据，我们可以讨论发展经济学中长期存在的一些问 题。贫困人口在中国的经济增长中到底受益多少？产业和区域的增长模式对 减贫是否有影响？人口的城市化在减贫中有什么作用？初始分配如何影响增 长率和减贫率？经济政策发挥了什么样的作用？ 我们得到了如下主要发现： 第一个发现：中国在减贫方面总体上取得了巨大的进展，但是进展并不 平衡。自 1981 年以来的 20 年间，处在我们新定义贫困线以下的人口比例从 53%下降到 8%；但是，贫困人口的境遇也发生了一些退步。减贫在二十世纪 八十年代末、九十年代初出现停止，九十年代中期得到恢复，九十年代末又 2 停滞不前。贫困人口下降幅度中有一半是发生在二十世纪八十年代的前几 年。一些省份的减贫速度进展得比其他省份快很多。 第二个发现：不平等状况在不断加剧，但这种变化并不是连续地发生， 而是集中在某些时段和省份。中国农村地区的相对不平等状况比城市地区更 为严重，这同大多数发展中国家形成鲜明的对比。但是，随着城市不平等状 况的迅速增加，农村和城市的不平等状况在趋同。考虑到城市生活费增长率 较高，城乡之间的相对不平等没有出现上升的趋势。城市与农村之间、城市 与城市之间、农村与农村之间的绝对不平等程度略有上升，城市地区尤为严 重。 第三个发现：增长模式影响减贫进展。从全国来讲，农村人口向城市转 移有助于减贫，但减贫主要还是源于农村地区自身。就削减贫困和不平等而 言，第一产业（主要是农业）增长所发挥的作用大于第二或第三产业。如果 各产业之间的总增长率从 1981 年以来保持一致，那么贫困率下降到 8%所需 要的时间仅需 10 年，而不是 20 年。增长的区域结构对减贫同样有影响。一 方面，农村收入增长较快的省份减贫率往往也高；但本应对全国减贫最有影 响的省份，收入增幅却并不大。增长的模式影响着整体上不平等状况的演 变。农村和（尤其是）农业的发展降低了不平等的程度。农村经济增长缓和 了城市和农村地区各自内部的、当然还有二者之间的不平等程度。 3  第四个发现：不平等已经成为经济增长和减贫工作共同的关注点。假设 经济增长率不变而农村内部不平等程度保持不上升，那么中国的贫困人口将 不会超过实际值的四分之一（2001 年全国的贫困率将是 1.5%，而不是 8%）。但如果不平等程度的上升是经济高增长所应付出的“代价”，因为经 济高增长的确有助于减贫，那么上述计算将是站不住脚的。然而，我们并没 有发现能够表明二者之间这种折衷关系的证据。经济增长较快的时期并没有 导致不平等的更快增长。农村收入增长较快的省份里，不平等程度也并没有 急速增加。因而，不平等差距较大的省份实际上减贫工作进展缓慢，而非进 步较大。这些年来，贫困对不平等的（连续）增长反应得越来越敏感。中国 经济转型初期，贫困程度非常之高以至于不平等并不那么引人注目。这种情 况发生了变化。而且，即便不平等程度没有显著变化，历史经验显示：不平 等程度较大的省份在未来的减贫工作中将面临双重困难，即这些省份的增长 率将较低，并且增长对减贫的影响会更小。 2. 有关中国收入贫困和不平等的数据 我们使用的是中国国家统计局（NBS）农村住户调查（RHS）和城市住户 2 调查（UHS）的数据 。文革期间（1966-76年），国家统计局曾中止这些调 查，此后又重新启动（农村地区始自1980年，城市地区始自1981年）。早期 的调查规模很小。虽然所有省份自一开始就参与了调查，但早期调查中约有 4 30%的省份样本过小，以至于国家统计局认为尽管可以据之估计均值但却不 足以估计分布特性。然而，这似乎并不会导致偏差；我们不否定这样的零假 设，即：在被调查省份最先得到的贫困测度同样适用于“小样本”省份和其 3 它未参加调查的省份 。早期调查的样本尺寸较小，但仍然足以衡量中国整体 上的贫困程度；农调队在1980年对16000个住户进行了采访，城调队在1981 年对约9000个住户进行了采访；1985年以来，对农村地区进行全国性的调查 时，有代表性的样本规模约为70000个，城市地区有代表性的样本规模为 30000-40000个。 这些调查有个不同寻常的特点：它们的样框是基于中国的户籍登记制而 非采用人口普查方式进行的。这就意味着属于农村户口但转移到城市的一些 人将从城市抽样框中漏掉。从农村来的移民转移到城市后，他们的收入提高 了（农调队对他们汇回家的款进行了记录）；但是与城市居民的平均收入水 平相比，他们可能显得更为贫穷。为了防止结果出现向下偏差，城调队在进 行贫困估计时并没有包括城市居民专有的各种津贴和补助。 国家统计局有选择性地向外部研究人员提供某些省份某些年度的微观 数据，但是并不能提供任何年份完整的微观数据。我们将收入分配制成了表 2 关于这些调查的背景和设计，请参阅 Chen 和 Ravallion (1996) 和 Bramall (2001)。 3 被调查省份的贫困率比我们的主要贫困线高 1.9 个百分点，但与 0 没有太大的区别（t 值 =0.32）。这也适用于其他贫困测度。 5 格。这些表格中的绝大部分数据未公开出版，是由国家统计局提供的4。总收 入包括自给产品的推算收入，但不包括自有住房的推算房租（由于住房市场 化程度低，推算住房价格非常困难）。与通常一样，使用收入作为福利衡量 指标存在着局限性。例如，城乡居民的收入不平等不一定能够充分地反映出 其他方面的不平等，如获得服务的不平等（在城市地区更容易享受到健康、 教育、水和卫生等服务）。 1990 年,农调队改变了对农民所消费的自给农产品的评估办法，使用地 方市场价代替了公共收购价5。为了帮助我们校正这一问题，国家统计局提供 了使用这两种方式对 1990 年的分配情况进行汇总的表格；这样，我们可以 估计如果国家统计局在二十世纪八十年代后期使用新的评估办法，那时的收 入分配会是什么状况。本文附录中详细介绍了对评估办法所做的修定，修改 的办法沿用了二十世纪八十年代末期的低贫困测度。 根据调查结果测量贫困时，我们使用了两种贫困线。一种是长期以来使 用的“官方贫困线”，即农村地区按 1990 年价格为每人每年 300 元。（并 无可比的城市贫困线）。很多观察家认为这条线太低了，未能正确反映出人 4 在国家统计局的年鉴中有许多汇总，但是它们仅提供每个收入阶层家庭的百分比；每个收入阶层 如果没有平均收入和平均家庭规模，这些汇总无法对洛伦茨曲线进行准确的估计。有些数据只出 现在省统计年鉴或者家庭调查年鉴里。 5 过去的估计采用二十世纪八十年代的“旧价格”，九十年代以来采用“新价格”，忽略其间的价 格变化。Chen 和 Ravallion (1996)为一些省份 1985-90 期间的微观数据制定了统一的序列。可是， 如果数据不成套，序列就没有可行性。 6 们对何种状况在中国构成“贫困”的普遍看法。这也不足为奇，在如此快速 发展的经济体中，拥有什么样的收入才是脱离贫困也是不断变化的 7。 在与作者合作的过程中，国家统计局制定了一套新的贫困线，以便更 好地反映目前的实际情况。新的贫困线使用了富有地区特点的食品包（food bundle），城乡又有不同的食品包，各省分别以中值计算城乡地区的食品包 价格。食品包的价格以位在全国最贫穷地区中第 15 和第 25 个百分点之间地 区的食品包的实际消费情况为基数。这些包所含热量需要达到每人每天 2100 卡路里，其中 75% 来自粮食 8。非食品消费的额度是以总开销等于食品贫困 线的临界点附近家庭的非食品开销为基础的，各省不同，城乡也有差异。这 些方法与 Chen 和 Ravallion (1996) 和 Ravallion (1994)的方法很接近。 在测量全国范围的贫困情况时，我们只是简单地使用了各地贫困线的均 值。舍零取整，我们选择 850 元/年作为农村地区的贫困线，1200 元/年作为 城市地区贫困线，均为 2002 年价格。理想的方案是：将地区贫困线应用到 各省，然后进行汇总以确定全国的贫困情况。然而，我们只能得到 10-12 年 省级的农村数据，这么做将损失大量的信息。我们根据 2002 年城乡贫困线 之间的差距，折算出农村贫困线 300 元时的城市贫困线。最后，我们使用国 家统计局提供的城乡消费价格指数（CPI）换算出不同时期的贫困线。 7 尽管起初对低收入的弹性较小，但贫困线还是随着平均收入水平的增长而不断攀升。 7  在测量总体不平等和城乡之间的不平等状况时，我们将城乡贫困线作为 调整城乡生活费（COL）的平减指数。过去对不平等的研究忽略了城乡生活 费的差别，下文我们将会发现这确有影响。然而，我们的生活费调整法可能 不是最理想的，它并没有区分不同层次的收入水平。 我们提出三种贫困测量办法：人头指数（headcount index, H）指个人 收入低于贫困线的人数占总人口的百分比。贫困差距指数（PG）指平均线以 下人口距贫困线的平均差距占贫困线的比重（平均时将具有零差距的非贫困 人口考虑在内）。第三个标准为贫困差距平方指数（SPG），以自身为权重 对个体的贫困差距加权，这样就可以反映出贫困人口中间的不平等状况 (Foster et al., 1984)。三种方法的综合测量都是将人口分散到各组中， 以人口数量为权重进行计算。参考文献 Datta 和 Ravallion (1992)介绍了我 们所用的测量方法是如何估计洛伦茨曲线、以及如何利用国家统计局的汇总 数据计算贫困测度。 3. 中国 1981-2001 年间的贫困测度 从表 1 可以看出，城市（普查）人口比例从 1980 年的 19%上升到 2002 年的 39%。尽管政府对人口流动进行过限制（二十世纪九十年代中期以来限 制变小），城市化的步伐仍然快得惊人。对照而言，印度（没有人口流动限 8 没有后者的条件，农村食品包则被视为营养不充分（从蛋白质和其它营养物的角度）；城市的食品包营养 则相对较好。为了保持一致性，城市和农村的食品包都有限制条件。 8 制）的城市居住人口比例同期从 23%上升到 28%。看起来，由于经济的增 长，中国城市劳动力需求的增加成为农村人口向城市转移的动力。 表 1 的生活费差异在统计期内从 19%上升到 2002 年的 41%。这反映了一 个事实，即：城市消费价格指数（CPI）所反映出的长期通胀率比农村消费 价格指数（CPI）反映出的长期通胀率高；城市消费价格指数从 1980 年的基 6 数 100 上升到 2001 年的 438，而同期农村消费价格指数则升至为 368 。 表 1 还显示了我们对农村和城市地区收入均值的估计情况。虽然生活费 调整使差异大大缩小7，但表 1 仍然反映出中国经济的一个显著特点：城乡地 区的平均收入存在巨大的差异。我们将在第五节讨论城乡不平等的影响。 表 2 显示的是农村地区的贫困测度，表 3 显示的是城市地区的贫困测 度，而表 4 则是全国综合情况。图 1 用两种贫困线显示全国的人头指数。使 用新的口径后，人头指数从 1981 年的 53%下降到 2001 年的 8%。我们用 1981 年的数字对 1980 年进行保守估计，1980 年的全国人头指数应为 62%。 对所有年份和所有测量办法进行比较，农村贫困状况都超过城市地区， 而且差距很大。可以得出这样的假说，即：从全国范围来讲，快速的城市化 进程可以减贫。农村的贫困测度虽然在二十世纪八十年代末、九十年代初以 6 尽管城市人口比例和城乡生活费差别之间存在很强的相关性性，这看上去不太真实；这些变化在统计期内 不存在相关性。 7 因为后者的调整以贫困线为基础，所以可能不适用于计算平均值（至少在期末）；但是，这是我们的最佳 选择。 9 及统计期的最后两年出现明显的倒退，但是总体上仍然出现很强的走低趋 势。城市的贫困测度虽然出现较大的动荡，但也显示下降趋势。 统计期内，某些阶段减贫工作的进展比其他阶段大。二十世纪八十年代 的开始几年，贫困急剧下降，主要表现在农村地区。使用我们的新贫困线， 农村地区的贫困率从 1980 年的 76%下降到 1985 年的 23%。二十世纪八十年 代末、九十年代初是中国贫困人口的困难时期；二十世纪九十年代中期，减 贫工作重新取得进展，九十年代末进展明显减缓，农村地区的贫困又出现上 升迹象 11。 我们可以将全国贫困的变化情况分解为“人口转移效应”和“部门内部 12 效应” 。 Pt 表示 t 时期的贫困率， Pti 是部门 i=（u 代表城市,r 代表农村） 在 t 时期的贫困测度，同期相应部门的人口比例为 nti 。我们可以将 t=1981 和 t=2001 之间的贫困变化严格地分解为两部分： (1) P01 − P81 = [n01 r r ( P01 − P81 r ) + n01 u u ( P01 − P81 u )] + [( P81 u − P81 r u )(n01 − n81 u )] 部门内部效应 人口转移效应 部门内部效应是指统计期内贫困测度的变化情况，以最后一年人口的比 例加权；人口转移效应则测量统计期内城市化的贡献度，以起始年份城乡贫 困测度的差值加权。 11 Benjamin et.,(2003)在使用不同的测量方法和数据时，同样发现二十世纪九十年代末期中国农村最贫困人 口的生活水平下降了。 12 这是 Ravallion 和 Huppi(1991)建议的贫困测量的分解办法之一。 10  表 5 显示的是使用新贫困线后的贫困分解情况。我们发现：全国的人头 指数下降了 45 个百分点，其中 35 个百分点是由部门内部效应造成的（其中 33 个百分点是因为农村地区贫困下降造成的，只有 2 个百分点是因为城市地 区贫困下降造成的）；人口从农村向城市转移造成人头指数下降 10 个百分 点。用其他方法进行贫困测量，结果非常类似，只不过农村地区效应在贫困 差距平方指数法和贫困差距指数法中显示略高，而在人头指数法中效应最 低。从表 5 下部数据可以看出，上述情况在 1991-2001 年同样很相似，主要 差异是：使用旧贫困线时，“城市内部”比例下降到零，农村比例则上升到 80%左右。 因此，我们可以发现全国的贫困下降 75—80%的原因归功于农村地区的 减贫，其余的大部分归功于城市化。了解农村减贫的驱动力对理解国家在减 贫方面取得的全面成就显然非常重要。 4. 减贫与经济增长 经济增长率是统计期内中国减贫进展呈现出多样性的一个主要决定因 素。全国人头指数对数与全国均值对数的回归系数为-1.43，t 值为 15.02。 然而，考虑到两个序列都不是常量，这一结果并不可靠；人头指数对数与均 值对数的回归残数显示了很强的序列依存关系（D-W 统计量为 0.62）。对 11 序列进行差分分析能够解决这一问题 13。表 6 显示的是每个贫困测度差值对 数与人均收入对数的回归结果（本文所有的增长率都是年度差分对数）。由 应变量和自变量测量误差造成的普通最小二乘（OLS）估计值有可能上偏； 均值高估时，贫困测度将被低估。对调查数据进行人均收入测量时，我们根 据 Ravallion (2001)的办法，将人均 GDP 的增长率作为测量工具，其假设前 提是：这两个数据源的测量误差不存在相关性（中国的国民核算主要以行政 数据而不是以调查数据为依据）。表 6 中 OLS（普通最小二乘）和 IVE（工 具变量估计）结果证实了对其他国家的研究结果，即：较高的经济增长率往 14 往伴随较高的减贫率 。 隐含的贫困─平均收入增长弹性在人头指数法下 超过 3，在贫困差距指数法约为 4。IVE（工具变量估计）弹性与 OLS（普通 最小二乘）弹性很接近（甚至略微高一些），说明相关性的测量误差不是偏 差的主要原因。 我们还注意到，表 6 中截距为正并且很大。根据 OLS 估计结果，在零增 长时，H（人头指数）每年上升 11%，PG（贫困差距指数）上升 16%，SPG （贫困差距平方指数）上升 19%。因此，中国贫困的下降是两种强大但相反 的力量（不平等的上升与经济的积极增长）较量的最终结果。 13 三个贫困测度对数的一阶差分的相关图并未显示明显的自相关。均值对数的一阶差分仍然显示 正序列相关，贫困测度差分对数与均值差分对数的回归残数没有显示出序列相关迹象。 14 关于这一点的证据，我们可以在 Ravallion (2001)中找到。 12  表 6 对各种情况进行回归，其中包括不平等变化率的回归，不难发现它 对贫困产生强烈的积极影响（回归可以被看作是贫困测度和作为测量依据的 均值分布之间潜在数学关系的一种对数线性模型逼近）。 更有意思的是， 时间和不平等变化之间存在正交互效应（表 6），这证明了时间趋势对不平 等的强大影响。在此期间中国贫困状况的变化比较容易受不平等情况的影 响。事实上，表 6 的交互效应的大小反映出 1980 年前后贫困—不平等弹性 实际上为零；但是，人头指数法下的弹性在 2001 年上升到 3.7，在贫困差距 指数法下为 5-6。 中国在治理绝对贫困方面取得了长期的成功，经济增长在其中发挥了重 15 要的作用，有数据表明这种成功与增长的部门结构有关系 。 如果我们将 人均 GDP 分成 n 个来源，然后按照 Ravallion 和 Datt (1996)的方法解下列 检验方程时，就可以清楚地看到这一点。t 时期的总体均值为 µ t = ntr µ tr + ntu µ tu ，其中 µ ti （i=r,u）分别代表同期农村和城市的均值。总体均 值的增长率因而可以记作 ∆ ln µ t = st ∆ ln µ t + st ∆ ln µ t + [ st − st (nt / nt )]∆ ln nt ，其 r r u u r u r u r 中 st = nt µ t / µ t （i=r,u）代表收入份额。现在我们就可以用如下回归方程来检 i i i 验增长的结构是否有影响： 15 人们通常强调增长的部门结构对减贫的重要性；关于这些论点和论据的具体内容，详见 Lipton 和 Ravallion (1995)。下列分析采用 Ravallion 和 Datt (1996)的方法；发现增长结构对印度的减贫影 响。 13  ntr (2) ∆ ln Pt = η0 + η r str ∆ ln µ tr + η u stu ∆ ln µ tu + η n ( str − stu . u ) ∆ ln ntr + ε t nt ε t 是白噪声误差项。如此构造回归方程的原因也很明显，请注意：当方 程（2）中所有η (i=r,u,n) 都相等时，它就退化成为减贫速率与增长率 i （ ∆ ln µ t ）之间的简单回归了。因而，检验假设 H0:η i = η 是否对所有 i 均成 立就可以验证产业城乡增长结构是否有影响。 表 7 给出了三种贫困测度的计算结果。很明显，所有情况下增长构成无 关紧要的零假设都是不成立的。当然，我们是无法拒绝只有农业收入增长率 对减贫有贡献的零假设的。 我们还使用了第二种分解方法，即把人均 GDP 分成 n 个来源构造出如下 的检验方程： n (3) ∆ ln Pt = π 0 + ∑ π i sit ∆ ln Yit + ε t i =1 Yit 是来源 i 在 t 时期的人均 GDP， sit = Yit / Yt 是该项来源所占份额， ε t 是 白噪声误差。在参数 π i = π （i=1,..,n）的特殊情况下，方程式（3）退化为 减贫率与人均 GDP 增长率的简单回归( ∆ ln Yt )。 统计期内，我们只有 21 个观察值，因此不可能将 GDP 分解得很细。我 们采用了一种对 GDP 的由来的标准分类法，即“第一产业”（主要是农 业）、“第二产业”（制造和建筑业）和“第三产业”（服务和贸易）。图 14 2 显示这些产业在统计期内的变化情况。第一产业比例从 1980 年的 30%下降 到 2001 年的 15%；第三产业比例的上升弥补了第一产业发展比例的下降。但 应注意的是，这些都是高度综合的 GDP 成分；或许是由于收缩的（特别是国 有企业）和扩张的（例如劳动密集型的出口）制造业同时起作用，第二产业 的比例几乎不变。 表 8 提供了 H（人头指数）法和 PG（贫困差距指数）法的检验方程，表 9 显示了 SPG（贫困差距平方指数）法的结果（我们将会看到，该方法要求 的规格略微不同）。我们发现不同产业的增长对减贫率的变化确有影响；第 一产业的影响远远大于第二产业或第三产业；后两个产业的影响基本相似 （我们无法拒绝零假设，即它们的影响是一样的）。对于 SPG（贫困差距平 方指数）法，我们无法零假设，即只有第一产业起作用；表 9 给出了这种情 况下的受限模型。我们的结论与 Ravallion 和 Datt (1996)关于印度的情况 一致，尽管印度第三产业增长所产生的影响比中国相对更大。 从这些综合性的结果中无法判断出第一产业的增长对减贫的影响到底源 自何处。由于农村地区农业土地使用权分配相对公平、贫困范围广而深，我 们因此可以得出一个应该合理的结论，即：农业增长使贫困人口大大受益。 有证据证明中国的农村家庭可能还要受外部效应影响。农村发展一个重要的 外部因素是经济活动成分的地方化。在中国贫穷的西南地区，Ravallion 15 (2004)发现当地的经济活动成分对家庭消费增长具有不可忽视的作用。当地 某一产业内经济活动的构成对这一产业的收入增长具有很大的积极效应。还 有很多影响很大的交叉效应，特别是从农业到某些非农业活动。所有产业 中，对正外部性贡献最大的是农业。 度量经济增长的部门结构对减贫贡献率的虚设指标就是假设所有三个产 业以同样的比率增长时减贫的速率，我们将这种增长称为“平衡增长”。如 果是这样，1981 年 GDP 的产业比例就保持不变，即第一产业对 GDP 的贡献度 总为 32%。表 8 中的人头指数（取决于 GDP 总体增长率）的预期变化率则为 0.155 − 4.039 ∆ ln Yt （以表 8 为基础，4.039=0.32 x 7.852 + 0.68 x 2.245）。在同样的 GDP 增长率下，平均减贫率每年就会成为 16.3%，而不是 9.5%。如果用人头指数法对这 20 年的数据进行统计，将贫困率从 53%降低到 8%需要约 10 年的时间。 出现这种情况是假设平衡增长时总体增长率保持不变是可能的。这里可 能存在一个权衡取舍，其原因一方面是由于生产与一些综合要素的供应刚性 存在一定的替换可能；另一方面是由于政府在公共基础设施建设方面因财力 不足而改由私人参与。在这种情况下，表 7 确定的两种增长成分（ s1t ∆ ln Y1t 和 s2t ∆ ln Y2t + s3t ∆ ln Y3t ）之间的相关度为–0.414。可是，此相关关系只有在 6%的水平才有意义；很明显，在统计期内存在某些阶段（1983-84，1987-88 16 和 1994-96），第一产业的增长与第二、第三产业的混合增长率都在平均线 以上。 我们已经看到，增长成为解释减贫率变化的重要因素。如果直接使用调 查得到的均值衡量，减贫率变化值的一半是受增长的影响。如果采用国民核 算法，经济增长能够解释减贫率差异的五分之一；当我们考虑到增长的部门 构成时，增长对这种差异变化的影响扩大了一倍，表明第一产业的重要性正 在日益超出第二产业或第三产业（当然，在部门内也可能存在异质性）。 5. 不平等与增长 许多文献曾经对中国的不平等现象进行过很局部描述，它们只是反映了 某些时期（据我们所知，Kanbur 和 Zhang, 1999 对 1985-95 涉及到的时间 最长）和/或某些部门或省份情况。如我们将看到的那样，这种局部描述带 有很大的片面性。本节我们将首先研究城乡之间的不平等，然后对部门内及 整体情况进行考察，最后分析不平等与增长之间的关系。 城乡之间的不平等是否加大了呢？图 3 显示了城乡平均收入比的变化情 况。如果不调整生活费差异，那么城乡居民平均收入比就会表现出很强的增 长趋势。此时，平均收入比率与时间的回归系数为 0.047，t 值为 3.12（已 经将误差项的序列相关纠正过）。然而，调整后的回归系数下降到 0.021， 在 5%的显著性水平下（t=1.79）这已经与零没有太大区别。我们注意到仍然 存在相对较长的分阶段趋势。这其中的 1986-94 期间曾经被 Yang (1999)研 17 究过，他据此认为中国改革后城乡居民平均收入差距出现上升趋势。但很显 然这并不是整个改革时期的普遍特征。事实上，城乡收入平均值比率在二十 世纪九十年代中期急剧下降，尽管九十年代后期又出现反弹。 城乡地区之间的绝对不平等出现增长趋势，从图 4 所显示城乡平均收入 （以 1990 全国平均值为标准）绝对差异的变化情况中可以验证这一点。绝 对差异（这个数再次作为时间的回归系数计算）的趋势是每年 0.044，t 值 为 3.40（同样纠正了误差项的序列相关性）。但也曾出现与这种趋势相反的 时期，如二十世纪八十年代初期和九十年代中期。 在考察城市和农村地区各自内部的不平等情况时，我们可以看出一个增 长的趋势，尽管农村内部不平等在二十世纪八十年代初期和九十年代中期曾 出现下降（表 10）。与大部分发展中国家形成鲜明对比的是：尽管中国城市 的不平等增长率比农村高，但是农村地区相对收入的不平等情况比城市地区 严重；看起来，其他发展中国家的模式在中国的将来也会出现。我们还注意 到，城市和农村不平等的变化似乎存在一个共同的影响因素；农村基尼指数 对数形式一阶差分与城市基尼指数对数形式一阶差分的相关系数为 0.69。下 文还将回头探讨这个问题。 在计算全国的基尼指数（表 10）时，我们对城乡的生活费进行调整。该 表还列出了未调整的估计值（就如以前的研究一样）。如同人们预期的那 18 样，全国的整体不平等状况比城市内部或农村内部的不平等状况都要严重， 如果使用生活费用调整城市地区基尼指数，不平等状况将会有所缓和。由表 10 可以看出，生活费的调整使 2001 年总基尼指数下降了五个百分点以上。 全国的不平等增长趋势很明显（图 5），但在分阶段内却没有发现增长：不 平等在二十世纪八十年代初和九十年代中期得到下降。 如果使用绝对测量法，不平等的加剧现象将更加显著。图 6 显示的是绝 对基尼指数，用固定均值（1990 全国均值）对绝对差进行归一化调整（因而 绝对基尼指数并不是小于 1 的）。很明显，农村地区的相对不平等程度比城 市地区高，这与绝对不平等的情况相反，城市地区的绝对不平等程度在任何 时候都比农村地区高。 不平等的加剧严重抑制了增长对贫困的影响。如果使用 1981 洛伦茨曲 线和 2001 年农村的平均值对贫困测度进行重新计算，我们可以发现农村地 区的贫困率（上线）在 2001 年将会下降到 2.04%，而不是实际的 12.5%。同 样地，农村的 PG 指数（贫困差距指数）将会下降到 0.70%（而不是 3.32%），SPG 指数（贫困差距平方指数）下降到 0.16（而不是 1.21）。在 这种情况下，城市地区将会消灭了贫困。但是，即便在测量 2001 年城市贫 困状况时采用当年真实的贫困测度（让城市内的不平等状况象实际一样加 剧），全国贫困率也应该会下降到 1.5%。 19  这样就提出了一个问题，即：如果不平等没有加剧，是否还能实现同样 的增长率。如果放松对经济的控制必然导致不平等的加剧，那么我们将是低 估了 2001 年的贫困水平，那本应在农村贫困程度没有上升的情况下度量 的。 统计期内的不平等状况加剧，期间平均收入也在提高。基尼指数与人均 GDP 回归系数的 t 值为 9.22（相关系数为 0.90）。但是，这一相关性可能并 不可靠；D-W 统计量为 0.45，说明残差存在很强的自相关性。这不足为奇， 不平等和平均收入各自趋势都很强劲，或许是受不同因素影响。 一个更好的检验办法是观察统计期内不平等变化与增长率变化之间的相 16 关性 。没有观察到明确迹象能够表明中国的经济增长是以较严重的不平等 为代价的。GDP 增长率和差分对数形式基尼指数之间的相关系数为-0.05。回 归系数的 t 值为 0.22（D-W 统计量为 1.75）。所以没有迹象表明：高增长率 必然带来严重的不平等。 如果我们不使用总年度数据，而是按照全国不平等率上升或下降（如表 11）将整个时期分成四个阶段，也可以确认上述观点。假如存在整体上的此 消彼长，我们将会发现不平等状况加重时期的增长率较高。事实上情况并非 如此，在增长率最高的两个阶段，不平等率下降。 基尼对数与 GDP 对数一阶差分的回归尽管没有显示残数之间的序列相关性，GDP 对数一阶差分 16 的第一正序列相关度仍为 0.48 的。因此，差分的规格是合适的。 20  上述计算并没有显示出增长与平等之间存在短期替代关系，也许是时间 段太短而未形成效应。另外一个检验办法是观察增长率高的省份不平等率是 否也高；我们将在第 7 节讨论这个问题。 17 增长的部门结构在不平等的演进过程中发挥着什么样的作用 ？重复基 于方程（2）的检验，我们发现增长的城乡结构同基尼指数之间存在较强的 相关性： (4) ∆ log(Gt ) = 0.020− 0.511 str ∆ ln µ tr + 0.466 stu ∆ ln µ tu − 0.366 [ str − stu ( ntr / ntu )]∆ ln ntr + ε ˆtG (1.285) ( −4.399 ) ( 2.651) ( −0.208 ) 2 R =0.622; n=20 没有迹象表明人口变化对不平等总量有什么影响，农村与城市的相关系数 加起来仍约为零。将不平等的变化率作为城乡增长率差值的一个递增函数 时，联合约束 η + η = 0 及 η = 0 易于得到验证。 r u n (5) ∆ log(Gt ) = 0.015+ 0.499( stu ∆ ln µ tu − str ∆ ln µ tr ) + ε ˆtG R2=0.619; n=20 ( 2.507 ) ( 5.405) 如果从源头方面看中国的 GDP 成分，可以发现第一产业的增长与低不平 等率具有相关性，而第二或第三产业与增长与之并无相关性。这一点可以从 表 12 得到证实。 很明显，第一产业的增长缩小了城乡居民收入的差距，从而降低了不平 等程度。第一产业的增长与城乡居民平均收入（对数形式）比值变化之间存 在负相关；如果把第一产业的增长滞后一个时间单位，使用城市平均值对数 21 ( Yt u )与农村平均值对数( Yt r )的 OLS（普通最小二乘）回归公式得到相关性将 会最强，即： 2 (6) ∆ log(Yt u / Yt r ) = 0.044− 0.969 ∆ ln Y1t −1 + ε ˆtY R =0.437; n=20 ( 2.657 ) ( −3.802 ) 第一产业的增长使农村地区内部的不平等率下降；同时，第二产业的增 长使农村地区的不平等率提高 18。 2 (7) ∆ log(Gtr ) = 0.010− 0.219(∆ ln Y1t − ∆ ln Y2t ) + ε ˆtr R =0.346; n=21 (1.892 ) ( −4.516 ) 第二和第三产业的增长使城市地区的不平等率上升，但是没有迹象表明 第一产业的增长（大部分源自农村地区）对城市内的不平等状况产生影响。 第二和第三产业的效应滞后一年时变得最强烈，但是两个产业之间没有区 19 别；下面是城市不平等变化率的简单回归公式： 2 (8) ∆ log(Gtu ) = − 0.064+ 1.340( s 2t −1 ∆ ln Y2t −1 + s3t −1 ∆ ln Y3t −1 ) + ε ˆtu R =0.396; n=21 ( −2.078 ) ( 2.989 ) 在平均收入调查数据中，我们发现了增长模式的另外一种观点。表 13 是全国、城市地区和农村地区的基尼指数对数差分与农村和城市平均收入增 长率对数差分的回归情况。通过对 GDP 结构的一致分析，我们发现农村收入 的增长导致全国不平等程度的下降，对城市和农村地区均是如此。然而，农 17 关于不平等和发展的文献强调增长的部门构成的重要性（具体例子见 Bourguignon 和 Morrison, 1998）。 18 下列回归的同质性限制顺利通过，如果对 ∆ ln Y2t 加到回归公式中去，其系数的 t 值为 0.45。 回归残数存在（负）第一序列相关。尽管标准误差降了很多（t 值为 3.942），为了对此进行纠 19 正，斜率降到 0.974。 22 村地区存在一个很强的、基本上属抵消性的滞后效应，农民收入的增加本来 可以降低农村地区的不平等率，但是，这种滞后效应可能会冲击农民的收 入。城市居民收入的增长使全国不平等和城市内部不平等情况加剧，而没有 使农村地区的不平等情况加剧。这与 Ravallion 和 Datt (1996)对印度的研 究成果相一致。 那么是什么推动了城乡地区的不平等状况的共同缓和呢？答案似乎在于 农村收入的增长。我们已经看到，无论是城市还是农村地区，基尼指数对数 的一阶差分与农村收入增长存在负相关。控制了这一共同因素，表 13 显示 20 农村不平等状况的回归残差与城市不平等的回归残差没有太大的相关性 。 6. 总体经济政策与收入分配 二十世纪八十年代初期，伴随着集体经济的解散和“家庭联产承包责任 制”下农村土地使用权的私有化，第一产业 GDP 和农村减贫工作取得很大的 成绩（以前的农业土地由生产队耕种，所有成员平均分配）。文献指出，这 些改革刺激了中国经济转型初期农村经济的增长(Fan, 1991; Lin, 1992; Chow, 2002)。对于这次改革，我们不能肯定是否还有其它更好的办法；但 是，将 1981-1985 农村地区的贫困状况的改变中的大部分归功于农业改革应 该是合理的。农村人头指数从 1981 年的 64. 7%下降到 1985 年的 22.7%（表 在解释城乡基尼指数变化的相关度方面，使用调查测量的农村经济增长作为数据比使用第一产 20 业 GDP 更好。 23 2）。按照农村人口比例计算，1981-2001 年间，全国贫困率下降 77%。即便 还有其他因素促成 1981-85 年农村贫困率下降了五分之一，我们仍可以认为 中国早期的农业改革为中国 20 年来贫困率的下降做出了 60%以上的贡献。 农业价格政策在此期间产生了影响。中国政府制定了粮食收购价，要求 农民以低于市场价的价格向政府交纳公粮。对于一些农民来说，多生产粮食 相当于多纳税；对于另外一些农民来说，这会影响生产粮食的积极性。显 然，这种政策不受农民欢迎（参见 Kung, 1995 关于中国农民的态度的调 查）。 通过提高粮食收购价来降低这种税收提高了第一产业的 GDP。我们发现 第一产业 GDP 的增长率与实际的粮食收购价格（我们使用了农村消费价格指 数来平抑名义价格）之间存在较强的相关性，具体情况见图 7。这里同时存 在即时效应和滞后效应，第一产业 GDP 增长率与当期和滞后的实际收购价格 （PP）变化率之间的 OLS（普通最小二乘）回归公式表示如下： (9) ∆ ln Y1t = 0.045+ 0.210 ∆ ln PPt + 0.315 ∆ ln PPt −1 + ε ˆt R2=0.590; D-W=2.60; ( 5.937 ) ( 2.152 ) ( 3.154 ) n=19 我们发现政府收购价格的变化与不平等变化之间存在较强的负相关；图 8 描述了这两个序列（政府收购价变化滞后一年）的情况；简单相关系数为- 0.609。 24  减少农民的这种税收已经成为减贫的一项有效的短期政策。人头指数变 化率 ∆ ln H t 与 ∆ ln PPt −1 的回归系数为 –1.060 (t 值为 3.043)。这种作用是 通过农业收入实现的，我们已经看到，它对粮食收购价格的反应很敏感。如 果对我们第二和第三产业的增长进行控制（这些增长不太可能受粮食收购价 格影响），回归系数则为-1.091（t=2.994）。对于后两种指数而言，全国 贫困相对收购价格的弹性要更高：使用 PG（贫困差距指数）时，回归系数 ( 自变量、应变量均取对数差分)为-1.433(t=2.929)；使用 SPG（贫困差距 平方指数）时，回归系数甚至高达-1.708(t=3.134)。 经济学文献表明，还有另外两种总体经济政策与贫困相关，即：宏观经 济的稳定性和贸易改革。就宏观经济稳定性而言，许多研究证明通货膨胀对 贫困人口不利，持这种观点的文献包括进行研究过多国数据的 Easterly 和 Fischer (2001) 以及 Dollar 和 Kraay (2002)，以及研究印度数据的 Datt 和 Ravallion (1998)。中国出现过两次通货膨胀期，即 1988-89 和 1994- 95。在前一个通货膨胀期，贫困率上升；而在第二个通货膨胀期，贫困率下 降。然而，我们发现当对收购价格进行限制时，时滞后的通货膨胀率变化对 三个贫困测度都有反作用。对于人头指数， (10) ∆ ln H t = − 0.082− 1.257 ∆ ln PPt −1 + 1.249 ∆2 ln CPI t −1 + ε ˆt R2=0.491; D-W=1.86; ( −3.058 ) ( −3.688 ) ( 2.493) n=19 25  其中 CPI（消费价格指数）指的是农村的 CPI。其他贫困测度的回归方 程与此相似。因此，收购价格和通货膨胀将会产生明显作用于贫困人口的分 配效应，如果对均值对数差分进行限制，这种效应就会显现出来。 (11) ˆt −1 + ν ∆ ln H t = 0.060− 1.040 ∆ ln PPt −1 + 0.882 ∆2 ln CPI t −1 − 2.335 ∆ ln Yt − 0.739 ε ˆt ( 3.791) ( −8.049 ) ( 4.651) ( −9.843) ( −3.775) 2 R =0.907; D-W=2.28; n=18 也有人认为中国的贸易改革推动了减贫工作的进展（世界银行 2002； Dollar，2004）。可是改革的进程并没有显示出贸易改革对中国减贫工作所 做的贡献。中国的贸易改革始于 80 年代初期，是邓小平开放政策的一部 分：出口商享受优惠的外汇和税收政策，并在毗邻香港的深圳设立了中国的 第一个经济特区。然而，尽管中国在二十世纪八十年代初期并没有进行大规 模的贸易改革，但同期的减贫工作却有快速进展。后来，减贫进展速度放 缓，特别是经济特区政策在全国推广开来以后（1986 年），以及九十年代中 期到中国加入 WTO 这段时间。表 14 显示八十年代的平均关税只是略有下 降，但是非关税壁垒却大幅增加。无论从均等或效率的角度考虑，改革开放 初期的一些贸易政策都似乎作用不大 21。 贸易量的时间序列（进出口占 GDP 的比重）没有显示贸易对减贫起到积 极作用，至少在短期内没有起到积极的作用。贸易量变化与人头指数变化之 间的相关度是 0.001 用方程（10）计算贸易量时，贸易量（当前贸易量和滞 26 后两年的贸易量）的变化值也不大。用方程（11）进行再次检验时并没有发 现贸易量增大会产生分配效应。 上述检验中，贸易量很可能是内生的，尽管尚不清楚纠正这种偏差是否 会意味着贸易对减贫产生重要的影响。这要求贸易量与被忽略的变量正相 关。然而，人们可能更倾向于认为贸易量与残差之间存在负相关；其他（被 忽略的）促进增长的政策在推动贸易的同时，也削减了贫困。 其它利用不同的数据和方法进行的研究也说明：贸易改革对贫困或者 不平等几乎不起任何作用。Chen 和 Ravallion (2004b)研究了中国加入世 界贸易组织前关税调整对家庭收入的影响（采用了 CGE 模型对价格和工资变 化进行估计）。加入世界贸易组织对人均家庭收入有积极的影响，但是对不 平等的总体状况几乎没有任何影响，短期内对减贫起到一点作用。 7. 省级贫困情况 到目前为止，我们只是在关注国家层次时间序列的贫困情况，现在让我 们利用现有不完整的数据来研究部分省份的贫困情况。在此，我们只研究农 村地区的贫困问题。 国家统计局提供的农村平均收入的序列从 1980 年以来都是齐全的，然 而省级分配的序列只有 11-12 年的统计数。表格 15 列出了收入平均值、贫 价格的双轨制使得出口商可以以低于计划价格的价格采购商品，然后出口创利。因此，在 1986 21 年以前，石油是一个出口商品。 27 困和不平等“初始”值的整体统计量。均值都是 1980 年的；其他测度有三 分之一始自 1983 年，其余则始自 1988 年。起初时数值差别很大。即使是二 十世纪八十年代早、中期时的基尼指数也在 18%到 33%之间不等（见表 15）。 表格 16 是根据 OLS （普通最小二乘）方程 log X it = α iX + β iX t + ν itX (X 为某 一变量变数， i 是省份)所得出的趋势增长率的估计值。我们假设平均收入 值的误差为 AR(1)（这里对应的是延续性年度序列）；对于非延续性、不完 整分配数据，我们除了将误差项作为白噪声处理外别无选择。趋势增长率从 新疆的 1%/年到安徽的近 7%/年之间不等。基尼指数增长率从广东的近似零 值到北京的 3%之间不等。广东省人头指数年下降率令人不可思议的为 29%， 而同期在北京、天津、上海、云南、宁夏、新疆等 6 个省份的人头指数变化 都几乎近似于零，尽管北京、天津和上海三处在开始阶段的贫困率都非常低 （见表 15）。 22 有关区域增长的文献指出了沿海省份与内陆省份的差异 。这种差异与 中国政府的区域政策有关，因为这种政策使得税收和公共投资方面向沿海省 份倾斜。（沿海省份包括河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东和广 东；尽管广西地理上临海，但习惯上并不归入“沿海”地区。）我们证实了 沿海省份的减贫倾向率较高。内陆省份人头指数平均下降倾向率为每年 28 8.43%（t＝4.14），而沿海省份则为每年 16.55%(t=5.02)；沿海省份与内陆 省份减贫倾向差异的 t 统计量为 2.10。 贫困与增长在省级的情况 各省的数据确认了农村收入增长与减贫之间的关系。图 9 反映的是各省 农民平均收入增长倾向率与人头指数变化倾向率之间的关系。该图还反映了 与最小初始贫困测度的三种情况，也就是说：北京、天津和上海在统计期内 都出现了贫困增长的情况（尽管统计数字并不大）。 有关人头指数下降率与农村收入增长率的回归系数是–1.58，这在 5%的 显著性水平上比较可靠(t = –2.05)。在 95%的置信区间内，增长率 3%的增 长率对人头指数的影响大约是 0 到 9%。然而，如果不把北京、天津和上海计 算在内，那么同样的置信区间下对人头增长率的影响则会更大，也可进行更 为准确的估计。此时，回归系数则为–2.43 (t=4.29)，95%的置信区间下 3% 的增长率对人头指数的影响大约为 4% 到 10%。 尽管较高增长率意味着贫困的急剧减少，但我们可以从图 9 中看到给定 增长率下的减贫程度还是存在很大差别的。对“减贫相对增长的弹性”的计 算也能说明这一点，其定义为 H（人头指数）和人均收入的变化之比。该指 标的变化范围为-6.6 到 1.0,平均值为-2.3。 22 请参阅 Chen 和 Fleisher (1996), Jian et al. (1996), Sun 和 Dutta (1997), 以及 Raiser (1998)。 29  如何解释相同增长率下减贫率存在的差异呢？假设不平等状况没有变 化，那么上述弹性依赖于初始分配情况的参数，主要有收入和“不平等”。 更一般地，当分配情况发生变化时，该弹性也是依赖于不平等的趋势。差异 可以用初始不平等、初始收入和不平等趋势进行部分的解释。（这两个趋势 估计值之比也可能存在相当大的测量误差。）假定数据满足一致性限制，如 24 下回归方程是不难解释的 ： 2 (12) β iH / β iY = (− 5.935+ 0.0136 y 80 R i )(1 − G83i ) + 1.365 β i + ε t R G ˆ R =0.386; n=29 ( −4.487 ) ( 2.560 ) ( 2.392 ) i 是省份 i 的初始均值与全国均值之差。当不平等变化率和平均残数 R y80 为零时，弹性在 G83 R = 1 情况下为 0，并将随着不平等的下降向负方向变化。 R G83 = 0 时,相对平均收入的弹性为-6；但当收入增长时 ，弹性朝零方向上 升。因此，在初期较为均等且贫困率较低的省份，相同增长率对贫困的影响 更大。 与使用全国层面时序数据推算的结果相一致，我们没有在各省的数据中 发现增长和均等之间存在任何替代关系。图 10 显示了基尼指数趋势与平均 收入趋势的分布情况，相关系数为-0.188。由于没有存在总量水平上进行取 舍的证据，我们倾向于认为不平等的增长降低了省级减贫率。不平等程度增 这个数据是 Ravallion(1997)的变化值。从 β i / β i 与 G83 . y 及 G83 β iH 与 β iG 的无限制回归开始，联合 24 H Y R R 的 F 检验坚持零假设（prob.=0.17）将公式（9）作为限制公式。 30 长较小的省份具有较高的减贫率(见图 12)；相关系数为 0.517（t＝ 3.14）。 假定增长过程对收入分配是中性的，即所有阶层的收入水平在该期间都 以相同的速度增长，那么我们计算一下此时 2001 年的贫困程度就可以简单 地衡量不平等的上升给贫困人口造成的损害。图 11 将 2001 年农村地区的模 25 拟贫困测度与实际测度进行了比较 。所有 29 个省份中，分配变化都加剧了 贫困程度。事实上，我们发现有 23 个省份 2001 年农村的实际贫困率将超过 我们假定不平等情况不变时所得贫困率的三倍。 广东省（作为香港的腹地）是个例外。由于不平等状况没有出现上升趋 势，因而广东仍凭借略高于全国的平均增长率获得全国最高的减贫率，尽管 它初始不平等程度相对较高（表 15）。 增长的区域模式会偏爱穷人吗？这要考察那些对全国贫困状况影响较大 的省份是否经历了较大程度的增长。图 13 显示了对 1981 年的贫困按比例权 重（权重确保对于给定省份全国贫困增长的影响）后，增长率相对总弹性 （人头指数与平均值变化趋势之比）的分布情况。很明显，在增长可能会对 全国贫困状况最有影响的省份，没有出现较大增长。这与我们对二十世纪九 十年代的印度研究结论一致(Datt 和 Ravallion, 2002)。 25 利用初始洛伦茨曲线和 2001 年的平均值可以得到模拟的贫困测度。 31 对省级情况的解释 考察下面两套变量能在多大程度上解释减贫变化率的省际差异是很有意 义的：（1）与平均收入及其分配相关的初始条件；（2）位置，初特别是该 省是否属于沿海省份（COAST）。广东是个特例。在解释初始分配情况时，我 26 们把农民收入的初始基尼指数( G83 R )以及城乡平均收入初始比率( UR ) 包含进 来。我们假定这些变量同增长及间频率对增长的弹性都有关。使用以上变 量，我们可以得到如下关于人头指数变化率趋势的回归公式： (13) β iH = − 67.877+ 0.141Y80i + 0.463 G83 R i + 6.797 URi − 9.291 COASTi − 25.012 GDONGi + ε ˆt ( −6.239 ) ( 8.090 ) ( 3.313) ( 3.201) ( −5.292 ) ( −15.160 ) 2 R =0.827; n=28 期初较贫困（指平均收入）和不平等程度较轻的省份后来的减贫率较 高。这种影响很大，期初不平等程度从最低到最高导致减贫率下降七个百分 点。控制初始平均收入和分配情况，沿海地区的减贫率上升九个百分点；广 东的减贫率甚至上升了 25 个百分点。 初始不平等的影响是通过两个途径发挥作用的。首先是增长率，不平等 程度较低的省份增长率较高，理论和实际都证明了这一结论 27。如果我们把 应变量换成农村收入均值的变化率也可以发现这一点： 在 1985 年时这被界定为城市均值（这是 UHS 所提供的第一批数据点）与第一批农村均值的比 26 率（1983 年 2/3 的案例都是如此）。 27 关于中国县级不平等的数据，请参阅 Ravillion(1998)；关于乡村一级情况，请参阅 Benjamin et al.,(2004); 关于理论与证据，请参阅 Aghion et al.,(1999) 。 32 (14) β iY = 14.143− 0.007 Y80i − 0.149 G83 R i − 1.632 URi + 0.507 COASTi + 1.290 GDONGi + ε ˆt ( 3.759 ) ( −1.294 ) ( −2.526 ) ( −2.682 ) ( 0.913) (1.875) R2=0.423; n=28 奇怪的是，表示是否属沿海省份及广东省的虚拟变量在上述回归中无 足轻重；看来它们对贫困的影响主要是在分配状况方面。 其次，初始分配情况也对增长有着独立的影响，正如在方程（12）中显 示的那样。如果我们将增长趋势变化率代入方程（13）（应该承认类似的内 生偏差），那么两个不平等测度都仍很显著，尽管两个系数都变小（大约减 少 1/3），而且此时初始基尼指数只是在 10%的显著性水平上才可信（城乡 差距变量仍很显著）。在不平等较为严重的省份，增长对减贫的作用比较 小，这与一些国际研究中所发现的情况相一致(Ravallion, 1997)。 8. 结论 1978 年开始改革以来，中国减贫工作的成功是不可否认的事实。然而， 进一步认真研究减贫成功背后的各种数据后，我们认为还是有些经验教训值 得重视，不论是为了中国自己未来的减贫工作，还是考虑到对于其他发展中 国家在减贫方面的影响。 试图借鉴中国经验的其他发展中国家不应忘记中国改革初期的特殊历史 环境。二十世纪七十年代中期，经历过“大跃进”和“文化大革命”的中国 农村面临着普遍性的严重贫困。然而，很多被迫参加过集体劳动（工作积极 性差）的农民仍然没有忘记如何单独地耕作。因此，只需取消这些失败政策 33 （如解散集体公社、实施了家庭承包责任制等）就可以马上带来一些收益。 这给中国（乃至世界上）最贫穷的人口带来了巨大的益处。仅在二十世纪八 十年代初始几年里，中国的贫困人口就下降了一半，但这最主要归功于土地 改革的“举手之劳”，而土地改革可一不可再。 对其他发展中国家而言，一个非常明显但同时十分重要的中国经验是政 府需要通过降低赋税（直接或间接地）以求尽可能少地损害贫困人口。在中 国，直到前不久政府还是推行着广泛的粮食征购制度，通过制定比例及低于 市场的收购价向农民课税。因而，中国政府可以借助提高粮食的收购价在短 时间内迅速取得减贫效果，正如二十世纪九十年代所发生的那样，同时降低 了贫困和不平等程度。 当一个国家的贫困问题主要出现在农村时，那么农业的增长在减贫工作 中发挥重要作用就是非常自然的了。中国如此，其他发展中国家也是一样。 然而，农业增长在中国过去减贫工作中所发挥的作用也反映了一个（至少部 分）特殊的历史环境，那就是，在打破集体耕作时，对土地实行了相对公平 的分配。然而，中国的经验证明：在多数发展中国家里，促进农业及农村地 区的发展对利于贫困人口的增长来说至关重要。 我们还发现了一些支持如下观点的证据：宏观经济的稳定性（尤其是借 助避免通货膨胀冲击所形成的稳定性）有利于减贫。贸易改革对减贫的作用 34 相对来说没有那么明显。成功的贸易改革也许会对贫困人口带来长期内的好 处（例如，可带动更多城市劳动密集型经济的增长），然而，中国在 1981- 2001 年的情况无法证实外贸扩张能够加速减贫进展。 展望未来，有理由相信：如果不解决日益严重的不平等问题，中国要维 持过去的减贫进展速度将更加困难。倘若历史能够指引将来，我们可以想 见：正如过去发生的那样，当前不平等程度（相对）较高的省份减贫进展更 为艰巨。同时，总量增长越来越多地来源于仅能给最贫穷的人们带来有限益 处的增长点。轻而易举便能有效地让贫困人口获益的改革措施将非常罕见。 不平等状况不断加剧，并且贫困对不断加剧的不平等状况愈加敏感。 在中国，人们对“贫困”的理解也在发生变化。考虑到中国的人均收入 同期翻了两番，二十年前定义的贫困标准失去意义是不足为奇的。中国正在 进入一个新的发展时期，此时相对贫困受到了更多的关注。未来，经济增长 将不再是与贫困斗争的制胜法宝。 附录：改变评估办法对 1990 年的评估进行纠正 二十世纪八十年代初期粮食市场还没有开放(Guo, 1992; Chow, 2002)，因此这时修改评估办法显然还不太受人关注。既然所生产的粮食基 本上都是卖给政府，因此按照政府的收购价格对自产的粮食消费进行评估是 合理的。随着粮食市场在 1985 年开始迈开开放步伐，政府收购价和市场价 35 之间就出现了差异；在二十世纪八十年代末期，粮食的计划价格总是大大低 于市场价格(Chen 和 Ravallion, 1996)。 1990 年实物收入评估办法发生改变（这时计划价格已被当地销售价格所 替代），这给在中国如何制定统一的贫困测度序列带来了麻烦。表 A1 列出 的是我们使用两种办法对国家统计局提供的 1990 年农村地区重要统计数据 进行计算后得出的结果。在我们所使用的两种方法中，农民平均收入的估计 值相对国家统计局结果向上调整了 10%，不平等估计值则向下调整了一些， 贫困侧度都有所下降，如表 A1 中前两行数据所示。 为了解决二十世纪八十年代末期数据中出现的不连续问题，我们将 1990 年的数据校准出一个简单的“纠正模型”。注意到国家统计局所提供表格中 数据的分位数不统一，因此首先必须对新旧价格的数据进行处理，使这些分 位数统一起来。为此，我们对每个分布的洛伦茨曲线参数进行单独估计，然 后用之估计每个百分点以下的人均收入。将这些分布按照相同的分位精度进 行排列后，我们对按新旧价格分别计算的平均收入比率对数建立了一个柔性 参数模型，可以发现只需取到收入比例的三次方就已经能够很好地拟合数据 （括号内为 t 值）： (A1) Y (new) / Y (old ) = 1.19272 − 0.20915 p + 0.23457 p 2 − 0.12562 p 3 + εˆ R2=0.99959 ( 5421.5) ( −111.8 ) ( 54.5) ( −44.9 ) 36  其中，Y(new)是新价格，Y(old)是旧价格，p 是按人均收入排列的累积 人口比例（0<p<1）。通过回归，在旧价格的基础上对 1990 年的收入在新价 格条件下的分布情况进行估计，我们得到了表 A1 最后一行的估计数据。可 以看出，用新价格做出的汇总统计和贫困测度与直接从数据得到的测度结果 非常接近。 我们使用上述办法为整个二十世纪八十年代估计出了一个校正过的“假 想新价格”序列。可是，粮食价格（和许多其他消费品一样）直到 1985 年 才放开，所以我们仅将纠正办法应用于 1985 年及以后的“旧价格”。由于 价格的变化不是一夜之间发生的，因此我们对数据进行了平滑。我们使用新 旧价格序列的加权平均来替换旧价格序列。估计出的新价格序列的权重从 1985 年的 0.2 线性上升到 1989 年的 1.0。应当承认，这只是一种权宜之 计，但是基于现有数据，该办法应该是最为可靠的了。 图 A1 表示的是纠正办法对农村贫困人头指数的影响。图 2 表示的是纠 正办法对人均收入和基尼指数的影响。 表 A1: 使用调整的评估办法对 1990 年中国农村进行贫困测量 平均收入 基尼指数 人头指数 贫困差距 贫困差距 (元/人) (%) (%) 指数(%) 平方(%) 旧评估办法 629.70 31.53 37.63 11.13 4.55 新评估办法：实际 686.30 29.87 29.93 7.85 2.87 新评估办法： 688.05 30.05 29.86 7.86 2.88 用纠正模型估计 37  图 A1: 评估办法的改变对人头指数的影响 农村地区人头指数 80 70 上线 60 50 旧评估办法 40 30 20 下线 10 0 1980 1985 1990 1995 2000 图 A2: 评估办法的改变对基尼指数和人均收入的影响 农村地区平均收入（元 /人 /年； 1980 年价格） 40 G 收入不平等的基尼指数（ %） i n i i n ) s 基尼指数（右轴） 36 d s e e a c 700 x e i r p o r a f i 0 n l a 8 O旧评估办法（断线） ld v a l u a t i o n m e t h o d c r u 9 1 600 32 o r ( b r o k e n li n e s ) m n ; r a e i e e 500 i n m y e o / n 28 q c o u n s 400 a i r e l i n a p t y e / n ( M a 300 平均值（左轴） 24 % u Y ) ( 200 100 1980 1985 1990 1995 2000 38 参考文献： Aghion, Philippe, Eve Caroli and Cecilia Garcia-Penalosa. 1999. “Inequality and Economic Growth: The Perspectives of the New Growth Theories”, Journal of Economic Literature 37(4): 1615-1660. 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Yang, Dennis Tao. 1994. “Urban-Biased Policies and Rising Income Inequality in China,” American Economic Review (Papers and Proceedings), 89: 306-310. 41 表 1: 统计数据汇总 城市人口 城乡生活 平均每户收入 平均数 (生活费差 比例 费差别 每人* 别调整后)* (%) . 农村 城市 全国 城市 全国 1980 19.39 19.35 191.33 n.a. n.a. n.a. n.a. 1981 20.16 19.42 218.19 486.28 272.24 407.20 256.29 1982 21.13 19.50 258.86 514.94 312.97 430.92 295.22 1983 21.62 20.09 292.46 536.94 345.32 447.10 325.89 1984 23.01 20.03 326.35 598.46 388.96 498.59 365.98 1985 23.71 23.20 368.18 604.06 424.11 490.32 397.14 1986 24.52 26.67 377.29 686.49 453.11 541.97 417.67 1987 25.32 29.74 388.74 702.93 468.29 541.78 427.49 1988 25.81 33.30 391.83 686.51 467.89 515.01 423.62 1989 26.21 29.99 363.83 687.38 448.63 528.79 407.07 1990 26.41 25.94 357.20 744.90 459.59 591.48 419.07 1991 26.94 29.38 360.48 798.11 478.38 616.87 429.55 1992 27.46 34.23 381.03 875.78 516.89 652.44 455.56 1993 27.99 37.10 394.00 959.18 552.19 699.61 479.54 1994 28.51 38.90 423.05 1040.88 599.19 749.37 516.08 1995 29.04 38.08 465.25 1091.69 647.17 790.63 559.74 1996 30.48 39.24 526.41 1133.63 711.49 814.17 614.12 1997 31.91 40.05 557.32 1172.58 753.65 837.24 646.64 1998 33.35 40.62 582.30 1240.19 801.71 881.95 682.23 1999 34.78 40.90 604.39 1355.87 865.75 962.27 728.86 2000 36.22 42.17 616.79 1442.99 916.04 1014.95 761.00 2001 37.66 42.03 642.57 1565.20 990.03 1102.00 815.59 2002 39.09 41.18 n.a. 1775.41 n.a. 1257.58 n.a. * 元/人/年， 1980 年价格 42 表 2: 1980-2001 年中国农村贫困状况 贫困测度 (%) 旧贫困线 新贫困线* H PG SPG H PG SPG 1980 40.65 10.30 3.67 75.70 26.51 11.95 1981 28.62 6.84 2.35 64.67 19.99 8.44 1982 17.33 3.66 1.10 47.78 12.85 4.95 1983 13.34 2.50 0.65 38.38 9.89 3.63 1984 9.87 1.58 0.35 30.93 7.51 2.58 1985 8.82 1.46 0.34 22.67 5.23 1.71 1986 9.85 1.92 0.52 23.50 5.99 2.16 1987 8.29 1.44 0.35 21.91 5.33 1.83 1988 7.99 1.31 0.35 23.15 5.52 1.89 1989 11.88 2.38 0.66 29.17 7.98 3.05 1990 10.55 1.85 0.44 29.18 7.60 2.76 1991 11.66 2.84 1.17 29.72 8.52 3.43 1992 9.83 2.22 0.86 28.18 7.59 3.03 1993 11.29 2.42 0.71 27.40 7.84 3.13 1994 10.41 2.74 1.00 23.32 7.24 3.19 1995 7.83 2.13 1.01 20.43 5.66 2.16 1996 4.20 1.13 0.58 13.82 3.55 1.50 1997 4.83 0.80 0.18 13.33 3.45 1.23 1998 3.24 0.36 0.05 11.58 2.61 0.81 1999 3.43 0.42 0.07 11.40 2.66 0.85 2000 5.12 0.95 0.24 12.96 3.55 1.33 2001 4.75 0.81 0.19 12.49 3.32 1.21 *2002 年的贫困线为 850 元/人/年； 农村 CPI 作为平减指数。 43 表 3: 1981-2002 年中国城市贫困状况 贫困测度 (%) 旧贫困线 新贫困线* H PG SPG H PG SPG 1981 0.82 0.22 0.14 6.01 1.01 0.35 1982 0.15 0.03 0.02 2.16 0.27 0.07 1983 0.12 0.03 0.01 1.56 0.20 0.05 1984 0.29 0.08 0.05 1.27 0.23 0.09 1985 0.23 0.07 0.05 1.08 0.21 0.09 1986 0.22 0.00 0.00 3.23 0.46 0.09 1987 0.78 0.31 0.30 1.62 0.48 0.33 1988 0.77 0.26 0.20 2.07 0.50 0.27 1989 3.66 1.49 0.86 7.05 2.72 1.55 1990 0.75 0.33 0.33 2.58 0.24 0.03 1991 0.00 0.00 0.00 1.66 0.53 0.38 1992 0.00 0.00 0.00 1.13 0.36 0.26 1993 0.50 0.16 0.11 1.01 0.25 0.14 1994 0.47 0.16 0.11 1.19 0.30 0.15 1995 0.31 0.13 0.11 0.85 0.24 0.15 1996 0.18 0.07 0.06 0.61 0.16 0.09 1997 0.20 0.09 0.08 0.70 0.19 0.11 1998 0.00 0.00 0.00 1.16 0.43 0.34 1999 0.00 0.00 0.00 0.57 0.18 0.12 2000 0.20 0.09 0.08 0.63 0.18 0.11 2001 0.00 0.00 0.00 0.50 0.16 0.11 2002 0.00 0.00 0.00 0.54 0.24 0.22 * 2002 年的贫困线为 1200 元/人/年; 城市 CPI 作为平减指数。 44 表 4: 1981-2001 年中国贫困总体状况 贫困测度 (%) 旧贫困线 新贫困线* H PG SPG H PG SPG 1981 23.02 5.51 1.90 52.84 16.17 6.81 1982 13.70 2.89 0.87 38.14 10.19 3.92 1983 10.48 1.96 0.52 30.42 7.80 2.85 1984 7.67 1.24 0.28 24.11 5.83 2.01 1985 6.78 1.13 0.27 17.55 4.04 1.33 1986 7.49 1.45 0.40 18.53 4.63 1.65 1987 6.39 1.15 0.33 16.77 4.10 1.45 1988 6.13 1.04 0.31 17.71 4.23 1.47 1989 9.73 2.15 0.71 23.37 6.60 2.65 1990 7.96 1.45 0.41 22.15 5.65 2.04 1991 8.52 2.08 0.85 22.16 6.37 2.61 1992 7.13 1.61 0.63 20.75 5.61 2.27 1993 8.27 1.79 0.54 20.01 5.72 2.29 1994 7.58 2.00 0.74 17.01 5.26 2.32 1995 5.65 1.55 0.75 14.74 4.08 1.58 1996 2.97 0.81 0.42 9.79 2.52 1.07 1997 3.35 0.58 0.15 9.30 2.41 0.87 1998 2.16 0.24 0.04 8.10 1.88 0.65 1999 2.24 0.27 0.05 7.63 1.79 0.60 2000 3.34 0.64 0.18 8.49 2.33 0.89 2001 2.96 0.51 0.12 7.97 2.13 0.80 * 对表 4 和表 5 人口进行权重后的贫困测度 45 表 5: 贫困的变化结构 贫困测度 (1981-2001 年百分点变化) 旧贫困线 新贫困线 H PG SPG H PG SPG 1981-2001 农村内部 -14.88 -3.76 -1.35 -32.53 -10.39 -4.51 (74.2) (75.2) (75.7) (72.5) (74.0) (75.0) 城市内部 -0.31 -0.08 -0.05 -2.08 -0.32 -0.09 (1.5) (1.7) (3.0) (4.6) (2.3) (1.5) 人口转移（农村 -4.87 -1.16 -0.39 -10.27 -3.32 -1.42 到城市） (24.3) (23.2) (21.7) (22.9) (23.7) (23.6) 总变化 -20.06 -5.00 -1.78 -44.87 -14.04 -6.01 1991-2001 农村内部 -4.31 -1.27 -0.61 -10.74 -3.24 -1.38 (77.5) (80.9) (83.7) (75.7) (76.4) (76.2) 城市内部 0.00 0.00 0.00 -0.44 -0.14 -0.10 (0.00) (0.00) (0.0) (3.1) (3.3) (5.5) 人口转移（农村 -1.25 -0.30 -0.13 -3.01 -0.86 -0.33 到城市） (22.5) (19.1) (17.2) (21.2) (20.3) (18.2) 总变化 -5.56 -1.57 -0.73 -14.19 -4.24 -1.81 注:：括号内为总数的百分比（%） 46 表 6: 减贫率与调查的家庭平均收入增长率的回归 情况 OLS IVE 人头指数 (对数差分) 常数 0.111 0.037 0.132 0.039 (3.923) (3.200) (2.098) (3.312) 平均收入 -3.187 -2.660 -3.512 -2.682 (对数差分) (-8.745) (-15.776) (-3.886) (-13.615) 基尼指数 3.491 3.488 (对数差分) (10.715) (10.858) 基尼指数 (对数差分.) 0.183 0.185 x (2000 年) (6.445) (6.183) AR(1) -0.701 -0.704 (-4.200) (-4.196) R2 0.644 0.935 0.637 0.935 DW 2.233 2.680 2.146 2.691 贫困差距指数 (对数差分) 常数 0.159 0.029 0.179 0.037 (3.365) (1.244) (2.016) (1.576) 平均收入 -3.922 -2.881 -4.240 -2.995 (对数差分) (7.596) (-11.865) (3.538) (-10.548) 基尼指数 5.273 5.254 (对数差分) (7.031) (7.121) 基尼指数 x 0.245 0.250 (2000 年) (4.155) (4.102) AR(1) -0.418 -0.432 (-1.934) (-2.120) R2 0.561 0.908 0.557 0.907 DW 2.039 2.252 1.990 2.270 贫困差距平方指数 (对数差分) 常数 0.185 0.007 0.204 0.095 (2.882) (0.204) (1.759) (1.204) 平均收入 -4.270 -2.737 -4.569 -3.994 (对数差分) (-6.381) (-6.496) (-2.946) (-4.099) 基尼指数 6.025 5.781 (对数差分) (4.207) (3.779) 基尼指数 x 0.212 0.239 (2000 年) (2.090) (2.231) R2 0.499 0.873 0.497 0.839 DW 2.070 2.221 2.047 2.175 注: 贫困测度以新贫困线为基础。括号内的异方差性为纠正的 t 值。辅助变量估计量 （IVE）将人均 GDP 的增长率（对数差分）作为平均增长率的辅助量。平均值对数的时间 和变化的交互作用得到检验，但作用不大。 47 表 8: 减贫与产业的增长：人头指数和贫困差距指数 1 2 3 人头指数 (对数差分) 常数 0.116 0.163 0.155 (1.059) (1.656) (1.761) 人均 GDP 增长率 -2.595 (-2.162) 第一产业 ( π 1 ) -8.067 -7.852 (-3.969) (-4.092) 第二产业 ( π 2 ) -1.751 (-1.214) 第三产业( π 3 ) -3.082 (-1.239) 第二产业+ -2.245 第三 (-2.199) R2 0.207 0.431 0.423 D-W 1.553 1.725 1.768 检验: π1 − π 2 -6.317 -5.607 (-3.231) (-3.14) π2 − π3 1.331 (0.405) 贫困差距指数(对数差分) 常数 0.160 0.233 0.216 (1.140) (1.856) (1.955) 人均 GDP 增长率 -3.133 (2.104) 第一产业 ( π 1 ) -11.251 -10.827 (-3.87) (-4.07) 第二产业( π 2 ) -1.651 (-0.90) 第三产业( π 3 ) -4.271 (-1.41) 第二+ -2.623 地产产业 (-2.06) R2 0.173 0.456 0.439 D-W 1.538 1.721 1.772 检验： π1 − π 2 -9.600 -8.204 (-3.388) (-3.29) π2 −π3 2.620 (0.644) 注： 应变量是以新贫困线为基础的贫困测度对数的 一阶差分。括号内的异方差性为纠正的 t 值。 48 表 9: 减贫与产业的增长：贫困差距平方指数 1 2 3 4 常数 0.184 0.272 0.252 0.033 (1.059) (1.852) (1.900) (0.463) 人均 GDP 增长率 -3.376 (1.845) 第一产业 ( π 1 ) -13.257 -12.753 -10.648 (-3.670) (-3.762) (-3.300) 第二产业 ( π 2 ) -1.609 (-0.763) 第三产业( π 3 ) -4.728 (-1.486) 第二+ -2.767 第三产业 (-1.88) R2 0.151 0.466 0.448 0.344 D-W 1.517 1.754 1.765 1.721 Tests: π1 − π 2 -11.648 -9.986 (-3.599) (3.26) π2 −π3 3.119 (0.724) 注： 应变量是 SPG（贫困差距平方指数）对数的一阶差分。 括号内的异方差性为纠正的 t 值。 49 表 10: 收入不平等的基尼指数 农村 城市 全国 生活费差异 生活费差 未调整 异调整 1980 24.99 n.a. n.a. n.a. 1981 24.73 18.46 30.95 27.98 1982 24.40 16.27 28.53 25.91 1983 25.73 16.59 28.28 26.02 1984 26.69 17.79 29.11 26.89 1985 26.80 17.06 28.95 26.45 1986 28.48 20.66 32.41 29.20 1987 28.53 20.20 32.38 28.90 1988 29.71 21.08 33.01 29.50 1989 30.96 24.21 35.15 31.78 1990 29.87 23.42 34.85 31.55 1991 31.32 23.21 37.06 33.10 1992 32.03 24.18 39.01 34.24 1993 33.70 27.18 41.95 36.74 1994 34.00 29.22 43.31 37.60 1995 33.98 28.27 41.50 36.53 1996 32.98 28.52 39.75 35.05 1997 33.12 29.35 39.78 35.00 1998 33.07 29.94 40.33 35.37 1999 33.91 29.71 41.61 36.37 2000 35.75 31.86 43.82 38.49 2001 36.48 32.32 44.73 39.45 2002 n.a. 32.65 n.a. n.a. 表 11: 不平等与分阶段的增长 不平等 按年计算的对数差分 (%/year) 基尼指数 家庭平均 收入 1. 1981-85 下降 -1.12 8.87 2. 1986-94 上升 2.81 3.10 3. 1995-98 下降 -0.81 5.35 4. 1999-2001 上升 2.71 4.47 50 表 12: 不平等与 GDP（按来源）增长 1 2 3 常数 -0.072 0.038 0.038 (0.429) (1.278) (3.598) 人均 GDP 增长率 0.012 (0.544) 第一产业( π 1 ) -1.798 -1.755 (2.244) (2.819) 第二产业 ( π 2 ) 0.170 (0.432) 第三产业( π 3 ) -0.218 (-0.272) R2 0.018 0.326 0.316 D-W 2.112 2.112 2.202 π1 − π 2 -1.968 (2.263) π2 −π3 0.388 (0.381) 注：应变量是基尼指数对数的一阶差分 表 13: 不平等与城乡平均收入增长 全国 农村 城市 常数 0.008 0.013 0.019 0.006 -0.016 (0.930) (0.880) (2.005) (0.386) (-0.853) 人均 GDP 增长率 -0.839 -0.476 -1.430 (-7.811) (-3.206) (-5.808) 农村平均收入滞后增长率 0.422 0.510 1.014 (2.981) (4.322) (4.635) 农村增长率的双重差异 -0.504 -1.187 (-5.878) (-4.502) 城市平均收入增长率 0.501 0.075 0.687 0.664 (4.640) (0.830) (3.305) (2.693) AR(1) 0.481 0.510 (2.208) (2.554) R2 0.787 0.491 0.478 0.690 0.588 D-W 1.701 1.741 1.292 51 表 14: 中国的外贸开放度 平均关税率 (%) 非关税壁垒比例 (%) 1980- 1984- 1988- 1991- 1980- 1984- 1988- 1991- 83 87 90 93 83 87 90 93 第一产业产 22.7 20.6 19.1 17.8 n.a. 19.7 58.9 40.7 品 制造业产品 36.6 33.2 34.3 37.1 n.a. 16.1 34.4 19.2 所有产品 31.9 29.2 29.2 30.6 n.a. 17.2 42.6 26.4 来源： UNCTAD (1994) 52 表 15: 各省农村地区统计数的汇总 1980 年 关于分配的数据 平均 序列第一年的数值 (1980 年 年数 第一年 r 价格) H PG SPG 基尼指数 省份按地区分组 (%) (%) (%) (╳100) (官方代码) 北方 11 北京 290.46 10* 1988 0.35 0.14 0.13 24.84 12 天津 277.92 12 1983 3.44 0.65 0.24 23.23 13 河北 175.78 12 1983 40.30 10.82 4.22 23.89 14 山西 155.78 12 1983 30.04 7.61 2.75 27.48 15 内蒙古 181.32 12 1983 42.51 10.96 4.07 26.01 东北 21 辽宁 273.02 11 1988 21.69 6.19 2.48 30.94 22 吉林 236.30 12 1983 16.79 3.49 1.18 25.90 23 黑龙江 205.38 11 1988 31.81 9.71 4.24 30.12 东部 31 上海 397.35 12 1983 0.77 0.18 0.09 19.82 32 江苏 217.94 12 1983 19.51 3.90 1.14 20.83 33 浙江 219.18 12 1983 28.04 6.02 1.89 21.33 34 安徽 184.82 12 1983 25.75 5.13 1.51 19.39 35 福建 171.74 11 1988 35.46 7.87 2.49 21.53 36 江西 180.94 12 1983 30.08 5.39 1.41 17.88 37 山东 194.33 12 1983 33.21 6.96 2.03 23.57 中部 41 河南 160.78 12 1983 55.58 14.46 5.30 21.47 42 湖北 169.88 12 1983 24.08 4.45 1.18 20.30 43 湖南 219.71 12 1983 7.58 0.90 0.19 18.72 44 广东 274.37 11 1988 21.69 4.35 1.29 31.22 45 广西 173.68 12 1983 54.08 14.63 5.53 24.81 46 海南 n.a., 10 1990 50.08 15.52 6.79 28.89 西南 51 四川 187.90 12 1983 40.59 8.32 2.50 19.33 52 贵州 161.46 11 1988 34.85 7.83 2.64 23.42 53 云南 150.12 12 1983 34.20 6.84 1.91 22.73 西北 61 陕西 142.49 12 1983 27.35 5.52 1.63 19.83 62 甘肃 153.33 12 1983 39.34 9.55 3.21 26.18 63 青海 156.10** 11 1988 23.42 6.09 2.38 32.93 64 宁夏 198.45 12 1983 22.08 5.32 1.81 25.25 65 新疆 232.10 11 1988 22.84 6.23 2.32 33.10 * 无 1990 年数据; ** 1981 53 表 16: 按省份统计的农村地区趋势 平均数 基尼指数 人头指数 贫困差距 方值平均 (1980- 指数 差距指数 2001 年) 北京 3.51 3.01 3.46 1.81 0.12 (3.75) (3.28) (0.95) (0.38) (0.02) 天津 5.75 1.73 0.94 2.94 0.94 (4.09) (4.24) (0.18) (0.49) (0.13) 河北 3.36 0.70 -14.11 -14.21 -14.30 (2.95) (1.39) (5.97) (5.09) (4.51) 山西 4.16 1.07 -8.26 -7.23 -5.76 (7.6) (3.47) (3.98) (2.74) (1.74) 内蒙古 3.94 1.77 -8.03 -6.76 -4.96 (6.65) (3.21) (4.01) (2.08) (1.07) 辽宁 3.34 1.53 -7.19 -4.22 -0.58 (3.5) (2.48) (2.39) (1.02) (0.12) 吉林 4.39 1.28 -5.36 -1.90 1.35 (-6.05) (3.00) (2.19) (0.56) (0.29) 黑龙江 3.24 1.45 -6.78 -4.40 0.86 (6.24) (3.86) (3.96) (1.89) (0.22) 上海 5.43 2.07 2.24 3.79 3.04 (6.44) (2.27) (0.38) (0.46) (0.36) 江苏 6.01 1.65 -20.02 -18.29 -14.35 (15.98) (3.21) (5.64) (5.04) (3.76) 浙江 2.74 1.92 -11.68 -12.61 -13.34 (2.78) (4.24) (9.38) (6.35) (4.02) 安徽 6.66 0.87 -14.36 -14.81 -13.01 (19.74) (2.19) (4.60) (4.03) (3.07) 福建 4.40 2.35 -22.06 -23.38 -22.87 (11.29) (4.03) (5.13) (6.25) (9.81) 江西 4.48 2.40 -12.29 -9.90 -5.83 (4.96) (5.79) (5.08) (3.42) (1.71) 山东 5.50 1.25 -12.74 -13.41 -12.32 (8.17) (3.75) (6.38) (5.66) (3.45) 河南 3.09 1.04 -16.10 -18.47 -19.27 (3.49) (2.26) (7.49) (6.80) (5.72) 湖北 2.64 1.87 -13.32 -12.57 -9.76 (3.71) (9.67) (7.36) (5.84) (4.60) 湖南 5.21 1.99 -6.90 -4.01 -0.87 (12.96) (9.19) (3.20) (1.56) (0.22) 广东 4.32 -0.36 -28.58 -26.46 -21.74 (16.28) (1.00) (12.29) (9.51) (5.88) 广西 5.75 0.45 -11.54 -13.24 -14.41 (9.42) (1.13) (4.82) (4.14) (3.86) 海南 5.39* 2.12 -10.03 -12.26 -13.47 54  (20.46) (4.75) (7.60) (5.88) (4.75) 四川 3.58 1.76 -11.03 -10.36 -8.17 (7.08) (5.81) (6.51) (5.23) (4.02) 贵州 2.06 1.05 -6.49 -7.76 -8.35 (5.38) (3.47) (4.98) (3.66) (2.85) 云南 1.09 2.55 -0.61 1.39 3.61 (1.86) (21.00) (0.79) (1.26) (2.64) 陕西 2.43 2.41 -3.43 -2.48 -1.32 (6.56) (6.47) (3.74) (1.85) (0.74) 甘肃 3.66 1.75 -6.65 -7.35 -7.95 (5.53) (5.51) (4.89) (3.47) (2.76) 青海 2.08 1.46 -4.72 -2.98 -1.18 (3.00) (1.60) (2.06) (0.89) (0.27) 宁夏 2.85 2.06 -2.94 -3.27 -3.44 (2.44) (4.84) (1.72) (1.04) (0.75) 新疆 0.97 1.39 0.37 1.62 3.21 (1.66) (4.72) (0.25) (0.68) (0.97) 中国农村地区 3.36 1.72 -5.66 -5.39 -5.21 (4.15) (12.73) (-6.10) (-4.36) (-3.33) 注： 22 个观察资料为各省 1980-2001 年（除了*1990 年开始）序列 的平均数；共有 10-12 个分布数据不平等的观察值。平均值的所有 趋势合成一个 AR（1）误差，分布数据以 OLS 回归为基础。 55  图 1: 中国 1981-2001 贫困在全国的影响范围 人头指数（%） 60 50 上线 40 30 20 下线 10 0 1980 1985 1990 1995 2000 图 2: 按产业统计的 GDP 比例 GDP 比例 60 第二产业 50 40 第三产业 30 第一产业 20 10 1980 1985 1990 1995 2000 图 3: 中国城乡之间的相对不平等状况 56  城乡平均收入比率 2.8 城乡 COL（生活费）差异未调整 2.4 2.0 1.6 With adjustment COL （生活费）调整 for COL 1.2 1980 1985 1990 1995 2000 图 4: 中国城乡之间的绝对不平等状况 城乡之间平均收入的差异（除以 1990 年全国平均值） 2.4 2.0 1.6 COL（生活费）未调整前 1.2 0.8 0.4 COL（生活费）调整后 0.0 1980 1985 1990 1995 2000 图 5: 农村内部、城市内部及全国的收入不平等状况 57  基尼指数（%） 40 35 全国 30 农村 25 城市 20 15 10 1980 1985 1990 1995 2000 图 6: 绝对不平等 状况 绝对基尼指数（相对于 1990 年平均值） 140 城市 120 100 全国 80 60 农村 40 20 0 1980 1985 1990 1995 2000 58  图 7: 第一产业增长与粮食收购价格 比例变化（差分对数） .2 .1 .0 -.1 第一产业 GDP 增长率 相对收购价格变化 -.2 1980 1985 1990 1995 2000 图 8: 不平等与粮食收购价格 变化率（差分对数） 基尼指数 相对收购价格 .2 .1 .0 -.1 1980 1985 1990 1995 2000 59  图 9: 29 个省份农村贫困变化率趋势与平均收入增长率趋势 ) 5 r a 北京 上海 e y 天津 r e 0 p 农村人头指数趋势（ %） % ( -5 x e d n i t -10 n u o c d -15 a e h l a -20 r u r n i d -25 n e r T -30 0 1 2 3 4 5 6 7 平均收入趋势（%/年） 图 10: 农村基尼指数趋势与平均收入趋势 3 .2 2 .8 农村基尼系数增长趋势（ %/年） Trend in rural Gini index (% per year) 2 .4 2 .0 1 .6 1 .2 0 .8 0 .4 0 .0 -0 .4 0 1 2 3 4 5 6 7 农村平均收入增长趋势（%/年） T re n d g ro w th ra te in m e a n ru ra l in c o m e (% p e r ye a r) 60 图 11: 2001 年的实际贫困状况与不平等未加剧状态下的模拟贫困状况 28 ) % 24 2001 年的实际人头指数（ %） ( 1 0 0 2 20 n i x e d 16 n i t n u 12 o c d a e h 8 l a u t c A 4 0 0 4 8 12 16 使用 1981 洛伦茨曲线得到的 2001 年模拟人头指数（%） 图 12: 人头指数趋势与基尼指数趋势 5 ) r a 北京 e 0 y r e p % 人头指数趋势（ %/年） -5 ( x e d -10 n i t n u o -15 c d a e h -20 n i d n -25 e r T 广东 -30 -0.4 0.0 0.4 0.8 1.2 1.6 2.0 2.4 2.8 3.2 不平等的趋势（%/年） 61  图 13:对贫困最有影响的省份没有出现增长率 ) r a e y / % ( 7 农村平均收入增长率趋势（ %/年） e m 6 o c n i 5 l a r u r n 4 a e m n 3 河南 i h t w o 2 r g f o e 1 t a r d n 0 e r T -.8 -.7 -.6 -.5 -.4 -.3 -.2 -.1 .0 .1 加权后的人头指数—增长总弹性 62