王恒 王征兵

摘? ?要：改革開放以來，中國經(jīng)濟的高速增長提高了農(nóng)村居民人均收入，極大地改善了農(nóng)村人口的生活條件，有效緩解了農(nóng)村貧困。本文利用2010-2017年的省際面板數(shù)據(jù)，分區(qū)域和省份測算了貧困發(fā)生率對農(nóng)村居民人均純收入的彈性影響，同時對區(qū)域之間經(jīng)濟增長減貧效應的差異進行了比較分析，并提出了促進農(nóng)村經(jīng)濟增長、注重區(qū)域差異及區(qū)域扶貧政策的政策建議。

關鍵詞：經(jīng)濟增長;減貧效應;脫貧攻堅

中圖分類號：F328? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 文獻標識碼：A? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 文章編號：1674-0017-2020（7）-0009-07

一、引言與文獻綜述

改革開放以來，我國經(jīng)濟保持快速增長，農(nóng)村居民收入水平顯著提高，生活水平和質(zhì)量明顯改善。據(jù)統(tǒng)計，1978-2018年，我國農(nóng)村居民人均可支配收入從134元提高到14617元，人均消費支出從116元提高到12124元，農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)從57.5%下降到30.1%（國家統(tǒng)計局，2019）。按照現(xiàn)行貧困標準，農(nóng)村貧困人口從7.7億減少到1660萬，貧困發(fā)生率從97.5%降低到1.7%（人民網(wǎng)，2019），貧困人口大幅度減少，貧困發(fā)生率顯著下降，脫貧攻堅工作取得了歷史性成就。

現(xiàn)有研究表明，經(jīng)濟增長對貧困減緩起決定作用，良好的經(jīng)濟增長環(huán)境有助于減少貧困人口，降低貧困發(fā)生率（程振源等，2013）。但經(jīng)濟增長的同時也會擴大城鄉(xiāng)和農(nóng)村內(nèi)部居民的收入差距，導致貧困人口和低收益群體無法從經(jīng)濟增長中獲益，出現(xiàn)經(jīng)濟增長與貧困程度上升并存的狀態(tài)，使經(jīng)濟增長的減貧效應出現(xiàn)明顯下降現(xiàn)象（Benjamin et al.，2011;林伯強，2003），收入高度不平等也可能會損害集體經(jīng)濟的增長，使農(nóng)村人口陷入貧困狀態(tài)，對經(jīng)濟增長和減緩貧困都產(chǎn)生不利影響。由于城鄉(xiāng)二元結構、公共服務及社會保障滯后、收入分配不均等原因，城鄉(xiāng)居民收入差距不斷拉大，經(jīng)濟增長的減貧效應在不斷減弱，城鄉(xiāng)之間相對貧困問題日益嚴重（陳飛等，2014），并且由于各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展情況不同，在不同地區(qū)和不同產(chǎn)業(yè)部門之間的經(jīng)濟增長減貧效應表現(xiàn)出了明顯的差異性。如何保持經(jīng)濟增長和農(nóng)戶收入水平持續(xù)提高的同時，考慮收入差距及分配不均問題，注重益貧式增長和包容性增長，發(fā)揮經(jīng)濟增長的減貧效應，是值得關注的問題（程名望等，2014）。

現(xiàn)有研究認為經(jīng)濟增長對于貧困的減緩有著重要的促進作用，但收入分配差距的擴大對經(jīng)濟增長的減貧效應具有負向影響。為了有效實現(xiàn)我國的減貧目標，使中低收入群體和農(nóng)村地區(qū)貧困人口共享經(jīng)濟發(fā)展紅利，本文在國內(nèi)外研究的基礎上，利用中國2010-2017年的面板數(shù)據(jù)，分別選取農(nóng)村貧困發(fā)生率和農(nóng)村居民家庭人均純收入來研究農(nóng)村貧困現(xiàn)狀與經(jīng)濟增長關系的區(qū)域性差異，從宏觀層面考慮中國經(jīng)濟增長減貧效應的區(qū)域差異，從邊際角度考慮不同區(qū)域經(jīng)濟增長減貧效應的差異，旨在對國家制定宏觀經(jīng)濟政策和區(qū)域扶貧政策提供借鑒和參考，具有重要的理論意義和現(xiàn)實價值。

二、數(shù)據(jù)來源及模型構建

（一）數(shù)據(jù)來源及研究方法

本文選用全國各?。ㄊ小^(qū)）農(nóng)村貧困發(fā)生率作為衡量農(nóng)村貧困現(xiàn)狀的指標，選用全國各?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)村居民家庭人均純收入作為衡量農(nóng)村經(jīng)濟增長的指標。選取的各省（市、區(qū)）不包括北京、天津和上海（基本已經(jīng)脫貧），選取其余28個?。ㄊ小^(qū)）的面板數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)樣本容量大，可以提高模型估計的有效性，有助于正確地分析經(jīng)濟變量之間的關系。由于國家貧困線（2300元）在2010年之后重新做了調(diào)整，所以本文將2010-2017年的面板數(shù)據(jù)（剔除價格因素）作為實證分析的原始數(shù)據(jù)。所用數(shù)據(jù)主要來源于《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告（2016）》、《中國統(tǒng)計年鑒（2017）》及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，并采用描述性統(tǒng)計和實證研究相結合的方法。

通過對研究對象在地理空間上進行劃區(qū)域分析，借鑒湯長安等（2018）學者的劃分方法，將所選取的28個?。ㄊ小^(qū)）劃分為主要7個地理區(qū)域，見表1。

（二）描述性統(tǒng)計

在對所收集數(shù)據(jù)的平滑性和完整性進行觀測的基礎上，對全國2010-2017年1的貧困發(fā)生率與農(nóng)村居民家庭人均純收入進行簡單的描述性統(tǒng)計分析，主要分析農(nóng)村貧困發(fā)生率與農(nóng)村居民家庭人均純收入的變動方向和相關系數(shù)等，兩者的變動趨勢如圖1所示。

根據(jù)圖1可知，農(nóng)村人均純收入與貧困發(fā)生率呈現(xiàn)反向變動趨勢，并且隨著時間的推移表現(xiàn)出線性變化特征，對這兩組數(shù)據(jù)分區(qū)域加總與分省份觀測，表現(xiàn)出相同的特征，但在變化的速度上有所差異。雖然貧困發(fā)生率與農(nóng)村居民家庭人均純收入之間有著密切聯(lián)系，但二者之間的因果關系并不能從上述分析中得出明確結論，需要進一步建立計量模型對其做深層次分析。

（三）模型構建

本文在構建計量模型時，綜合考慮了面板數(shù)據(jù)的特征及常用的三種面板數(shù)據(jù)模型，即無個體影響的不變系數(shù)模型、含個體影響的不變系數(shù)模型（變截距模型）和含個體影響的變系數(shù)模型（變系數(shù)模型）的各自優(yōu)缺點，同時結合所研究對象在地理空間上的區(qū)域差異性，將這三種面板數(shù)據(jù)模型同時都應用于實證研究。具體形式如下：

式中，一般有N（K+1）個參數(shù)需要估計，并且要滿足N>K+1，本文主要使用該模型分?。ㄊ?、區(qū)）進行測量對農(nóng)村經(jīng)濟增長的減貧效應進行測量。

三、實證結果分析

關于經(jīng)濟增長與貧困之間的關系，目前學術界多數(shù)認為經(jīng)濟增長是減緩貧困的主要動力。經(jīng)濟增長在為貧困人口提供更多就業(yè)與創(chuàng)業(yè)機會的同時，能夠使政府的財政收入得到大幅度提升，進而通過轉(zhuǎn)移性支出幫助貧困人群擺脫貧困，但是經(jīng)濟增長在多大程度上可以減少貧困，需要使用實證分析方法對其進行定量分析。本文在對上述計量模型討論的基礎上，使用EViews計量軟件對全國2010-2017年農(nóng)村居民家庭人居純收入與貧困發(fā)生率的面板數(shù)據(jù)做了彈性回歸分析。由于在回歸中假設各?。ㄊ小^(qū)）無差別，即認為數(shù)據(jù)在截面上無個體影響和無結構變化的前提下將全國作為一個研究對象，所以選用聯(lián)合回歸模型作為對全國數(shù)據(jù)回歸分析的基本模型。采用逐步回歸法，通過使用加權最小二乘和廣義差分法消除了截面異方差和自相關等計量分析的技術性問題，回歸結果見表2。

式中，Poverty表示貧困發(fā)生率，Income表示農(nóng)村居民家庭人均純收入。系數(shù)1.6030表示貧困發(fā)生率對農(nóng)村居民家庭人均純收入的彈性，系數(shù)前面的負號表示變化方向，即農(nóng)村居民家庭人均純收入變化1%，貧困發(fā)生率將減少1.6030%，有效地佐證了前文關于全國農(nóng)村居民家庭人均純收入和貧困發(fā)生率之間的描述性統(tǒng)計所呈現(xiàn)的特征，并且定量顯著地反映了農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟增長的減貧效果，與胡鞍鋼（2006）以及世界銀行（2001）的研究結論一致。但本文最終的實證結果在數(shù)據(jù)上與李小云等（2010）實證分析結果存在差異，造成這種差異應該主要歸因于指標選取的區(qū)別和數(shù)據(jù)使用年限的不同，這種差異表明雖然經(jīng)濟增長能夠促進貧困的減緩，但農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟增長更有利于貧困的減少，益貧式經(jīng)濟增長方式能夠顯著降低貧困發(fā)生率。

經(jīng)濟增長在區(qū)域上存在區(qū)別，同樣經(jīng)濟增長減貧效應在區(qū)域上也存在明顯的差異。為了量化這種差異性，將所選取28個?。ㄊ小^(qū)）2010-2017年的數(shù)據(jù)按地理區(qū)域分成華北、華中、華東、華南、西南、西北和東北7個區(qū)域，分別對其經(jīng)濟增長的減貧效應分組進行實證分析。由于假設各個區(qū)域之間存在差別，即認為數(shù)據(jù)在截面上有個體影響、但無結構變化，所以此處選用個體均值修正回歸模型進行計量回歸，在消除自相關和異方差后，具體估計結果見表3。

從表3中各區(qū)域的貧困發(fā)生率對農(nóng)村居民家庭人均純收入的彈性中可以明顯觀察到，經(jīng)濟增長的減貧效應在各區(qū)域之間存在著顯著的差異。在按地理劃分的7個區(qū)域中，農(nóng)村經(jīng)濟增長減貧效應由高到低依次為華東、東北、華北、華南、西南、華中和西北，其中華東、東北、華北及華南區(qū)域的增長減貧效應基本相同，但是西南、華中以及西北區(qū)域的增長減貧效應相對較低，差異較大。將這7個區(qū)域根據(jù)農(nóng)村經(jīng)濟增長減貧效應的強弱進行分類，可以劃分為四類，即華東、東北、華北和華南為一類，西南區(qū)域為一類，華中區(qū)域為一類，西北區(qū)域為一類;將增長減貧效應最大的華東區(qū)域與增長減貧效應最低的西北區(qū)域比較，可以發(fā)現(xiàn)華東區(qū)域高出西北區(qū)域0.34個百分點，這說明農(nóng)村經(jīng)濟增長減貧效應在南北之間存在著較大差異。同時，為了剔除每個區(qū)域的極值對其增長整體減貧效應的影響，在應用變系數(shù)模型對28個?。ㄊ?、區(qū)）各自的農(nóng)村經(jīng)濟增長減貧效應測算的基礎上，剔除了各個區(qū)域經(jīng)濟增長減貧效應的最大值省份，并重新對各個區(qū)域農(nóng)村經(jīng)濟增長減貧效應做了測算。具體估計方程式見表4。

通過使用變系數(shù)模型估計，對7個區(qū)域各自所包括的省（市、區(qū)）按照貧困發(fā)生率對農(nóng)村居民家庭人均純收入的彈性大小由高到低排序，如表3所示，可以發(fā)現(xiàn)華北區(qū)域的河北、華中區(qū)域的河南、華東區(qū)域的福建和浙江3、華南區(qū)域的廣東、西南區(qū)域的四川、西北區(qū)域的新疆和東北區(qū)域的吉林分別為對應區(qū)域的農(nóng)村經(jīng)濟增長減貧效應最大值省份。另外，通過計算各個區(qū)域極值之間的差值發(fā)現(xiàn)，在這7個區(qū)域中華南區(qū)域的農(nóng)村經(jīng)濟增長減貧效應的波動最大，西北區(qū)域的農(nóng)村經(jīng)濟增長減貧效應波動最小，這說明在華南區(qū)域農(nóng)村經(jīng)濟增長的減貧效應在不同省份之間的差異最大，西北區(qū)域不同省份之間農(nóng)村經(jīng)濟增長減貧效應的差異最小。在測算各省份增長減貧效應的基礎上，為了能更精確地對各個區(qū)域經(jīng)濟增長減貧效應差異進行估計，在剔除上述測算的各個區(qū)域最大值省份之后，應用修正回歸模型對各個區(qū)域的彈性做了二次回歸估計，具體估計結果見表5。

從表5中可以看出，在剔除了極值省份之后的第二次估計結果明顯比未剔除極值省份的第一次估計結果要平滑。第二次估計結果的最值差距為0.19，明顯小于第一次估計結果的最值差距0.34，說明各個區(qū)域中的經(jīng)濟增長減貧效應受到最大值省份的影響較大，在剔除了最大值省份之后的估計更能真實地反映各個區(qū)域的真實水平，同時也說明了最大值省份在各個區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展中扮演著至關重要的角色。為了能夠更精確地甄別各個區(qū)域中最大值省份的增長減貧效應對區(qū)域整體的重要程度，本文對7個區(qū)域貧困發(fā)生率對農(nóng)村居民家庭人均純收入的兩次估計結果由高到低進行排序，如表6所示。通過前后次序的變化識別各個區(qū)域中增長減貧效應的最大值省份對整體增長減貧效應的影響程度。

由表6可知，前后兩次估計的結果存在明顯差異。首先，華東區(qū)域在剔除最大值省份之后，其第二次估計結果的排名反而靠后，并且在整個過程中華東區(qū)域排序變化最大，表明浙江和福建兩省對華東區(qū)域的整體經(jīng)濟發(fā)展有著舉足輕重的作用，同時也說明了華東區(qū)域的農(nóng)村經(jīng)濟增長減貧效應對上述兩省的依賴程度非常強，并且表現(xiàn)出正外部效應。其次，西南區(qū)域、華南區(qū)域和東北區(qū)域在分別剔除了四川、廣東和吉林后的排序反而靠前，這說明四川、廣東和吉林在各自區(qū)域的經(jīng)濟增長減貧效應中具有負外部效應，也反映出了這三個區(qū)域的農(nóng)村經(jīng)濟增長減貧效應與其他區(qū)域之間存在明顯差異。第三，華北、華中和西北區(qū)域在各自剔除河北、河南和新疆之后的估計結果排名并無變化，這說明這三省在其各自區(qū)域中對其他省份的農(nóng)村經(jīng)濟增長減貧效應的影響是中性的，同時也說明華北、華中和西北區(qū)域的經(jīng)濟增長減貧效應的差異不是很大。

四、結論及政策建議

本文通過對我國28個?。ㄊ小^(qū)）2010-2017年農(nóng)村家庭居民人均純收入與貧困發(fā)生率面板數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)村家庭居民人均純收入與貧困發(fā)生率之間表現(xiàn)出負向相關關系，農(nóng)村經(jīng)濟增長的減貧彈性顯著地高達1.6，經(jīng)濟增長的減貧效應十分有效。同時，農(nóng)村經(jīng)濟增長的減貧效應表現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異性，不同區(qū)域之間以及同一區(qū)域不同省份之間的減貧效應有著明顯的區(qū)別，特別是在東北、華東、華南、西南四個區(qū)域內(nèi)部省份之間的差異特別明顯?；谏鲜鼋Y論，提出如下政策建議：

第一，促進農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟增長。實施有利于窮人的經(jīng)濟發(fā)展政策，改善收入分配狀況，縮小城鄉(xiāng)收入差距，使農(nóng)村地區(qū)的貧困人口享受到經(jīng)濟增長帶來的益處，特別關注農(nóng)村金融對農(nóng)村經(jīng)濟增長的助推作用和農(nóng)村服務業(yè)對農(nóng)村經(jīng)濟增長的帶動性，改善農(nóng)村經(jīng)濟生態(tài)，完善金融政策服務體系，促進農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展。

第二，重視區(qū)域之間的差異。根據(jù)經(jīng)濟增長減貧效應的區(qū)域差異，實施宏觀經(jīng)濟政策和區(qū)域發(fā)展政策，重視弱勢群體參與機會的增加，制定相應的區(qū)域性反貧困策略，可以提高政策的適應性和有效性。對于農(nóng)村經(jīng)濟增長減貧邊際效應較低的區(qū)域需要深層次分析其邊際效應較低的制約因素，有針對性地制定相應的反貧困路徑，做到因地制宜，將反貧困路徑選擇與區(qū)域特征結合。針對區(qū)域在空間上的差異，確立其經(jīng)濟中心和核心產(chǎn)業(yè)，將經(jīng)濟中心的輻射作用和核心產(chǎn)業(yè)的增收帶動作用有效發(fā)揮，并且要發(fā)揮區(qū)域特征在城鎮(zhèn)化、流動就業(yè)、環(huán)境治理和生態(tài)補償方面的優(yōu)勢作用。

第三，加強精準扶貧戰(zhàn)略的實施。經(jīng)濟增長減貧涉及到宏觀層面區(qū)域的整體式發(fā)展，而精準扶貧是對不同區(qū)域環(huán)境、不同農(nóng)戶家庭狀況進行精準識別、精準幫扶和精確脫貧。在做到促進農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟增長減貧效應的同時牢抓精準扶貧不放松，宏觀層面與微觀層面的扶貧策略能夠雙管齊下，早日實現(xiàn)貧困人口的全面脫貧。

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責任編輯、校對：錢曉東