经济增长、产业结构与农村减贫——基于省际面板数据的实证分析

张凤华，叶初升

(1.武汉大学国家文化创新研究中心，湖北武汉430072；2.武汉大学经济与管理学院，湖北武汉430072)

一、引言及文献综述

消除贫困的首要条件是经济增长。近年来，关于经济增长与减贫的关系，国内外学术界进行了大量研究。一个共同的发现是，经济增长不会自发地有利于穷人，经济增长是否能够减少贫困，还取决于经济增长过程中收入不平等状况的变化。但是，当经济学家们仅仅用经济增长和收入分配两种因素解释减贫时，其结论与现实的契合性不够稳定。我们认为，问题在于，仅仅用经济增长以及伴随经济增长过程的收入分配状况的变化来解释减贫问题仍然过于宏观而不深入，遗漏了其间的产业结构、经济结构、增长模式、农业和农村政策与扶贫政策调整偏向等因素。

政府政策，无论是普惠型的农村农业政策还是瞄准贫困人口的扶贫政策，既能通过影响经济增长的速度和方式(比如，更多地增加贫困人口参与市场的机会)发挥减贫作用，又能独立地改善贫困人口的生产和生活条件、直接达到提高穷人的收入、缓解贫困的效果。大量实证研究表明，政府在农村公共基础设施、健康、教育、扶贫贷款和技术培训等方面的投入都起到了积极的减贫作用。

就经济结构或产业结构对农村减贫的影响而言，世界银行(1990，2000)认为，农业对减少贫困的作用是第一位的。[1-2]近几年来，国内外一些学者对中国农村减贫的研究也得出了大致相同的结论。比如，Tian等(2003)分析了1978年至2001年国家层面的时间序列数据和1985年至1998年29个省(市、区)的混合数据，发现中国农村减贫的巨大成就主要归功于农业的增长。[3]Ravallion和Chen(2007)对1980年至2001年的时间序列数据进行实证分析，发现中国第一产业的增长对中国农村缓解贫困的影响相当于第二产业和第三产业增长影响的四倍。[4]Montalvo和Ravallion(2010)实证分析1983-2001年中国的省级面板数据，也有类似的发现:经济增长对缓解贫困的所有影响几乎都是通过第一产业产生的。[5]金艳鸣和雷明(2006)采用1997年贵州省产业结构数据、1998年和2000年该省贫困监测数据，发现农业增长对农村减贫的贡献排在第一位，制造业和服务业分别排在第二位和第三位，而电子通讯行业等高技术部门对农村减贫的影响最小。[6]李小云等(2010)就2000年至2008年中国经济增长对缓解贫困的影响研究表明，相对第二、第三产业，农业部门的增长仍然具有较高的减贫效应。[7]

宏观层面的分析结论与我们在微观家户层面的观察似乎是矛盾的。自2004年以来，笔者及研究团队先后四次深入到贵州等贫困地区进行家户调查。一个基本的共识是，凡是有外出务工的家庭、有非农收入的家庭，其生活水平要明显高于没有外出务工、没有非农收入的家庭。这一田野调查式的观察与张宗益和刘旗(2010)、罗楚亮(2010)、岳希明和罗楚亮(2010)等在家户层面上的实证分析结论是一致的。[8-10]比如，罗楚亮(2010)分析9个省(市)2007年和2008年住户追踪调查数据发现，包括外出务工收入在内的工资性收入增长对于农户脱离贫困状态具有重要的贡献，外出务工显著降低了农户陷入贫困的可能性，是贫困状态转换的重要因素。[9]岳希明和罗楚亮(2010)还进一步指出，农村劳动力外出行为显著地降低了农村贫困程度这一结论对于不同的贫困标准、福利度量指标都具有稳健性；外出时间长短对于外出户的贫困状况具有显著影响。[10]

虽然不能以微观层面的现实观察与分析去简单否定宏观层面的结论基本一致的众多研究结果，但是，这种理论与现实的矛盾，即微观分析与宏观分析之间的冲突却是我们必须面对的。对比上述宏观层面与微观层面的分析，有两个重要区别吸引我们的注意力:第一，宏观分析大多采用横截面数据或时间序列数据，而微观分析则多用面板数据；第二，宏观分析所用数据的时间跨度多为20世纪80、90年代或进入新世纪之初，而微观分析则多用近几年的数据(不同时期不同产业的减贫效应会发生变化)。

这两点差异成为本文的切入点:采用面板数据，时间跨度为20世纪90年代直至2008年，重新在省级宏观层面上分析经济增长、产业结构、政府政策的减贫效应。我们以Montalvo和Ravallion(2010)[5]模型为基础(原模型利用1983-2001年省级面板数据分析了中国经济增长过程中区域增长和产业增长对农村贫困的影响)，并对其进行两点重要改进:其一，在省级面板数据分析中，分别建立以贫困发生率、贫困深度指数(贫困缺口率)和贫困强度指数(贫困缺口的平方)为自变量的计量模型，模型的解释变量包含经济增长、收入不平等、产业结构、农业生产条件和政府财政支农支出等，充分挖掘数据信息，避免了模型内生性问题带来的回归分析偏差；其二，根据中国农村的反贫困进程，对比分析1994-2000年“八七扶贫攻坚”期间和2001年至2008年国家实施新的扶贫战略两个时期，农村在经济增长、产业结构、农业生产条件、政府财政支农支出等方面的变化对农村贫困的影响。

二、模型设定与样本选择

(一)模型设定

本文建立了关于贫困指数和解释变量之间的对数线性模型:

因变量hit是农村贫困发生率。自变量包括五个方面的影响因素:第一，GDPit是代表地区经济增长水平的人均地区生产总值；第二，根据Montalvo和Ravallion(2010)[5]提出的增长模式假说，用yjit表示产业产值占国内生产总值的比重，考察产业增长的不平衡对中国农村贫困发生率的影响；第三是反映收入不平等程度的要素，其中包括各地区农村内部的基尼系数giniit和反映城乡收入差距的城乡收入比cxgit；第四是反映各地区农业生产条件的解释变量，包括有效灌溉面积yxgit和农作物播种面积gzmit；第五，rffit反映政府财政支出政策对农村减贫的影响(具体变量及其含义见表1)。

表1 变量指标描述

(二)样本选择

本文依据不同地区农村贫困人口在贫困特征和贫困状况上的差异，选取了9个典型性省(区)作为样本点，采集从1994年至2008年跨越农村扶贫进程的两个时段的面板数据样本进行分析。

地区经济发展的差距对贫困也会有很大影响，在东部沿海一带的农村贫困发生率较低，而西部一些经济发展落后的地区农村贫困发生率相应要高出很多。另一方面，不同地区地方政府的财政能力也会有很大差异，东部地区农业的财政支出水平要高于中部和西部地区。此外，按照三大经济地带的划分，东部、中部和西部贫困人口的贫困特征也有很大差异，主要反映在劳动力的文化教育程度、家庭劳动力状况方面。这些情况也会影响着农村居民的收入，经济发展水平较高的地区，劳动力的文化程度也较高，工资性收入水平也相应较高。

本文充分考虑地区经济发展差距的影响，依据经济地理区域选取样本。第一类为地理上的南方沿海地区、经济上的发达地区，选取浙江和福建两省进行分析。浙江和福建虽然同属于一个经济地带，但是由于地理环境和国家经济政策以及地方人文环境的差异，其经济发展速度和发展水平以及农村贫困的状况也有较大的差异。第二类为地理上的北方沿海地区、经济上的较发达地区(从经济地带上划分属于中部地区①)，本文选取辽宁省。第三类是地理位置与经济地带上都属于中部地区，本文选取典型的中部四省:河南、湖北、安徽和江西。第四类为经济地带和地理位置上都属于西部的地区，本文选取位于西北的陕西省和位于西南地区的广西自治区进行分析。

三、数据处理

在数据处理上，我们主要做以下几项工作。第一，选取1994年至2008年期间的样本数据，组成平衡面板数据进行分析。第二，为了剔除贫困线变动带来的贫困测度的影响，采用人均年纯收入1196元的国家贫困线，依据全国农村居民消费价格指数和各省份农村居民消费价格指数从横向和纵向进行调整。一方面，消除了地区生活成本的差异；另一方面，剔除了通货膨胀的影响。第三，根据各省区的分组数据，运用世界银行提供的POVcalNET工具估算了各省份的贫困发生率。第四，在分析农业财政支出对农村贫困的影响时，采用农业财政支出水平与当年农村第一产业GDP的比重，从而避免数据单位和绝对量分析上带来的偏差。因为各省份的历年农业人口统计资料缺乏，不能计算出人均农业财政支出水平。变量指标统计说明见表1。

四、实证分析

本文对9个省区的面板数据采用固定效应模型。同时，为了区分国家在“八七扶贫攻坚”期间和新世纪以来实施新的扶贫开发纲要后，经济增长和收入不平等以及农业生产条件等因素对农村减贫的影响，分别对1994-2000年和2001-2008年两个时期做阶段性的回归分析。回归结果见表2。

我们先看回归一的结果:

第一，1994年到2008年，贫困发生率相对经济增长的弹性为-2.055，总体而言，经济增长起到了减贫的效果，经济增长是有利于穷人的。

第二，从产业结构变化对贫困发生率的影响来看，贫困发生率相对第一产业比重变化的弹性为-0.694，在统计上比较显著(10%显著性水平)；贫困发生率相对第二产业比重变化的弹性为-3.015，统计上非常显著(1%显著性水平)，第三产业增长对贫困发生率的影响程度似乎也大于第一产业(-0.83)，但在统计上并不显著。

这个结果与以往大多数文献的研究有所差异。原因之一可能在于计量分析的数据区间。比如，Montalvo和Ravallion(2010)[5]选取的省级面板数据起始点是1983年。在改革开放初期，农村经济体制的改革解放了农业生产力，第一产业尤其是农业经济增长在农村减贫中的作用已经被诸多文献研究所证实；而且，农村改革初期，农民外出务工的规模，无论是整体上的，还是家户层面劳动力外出比例，都还不够大。随着农村富余劳动力由农业向非农业的转移，农村居民的工资性收入有了大幅度的增长。全国农村居民的工资性收入比重在1995年出现一个转折点，无论是东部、西部还是中部，工资性收入比重相对1995年之前都呈现出更加迅速的上升趋势，这与我国的劳动力流动政策的转变、户籍制度改革以及1994年以来实施人力资本开发与转移的政策有很大关系。随着农村经济结构和居民收入结构的演变，第二产业和第三产业在农村减贫中的作用越来越显著。

第三，从收入不平等的角度看，城乡收入差距和农村内部的收入不平等对农村贫困发生率有正向的影响。城乡收入差距越大，或者农村内部的不平等程度越大，贫困发生率就越高，越不利于减贫。在表2中，回归模型一采用城乡收入比表示城乡收入差距，农村贫困发生率相对于城乡收入比的弹性为3.022，且在1%的水平上显著。这就是说，在其他条件不变的情况下，城乡收入差距每提高1%，农村贫困发生率就会提高约3%。相比较而言，农村内部的收入不平等程度对农村贫困发生率的影响较小，在其他条件不变的情况下，农村基尼系数每上升1%，就会导致农村贫困发生率上升0.653个百分点。

表2 回归结果

第四，从经济增长和收入不平等程度对农村贫困的影响效应来看，从1994年到2008年，城乡收入差距对贫困发生率的影响要大于经济增长对贫困发生率的影响，因为贫困发生率的增长弹性为-2.055，而贫困发生率对城乡收入不平等的弹性为3.022(在不考虑农村内部收入不平等影响的情况下)。虽然从1994年农村“八七扶贫攻坚”和2001年颁布实施“农村扶贫开发纲要”以来农村减贫取了较大成效，但同期的城乡收入差距不断扩大，严重阻碍了农村减贫进程。

第五，从农业生产条件来看，农业财政支出对农村贫困发生率的影响为负，与预期是一致的，在经济学意义上似乎成效不明显(考虑到农业财政支出占第一产业比重均值为0.05，其减贫弹性系数为-0.0579，这意味着，增加1个百分点的财政支出，也只能使贫困发生率下降不到0.06)，而且，在统计意义上也不显著。有效灌溉面积对农村贫困发生率的影响不显著，且其影响方向与预期不一致；农作物播种面积对农村贫困发生率的影响为负，说明农作物播种面积越大，农业收入越多，越有利于减贫，但在统计上不显著。

回归二和回归三是根据“八七扶贫攻坚”和新世纪“农村扶贫开发”期间的经济增长、收入不平等、农业生产条件和农村居民消费价格指数对农村贫困发生率的影响进行阶段性的分析。下面，我们再将表2中模型二和模型三的回归结果进行比较。

其一，经济增长的减贫效应比较。在“八七扶贫攻坚”期间(1994-2000年)，经济增长对农村贫困发生率的影响弹性为-1.917；新世纪“农村扶贫开发”期间(2001-2008年)，经济增长对农村贫困发生率的影响弹性为-2.012。这说明，进入新世纪以来，政府实施的一系列有利于增加农民收入的惠农政策和扶贫政策的确起到了减贫作用。如，农业税减免、粮食直补、良种补贴、农机具购置补贴等等，这些惠农政策一方面刺激了农村居民从事农业生产的生产积极性，另一方面降低了农民生产成本，政府通过生产性转移支付加大了增加农民收入的力度。

其二，产业结构变化对农村贫困发生率的影响比较。第一产业比重变化对农村贫困发生率的影响在1994-2000年期间是-0.715，在2001-2008年期间这一影响则下降到-0.237。第一产业对农村贫困发生率的影响程度下降的同时，第二产业对农村贫困发生率的影响程度上升，其比重变化对农村贫困发生率的影响弹性从-0.445上升到-2.147，其弹性绝对值增加了约1.7个百分点；第三产业比重对农村贫困发生率的影响弹性从-1.815上升到-2.248，其弹性绝对值也上升了约0.43个百分点。第一产业、第二产业和第三产业对农村贫困发生率的影响在联合显著性检验中都显著拒绝了零假设。

其三，收入不平等程度对农村贫困发生率的阶段性影响比较。城乡收入差距对农村贫困发生率的影响显著下降。1994年至2000年，农村贫困发生率相对城乡收入比的弹性为3.379，且在1%的水平上显著，2001年至2008年，农村贫困发生率相对城乡收入比的弹性下降到1.657，在10%的水平上显著。城乡收入比对农村贫困发生率的影响程度下降了约1.7个百分点。农村贫困发生率相对农村内部收入不平等的弹性从1994-2000年的0.255下降到2001-2008年的0.121。农村收入不平等对贫困发生率的影响在分阶段回归中均不显著。

其四，农业财政支出对农村贫困发生率的影响上升，贫困发生率相对农业财政支出的弹性值由1994-2000年的0.034上升到2001-2008年的0.904。

其五，农业生产条件对农村贫困发生率的影响比较。农村有效灌溉面积和农作物播种面积对农村贫困发生率的影响都有上升，但在统计上均不显著。1994年至2000年，农村贫困发生率相对农村居民消费价格指数的弹性为0.019，2001年至2008年其弹性值上升到0.026。

其六，贫困增长效应与不平等效应。如果以城乡收入差距来衡量收入不平等，就贫困的增长效应和贫困的不平等效应来看，从1994年到2000年，农村贫困发生率相对于城乡收入比的弹性绝对值大于农村贫困发生率的增长弹性的绝对值，即穷人从经济增长中获取的相对收益较低，经济增长模式不利于穷人。从2001年到2008年，农村贫困发生率相对城乡收入比的弹性绝对值小于农村贫困发生率的增长弹性的绝对值，这说明，在此期间穷人从经济增长中获取的收益相对高于非穷人的收益，即新世纪以来的增长模式有利于穷人。

如果以农村内部的收入不平等程度来衡量收入不平等，回归结果表明，两个时期农村贫困发生率相对于农村收入不平等的弹性绝对值均小于农村贫困发生率的增长弹性的绝对值，因而增长和收入不平等对农村贫困发生率的综合效应为负，即这两个阶段的增长模式都是有利于穷人的。

总之，两阶段的回归分析告诉我们，在不同的经济发展阶段和扶贫开发阶段，随着政府的区域经济发展战略和扶贫开发战略的调整，城乡一体化进程的不断加快，经济增长、收入不平等、农业生产条件的变化都朝着有利于农村减贫的方向发展。同时，劳动力流动的加速以及农村经济结构的变化，影响农村贫困的经济增长模式也在变化。在农村整体经济水平较低的改革开放初期，第一产业发展在农村减贫中起主要作用；随着第一产业生产力的逐步释放，农业劳动力向非农产业的转移，第一产业的减贫效应开始下降，工资性收入在农村居民收入中的比重迅速攀升，因而第二和第三产业在农村减贫中的作用越来越显著。然而，近年来农村居民消费价格指数的攀升导致农村居民生活成本高涨，在某种程度上阻碍了农村减贫进程。

五、小结

在经济增长与减少贫困问题上，现有的大量实证研究仅仅用经济增长以及伴随增长过程的收入分配状态变化作为解释变量，其结论与现实的契合性不够稳定。本文实证分析的特色在于，加入产业结构、农业生产条件、农业扶贫与发展政策等关键性的中间变量，并采用跨越“八七扶贫攻坚”期间和新世纪“农村扶贫开发”两个发展时期的省级面板数据。

本文的研究再次证明了经济增长在农村减贫中的重要地位，这与现有文献的研究结果基本一致；但是，本文分析表明，不同产业对农村减贫的影响与经济发展的不同时期密不可分，随着经济的深入发展，三次产业发展对农村贫困的影响发生了一定程度的逆转，减贫效应最大的产业由第一产业变成了第二产业。这与现有的一些宏观实证分析结论似乎相悖。我们认为，产生这种结论偏差的原因大概可以归结为两个方面:一是数据的时间跨度不同。本文的样本数据时间为1994年到2008年，这是中国农村居民在就业方式和收入结构上发生巨大变化的时期，第二、三产业逐渐成为农村居民增加收入的重要来源；二是计量方法对实证结果的影响，本文采用面板数据模型而不是简单的时间序列数据模型或混合截面数据模型。

本文的另一个重要结论是，城乡收入差距扩大对农村减贫有显著的负效应。但是，进入新世纪以来，随着政府实施的一系列惠农措施以及农村扶贫政策的调整和转变，在一定程度上缓解了城乡收入不平等对农村减贫的不利影响。例如，产业化扶贫、劳动力转移培训、农村税费改革，同时政府还加大了对农业的补贴力度，对农产品实行保护性收购，普及新农村合作医疗，普及九年制义务教育等，这些政策不但直接提高了农村居民收入，而且公共服务覆盖面的扩大提高了农村的整体福利水平和劳动能力，间接地影响着农村经济的发展和农村居民收入水平的提高，从而有助于减轻农村贫困。

此外，本文的实证结果表明，普惠式的农业财政支出对农村减贫有积极的影响，但在统计上不显著。农业生产条件的改善，通过提高农业生产效率，朝着有利于农村减贫的方向变化。

本文的研究结论说明，随着农村经济结构的调整和农村居民收入结构的变化，必须重新审视农村反贫困政策的策略。在今后的扶贫进程中，除了确保经济增长的基础性条件之外，还要加大对农村贫困人口的技术和技能培训，改革农村劳动力流动的相应制度，促成游离于城市和农村之间的农民工顺利向非农产业转移，使非农收入成为农民可以依靠的、稳定的收入来源。

注释:

①根据《中国农村住户调查年鉴》的划分确定。

[1]World Bank.World Development Report 1990:Poverty[M].Oxford:Oxford University Press,1990.

[2]World Bank.World Development Report 2001/2000:Attacking Poverty[M].Oxford:Oxford University Press,2001.

[3]Tian Weiming,Xiuqing Wang,Fuyan Ke.The Poverty Alleviation Role of Agriculture in China[EB/OL].http://ftp.fao.org/es/esa/roa/pdf/3_Poverty/Poverty_China.pdf，2003.

[4]Ravallion,M.and S.Chen.China’s(uneven)Progress against Poverty[J].Journal of Development Economics,2007，(82):1-42.

[5]Montalvo，G.Jose and Martin Ravallion.The Pattern of Growth and Poverty Reduction in China[J].Journal of Comparative Economics,2010，(38):2-16.

[6]金艳鸣，雷明.部门产出增加与减贫——基于贵州省社会核算矩阵的乘数分析应用[J].山西财经大学学报，2006，4(28):31-34.

[7]李小云，于乐荣，齐顾波.2000-2008中国经济增长对贫困减少的作用:一个全国和分区域的实证分析[J].中国农村经济，2010，(4):4-11.

[8]张宗益，刘旗.西部农民外出务工与家庭收入变化:重庆的证据[J].改革，2010，(5):30.

[9]罗楚亮.农村贫困的动态变化[J].经济研究，2010，(5):124-138.

[10]岳希明，罗楚亮.农村劳动力外出打工与缓解贫困[J].世界经济，2010，(11):84-98.