收入流动性、代际传递与农村反贫困——异质性视角下新疆30个贫困县的实证分析

谢婷婷，司登奎

(1.石河子大学 商学院，新疆 五家渠 831300； 2.中国海洋大学 经济学院，山东 青岛 266100)

新疆是我国扶贫工作的重点地区，也是全国扶贫人口最多的少数民族地区，尤其是南疆三地州已成为全国扶贫攻坚的主战场。2011年，中央上调扶贫标准至2300元，新疆符合该标准的329万人中，南疆三地州的人口占80%，扶贫重点县少数民族达到95%，新疆反贫困具有典型的地域性和少数民族性特征。同时，由于新疆特殊的历史、多民族背景，新疆贫困也成为民族分裂分子滋事的“温床”。因此，新疆贫困问题不仅是经济问题，更是重要的政治问题。自2010年新疆工作会议之后，19省援疆工作逐步启动，新疆扶贫进入以专项扶贫、行业扶贫、社会扶贫、援疆扶贫为内容的“四位一体”扶贫格局。新疆扶贫工作在基础设施、民生工程、医疗卫生等方面扶贫成果显著，但由于历史、自然、社会和民族等多方面原因，反贫困的“内生功能”不强。在当前全面建设小康社会的背景下，面对新疆复杂的反贫困问题，如何帮助贫困地区脱贫是亟待解决的问题。因此，从微观视角深入解读影响反贫困效果的主要因素，把握其与贫困之间的关系，不仅有利于通过实行差异化措施来达到反贫困的效果，保证我国边疆少数民族地区农村减贫工作的顺利进行，而且能促进边疆的稳定发展。

目前，学术界对中国农村贫困问题的研究虽然取得了较为丰硕的成果，但仍存在不足之处。一些研究仅停留在横截面数据上，只是从静态意义上测量了各年度的贫困程度以及影响贫困的因素。侯卉等(2012)采用多维贫困分解的方法，运用收入贫困、能力贫困、社会排斥贫困和参与性不足贫困进行综合测度；刘修岩等(2007)运用两阶段Probit模型分析了农户教育对消除农村贫困的影响，发现提高农户受教育程度能显著降低农村陷入贫困状态的概率。但他们的研究均忽视了隐藏在贫困背后的收入流动性①。如果将研究视角扩展到一年以上，就会发现上一年度的贫困人口与下一年度的贫困人口往往不是完全相同的群体，这是因为人们的收入地位在不同年度之间会发生变动，即存在收入流动性问题。国外学者很早就注意到收入流动性的存在，并形成了一些有价值的文献。Hertz(2006)对美国20世纪90年代以来的收入流动性进行考察，发现美国中产阶级收入流动性出现恶化的现象；Piketty和Saez(2006)通过选取收入较高的人群研究收入流动性；Lummer(2002)利用工具变量的方法对收入流动性进行估计，用以减少收入流动性的测量误差。而国内学者研究中国收入流动性的文献则十分有限，其中王海港(2005)使用CHNS数据库对中国城乡居民1989-1997年总体收入流动性进行了研究，发现收入流动性能够缩小城乡收入差距；尹恒等(2006)分别对1991-1995年和1998-2002年中国城镇居民收入流动性的变化特征进行了研究，发现城镇居民的收入流动性整体下降。

“贫困代际理论”认为贫困可以由父辈传递给子辈，从而使子辈在成年后重复父辈的贫困状态，即贫困状态在代际间的传承和复制。联合国儿童基金会(UNICEF，2001)在《世界儿童状况报告》中指出：“出生于贫困家庭的儿童比出生于非贫困家庭的儿童在长大成人后陷入贫困的比率要高得多”。经济学界对贫困代际传递的研究主要从代际收入弹性视角来分析，即父辈收入如何影响下一代收入，如Atkinson等(1978)以英格兰为研究对象，发现1975年父亲的收入与1975-1978年子辈收入的相关系数为0.17；Becker(1979)通过建立代际模型，将美国两代人的平均收入回归后发现父辈与子女的代际收入弹性系数为0.2，表明父母的收入水平在很大程度上影响子女的收入水平。

从已有文献可以看出，国内外学者对反贫困问题进行了多角度、多层次的分析，但研究中多以静态研究为主，重点对反贫困问题本身进行讨论，缺乏对影响反贫困效果的多变量因素间的动态关系研究。基于此，本文从收入流动性、贫困代际传递的视角对反贫困的动态发展进行分析，以期为农村反贫困问题提供新的研究视角。本文以新疆30个贫困县为主体，运用面板模型对三者之间的长期动态关系进行检验，并通过构建误差修正模型分析了长期动态关系对反贫困效果的短期调节效应。本研究的目的是为了回答两个问题：第一，从长期看，收入流动性、代际传递与反贫困效果的关系如何？收入流动性、代际传递对反贫困的影响是否具有区域异质性的特点？第二，从短期看，收入流动性、代际传递与农村反贫困之间的关系对反贫困效果具有怎样的短期调节作用以及隐含何种经济和政策意义？其答案对于解决农村贫困问题具有重要的现实意义。

一、变量选取和模型设定

(一)变量选取

2.贫困代际传递。在贫困代际传递(Intergenerational Transmission，简记为IT)的指标选取上，本文借鉴张立东(2013)对代际传递的定义，即父辈处于贫困状态时子女处于贫困状态的可能性。因此，本文利用新疆的平均收入水平作为贫困标准，以低于标准的子女人数与父辈人口的比例来衡量贫困的代际传递。该指标能够有效反映贫困代际传递的程度，若该比例越大，则意味着贫困代际传递的程度越大。

(二)模型设定

在新疆的不同地区，其居民收入流动性、代际传递以及农村反贫困效果可能存在差异，为了反映这种差异，本文以新疆30个贫困县②为截面单位构建面板模型。同时将变量取对数是为了消除异方差的存在，因此面板模型设定为：

LNIit=αi+β1iLNITit+β2iLNIMit+β3i(LNIit×LNITit)+β4i(LNIit×LNIMit)+εit

(1)

其中，Iit为贫困水平，ITit为贫困的代际传递，IMit为收入流动性，αi为横截面异质的固定效应。若β3i和β4i统计显著，则表明在不同的贫困程度下，贫困代际传递与收入流动性具有不同的效应。将LNIit×LNITit和LNIit×LNIMit作为解释变量，用来揭示在不同的贫困水平下收入流动性与贫困代际传递对反贫困可能具有的不同效应。根据格兰杰定理，模型(1)对应的面板误差修正模型为：

ΔLNIit=ζ1iecmit+λ1iΔLNITit+λ2iΔLNIMit+λ3iΔ(LNIit×LNITit)+λ4iΔ(LNIit×LNIMit)

(2)

ΔLNITit=ζ2iecmit+τ1iΔLNIit+τ2iΔLNIMit+τ3iΔ(LNIit×LNITit)+τ4iΔ(LNIit×LNIMit)

(3)

ΔLNIMit=ζ3iecmit+δ1iΔLNIit+δ2iΔLNITit+δ3iΔ(LNIit×LNITit)+δ4iΔ(LNIit×LNIMit)

(4)

其中，ecmit为模型(1)中的残差，ζi为误差调节系数，反映了三者的长期稳定关系对收入流动性、代际传递和农村反贫困的短期调节效应。若ζ1i为负，表明稳定关系对农村贫困具有抑制作用，即有利于达到反贫困的效果。本文数据来源于对新疆30个贫困县的调查问卷、新疆调查统计年鉴、新疆统计年鉴和新疆统计公报。此外，本文选择的样本期为2000-2012年，由于时间跨期较短，因此本文只考虑横截面异质的固定效应模型，意味着上式中横截面的斜率系数不同。

二、实证分析

(一)变量的平稳性检验。由于面板数据含有时间的成分，为了避免虚假回归，需要对变量进行平稳性检验。同时，本文联合使用IPS、LLC异质面板单位根进行检验来确保结果的准确性，结果如表1所示。从表1可知，新疆整体的收入流动性、代际传递和农村反贫困数据以及变量的交叉项在原水平下均是非平稳序列。经过带有常数项模型的差分检验后，所有结果均平稳，意味着变量服从I(1)，从而为分析三者之间的长期稳定关系提供了基础。

表1 新疆收入流动性、代际传递和农村反贫困单位根检验

注：括号内为统计量的伴随概率，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著水平。

表2 完全修正最小二乘法对面板模型的估计结果

注：括号内为对应参数的t统计量，由于均统计显著，限于篇幅，本文在此就不单独列出。

进一步地，本文利用面板误差修正模型对变量短期调节效应进行描述，其中短期的调节效应大小由参数ζ1、ζ2、ζ3所刻画，调节参数估计结果如表3所示。从表3中可以发现，所有地区的ζ1均小于0，进一步验证了收入流动性、贫困代际传递和农村反贫困之间具有长期稳定的关系，同时也意味着三者之间的长期稳定关系在短期内会抑制贫困的加剧，从而实现反贫困的效果。所隐含的政策含义便是政府可以采取相应的政策来继续扩大对反贫困效果的促进作用，从而为区域的减贫、脱贫奠定基础。有些地区的短期贫困调节效应统计显著(如塔尔干塔吉县、吉木乃县等)，表明这些地区的收入流动性和贫困代际传递在农村反贫困的过程中发挥着非常重要的作用。而对于统计不显著的地区(如疏勒县、和田县等)，则意味着收入流动性、代际传递对农村贫困的影响并不明显，这些地区应该以促进农村反贫困的长期效果作为弱化抑制作用的主要依据。

表3 30个贫困县的短期调节效应

各地区的ζ2大于0，表明长期稳定关系在短期内能够加剧贫困代际传递。由此也解释了对于新疆地区而言，贫困的代际传递是影响新疆长期不能脱贫的重要因素之一，意味着政府需要采取减少贫困代际传递的积极政策来弱化这种长期均衡关系，如通过提高农村教育水平、农业科技水平等提高贫困居民的素质，并在提高人力资本的基础上，通过减少贫困的代际传递达到反贫困的效果。这同时也表明农村反贫困工作应当作为我国的一项长期发展战略，而短期效果则并不明显。

所有地区的ζ3均小于0，意味着三者之间的长期稳定关系能够在短期内降低收入流动性，不利于达到反贫困的效果。同时，也表明了收入流动性的提高对农村反贫困具有一定的促进作用。因此在政策方面，政府可以适当拓宽农村金融发展，通过增加农民收入来进一步提高收入流动性，并进而达到反贫困的效果。此外，在不同的地区，ζ2与ζ3差距较大，表明长期稳定的关系对收入流动性、贫困代际传递的短期调节作用具有区域差异性。

三、结论与启示

新疆贫困问题突出，尤其是少数民族聚集地脱贫与返贫现象交替进行，致贫问题复杂，反贫效果不甚理想。为了制定有效的反贫困政策，必须找出致贫的主要因素，并剖析因素间的相互关系。本文在对新疆贫困县调查的基础上，结合收入流动性对贫困的影响、代际传递作用于贫困的关系，选取收入流动性、贫困代际传递作为影响农村反贫困的因素，利用面板模型和面板误差修正模型分别从长期和短期揭示收入流动性、贫困代际传递和反贫困之间的稳定关系及其短期调节作用。研究结论可以概述为以下两点：

其一，收入流动性、贫困代际传递与农村反贫困之间具有长期稳定的关系，且收入流动性对农村反贫困具有促进作用，贫困代际传递对农村反贫困效果具有绝对的抑制性。同时，本文发现，新疆30个贫困县的收入流动性对反贫困的促进作用依赖于该县的贫困水平，即收入水平较好的县，提高收入流动性有利于反贫困效果，反之亦然。这里隐含着两层经济意义：一是虽然提高收入流动性有利于反贫困，但还要看贫困主体的贫困水平。当贫困程度较小以及收入流动性较低时，适当增加收入流动性会对反贫困起到积极的促进作用；但是当贫困程度较大时，增加收入流动性反而会弱化反贫困效果，不利于实现扶贫、减贫的目的。二是新疆30个贫困县中存在非常显著的贫困代际传递现象，尤其是少数民族聚集县和边境县的贫困代际传递现象突出，即子女重复父辈贫困的可能性较高，且贫困代际传递直接抑制了反贫困效果。

其二，三者之间的稳定关系对收入流动性、贫困代际传递与农村反贫困存在短期的调节作用。具体而言，一是新疆30个贫困县中收入流动性、贫困代际传递是作用于反贫困效果的长期因素，意味着对新疆贫困县采取的反贫困措施中，要注重制定以提高收入流动性和减少贫困代际传递为目标的对策和机制；二是从短期看，新疆30个贫困县由于收入水平、区位差异等因素导致反贫困效果有显著的异质性，换言之，收入流动性和贫困代际传递对致贫的影响程度存在显著差异。

综上所述，为了制定有效的反贫困政策，除了正确评估贫困的程度以及探讨贫困的成因外，把握影响因素与贫困的动态关系也是极其重要的。针对新疆而言，可以根据收入流动性、贫困代际传递对反贫困的效果进行分类，制定提高收入流动性和减少贫困代际传递的配套措施，并分类、分时逐步实施。在长期内，针对30个贫困县的贫困程度制定相匹配的提高收入流动性的政策，通过加大人力资本投入来缓解贫困代际传递对反贫困效果的抑制作用。在短期内，对于收入流动性、贫困代际传递对反贫困效果较好的县(塔尔干塔吉县、吉木乃县、阿图什市等)，可以创新一个自由的收入流动机制，扩大金融服务范围，拓宽农民增收渠道，从而提高贫困居民的收入流动性。同时，政府也需要采取减少贫困代际传递的积极政策，如提高农村教育水平，加大对贫困家庭子女的教育投入，加强与非农就业有关的职业技能培训，抑制农村贫困代际传递，从而达到反贫困的效果。

此外，由于历史、民族问题，新疆致贫因素多样且复杂，反贫困任务艰巨。因此，对于新疆反贫困问题的研究可以选择不同的致贫因素与反贫困的效果进行动态观察，如信贷投入、人力资本投入、文化投入等致贫因素，发现致贫因素对反贫困效果的长期和短期影响，挖掘不同贫困主体的反贫困规律和差异，从而在反贫困政策上做到有的放矢，提高反贫困质量。

注释：

①收入流动性体现了收入分配的状况，若收入流动性增强，意味着自由畅通的收入流动机制能够为居民提供改善自身收入的机会，有利于实现收入分配领域中效率和公平的统一，从而达到反贫困的目的；反之，则不利于达到反贫困的效果。

②30个贫困县分别为巴里坤哈萨克县、伊吾县、察布查尔锡伯县、尼勒克县、脱里县、裕民县、和布克赛尔蒙自治县、青河县、吉木乃县、乌什县、柯坪县、阿图什市、阿克陶县、阿合奇县、乌恰县、疏附县、疏勒县、英吉沙县、莎车县、叶城县、岳普湖县、伽师县、塔尔干塔吉自治州、和田县、墨玉县、皮山县、洛浦县、策勒县、于田县和民丰县。

主要参考文献：

[1]侯卉,王娜,王丹青.中国城镇多维贫困的测度[J].城市发展研究,2012,(12).

[2]刘修岩,章元,贺小海.教育与消除农村反贫困：基于上海市农户调查数据的实证研究[J].中国农村经济,2007,(10).

[3]Hertz Tom.Understanding Mobility in America[J].Center for American Progress,2006，62(4):1-32.

[4]Piketty Thomas,Emmanuel Saez.The Evolution of Top Incomes: A Historical and International Perspective[J].American Economic Review,2006,32(5):200—205.

[5]Lummer.Measuring Economic Mobility and Inequality[J].National Bureau of Economic Research,2002,43(4):217—226.

[6]王海港.中国居民家庭的收入变动及其对长期平等的影响[J].经济研究,2005,(1).

[7]尹恒,李实,邓曲恒.中国城镇个人收入流动性研究[J].经济研究,2006，(10).

[8]Atkinson，Trinder，Maynard.Evidence on Intergenerational Income Mobility in Britain[J].Economics Letters,1978,26(4):383—388.

[9]Becker Gary.An Equilibrium Theory of the Distribution of Income and Intergenerational Mobility[J].The Journal of Political Economy,1979,56(6):1153—1189.

[10]Fields G.,E.A. Ok.Measuring Movement of Income[J].Economic,1999，66 (5):455—471.

[11]张立东.中国农村贫困代际传递实证研究[J].中国人口·资源与环境,2013,(6).

[12]洪兴建,高鸿桢.反贫困效果的模型分解法及中国农村反贫困的实证研究[J].统计研究,2005,(3).

[13]Kao C.，Chiang M.On the Estimation and Inference of a Cointegrated Regression in Panel Data[J].Advances in Econometrics,2000,47(15):179-222.

[14]Pedroni，P.Panel Cointegration: Asymptotic and Finite Sample Properties of Pooled Time Series Tests with an Application to the PPP Hypothesis[R].Econometric Theory Revised Working Paper,Indiana University,2003,36(6):77-84.