民族地区经济发展方式转变的贫困减缓效应研究

唐勇++刘林++龚新蜀

摘要：选用2000～2012年的数据，采用FGT指数测算了民族八省区城镇居民的贫困状况，在此基础上运用面板数据模型分析了经济发展方式转变的贫困减缓效应，得出如下结论：首先，民族八省区的贫困广度、贫困深度和贫困强度均有了很大的缓解；其次，长期来看经济发展方式转变具有显著的贫困减缓效应，但短期内其对贫困减缓起抑制作用；再次，民族地区经济增长减贫的“涓滴效应”处于扩大阶段，收入分配差距过大是致贫的主要因素，教育水平的提升有很好的贫困减缓效应；最后，提出民族地区城镇居民贫困减缓的对策建议。

关键词：贫困减缓；经济发展方式转变；民族地区；城镇居民

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2015.06.05

中图分类号：F0636；F0615 文献标识码：A 文章编号：1001-8409（2015）06-0019-05

贫困减缓是世界性难题，联合国千禧年计划将其列为八大目标之首，各国政府为此进行着不懈的努力。改革开放以来，我国实现了2亿多人口的脱贫，为世界的减贫工作做出了巨大贡献，但仍存在大量贫困人口，尤其在民族地区，由于其特殊的经济、社会和生态环境现实，减贫之路更为复杂、更具有挑战性。消除贫困的首选途径无疑是经济增长，但大量研究表明，近年来经济增长对贫困减缓的“涓滴效应”持续下降，转变经济增长方式已成为推进减贫战略的重要举措。

1 相关文献回顾

国外相关研究大多集中在经济结构对贫困减缓的影响上。Hasan和Quibria研究认为在东南亚对贫困减缓起主要作用的是工业部门，但服务业部门则是拉丁美洲减贫的主要动力来源[1]；Ravallion和Chen对中国1980～2001年的数据进行分析，发现农业对减贫的贡献远超其他产业[2]；Montalvo、Ravallion提出“经济增长模式假说”，认为相对于总体经济增长而言，经济增长部门构成和劳动力密集程度将对贫困减缓产生独立影响[3]。也有学者对经济增长减贫效应的影响因素进行了研究，认为不平等程度对贫困减缓有显著抑制作用（Ravallion和Chen，1997；Ravallion，2004；Ravallion，2010），但Dollar和Kraay研究发现不平等程度对经济增长的贫困减缓效应影响不大[4]；此外，教育、经济开放度等也将对经济增长的贫困减缓效应产生一定影响，但学者们得出的结论不尽一致。例如Tilak研究认为印度的中高等教育对贫困有显著的减缓作用，但初等教育会加剧贫困率的发生[5]，而Mughal通过对巴基斯坦的研究发现教育能够很好地实现贫困减缓[6]；Bird认为贸易对低收入者的贫困减缓作用不大，但对高收入者的贫困减缓有显著影响[7]，Conway通过研究发现在贸易开放的短期及中期，其对贫困减缓反而起阻碍作用[8]。

国内对贫困减缓的相关研究主要集中在经济增长、收入分配及财政政策等对贫困减缓的影响方面。主要代表性文献有：李小云、于乐荣等运用2000～2008年中国省际数据分析了经济增长与贫困发生率之间的关系，认为经济增长对贫困有显著的减缓作用，就经济结构来看，农业部门的贫困减缓效应更大[9]；张萃从经济增长的产业结构视角入手，分析得出第一产业和第三产业对贫困有显著减缓作用的结论[10]；张凤华、叶初升也认为三次产业发展对农村贫困有一定的减缓作用，但不同产业在经济发展不同阶段的减贫效果存在差异[11]；李金叶、周耀治等以新疆为研究对象，实证分析认为经济增长的减贫作用明显，但收入分配不平等阻碍了经济增长的减贫效应[12]；毛伟、李超等考虑了政府干预对减贫的影响，认为经济增长和收入分配不平等对农村贫困减缓存在门槛效应，政府干预的贫困减缓效果不明显[13]；张伟宾、汪三贵认为农村扶贫政策对农村贫困的减缓意义非常明显，而且在很大程度上缓解了收入分配不公对减贫的负面影响[14]。从经济发展方式转变视角研究贫困减缓的文献较少，刘军民通过分析提出我国的减贫战略需向“赋能式”综合扶贫、“预防型、保障型、发展型”多维扶贫方向转变，重点指出实施基本公共服务均等化的意义所在[15]；张琦、任航等以青海玉树为研究对象，详细分析了经济发展方式转变对贫困减缓的作用机理[16]；单德朋、郑长德系统梳理了相关文献并构建了经济发展方式贫困减缓效应的微观机制，得出经济发展方式能够通过产业构成和劳动力密集程度对减贫产生影响[17]。

由于各国贫困人口主要集中在农村地区，所以国内外相关文献关注的侧重点是农村贫困问题。但在经济发展方式转变过程中，经济体制转轨、产业结构变迁等使低技能、低收入的城镇居民更容易失去原有的工作岗位，相对农村居民，这类城镇居民收入的不确定性大大增加，成为潜在的贫困者，而且由于城镇居民有很高的“缺少食物”的风险[18]，所以一旦陷入贫困，其贫困的广度和深度将远远高于农村，相较而言，城镇贫困更“带有厚重的经济、社会转型印记”[19]。而民族地区由于自然环境恶劣，经济发展条件落后等特殊区情，其贫困广度和深度均高于全国平均水平[20]，这类地区具有贫困人口脆弱性强、因病因灾返贫率高等特点，研究民族地区的贫困问题比研究某个单独地区或全国总体情况更具有说服力。基于上述理由，本文以民族八省区民族八省区包括内蒙古、新疆、宁夏、广西、西藏五个民族自治区和在经济社会发展方面享有与民族自治区相同民族政策的、少数民族人口比较集中的云南、贵州及青海三省。 为研究对象，运用面板数据模型分析经济发展方式转变对城镇贫困的减缓作用，以期为民族地区减贫工作提供参考。

2 模型设定及指标测算

2.1 模型设定

在现有文献的基础上，本文采用改进的C-D生产函数模型作为理论框架，具体形式为：

Yi=A（FSZBi）α（Xi）βeε（1）

式（1）中Y表示民族地区城镇居民贫困状况、FSZB表示经济发展方式转变水平、X表示其他控制变量，包括GDP、收入分配差距（GINI）、基础设施状况（JCSS）和教育水平（JY）等指标。为了减弱异方差的影响，对式（1）两边取对数，构建民族地区城镇居民贫困减缓计量模型：

LnYi=LnA+αLnFSZBi+βLnXi+εi（2）

又由于本文采用的是面板数据分析模型，故最终的实证模型设定为：

LnYit=LnA+φ1LnFSZBit+φ2LnGDPit+φ3LnGINIit+φ4LnJCSSit+φ5LnJYit+εit（3）

2.2 指标的测算

22.1 民族地区城镇居民贫困水平测算

对贫困水平的测算，目前比较全面的方法是FGT指数法，该方法分别从贫困广度（H）、贫困深度（PG）和贫困强度（SPG）对贫困状况进行度量，FGT贫困指数的具体形式为：

Pα=∫z0z-xzαf（x）dx α≥0（4）

式（4）中，x为居民收入水平，z为贫困线。当α=0时，P0为贫困广度指数，反映贫困人口占总人口的比重，用H表示；当α=1时，P1为贫困距指数，反映贫困深度，用PG表示；当α=2时，P2为平方贫困距指数，反映贫困强度，该指标有助于检测最贫困人口的状况，用SPG表示。FGT指数的测算是基于1980年Kakwani提出的Beta模型及1984年Villasenor和Arnolds提出的GQ模型，参照刘林等的做法[21]，本文在测算时依据R2及t值等统计指标选取最佳模型。关于贫困线的选择，由于研究对象是城镇居民，且为了便于比较，本文选取世界银行公布的2美元的贫困线标准，并用汇率和城市居民消费价格指数调整，测算结果表明，民族八省区城镇居民贫困状况有了很大的缓解由于测算的数据量太大，相关数据在此省略，若有需要者，可直接向作者索取。 。

22.2 民族地区经济发展方式转变水平的度量

经济发展方式转变的内涵主要体现在对需求结构的优化、对要素投入结构的合理化和对产业结构的调整升级三个方面，故本文从需求结构、产业结构和要素结构等方面对民族地区经济发展方式转变状况进行评价。考虑到经济发展的可持续性，加入了反映环境保护和低碳经济的变量。具体来说，选取最终消费占GDP的比重对需求结构进行衡量；采用产业结构升级系数来反映产业结构升级水平，该指标的计算式为：

S=∑3i=1yi×i=y1×1+y2×2+y3×3（5）

式（5）中，S表示产业结构升级系数，1≤S≤3，当S越接近1，则产业结构升级层次越低，若S越接近3，则表明产业结构升级速度越快，水平越高；yi表示第i产业产值占GDP的比重[22]。选用全员劳动生产率作为要素投入结构的衡量指标，因为该指标在一定程度上能够较好地反映技术、劳动者素质及管理创新在经济增长中的作用[23]。对于环境变量的衡量，本文选用工业废水排放达标率、工业固体废物综合利用率、工业废气排放量（逆指标）、万元

GDP能耗（逆指标）及能源加工转化率等一组指标。结合层次分析法和主成分分析法计算综合得分作为衡量经济发展方式转变水平的指标。

22.3 其他控制变量的度量

经济增长水平由各地区的GDP衡量；收入分配状况由基尼系数来反映，用GINI表示，对基尼系数的测算，本文参照鲁晓东2008年提出的计算公式：

GINI=2∑i（∑iPi）Yi-1-∑iYiPi（6）

其中，Yi表示第i组人口的总收入占全部总收入的比重，Pi表示第i组人口数占总人口数的比例；基础设施状况（JCSS）由每平方千米公路里程数衡量；教育水平（JY）由人均教育经费支出反映。

3 实证分析

3.1 模型形式的选择

运用F统计量来选择面板数据模型的形式，在α=001及α=005的水平下，贫困广度、贫困深度及贫困强度均为F>Fα，将三模型设定为变截距面板数据模型。依据经验做法，由于本文建立的面板数据模型仅仅用于推断所选样本空间的经济关系，而非利用样本去推断总体的统计性质，故将变截距面板数据模型设定为固定效应模型，如表1所示。

3.2 变量的平稳性检验

采用三种检验方法对各变量进行单位根检验，结果见表2。在α=001和α=005水平下，各变量的一阶差分形式均拒绝原假设，为平稳序列。

3.3 面板数据模型的回归结果及分析

在分析总体情况的基础上，本文按照经济发展方式转变的水平，以2005年为节点将整个样本区间分为两个阶段，以判断经济发展方式转变对城镇居民贫困状况的影响趋势并进行历史对比分析。最终确定的面板数据模型回归结果如表3所示。

由结果可知，在整个样本区间内，经济发展方式转变水平对贫困广度具有显著的减缓作用，其贡献率为0051%，对贫困深度和贫困强度减缓的贡献率分别为0038%和0012%，但在统计上不显著，这表明民族地区实施经济发展方式转变战略对城镇贫困人口在数量上有明显的减少作用，但对贫困人口内部收入的变化及贫困人口内部收入差距等更深层次问题的解决效果不理想，这主要是由于民族地区经济发展方式的转变步伐慢、水平低所致。经济增长的贫困减缓效应非常显著，其对贫困广度、贫困深度和贫困强度的贡献分别为023%、0223%和0251%，这表明经济增长依然是民族地区城镇居民贫困减缓的主要措施之一。收入分配不公是加剧居民贫困的最主要的因素之一，其对贫困广度、贫困深度和贫困强度的显著不利影响依次为0857%、1.427%和1.173%。基础设施状况的改善对贫困强度有显著的缓解作用，但对贫困广度和深度的减缓作用不显著。教育水平提升的减贫效果非常明显，其对贫困广度、深度和强度减缓的贡献分别为0461%、0613%和0636%。关注教育事业，提升教育水平，对民族地区城镇居民贫困减缓，尤其是最贫困人口状况的好转有着深远的意义。

分阶段分析，从第一阶段到第二阶段，经济发展方式转变水平对贫困广度的影响均不显著，对贫困深度由显著的减缓作用变得不再显著，对贫困强度则由显著的减缓作用过渡为显著的加剧作用。从第一阶段到第二阶段，经济增长的减贫效果非常明显，其对民族地区城镇居民贫困减缓的“涓滴效应”处于扩大态势。收入分配差距对贫困广度、深度和强度的加剧作用由第一阶段的缺乏弹性（分别为0156%、0561%和0879%）过渡为第二阶段的富有弹性（分别为2674%、359%和4084%），表明收入分配不公对贫困的不利影响越来越大。基础设施状况对贫困减缓在第一和第二阶段的变化不大。不同阶段教育水平的提升有一定的减贫效应但不显著。

34 误差修正模型的建立

变量之间存在长期均衡关系的原因，是由于短期内经济运行本身存在反向修正机制[24]，本文试图建立如下的面板误差修正模型来验证：

ΔLnYit=αΔLnYi，t-1+γ1ΔLnFSZBit+γ2ΔLnGDPit+γ3ΔLnGINIit+γ4ΔLnJCSSit+γ5ΔLnJYit+γ6ecmi，t-1+εit（7）

式（7）中Δ表示变量的一阶差分，γ6表示变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时，误差修正项对其调整的速度，误差修正模型结果见表4。

注：△表示各变量的一阶差分，括号内的数据表示相伴概率，*、**分别表示在1%和5%的水平下显著

误差修正模型结果显示，在短期内，随着经济发展方式转变步伐的推进，民族地区城镇居民的贫困程度反而有所加剧。这是由于在实施经济发展转变的初期，随着产业选择由传统的工业主导型产业转向新型的以环境保护为核心的生态产业、绿色产业及传统产业的过程中，低技能、低收入的城镇贫困居民的接受能力、适应能力及掌握应用能力等在短时间内无法与新要求完全匹配，导致其失去原有的工作岗位进而加剧其贫困状况；短期的经济增长对贫困的减缓作用不再显著；不论在短期还是长期，收入分配不公都会导致贫困程度的加深；基础设施状况在短期内对贫困几乎无减缓作用；教育水平的提升在短期内就能起到减少贫困的作用。贫困广度、深度和强度的误差修正项均为负值，且在1%的水平上显著，符合经济运行的反向修正机制，贫困指标与各控制变量之间将保持长期均衡关系。

4 结论及对策建议

4.1 结论

本文采用2000～2012年的数据，运用FGT指数测评了民族八省区城镇居民的贫困状况，在此基础上运用面板数据模型分析了经济发展方式转变对民族地区的贫困减缓效应，得出如下基本结论：在长期内，经济发展方式转变对贫困的广度有显著的减缓作用，但对贫困深度和强度的减缓效应不显著；经济增长依然是民族地区减贫的最主要途径，且其对减贫的“涓滴效应”处于扩大的态势；收入分配不公是贫困加剧最主要的原因之一，其对贫困状况恶化的不利影响越来越大；基础设施状况对民族地区的减贫效果不大，但教育水平的提升有非常显著的贫困减缓作用。短期内，经济发展方式转变会在一定程度上加剧贫困程度；经济增长有一定的减贫效应但不显著，这表明短期内经济增长的减贫作用不能得到充分发挥，经济增长减贫机制的实现是一个长期的过程。

4.2 对策建议

基于上述结论，本文提出以下对策建议：

第一，提高民族地区经济增长水平，保持适度的经济发展方式转变步伐。实证研究结果表明，民族地区城镇居民贫困减缓最主要的动力是经济增长，且其减贫的“涓滴效应”还处于加强阶段，所以着力提高经济增长水平是民族地区城镇贫困居民脱贫的首选。从长期来看，经济发展方式转变有积极的减贫效应，因此在大力发展经济的同时要积极实施经济发展方式转变战略。但同时从短期来看，发展方式转变又会影响经济增长速度，加剧贫困程度。所以从贫困减缓角度而言，在经济发展方式转变的初期其步伐不宜太快，应稳中求进，尽量降低由于发展方式转变带来的致贫返贫风险。

第二，完善收入分配制度，缩小民族地区城镇居民收入差距。实证结果表明收入分配不公是致贫的主要原因之一，而且经济增长的“涓滴效应”无法均匀地惠及到所有居民。所以在发挥市场基础性配置作用的同时，政府要加大调解收入分配力度，优化收入分配方式和结构，降低收入分配差距对减贫战略的抑制作用，使得经济发展方式转变的社会公平效应得到更好体现。

第三，加大教育培训力度，提升民族地区城镇贫困居民的自我发展能力。经济发展方式的转变必然要求产业结构的调整和升级，也必然会导致高能耗、高污染企业因要素成本和环境成本的上升而陷入困境，在这一过程中大量城镇低端劳动者会更容易丧失就业机会，加大其致贫返贫的风险。为了使这类人群尽快适应经济发展方式转变的新要求，民族地区应大力发展基础教育、职业教育和技能培训业务，提高城镇贫困居民自我发展能力。

第四，改革完善城镇最低生活保障制度。实证结果表明短期内经济发展方式转变对贫困减缓是一种阻碍作用，存在致贫返贫乃至加深贫困程度的风险，所以应改革完善城镇最低生活保障制度。在经济发展方式转变的减贫效应发挥之前，国家应对城镇贫困居民加大补偿力度，确保贫困人口在这段“真空期”的基本生活。

参考文献：

[1]Hasan R， Quibria M G. Industry Matters for Poverty： A Critique of Agricultural Fundamentalism[J].International Review for Social Sciences， 2004 （2）：253-264.

[2]Ravallion M， Chen H S. Chinas Progress Against Poverty[J]. Journal of Development Economics， 2007（1）： 1-42.

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

[4]Dollar D， Kraay A. Growth is Good for the Poor[J]. Journal of Economic Growth， 2002（3）：195-225.

[5]Tilak G. Post Elementary Education， Poverty and Development in India[J].International Journal of Educational Development， 2005（27）： 435-445.

[6]Mughal W H. Human Capital Investment and Poverty Reduction Strategy in Pakistan.[J]. Labour and Management in Development， 2007（7）： 61-77.

[7]Bird K. A Framework to Analyze Linkages between Trade Policy， Poverty Reduction and Sustainable Development[Z].ODI：London， 2003.

[8]Conway. Trade Liberalization and Poverty Reduction[Z]. Doha. Overseas Development Institute （ODI）， 2009.

[9]李小云，于乐荣. 2000～2008 年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.

[10]张萃.中国经济增长与贫困减少——基于产业构成视角的分析[J].数量经济技术经济研究，2011（5）：51-63.

[11]张凤华，叶初升.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[J].当代财经，2011（12）：14-21.

[12]李金叶，周耀治，等.经济增长、收入分配的减贫效应探析——以新疆为例[J].经济问题，2012（2）：8-11.

[13]毛伟，李超，等.经济增长、收入不平等和政府干预减贫的空间效应与门槛特征[J].农业技术经济，2013（10）：16-27.

[14]张伟宾，汪三贵.扶贫政策、收入分配与中国农村减贫[J].农业经济问题，2013（2）：66-75.

[15]刘军民.转变发展方式与减少贫困的相关性分析[J].华中师范大学学报，2011（7）：9-15.

[16]张琦，任航.发展方式转变与减贫关系研究[J].首都经济贸易大学学报，2012（1）：13-19.

[17]单德朋，郑长德.经济发展方式贫困减缓效应的微观机制与影响因素述评[J].经济问题探索，2012（11）：161-166.

[18]单德朋，郑长德.民族地区城镇贫困动态演化与经济增长益贫性研究[J].西北人口，2014（1）：79-85.

[19]陈立中，张建华.中国转型时期城镇贫困变动趋势及其影响因素分析[J].南方经济，2006（8）：55-67.

[20]国家统计局住户调查办公室.中国农村贫困监测报告[M].北京：中国统计出版社，2011：59-60.

[21]刘林，龚新蜀，等.西北地区城镇居民贫困程度的测度与实证分析[J].人口学刊，2011（6）：18-26.

[22]徐德云.产业结构升级形态决定、测度的一个理论解释及验证[J].财政研究，2008（1） ： 46-49.

[23]张保胜.自主创新促进经济发展方式转变的实证分析[J].中国科技论坛，2010（3）：31-37.

[24]聂华林，韩燕.基于面板数据的我国人口城市化与经济增长动态比较研究[J].软科学，2012（5）：27-31.

（责任编辑：辜 萍）