论文部分内容阅读
[摘要]20世纪90年代以来，经济增长和收入分配不平等对于城镇人口脱贫时间产生了消极影响。研究发现，城镇贫困在1997年达到高峰，然后逐渐缓和；贫困人口的收入增长在初期能使脱贫时间迅速减少，但边际效果是递减的；贫困人口之间的收入分配不平等延长了脱贫时间，如果贫困人口的初始收入增加，则会明显缩短脱贫时间。
[关键词]瓦特指数；脱贫时间；收入差距
[中国分类号]F124.7 [文献标识码]A [文章编号]1003—3890(2007)03—0011—05
一、引言
随着20世纪90年代中国国有企业改革的深化和经济社会体制的转型，城市下岗、失业人员不断增加，城市贫困问题日益严重。在这种背景下，很多学者加强了对城市贫困的关注和研究，研究对象主要集中在城市贫困的界定、贫困程度的测度以及产生原因和解决措施。其中，对贫困的测度即贫困指数的分析具有重要的理论价值和现实意义。在此领域，大部分学者主要采用FGT指数(Foster-Greer-Thorbecke index)分析了贫困的广度、深度和强度，但是缺乏对脱贫时间的分析。例如，Ravallion和Datt(1992)把贫困的跨期变化分解为增长效应和分配效应(剩余部分是残差)，对比观察不同时期FGT指数的差异。Kakwani(1997)提出了贫困分解的5条公理和更加科学的分解方法(不包含残差)，以此分析泰国在不同时期的FGT指数。魏众和古斯塔夫森(1998)沿着Ravallion和Datt的思路分析了中国转轨时期城乡贫困的变动趋势以及东、中、西部的贫困分布。林伯强(2003)则采用Kakwani的贫困分解方法，测算了中国在1985年、1990年、1995年和2001年的FGT指数。
美国学者Kanbur(1987)建议把贫困人口中的平均收入者的脱贫时间作为一个贫困的测度指标，后来Morduch(1998)深化了Kanbur的方法，利用瓦特贫困指数(Watts index)的一个单调变换，得出了总人口和贫困人口的平均脱贫时间，以此研究脱贫时间与经济增长和收入分配的关系。笔者将结合中国的实际情况，分析其贫困人口的脱贫时间。
二、贫困测度的公理化原则及贫困指数
1．贫困测度的公理化原则。在对贫困测度的过程中，应满足一系列公理化原则，Sen(1976)强调了两条根本原则：(1)单调性公理。即当其他条件不变、贫困人口收入减少时，贫困指数增加；(2)转移性公理。即当其他条件不变、重度贫困者的收入向轻度贫困者转移时，贫困指数增加。
另外，Kakwani(1980)提出了贫困测度中的单调敏感性公理和转移敏感性公理。前者要求：在贫困人口中，低收入者的收入下降相对于较高收入者的同量收入下降而言，会使贫困增加的更多；后者要求：在贫困人口中，较低收入者之间的收入转移相对于较高收入者之间的收入转移而言，会使贫困变化的更多。这两条公理比Sen所强调的两条原则更加严格。除此以外，可分可加性(additivedecomposability)也是贫困测度中的一条重要原则，因为它意味着，一个社会的贫困指数可以表示为按不同标准划分的子部门的贫困指数的加权平均值。例如，总体贫困可以分解为城乡贫困的加权平均值，男性户主家庭和女性户主家庭的贫困的加权平均值，文盲家庭和非文盲家庭的加权平均值等。另外，也可以通过这种方法来衡量子部门的贫困指数的变化和部门人口份额的变化对于社会总体贫困的影响。
2．FGT贫困指数。在对贫困的定量分析中，最常用的贫困指数是Foster、Greer和Thorbeeke在1984年提出，随后被人们称为FGT指数。FGT指数在收入的离散分布下可以表示为：
在式(1)中，N是总人口数量，q是收入或支出低于贫困线的人口数量，z指贫困线，yi表示第i个贫困者的收入。参数α表示贫困敏感度(povertyaversion)，α越大，该指数给予更穷的贫困人口以更大的权重。当α=0时，p1。表示贫困的人头指数，即贫困发生率(H)；当α=1时，p1表示贫困人口相对于贫困线的收入缺口的比例，即贫困距(poverty gap，简称为PG)；当α=2时，p2表示贫困人口的加权的收入缺口，即平方贫困距(squared poverty gap，简称为SPG)，权重就是贫困距本身。贫困发生率和贫困距指数虽然不满足单调性和转移性公理，但是却被广泛采用，因为这两个指数具有非常直观的意义，前者表示收入低于贫困线的人口比重，后者可以反映贫困人口摆脱贫困所需要的资金量。但是，这两个指数可能对人们是一种误导，因为它们对于贫困人口内部的收入分配毫无反映。平方贫困距指数虽然可以反映贫困人口内部的收入分配状况，但是却不具备较强的直观意义。为了克服这些缺陷，人们往往将这三个指数结合起来，相互补充，分别测度贫困的广度，深度和强度。
三、瓦特指数与脱贫时间
瓦特(1968)提出了另一个贫困指数，被人们称为瓦特指数(Watts index)，它是第一个对分配敏感的贫困指数，满足上面一系列公理，因而具有完美特性(zheng，1993)，被越来越多地用来研究贫困理论，例如贫困发生率曲线(poverty incidence curve)等。但由于瓦特指数本身也不具备特别明显的直观意义，在实际分析中用的也不多。Morduch(1998)通过对瓦特指数的简单变化，得出了脱贫时间指数(exit time)，它在保留瓦特指数的良好特性时，还具有直观和简洁的现实意义，即在一个固定同一的收入增长率下，摆脱贫困的平均时间。
在式(5)中，tavgg表示贫困人口中的平均收入者的脱贫时间，μp指贫困人口的平均收入。tavgg虽然具有很强的直观意义，但和贫困距指数一样，对于贫困人口的内部收入分配不敏感。如果平均收入不变，当收入差距变化时， 却不会相应变化，因此，不是一个理想的贫困指标。
相反，平均脱贫时间Tg可以反映贫困的强度即贫困人口内部的收入分配状况，Tg同于tavgg，其是指所有人口的脱贫时间的平均值(假定非贫困人口的脱贫时间为0)
如果贫困人口的收入完全平均分布，那么Lp＝0， 贫困人口的平均脱贫时间就等于平均收入者的脱贫时间。如果分配差距越大，Lp越大，Tg越长。由于泰尔指数满足单调性公理和转移性公理，Tg也就满足上述公理，即贫困者的收入增加，或者收入从贫困人口中的较高收入者向较低收入者转移时，Tg会下降。
四、贫困线、数据来源和计算方法
1．贫困线。贫困线主要是关于贫困的识别问题，可分为绝对贫困线和相对贫困线两种标准。在考察经济增长、收入分配和贫困的关系时，选择绝对贫困线更加合适。为了便于贫困的国际比较，1985年世界银行将购买力平价(PPP)的每人每天1美元和2美元作为贫困线标准。考虑到中国收入水平较低，城镇生活成本要高于农村，笔者将分别采用1美元和1．5美元作为城镇贫困线的两个标准。主要问题在于人民币与美元的购买力平价，因为中国迄今为止还没有参加由联合国或者世界银行举行的国际比较项目(International ComparisonProgram)活动，因此并没有一个官方统一的购买力平价标准。美国宾夕法尼亚大学的一个研究组，通过与世界银行、联合国合作，提出了各国基于国内生产总值的购买力平价，数据齐全且时间跨度长，被人们广泛采用。由于世界银行的购买力平价数据已经不再科学(外推法的时间太长)，因此笔专采用宾夕法尼亚大学的购买力平价数据(具体结果见表1)。
2．家户调查数据和贫困计算方法。笔者采用的数据来自国家统计局的城镇居民家庭收支调查数据，对于这些数据的整理结果，包括调查对象的平均收入和支出、收入分配状况(quantile函数)等计算贫困的关键指标，可以在世界银行的贫困中心的网站查找。笔者以收入作为测算贫困的依据，假定家庭收入在家庭内部成员间平均分配，再按当年购买力平价折算成美元。
在贫困线和调查样本的平均收入给定时，贫困指数取决于收入分配状况即洛伦兹曲线(基尼系数不适合计算贫困指数)。国外有大量文献研究洛伦兹曲线的函数形式和参数估计方法，其中运用最多的是广义二次法(general quadratic Lorenz curve)和β方法(Beta Lorenz curve)，前者分别由Villasenor和Arnold(1984，1989)提出，后者由Kakwani(1980)提出。世界银行经济学家Ravallion和Chen根据上述计算原理编写了一个计算贫困指数的软件——POVCAL software(a program for calculating povertymeasures from grouped data)。设定贫困线后，利用调查对象的收入分组数据即可计算FGT指数和瓦特指数①。计算过程需要根据拟合效果甄别上述两种洛伦兹曲线方程。
五、中国城镇的贫困状况：FGT指数和脱贫时间
根据上面的计算方法(包括POVCAL software)，利用中国城镇居民家庭调查数据，可以计算20世纪90年代以来的城镇贫困状况，(结果见表2)。在表2中，PL1和PL1．5分别表示1美元和1．5美元的贫困线。表2显示，无论采用1美元贫困线还是1．5美元贫困线，FGT指数和社会平均脱贫指数都表明，中国城镇人口的贫困状况从1991～1997年趋于恶化，1999年和2001年有所缓和。从实证分析结果中可以得出几个重要结论。
1．当城镇贫困线从1美元提高到1．5美元时，贫困发生率会提高3倍～6倍，贫困距指数和平方贫困距指数会提高2倍～5倍。这表明在中国，FGT贫困指数对贫困线十分敏感，城镇贫困人口具有很强的脆弱性，如果贫困线稍有提高，或者由于外部冲击，如疾病、失业等情况发生，就会有大量的人口陷入贫困，贫困缺口也急剧上升。为了降低这种脆弱性，医疗保险和失业保险等预防性扶贫措施就显得极为迫切。当贫困线提高后，城镇人口的平均脱贫时间也会提高4倍～5倍，这因为贫困线的提高使得大量非贫困人口重新陷入贫困，而他们在1美元贫困线时的脱贫时间为0。但有趣的是，贫困人口的平均脱贫时间并没有随贫困线的提高而明显上升，基本保持稳定，甚至在某些时期反而下降。如在1991年，当采用1美元贫困线时，贫困人口的收入在3％的年增长率下，摆脱贫困的平均时间是9．09年，当贫困线上升到1．5美元时，脱贫时间下降到7．54年，降低了1．55年，这种“反常”关系在1993年、1995年和1997年同样存在。原因在于，贫困人口的平均脱贫时间取决于他们的平均收入与贫困线的相对差距、贫困人口的内部收入不平等程度和收入增长率。随着贫困线的提高，贫困人口的平均收入也“水涨船高”，因此，当后两个因素不变时，贫困人口的平均脱贫时间也相对比较稳定，并不随贫困线的调整而明显改变。这是该指数的缺陷，但可由社会脱贫时间来弥补。
2．经济增长与脱贫时间的关系。如果假定城镇贫困人口的收入增长率都是3％(这是近年来的实际增长率)，那么全体城镇人口的平均脱贫时间在0．14年～0．81年之间，这个数值看起来很低，但并不意味着贫困程度很轻，而是因为绝大部分人口的收入高于贫困线，他们的脱贫时间为0。如果采用更加“理性”的指标，即贫困人口的平均脱贫时间，数值就大大提高，大概在7年～10年之间。当贫困人口更多地分享经济增长的利益时，例如在2001年，如果贫困人口的收入增长率从3％提高到4％，他们的脱贫时间就会从7．62年下降到6年。但是从贫困人口的平均脱贫看，经济增长的减贫效果是递减的。从1％的年收入增长率开始，增长率每提高1个百分点直到8％，脱贫时间分别下降12年、4．1年、1．9年、1．2年、0．6年和0．4年(图1描述了这两者的关系)。
3．收入分配对脱贫时间具有重要的影响。笔者把收入分配不平等分为两种情况，一是城镇贫困人口的内部收入不平等，二是城镇人口之间的收入分配不平等。如果贫困人口之间的收入分配完全平等，即Lp=0，那么，Tpg=tavgg，但由于实际的收入分配不平等，Tpg要大于tavgg。收入差距越大，两者的缺口就越大。从第二类不平等看，如果城镇人口的收入差距越大，城镇贫困人口的收入水平就越低。如果一个城镇贫困人口的年收入是180美元，在3％的年收入增长率下，脱贫时间是23年，当初始收入下降到120美元，降低了33％，脱贫时间就会上升到36年，提高了60％。这说明了初始不平等程度是决定经济增长的减贫效果的主要因素之一。初始不平等程度越 大，贫困人口的收入水平就越低，他们从经济增长中所获得的利益就越小(Ravallion，1997)，因此，脱贫时间就越长。
六、结论
笔者结合FGT指数和脱贫时间指数，分析了中国城镇20世纪90年代以来的贫困变化趋势。贫困发生率和贫困距指数尽管不满足贫困测度中的转移性公理，但却具有简洁的直观意义，因此广为流行。平方贫困距指数的情况恰好相反。脱贫时间指数的优势在于结合了这两者的优点，它既对收入分配敏感，同时又具有明显的现实意义：在贫困人口内部收入持续同一增长的最优条件下(best-case condition)，摆脱贫困所需要的时间。FGT指数和脱贫时间指数都显示，中国城镇人口的贫困状况从20世纪90年代开始趋于恶化，1997年后有所缓和。对于笔者的计算结果有两点值得注意：(1)从数据对比看，家庭调查数据中的平均收入或支出要低于国民统计账户，可能是调查对象低报了他们的实际收支，因此利用家庭调查数据分析贫困有高估的可能；(2)在分析经济增长、收入分配和贫困的关系时，尤其是分析经济增长的减贫效果时，以收入作为测度贫困的依据较为合适。但是由于人们的收入要高于支出，从这个角度看，笔者的计算结果又会低估社会的真实贫困水平，因为支出更能反映人们的生活质量和福利水平。
分析结果对于中国制定科学的反贫困政策有以下两点启发意义。1．由于经济增长的减贫效果是递减的，在经过20多年持续的经济增长后，中国的城乡贫困人口大量减少，新时期的反贫困政策应当从以经济增长为主过渡到以经济增长和社会保障并重。医疗、养老和失业等社会保障政策以及城市居民最低生活保障制度，对于城镇反贫困具有不可替代的作用。2．由于不平等和贫困之间具有相互强化的内在作用机制，不平等程度越大，脱贫时间越长，反之亦然。因此，中国目前较高的收入分配差距已经成为反贫困的主要障碍，降低行政性垄断、大力发展有利于增加就业的劳动密集型产业和服务业，对于缩小社会差距和反贫困都具有良好的效果。
[收稿日期]2006—11—29
[作者简介]张全红(1970—)，男，湖北京山人，华中科技大学经济学院博士研究生，五邑大学管理学院讲师，研究方向为经济增长理论和发展经济学；张建华(1965—)，男，湖北汉川人，华中科技大学经济学院教授，博士生导师，研究方向为经济增长理论和发展经济学。
责任编辑，校对：艾 岚
注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。
[关键词]瓦特指数；脱贫时间；收入差距
[中国分类号]F124.7 [文献标识码]A [文章编号]1003—3890(2007)03—0011—05
一、引言
随着20世纪90年代中国国有企业改革的深化和经济社会体制的转型，城市下岗、失业人员不断增加，城市贫困问题日益严重。在这种背景下，很多学者加强了对城市贫困的关注和研究，研究对象主要集中在城市贫困的界定、贫困程度的测度以及产生原因和解决措施。其中，对贫困的测度即贫困指数的分析具有重要的理论价值和现实意义。在此领域，大部分学者主要采用FGT指数(Foster-Greer-Thorbecke index)分析了贫困的广度、深度和强度，但是缺乏对脱贫时间的分析。例如，Ravallion和Datt(1992)把贫困的跨期变化分解为增长效应和分配效应(剩余部分是残差)，对比观察不同时期FGT指数的差异。Kakwani(1997)提出了贫困分解的5条公理和更加科学的分解方法(不包含残差)，以此分析泰国在不同时期的FGT指数。魏众和古斯塔夫森(1998)沿着Ravallion和Datt的思路分析了中国转轨时期城乡贫困的变动趋势以及东、中、西部的贫困分布。林伯强(2003)则采用Kakwani的贫困分解方法，测算了中国在1985年、1990年、1995年和2001年的FGT指数。
美国学者Kanbur(1987)建议把贫困人口中的平均收入者的脱贫时间作为一个贫困的测度指标，后来Morduch(1998)深化了Kanbur的方法，利用瓦特贫困指数(Watts index)的一个单调变换，得出了总人口和贫困人口的平均脱贫时间，以此研究脱贫时间与经济增长和收入分配的关系。笔者将结合中国的实际情况，分析其贫困人口的脱贫时间。
二、贫困测度的公理化原则及贫困指数
1．贫困测度的公理化原则。在对贫困测度的过程中，应满足一系列公理化原则，Sen(1976)强调了两条根本原则：(1)单调性公理。即当其他条件不变、贫困人口收入减少时，贫困指数增加；(2)转移性公理。即当其他条件不变、重度贫困者的收入向轻度贫困者转移时，贫困指数增加。
另外，Kakwani(1980)提出了贫困测度中的单调敏感性公理和转移敏感性公理。前者要求：在贫困人口中，低收入者的收入下降相对于较高收入者的同量收入下降而言，会使贫困增加的更多；后者要求：在贫困人口中，较低收入者之间的收入转移相对于较高收入者之间的收入转移而言，会使贫困变化的更多。这两条公理比Sen所强调的两条原则更加严格。除此以外，可分可加性(additivedecomposability)也是贫困测度中的一条重要原则，因为它意味着，一个社会的贫困指数可以表示为按不同标准划分的子部门的贫困指数的加权平均值。例如，总体贫困可以分解为城乡贫困的加权平均值，男性户主家庭和女性户主家庭的贫困的加权平均值，文盲家庭和非文盲家庭的加权平均值等。另外，也可以通过这种方法来衡量子部门的贫困指数的变化和部门人口份额的变化对于社会总体贫困的影响。
2．FGT贫困指数。在对贫困的定量分析中，最常用的贫困指数是Foster、Greer和Thorbeeke在1984年提出，随后被人们称为FGT指数。FGT指数在收入的离散分布下可以表示为：
在式(1)中，N是总人口数量，q是收入或支出低于贫困线的人口数量，z指贫困线，yi表示第i个贫困者的收入。参数α表示贫困敏感度(povertyaversion)，α越大，该指数给予更穷的贫困人口以更大的权重。当α=0时，p1。表示贫困的人头指数，即贫困发生率(H)；当α=1时，p1表示贫困人口相对于贫困线的收入缺口的比例，即贫困距(poverty gap，简称为PG)；当α=2时，p2表示贫困人口的加权的收入缺口，即平方贫困距(squared poverty gap，简称为SPG)，权重就是贫困距本身。贫困发生率和贫困距指数虽然不满足单调性和转移性公理，但是却被广泛采用，因为这两个指数具有非常直观的意义，前者表示收入低于贫困线的人口比重，后者可以反映贫困人口摆脱贫困所需要的资金量。但是，这两个指数可能对人们是一种误导，因为它们对于贫困人口内部的收入分配毫无反映。平方贫困距指数虽然可以反映贫困人口内部的收入分配状况，但是却不具备较强的直观意义。为了克服这些缺陷，人们往往将这三个指数结合起来，相互补充，分别测度贫困的广度，深度和强度。
三、瓦特指数与脱贫时间
瓦特(1968)提出了另一个贫困指数，被人们称为瓦特指数(Watts index)，它是第一个对分配敏感的贫困指数，满足上面一系列公理，因而具有完美特性(zheng，1993)，被越来越多地用来研究贫困理论，例如贫困发生率曲线(poverty incidence curve)等。但由于瓦特指数本身也不具备特别明显的直观意义，在实际分析中用的也不多。Morduch(1998)通过对瓦特指数的简单变化，得出了脱贫时间指数(exit time)，它在保留瓦特指数的良好特性时，还具有直观和简洁的现实意义，即在一个固定同一的收入增长率下，摆脱贫困的平均时间。
在式(5)中，tavgg表示贫困人口中的平均收入者的脱贫时间，μp指贫困人口的平均收入。tavgg虽然具有很强的直观意义，但和贫困距指数一样，对于贫困人口的内部收入分配不敏感。如果平均收入不变，当收入差距变化时， 却不会相应变化，因此，不是一个理想的贫困指标。
相反，平均脱贫时间Tg可以反映贫困的强度即贫困人口内部的收入分配状况，Tg同于tavgg，其是指所有人口的脱贫时间的平均值(假定非贫困人口的脱贫时间为0)
如果贫困人口的收入完全平均分布，那么Lp＝0， 贫困人口的平均脱贫时间就等于平均收入者的脱贫时间。如果分配差距越大，Lp越大，Tg越长。由于泰尔指数满足单调性公理和转移性公理，Tg也就满足上述公理，即贫困者的收入增加，或者收入从贫困人口中的较高收入者向较低收入者转移时，Tg会下降。
四、贫困线、数据来源和计算方法
1．贫困线。贫困线主要是关于贫困的识别问题，可分为绝对贫困线和相对贫困线两种标准。在考察经济增长、收入分配和贫困的关系时，选择绝对贫困线更加合适。为了便于贫困的国际比较，1985年世界银行将购买力平价(PPP)的每人每天1美元和2美元作为贫困线标准。考虑到中国收入水平较低，城镇生活成本要高于农村，笔者将分别采用1美元和1．5美元作为城镇贫困线的两个标准。主要问题在于人民币与美元的购买力平价，因为中国迄今为止还没有参加由联合国或者世界银行举行的国际比较项目(International ComparisonProgram)活动，因此并没有一个官方统一的购买力平价标准。美国宾夕法尼亚大学的一个研究组，通过与世界银行、联合国合作，提出了各国基于国内生产总值的购买力平价，数据齐全且时间跨度长，被人们广泛采用。由于世界银行的购买力平价数据已经不再科学(外推法的时间太长)，因此笔专采用宾夕法尼亚大学的购买力平价数据(具体结果见表1)。
2．家户调查数据和贫困计算方法。笔者采用的数据来自国家统计局的城镇居民家庭收支调查数据，对于这些数据的整理结果，包括调查对象的平均收入和支出、收入分配状况(quantile函数)等计算贫困的关键指标，可以在世界银行的贫困中心的网站查找。笔者以收入作为测算贫困的依据，假定家庭收入在家庭内部成员间平均分配，再按当年购买力平价折算成美元。
在贫困线和调查样本的平均收入给定时，贫困指数取决于收入分配状况即洛伦兹曲线(基尼系数不适合计算贫困指数)。国外有大量文献研究洛伦兹曲线的函数形式和参数估计方法，其中运用最多的是广义二次法(general quadratic Lorenz curve)和β方法(Beta Lorenz curve)，前者分别由Villasenor和Arnold(1984，1989)提出，后者由Kakwani(1980)提出。世界银行经济学家Ravallion和Chen根据上述计算原理编写了一个计算贫困指数的软件——POVCAL software(a program for calculating povertymeasures from grouped data)。设定贫困线后，利用调查对象的收入分组数据即可计算FGT指数和瓦特指数①。计算过程需要根据拟合效果甄别上述两种洛伦兹曲线方程。
五、中国城镇的贫困状况：FGT指数和脱贫时间
根据上面的计算方法(包括POVCAL software)，利用中国城镇居民家庭调查数据，可以计算20世纪90年代以来的城镇贫困状况，(结果见表2)。在表2中，PL1和PL1．5分别表示1美元和1．5美元的贫困线。表2显示，无论采用1美元贫困线还是1．5美元贫困线，FGT指数和社会平均脱贫指数都表明，中国城镇人口的贫困状况从1991～1997年趋于恶化，1999年和2001年有所缓和。从实证分析结果中可以得出几个重要结论。
1．当城镇贫困线从1美元提高到1．5美元时，贫困发生率会提高3倍～6倍，贫困距指数和平方贫困距指数会提高2倍～5倍。这表明在中国，FGT贫困指数对贫困线十分敏感，城镇贫困人口具有很强的脆弱性，如果贫困线稍有提高，或者由于外部冲击，如疾病、失业等情况发生，就会有大量的人口陷入贫困，贫困缺口也急剧上升。为了降低这种脆弱性，医疗保险和失业保险等预防性扶贫措施就显得极为迫切。当贫困线提高后，城镇人口的平均脱贫时间也会提高4倍～5倍，这因为贫困线的提高使得大量非贫困人口重新陷入贫困，而他们在1美元贫困线时的脱贫时间为0。但有趣的是，贫困人口的平均脱贫时间并没有随贫困线的提高而明显上升，基本保持稳定，甚至在某些时期反而下降。如在1991年，当采用1美元贫困线时，贫困人口的收入在3％的年增长率下，摆脱贫困的平均时间是9．09年，当贫困线上升到1．5美元时，脱贫时间下降到7．54年，降低了1．55年，这种“反常”关系在1993年、1995年和1997年同样存在。原因在于，贫困人口的平均脱贫时间取决于他们的平均收入与贫困线的相对差距、贫困人口的内部收入不平等程度和收入增长率。随着贫困线的提高，贫困人口的平均收入也“水涨船高”，因此，当后两个因素不变时，贫困人口的平均脱贫时间也相对比较稳定，并不随贫困线的调整而明显改变。这是该指数的缺陷，但可由社会脱贫时间来弥补。
2．经济增长与脱贫时间的关系。如果假定城镇贫困人口的收入增长率都是3％(这是近年来的实际增长率)，那么全体城镇人口的平均脱贫时间在0．14年～0．81年之间，这个数值看起来很低，但并不意味着贫困程度很轻，而是因为绝大部分人口的收入高于贫困线，他们的脱贫时间为0。如果采用更加“理性”的指标，即贫困人口的平均脱贫时间，数值就大大提高，大概在7年～10年之间。当贫困人口更多地分享经济增长的利益时，例如在2001年，如果贫困人口的收入增长率从3％提高到4％，他们的脱贫时间就会从7．62年下降到6年。但是从贫困人口的平均脱贫看，经济增长的减贫效果是递减的。从1％的年收入增长率开始，增长率每提高1个百分点直到8％，脱贫时间分别下降12年、4．1年、1．9年、1．2年、0．6年和0．4年(图1描述了这两者的关系)。
3．收入分配对脱贫时间具有重要的影响。笔者把收入分配不平等分为两种情况，一是城镇贫困人口的内部收入不平等，二是城镇人口之间的收入分配不平等。如果贫困人口之间的收入分配完全平等，即Lp=0，那么，Tpg=tavgg，但由于实际的收入分配不平等，Tpg要大于tavgg。收入差距越大，两者的缺口就越大。从第二类不平等看，如果城镇人口的收入差距越大，城镇贫困人口的收入水平就越低。如果一个城镇贫困人口的年收入是180美元，在3％的年收入增长率下，脱贫时间是23年，当初始收入下降到120美元，降低了33％，脱贫时间就会上升到36年，提高了60％。这说明了初始不平等程度是决定经济增长的减贫效果的主要因素之一。初始不平等程度越 大，贫困人口的收入水平就越低，他们从经济增长中所获得的利益就越小(Ravallion，1997)，因此，脱贫时间就越长。
六、结论
笔者结合FGT指数和脱贫时间指数，分析了中国城镇20世纪90年代以来的贫困变化趋势。贫困发生率和贫困距指数尽管不满足贫困测度中的转移性公理，但却具有简洁的直观意义，因此广为流行。平方贫困距指数的情况恰好相反。脱贫时间指数的优势在于结合了这两者的优点，它既对收入分配敏感，同时又具有明显的现实意义：在贫困人口内部收入持续同一增长的最优条件下(best-case condition)，摆脱贫困所需要的时间。FGT指数和脱贫时间指数都显示，中国城镇人口的贫困状况从20世纪90年代开始趋于恶化，1997年后有所缓和。对于笔者的计算结果有两点值得注意：(1)从数据对比看，家庭调查数据中的平均收入或支出要低于国民统计账户，可能是调查对象低报了他们的实际收支，因此利用家庭调查数据分析贫困有高估的可能；(2)在分析经济增长、收入分配和贫困的关系时，尤其是分析经济增长的减贫效果时，以收入作为测度贫困的依据较为合适。但是由于人们的收入要高于支出，从这个角度看，笔者的计算结果又会低估社会的真实贫困水平，因为支出更能反映人们的生活质量和福利水平。
分析结果对于中国制定科学的反贫困政策有以下两点启发意义。1．由于经济增长的减贫效果是递减的，在经过20多年持续的经济增长后，中国的城乡贫困人口大量减少，新时期的反贫困政策应当从以经济增长为主过渡到以经济增长和社会保障并重。医疗、养老和失业等社会保障政策以及城市居民最低生活保障制度，对于城镇反贫困具有不可替代的作用。2．由于不平等和贫困之间具有相互强化的内在作用机制，不平等程度越大，脱贫时间越长，反之亦然。因此，中国目前较高的收入分配差距已经成为反贫困的主要障碍，降低行政性垄断、大力发展有利于增加就业的劳动密集型产业和服务业，对于缩小社会差距和反贫困都具有良好的效果。
[收稿日期]2006—11—29
[作者简介]张全红(1970—)，男，湖北京山人，华中科技大学经济学院博士研究生，五邑大学管理学院讲师，研究方向为经济增长理论和发展经济学；张建华(1965—)，男，湖北汉川人，华中科技大学经济学院教授，博士生导师，研究方向为经济增长理论和发展经济学。
责任编辑，校对：艾 岚
注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。