政府減貧行為的動(dòng)態(tài)效應(yīng)
——中國農(nóng)村減貧問題的SVAR模型實(shí)證分析(1990－2008)

葉初升 張鳳華

(武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心/經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北武漢430072)

政府減貧行為的動(dòng)態(tài)效應(yīng)
——中國農(nóng)村減貧問題的SVAR模型實(shí)證分析(1990－2008)

葉初升 張鳳華

(武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心/經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北武漢430072)

脫貧人口返貧率偏高是中國農(nóng)村貧困問題的一個(gè)顯著特征。這種客觀現(xiàn)實(shí)要求我們，應(yīng)該仔細(xì)考察農(nóng)村貧困發(fā)生率、貧困深度和貧困強(qiáng)度對(duì)政府干預(yù)行為的跨期響應(yīng)，從而動(dòng)態(tài)地而不是靜態(tài)地評(píng)價(jià)政府減貧行為績效。本文將普惠式的農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展政策與扶貧政策一起納入減貧分析框架，構(gòu)建一個(gè)結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)模型，以彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)用多變量時(shí)間序列數(shù)據(jù)通過單方程模型回歸分析的局限，從SVAR模型中獲得結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)函數(shù)，動(dòng)態(tài)地評(píng)價(jià)政府行為的減貧效應(yīng)。實(shí)證分析表明，目前的政府行為，無論是普惠式的農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展政策，還是瞄準(zhǔn)貧困人口的扶貧政策，對(duì)農(nóng)村貧困的政策干預(yù)都沒有形成持久的影響，沖擊響應(yīng)衰減很快。為了降低脫貧人口返貧率，政府減貧政策的目標(biāo)應(yīng)定位于提升貧困人口的自身發(fā)展能力，擴(kuò)展貧困人口參與經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)會(huì)，使經(jīng)濟(jì)增長成為他們獲取穩(wěn)定收益的源泉。

政府干預(yù);農(nóng)村貧困;扶貧開發(fā);政策績效;減貧

根據(jù)《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測(cè)報(bào)告》(2009)，按照人均年純收入1 196元的低收入貧困線標(biāo)準(zhǔn)，從2001－2008年，中國農(nóng)村貧困人口從9 030萬人下降到4 007萬人，貧困發(fā)生率從2001年的9．8%下降到2008年的4．2%，平均每年下降0．8%。相對(duì)于世界其他地區(qū)同期貧困人口居高不下而言，這無疑是個(gè)巨大的成就，但是，我國農(nóng)村減貧工作還存在許多不容忽視的問題。當(dāng)我們把貧困人口看作是陷貧與脫貧兩種不同類型的貧困人口的動(dòng)態(tài)變化過程，而不是簡單地比較靜態(tài)兩個(gè)不同時(shí)點(diǎn)整體貧困人口的數(shù)量變化，就不難發(fā)現(xiàn)，脫貧人口返貧率偏高是我國農(nóng)村貧困問題的一個(gè)顯著特征。國家統(tǒng)計(jì)局和國務(wù)院扶貧辦的相關(guān)資料表明，在2001年的貧困人口中，有66．4%在2002年脫貧，而2002年的貧困人口中有61．4%是當(dāng)年的返貧人口;在2005年的貧困人口中，有68．8%在2006年脫貧，而在2006年的貧困人口中有68%是當(dāng)年的返貧人口;在2007年的貧困人口中，有69．1%在2008年脫貧，而在2008年的貧困人口中有66．6%是當(dāng)年的返貧人口［1］;在2008年的貧困人口中有66．2%在2009年脫貧，而2009年3 597萬貧困人口中，則有62．3%是返貧人口［2］。這就是說，從2001－2009年，我國貧困人口脫貧率大致在67．6%上下波動(dòng)，而脫貧人口返貧率也一直徘徊于64．6%，并沒有太大的變化。由此，客觀現(xiàn)實(shí)啟示我們，評(píng)價(jià)政府減貧行為績效不能僅僅局限或者滿足于當(dāng)期貧困發(fā)生率的下降，而必須著眼于長期考察其動(dòng)態(tài)的減貧績效。也就是說，我們應(yīng)該仔細(xì)考察農(nóng)村貧困發(fā)生率、貧困深度和貧困強(qiáng)度對(duì)政府干預(yù)行為的跨期響應(yīng)。

基于這種認(rèn)識(shí)，本文與大多數(shù)現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)把研究焦點(diǎn)聚集于當(dāng)期貧困發(fā)生率這種靜態(tài)的貧困事實(shí)不同，我們將普惠式的農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展政策與扶貧政策一起納入減貧分析框架，構(gòu)建一個(gè)結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)模型，而不是像大多數(shù)現(xiàn)有文獻(xiàn)那樣的多變量時(shí)間序列數(shù)據(jù)單方程模型，試圖從SVAR模型中獲得結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)函數(shù)，以動(dòng)態(tài)地評(píng)價(jià)政府行為的減貧效應(yīng)，并根據(jù)結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)曲線分析政策沖擊影響農(nóng)村減貧的動(dòng)態(tài)機(jī)制。

本文余下結(jié)構(gòu)的安排是:第二部分是文獻(xiàn)述評(píng);第三部分建立SVAR模型，選取相應(yīng)的變量指標(biāo)，并根據(jù)實(shí)證分析的需要進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn);第四部分是關(guān)于SVAR同期影響關(guān)系和脈沖反應(yīng)函數(shù)的實(shí)證分析;第五部分是結(jié)論及其政策涵義。

1 文獻(xiàn)綜述

一般而言，影響減貧的因素來自四個(gè)方面:①經(jīng)濟(jì)增長的自然分潤;②收入分配狀況的變化;③普惠式的農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展政策;④政府扶貧政策。其中，第二項(xiàng)收入分配狀況一方面由增長過程的初次分配決定，另一方面也取決于政府干預(yù)的再分配過程，因此，歸根到底，推動(dòng)減貧的最終動(dòng)力源是經(jīng)濟(jì)增長與政府行為。對(duì)于減貧而言，經(jīng)濟(jì)增長是一種自然的市場(chǎng)力量。由于發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和市場(chǎng)不完善等特殊性，經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的自然向下的涓滴效應(yīng)(trickle-down)有限，甚至?xí)a(chǎn)生有利于中產(chǎn)階級(jí)和富人的向上聚斂效應(yīng)(trickle-up)［3］，因此，在發(fā)展中國家，政府應(yīng)該在扶貧中發(fā)揮巨大作用。

根據(jù)本文的研究目的，我們特別關(guān)注包括發(fā)展政策和扶貧政策在內(nèi)的政府干預(yù)在農(nóng)村的減貧績效。沿著不同的減貧路徑，國外文獻(xiàn)關(guān)于政府減貧行為的研究主要集中在四個(gè)方面:①旨在改善生產(chǎn)生活條件的政策;②旨在促進(jìn)生產(chǎn)投入的政策;③旨在完善農(nóng)村市場(chǎng)、促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的政策;④旨在抵御風(fēng)險(xiǎn)、降低不確定性的社會(huì)保障政策;⑤旨在改善收入分配狀況的政策。比如，Khandker、Bakht和Koolwal［4］根據(jù)孟加拉的農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村道路投資可以帶來顯著的減貧效應(yīng)，其平均6%的減貧效應(yīng)主要是通過以下幾個(gè)路徑實(shí)現(xiàn)的:農(nóng)村公路可以降低交通成本，使農(nóng)戶更容易獲取技術(shù)，參與市場(chǎng);提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力，提高工資收入;增加農(nóng)村人口的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì);提高 兒 童 的 入 學(xué) 率。Dercon、Gilligan、Hoddinott和Woldehanna［5］的研究表明，埃塞俄比亞政府在貧困地區(qū)道路的投資使貧困發(fā)生率降低6．9個(gè)百分點(diǎn)，同時(shí)令消費(fèi)增長 16．3 個(gè)百分點(diǎn)。Fan、Gulati和 Thorat［6］在印度的實(shí)證研究表明，長期公共資本積累、農(nóng)業(yè)研究和推廣、教育和農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施，是促進(jìn)農(nóng)業(yè)增長和減貧最有效的三種政府支出。Fan和 Zhang［7］認(rèn)為，政府政策是促進(jìn)增長、改善收入分配減貧的影響具有協(xié)同作用。政府支出通過促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長、提高人力資本水平，來增加個(gè)人的經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)，改善不平等狀況［8］，Kenworthy［9］的研究表明，政府可以通過調(diào)節(jié)再分配來實(shí)現(xiàn)減貧。Fan和Zhang［7］的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，烏干達(dá)政府各項(xiàng)投資的減貧效應(yīng)大小依次為農(nóng)業(yè)研發(fā)、公路、教育和醫(yī)療。

國內(nèi)關(guān)于政府行為對(duì)中國農(nóng)村減貧績效的研究文獻(xiàn)可分為兩類:一類是以簡單的統(tǒng)計(jì)性描述方式分析農(nóng)村扶貧開發(fā)資金的瞄準(zhǔn)、分配和利用效率［10－15］;另一類則是利用單方程計(jì)量模型考察扶貧資金的投向?qū)r(nóng)村居民收入和減貧的影響［16－21］，估計(jì)了財(cái)政扶貧開發(fā)資金的投向?qū)r(nóng)民人均收入的影響，結(jié)果表明，改善基礎(chǔ)設(shè)施和生產(chǎn)生活條件、種養(yǎng)業(yè)和提高農(nóng)民素質(zhì)的財(cái)政扶貧開發(fā)資金的投入產(chǎn)出彈性分別為0．43、0．09 和0．35。

這些實(shí)證研究在估計(jì)政府干預(yù)行為的減貧效應(yīng)、刻畫政府扶貧路徑等方面的確取得了進(jìn)展，但也存在一些局限性:①絕大多數(shù)文獻(xiàn)關(guān)注的是已經(jīng)發(fā)生的、靜態(tài)的貧困事實(shí)，而鮮有研究者考察脫貧與返貧這種動(dòng)態(tài)的貧困人口結(jié)構(gòu)變化。這種研究狀態(tài)直到最近幾年才有所改觀，一些學(xué)者開始用動(dòng)態(tài)的眼光去研究貧困人口的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)［22－24］。②由于許多影響農(nóng)村貧困的因素與農(nóng)村貧困本身都要受到某些共同因素的影響，在這種情況下，運(yùn)用單方程模型估計(jì)容易產(chǎn)生偏誤。③在研究政府行為的減貧績效時(shí)，只注重開發(fā)式扶貧開發(fā)資金的減貧效應(yīng)，忽略了普惠式的農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展政策對(duì)包括貧困人口在內(nèi)的農(nóng)村整體發(fā)展的影響。這也是估計(jì)偏誤的一個(gè)重要原因。

本文試圖在以下三個(gè)方面克服現(xiàn)有文獻(xiàn)之局限:第一，將普惠式的農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展政策納入到減貧分析框架之中，以增強(qiáng)模型的解釋力;第二，利用SVAR模型不僅彌補(bǔ)了現(xiàn)有文獻(xiàn)用多變量時(shí)間序列數(shù)據(jù)通過單方程模型回歸分析的局限，而且能夠基于經(jīng)濟(jì)理論施加短期或者長期約束，分析系統(tǒng)中變量之間的同期影響，從而更方便解釋實(shí)證結(jié)果的經(jīng)濟(jì)意義;第三，從SVAR模型中獲得結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)函數(shù)，根據(jù)結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)曲線，分析政策沖擊影響農(nóng)村減貧的動(dòng)態(tài)機(jī)制。

2 數(shù)據(jù)和模型

如前所述，影響農(nóng)村減貧的因素來自四個(gè)方面:①經(jīng)濟(jì)增長的自然分潤;②收入分配狀況的變化;③普惠式的農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展政策;④政府扶貧政策。本文將普惠式的農(nóng)村發(fā)展政策與扶貧政策一起視作政府對(duì)農(nóng)村貧困的干預(yù)行為，選取政府支出(表征政府干預(yù)行為，包括財(cái)政惠農(nóng)支出和農(nóng)村扶貧開發(fā)資金兩類)、農(nóng)村居民收入、收入不平等、農(nóng)村貧困率五個(gè)指標(biāo)，通過構(gòu)建一個(gè)結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)模型，分析中國政府行為在1990－2008年期間的農(nóng)村減貧績效。利用SVAR模型，不僅可以彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)用多變量時(shí)間序列數(shù)據(jù)以單方程模型回歸研究農(nóng)村減貧的缺陷，而且還能基于經(jīng)濟(jì)理論施加短期或者長期約束，分析系統(tǒng)中變量之間的同期影響;更重要的是，我們期望從SVAR模型中獲得結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)函數(shù)，并根據(jù)結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)曲線分析政策沖擊影響農(nóng)村減貧的動(dòng)態(tài)機(jī)制。

2．1 數(shù)據(jù)處理和變量說明

由于缺少1990年以前扶貧開發(fā)資金數(shù)據(jù)，本文以1990－2008年作為考察的時(shí)間區(qū)間，從《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》選取相關(guān)年份的農(nóng)村居民純收入、農(nóng)村基尼系數(shù)和國家財(cái)政的農(nóng)業(yè)支出數(shù)據(jù)，從《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測(cè)報(bào)告》選取相關(guān)年份的農(nóng)村扶貧開發(fā)投入總額等數(shù)據(jù)。為了得到計(jì)量分析所需要的農(nóng)村貧困率、農(nóng)村居民純收入、農(nóng)村收入不平等程度、農(nóng)村扶貧開發(fā)資金和財(cái)政惠農(nóng)支出五個(gè)數(shù)據(jù)指標(biāo)，我們對(duì)這些原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了以下處理:

第一，為了消除價(jià)格因素的影響，以1990年不變價(jià)格調(diào)整農(nóng)村居民人均收入、扶貧開發(fā)資金額和財(cái)政惠農(nóng)支出。

第二，根據(jù)每年的農(nóng)村貧困人口規(guī)模，將扶貧開發(fā)資金投入總額進(jìn)行人均換算;根據(jù)每年全國農(nóng)業(yè)人口規(guī)模，對(duì)國家財(cái)政農(nóng)業(yè)支出總額進(jìn)行人均換算。

第三，從國家財(cái)政農(nóng)業(yè)支出數(shù)據(jù)中剔除它所包含的政府扶貧開發(fā)資金，稱之為財(cái)政惠農(nóng)支出，以表征普惠式農(nóng)村發(fā)展政策。

第四，采用來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒 》相關(guān)年份的農(nóng)村居民純收入分組數(shù)據(jù)，運(yùn)用世界銀行提供的PovCalNET①工具估計(jì)中國農(nóng)村FGT貧困指數(shù)(1990年至2008年)。由于PovCalNET是根據(jù)收入分組數(shù)據(jù)估計(jì)收入分布函數(shù)繼而度量貧困的，因此，本文FGT指數(shù)表達(dá)式是連續(xù)型的:

其中x是個(gè)人收入，f(x)是收入分布密度函數(shù)，z是貧困線，α是不平等厭惡指數(shù)(parameter of inequality aversion)，反映了窮人受剝奪的程度。當(dāng)α=0時(shí)，該指標(biāo)就變成了貧困發(fā)生率(Head-count Ratio)，記作h;當(dāng)α=1，該指標(biāo)就是貧困缺口率(Poverty Gap)，記作pg;當(dāng)α=2時(shí)，該指標(biāo)就是貧困強(qiáng)度(Severity of Poverty)，記作fgt2。

第五，為了消除貧困線變動(dòng)帶來的影響，本文以中國政府2008年公布的人均年收入1 196元貧困線為標(biāo)準(zhǔn)，根據(jù)價(jià)格指數(shù)依次消脹得出1990年至2008年各年的貧困線。

2．2 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)要求系統(tǒng)中的變量必須都是平穩(wěn)的，因此，在利用SVAR進(jìn)行實(shí)證分析之前首先要對(duì)各個(gè)時(shí)間序列變量(見表1)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。ADF(Augmented Dickey-Fuller test for unit root)檢驗(yàn)采取放入變量的多個(gè)差分滯后項(xiàng)來控制序列相關(guān)問題，會(huì)損失很多變量觀測(cè)值，特別是在小樣本下，對(duì)變量做單位根檢驗(yàn)容易產(chǎn)生過度確認(rèn)的問題;而PP檢驗(yàn)法(Phillips-Perronunitroot test)則采用Newey-West(1987)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤來控制序列相關(guān)問題，更適合于小樣本時(shí)間序列變量的單位根檢驗(yàn)。本文研究的是19年時(shí)間序列，適宜于采用PP單位根檢驗(yàn)法，而不是ADF檢驗(yàn)。

表2列舉了每個(gè)數(shù)據(jù)指標(biāo)的對(duì)數(shù)和對(duì)數(shù)差分的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。其中，每個(gè)序列的隨機(jī)游走類型檢驗(yàn)包括三個(gè)選項(xiàng):c(constant)表示序列是否存在常數(shù)項(xiàng)，c=0表示不存在常數(shù)項(xiàng);t(trend)表示序列是否存在趨勢(shì)性，t=0表示不存在趨勢(shì)性;p表示滯后階數(shù)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，各變量取對(duì)數(shù)后的一階差分均是平穩(wěn)的，分別在不同的顯著性水平上拒絕了有一個(gè)單位根的原假設(shè)。

表1 變量說明Tab．1 Variable declaration

表2 時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)Tab．2 The unit-root test of time series

2．3 模型

SVAR模型結(jié)構(gòu)設(shè)定如下，

其中:Yt= ［dlpt，dlyt，dlginit，dlfundt，dlfinat］，Yt－1=［dlpt－1，dlyt－1，dlginit－1，dlfundt－1，dlfinat－1］，dlp 表示貧困變化率，dly是收入增長率，dlgini收入不平等程度的變化率，dlfund扶貧開發(fā)資金投入增長率，dlfina財(cái)政惠農(nóng)支出增長率;下標(biāo)t和t－1分別表示當(dāng)期和上一期。

令各要素之間的同期影響關(guān)系矩陣為

根據(jù)SVAR模型的識(shí)別條件，如果方程中有n個(gè)變量，則必須對(duì)短期關(guān)系矩陣施加至少n(n－1)/2個(gè)條件，才能保證方程可識(shí)別。該模型中共有5個(gè)變量，因此必須對(duì)矩陣B施加至少10個(gè)約束，才能保證方程能夠被識(shí)別。該模型設(shè)定11個(gè)約束條件。

根據(jù)政府干預(yù)農(nóng)村貧困的行為機(jī)制，本文對(duì)5個(gè)變量的SVAR模型做出以下假定:第一，農(nóng)村居民純收入y、農(nóng)村基尼系數(shù)gini、財(cái)政惠農(nóng)支出fina和扶貧開發(fā)資金fund四個(gè)變量對(duì)當(dāng)期農(nóng)村貧困狀況(貧困發(fā)生率、貧困強(qiáng)度與深度)均有影響;第二，當(dāng)期農(nóng)村貧困狀況、農(nóng)村居民純收入和農(nóng)村收入不平等程度都受到扶貧開發(fā)資金和財(cái)政惠農(nóng)支出的影響;第三，當(dāng)期收入不平等作為初次分配和再分配的結(jié)果，要受到經(jīng)濟(jì)增長和政策因素的雙重影響。第四，由于扶貧開發(fā)資金和財(cái)政惠農(nóng)支出的政策目標(biāo)、作用路徑都不一樣，其當(dāng)期投入互不影響;第五，短期來看，當(dāng)期扶貧開發(fā)資金和財(cái)政惠農(nóng)支出不受當(dāng)期的農(nóng)村居民收入、農(nóng)村收入不平等和農(nóng)村貧困狀況的約束。

考慮到國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的農(nóng)村貧困數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)特征——當(dāng)期的農(nóng)村貧困發(fā)生率是在上一期年末的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，而同期的農(nóng)村居民收入水平是本期末的收入，結(jié)合以上五個(gè)變量之間的同期影響關(guān)系假設(shè)，我們對(duì)同期影響關(guān)系矩陣B設(shè)置如下的短期約束條件:

(1)b21=b23=0，即當(dāng)期農(nóng)村貧困變化率和農(nóng)村收入不平等變化率對(duì)當(dāng)期農(nóng)村居民收入增長率沒有影響，農(nóng)村居民收入增長率只受滯后期農(nóng)村貧困變化率和農(nóng)村不平等變化率的制約。

(2)b31=0，即當(dāng)期農(nóng)村貧困變化率對(duì)當(dāng)期農(nóng)村收入不平等變化率沒有影響，農(nóng)村收入不平等變化率受滯后一期農(nóng)村貧困變化率的制約。

(3)b41=b42=b43=b45=0，即扶貧開發(fā)資金是當(dāng)期外生因素，不受當(dāng)期農(nóng)村貧困、農(nóng)村居民收入、農(nóng)村收入不平等和財(cái)政惠農(nóng)支出的影響。

(4)b51=b52=b53=b55=0，即財(cái)政惠農(nóng)支出是當(dāng)期外生因素，不受當(dāng)期其他四個(gè)變量的影響。

3 回歸分析結(jié)果

3．1 政府行為的同期趨勢(shì)效應(yīng)

我們首先大致了解這幾個(gè)變量變化的基本趨勢(shì)。從1990－2008年，農(nóng)村貧困指數(shù)的變化率基本上都位于縱軸0參照線以下(見圖1)，總體上是負(fù)值，說明農(nóng)村貧困除個(gè)別年份有反彈之外，整體上是下降的。而農(nóng)村居民人均純收，農(nóng)村基尼系數(shù)，扶貧開發(fā)資金和財(cái)政惠農(nóng)支出的變化率基本上都位于縱軸0參照線之上(見圖2)，說明這些變量在1990至2008年期間整體上都是上升的。

需要說明的是，在本文中，由于估計(jì)變量都是原始變量的對(duì)數(shù)差分，一方面，圖1告訴我們，取對(duì)數(shù)后的貧困指數(shù)(負(fù))增長率即為緩解貧困或減貧過程;另一方面，回歸方程中變量關(guān)系的經(jīng)濟(jì)意義為一個(gè)變量增長率(減少率)的變化對(duì)另一個(gè)變量的增長率(減少率)變化的影響。因此，本文SVAR系統(tǒng)中要素之間的同期影響既不是分析一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量的邊際影響，也不是一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量的彈性，而是一個(gè)變量的變化率對(duì)另一個(gè)變量的變化率的邊際影響。也就是說，本文的實(shí)證分析是關(guān)于政府行為影響農(nóng)村貧困變化的動(dòng)態(tài)趨勢(shì)性分析。

圖1 1990－2008年中國農(nóng)村貧困變化趨勢(shì)Fig．1 The trend of poverty reduction in rural China from 1990 to 2008

由于反映農(nóng)村貧困變化的變量有三個(gè):貧困發(fā)生率、貧困深度指數(shù)、貧困強(qiáng)度指數(shù)，下面，我們將這三個(gè)反映農(nóng)村貧困狀況的變量分別加入回歸模型進(jìn)行分析。由于使用的時(shí)間序列較短，估計(jì)結(jié)果采取小樣本條件下穩(wěn)健性回歸，進(jìn)行校正。

表3(SVAR01)估計(jì)了農(nóng)村貧困發(fā)生率的變化率(dlh)，農(nóng)村居民人均純收入的增長率，農(nóng)村基尼系數(shù)的變化率，扶貧開發(fā)資金的增長率和財(cái)政惠農(nóng)支出的增長率之間的同期影響。識(shí)別約束的 LR檢驗(yàn)表明，P值等于0．259，接受原假設(shè)，說明模型的短期約束是合理的。

表3告訴我們，若從貧困發(fā)生率變化(dlh)的角度看，第一，扶貧開發(fā)資金(dlfund)和財(cái)政惠農(nóng)支出(dlfina)對(duì)農(nóng)村減貧的影響在統(tǒng)計(jì)上都不顯著，說明政府干預(yù)行為對(duì)農(nóng)村貧困的影響在短期內(nèi)存在較大的不確定性。第二，短期內(nèi)扶貧開發(fā)資金有抑制農(nóng)村收入差距擴(kuò)大的作用，而財(cái)政惠農(nóng)支出有擴(kuò)大農(nóng)村收入差距的作用，這應(yīng)該與這兩種政府行為的政策目標(biāo)和瞄準(zhǔn)對(duì)象有很大關(guān)系。第三，農(nóng)村居民收入增長與收入分配狀況的改善(基尼系數(shù)下降)，對(duì)農(nóng)村減貧有積極的促進(jìn)作用。

圖2 中國農(nóng)村居民人均純收入、農(nóng)村基尼系數(shù)、農(nóng)村扶貧開發(fā)資金和財(cái)政惠農(nóng)支出的變化趨勢(shì)(1990－2008)Fig．2 The evolution of income per capita，Gini coefficient，fund for poverty alleviation and fiscal spending for rural development from 1990 to 2008

表 3 SVAR01—dlh、dly、dlgini、dlfund 和 dlfinaTab．3 Regression result of SVAR01

表4(SVAR02)給出了貧困深度指數(shù)的變化率(dlpg)，農(nóng)村居民人均純收入的增長率，農(nóng)村基尼系數(shù)的變化，扶貧開發(fā)資金的投入增長率和財(cái)政惠農(nóng)支出的增長率之間的同期影響。識(shí)別約束的LR檢驗(yàn)表明，P值等于0．128，接受原假設(shè)，說明模型的短期約束是合理的。比較表4(SVAR02)和表3(SVAR01)，我們注意到，如果模型中的農(nóng)村貧困狀況采用貧困深度指數(shù)pg而不是貧困發(fā)生率h度量，即FGT指數(shù)中不平等厭惡指數(shù)α由0增大到1，加大不平等影響的權(quán)重，那么，第一，扶貧開發(fā)資金和財(cái)政惠農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村減貧的影響在統(tǒng)計(jì)上仍然都不顯著。第二，扶貧開發(fā)資金對(duì)農(nóng)村不平等的影響程度下降(從－0．086到－0．053)，而財(cái)政惠農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村不平等的影響程度上升了(從0．057到0．157)。第三，農(nóng)村居民收入增長對(duì)農(nóng)村減貧的影響程度下降了(從3．89降到2．92)，而收入不平等狀況改善或基尼系數(shù)下降對(duì)農(nóng)村減貧的影響程度上升(2．20 上升到2．86)。

表5(SVAR03)估計(jì)了貧困強(qiáng)度指數(shù)的變化率(dlfgt2)，農(nóng)村居民人均純收入的增長率、農(nóng)村基尼系數(shù)的變化率、扶貧開發(fā)資金的投入增長率和財(cái)政惠農(nóng)支出的增長率之間的同期影響。與SVAR01和SVAR02不同的是，扶貧開發(fā)資金在SVAR03中對(duì)農(nóng)村貧困強(qiáng)度指數(shù)的減少率有顯著的積極影響。扶貧開發(fā)資金增長率每提升一個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村貧困強(qiáng)度指數(shù)的下降速度就會(huì)提高0．601。但是，財(cái)政惠農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村貧困強(qiáng)度的影響仍然在統(tǒng)計(jì)上不顯著。扶貧開發(fā)資金的增長還抑制同期農(nóng)村收入差距擴(kuò)大，dlfund每提高一個(gè)百分點(diǎn)，dlgini就下降0．041。財(cái)政惠農(nóng)支出的增長有利于提高農(nóng)村居民的收入水平，dlfina每提高一個(gè)百分點(diǎn)，dly就上升0．142%。當(dāng)然，財(cái)政惠農(nóng)支出的增長也有拉大同期農(nóng)村收入差距的趨勢(shì)，dlfina每提高一個(gè)百分點(diǎn)，dlgini就上升0．108。這大概是因?yàn)榫哂猩a(chǎn)能力的農(nóng)村居民更容易從財(cái)政惠農(nóng)支出中獲得較高收益的緣故。

表 4 SVAR02—dlpg、dly、dlgini、dlfund 和 dlfinaTab．4 Regression result of SVAR02

總體而言，SVAR01，SVAR02和SVAR03三個(gè)模型的估計(jì)結(jié)果表明，扶貧開發(fā)資金在短期只是對(duì)農(nóng)村貧困強(qiáng)度的下降速度具有積極影響，并能夠抑制農(nóng)村收入不平等的上升，但對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率、貧困深度以及農(nóng)村居民收入的影響都不顯著;財(cái)政惠農(nóng)支出能積極影響農(nóng)村居民收入的提高，但也有加速農(nóng)村收入不平等上升的負(fù)作用，對(duì)農(nóng)村減貧的抑制性作用在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。

表 5 SVAR03-dlfgt2，dly，dlgini，dlfund 和 dlfinaTab．5 Regression result of SVAR03

3．2 政府行為的長期動(dòng)態(tài)效應(yīng)

為了考察政府行為的長期動(dòng)態(tài)效應(yīng)，我們根據(jù)估計(jì)的SVAR01、SVAR02和 SVAR03，選取為期10年的響應(yīng)期，在三個(gè)SVAR系統(tǒng)中分別考察政府政策——扶貧開發(fā)資金和財(cái)政惠農(nóng)支出——對(duì)不同系統(tǒng)內(nèi)的農(nóng)村貧困發(fā)生率、貧困深度和貧困強(qiáng)度的結(jié)構(gòu)性脈沖響應(yīng)曲線(stata11中輸出)，描述其沖擊的長期響應(yīng)態(tài)勢(shì)，如圖3、圖4和圖5所示。

由圖3可以看出，農(nóng)村貧困發(fā)生率的變化(減貧)(dlh)對(duì)扶貧開發(fā)資金增長率的變化(dlfund)非常敏感，且由于政策因素的滯后性，其響應(yīng)在政策沖擊發(fā)生的后一期達(dá)到最大。dlh對(duì)扶貧開發(fā)資金增長率變化dlfund的一次性沖擊當(dāng)期為負(fù)響應(yīng)，響應(yīng)值－0．021 8，由于政策效應(yīng)的滯后性，滯后一期響應(yīng)達(dá)到最大值0．071，且在統(tǒng)計(jì)上顯著①;第二期響應(yīng)值 －0．016 9，第三期響應(yīng)值為0．042 3，并從第五期開始迅速衰減。農(nóng)村貧困發(fā)生率dlh對(duì)財(cái)政惠農(nóng)支出增長率變化dlfina的沖擊響應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上不顯著，95%的置信區(qū)間上界和下界分別分布在參照線兩側(cè)，因而在經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上不確定。

在圖4中，農(nóng)村貧困深度變化dlpg對(duì)扶貧開發(fā)資金增長率變化dlfund的當(dāng)期沖擊響應(yīng)、滯后一期響應(yīng)分別為－0．063和0．097 8，在統(tǒng)計(jì)上都是顯著的，但第二期后迅速衰減，且沖擊響應(yīng)都不顯著。第二，農(nóng)村貧困深度變化dlpg對(duì)財(cái)政惠農(nóng)支出增長率變化dlfina的當(dāng)期沖擊響應(yīng)是顯著的，其響應(yīng)值為0．047 7。

圖3 農(nóng)村貧困發(fā)生率對(duì)政府行為的結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)曲線Fig．3 The curve of response of rural poverty incidence to the impulse of government actions

從圖5可以看出，農(nóng)村貧困強(qiáng)度變化dlfgt2對(duì)扶貧開發(fā)資金增長率變化dlfund的當(dāng)期沖擊響應(yīng)和滯后一期的沖擊響應(yīng)也都顯著的，響應(yīng)值分別為 －0．109 5和0．122 2。從第二期這種沖擊響應(yīng)迅速衰減，且都不顯著。農(nóng)村貧困強(qiáng)度變化dlfgt2對(duì)財(cái)政惠農(nóng)支出增長率變化dlfina的當(dāng)期沖擊響應(yīng)是顯著的，響應(yīng)值為0．057 1，其余各期的沖擊響應(yīng)都不顯著。

綜合比較圖3、圖4和圖5可知，農(nóng)村貧困發(fā)生率、貧困深度和貧困強(qiáng)度的對(duì)扶貧開發(fā)資金和財(cái)政惠農(nóng)支出的一次性沖擊響應(yīng)曲線的變化趨勢(shì)是相同的，且一般在第3期后快速衰減。區(qū)別在于，從農(nóng)村貧困發(fā)生率，到貧困深度和貧困強(qiáng)度，隨著不平等厭惡指數(shù)α增大，系統(tǒng)內(nèi)的各要素對(duì)政府行為沖擊響應(yīng)曲線的波幅越來越小，即政府對(duì)農(nóng)村貧困的干預(yù)效果表層優(yōu)于深層，同時(shí)也間接表明距離貧困線越遠(yuǎn)的貧困人口對(duì)政府干預(yù)行為的依賴性越強(qiáng)。

圖4 農(nóng)村貧困深度對(duì)政府行為的結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)曲線Fig．4 The curve of the response of rural poverty gap to the impulse of government actions

4 結(jié)論及其政策涵義

脫貧人口返貧率偏高已經(jīng)成為我國農(nóng)村貧困問題的一個(gè)顯著特征。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，進(jìn)入新世紀(jì)以來，我國貧困人口脫貧率大致在67．6%上下波動(dòng)，而脫貧人口返貧率也一直都在64．6%上下波動(dòng)。這種客觀現(xiàn)實(shí)要求我們，應(yīng)該仔細(xì)考察農(nóng)村貧困發(fā)生率、貧困深度和貧困強(qiáng)度對(duì)政府干預(yù)行為的跨期響應(yīng)，從而動(dòng)態(tài)地而不是靜態(tài)地評(píng)價(jià)政府減貧行為績效。據(jù)此，與大多數(shù)現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)把研究焦點(diǎn)聚集于當(dāng)期貧困發(fā)生率這種靜態(tài)的貧困事實(shí)不同，本文將普惠式的農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展政策與扶貧政策一起納入減貧分析框架，構(gòu)建一個(gè)結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)模型，以彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)用多變量時(shí)間序列數(shù)據(jù)通過單方程模型回歸分析的局限，從SVAR模型中獲得結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)函數(shù)，以動(dòng)態(tài)地評(píng)價(jià)政府行為的減貧效應(yīng)。

圖5 農(nóng)村貧困強(qiáng)度對(duì)政府行為的結(jié)構(gòu)沖擊響應(yīng)曲線Fig．5 The curve of the response of rural poverty severity to the impulse of government actions

本文的SVAR模型實(shí)證結(jié)果表明:

第一，在短期內(nèi)，扶貧開發(fā)資金只是對(duì)農(nóng)村貧困強(qiáng)度的下降速度具有積極影響，并能夠抑制農(nóng)村收入不平等的上升，但對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率、貧困深度以及農(nóng)村居民收入的影響都不顯著;從跨期動(dòng)態(tài)看，扶貧開發(fā)資金增長率的一次性沖擊對(duì)農(nóng)村減貧的影響很有限，其顯著響應(yīng)期基本上都止于沖擊發(fā)生后一期。

第二，在短期內(nèi)，財(cái)政惠農(nóng)支出能積極影響農(nóng)村居民收入的提高，但也有加速農(nóng)村收入不平等上升的負(fù)作用，而且，對(duì)農(nóng)村減貧的抑制性作用在統(tǒng)計(jì)上并不顯著;從跨期動(dòng)態(tài)看，財(cái)政惠農(nóng)支出只是對(duì)當(dāng)期農(nóng)村貧困深度和貧困強(qiáng)度存在統(tǒng)計(jì)上顯著的積極影響，而且其余各期的沖擊影響都不顯著，對(duì)各期農(nóng)村貧困發(fā)生率都不存在統(tǒng)計(jì)上顯著的影響。

第三，隨著不平等厭惡指數(shù)α增大，從農(nóng)村貧困發(fā)生率，到貧困深度和貧困強(qiáng)度，對(duì)政府行為沖擊響應(yīng)曲線的波幅越來越小，即政府對(duì)農(nóng)村貧困的干預(yù)效果表層優(yōu)于深層;就兩類政府行為而言，扶貧開發(fā)資金沖擊的響應(yīng)曲線波幅明顯大于財(cái)政惠農(nóng)支出沖擊響應(yīng)曲線，說明前者的減貧效果要強(qiáng)于后者。

此外，本文的SVAR模型實(shí)證分析還表明，經(jīng)濟(jì)增長與收入不平等是影響農(nóng)村減貧方向相反的兩個(gè)因素。經(jīng)濟(jì)增長有利于農(nóng)村減貧，但是，如果經(jīng)濟(jì)增長的過程導(dǎo)致了收入不平等程度惡化，則會(huì)對(duì)農(nóng)村減貧產(chǎn)生不利的影響。這與大多數(shù)關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長的減貧效應(yīng)的研究結(jié)論相一致。

總體而言，目前的政府行為，無論是普惠式的農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展政策，還是瞄準(zhǔn)貧困人口的扶貧政策，對(duì)農(nóng)村貧困的政策干預(yù)都沒有形成持久的影響，沖擊響應(yīng)衰減很快，這是導(dǎo)致農(nóng)村脫貧人口返貧率偏高的一個(gè)重要原因?；蛟S政府政策行為的導(dǎo)向、作用方式、作用機(jī)制存在偏差，或許是貧困人口特別是深度貧困人口的生活已經(jīng)形成對(duì)政府減貧行為的客觀或主觀上的依賴，無論是什么具體原因(當(dāng)有另文分析)，政府減貧行動(dòng)在促成貧困人口形成自身發(fā)展能力方面存在不足，應(yīng)該是一個(gè)客觀的結(jié)果。只要形成了沖出貧困陷阱的自身發(fā)展能力，即使離開了政府政策支持，那些已經(jīng)脫貧的農(nóng)民是不可能重新再次陷入貧困的，除非遇到不可抗住的較大的外部沖擊。

因此，本文實(shí)證分析結(jié)論的政策涵義是，為了降低脫貧人口返貧率，政府減貧政策的目標(biāo)應(yīng)定位于貧困人口自身發(fā)展能力的形成:其一，盡可能維持扶貧項(xiàng)目的持續(xù)性，并為缺乏勞動(dòng)能力的貧困人口提供基本生活保障;其二，改善基礎(chǔ)設(shè)施，提高農(nóng)村教育和醫(yī)療對(duì)農(nóng)村貧困人口的可及性;其三，擴(kuò)展貧困人口參與經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)會(huì)，使經(jīng)濟(jì)增長成為他們獲取穩(wěn)定收益的源泉。

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［22］Carter M，Barrett C．The Economicsof Poverty Trapsand Persistent Poverty:An Asset-based Approach［J］．Journal of Development Studies，2006，42(2):178 –199．

［23］Krishna A．For Reducing Poverty Faster:Target Reasons before People［J］．World Development，2007，35(11):1947 – 1960．

［24］Krishna A，Lumonya D，MarkiewiczM，etal．Escaping Poverty and Becoming Poor in 36 Villages of Central and Western Uganda［J］．Journal of Development Studies，2006，42(2):346 – 370．

The Dynam ic Effects of Government Policies of Poverty Reduction

YE Chu-sheng ZHANG Feng-hua
(Center of Economic Development Research/School of Economics and Management，Wuhan University，Wuhan Hubei430072，China)

It is a prominent feature of poverty reduction that the poverty-returning rate of the population out of poverty is high in rural China．This objective reality requires us to investigate the cross-phase response of poverty incidence，poverty depth and poverty intensity to government intervention，which is intended to evaluate the performance of government intervention in poverty reduction dynamically rather than statically．This paper builds a structural vector autoregression model consisting of broad-based rural development policy and oriented-development aid policy，to complement the limitations of the existing literatures using single-equation model which was constructed bymultivariate time series．Through structural impulse response function，this paper dynamically assesses the effect of government action on poverty reduction in rural China．The results show that neither broad-based rural developing policy nor poverty-oriented poverty reduction policy has formed persisting impact．In order to reduce the poverty-returning rate of the population out of poverty，government policies of poverty reduction should aim to enhance the self-development ability of the poor and expand the opportunities of the poor participating in economic growth，and finally to achieve stable income from economic growth．

government intervention;rural poverty;development-oriented poverty alleviation;policy performance;poverty reduction

F325

A

1002－2104(2011)09－0123－09

10．3969/j．issn．1002－2104．2011．09．021

2011－03－15

葉初升，教授，博導(dǎo)，主要研究方向?yàn)榘l(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)。

張鳳華，博士生，主要研究方向?yàn)榘l(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)。

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(編號(hào):70873088);教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大課題(編號(hào):07JJD790141);教育部新世紀(jì)優(yōu)秀人才支持計(jì)劃項(xiàng)目(編號(hào):NCET－07－0644)。

(編輯:于 杰)