国际减贫动态第五十八期-收入分配对于经济增长减贫能力的影响： 来自非洲城乡经济部门的证据

　　●研究前沿●　

　　摘要
　　本文基于1990 年代非洲城乡经济部门样本研究收入分配在何种程度上影响经济增长对于减贫的作用。本文采用基本需求法，推导并估计了一个协方差分析模型，其中被解释变量分别是贫困人口比例、贫困线差额比例、贫困线差额平方比例三个贫困率指标，解释变量分别是基尼系数、购买力平价收入。本文发现经济增长对于贫困率的影响是一个收入分配不平等程度的递减函数，尽管不同贫困衡量指标的递减速度不同：贫困人口比例最慢，贫困线差额其次，贫困线差额平方最快。贫困人口、贫困线差额、贫困线差额平方的收入弹性的范围分别为0.02-0.68 ， 0.11-1.05，0.10-1.35。总体而言，经济增长对于贫困率的影响在城乡之间没有差别，而在国家之间存在显著的差别。这意味着相对于国家内部的不平等程度更需要强调国家之间的差别。
　　关键词 收入分配 增长 减贫
　　1. 引言
　　贫困现在成为全球关注的主题。作为“千年发展目标”（ MDGs）的首要目标——争取到2015 年将贫困率降低一半，贫困受到国际社会的高度重视。自从1980 年代以来，除了非洲撒哈拉以南地区（SSA），世界其他地区的贫困率全都大幅降低。非洲撒哈拉以南地区很难达成千年发展目标中贫困率减半的首要目标。事实上，非洲撒哈拉以南地区以日均生活水平低于1 美元计算的贫困人口比例从1981 年的42%上升到2000 年的46%，而2000 年正是制定千年发展目标的一年（世界银行，2006）。然而，近来非洲撒哈拉以南地区的贫困率表现出下降的趋势。例如2004 年非洲撒哈拉以南地区的贫困率为41%（世界银行，2007），近似于1981 年的贫困率水平，尽管全球其他地区取得了巨大的进步。面对该挑战，本文将着重研究非洲撒哈拉以南地区的贫困问题。
　　对于收入分配在减贫方面重要性的关注与日俱增。许多研究分解了收入分配效应和收入增长效应（ Ali & Thorbecke
2000；Datt & Ravallion 1992；Kakwani1993 ） 。Datt & Ravallion （ 1992 ） 与Kakwani（1993）的研究认为收入分配因素与收入增长因素对于一个国家的减贫贡献都很大。基于非洲跨国数据， Ali 和Thorbecke（2000）发现贫困对于收入不平等比对于收入本身更加敏感。
　　一些文章进一步强调了不平等程度在决定收入增长对于贫困率的影响方面的重要性（ Adams 2004 ； Easterly 2000 ；Ravallion 1997）。此类研究均以具体的问题切入分析。例如，Ravallion（1997）采用计量方法检验了“增长弹性观点”（growth elasticity argument），即低不平等程度一方面有利于贫困人口分享经济增长的好处，另一方面使得贫困人口承担经济萎缩的成本；Easterly（2000）在“ 贫困增长方程” （ poverty-growthequation）中界定了相互作用的收入增长和不平等程度，评估了布雷顿伍兹研究所（ Bretton Woodz Institute ） 项目的作用，并发现该项目的作用因低不平等程度而更加明显；Adam（2004）强调收入增长定义的重要性，提出的弹性估计方法证明，低基尼系数（低不平等程度）群体的贫困率增长弹性更大。
　　首先，本文采用基本需求法推导了一个关于贫困和增长关系的协方差分析模型，其中不平等程度既以独立于收入的方式又以与收入相互作用方式进入模型。其次，本文采用1990 年代非洲撒哈拉以南国家城乡截面数据样本估计了模型的完整形式和简化形式，发现收入不平等降低了收入增长在减贫方面的作用，对贫困的严重度（贫困线差额平方）影响最大，贫困的深度（贫困线差额）其次，贫困的广度（贫困人口）最小。本文基于收入分配不平等程度的差异，揭示了收入增长对于减贫的作用在国家之间和国家内部城乡之间的巨大差异。现有研究结果表明，为了高效地降低贫困，更多地强调收入增长还是更多地强调收入分配不平等程度需要根据非洲国家之间甚至国家内部城乡之间收入分配不平等程度的具体情况因地制宜。
　　2. 数据、估计和结果
　　2.1 数据
　　本文数据包括1990 年代16 个非洲撒哈拉以南国家城乡经济的32 个观测值。该数据是基于家庭普查并且同时提供乡经济情况的数据（世界银行 1997）。本文采用非洲国家的截面数据而没有采用面板数据主要是因为非洲大多数国家都不具备可用的面板数据，尤其是具体到城乡部门的经济情况数据。而且，由于本文感兴趣的是跨国家的贫困率弹性比较而不是跨时间的贫困率比较，面板数据的缺失并不会导致太大问题。
　　实际上，在以截面数据为基础的研究中不控制国家因素正是导致国家之间贫困率弹性差异的因素。这些正是本文深入探索并据此设计适合国情的减贫政策的因素。而且，正如Adams（2004）所说，收入分配在一定时期内相对稳定，因此国家之间的差异才是关键所在。最后，本文数据的一个独有特点是其包括城市和农村两个经济部门，因此可以估计在一个国家内部部门之间贫困率收入弹性的城乡差异。
　　2.2 贫困线
　　本文采用的是Ali & Thorbecke（ 2000 ）的“ 准相对贫困线”（ quasi-relative poverty line）。准相对贫困线
的概念综合了固定的绝对贫困线和与收入同比例变化的相对贫困线。绝对贫困线和相对贫困线虽然在理论和实践中被广泛使用，但是都存在问题（Foster 1998）。事实上，基本需求可能随着收入增长而增长、不同地区之间的收入水平变化而变化，即使是一个国家内部基本需求也可能在城乡之间和不同时期之间变化。
　　因此，贫困线随着生活水平的提高而增长合情合理。真正的问题在于增长的幅度是多少？假设如相对贫困线所言，基本需求与平均收入同比例变化，那么除非在极其罕见的情况下即收入比例增长恰巧提高了贫困人口的收入，收入增长对于贫困没有任何影响。因此，采用相对贫困线容易低估收入增长对于减贫的作用。假设贫困线随着生活水平的增长而增长，生活水平随着收入的增长而增长，那么采用固定贫困线容易高估收入增长对于减贫的作用。因此，准相对贫困线代表两种极端的合理折中。在本文中定义准相对贫困线概念的办法是采用一条关于收入的二次函数的贫困线。
　　2.3 统计数据描述
　　相关变量的总结统计如表1 所示。据此，1990 年代50.3%的非洲人口处于贫困状态，从加纳的32.1% 到中非共和国的77.6%不等。类似，贫困人口收入距离贫困线的差距（以P1 表示）平均为21.0%，低至加纳的9.0%，高至塞拉利昂农村地区的55.6%。贫困线差额平方（以P2 表示）平均为11.9%，低至加纳的3.5%，高至塞拉利昂农村地区的45.9%。平均年收入为1985年经过购买力平价调整的621 美元，低至赞比亚农村地区的少于200 美元，高至肯尼亚城市地区的近1700 美元。衡量不平等程度基尼系数平均为43%，低至科特迪瓦农村地区的30%，高至塞拉利昂农村地区的近70%。
　　表1 收入分配、增长和减贫：总结统计



　　注：变量Pi（i=0，1，2）分别是人口、贫困线差额和贫困线差额平方衡量指标，以百分数表示；Y 是以1985 年经过PPP 调整的美元计算的平均收入，基于Summers & Heston（1991）；G 是百分数表示的基尼系数。农村和城市的数据分别是农村和城市地区的均值。（来源：根据Ali & Thorbecke（2000）和世界银行（1997）。）
　　上表存在普遍的城乡部门差异。正如表1 所示，三个指标的平均贫困率农村部门大幅高于城市部门。该现象使得Ali &
Thorbecke（2000）认为非洲的贫困问题是一个农村现象。农村部门平均收入大幅偏低的现象同样值得注意，说明农村部门相对高的贫困率可以被其偏低的收入所解释。然而，有趣的是以基尼系数衡量的城乡不平等程度没有差异。
　　2.4 估计和结果
　　本文所用回归方程的完整形式和简化形式都采用怀特异方差一致标准误差和协方差方法（ White heteroscedasticityconsistentstandard errors andcovariance procedure）。简化形式的估计是为了将完整形式的估计结果与简化形式的估计结果相比较，说明收入分配不平等程度对于收入的减贫作用没有影响。简化形式估计结果如表2 所示，式（A.1）、（B.1）、（C.1）分别表示贫困衡量指标Pi（i=0，1，2）。式（A.2）、（B.2）、（C.2）分别是完整形式的估计结果。
　　然而，在讨论估计结果之前，本文首先基于怀特统计量（White Statistic）进行模型形式的检验（见表2 的注释）。该检验不仅提供了是否存在异方差的证据，还提供了“误差是否独立于解释变量，模型是否正确设立”的证据（White 1980，第823 页）。根据表2 的结果，除了式（A.1）之外，本文不能拒绝“模型正确设立”的虚拟假设，支持估计过程不存在异方差的问题和内生性的问题。
　　本文首先分析表2 中的式（A.1）、（B.1）、（C.1）。对数收入y 和对数基尼系数g 的系数高度显著，且具有预期的符号，即收入增长降低贫困，不平等程度增加提高贫困。上述结论类似于Ali &Thorbecke（2000），该文采用一个类似的模型分别估计了农村部门和城市部门的子样本，并得到了类似结论。然而，为了增加自由度以提高统计的效率，本文将农村部门和城市部门子样本混合在一起，并引进虚拟变量d 以描述两个部门之间可能的贫困率差异。正如表2 的结果所示，同时考虑收入和不平等程度，虚拟变量不显著说明农村部门和城市部门贫困率差异甚微。该结果说明Ali & Thorbecke 的发现，即贫困是一种农村现象，主要由于农村部门和城市部门之间的收入和不平等程度之间的差异。虽然农村部门的贫困率远高于城市部门，但是一旦控制了收入和不平等程度城乡之间的差异就消失了。
　　表2 收入分配、增长和减贫：回归结果（括号中为t 的绝对值）

　　注：估计采用怀特异方差一致方法。被解释变量pi 分别为logPi(i=0，1，2)；解释变量y为logY，g 为logG；d 是虚拟变量，d=1 表示城市。估计采用1990 年代16 个非洲撒哈拉以南国家城乡经济的32 个观测值。AR2 和SEE 分别是经过调整的R2 和标准误。W(λ)是怀特检验的统计量，服从K(K+1)/2 自由度的χ2 分布，其中K 表示包含常数项的解释变量个数（White 1980）。a 表示在0.01 显著水平上显著（双尾）。
　　本文现在讨论完整形式的估计结果：表2 的式（A.2）、（B.2）、（C.2）。最明显的特征是这些结果相对于没有考虑收入和不平等程度的交互项的结果表现出更好的拟合度，例如完整形式的模型表现出更高的拟合优度（AR2）以及更低的标准差（SEE）。正如预期，交互项的系数显著为正，y（收入对数）的系数显著为负。该结果说明高度不平等程度会降低收入的减贫作用。具体而言，基尼系数每增加一个百分点贫困率的收入偏弹性P0 将降低1.9 个百分点，P1 将降低2.7 个百分点，P2 将降低3.6 个百分点。因此，不平等程度降低收入增长减贫作用的显著性将随着贫困人口、贫困线差距、贫困线差距平方三个贫困衡量指标依次递增。
　　g（基尼系数对数）的系数为负，说明在低收入水平上不平等程度的增加会降低贫困。正如上文所述，虽然表面上与直觉不符，但确是正确结果。处于低收入水平的大多数人在给定国家中很可能属于贫困人口；因此导致更高不平等程度的收入再分配将使得更多人的收入高于贫困线，从而降低贫困率。上述结果不可能出现在简化形式（A.1）、（B.1）、（C.1）中。事实上，这里的模型可能揭示收入增长和不平等程度的减贫作用的非线性和非单调的本质。
　　表3 展示了贫困率关于y 和g 的偏弹性。首先看在均值水平上估计的数据（不是圆括号或方括号中的数），我们注意到关于y 的弹性估计值明显低于关于g 的弹性估计值。该结果类似于完整形式模型（有交互项）和简化形式模型（没有交互项）。因此，我们发现贫困率对于不平等程度的响应比对于收入增长的响应更加敏感。其实，非洲撒哈拉以南国家贫困率的收入增长弹性很低，尤其是当以P0 估计的弹性与发展中国家普遍在2.0 和3.0 之间的弹性相比时（Adams，2004）。非洲撒哈拉以南国家偏低的贫困率弹性实际上有利于解释近来的事实，即非洲国家自从1990年代中期以来相对于1980 年代和1990 年代早起增长得更快，但是贫困率在1990 年代和2000 年几乎没有任何变动（世界银行，2006）。然而，上文中提到的贫困率已经从2000 年的46%降低到2004 年的41%（世界银行，2007）是非洲撒哈拉以南国家近年来的经济增长最终转化为贫困降低的一个标志，这与上述发现相符。
　　表3 收入分配、增长和减贫：贫困率的收入和不平等程度弹性

　　注：弹性根据表2 中各式的结果估计。y（对数收入）和g（对数基尼系数）相应的数据基于均值根据带有交互项的完整形式模型（式（A.2）、（B.2）、（C.2））估计。方括号中的数据根据没有交互项的简化形式模型（式（A.1）、（B.1）、（C.1））估计。y/g 相应的数据时y 的弹性与g 的弹性的比值。圆括号中的数据是范围，上下限分别根据g 的最大值和最小值在相应方程中估计。
　　表3 显示收入增长和不平等程度对贫困率的作用按照P0、P1、P2 依次递增。更重要的是，相对于收入增长对贫困的重要性而言，不平等程度在解释贫困率时的重要性也按照P0、P1、P2 依次递增。由于P0、P1、P2 指标分别考虑贫困的广度、深度和严重度，对于贫困人口和非贫困人口收入差异的敏感度依次递增，该结果也在情理之中。
　　正如表3 所示，P0、P1、P2 的贫困率的收入增长弹性范围分别为0.02—0.68、0.11—1.05 和0.10—1.35。因此，非洲撒哈拉以南国家收入增长的减贫作用大小各不相同。
　　从理论上而言，收入增长和贫困率之间的关系可能是非单调的，结果如表4 所示。以本文所用的样本而言，无论采用何种贫困率指标，贫困率是收入增长的单调函数。因此，从实用目的出发，非洲国家收入增长会降低贫困率，尽管降低的速度相对于不平等程度指标递减。类似的，正如上文所说，如果收入水平低于表4 的门槛，不平等程度增加实际上可能降低贫困率。幸运的是至少就本文所用样本而言，只有P0 的最小值191 美元低于收入门槛值207 美元，并且这种情况极少发生。因此，从实用目的出发，不平等程度降低会降低贫困率。
　　表4 收入分配、增长和减贫：域值

　　注：当收入低于y 相应的数据时，基尼系数增加将降低贫困率。该数据是P0、P1、P2 分别基于式（A.2）、（B.2）、（C.2）并根据文中式9 对4.353/1.888, 5.445/2.684,6.880/3.566 去反对数得到。当基尼系数高于g 相应的数据时，收入增加将提高贫困率。该数据是P0、P1、P2 分别根据文中式8 对3.464/1.888, 5.007/2.684, 6.606/3.566 取反对数得到。
　　2.5 城乡差异
　　从政策层面出发，本文阐释了贫困率对于经济增长的响应的城乡差异。表5 所示的是每个国家分部门贫困人口比例（政策制定中最为常用的贫困率指标）的收入弹性。我们注意到农村部门主导了最高四分之一和最低四分之一；然而，部分国家城乡差异很大。例如，尼日利亚的城市部门处于最高的四分之一，而农村部门处于最低的四分之一；因此，尼日利亚农村部门要达到一定的减贫力度需要更大的收入增长。相反，冈比亚农村部门的收入弹性高于城市部门，因此城市部门需要更大的收入增长才能达到一定的减贫力度。
　　但是一些国家的两个部门的收入弹性相近。例如，加纳和尼日尔的收入弹性都处于最高四分之一，说明这些国家的两个部门的收入增长都将轻松地转化为贫困的降低。相反，中非共和国和肯尼亚两个部门的收入弹性都处于最低的四分之一。整体而言，从表5 中很难看出任何一个部门占据主导地位。例如，最高和最低四分之一农村部门占据主导，第二个四分之一农村部门和城市部门平分秋色，第三个四分之一城市部门占据主导。实际上，从表5看，农村部门和城市部门弹性的平均值分别为-0.408 和-0.404，因此平均而言贫困率对于收入增长的响应程度没有部门差异。但是也正如上文而言，国家之间的城乡收入弹性模式存在巨大的差异。
　　表5 非洲经济样本的贫困率收入弹性

　　3. 结论
　　本文基于基本需求研究途径推导和估计协方差分析模型，评价了不平等程度在收入增长和贫困率关系中的重要性。本文采用1990 年代非洲经济的城乡部门数据，发现更加公平的收入分配能够提供收入增长的减贫作用。然而，不平等程度降低本身的效果可能相反，甚至在低收入国家可能提高贫困率。
　　本文揭示了虽然非洲撒哈拉以南国家都可以从收入增长中实现减贫，但是国家之间以及国家内部城乡之间的减贫的幅度大不相同。P0、P1、P2 的贫困率的收入增长弹性范围分别为0.02—0.68、0.11—1.05和0.10—1.35。公平的收入分配相对于经济增长对于减贫的作用按照P0、P1、P2 依次递增，即P2 最高，P1 其次，P0 最低。
　　本文的发现说明一套有效的减贫措施应该根据国家的具体情况强调收入增长和收入分配的重要性。不同国家城乡部门之间贫困率的收入弹性差异巨大，要求因地制宜制定各自的城乡最优政策。虽然收入增长对于非洲国家有效地降低贫困率而言非常重要，但是在特定的国家应该更加关注恶劣的收入分配状况及其基本原因。为了保证收入再分配破坏经济增长的后果不至于抵消其减贫作用，每个国家的具体国情就十分重要。
　　资料来源：Augustin Kwasi Fosu, The Effect of Income Distribution on the Ability of  Growth to Reduce Poverty: Evidence from Rural and Urban African Economies,American Journal of Economics and Sociology, Vol. 69, No. 3, (July, 2010).
　　●研究前沿●
不平等、收入和贫困：全球比较证据
（Augustin Kwasi Fosu，联合国大学发展经济学研究所）
　　摘要
　　本文试图提供收入不平等相对于收入增长在减贫中的作用的全球比较证据。本文基于1980—2004 年全球大样本非平衡面板数据估计了一个协方差分析模型，其中贫困人口比例（贫困率）作为被解释变量，基尼系数和经过PPP（购买力平价）调整的平均收入作为解释变量。模型估计同时采用了随机效应和固定效应。贫困率对于收入的响应是关于不平等程度的递减函数，贫困率的不平等弹性实际上大于贫困率的收入弹性，而且不平等程度对于贫困率的作用在国家和地区间存在很大差异。相对于传统看法而言，收入分配在减贫过程中发挥了更重要的作用，虽然该作用在国家和地区间存在很大差异。
　　1．引言
　　作为“千年发展目标”（MDGs），到2015 年将贫困率降低一半）的首要目标，贫困已经成为一个全球关注的主题。自从1980 年代以来，贫困率在全球范围内已经大幅下降（世界银行，2006a）。收入分配在减贫中的重要性也日益受到关注（Bruno、Ravallion、Squire，1998；世界银行，2006b）。从国家的层面而言，许多文献已经分解了不平等和收入对于贫困率的作用（ Datt & Ravallion 1992 ；Kakwani 1993 ） 。Datt 和Ravallion（1992）和Kakwani（1993）估计的结果认为收入分配和收入增长都对减贫做出了重大贡献。从地区的层面而言，基于非洲跨国数据，Ali 和Thorbecke（2000）发现贫困率对于收入不平等比对于收入本身更加敏感。
　　一些文献进一步强调了不平等在决定贫困率如何对收入增长反应时的重要性（ Adams 2004 ； Easterly 2000 ；Ravallion 1997）。基于贫困率的收入弹性随着不平等递减模型， Ravallion（1997）采用计量方法检验了“增长弹性争论” （ growth elasticityargument），即较低的不平等程度一方面有利于贫困人口分享经济增长的好处，另一方面使得贫困人口承担经济萎缩的成本。与此类似，在评估布雷顿伍兹机构（Bretton Woods Institution）项目的作用时，Easterly（2000）在贫困增长方程（poverty-growth equation）中界定了收入增长和收入分配不平等程度的交互作用项，并发现较低的不平等程度增强了项目的作用。在强调收入增长定义的重要性时，Adam（2004）提出的弹性估计方法显示：低基尼系数（低不平等程度）群体的贫困增长弹性更大。
　　除了上述文献以及其他研究，类似于本文这样充分地描述了不平等在减贫中作用并全面地提供了不平等对贫困的作用的全球比较证据的研究尚属少见。基于贫困人口比例，本文首先展示了全球主要地区关于贫困率趋势的全球比较证据：东亚和太平洋地区（ EAP ） 、欧洲和中亚地区（ ECA ） 、拉丁美洲和加勒比地区（LAC）、中东和北非地区（MENA）、南亚地区（ SAS ） 和非洲散哈拉以南地区（SSA）。本文的关注点是1 美元标准，1美元标准虽然存在争议，但却是衡量贫困的最重要参照，并出现于千年发展目标以及其他提高全世界最贫困国家生活水平的相关争论中。本文还估计了关于贫困率和收入关系的协方差分析模型，其中不平等程度同时作为独立变量及与收入交互的形式进入模型。采用1980—2004 年非平衡面板数据，本文分别采用全球样本和地区样本估计了模型的完整形式和简化形式，这样做的目的是合理地评价不平等对于贫困的作用以及得出国家层面和地区层面的政策建议。
　　2．贫困率变化趋势
　　基于世界银行最新的数据，表1 和图1描述了每天1 美元（每月32 美元）标准的贫困人口比例的全球和地区趋势。数据表明自从1980 年代以来全球贫困率大幅下降，从1981 年的43.8%下降到2005 年的17.9%。然而，地区间存在差异。东亚和太平洋地区的下降幅度最大，从1981 年的69.5%下降到2005 年的10.8%。类似，南亚地区的贫困率也从1981 年的45.8%下降到2005 年的27.3%。相反，非洲散哈拉以南地区的贫困率几乎没有变动，只从1981 年的44.7%下降到2005 年的42.1%。与此同时，欧洲和中亚地区、拉丁美洲和加勒比地区、中东和北非地区的贫困率一直以来就很低（低于10%），中东和北非地区、拉丁美洲和加勒比地区的贫困率略有下降，欧洲和中亚地区的贫困率略有上升。
　　表1 全球贫困率趋势（%；贫困人口比例；1美元标准）

　　注：为了进行比较，表1 中的数据是基于每月32 美元并经过2005 年购买力平价调整的收入，且与世界银行每天1 美元的贫困率相对应（2007）。因此，此处贫困率与下文回归中的数据相当，但是小于世界银行每天1.25 美元新标准下的数据。
　　数据来源：世界银行（2007）。

　　贫困率趋势的跨期变化也存在地区差异。例如，大多数南亚地区国家的贫困率降低主要发生在1990 年代初期，而在1990年代的其他时期几乎没有进展；如贫困率只从1993 年的33.1%下降到2002 年的30.2%，之后才下降到2005 年的27.3%。相反，东亚和太平洋地区的贫困稳步下降，而非洲散哈拉以南地区的贫困率直到1990年代中期才开始下降。非洲散哈拉以南地区的贫困率从1980 年代早期开始上升，并在1990 年代晚期达到峰值50.0%，然后下降到2005 年的42.1%。然而，从1996 年开始，非洲散哈拉以南地区和南亚地区的贫困率分别下降了8.2%和5.8%，各自达到16.3%和17.5%。因此从1990 年代中期开始，以每天1 美元标准计算的贫困人口比例，非洲散哈拉以南地区和南亚地区在减贫方面的表现不相上下。
　　3．数据、估计和结果
　　3.1 数据
　　正如上文所说，本文数据来自于一个全球样本（世界银行，2007），包括1980—2004 年之间456 个可用的非平衡面板观测值。样本中的国家数据差别很大，根据获得的调查数据，中国和印度的数据最多。为了实现国家间数据的可比性，所有国家和所有时期采用相同的贫困线即每月32.74 美元，大致相当于每天1 美元（经过购买力平价调整的1993 年真实美元）的国际标准。
　　表2 给出了回归分析中采用的全球和地区样本的总结性统计特征。表2 的结果基于世界银行2007 年没有加权的数据，与表1 基于世界银行2009 年数据且根据人口加权的结果大致相同。唯一例外的是中东和北非地区，表2 的总结性统计特征显示了相对于表1 更高的贫困率。该异常主要是由于小国吉布提偏高的贫困率显著拉高了中东和北非地区没有加权的均值。
　　表2 不平等、收入和贫困——总结性统计特征（1980—2004）

　　注：所有数据都没有加权且根据1980—2004 年数据估计，除了印度还根据1977 和1978 年数据。
　　数据来源：世界银行（2007）。
　　3.2 估计和结果
　　我在计量经济学模型估计过程中采用了随机效应（RE）和固定效应（FE）。虽然随机效应模型的估计结果在统计上比固定效应更加有效，但是如果不可观察的国家特征因素存在且与解释变量相关，那么随机效应的结果是有偏的。由于样本量巨大，估计效率没有问题。因此，固定效应的估计结果更加可取。表3 同时显示了随机效应和固定效应的估计结果，并且同时显示了每种情况下的Hausman 检验统计量以判断随机效应是否与固定效应相比存在显著差别。结果包括全球样本以及6 个地区样本。
　　表3 不平等、收入和贫困——全球以及地区回归结果

　　注：被解释变量是贫困人口比例的对数（每天1美元标准）；y是平均收入的对数；g是基尼系数的对数。括号中是异方差一致文件t值。AR2是经过调整的R2，SEE是估计的标准误。H是豪斯曼检验值，括号中的是相应的p值。
　　表3 系数的符号与预期一致。例如，在模型的简化形式（A.1 和B.1）中所有的估计模型y 和g 的系数分别显著为负和显著为正。因此，收入增长降低贫困率，而不平等程度提高增加贫困率。模型交互项的系数符号也与预期的一致。y 的系数为负，说明收入增加降低贫困率。g 的系数也为负，当y 很小时，不平等程度增加降低贫困率。正如上文所述，在低收入国家，将财富从富人转移给穷人实际上会使更多人口处于贫困状态，从而提高贫困率。假设给定交互项系数为正及其规模大小，收入的大幅度增长将使得g 的整体效应为正。交互项的正号进一步说明g 的增加将降低y 对于贫困率的负效应，从而降低收入增长的减贫作用。
　　根据表3 报告的郝斯曼检验，固定效应在统计上优于随机效应。因此，本文采用固定效应模型A.1 和A.2 作为估计贫困率的收入弹性和不平等程度弹性。估计结果见表4。
　　表4 不平等、收入和贫困——全球及地区贫困率的收入弹性和不平等程度弹性

　　注：收入和不平等程度弹性基于文中式（3）和（4）估计，采用表3（列A.1 和A.2分别是文中式（1）和（2）的固定效应结果）和表2 的总结性统计特征。方括号中的数值分别是分别采用地区基尼系数和平均收入的最小和最大值估计得到的弹性的下限和上限。*代表基于AR2、SEE 和系数精确程度而言更好的拟合度。如果采用模型A.2，交互项显著，意味着贫困率弹性在国家存在差别。
　　从表4 可以观察到收入和不平等程度弹性在地区间存在巨大差异。基于带星号的模型（根据AR2、SEE 和系数精确程度具有更高的拟合度），收入弹性低至非洲散哈拉以南地区的1.3（绝对值），高至中东和北非地区的5.8（绝对值），全球平均为2.6。类似的是，不平等程度弹性低至南亚地区的1.6，高至欧洲和中亚地区、中东和北非地区的8.4，全球平均为5.1。因此，收入增长或者不平等程度改变会在地区间导致不同的减贫作用。例如，收入增长的减贫作用在非洲散哈拉以南地区是最小的，在中东和北非地区是最快的，而不平等程度增加在南亚地区对于减贫的阻碍是最小的。
　　收入和不平等程度弹性的地区差异分别如图2 和3 所示。与Brambor、Clark 和Golder（2006）的预测一致，图2 和3 允许我更加全面地探索收入弹性Ey 和不平等程度的关系以及不平等程度弹性Eg 和收入的关系。图2 显示在全球样本中收入弹性Ey 与不平等程度呈单调关系，收入增长的减贫作用随着不平等程度稳步下降并且当基尼系数趋向于100%时趋向于0。基于此图，给定一国基尼系数的大小即可预测Ey。


　　同样，图3 显示在全球样本中不平等程度弹性Eg 随着收入水平增加。Eg 为正为负都有可能。月收入低于22 美元，Eg 为负，意味着不平等程度降低将提高贫困率。该发现支持上文讨论的理论，即在一个足够低的收入水平，不平等程度降低将提高贫困率。然而，全球和地区样本中平均收入都足够大，总体上所有地区的Eg 都是正的。月平均收入
　　注意到地区估计结果与全球结果并不完全一致，说明地区间存在特质上的差异。例如，如图2 所示，拉丁美洲和加勒
比地区、东亚和太平洋地区与全球曲线很接近，而南亚地区、欧洲和中亚地区、非洲散哈拉以南地区、中东和北非地区则不是。根据全球水平，非洲散哈拉以南地区、南亚地区被高估，相反，欧洲和中亚地区、特别是中东和北非地区则被低估
了。因此，在非洲散哈拉以南地区收入增长降低贫困的程度小于全球平均水平；在中东和北非地区、欧洲和中亚地区恰好相反。从排名上说，中东和北非地区的收入弹性（绝对值）最高，然后依次是欧洲和中亚地区、拉丁美洲和加勒比地区、东亚和太平洋地区、南亚地区、非洲散哈拉以南地区。因此，可以预期中东和北非地区收入的减贫作用最大，非洲散哈拉以南地区最小。换言之，非洲要达到千年发展目标目标需要高收入增长，除非实现普遍的低不平等程度。
　　根据图3，南亚地区、非洲散哈拉以南地区、东亚和太平洋地区、拉丁美洲和加勒比地区的不平等程度弹性曲线都略低于全球曲线，说明根据全球不平等程度弹性曲线这些地区的不平等弹将被略微高估。相反，东亚和太平洋地区、中东和北非地区则会被低估。相对于全球而言，在这两个地区的不平等程度增加将会更快地提高贫困率。从排名上来看，欧洲和中亚地区、中东和北非地区并列具有最高的不平等程度弹性，然后是拉丁美洲和加勒比地区、东亚和太平洋地区、非洲散哈拉以南地区、南亚地区。对于减贫的目的而言，南亚地区、非洲散哈拉以南地区相对于欧洲和中亚地区、中东和北非地区不平等程度上升没有那么重要。
　　此外，对拉丁美洲和加勒比地区、南亚地区、非洲散哈拉以南地区而言，贫困率对于收入和不平等程度响应的区间很大（见表4）。因此，为了最有效地降低贫困，以强调收入增长和不平等程度相对重要性的国别处置方法是十分必要的。虽然收入增长对于减贫很重要，但是对于特定的国家，尤其是那些不平等程度较为严重的国家，在保持一个平稳的增长速度同时降低不平等程度是一个更加有效的策略。
　　4．结论
　　在分析1980—2004 年全球非平衡面板数据样本的基础上，本文提供了关于收入不平等程度在减贫中的重要性的全球比较证据。全球比较证据包括：一是间接途径，较高的不平等程度降低了收入增长减贫的作用；二是直接途径，不平等程度恶化会导致贫困率上升。基于基本需求法，本文估计了一个协方差分析模型，其中贫困人口比例作为被解释变量，基尼系数和经过购买力平价调整的收入作为解释变量。
　　研究发现不平等程度通过两个途径影响贫困率：（1）高不平等程度限制了收入增长的减贫作用；（2）不平等度恶化会以平均收入水平递增的速度导致贫困率增加。收入弹性和不平等程度弹性在国家和地区之间显著变化，这意味着贫困对于收入和不平等程度的响应因地而异。而且贫困率的不平等程度弹性一般比收入弹性更大。因此，在不扭转收入增长方向的程度内，降低不平等程度的减贫作用会比传统上认为的更加有效。本文最为重要的发现是最优减贫策略需要根据国情强调收入增长和不平等程度的相对重要性。
　　资料来源：Augustin Kwasi Fosu, Inequality, Income, and Poverty: Comparative  Global Evidence, Social Science Quarterly, Vol. 91, No. 5, Dec., 2010..
　　●减贫会议●
联合国发展合作论坛强调减贫和可持续发展
　　2012 年7 月5 日，联合国发展论坛开幕。论坛希望通过国家、民间社会组织和私人机构的共同努力实现在减贫和可持续发展方面的进步。
　　“只有通过精诚合作，我们才能实现发展的目标。”联合国秘书长潘基文在论坛上的发言中指出。
　　2012 年发展合作论坛为时两天，由联合国经济与社会委员会组织，决策者、民间社会组织、国会议员、当地专家和基金会共同参与评论当前的发展趋势，探讨提高合作质量和效率的途径，以实现发展目标。与会者还讨论了发展资金的配置、南南合作和新型合作关系的建立等重要问题。
　　“世界经济尚未稳定，再次萧条的危险依然存在。我所关注的是已经居高不下的食品和能源价格，这给目前脆弱的经济增加了额外的负担。”潘基文发言说，“我们虽然在降低极端贫困方面已经取得了显著的进步，但是仍然存在大量的工作需要继续完成，消除不利条件和地区差异。”论坛期间，秘书长潘基文还罗列了国家应该进一步提高的五个领域，包括：加大努力实现前面发展目标（MDGs）的反贫困目标，为最需要的国家提供发展援助，消除有条件援助的消极作用，提高责任制和透明度，建立可持续发展的承诺。“第三届发展合作论坛是确定最优实践措施和奠定更好政策的基础的独有平台”，潘基文说，“我们必须一起决定更加有效且有助于减贫的发展援助配置方式。”
　　联合国经济与社会委员会主席MilosKoterec 在论坛发言中强调了发展合作论坛贡献的重要性，尤其是对于创造一个和谐统一的后2015 发展框架而言。在后2015发展框架中，发展合作是保证进一步可持续发展目标的关键。“我们需要合力实现减贫目标，并对快速变化的发展状况作出迅速的反应”，Koterec 说，“不同发展主体日益增长的重要性要求更好地理解他们各自的贡献以及如何建立更强更平衡的合作关系。”“让我们充分利用这次机会寻找解决发展合作中长期存在和最近涌现的挑战的创造性解决措施。”他补充道。在2012 年发展合作论坛最后，Koterec 对于发展合作的决策者和实施者发表了总结发言。
　　联合国经济与社会委员会是集中讨论世界经济、社会与环境挑战和制定政策的平台。发展合作论坛是联合国经济与社会委员会的重要高层组成部分。此次论坛共有超过500 名代表共同讨论了生产能力、发展合作和体面且可持续工作机会的创造等问题。
　　资料来源：联合国新闻中心，http://www.un.org/apps/news。
　　●专家观点●
勇敢新世界：2015 年后的全球发展目标
（David Hulme & Rorden Wilkinson，英国曼彻斯特大学）
　　2015 年， 联合国千年发展目标（MDGs）将到期。临近期满，联合国193个成员国将面对如何确定后MDGs 发展目标的巨大压力。虽然主要的焦点集中在2015年9 月召开的联合国大会上各方力量的斡旋谈判，但是在此之前如何确定后MDGs 发展目标已经成为并将继续成为很多机构的重要活动——国际援助机构、多边发展组织、民间社会团体、非政府合作组织、社会公众人物等等。平衡联合国大会上各方压力并以一个新的形式重新承诺“使人类免于匮乏”不是一件轻松的事。
　　我们在此探索可行的2015 之后的全球发展目标。我们的目的是提供GDGs 的方向，权衡各个目标之间的重要性：（I）重申全球共同努力降低极端贫困的重要性，并将减贫作为全球公共政策；（II）克服MDGs 遇到的困难，不仅是来自于MDGs 成果评估方式的僵化，而且来自于MDGs 最失败的性别平等和心理健康两方面；（III）加快全球范围内降低贫困的进度；（IV）构建更加全面的全球发展项目的基础；（V）结合具体国情进行减贫行动，并强调国家层面的减贫政策；（VI）提供在宏大的框架方案中维持势头的可实现的前景，该框架方案推动了自从1961 年启动的第一个十年发展阶段以来联合国在发展方面的努力。我们在结论中讨论了“何种选择最能促进全世界穷人的利益？最能提高全世界穷人的生活状况？最能改善全世界穷人的前景预期？”我们将变化与整体和过程中的转变紧密结合在一起。我们特别阐述了消除不平等和维护国家主权在GDGs 中的重要性。
　　一个合理的逻辑起点是精确地界定MDGs 在世界范围上对于人类发展的贡献。正如David Hulme 所说，由于MDGs 对于世界、地区、国家、地方、组织和个人层面的很多影响路径都具有不同的作用，这是一个极其困难的评估。更不必说，如何衡量所谓的影响和成功本身就是大量争论的主题，而很多关于MDGs 如何提高穷人生活方式的相反理解共存。例如，在联合国总部内，Jeffrey Sach 的联合国千年项目组将MDGs 理解为增加基金、提高资源分配和发展政策效率的技术工具，而几步之遥的联合国千年运动成员将MDGs 理解为提高对于贫困的关注、重塑公众的态度和行为的政治工具。事实上，千年运动领袖EvelineHerfkens 认为Jeffrey Scah 的千年项目将阻碍全球减贫的努力。
　　从积极的层面而言，MDGs 提高了国家和国际多维度贫困数据的可获得性；扭转了近年国外援助的全球下降的趋势；协助提高援助的协调分配；提高了世界部分富裕地区对于贫困的公众关注度；在世界局部地区促进了国际社会规范。从消极的层面而言，MDGs 严重误导了在减贫过程中国外援助的作用；促进了公众的非洲悲观主义情绪，消极地影响了非洲的投资；加强了世界银行和国际货币基金组织对于接受援助国家的公共金融和发展计划的控制；想国家领导人说明了他们可能一再误导了国际会议关于发展的努力，并且逃避责任。我们的判断是，总体而言MDGs 通过直接（提高了国外援助的规模和质量）和间接（促进了国际社会规范的行程，认为在一个富裕的世界中极端贫困是无法接受的）的途径提高了人类的福利。
　　资料来源：David Hulme & Rorden Wilkinson, Brave New World: Global Development Goals  after 2015, Brooks World Poverty Institute Working Paper 168.
　　●书籍推荐●
经济改革对埃塞俄比亚农村家庭的影响：1989-1995
　　Stefan Dercon 是一位著名的微观发展经济学家，从2004-2011 年担任牛津大学的发展经济学教授以及沃尔夫森学院的研究员，同时也是伦敦政治经济学院和牛津大学联合组织的国际增长中心埃塞俄比亚项目组的学术顾问，2012 年以来任英国政府国际发展部首席经济学家。早在1993 年和2000 期间，Stefan Dercon 已经成为比利时鲁汶大学发展经济学终身教授；随后在2000 年和2002 年期间，Stefan Dercon担任联合国大学世界发展经济学研究所的项目主任。
　　《经济改革对埃塞俄比亚农村家庭的影响：1989-1995》一书早在2000 年就已经完成了初稿，2001 年进行了修改，2002年经由世界银行出版社出版发行。
　　该书采用了埃塞俄比亚6 个农村社区的微观面板数据研究从1989 到1995 年之间经济改革对于经济增长和贫困的影响。局部地区经济增长超过了GDP 平均增长率。基于绝对贫困指标，该书发现总体上贫困率大幅下降，虽然多数农村社区仍然维持高贫困率，并且相当一部分家庭的福利在此阶段出现降低的现象，甚至重新返回贫困状态。
　　该书的问题在于福利和贫困率的变化是否是因为经济改革导致劳动力和人力资本报酬增加，还是因为部分农村社区偶然的天气条件？首先，该书采用一个利润函数解释框架，在控制外在冲击的条件下，基于土地、劳动力、人力资本和地理位置的价格和禀赋，解释经济增长。其次，该书给出了一个关于贫困率差距的回归分解，发现普遍和局部外在冲击虽然重要，但是推动消费增长的主要因素是相对价格变动，进而导致土地、劳动力、人力资本和地理位置报酬的变化。关于上述因素的深入分析认为经济改革发挥了重要影响。多数地区的生产者价格上升，在市场推动的同时更加重要的是保障的完善。无论从局部还是从全国看，这5 年的农业天气条件并不比之前更加优越，部分农村社区1994 年的降雨破坏很严重。贫困家庭相对于富裕家庭从经济改革中获益更多，说明经济改革倾向于贫困家庭。虽然如此，贫困家庭的遭遇也是不一而同的。1989 年的一个贫困农村社区具有相对优越的土地和劳动力条件，交通条件便利，恰逢有利的天气状况，其经济表现远远超越其他农村。另一个贫困农村社区禀赋较差，降雨量不足，生产者价格上升有限，实际上长期处于贫困状态之中，没有任何积极变化。

 

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