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　　关于穷人受益程度的另一个度量指标是Ravallion＆Chen(2003)基于Watts指数导出的，计算公式可以表示为:1FGT(α=0，t－1)×∫FGT(α=0，t－1)0［lny(t，p)－lny(t－1，p)］dp其含义为，收入最低人口份额(初始期的贫困率)的收入平均增长率，或者说贫困人口的收入增长率。如果贫困人口的收入增长率高于全社会的收入增长率，则经济增长是穷人受益的。

　　应当注意到，这三个度量穷人受益性的指标是从两条不同的思路出发的。Kakwani和Pernia指数以及PEGR更为强调经济增长过程中的收入变动，收入差距的缩小是他们判定经济增长具有穷人受益性的前提。而Ravallion和Chen则更为强调低收入组人群收入增长率的相对性，更加偏向于由于低收入人群收入增长导致的收入分布变动的减贫效应。后面的经验结果将表明，这两种判定思路经常是不一致的。

　　经济增长对于贫困影响的另一种度量方式是贫困变动的增长弹性，即经济增长能够导致多大程度的贫困变动。本文将贫困的增长弹性定义为，基于现有的收入分布特征，如果所有人的收入增长1%，贫困程度将发生多大的改变。将个人i的收入记为Yi，收入增长1%则有Y'i=Yi×(1+1%)，而此时收入分布的洛伦茨曲线不发生改变，因此贫困的增长弹性为:EG=P(μ(Y'i)，L(p))－P(μ(Yi)，L(p))P(μ(Yi)，L(p))(3)类似地，如果每个人i的收入记为Yi改变为珘Y=Yi+1%×(Yi－μ(Yi)，则平均收入不会发生改变，但基尼系数将上升1%，所导致的贫困变动即为贫困的分配弹性:EI=P(μ，L(Yi，p))－P(μ，L(Yi，p))P(μ，L(Yi，p))(4)为了讨论贫困决定中分项收入的贡献，Duclos＆Araar(2006)提出通过Shapley分解原则将贫困指数按照收入来源分解，分解的初始状态为所有分项收入都为0，此时的贫困指数为1，增加一项分项收入将导致贫困指数的下降;然后按照Shapley分解将各种可能的影响途径汇总取均值。此外，Araar＆Duclos(2007)将不平等影响贫困的分配弹性按收入来源进行了分解。与总收入的改变方式类似，如果个人i的第k项收入YI改变为Yi=Yi+1%×(Yki－μ(Yki))，则会同时影响不均等和贫困。Araar和Duclos把这一改变导致的贫困变动率与不均等指标变动率的比定义为分项收入不均等弹性。

　　三、数据描述

　　本文所使用数据来自于“中国居民收入分配课题组”1988年、1995年、2002年和2007年所做的农村住户调查。历次调查样本均来自国家统计局常规调查住户。1988年样本覆盖的省份数量最多，而从住户与个人数量来看，2007年的样本规模最大，所涉及的县(市)数量也是最多的。1988年和1995年的调查情况可参见李思勤和卡恩(1999)，Lietal．(2008)详细地描述了1995年和2002年的样本结构和抽样方法。2007年调查则与前三次基本类似，所不同的是，2007年调查没有专门设计家庭收入调查问题，有关家庭收入的数据直接过录自国家统计局的常规住户调查记账数据的汇总。为保持收入口径的一致性，对1988年、1995年和2002年也采用了直接过录的家庭纯收入指标。

　　尽管一些研究强调，家庭消费比收入能更为精确地度量家庭福利(马丁·瑞沃林，2005，P20)，本文仍以农村家庭人均纯收入作为福利度量指标。这不仅是因为人们通常习惯于从收入的角度来讨论贫困，更重要的是本文希望通过对影响贫困的因素从收入分项构成的角度进行分解分析，这也将有助于理解相关政策与行为改变导致的贫困状态变化。对使用家庭人均纯收入作为福利度量的另外两个批评表现在:(1)卡恩和李思勤(1999)指出纯收入和可支配收入概念并不能够全面反映居民实际所享有的福利，但这种差异主要来自于两个方面，一是忽略了隐性的福利补贴，二是没有考虑到住房租金的影响。这两种忽略对于农村居民来说不应该导致严重的偏差，因为农村居民获取隐性福利补贴的机会是微乎其微的，而农村租赁住房的现象也极为罕见。(2)没有考虑到家庭人口结构和规模的影响。这一批评诚然指出了关于中国贫困和收入差距研究中所普遍存在的缺陷，但目前缺乏可靠的等价成人折算因子(AdultEquivalentScale)的估计结果，因此难免以某种存有新的偏误的方式来纠正既有的偏误，并且在目前的政策实践中，家庭贫困的识别也并没有根据家庭人口规模与结构而调整贫困标准。此外，本文也没有依据生活费用指数或货币购买力调整不同地区之间的贫困标准，原因也在于目前的扶贫实践中并没有考虑到这一因素。本文依照农村CPI将各年份的名义收入调整至1988年价格水平。

　　根据样本数据给出了各年份的收入水平和收入不均等程度。从中可以看出，在所讨论的期间内，人均收入水平有明显的增长。如果以1988年的收入为基准，扣除价格因素后，1995年人均纯收入增加了33%，到2002年则增长了1倍，而到2007年则增长了2倍以上。在人均收入增长的同时，收入差距也在发生变化。比较突出的变化是，一些衡量收入差距的指标在1995年达到最高点，如1995年基尼系数达到0.381，而2007年则仍为0.376。收入增长与分配特征的这些变化将会对农村贫困产生影响。

　　国家统计局城调队曾经公布过一个结果(国城调，1997)，以三口之家为基准，对1人、2人、4人以及4人以上户分别以1.13、1.01、0.98和0.94的系数进行调整。王有捐(2006)研究城镇贫困时也使用了这一调整标准。但这些系数仍不属于等价成人折算因子，并且按照这些系数调整，对结果也不会有明显的影响。

　　根据《中国农村住户调查年鉴》，1995年农村居民基尼系数在临近的几个年份中也是最高的，为0.3415，直到2000年才超过这一峰值，为0.3536，此后继续持续上升。Ravallion＆Chen(2003)计算的1995年农村基尼系数为0.3398，直到1991年才回到0.3391。根据国家统计局的公布结果，本文所讨论的这四个年份对应的基尼系数分别为0.3、0.3415、0.3646和0.3742。尽管本文使用的是直接过录的收入指标，但1988年和1995年基尼系数仍与官方公开的结果存有某些差异，但2002年和2007年的结果则是非常接近的。

　　四、农村贫困与收入增长的总体特征

　　本文中采用了两条贫困线:一是国定贫困线，1988年为236元;另一条是人均每天1美元的国际贫困标准，1988年折合为518元。贫困状况以FGT指数(Fosteretal．，1984)来衡量:FGT(α)=1NΣqi=1(z－yi)zα衡量，其中N表示总人口，q为贫困人口总数，z、yi分别表示贫困线以及个人i的收入水平，z－yi为个人收入水平与贫困线之间的差距;这种加总只限于收入水平低于贫困线以下的人群。参数α为贫困回避程度，α越大，贫困回避程度越高，或对极端贫困人口所赋予的权重将越大，对贫困人口中的收入分布也将更为敏感。FGT(0)为贫困率;FGT(1)为贫困距;FGT(2)为加权贫困距。

　　按照国定贫困线，贫困率从1988年的12．89%下降至1995年的10．71%，7年期间下降了2个百分点;而在接下来的7年期间，农村贫困发生率下降了8个百分点。按照1天1美元的贫困标准，1988年贫困率将近60%，但到1995年下降至45%，7年期间下降了14个百分点;而在1995年到2002年期间，则进一步下降了将近25个百分点，2007年降至9.11%。两条贫困线、三个贫困指标所给出的结果都表明，贫困状况有了明显的缓解，并且依据较高贫困标准，所得到的下降趋势更为明显，当然各年的贫困程度也会加深。在FGT指数中，随着α的增大，即低收入贫困人群权重的上升，历年贫困程度下降的趋势也会减弱。贫困线和FGT指数贫困回避指数的变动特征表明，贫困程度越深的人群，在经济增长过程中所获改善的程度越低。横轴为收入十等分组，纵轴为年均实际收入增长率(%)。年均实际增长率的计算方式为t槡yt/y0－1。

　　各收入组的年均实际收入增长率对贫困状况变动的判断在较大程度上会受到贫

　　困标准的影响。这是由于不同收入组的收入增长存在较大的差异性所致。

　　将各年样本按照收入排序划分为10个等分组，计算了各收入组在不同时期的年均实际收入增长率，这也就是所谓的增长曲线(growthincidencecurve)，描述了不同时期经济增长惠及各收入组人群的不同形式。在1988—1995年期间，除了最低5%人群收入增长率非常高外，其他各收入组的增长率都随着收入组的上升而上升，即高收入人群具有更高的增长率。这一趋势性特征与2002—2007年间的情形基本类似。当然在2002—2007年间，中等收入组增长率的变化趋势不再似1988—1995年间那么强劲，收入增长相对均衡。这两个时期增长率曲线共同的特点是，高收入人群的收入增长率也高。1995—2002年的增长曲线形状则完全不同，低收入人群的收入增长率高于高收入人群，因此在这一期间，农村基尼系数有所下降。

　　按照不同的贫困标准，不同年份贫困户与非贫困户的收入水平及其在不同时期的收入增长速度。比较贫困户与非贫困户的收入水平，不难发现，无论是根据哪条贫困线标准，贫困户与非贫困之间人均收入水平的差距都在不断扩大。按照1天1美元的贫困标准，贫困户人均收入在1988年相当于非贫困户的39．02%，而到2007年降至19．81%，下降了将近20个百分点;按照国定贫困线标准，贫困户人均收入在1988年相当于非贫困户的24．2%，而2007年则降至7.27%，下降了17个百分点。贫困户相对收入水平的下降源自于贫困户具有较低的收入增长率。