收入轉移對中國城市貧困與收入分配的影響

[摘要]本文利用14個城市調查資料的測定結果表明，中國城市貧困發生率在10％左右。高失業率和社會保障體系不完善是造成城市貧困問題惡化的重要原因。收入轉移、特別是公共收入轉移對減緩城市貧困和收入不平等具有顯著作用。在快速經濟轉型過程中，通過擴大和促進就業、完善社會保障體系等政策措施，對治理城市貧困具有非常重要的現實意義。

[關鍵詞]城市貧困 收入轉移 收入分配 社會保障

[中圖分類號]F241；F290 [文獻標識碼]A

[文章編號]1004-6623(2005)06-0005-10

[作者簡介]王德文(1967一)，安徽樅陽縣人，中國社會科學院人口與勞動經濟研究所副研究員、勞動與社會保障研究中心副主任、經濟學博士，主要從事勞動力經濟學研究；蔡昉(1956-)，江西萍鄉市人，中國社會科學院人口與勞動經濟研究所所長研究員、博士生導師、經濟學博士，主要從事中國經濟改革、就業與社會保障研究。

一、引言

城市貧困是中國經濟轉型過程中遇到的一個新現象和新問題。在20世紀90年代中期之前，貧困問題基本上是一種農村現象。在這個階段，城市傳統的就業和社會保障體制尚未全面改革，貧困問題并不突出。例如，1988年和1995年全國住戶數據測定的貧困發生率，城市分別只有2．7％和4．1％，而農村分別為12．7％和12．4％(李實和Knight，2004)。90年代中期之后，城市就業和社會保障體制的改革加快，城市貧困開始凸現出來。從1995年到1999年，在城市人均實際收入上升了25％的情況下，貧困發生率卻上升了9％，用加權貧困距測量的貧困深度上升了89％(李實和Knight，2004)。

中國城市貧困發生率上升也意味著收入分配狀況的惡化。薛進軍和魏眾(2004)對城市收入分配的估計結果也證實了這一點。1988年、1995年和1999年，城市居民的人均收入基尼系數分別為0．180、0．225和0．256。孟聽(2004)利用同樣的調查數據通過分解基尼系數來源，分析了經濟改革對城市收入分配的影響。在1988～1995年改革階段，城市每個人的福利狀況都得到改善，收入差距的擴大是由于高收入人群的收入增長相對較快。而在1995～1999年改革階段，情況則發生了相反變化，改革在減少低收入人群收入的同時，增加了高收入人群收入，這也成為影響社會不穩定的重要誘因。

目前，有關中國城市貧困問題的研究文獻集中在對城市貧困的規模、類型、原因、對象等方面。薛進軍和魏眾(2004)利用1988年、1995年和1999年城市居戶資料估計的城市貧困發生率分別為3．6％、5．0％和6.7％，呈現一個上升的趨勢。中國社科院人口與勞動經濟研究所2001年五城市調查資料顯示，貧困發生率在城市之間具有很大差異。上海市最低，為2.4％，沈陽市最高，為16．2％，福州市、武漢市和西安市分別為6．7％、1、12．1％和7.0％。城市中的脆弱人群，包括下崗人員、失業人員、離退休人員、婦女，以及他們的家庭等，最容易陷入貧困(蔡肪，2003)。由于下崗和失業是中國城市發生貧困的極為重要原因，城市之間失業率差異造成了城市貧困具有明顯的地區特征。一般而言，小城市比大城市更容易出現貧困問題，西部城市出現的貧困范圍和程度大大超過沿海城市。在下崗和失業的沖擊下，城市貧困表現出選擇性貧困的突出特征，而不是持久性貧困和暫時性貧困，也就是城市居民通過削減即期消費、增加儲蓄來平滑就業和收入的不確定性影響(李實，2004)。

對于貧困惡化的原因，一般歸為兩個方面：一是高失業率對城市家庭就業收入的沖擊。深化國有企業改革，產生了大量下崗人員和失業人員。從1995年到2004年，國有部門占城鎮就業比重從59．1％下降到25．3％，一共減少了4551萬人。由于下崗和失業人員大多年齡偏大、受教育程度較低，存在著轉崗和再就業困難，下崗和失業問題對城市家庭收入帶來很大沖擊，一些家庭因就業收入減少而陷入貧困。二是社會保障體系不健全和政策效率不高，沒有為遭受經濟轉型沖擊的城市脆弱人群提供有效保護。同時，由于政策執行的偏差和各地扶貧政策差異，社會保障體系的反貧困政策效果并不理想(李實，2004)。

確實，社會保障體系是反貧困政策的一個重要組成部分。通過改革試點積累的經驗，從20世紀90年代后期開始，中國加快了城市社會保障體系建設步伐。從1997年到1999年的短短3年時間里，國務院先后頒布了《關于建立統一的企業職工基本養老保險制度的決定》、《關于建立城鎮職工基本醫療保險制度的決定》、《失業保險條例》、《城市居民最低生活保障條例》。到本世紀初。城市基本建立起一套包括養老、失業、醫療、最低生活保障的社會保障體系。應該講，中國城鎮的社會保障體系建設速度是驚人的。例如，民政部資料顯示，從1996年到2004年，接受最低生活保障的城鎮人口數量由84．9萬人上升到2203萬人，占城鎮人口比例從0．2％上升到4.1％?，F在的問題是， 在經過5到了年時間運行之后，這套體系在中國城市貧困治理中究竟發揮了什么作用，收到了哪些效果，以及存在著哪些問題，這些都是完善制度設計和制定城市反貧困政策所需要回答的問題。

在本質上，包括養老、醫療、失業和最低生活保障等社會保障體系，是通過公共收入轉移方式向城市家庭、特別是低收入家庭和貧困家庭提供收入支持。在低收入水平上，城市家庭的利它動機讓私人收入轉移對養老金收入有一定的替代作用(Cat，it，al.2004)。但從反貧困的角度看，公共收入轉移和私人收入轉移之間究竟是相互補充，還是相互替代?這個問題也需要做進一步分析。

二、數據資料

本項研究資料來自2004年中國社會科學院人口與勞動經濟研究所開展的《中國城市就業與社會保障研究》城市家庭和個人調查。樣本范圍覆蓋8省14個中小城市，它們分別是江蘇省無錫市，廣東省深圳市和珠海市，四川省自貢市，黑龍江省大慶市和鶴崗市，吉林省遼源市，遼寧省撫順市、本溪市和錦州市，陜西省銅川市和寶雞市，湖北省襄樊市和宜昌市。

在抽樣方法上，每個城市利用城市社區名冊和住戶名冊為樣本框，按照分層等距隨機抽樣方法，首先抽取社區，然后抽取調查戶，最后對每戶的家庭情況和個人情況進行問卷調查。14個城市一共抽取了9243戶、18411人。無錫、珠海、大慶、撫順、本溪、錦州6個城市分別為500戶，自貢、鶴崗、遼源、寶雞、襄樊、宜昌6個城市分別為400戶，深圳市調查數據為1001戶，銅川市為300戶。14個樣本城市概況見表1。

本次調查收集的個人信息包括個人特征(年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、政治面貌)、就業狀況(個人工作吏、行業、職業、工資收入、工資拖欠、勞動合同、工會)、下崗、失業和退休狀況(發生時間、結束時間)、社會保障狀況(養老、醫療和失業)、教育、培訓和醫療支出、社會關系等六個方面。本次調查收集的家庭信息包括家庭消費支出、轉移收入、社會救助、住房狀況等四個方面。本次問卷調查中收集的就業狀況、下崗、失業和退休狀況、社會保障狀況等方面詳細信息，為分析收入轉移對城市貧困和收入分配的影響提供了不可多得的調查資料。

從城市規模上看(見表1)，14個樣本城市中的無錫市人口超過200萬人，但無錫市非農業人口數量只有173萬人。非農業人口數量超過100萬人的還有深圳市和撫順市，余下的11個城市非農業人口數量都小于100萬人；其中，銅川市非農業人口數量最少，只有38萬人。如果用人均GDP作為城市經濟發展水平指標，那么，排在前五位的城市分別是大慶市、深圳市、無錫市、珠海市和宜昌市。由于大慶市是中國石油基地之一，大慶市的人均GDP水平并不能真實地反映城市居民收入水平。

用城市居民人均可支配收入排序，列在前五位的城市分別為深圳市、珠海市、無錫市、大慶市和襄樊市。在14個城市中，銅川市城市居民人均可支配收入最低，只相當于深圳市的1／5左右。撫／幀市雖然城市規模較大，但人均GDP水平和城鎮居民人均可支配收入都處在中等水平。

從地理區位看，深圳市和珠海市位于華南沿海地區，它們不僅是中國最早的沿海開放城市，而且也是經濟快速增長的新興城市。無錫市地處長江三角洲地區，一直是中國南方最富庶的地區之一。1992年鄧小平南巡講話之后， 以上海為中心的長江三角洲地區擴大對外開放，無錫市經濟也呈現出快速增長勢頭。大慶、鶴崗、遼源、撫順、本溪、錦州6個城市地處東北三省。這些城市的重工業比重高，在經濟轉型中面臨很大就業壓力。襄樊、宜昌2個城市位于中部地區，銅川、寶雞、自貢3個城市位于西部地區，這5個城市也具有傳統工業比重較高或者是以資源開采產業為主的特點。

三、貧困發生率及其差異解釋

貧困研究一般是利用貧困線來劃定貧困家庭和個人，測定貧困發生的規模、嚴重程度和范圍。實證分析中往往使用兩種貧困線，一種是絕對貧困線，另一種是相對貧困線，它們分別對應著絕對貧困和相對貧困的概念。確定絕對貧困線，國際上通常做法是選出一組滿足人們最低營養需要的食品，然后計算出其貨幣價值，得到食品貧困線。以食品貧困線為基礎，給出一個非食品支出對食品貧困線的比率，換算得到絕對貧困線。確定相對貧困線，一般取收入的中位數(或平均值)的一半作為標準。

國家統計局曾在1998年計算過分省食品貧困線。李實(2004)在其研究中利用上述成果計算得到絕對貧困線進行貧困測定。由于1998年到現在已過去7年時間，并且各地消費習慣和偏好差異較大，在沒有食品貧困線資料的情況下，本項研究采用城市最低生活保障線作為貧困線。從過程上看，最低生活保障線是各個城市根據本地生活消費水平制定的保障最低生活需要的標準(王有捐，2003)，與絕對貧困線基本接近。不過，值得注意的是，由于受地方財政約束，利用最低生活保障線標準會低估貧困發生率。同時，由于年度收入不能代表持久收入，而現期消費是體現持久收入的一個較好代理指標(Deaton，1997)，本文也報告了消費指標的測定結果，用來觀察收入指標在多大程度上低估了貧困發生率。此外，本文還采用了50％中位收入和50％中位消費支出來觀察相對貧困發生率。

表2報告了樣本城市的貧困線。城市最低生活保障水平一定程度上反映了城市的人均可支配收入水平。深圳市最低生活保障線最高，為344元，銅川市最低，為135元，前者是后者的2．5倍。不過，城市之間最低生活保障線的差距要小于城市之間人均可支配收入的差距。例如，深圳市的人均可支配收入是銅川市的5倍以上。在14個城市中，最低生活保障線相當于每月人均可支配收入比例在17％～34％之間，人均可支配收入高的城市該比例相對較低。與最低生活保障線做比較，14個城市50％中位收入全部高于本市的最低生活保障線，人均可支配收入水平越高的城市，其超出的幅度越大。例如，深圳市50％中位收入是其最低生活保障線的2．4倍，而遼源市50％中位收入只比最低生活保障線高出7．7％。反觀50％的中位消費支出，14個城市都與自己的最低生活保障線基本接近。

在確定了貧困線之后，本文測定的樣本城市貧困發生率見表3。按照最低生活保障線標準，未加權的收入貧困發生率為8．8％，人口加權的收入貧困發生率為9．7％，未加權的消費貧困發生率為8．8％，人口加權的消費貧困發生率為10．5％。采用最低生活保障線標準測定的收入貧困發生率和消費貧困發生率，在結果上非常接近。

由于50%中位收入大于最低生活保障線，按照此標準測定的未加權的收入貧困發生率為18．7％，人口加權的收入貧困發生率為20．8％，是以最低生活保障線為標準測定結果的兩倍以上。按照50％中位消費支出測定的未加權消費貧困發生率為11．1％，人口加權的消費貧困發生率為13．0％。50％中位消費支出與最低生活保障線接近，兩者測定的消費貧困發生率也基本接近。從某種意義上講，相對貧困發生率所反映的是一種相對剝奪狀況。50％中位收入測定的高貧困發生率，折射了嚴重的收入分配不平等程度。消費貧困發生率測定結果的一致性，在一定程度上支持了家庭消費是由持久收入決定的假說。本文著重從收入角度分析貧困問題，如果沒有特指，余下所講的貧困發生率均采用收入指標分析。

本次調查測定的2004年收入貧困發生率高于薛進軍和魏眾(2004)、李實(2004)等人測定的1999年城市貧困發生率。由于樣本城市都是中小城市，這似乎在總體上支持中小城市貧困發生率高于大城市、西部地區城市高于沿海地區的結論。不過，比較表3中各個城市的貧困發生率，可以發現貧困發生率的空間分布與城市規模、經濟水平、地區區位之間并不完全是一致的。例如，珠海市的人均可支配收入列14個城市的第二位，但珠海市人口加權的收入貧困發生率為14．3％。遼源市和本溪市同處于東北地區，遼源市的收入貧困發生率高達25．0％，而本溪市只有3．6％。

在利用貧困線識別了貧困家庭和個人之后，我們還需要知道貧困人口收入與貧困線之間的差距有多大。這種信息不僅有助于認識貧困的嚴重程度，而且有助于了解貧困人口擺脫貧困所要花費的最小財政投入。在度量總體貧困問題時，貧困嚴重程度對貧困人口的收入分布非常敏感(Sen，1976)。Foster等人{1984)提出了一套指標來衡量貧困人口的收入差距問題。這套指標的計算公式如下：

a＝0時，FGT為人頭指數(即貧困發生率)；a＝1當時，FGT是標準化貧困距指數；當a＝2時，FGT是標準化貧困距的平方(加權貧困距)，它對貧困人口的收入分配更加敏感。

利用上述公式，我們計算了樣本城市的貧困距和加權貧困距指標(見表4)。貧困距指標測量的是貧困人口的收入與貧困線之間的差距。加權貧困距衡量的是貧困人口的收入不均的情況。如果一個城市中較多的貧困人口收入遠低于貧困線，而且貧困人口收入之間差距較大，那么，它的貧困距指標和加權貧困距指標就會高于平均水平。從表4可以看出，如果以平均水平為100％，那么遼源市的貧困發生率高達243.8％貧困距高達218．3％加權貧困距高達199．6％。同樣的解釋也適用于珠海市、襄樊市等。這就意味著這些城市中有很大一批貧困人口的收入水平遠遠低于最低生活保障線。與此形成鮮明對照的是無錫、自貢、鶴崗、撫順、錦州、寶雞等城市，這些城市的貧困距指標和加權貧困距指標都低于貧困水平，表明這些城市貧困人口的平均收入水平較高。深圳、大慶、銅川、宜昌等城市的貧困發生率較高，但貧困距指標和加權貧困距指標只略高于平均水平，說明這些城市貧困人口的平均收入水平不是很低。

貧困發生程度在城市之間存在如此明顯的差距，有兩個方面重要原因：一是城市之間所面臨的失業沖擊不同。在失業嚴重的城市，高失業率對家庭的就業收入幾乎是一個毀滅性的打擊。如果家庭所有勞動力都處于失業狀態，那么，就業收入等于零。即使選擇較低的最低生活保障線，但由于高失業率導致一部分家庭失去就業收入來源，那么，就會出現貧困發生率和貧困距指標非常高的結果。樣本城市的失業率與貧困發生率之間存在著高度相關關系。在14個樣本城市中，遼源市的失業率最高、為17.1％，貧困發生率也最高。在一些低失業率城市，如寶雞市失業率為4.2％、本溪市失業率為5．4％，這些城市的貧困發生率也低。14個城市的平均失業率為9．5％。

二是政府救助力度在城市之間也存在著較大差異。在經濟轉型過程中，城市就業和社會保障體制改革把企業職工由“單位人”變成“社會人”，企業職工能否獲得正式的公共收入支持將取決于他們是否參與了社會保障體系。為了減輕下崗和失業對城市職工的沖擊，政府曾設立了再就業服務中心，采取“三條”保障線向下崗人員和失業人員提供收入支持。下崗職工通過企業再就業服務中心保障其基本生活，最長時間為3年；期滿后仍未就業的，按規定領取失業保險金，最長時間為兩年；享受失業保險兩年后仍未就業的，按規定享受城市居民最低生活保障待遇。與此同時，城市也加快了基本養老保險和基本醫療保險等體系建設，為城市職工提供相應的社會保護。通過這些制度，城市基本上形成了以養老、醫療、失業、工傷、生育，以及最低生活保障等為內容的社會保障體系框架。

表5中列出了基本養老保險、基本醫療保險和失業保險的覆蓋率。城鎮基本養老保險采取社會養老統籌和個人賬戶相結合的體制，要求同時建立社會統籌賬戶和個人賬戶，并實行分開管理。因此，表5中社會養老統籌和養老個人賬戶的覆蓋情況在城市內部是一致的。

從表5可以看出，社會保障覆蓋率在城市之間有著顯著差異，這意味著不同城市職工在經濟轉型過程中享有不同的政府救助力度，他們抵御風險和貧困的能力也存在著差別。如果一個城市擁有較高的社會保障體系覆蓋率，它的貧困發生率較低。相反，如果一個城市社會保障體系覆蓋面低，它的貧困發生率則較高。如果把14個城市的平均水平作為100％，那么覆蓋率高于平均水平的城市則具有較好的社會保護支持力度，低于平均水平的城市不具有較好的社會保護支持力度。表5中無錫市的社會養老統籌、養老個人賬戶和基本醫療保險的覆蓋率均列在首位，失業保險的覆蓋率也排在第三位，分別是平均水平的144．3％、147．9％、160．9％和139．7％，這是無錫市低貧困發生率的重要原因之一。把深圳市和珠海市進行比較就會發現，兩個同處于廣東省的沿海開放城市，深圳市的基本養老保險、基本醫療保險和失業保險的覆蓋率都高于珠海市，這也在一定程度上解釋了兩個城市之間貧困發生率的差異性。進一步觀察貧困發生率最高的遼源市可以發現，該市的社會養老統籌、養老個人賬戶、基本醫療保險和失業保險的覆蓋率基本上都是最低，分別相當于平均水平的65．比、66．2％、39．1％和18．0％這也說明了為什么遼源市的貧困發生率會如此之高。

為了進一步說明社會保障體系對減緩城市貧困的重要作用，我們按是否參與各種社會保險情況對個人分組，來比較他們的貧困發生率。從表6可以看出，參與各種社會保險的貧困發生率在3．6％～5．3％之間，而沒有被社會保險覆蓋的貧困發生率卻高達10．2％～14．7％，后者是前者的2～3倍。與平均水平比較，參與各種社會保險的貧困發生率遠遠低于平均水平，而未被社會保險覆蓋的貧困發生率都高于平均水平，基本養老保險、基本醫療保險和失業率保險的高出平均水平20％～50％。由于參與商業養老保險和商業醫療保險的人員比例很低，因此，沒有參與商業養老保險和商業醫療保險的貧困發生率與平均水平比較靠近。

四、收入轉移的雙重效應

我們可以把人均收入按其來源分解成四個部分：個人收入、公共轉移收入、私人轉移收入和社會轉移收入。其中，個人收入包括就業收入和財產收入；公共轉移收入包括養老金收入、失業保險收入和最低生活保障收入；私人轉移收入包括從子女和父母得到的饋贈收入；社會轉移收入包括政府和社會組織的臨時性補貼、社會救助、困難補助、以及其它社會轉移收入等。從收入轉移來看，個人收入可以看成是轉移前的收入，個人收入加上公共轉移收入、私人轉移收入和社會轉移收入可以看成是轉移后的收入，通過比較收入轉移前后的收入差距，則能夠觀察收入轉移對人均收入的貢獻作用。

表7報告了樣本城市的收入轉移及其構成情況。表了中是樣本城市的人均月收入，將其調整為年收入后與表1中城鎮人均可支配收入比較，可以看出兩者之間非常接近，說明我們的抽樣具有較好的代表性。與轉移后收入比較，14個城市的平均轉移收入比例為34．8％，只有深圳市、珠海市和襄樊市的轉移收入比例低于平均水平，其它11個城市都高于平均水平。在轉移收入中，來自公共轉移收入部分占66．9％，來自私人收入轉移和社會收入轉移部分分別只占13．7％、19．4％不過，轉移收入的構成在城市之間也有很大不同。例如，深圳市、大慶市的公共轉移收入在轉移收入中的比例都小于50％，而無錫市、自貢市、寶雞市、襄樊市、宜昌市的公共轉移收入都超過了75％。私人轉移收入比例和社會轉移收入比例在城市之間也有很大差異性。例如，深圳市的私人轉移收入比例高達36．2％，而宜昌市的私人轉移收入比例只有5．6％。大慶市的社會轉移收入比例超過44．4％，而宜昌市的社會轉移收入比例只有3．0％。從收入構成上看，公共轉移收入、私人轉移收入和社會轉移收入的三者比例是此消彼漲的，但是，這些收入轉移在反貧困中的角色是否也具有相互替代的作用，本文將在第五部分詳細討論這個問題。

在公共收入轉移中，絕大部分的貢獻來自養老金收入。從14個城市平均水平看，養老金收入占公共收入的93．9％，失業保險收入和最低生活保障收入分別占公共轉移收入的3．1％、3．0％。深圳市和珠海市作為新興城市，城市人口年齡結構年輕，來自養老金收入較少，這是兩個城市的收入轉移對人均收入貢獻相對較低的原因。襄樊市的人口年齡結構與樣本整體分布相似，但該市的基本養老保障覆蓋率較低，這也使得來自養老金的收入低，影響到對人均收入的貢獻作用。同樣的解釋也適用于其它城市。

從反貧困角度看，四種來源收入反映了四個方面的能力建設。個人收入體現了家庭或個人抵御風險的能力。如果一個人有較高的人力資本和就業能力，那么，他陷入貧困的可能性就大大降低。私人收入轉移反映了一個人擁有的社會資本狀況。當遭受外部風險和沖擊時，如果一個家庭和個人能夠從其親戚朋友獲得幫助，這樣，也能夠比較容易地渡過困難時期。公共收入轉移是一種正式的提供社會保護的收入支持體系。在家庭和個人缺乏足夠的能力應對各種風險時，這種正式的收入支持體系對緩解貧困將發揮著極其重要的作用。社會收入轉移是一種臨時性的提供社會保護的收入支持體系。這種形式的收入轉移往往只發揮著“救急不救貧”的作用，它不像公共收入轉移是一種制度性的安排，往往具有暫時性的特點。

通過比較收入轉移前后的貧困發生率，顯示了不同類型收入轉移的減貧效應。按照減貧效果由高到低排序，公共收入轉移的減貧效果排在第一位，遠遠大于私人收入轉移和社會收入轉移的作用。在收入轉移之前，14個城市平均的貧困發生率高達33．8％，包含了公共收入轉移之后的貧困發生率下降到12．7％，減少了21．1個百分點。社會轉移收入的減貧效果排在第二位，包含了社會轉移收入的貧困發生率下降到30．6％，減少了3．3個百分點。私人轉移收入排在最后，包含了私人轉移收入的貧困發生率下降到31．0％，減少了2．8個百分點。私人收入轉移和社會收入轉移在減貧效果上基本接近。由于不同的轉移收入對減貧具有疊加效應，我們無法根據不同來源的收入對貧困進行分解。不過，我們可以將這些不同來源的收入累加之后，觀察其總體效應。將不同來源收入與個人收入相加得到轉移后收入，含有所有轉移后收入的貧困發生率為9．7％，比轉移前收入的貧困發生率降低了24．1個百分點。

表8詳細報告了收入轉移對不同城市的減貧效果。由于深圳市具有較高的個人收入，收入轉移的減貧作用并不明顯，收入轉移前后的貧困發生率只下降了4．5個百分點。珠海市收入轉移的減貧效果也較低，收入轉移前后的貧困發生率下降了12．3個百分點。其它12個城市的收入轉移減貧效果極為顯著，收入轉移前后的貧困發生率都下降了20個百分點以上。其中，無錫市、自貢市、撫順市、銅川市、宜昌市的收入轉移前后貧困發生率都下降了30個百分點以上。在收入轉移對減貧貢獻中，絕大部分來自公共收入轉移。

我們還計算了貧困人口的脫貧時間，來進一步觀察收入轉移對緩解貧困的重要作用。脫貧時間是假定經濟處于穩定增長條件下，給定貧困人口的收入增長率，計算貧困人口需要花費多少年份才能越過貧困線，徹底告別貧困。作為測定經濟增長對貧困影響的一個指標，Morduch(1996)提供一個計算貧困人口總體的平均脫貧時間的計算公式如下：

在上述公式T_g中，代表貧困人口總體的平均脫貧時間，t_i代表每個貧困個人的脫貧時間，2代表貧困線，y_i代表每個貧困人口的收入，g代表收入增長率，代表人頭指數，μ^o/t代表貧困人口收入的幾何平均值，＼代表樣本數量，q代表貧困人口數量，i代表每個貧困人口。

脫貧時間假定在一個理想的經濟增長條件下，所有貧困人口都按照某一個給定的速度保持收入增長。盡管在現實中這種理想的條件并不存在，不過脫貧時間也給出了收入增長對消費收入貧困的重要意義。表9報告了兩種增長率條件下，樣本城市貧困人口在收入轉移前后所需要的平均脫貧時間。從表9可以看出，6％收入增長率是3％收入增長率的兩倍，這樣，計算出來的脫貧時間差距也剛好相差兩倍。如果按照3％收入增長來比較，收入轉移之前14個城市的平均脫貧時間需要15年，收入轉移之后的平均脫貧時間只需要5．2年。如果按照6％收入增長比較，收入轉移之前14個城市的平均脫貧時間需要7．5年，收入轉移之后的平均脫貧時間只需要2．6年。

1996年到2004年，城鎮居民人均可支配收入保持了年平均8．0％的增長速度。如果按照這個速度計算，那么，中國城市貧困人口將會在很短的時間內擺脫貧困狀態。但是，收入增長在個人之間是非常不均衡的。對于貧困人口而言，由于失業打擊和處于勞動力市場的競爭劣勢地位，收入增長速度往往很低，他們擺脫貧困需要花費很長時間，長期處于持久貧困狀態。例如，在表9中，遼源市失業率最高，按照3％收入增長率計算，它的貧困人口脫貧時間需要22年。因此，在反貧困政策中，我們更需要關注如何采取積極的勞動力市場政策，促進貧困人口提高就業能力，實現貧困人口的收入保持較快增長速度。

收入轉移是一種收入再分配過程。收入轉移對貧困的影響在于收入轉移的方向。如果從窮人向富人轉移一筆收入，一定會加劇貧困。反過來，如果從富人向窮人轉移一筆收入，將會減少貧困。這也稱作不平等測定中的收入轉移公理。上述收入轉移實際上是通過收入分配改變來對貧困發生影響。如果僅僅發生上述單向收入轉移，那么，對收入分配的影響結果是顯而易見的。這相當于洛綸茲曲線向左或者向右移動。不過，如果上述兩種情況同時發生，即通常所講的累進性收入轉移和累退性收入轉移，那么，洛綸茲曲線會相互交叉。這時，就需要通過具體測定基尼系數來觀察收入轉移對不平等的影響。

收入轉移、特別是公共收入轉移對中國城市貧困具有顯著的減貧作用。那么，收入轉移是如何影響城市收入分配的呢?我們可以按照收入來源分解基尼系數，并觀察收入轉移對城市收入分配的作用。一般來講，分解基尼系數的公式(Lerman and Yitzhaki，1985；Stark，et．a1．1986)如下：

在上述公式中，G代表基尼系數，RL代表第K個收入來源與人均收入的基尼相關系數，G_k代表第K個收入來源的基尼系數，s_k代表第K個收入來源的比例，K代表收入來源。

我們還可以計算不同收入來源邊際變化對總體基尼系數的影響。計算公式如下：

利用上述計算公式分解的基尼系數結果見表10。14個城市計算的總體基尼系數為0．525，明顯高于薛進軍和魏眾(2004)的估計結果。從城市來看，深圳市基尼系數最高，為0．513，本溪市最低，為0．289，珠海、大慶、鶴崗、遼源、襄樊、宜昌6個城市的基尼系數超過0．4，無錫、自貢、撫順、錦州、銅川、寶雞6個城市的基尼系數在0．32到0．40之間。遼源市的基尼系數在14個城市中處于第二位，遼源市的貧困發生率和失業率在14個城市中列第一位。因此，遼源市是高失業率、高貧困發生率和收入分配嚴重不平等的一個典型代表。

在表10中，各個城市的基尼系數小于所有城市的總體基尼系數，這說明了城市之間的收入才；平等程度大于城市內部的收入不平等程度，城市之間的收入差距更加顯著。從收入來源對總體基尼系數貢獻看，個人收入對不平等的貢獻最大，達到79．5％；其次為公共轉移收入，為9．7％；第三是社會轉移收入，為6．3％；最后是私人轉移收入。為6．3％。不過，不同收入來源對基尼系數的貢獻在城市之間具有顯著差異。個人收入較高和經濟增長較快的城市，人均收入對基尼系數的貢獻作用大；相反，人均收入較低和失業率較為嚴重的地區，公共轉移收入對基尼系數的貢獻作用明顯增加。例如，深圳市個人收入對其基尼系數的貢獻作用為89．3％，公共轉移收入對其基尼系數的貢獻作用只有2.8％。遼源市個人收入對其基尼系數的貢獻作用為53．4％，公共轉移收入對其基尼系數的貢獻作用達到32．4％。

從收入來源變化對總體基尼系數的影響來看，個人收入的邊際效應為0．092，公共轉移收入的邊際效應為－0．094，私人轉移收入和社會轉移收入的邊際效應均為0．001。也就是講，個人收入來源變化將會增長總體的基尼系數，而公共轉移收入變化將會降低總體的基尼系數。分單個城市來看，公共轉移收入變化在11個城市中都呈現出降低基尼系數的作用，而個人收入變化在6個城市起到降低基尼系數的作用，私人轉移收入變化在5個城市起到降低基尼系數的作用，社會轉移收入的變化只在4個城市起到降低基尼系數的作用。由此可見，公共收入轉移作為一種正式的提供社會保護的手段，確實在中國經濟轉型過程中起到了調節收入再分配的積極作用。

五、收入轉移的瞄準效果

如果將公共收入轉移作為政策手段，那么，我們需要把這些政策執行過程分解為兩個階段：一是政策的瞄準目標，二是政策的瞄準結果。通過對這兩個階段的執行過程分析，我們可以尋找政策執行過程中是否存在問題，以提高和改善政策的運作效率。同時，我們還需要考察在執行公共政策過程中公共收入轉移和私人收入轉移之間的相互關系，回答公共收入轉移是否存在著擠出作用。

為了考察政策的瞄準目標，我們可以假定公共轉移收入是轉移前收入的函數。這里面的一個基本假定是，如果公共轉移收入的瞄準目標是針對低收入人口和貧困人口，那么，個人的轉移前收入越高，獲得的公共轉移收入應該越少。也就是講，公共轉移收入與轉移前收入之間存在一個負相關關系。

本文將不同的人均轉移收入的對數作為因變量，人均轉移前收入的對數作為自變量，得到的回歸結果見表11。人均公共轉移收入和人均私人轉移收入都與人均轉移前的收入呈負相關關系，人均社會轉移收入卻與人均轉移前呈正相關關系。從人均公共轉移收入構成部分來看，人均養老金收入、人均失業保險收入、人均低保轉移收入都與人均轉移收入呈負相關關系?；貧w方程(1)到(4)和回歸方程(6)的回歸系數都達到1％的統計顯著水平，回歸方程(5)中的回歸系數也達到10％的統計顯著水平。這種結果說明公共轉移收入在政策瞄準方向上是針對著低收入人群。

表11中回歸方程(7)是用來檢驗不同收入轉移之間的相互關系。從回歸結果可以看出，在控制了人均轉移前收入水平之后，公共收入轉移和私人收入轉移之間并不存在替代關系。私人轉移收入的回歸系數雖然為負值，但統計結果并不顯著。不過，公共收入轉移和社會轉移收入之間卻存在著互補性。由于社會轉移收入與轉移前收入之間存在正相關關系，以及社會轉移收入的臨時性特點，這種形式收入轉移在瞄準目標上的效果并不好。

即便公共收入轉移在瞄準目標上是針對低收入的人群，但作為治理貧困來講，我們還需要進一步把生活在貧困線以下的人口甄別出來。只有確保這個過程是有效的，才能把有效扶貧資源用到“刀刃上”，最大限度地發揮公共收入轉移的減貧作用。由于養老、醫療和失業保險的覆蓋率不高，城市家庭和個人在遭受失業和收入沖擊時，就很容易陷入貧困。同時，較低的失業保險覆蓋率也加大了對最低生活保障體系的壓力。

不過，最低生活保障制度作為治理城市貧困的最好一道防線，它在甄別城市貧困人口上仍需要做出很大的改進，才能扭轉目前對貧困人口的較低瞄準效果。在表12中，盡管獲得低保的家庭占所有家庭比例為9．0％，但城市貧困家庭獲得最低生活保障的只占貧困家庭的30．1％，而非貧困家庭獲得最低生活保障占其比例達到6．9％。由于貧困，一些家庭沒有主動向政府和社區組織提出申請低保援助，而積極主動向政府和社區提供申請低保援助的比例平均只有3．4％，從提高申請中實際獲得的比例只有一半。

六、結論

從總體上看，中國城市貧困問題比較嚴重。本文利用14個城市調查資料的測定結果表明，城市貧困發生率在10％左右。高失業率和社會保障體系不完善是造成城市貧困問題惡化的重要原因。貧困問題并不與城市規模、經濟水平和地理區位有較強的關聯性。城市之間的貧困發生率差異性在很大程度上可以用收入增長、失業率和社會保障體系覆蓋狀況來解釋。

收入轉移、特別是公共收入轉移對減緩城市貧困和收入不平等具有顯著作用。公共收入轉移能夠將貧困發生率降到12．了％，比收入轉移前的貧困發生率減少21．1個百分點。城市收入分配問題非常嚴重，14個城市的總體基尼系數高達0．525。城市收入分配不平等來自城市之間和個人之間的收入差距擴大。公共轉移收入變化對總體基尼系數的邊際效應為-0．094，說明公共轉移收入能夠起到降低城市收入不平等的政策效果。由于養老金收入占公共轉移收入的94％，公共收入轉移的減貧效應和再分配效應主要來自養老金收入轉移。

確保貧困家庭收入持續增長是貧困家庭和人口擺脫貧困的關鍵措施之一。在快速經濟增長過程中，通過擴大和促進就業，是推動貧困人口分享經濟增長成果的積極勞動力市場政策。與此同時，鑒于社會保障體系的覆蓋率仍不高，以及最低生活保障制度在有效甄別貧困家庭上存在著問題，完善社會保障體系對治理城市貧困也具有非常重要的意義。