作者：王朝明马文武
中国人口·资源与环境 2015年01期
中图分类号F061.3 文献标识码A 文章编号1002-2104(2014)10-0094-10 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2014.10.014
长期以来，我国政府和学界一直对农村贫困较为关注，而相对忽略了城市贫困。在计划经济体制下，由于城市人口在国家的统筹福利制度安排下，享有全面的就业、养老、医疗、住房保障，城市贫困还未进入人们的视野。改革开放后，特别是上世纪90年代增量改革转入存量改革，开始对国有企业内部“富余人员”实行“下岗分流”等措施的企业重组，有部分“下岗”人员失去生活来源，靠政府救助维持生活，城市贫困问题开始显现。而后伴随着工业化和城镇化进程加速，由城市扩容对农村土地征用所致的“失地农民”、农村剩余劳动力转移进城打工的“农民工”等组成的群体中，部分人员并未享有城镇化发展的既有成果，反而使得城市贫困出现了有别于以往民政救济的贫困——以“三无”(无法定人供养者、无劳动能力、无生活来源)为特征[1]，从而表现出“新城市贫困”，有的新城市贫困人口(如失地农民、农民工中的贫困者)则表现出新“三无”问题：无农地、无保障、无就业岗位。这样城市贫困问题逐渐显化、放大，城市贫困群体的构成也呈现多元化现象，与此同时，学界也开始关注城市贫困问题。
1 文献综述
从文献看，国内外现有对贫困问题不乏高水平的研究，从内容看主要从经济(收入)增长与收入分配同贫困关系方面展开。
1.1 经济(收入)增长与贫困
一些学者认为经济增长会自动惠及包括穷人在内的所有成员，或者说经济增长是消除贫困的决定性因素，政府应该致力于发展经济而不应过多关注于分配政策。如Kuznets[2]提出经济发展中人均收入与分配状况之间呈现出倒“U”曲线关系变化规律，因此，只要经济发展到一定水平，收入状况会自动改善，从而贫困得到缓解。Bhalla、Surjit也认为经济增长在减少贫困中起决定性作用。Dollar、Kraay[3]通过137个国家面板数据研究证明了经济增长是减少贫困的决定性因素。夏庆杰、宋丽娜、Appleton S[4]对中国1988-2002年城市贫困的研究认为，缓解城市贫困的动因几乎是经济的增长，而不是收入分配的作用。但上述结论却饱受质疑。很多学者认为经济增长作为减贫的有力武器有赖于经济增长性质及初始收入分配状况。Kakwani、Pernia[5]认为经济增长虽然是贫困减少非常重要的因素，但不能解释贫困下降的大部分。Ravallion[6]，Deininger、Squire[7]，Bourguignon[8]，Chen、Ravallion[9]研究均认为初始收入分配不平等程度是影响经济增长减贫效果的重要因素，若不重视收入不平等状况，穷人可能会陷入无止境的贫困陷阱，因此他们认为经济增长只是减少贫困的必要不充分条件，必须关注收入分配才能更好发挥经济增长减贫作用。
1.2 收入分配与贫困
也有很多学者同意经济增长对减少贫困的意义，但觉得收入分配对减少贫困的作用尤其应加以重视。Datt、Ravallion[10]通过对巴西和印度的研究发现，虽然经济增长很重要，但是收入再分配明显减少了印度的贫困。正如林伯强[11]指出的，如果不重视收入分配状况，任由其恶化，即使经济增长，也可能出现增加贫困后果。罗楚亮[12]研究也发现，如果经济增长过程中收入差距扩大表现为低收入人群收入的衰退，甚至有可能出现经济增长与贫困程度上升并存的状态。陈立中[13]运用贫困分解法和贫困弹性的动态特征，发现收入水平越高，贫困越有可能与收入不平等联系在一起，因此建议农村今后反贫困政策重点应从促进收入增长转为改善收入分配为重点的社会保护式扶贫。许启发、蒋翠侠、刘玉荣[14]对贫困通过Shapley分解，发现收入增长能显著减少贫困，而收入差距扩大会累及减贫效果。
1.3 经济(收入)增长、收入分配与城市贫困
相对于农村贫困研究，中国城市贫困研究起步要晚些。近年很多学者也开始对中国城市贫困从收入增长与收入分配两方面进行研究。张莹、万广华[15]对1998年我国城市贫困的地区差异进行研究，发现城市贫困率地区差异主要取决于收入水平，同时很大程度上又受到收入分配的影响；夏庆杰、宋丽娜、Appleton S[4]发现，收入不平等趋于稳定后，不论把绝对贫困线确定在哪里，1988-2002年时期内中国城镇贫困都在显著减少；国锋[16]通过对上海经济增长与城市贫困关系研究，发现1985-1999年间经济增长具有亲贫性，但2000年之后由于收入不平等的加剧，使相对贫困整体趋势日益严重；姚毅、王朝明[17]和高云虹、刘强[18]认为中国经济高速增长缓解了城市的绝对贫困，但收入不平等的恶化使相对贫困凸显；同时高云虹、刘强[18]还发现收入不平等越严重，经济增长对城市减贫作用越弱。从这些对中国城市贫困的研究文献看，不管其将研究空间范围限定于何处、时间范围如何选取、研究方法有何差异，都说明城市贫困的增减变动既与经济增长相关，又与收入分配状况密不可分。
然而我们认为对城市贫困的研究仅从经济(收入)增长和收入分配层面还不够全面，城市贫困毕竟是与城镇化进程有着天然联系的产物，尤其在城镇化加速发展的阶段，城市人口的收入及分布状况与城镇化发展状况越来越紧密相关。故对城市贫困的研究如果撇开城镇化因素不顾是不完整的，因而研究范围还需拓展。本文主要利用贫困要素分解方法，研究城镇化水平及其在各地区的分布状况对城市贫困的影响，这既是对于城市贫困研究的补充和完善，同时也有助于从城市贫困角度反思我国现有城镇化发展中的问题，从而为新城镇化道路提供理论与实践的视阈。
2 贫困分解方法及其拓展
2.1 贫困分解方法的基本思维
虽然学界长期以来围绕经济(收入)增长和收入分配两个方面展开贫困研究，也试图搞清经济增长和收入分配到底哪个对于减少贫困更为重要，遗憾的是这个问题始终不能达成共识[3]。从理论上讲，经济(收入)增长和收入分配在一定条件下，任何一个方面的变动都可能对贫困产生影响。如果在贫困线不变的前提下，同时假定不平等状况不变，经济增长使得贫困线以下的人收入超过贫困线，则贫困水平将会下降；另外保持经济(收入)增长不变，改变收入分配状况，如将贫困线以上较高收入者收入部分转移到贫困线以下一些人员手中，使得其收入超过贫困线，则贫困水平同样会下降。前者称为贫困变动的收入效应，后者称为贫困变动的分配效应，而一般情况下，贫困的变化中这两种效应同时存在，这种思想可以从图1体现出来。
图1 贫困变化的收入效应和分配效应
Fig.1 Growth effects and distribution effects on the change of poverty
2.2 贫困按要素分解方法简介
按照上述理论，经济学者从数学方法上对贫困进行了收入效应和分配效应的定量分解。在贫困线(用z表示)给定条件下，贫困水平(用P(Y，z)表示)由整个考察区人口的收入及其分布决定，收入分布用Y(μ，L)表示，其中μ为均值，L为离中趋势或洛伦兹曲线，故贫困水平可表示为P(μ，L，z)。则0-t时期的贫困变化量可表示为：
Datt、Ravallion[19]较早采用分解方法，将两时期贫困的变化量分解成收入效应和分配效应，但是Datt-Ravallion分解法分解不完全，对时间参照点选择也具有随意性，之后Shorrocks[20]使用Shapley分解法，有效地弥补了Datta-Ravallion分解方法缺陷，其推导的理论基础是合作博弈理论，推导结果为如下公式：
万广华、张藕香[21]将贫困分解方法进一步推进，把贫困及其变化分解到经济活动中的生产要素上，考察哪些要素投入的变化或要素分配的变化引起贫困的上升或下降，这不仅从动态上可对贫困变化进行分解，还可从静态上对贫困水平进行分解。
将贫困按要素进行分解是通过收入函数将二者联系起来的，假定有两种生产要素(可以推广到多种)和用于生产Y，函数关系为Y=f(，)，则贫困水平可表示为P(，)(假设贫困线z不变，在表达式中可省去)；故两时期贫困变化为：
此时贫困变化则是由要素变动引起的，然后可按照Shapley分解法分解到要素和的收入效应和分配效应贡献上。
如果仅从一个时期点来对贫困水平按要素贡献分解，便是从静态来考察贫困。其思想主要是：把贫困分解到要素短缺和要素分配不均两个方面上，当要素在所有成员之间平均分配时呈现出的贫困，必然是由要素短缺造成的，称为要素短缺所致贫困，而现实世界中实际的要素分配造成的贫困与要素短缺所致的贫困之差就是要素分配不均所致的贫困。
如果能够通过对要素的再分配而消除贫困，则要素短缺所致的贫困就为0，就没必要对要素短缺所致的贫困进行分解了，通过后面的分解可知，我国的贫困是可以通过要素的再分配得到缓解，几乎可以不考虑要素短缺所致的贫困，限于篇幅，在此不再介绍要素短缺所致贫困分解的方法。
2.3 贫困水平变动的弹性度量法
另一种考察要素对贫困变动的影响指标是弹性，这里要素对贫困变动的影响主要考察贫困对要素变动的收入弹性和分配弹性。贫困对要素变动的收入弹性是指保持某一要素洛伦兹曲线(L(P))不变，整个社会成员的该要素增长1％(也就是均值变动1％)，贫困程度将变动多大。仍以两要素为例，如要素，增长1％为，此时其洛伦兹曲线不变，则贫困对要素变动的收入弹性为：
贫困对要素变动的分配弹性是指保持要素的均值不变，但基尼系数增加1％，贫困程度变动多大。如要素Xi其均值不变，基尼系数增加1％，则变为，则贫困对要素变动的分配弹性为：
3 城镇化进程中城市贫困按要素分解分析
3.1 数据来源、相关变量及贫困测度
3.1.1 数据来源及变量说明
本文实证分析使用的数据来源于CHNS数据库，选取其中城市部分数据相关变量对城市贫困按要素分解。同时，本文涉及到的相关各省的城市化数据来源于《中国统计年鉴》和各省《统计年鉴》相关年份统计数据。由于调查对象在各年份存在着不连续性，在对所需相关变量进行匹配后，我们一共得到了4058个家户的观测值，其中1989年632个、1991年557个、1993年474个、1997年501个、2000年435个、2004年402个、2006年510个、2009年540个；辽宁441个、黑龙江489个、江苏480个、山东467个、河南457个、湖北475个、湖南544个、广西258个、贵州447个。在对要素进行分解之前，最重要的是要估计出一个收入产生函数，在估计收入函数中相关变量见表1。
3.1.2 贫困指标选取
本文对贫困测度涉及到如下指标：
(1)贫困发生率。该指标使用贫困人口占总人口的比重来测度贫困，其优点是能比较直观反映贫困发生的广度，且计算简便、易于理解、操作性强，因此仍广为使用，其计算公式为：
H=q/n
(6)
其中，q表示贫困人口数，n表示总人口数。
(2)贫困缺口指数。该指数通过考察贫困人口收入与所选定的贫困线之间的差距来测度贫困水平，其特点是能反映出贫困的强度。其计算公式为：
其中，q代表贫困人口数，z代表贫困线，为第i个人的收入。
(3)平方贫困距指数。Foster、Greer和Thorbecke[22]构造了一个通过对参数取不同值而得的指数族FGT。其中一个为平方贫困距指数，计算公式为：
不同贫困指标的选取对贫困考察的侧重点不相同，如贫困发生率H主要是直观反映贫困面的状况，但涵盖的信息量少，不能说明贫困人口的收入变动；收入缺口指数主要反映贫困发生的强度，但对贫困群体内部人员收入分布的状况反映不敏感；FGT指数反映的综合性最强，但缺乏直观的解释力。于是，后文将三种指标用来从不同维度分析城镇化与城市贫困关系。
3.1.3 贫困线的确定
贫困线的确定对于测度贫困水平至关重要，通常理论上将贫困线又分为绝对贫困线和相对贫困线，对于贫困的分解一般都使用绝对贫困线。迄今为止，我国还没有一个官方给定的城镇贫困线，现实情况是虽然各城市都制定了低保线，但低保线因各城市经济发展水平和政府财力差异而各不相同，也不能真实反映城市贫困水平。多数城镇贫困研究倾向于用以个人热量需求为基础的贫困线，但Khan[23]认为以此贫困线来研究城市贫困会因为贫困线过低而低估城市贫困水平；夏庆杰、宋丽娜、Appleton S[4]认为这种贫困线适合于农村地区和进行国际比较的研究，而对于生活水平日益提高的中国城市居民来说，这种贫困线也不适应，因而他们使用的是以每人每天2美元和每人每天3美元为标准，按照1985年购买力平价换算的贫困线来研究中国城镇贫困的变化情况。而世界银行把每人每天1美元(按1985年不变价格计算)作为贫困线来界定发展中国家的贫困。本文考虑到获取的CHNS数据为1980年代末到2009年的跨度数据，结合我国这段时间城市经济发展水平和收入实际情况，综合考虑已有的研究结果，我们认为选用每人每天2美元贫困线研究我国城市贫困较为合适。由于我们使用的CHNS数据库最近年份为2009年，我们再将其换算到2009年下的标准，2美元折算成人民币为每人每年2851.16元[4]。
3.2 城镇化与城市贫困指标分析
3.2.1 收入产生函数估计
本文利用CHNS家庭微观数据，对收入函数进行了估计，收入函数模型采用的是半对数函数形式：
上式中，f为线性函数形式。我们假设每一个个体的收入产生函数一样，可以对非平衡面板数据采用混合效应模型回归的方法估计参数，由于同一个个体在不同时期的扰动项之间可能存在自相关，为此，对标准差的估计使用聚类稳健的标准差，估计结果见表2。
表2中给出了除省份虚拟变量的所有系数估计值，可以看出，除了性别外，所有的变量符号都与预期的一样，但性别估计值很不显著。城镇化水平正的估计值，与城镇化能增加居民收入的理论一致；教育和教育平方、年龄和年龄平方都分别是正和负的估计值，与人力资本理论相一致；家庭人均资本存量系数为正的估计值，说明物资资本对收入增加有正向作用；家庭劳动力人口占比、工资获得者占比符号都为正，与收入理论一致。
3.2.2 贫困分解结果及相关分析
先根据CHNS数据测度各年贫困状况，测度结果见图2。从图可知，我国城市贫困的广度(贫困发生率)、强度(贫困缺口指数)以及贫困的综合情况(FGT2)在1980年代末都处于低位，从1990年代初开始进入上升阶段，特别是贫困发生率上升速度比较快，在1997年达到最高值3.6437％，从1989年到1997年8年年均增长约为0.4427％，这可能与这一段时间我国经济体制转型深化，国有企业改革进入攻坚克难，大量企业职工下岗失业息息相关；贫困发生率趋势在1997年后有所下降，但是贫困缺口指数和贫困的综合情况却一直恶化，贫困缺口指数在2000年后更有加速的趋势，表明贫困强度在不断增加，贫困的综合情况也不容乐观。这说明上世纪90年代中后期以来，政府通过实施“再就业工程”、“城市居民最低生活保障制度”、“失业救济制度”等治贫的政策措施使城市贫困发生面得到有效遏制，但因扶贫标准偏低，加上城镇化过程中某些制度门槛致使贫困人口的漏出，如城镇化发展中仍然固化的城乡二元结构使得由农村向城市转移的贫困人口，得不到城市扶贫制度的覆盖而落入城镇化进程中的贫困陷阱，加之收入不平等的恶化，促使城市贫困程度仍在深化。
3.2.2.1 城市贫困的静态分解
为了考察城镇化与贫困的关系，在上面收入函数估计的基础上，将城镇化水平视为收入的要素，通过对贫困按要素分解，研究城市贫困与城镇化水平的关系。
本文贫困分解发现，当对所有收入要素平均分配后，贫困消失，也就是说我国城市贫困的短缺成分为0，即贫困均为要素的现实分配状况所致。因此，从静态分解各年城镇化对贫困的贡献，就表现为城镇化对贫困的分配效应，分解结果见表3。从表3可以发现城镇化水平对城市贫困分配效应中，对贫困率的分配效应表现为负值，对贫困缺口指数和FGT2的分配效应除在2006年和2009年的分配效应为正，分别为1.0931、2.8996和0.6123、0.8706，其余年份为负值，且从整体上看，对三种指标分配效应大致出现绝对值逐渐变小的趋势。这些信息表明城镇化水平各省的分布现状(相较于城镇化水平在各省的绝对分配)，在城市贫困广度上有减贫效应，但减贫作用在减弱；同时对城市贫困的强度和综合状况上先具有减贫效应，后逐渐转化为增贫效应，减贫作用衰减更快，最终演变成了增贫效应。这说明长期以来我国城镇化对城市贫困面还是有明显缓贫作用，如果按照各省城镇化绝对相同的水平发展，便会带来日渐增加的城市贫困率。这就意味着从全国来讲，实行有水平差别的城镇化发展对减轻贫困程度是有利的。但是综合上述减贫效应的各年发展趋势看，各年城镇化水平对缓解城市贫困作用却越来越弱，强度指标和综合指标的分配效应在2006年和2009年变为正值，说明2006年和2009年这两年的城镇化水平分布状况增加了城市贫困的强度，对城市贫困的综合状况也有恶化作用。因此，从城市反贫困的角度来讲，需要考虑各省城镇化水平的协调问题。
图2 贫困发生率、贫困缺口率与FGT2折线图(1989-2009年)
Fig.2 Curve of poverty incidence ratio,poverty gap ratio and FGT2(1989-2009)
注：本文采用的是每天2美元作为贫困线计算各贫困指标，图中折线代表的三种指数都经过了扩大处理，贫困发生率扩大了100倍，表示为百分比，贫困缺口指数扩大了100倍，FGT2扩大1000倍，各指标在后文均按此处理，不再说明。
从贫困视角审视各省城镇化水平的协调，核心的思想是在坚持以人为本的城镇化发展方向下，推动大中小城市和小城镇的协调发展，注重产业与中小城镇融合发展，促使城镇化与新农村建设互动优化。具体讲在城镇化的进程中，城镇化水平在各省之间及其大中小城市和小城镇的分布结构，对贫困状况的效应要有利于缓解城市贫困，既不能出现因城镇化水平在各省的绝对均匀分布导致城市贫困程度加深，也不能任由各省城镇化水平差距拉大而最终对于城市减贫不利，故要保持各省城镇化水平的协调发展，这样必须优化当前城镇化水平空间分布格局，这是当前推进新型城镇化发展具有全局意义上的战略举措。
3.2.2.2 城市贫困的动态分解
从城市贫困的动态分解角度，可以考察城镇化水平对于城市贫困变化的贡献大小。城镇化水平变动对城市贫困变化的贡献可以分解成城镇化的收入效应(用E表示)和城镇化的分配效应(用R表示)，二者之和就是城镇化水平变动对城市贫困变化的总效应(用T表示)，具体分解结果见表4。
从总效应看，将表中T对应的值绘制曲线(见图3)进行分析，城镇化变化对城市贫困广度(H)和贫困强度(缺口指数)变化的总效应均处于减贫的状况，但减贫力度却呈现逐渐变大后缓慢变小的“V”型轨迹。也就是说从城市贫困广度(H)来看，在1989-2000年，城镇化变化的减贫贡献总体上不断增强，而2000年之后，城镇化的减贫效应开始下降，在1997-2000年时段达到最大值-5.8656之后开始下降，到2006-2009年时段变为-0.1310，下降幅度明显；从城市贫困强度变化来看，城镇化变化的总效应也均是减贫效应，但在各时期段起伏较大，基本上表现出先逐渐变大后缓慢变小轨迹，减贫效应在1997-2000年时段达到最大值，为-12.9725，之后开始下降，到2006-2009年时段为-3.8801。对城市贫困综合指标FGT2分析来看，其减贫的总效应呈现出波浪式的衰减趋势，在2006-2009年时段对贫困综合指标变化效应变为正值0.2236，说明城镇化对城市贫困综合状况影响在最后由减贫效应变为增贫效应了。但从总效应中我们还不能判明城镇化的收入效应和分配效应在其中扮演怎样角色，还需从结构上分析总效应中的收入效应和分配效应状况。
将城镇化水平变动对城市贫困变化的分配效应(R)绘制曲线图(见图4)，与图3比较，发现对贫困变化总效应的波动规律与分配效应的波动规律大体一致，而总效应等于分配效应加上收入效应，说明总效应的波动变化是由于分配效应波动变化引起的，也从侧面反映出城镇化在全国的合理布局和城镇化水平的协调，对于城市贫困变化的影响至关重要。
从分配效应的作用看，城镇化水平变动对城市贫困广度(H)变化的分配效应在1989-1991年、1991-1993年、1993-1997年均为正值，分别为0.0821、0.0636、0.0458，但有逐渐减小的趋势，在1997-2000年和2000-2004年均为负值，分别为-2.4243、-1.1420，之后再次回到正值，在2004-2006年、2006-2009年，分别为0.0582、0.0698。这一“V”型变化轨迹说明(见图4)，在控制由城镇化增长水平变动影响城市贫困变动前提下，纯粹从城镇化水平的分布变动与城市贫困变化的相关性来分析，城镇化水平的分布在1989-1991年、1991-1993年、1993-1997年的各时期均增加了城市的贫困面，但是这种增贫作用是在逐渐变小，到1997-2000年和2000-2004年其作用转变为缓解城市贫困面，反映出的特征事实是从上世纪80年代末到本世纪初，在适应市场经济的社会保障体制建设滞后的情况下，上世纪90年代伴随国企改革深化而不断涌现的下岗失业人群显化了城市贫困，当针对这种城市贫困的治理政策力度加大之后，贫困面有所缓和；但90年代中后期急速推进的城镇化进程中，大量失地农民和“农民工”入城，又使缓和的贫困面再度紧张起来。
城镇化中的城市贫困强度的分配效应较之城市贫困广度的分配效应虽然变化趋势大致相同，但前者要比后者变化快些，在1989-1991年和1991-1993年的各时期城镇化水平变动在加深城市的贫困强度，但这种恶化效应表现为递减，到1993-1997年和1997-2000年的各时期开始有利于缓解城市贫困度强度，在2000-2004年又进入了城镇化水平分布对城市贫困强度变动的恶化效应中；同样，城镇化水平变动对城市贫困综合指标变化的分配效应一开始在较长时期处于减贫效应中，但在2004-2006年和2006-2009年的各时期却进入恶化效应阶段。此状况反映的客观事实是，在2000年前各省城镇化水平分布协调性基本向好，但是好景不长，在经历2000年前两个时期对贫困强度的减贫效应后，到2000年特别是2004年以来，各省城镇化水平的协调性越来越低，出现了城镇化水平分布加深城市贫困强度变动的恶化效应，这一变化大概与我国2000年后房价开始飙升、城市急剧扩容、不合理征地制度有很大关系。在2000年后，由于房价飙升，土地财政滥觞，激励各省城市热衷于圈地造城，相互之间攀比城镇化速度、城镇化规模，而忽视了相互之间城镇化水平的协调问题。同时，在2004年后新一轮城镇化浪潮中不少省市不遗余力地盲目造城，将农民土地征用之后再出让获得土地出让金，大搞开发区、工业园区、商品房住宅区，但这些项目相当部分并未聚集产业和人气，形成所谓“空城”、“空楼”、“空园区”；而大量被征地农民沦为失地农民“被城镇化”，他们在征地过程中没有得到合理的补偿，涌入城市自谋生路，加之数以万计的民工流向城市谋寻就业岗位，这些群体又很难分享到城市公共福利发展的成果，结果会产生大量劳动力转移的失业人员和低收入群体，加深城市的贫困程度。
图3 城镇化对城市贫困变化总效应折线图(1989-2009年)
Fig.3 Curve of the total effect of urbanization changes on the urban poor(1989-2009)
图4 城镇化对城市贫困变化的分配效应折线图(1989-2009年)
Fig.4 Curve of distributional effects of urbanization on urban poverty changes(1989-2009)
从城镇化的收入效应(或收入效应E)绘制的曲线看，(见图5)，城镇化水平变动对城市贫困三种指标变化的收入效应(除了对城市贫困综合指标的变化在1993-1997年的各时期为正值表现为增贫效应)均在0值以下，说明在没有城镇化水平分布协调恶化情况下，推进城镇化进程，促进城镇化水平提高，对城市减贫是有利的。从前面的分析可知，在相当程度上，城镇化水平变动对城市贫困变化的总效应在一些时期表现为减贫效应，都是城镇化收入效应的功劳。之所以城镇化收入效应长期以来起着减贫作用，可能与伴随城镇化过程中我国经济长期高速增长息息相关。我国城镇化水平的提高并不单单是实行大规模人口迁移政策造成的，而主要是基于城市经济发展的“引力”和农村经济发展的“推力”的结果，是有经济实力支撑、基本遵循城乡人口迁移规律的城镇化，这种城镇化的进程，是能给城市人口包括城市弱势群体带来增加收入的机会的。但是我们也应看到，城镇化收入效应的这种减贫作用最终有向0收敛趋势，说明如果依靠目前盛行的圈地造城来提高所谓的“城镇化”速度，其减贫力度势必衰弱。因此，调整各地城镇化水平分布结构，将城镇化水平变动对城市贫困动态变化的总效应转变为主要依赖于其中的分配效应，这是今后新型城城镇化发展的一个重要选择。
图5 城镇化对城市贫困变化的收入效应折线图(1989-2009年)
Fig.5 Curve of growth effects of urbanization on the changes of urban poverty(1989-2009)
3.2.2.3 贫困分解的弹性分析
对城市贫困分解的弹性分析是从另一个角度动态分析城镇化变动与城市贫困变化的关系。为了判定弹性对贫困影响的方向(是减贫还是增贫)，保留了弹性的符号。先从城镇化的收入弹性看，从图6可以看出，贫困广度、强度、综合的弹性在考察的各时期段基本为负值，说明城镇化每增加1个百分点，不论是从贫困的广度、强度、还是综合状况方面都会引起贫困的下降。从弹性大小看，对贫困广度的弹性在0值以下平稳向0值收敛，贫困的强度弹性波动性较大点，但最终也有向0收敛的趋势，同时贫困综合状况指标向0收敛趋势也很明显，反映出城镇化增加一个百分点，引起城市贫困下降一百分点的能力减弱，说明按照我国现在这样的城镇化继续发展下去，其对城市人口的减贫作用在衰减，最终可能会消失甚至变为增贫效应，值得警惕。在这种情况下，尤其要注意城镇化水平在各省的分布协调问题，增强发挥城镇化对城市贫困减贫的分配效应，才能弥补城镇化对城市贫困减贫的收入效应不断衰减的份额，使得城镇化对城市贫困的总效应为负值。
图6 城镇化对城市贫困的收入弹性折线图(1989-2009年)
Fig.6 Curve of income elasticity of urbanization on urban poverty(1989-2009)
图7 城镇化对城市贫困的分配弹性折线图(1989-2009年)
Fig.7 Curve of distribution elasticity of Urbanization on urban poverty(1989-2009)
再看城镇化对贫困的分配弹性，由图7可知，城镇化对贫困的广度、强度和综合的弹性大体上呈现出由正值到负值再到正值的“V”形变化趋势，说明从城镇化对城市减贫角度看，全国各地城镇化的空间分布协调性开始是趋好，在1997年和2000年达到极值，之后协调性开始下降，从2004年开始到2006年和2009年，其对城市贫困弹性表现为城镇化水平在各省分布的不均等程度加剧1％，会引起贫困百分比以递增方式变动，这和图4城镇化对城市贫困的分配效应反映出来的情形基本一致，二者相互印证。
4 结论与政策建议
本文介绍了对贫困按要素分解的方法，并将其引入到对城镇化与城市贫困关系的研究中，将城镇化看作一种收入要素，运用CHNS数据库，测度了城市贫困的广度、强度和综合状况，并通过城市贫困水平静态分解和动态分解以及分解的弹性分析，得出的结论主要有：
(1)从静态分解看，实行有水平差别的城镇化发展比保持绝对相同水平的城镇化发展对于城市减贫更有利，但同时要注意各地城镇化水平差别的“量”，从我国情况看，这种差别的“量”渐趋不合理，其对城市减贫的能量日渐衰竭，甚至加深某些贫困指标。
(2)从动态分解看，我国城镇化对于城市贫困的作用迄今为止大致经历了先减贫后增贫的过程，反映出我国城镇化的空间分布经历了一个由协调到不协调的变化，因而从城市反贫困角度看，我国现在城镇化水平各省分布状况有不合理之处；同时，在上世纪80年代末到2000年的城镇化过程中，城镇化对城市贫困变化的总效应主要为减贫效应，城市没有爆发大规模贫困人口现象，这要归功于城镇化水平变动对城市贫困变化的收入效应贡献，但2000年之后，城镇化对城市贫困变化减贫的收入效应趋弱，应由城镇化对城市贫困减贫的分配效应加以替代，这是新型城镇化的题中之议。
(3)弹性分析结论更加有力印证了对贫困动态的分解结果：城镇化水平的收入弹性反映了城镇化水平的增加会缓解城市贫困，但作用在衰减；城镇化水平的分配弹性结果表明城镇化水平在各地分布不平等增加1％引起贫困变化方向为先增贫，后减贫，再转为增贫。
这些结论对反思已有城镇化，推动新型城镇化以重要政策涵义启示：全面推进我国各地城镇化水平的提升，促进城镇化发展是降低城市贫困的有效途径；鉴于城镇化对城市贫困减贫的收入效应在衰减，且逐渐表现为增贫的收入效应，今后应将城市扶贫的着力点放在城镇化对城市贫困减贫的分配效应上，坚定不移地从“物的城镇化”转向“人的城镇化”，注重各省城镇化水平的协调，缩小区域差距的扩大，着眼全国布局，挖掘城镇化水平结构合理分布的减贫红利，释放出城镇化结构性调整的正能量；规范农村土地征用制度，保护被征地农户合理、合法的征地补偿，并对其实施可持续生计的多元保障机制，防止失地农民的贫困化；挖掘城镇化创造就业机会的能量，解决好农村转移劳动力在城市的就业生计问题，完善城乡社会保障制度，在住房、医疗、教育等公共服务上促进农民的市民化，使进城务工定居的农民工群体在城镇化进程中真正融入城市。
作者介绍：王朝明，西南财经大学经济学院教授，博导，主要研究方向为生态经济学、发展经济学、劳动经济学（四川 成都 611130）；马文武（通讯作者），西南财经大学经济学院博士生，主要研究方向为城镇化、人口资源与环境。
作者：王朝明马文武
中国人口·资源与环境 2015年01期
中图分类号F061.3 文献标识码A 文章编号1002-2104(2014)10-0094-10 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2014.10.014
长期以来，我国政府和学界一直对农村贫困较为关注，而相对忽略了城市贫困。在计划经济体制下，由于城市人口在国家的统筹福利制度安排下，享有全面的就业、养老、医疗、住房保障，城市贫困还未进入人们的视野。改革开放后，特别是上世纪90年代增量改革转入存量改革，开始对国有企业内部“富余人员”实行“下岗分流”等措施的企业重组，有部分“下岗”人员失去生活来源，靠政府救助维持生活，城市贫困问题开始显现。而后伴随着工业化和城镇化进程加速，由城市扩容对农村土地征用所致的“失地农民”、农村剩余劳动力转移进城打工的“农民工”等组成的群体中，部分人员并未享有城镇化发展的既有成果，反而使得城市贫困出现了有别于以往民政救济的贫困——以“三无”(无法定人供养者、无劳动能力、无生活来源)为特征[1]，从而表现出“新城市贫困”，有的新城市贫困人口(如失地农民、农民工中的贫困者)则表现出新“三无”问题：无农地、无保障、无就业岗位。这样城市贫困问题逐渐显化、放大，城市贫困群体的构成也呈现多元化现象，与此同时，学界也开始关注城市贫困问题。
1 文献综述
从文献看，国内外现有对贫困问题不乏高水平的研究，从内容看主要从经济(收入)增长与收入分配同贫困关系方面展开。
1.1 经济(收入)增长与贫困
一些学者认为经济增长会自动惠及包括穷人在内的所有成员，或者说经济增长是消除贫困的决定性因素，政府应该致力于发展经济而不应过多关注于分配政策。如Kuznets[2]提出经济发展中人均收入与分配状况之间呈现出倒“U”曲线关系变化规律，因此，只要经济发展到一定水平，收入状况会自动改善，从而贫困得到缓解。Bhalla、Surjit也认为经济增长在减少贫困中起决定性作用。Dollar、Kraay[3]通过137个国家面板数据研究证明了经济增长是减少贫困的决定性因素。夏庆杰、宋丽娜、Appleton S[4]对中国1988-2002年城市贫困的研究认为，缓解城市贫困的动因几乎是经济的增长，而不是收入分配的作用。但上述结论却饱受质疑。很多学者认为经济增长作为减贫的有力武器有赖于经济增长性质及初始收入分配状况。Kakwani、Pernia[5]认为经济增长虽然是贫困减少非常重要的因素，但不能解释贫困下降的大部分。Ravallion[6]，Deininger、Squire[7]，Bourguignon[8]，Chen、Ravallion[9]研究均认为初始收入分配不平等程度是影响经济增长减贫效果的重要因素，若不重视收入不平等状况，穷人可能会陷入无止境的贫困陷阱，因此他们认为经济增长只是减少贫困的必要不充分条件，必须关注收入分配才能更好发挥经济增长减贫作用。
1.2 收入分配与贫困
也有很多学者同意经济增长对减少贫困的意义，但觉得收入分配对减少贫困的作用尤其应加以重视。Datt、Ravallion[10]通过对巴西和印度的研究发现，虽然经济增长很重要，但是收入再分配明显减少了印度的贫困。正如林伯强[11]指出的，如果不重视收入分配状况，任由其恶化，即使经济增长，也可能出现增加贫困后果。罗楚亮[12]研究也发现，如果经济增长过程中收入差距扩大表现为低收入人群收入的衰退，甚至有可能出现经济增长与贫困程度上升并存的状态。陈立中[13]运用贫困分解法和贫困弹性的动态特征，发现收入水平越高，贫困越有可能与收入不平等联系在一起，因此建议农村今后反贫困政策重点应从促进收入增长转为改善收入分配为重点的社会保护式扶贫。许启发、蒋翠侠、刘玉荣[14]对贫困通过Shapley分解，发现收入增长能显著减少贫困，而收入差距扩大会累及减贫效果。
1.3 经济(收入)增长、收入分配与城市贫困
相对于农村贫困研究，中国城市贫困研究起步要晚些。近年很多学者也开始对中国城市贫困从收入增长与收入分配两方面进行研究。张莹、万广华[15]对1998年我国城市贫困的地区差异进行研究，发现城市贫困率地区差异主要取决于收入水平，同时很大程度上又受到收入分配的影响；夏庆杰、宋丽娜、Appleton S[4]发现，收入不平等趋于稳定后，不论把绝对贫困线确定在哪里，1988-2002年时期内中国城镇贫困都在显著减少；国锋[16]通过对上海经济增长与城市贫困关系研究，发现1985-1999年间经济增长具有亲贫性，但2000年之后由于收入不平等的加剧，使相对贫困整体趋势日益严重；姚毅、王朝明[17]和高云虹、刘强[18]认为中国经济高速增长缓解了城市的绝对贫困，但收入不平等的恶化使相对贫困凸显；同时高云虹、刘强[18]还发现收入不平等越严重，经济增长对城市减贫作用越弱。从这些对中国城市贫困的研究文献看，不管其将研究空间范围限定于何处、时间范围如何选取、研究方法有何差异，都说明城市贫困的增减变动既与经济增长相关，又与收入分配状况密不可分。
然而我们认为对城市贫困的研究仅从经济(收入)增长和收入分配层面还不够全面，城市贫困毕竟是与城镇化进程有着天然联系的产物，尤其在城镇化加速发展的阶段，城市人口的收入及分布状况与城镇化发展状况越来越紧密相关。故对城市贫困的研究如果撇开城镇化因素不顾是不完整的，因而研究范围还需拓展。本文主要利用贫困要素分解方法，研究城镇化水平及其在各地区的分布状况对城市贫困的影响，这既是对于城市贫困研究的补充和完善，同时也有助于从城市贫困角度反思我国现有城镇化发展中的问题，从而为新城镇化道路提供理论与实践的视阈。
2 贫困分解方法及其拓展
2.1 贫困分解方法的基本思维
虽然学界长期以来围绕经济(收入)增长和收入分配两个方面展开贫困研究，也试图搞清经济增长和收入分配到底哪个对于减少贫困更为重要，遗憾的是这个问题始终不能达成共识[3]。从理论上讲，经济(收入)增长和收入分配在一定条件下，任何一个方面的变动都可能对贫困产生影响。如果在贫困线不变的前提下，同时假定不平等状况不变，经济增长使得贫困线以下的人收入超过贫困线，则贫困水平将会下降；另外保持经济(收入)增长不变，改变收入分配状况，如将贫困线以上较高收入者收入部分转移到贫困线以下一些人员手中，使得其收入超过贫困线，则贫困水平同样会下降。前者称为贫困变动的收入效应，后者称为贫困变动的分配效应，而一般情况下，贫困的变化中这两种效应同时存在，这种思想可以从图1体现出来。
图1 贫困变化的收入效应和分配效应
Fig.1 Growth effects and distribution effects on the change of poverty
2.2 贫困按要素分解方法简介
按照上述理论，经济学者从数学方法上对贫困进行了收入效应和分配效应的定量分解。在贫困线(用z表示)给定条件下，贫困水平(用P(Y，z)表示)由整个考察区人口的收入及其分布决定，收入分布用Y(μ，L)表示，其中μ为均值，L为离中趋势或洛伦兹曲线，故贫困水平可表示为P(μ，L，z)。则0-t时期的贫困变化量可表示为：
Datt、Ravallion[19]较早采用分解方法，将两时期贫困的变化量分解成收入效应和分配效应，但是Datt-Ravallion分解法分解不完全，对时间参照点选择也具有随意性，之后Shorrocks[20]使用Shapley分解法，有效地弥补了Datta-Ravallion分解方法缺陷，其推导的理论基础是合作博弈理论，推导结果为如下公式：
万广华、张藕香[21]将贫困分解方法进一步推进，把贫困及其变化分解到经济活动中的生产要素上，考察哪些要素投入的变化或要素分配的变化引起贫困的上升或下降，这不仅从动态上可对贫困变化进行分解，还可从静态上对贫困水平进行分解。
将贫困按要素进行分解是通过收入函数将二者联系起来的，假定有两种生产要素(可以推广到多种)和用于生产Y，函数关系为Y=f(，)，则贫困水平可表示为P(，)(假设贫困线z不变，在表达式中可省去)；故两时期贫困变化为：
此时贫困变化则是由要素变动引起的，然后可按照Shapley分解法分解到要素和的收入效应和分配效应贡献上。
如果仅从一个时期点来对贫困水平按要素贡献分解，便是从静态来考察贫困。其思想主要是：把贫困分解到要素短缺和要素分配不均两个方面上，当要素在所有成员之间平均分配时呈现出的贫困，必然是由要素短缺造成的，称为要素短缺所致贫困，而现实世界中实际的要素分配造成的贫困与要素短缺所致的贫困之差就是要素分配不均所致的贫困。
如果能够通过对要素的再分配而消除贫困，则要素短缺所致的贫困就为0，就没必要对要素短缺所致的贫困进行分解了，通过后面的分解可知，我国的贫困是可以通过要素的再分配得到缓解，几乎可以不考虑要素短缺所致的贫困，限于篇幅，在此不再介绍要素短缺所致贫困分解的方法。
2.3 贫困水平变动的弹性度量法
另一种考察要素对贫困变动的影响指标是弹性，这里要素对贫困变动的影响主要考察贫困对要素变动的收入弹性和分配弹性。贫困对要素变动的收入弹性是指保持某一要素洛伦兹曲线(L(P))不变，整个社会成员的该要素增长1％(也就是均值变动1％)，贫困程度将变动多大。仍以两要素为例，如要素，增长1％为，此时其洛伦兹曲线不变，则贫困对要素变动的收入弹性为：
贫困对要素变动的分配弹性是指保持要素的均值不变，但基尼系数增加1％，贫困程度变动多大。如要素Xi其均值不变，基尼系数增加1％，则变为，则贫困对要素变动的分配弹性为：
3 城镇化进程中城市贫困按要素分解分析
3.1 数据来源、相关变量及贫困测度
3.1.1 数据来源及变量说明
本文实证分析使用的数据来源于CHNS数据库，选取其中城市部分数据相关变量对城市贫困按要素分解。同时，本文涉及到的相关各省的城市化数据来源于《中国统计年鉴》和各省《统计年鉴》相关年份统计数据。由于调查对象在各年份存在着不连续性，在对所需相关变量进行匹配后，我们一共得到了4058个家户的观测值，其中1989年632个、1991年557个、1993年474个、1997年501个、2000年435个、2004年402个、2006年510个、2009年540个；辽宁441个、黑龙江489个、江苏480个、山东467个、河南457个、湖北475个、湖南544个、广西258个、贵州447个。在对要素进行分解之前，最重要的是要估计出一个收入产生函数，在估计收入函数中相关变量见表1。
3.1.2 贫困指标选取
本文对贫困测度涉及到如下指标：
(1)贫困发生率。该指标使用贫困人口占总人口的比重来测度贫困，其优点是能比较直观反映贫困发生的广度，且计算简便、易于理解、操作性强，因此仍广为使用，其计算公式为：
H=q/n
(6)
其中，q表示贫困人口数，n表示总人口数。
(2)贫困缺口指数。该指数通过考察贫困人口收入与所选定的贫困线之间的差距来测度贫困水平，其特点是能反映出贫困的强度。其计算公式为：
其中，q代表贫困人口数，z代表贫困线，为第i个人的收入。
(3)平方贫困距指数。Foster、Greer和Thorbecke[22]构造了一个通过对参数取不同值而得的指数族FGT。其中一个为平方贫困距指数，计算公式为：
不同贫困指标的选取对贫困考察的侧重点不相同，如贫困发生率H主要是直观反映贫困面的状况，但涵盖的信息量少，不能说明贫困人口的收入变动；收入缺口指数主要反映贫困发生的强度，但对贫困群体内部人员收入分布的状况反映不敏感；FGT指数反映的综合性最强，但缺乏直观的解释力。于是，后文将三种指标用来从不同维度分析城镇化与城市贫困关系。
3.1.3 贫困线的确定
贫困线的确定对于测度贫困水平至关重要，通常理论上将贫困线又分为绝对贫困线和相对贫困线，对于贫困的分解一般都使用绝对贫困线。迄今为止，我国还没有一个官方给定的城镇贫困线，现实情况是虽然各城市都制定了低保线，但低保线因各城市经济发展水平和政府财力差异而各不相同，也不能真实反映城市贫困水平。多数城镇贫困研究倾向于用以个人热量需求为基础的贫困线，但Khan[23]认为以此贫困线来研究城市贫困会因为贫困线过低而低估城市贫困水平；夏庆杰、宋丽娜、Appleton S[4]认为这种贫困线适合于农村地区和进行国际比较的研究，而对于生活水平日益提高的中国城市居民来说，这种贫困线也不适应，因而他们使用的是以每人每天2美元和每人每天3美元为标准，按照1985年购买力平价换算的贫困线来研究中国城镇贫困的变化情况。而世界银行把每人每天1美元(按1985年不变价格计算)作为贫困线来界定发展中国家的贫困。本文考虑到获取的CHNS数据为1980年代末到2009年的跨度数据，结合我国这段时间城市经济发展水平和收入实际情况，综合考虑已有的研究结果，我们认为选用每人每天2美元贫困线研究我国城市贫困较为合适。由于我们使用的CHNS数据库最近年份为2009年，我们再将其换算到2009年下的标准，2美元折算成人民币为每人每年2851.16元[4]。
3.2 城镇化与城市贫困指标分析
3.2.1 收入产生函数估计
本文利用CHNS家庭微观数据，对收入函数进行了估计，收入函数模型采用的是半对数函数形式：
上式中，f为线性函数形式。我们假设每一个个体的收入产生函数一样，可以对非平衡面板数据采用混合效应模型回归的方法估计参数，由于同一个个体在不同时期的扰动项之间可能存在自相关，为此，对标准差的估计使用聚类稳健的标准差，估计结果见表2。
表2中给出了除省份虚拟变量的所有系数估计值，可以看出，除了性别外，所有的变量符号都与预期的一样，但性别估计值很不显著。城镇化水平正的估计值，与城镇化能增加居民收入的理论一致；教育和教育平方、年龄和年龄平方都分别是正和负的估计值，与人力资本理论相一致；家庭人均资本存量系数为正的估计值，说明物资资本对收入增加有正向作用；家庭劳动力人口占比、工资获得者占比符号都为正，与收入理论一致。
3.2.2 贫困分解结果及相关分析
先根据CHNS数据测度各年贫困状况，测度结果见图2。从图可知，我国城市贫困的广度(贫困发生率)、强度(贫困缺口指数)以及贫困的综合情况(FGT2)在1980年代末都处于低位，从1990年代初开始进入上升阶段，特别是贫困发生率上升速度比较快，在1997年达到最高值3.6437％，从1989年到1997年8年年均增长约为0.4427％，这可能与这一段时间我国经济体制转型深化，国有企业改革进入攻坚克难，大量企业职工下岗失业息息相关；贫困发生率趋势在1997年后有所下降，但是贫困缺口指数和贫困的综合情况却一直恶化，贫困缺口指数在2000年后更有加速的趋势，表明贫困强度在不断增加，贫困的综合情况也不容乐观。这说明上世纪90年代中后期以来，政府通过实施“再就业工程”、“城市居民最低生活保障制度”、“失业救济制度”等治贫的政策措施使城市贫困发生面得到有效遏制，但因扶贫标准偏低，加上城镇化过程中某些制度门槛致使贫困人口的漏出，如城镇化发展中仍然固化的城乡二元结构使得由农村向城市转移的贫困人口，得不到城市扶贫制度的覆盖而落入城镇化进程中的贫困陷阱，加之收入不平等的恶化，促使城市贫困程度仍在深化。
3.2.2.1 城市贫困的静态分解
为了考察城镇化与贫困的关系，在上面收入函数估计的基础上，将城镇化水平视为收入的要素，通过对贫困按要素分解，研究城市贫困与城镇化水平的关系。
本文贫困分解发现，当对所有收入要素平均分配后，贫困消失，也就是说我国城市贫困的短缺成分为0，即贫困均为要素的现实分配状况所致。因此，从静态分解各年城镇化对贫困的贡献，就表现为城镇化对贫困的分配效应，分解结果见表3。从表3可以发现城镇化水平对城市贫困分配效应中，对贫困率的分配效应表现为负值，对贫困缺口指数和FGT2的分配效应除在2006年和2009年的分配效应为正，分别为1.0931、2.8996和0.6123、0.8706，其余年份为负值，且从整体上看，对三种指标分配效应大致出现绝对值逐渐变小的趋势。这些信息表明城镇化水平各省的分布现状(相较于城镇化水平在各省的绝对分配)，在城市贫困广度上有减贫效应，但减贫作用在减弱；同时对城市贫困的强度和综合状况上先具有减贫效应，后逐渐转化为增贫效应，减贫作用衰减更快，最终演变成了增贫效应。这说明长期以来我国城镇化对城市贫困面还是有明显缓贫作用，如果按照各省城镇化绝对相同的水平发展，便会带来日渐增加的城市贫困率。这就意味着从全国来讲，实行有水平差别的城镇化发展对减轻贫困程度是有利的。但是综合上述减贫效应的各年发展趋势看，各年城镇化水平对缓解城市贫困作用却越来越弱，强度指标和综合指标的分配效应在2006年和2009年变为正值，说明2006年和2009年这两年的城镇化水平分布状况增加了城市贫困的强度，对城市贫困的综合状况也有恶化作用。因此，从城市反贫困的角度来讲，需要考虑各省城镇化水平的协调问题。
图2 贫困发生率、贫困缺口率与FGT2折线图(1989-2009年)
Fig.2 Curve of poverty incidence ratio,poverty gap ratio and FGT2(1989-2009)
注：本文采用的是每天2美元作为贫困线计算各贫困指标，图中折线代表的三种指数都经过了扩大处理，贫困发生率扩大了100倍，表示为百分比，贫困缺口指数扩大了100倍，FGT2扩大1000倍，各指标在后文均按此处理，不再说明。
从贫困视角审视各省城镇化水平的协调，核心的思想是在坚持以人为本的城镇化发展方向下，推动大中小城市和小城镇的协调发展，注重产业与中小城镇融合发展，促使城镇化与新农村建设互动优化。具体讲在城镇化的进程中，城镇化水平在各省之间及其大中小城市和小城镇的分布结构，对贫困状况的效应要有利于缓解城市贫困，既不能出现因城镇化水平在各省的绝对均匀分布导致城市贫困程度加深，也不能任由各省城镇化水平差距拉大而最终对于城市减贫不利，故要保持各省城镇化水平的协调发展，这样必须优化当前城镇化水平空间分布格局，这是当前推进新型城镇化发展具有全局意义上的战略举措。
3.2.2.2 城市贫困的动态分解
从城市贫困的动态分解角度，可以考察城镇化水平对于城市贫困变化的贡献大小。城镇化水平变动对城市贫困变化的贡献可以分解成城镇化的收入效应(用E表示)和城镇化的分配效应(用R表示)，二者之和就是城镇化水平变动对城市贫困变化的总效应(用T表示)，具体分解结果见表4。
从总效应看，将表中T对应的值绘制曲线(见图3)进行分析，城镇化变化对城市贫困广度(H)和贫困强度(缺口指数)变化的总效应均处于减贫的状况，但减贫力度却呈现逐渐变大后缓慢变小的“V”型轨迹。也就是说从城市贫困广度(H)来看，在1989-2000年，城镇化变化的减贫贡献总体上不断增强，而2000年之后，城镇化的减贫效应开始下降，在1997-2000年时段达到最大值-5.8656之后开始下降，到2006-2009年时段变为-0.1310，下降幅度明显；从城市贫困强度变化来看，城镇化变化的总效应也均是减贫效应，但在各时期段起伏较大，基本上表现出先逐渐变大后缓慢变小轨迹，减贫效应在1997-2000年时段达到最大值，为-12.9725，之后开始下降，到2006-2009年时段为-3.8801。对城市贫困综合指标FGT2分析来看，其减贫的总效应呈现出波浪式的衰减趋势，在2006-2009年时段对贫困综合指标变化效应变为正值0.2236，说明城镇化对城市贫困综合状况影响在最后由减贫效应变为增贫效应了。但从总效应中我们还不能判明城镇化的收入效应和分配效应在其中扮演怎样角色，还需从结构上分析总效应中的收入效应和分配效应状况。
将城镇化水平变动对城市贫困变化的分配效应(R)绘制曲线图(见图4)，与图3比较，发现对贫困变化总效应的波动规律与分配效应的波动规律大体一致，而总效应等于分配效应加上收入效应，说明总效应的波动变化是由于分配效应波动变化引起的，也从侧面反映出城镇化在全国的合理布局和城镇化水平的协调，对于城市贫困变化的影响至关重要。
从分配效应的作用看，城镇化水平变动对城市贫困广度(H)变化的分配效应在1989-1991年、1991-1993年、1993-1997年均为正值，分别为0.0821、0.0636、0.0458，但有逐渐减小的趋势，在1997-2000年和2000-2004年均为负值，分别为-2.4243、-1.1420，之后再次回到正值，在2004-2006年、2006-2009年，分别为0.0582、0.0698。这一“V”型变化轨迹说明(见图4)，在控制由城镇化增长水平变动影响城市贫困变动前提下，纯粹从城镇化水平的分布变动与城市贫困变化的相关性来分析，城镇化水平的分布在1989-1991年、1991-1993年、1993-1997年的各时期均增加了城市的贫困面，但是这种增贫作用是在逐渐变小，到1997-2000年和2000-2004年其作用转变为缓解城市贫困面，反映出的特征事实是从上世纪80年代末到本世纪初，在适应市场经济的社会保障体制建设滞后的情况下，上世纪90年代伴随国企改革深化而不断涌现的下岗失业人群显化了城市贫困，当针对这种城市贫困的治理政策力度加大之后，贫困面有所缓和；但90年代中后期急速推进的城镇化进程中，大量失地农民和“农民工”入城，又使缓和的贫困面再度紧张起来。
城镇化中的城市贫困强度的分配效应较之城市贫困广度的分配效应虽然变化趋势大致相同，但前者要比后者变化快些，在1989-1991年和1991-1993年的各时期城镇化水平变动在加深城市的贫困强度，但这种恶化效应表现为递减，到1993-1997年和1997-2000年的各时期开始有利于缓解城市贫困度强度，在2000-2004年又进入了城镇化水平分布对城市贫困强度变动的恶化效应中；同样，城镇化水平变动对城市贫困综合指标变化的分配效应一开始在较长时期处于减贫效应中，但在2004-2006年和2006-2009年的各时期却进入恶化效应阶段。此状况反映的客观事实是，在2000年前各省城镇化水平分布协调性基本向好，但是好景不长，在经历2000年前两个时期对贫困强度的减贫效应后，到2000年特别是2004年以来，各省城镇化水平的协调性越来越低，出现了城镇化水平分布加深城市贫困强度变动的恶化效应，这一变化大概与我国2000年后房价开始飙升、城市急剧扩容、不合理征地制度有很大关系。在2000年后，由于房价飙升，土地财政滥觞，激励各省城市热衷于圈地造城，相互之间攀比城镇化速度、城镇化规模，而忽视了相互之间城镇化水平的协调问题。同时，在2004年后新一轮城镇化浪潮中不少省市不遗余力地盲目造城，将农民土地征用之后再出让获得土地出让金，大搞开发区、工业园区、商品房住宅区，但这些项目相当部分并未聚集产业和人气，形成所谓“空城”、“空楼”、“空园区”；而大量被征地农民沦为失地农民“被城镇化”，他们在征地过程中没有得到合理的补偿，涌入城市自谋生路，加之数以万计的民工流向城市谋寻就业岗位，这些群体又很难分享到城市公共福利发展的成果，结果会产生大量劳动力转移的失业人员和低收入群体，加深城市的贫困程度。
图3 城镇化对城市贫困变化总效应折线图(1989-2009年)
Fig.3 Curve of the total effect of urbanization changes on the urban poor(1989-2009)
图4 城镇化对城市贫困变化的分配效应折线图(1989-2009年)
Fig.4 Curve of distributional effects of urbanization on urban poverty changes(1989-2009)
从城镇化的收入效应(或收入效应E)绘制的曲线看，(见图5)，城镇化水平变动对城市贫困三种指标变化的收入效应(除了对城市贫困综合指标的变化在1993-1997年的各时期为正值表现为增贫效应)均在0值以下，说明在没有城镇化水平分布协调恶化情况下，推进城镇化进程，促进城镇化水平提高，对城市减贫是有利的。从前面的分析可知，在相当程度上，城镇化水平变动对城市贫困变化的总效应在一些时期表现为减贫效应，都是城镇化收入效应的功劳。之所以城镇化收入效应长期以来起着减贫作用，可能与伴随城镇化过程中我国经济长期高速增长息息相关。我国城镇化水平的提高并不单单是实行大规模人口迁移政策造成的，而主要是基于城市经济发展的“引力”和农村经济发展的“推力”的结果，是有经济实力支撑、基本遵循城乡人口迁移规律的城镇化，这种城镇化的进程，是能给城市人口包括城市弱势群体带来增加收入的机会的。但是我们也应看到，城镇化收入效应的这种减贫作用最终有向0收敛趋势，说明如果依靠目前盛行的圈地造城来提高所谓的“城镇化”速度，其减贫力度势必衰弱。因此，调整各地城镇化水平分布结构，将城镇化水平变动对城市贫困动态变化的总效应转变为主要依赖于其中的分配效应，这是今后新型城城镇化发展的一个重要选择。
图5 城镇化对城市贫困变化的收入效应折线图(1989-2009年)
Fig.5 Curve of growth effects of urbanization on the changes of urban poverty(1989-2009)
3.2.2.3 贫困分解的弹性分析
对城市贫困分解的弹性分析是从另一个角度动态分析城镇化变动与城市贫困变化的关系。为了判定弹性对贫困影响的方向(是减贫还是增贫)，保留了弹性的符号。先从城镇化的收入弹性看，从图6可以看出，贫困广度、强度、综合的弹性在考察的各时期段基本为负值，说明城镇化每增加1个百分点，不论是从贫困的广度、强度、还是综合状况方面都会引起贫困的下降。从弹性大小看，对贫困广度的弹性在0值以下平稳向0值收敛，贫困的强度弹性波动性较大点，但最终也有向0收敛的趋势，同时贫困综合状况指标向0收敛趋势也很明显，反映出城镇化增加一个百分点，引起城市贫困下降一百分点的能力减弱，说明按照我国现在这样的城镇化继续发展下去，其对城市人口的减贫作用在衰减，最终可能会消失甚至变为增贫效应，值得警惕。在这种情况下，尤其要注意城镇化水平在各省的分布协调问题，增强发挥城镇化对城市贫困减贫的分配效应，才能弥补城镇化对城市贫困减贫的收入效应不断衰减的份额，使得城镇化对城市贫困的总效应为负值。
图6 城镇化对城市贫困的收入弹性折线图(1989-2009年)
Fig.6 Curve of income elasticity of urbanization on urban poverty(1989-2009)
图7 城镇化对城市贫困的分配弹性折线图(1989-2009年)
Fig.7 Curve of distribution elasticity of Urbanization on urban poverty(1989-2009)
再看城镇化对贫困的分配弹性，由图7可知，城镇化对贫困的广度、强度和综合的弹性大体上呈现出由正值到负值再到正值的“V”形变化趋势，说明从城镇化对城市减贫角度看，全国各地城镇化的空间分布协调性开始是趋好，在1997年和2000年达到极值，之后协调性开始下降，从2004年开始到2006年和2009年，其对城市贫困弹性表现为城镇化水平在各省分布的不均等程度加剧1％，会引起贫困百分比以递增方式变动，这和图4城镇化对城市贫困的分配效应反映出来的情形基本一致，二者相互印证。
4 结论与政策建议
本文介绍了对贫困按要素分解的方法，并将其引入到对城镇化与城市贫困关系的研究中，将城镇化看作一种收入要素，运用CHNS数据库，测度了城市贫困的广度、强度和综合状况，并通过城市贫困水平静态分解和动态分解以及分解的弹性分析，得出的结论主要有：
(1)从静态分解看，实行有水平差别的城镇化发展比保持绝对相同水平的城镇化发展对于城市减贫更有利，但同时要注意各地城镇化水平差别的“量”，从我国情况看，这种差别的“量”渐趋不合理，其对城市减贫的能量日渐衰竭，甚至加深某些贫困指标。
(2)从动态分解看，我国城镇化对于城市贫困的作用迄今为止大致经历了先减贫后增贫的过程，反映出我国城镇化的空间分布经历了一个由协调到不协调的变化，因而从城市反贫困角度看，我国现在城镇化水平各省分布状况有不合理之处；同时，在上世纪80年代末到2000年的城镇化过程中，城镇化对城市贫困变化的总效应主要为减贫效应，城市没有爆发大规模贫困人口现象，这要归功于城镇化水平变动对城市贫困变化的收入效应贡献，但2000年之后，城镇化对城市贫困变化减贫的收入效应趋弱，应由城镇化对城市贫困减贫的分配效应加以替代，这是新型城镇化的题中之议。
(3)弹性分析结论更加有力印证了对贫困动态的分解结果：城镇化水平的收入弹性反映了城镇化水平的增加会缓解城市贫困，但作用在衰减；城镇化水平的分配弹性结果表明城镇化水平在各地分布不平等增加1％引起贫困变化方向为先增贫，后减贫，再转为增贫。
这些结论对反思已有城镇化，推动新型城镇化以重要政策涵义启示：全面推进我国各地城镇化水平的提升，促进城镇化发展是降低城市贫困的有效途径；鉴于城镇化对城市贫困减贫的收入效应在衰减，且逐渐表现为增贫的收入效应，今后应将城市扶贫的着力点放在城镇化对城市贫困减贫的分配效应上，坚定不移地从“物的城镇化”转向“人的城镇化”，注重各省城镇化水平的协调，缩小区域差距的扩大，着眼全国布局，挖掘城镇化水平结构合理分布的减贫红利，释放出城镇化结构性调整的正能量；规范农村土地征用制度，保护被征地农户合理、合法的征地补偿，并对其实施可持续生计的多元保障机制，防止失地农民的贫困化；挖掘城镇化创造就业机会的能量，解决好农村转移劳动力在城市的就业生计问题，完善城乡社会保障制度，在住房、医疗、教育等公共服务上促进农民的市民化，使进城务工定居的农民工群体在城镇化进程中真正融入城市。
作者介绍：王朝明，西南财经大学经济学院教授，博导，主要研究方向为生态经济学、发展经济学、劳动经济学（四川 成都 611130）；马文武（通讯作者），西南财经大学经济学院博士生，主要研究方向为城镇化、人口资源与环境。