中国城市中的三种贫困类型

1、中国城市中的三种贫困类型李实 JOhn Knight(中国社会科学院经济研究所100836)(牛津大学经济系)内容提要:我们课 题组在1999年进行了一次覆盖六省市的住户调查。本文 利用这次调查数据对中国城 市贫困的性质和特点进行了考察。通过综合考虑收入标准和消费标准，我们把中国城 镇贫困分为三种类型，即持久性贫困、暂时性 性贫困和选择性贫困。在贫困人口中， 有一大部分是属于选择性贫困，即他们的收入高于贫困线而消费低于贫困线。我们对 贫困户的消费函数进行了估计，其结果显示以下几个因素对贫困状况产生重要的影响：修匀收入的效应；人们防备外部环 境不确定性的心理；人们为将来投资而进行储蓄的行为；家庭

2、对子女教育和医疗服务 的特别需要。我们还对三种贫困类型进行了比较分析，从中发现预测的金融资产和预 测的收入，以及教育和医疗的特殊需要都对不同类型的贫困户的消费行为起到重要的 影响作用。关键词：城市贫困选择性贫困下岗失业 预防效应在此我们对资助该项研究的福特基金、中美学术交流委员会和英国国际开 发署深 表感谢。本文是中美学术交流委员会资助的“中国公共政策研究”项目中“中国城镇 贫困和失业问题研究”课题的一个分报告。本文的原稿是英文，感 谢谢艳红的翻译工 作。一、引言在计划经济时期，甚至在20世纪90年代初期之前，中国的贫困基本上是一种农村 现象。例如，利用1988年全国的住户调查数据得出的估计结

3、果表明，农村有1217% 的贫困人口,而城市的贫困人口比例只是217%;甚至到1995年,用可比的调查方法和 定义，估计出的农村和城市的贫困发生率分别是1214%和411 %(Riskin and Li ,2001 ; Khan ,Griffin and RiSkin ,2001)。城市中贫困发生率较低的主要原因在于城市居民有“铁饭碗”的保障而没有陷入贫困的风 险，而且限制农民工进城打工就象一堵“看不见的长城”使得城市职工避免了来自农 村劳动力的竞争(Knight and SOngJl 999)。然而，从1995年以来，城市贫困逐步成为一个值得关注的问题。亏损的国有企业裁减了大批冗员，同时，政

4、府允许私营企业和个体户的发展。铁饭碗和“看不见的长城”都出现了裂缝。在 1995-1999年间,虽然城市实际的人均收入增加了 25 % ,贫困的发生率却 上升了 9%,用加权贫困距测量的贫困深度则上升了 89 %o贫困可以由持久收入来界定，也可以用现期收入来界定。以前者来界定，则称为持久 性贫困；用后者来界定，则称为暂时性贫困。根据持久收入的假说，家庭消费是与其 持久收入有关，因此，现期消费可以是持久收入的一个很好的代理变量，从而可以成为 持久性贫困的一种度量指标(DeatOn , 1997) o这种论点引发了 一系列以消费为基础 的贫困研究，更多的是对发展中国家贫困的研究(例如，Jyotsn

5、aandRaVaIIiOn ,1998 JRaValIiOn and Chen ,1997)。贫困研究的通常做法是利用贫困线来界定贫困人群。一般绝对贫困线的确定是建立在 食品贫困线和非食品贫困线分别确定的基础上的。确定食品贫困线的传统做法,是选 出一组能满足成年人最低营养需求的食品，然后计算出其货币价值从而得到食品贫困 线。给定食品贫困线，并假定一个非食品支出对食品贫困线的比率,就可以直接得出 一般绝对贫困线。当把绝对贫困线与收入相联系时，实际上隐含着一个假设：即收入等于贫困线的个人的支出不低于贫困线。实际上，经 常 看到现象是有些人的收入高于贫困线，而其消费则低于贫困线(DeatOn , 1

6、997)o因 此，以收入标准衡量，他们被划定为非贫困人口，而以消费标准衡量，他们却是贫 困人口。本文在定义贫困时，试图综合考虑这两种贫困测量方式。就 这一点而言， 本文是一种新的尝试。二、三种贫困类型的定义 我们把这样一种状况定义为持久性贫困，即在某一时期，如果人们的收入和消费都 低于贫困线标准，那么他们就是持久性贫困人口。我们把收入低于贫困线而消费高于 贫困线的状况定义为暂时性贫困久收 入高于现期收入，他们有储蓄，或者 可以根据其预期的收入和资产状况 借款 消费。此外，我们提出了一个新的贫困 概念，即“选择性贫困”二它是指这样 一种贫困类型，有的家庭虽然有高于贫 困线的收入，但是由于过去或未

7、来有着 特殊的支出需要不得不将其现在消费压 低到贫困线以下。也就是说,他们成为贫 困户是在既定的现期收入情况下对消费 和储蓄进行选择后的结果。图1展示了持久性贫困、暂时性贫困和 选择性贫困的区别。Y是收入,C是消 费,PL是贫困线。图中有A、B、这些人消费咼于收入的原因在于其持性费用£二选押性费冊工二薛时杵 费阿ffil *喷CAM的界建即收入和消费都低于贫困线的人，处于持久性贫困状态。如果落在B区,则被界定位C三个区域。落在A区的住户或个人，选择性贫困，如果落在C区,则被界定为暂时性贫困。三种贫困之和则被称之为总体 贫困。三、数据及研究背景我们用课题组城市住户调查的数据来考察上述三

8、种贫困类型的规模和成因。这 项调查 是2000年春在国家统计局城调队的协助下进行的，调查了 1999年城镇住户及其成 员的收入、消费、就业等方面的情况。调查覆盖了五省一市，即辽宁省、江苏省、河南省、四川省、甘肃省和北京市。除了北京市以外 ，还选择了12个城市,较大的省份选择三个城市，如四川和河南，较小的省份选两个城市，如1在英文研究报告中，我们使用了 VOlUntary POVerty 0考虑到把它直译成“自愿性贫困”会容易产生误解因此把它转译 成选择性贫困。辽宁、江苏、甘肃。五个省会城市都是抽样城市，因此样本更偏重于大城市。调查只 包括了 4000户城市户口居民户。为计算贫困发生率和贫困强度

9、，需要用贫困线来区分贫困家庭或贫困个人。就绝 对贫 困线而言，它可以基于收入，也可以基于消费。我们采用的是国家统计局的贫困 线。1998年国家统计局的研究人员利用当年各省的城市住户调查数据估算出最低食 品消费支出，据此又估算了当年的食品贫困线。我们利用了的统计局的各省市的食品 贫困线，并估计出自己的贫困线（见附表1） O220世纪90年代的经济改革既给城市居民带来了很多收益，也带来了很大挑战。国有企业的改革造成了 19951999年间至少2400万的下岗职工。彳此外，登记失 业人数从1990年的380万增加到1999年的580万（中国劳动统计年 鉴 20005p. 86） o同期，国有企业和集

10、体企业的就业人数减少了 28 %,从114亿减少 到1亿（中国劳动统计年鉴2000,p114） O失业和下岗无疑对家 庭的收入产生 负面影响，而且增加了工作的不稳定性和收入的不确定性。另一方面,伴随着企业的改革，城市职工原有的社会保障基本上不复存在，而新的保 障体制尚未确立。原先的企业要负担职工的医疗保障，但这种情况已经不再普遍存在。对于财务状况不佳的企业而言，这一问题尤为突出。人们自然会预期医疗保 健费用中的自我支出部分将日益增加。很多失业人员在失业期间没有任何 收入来源， 因为他们的工作单位无力支付职工的失业保险费。4我们的数据显示，在1999年49 %的下岗职工得到的人均收入低于贫困线。

11、同年约 40 %的下岗职 工未得到任何补助，或者得到的补助低于中央政府的规定数额（中国劳动统计年 鉴2000,p.410 411） O 2000年在武汉和沈阳两个城市的抽样调查显 示,46 %的 下岗职工从未得到过任何补助（劳动和社会保障部劳动科学研究所,2000） O另一项研究利用了本文所用的数据，发现失业和下岗职工，即使再就业 以后，其收入也明显下降（APPIetOn et al ,2001）。同时，城市教育改革的目标之一是要减少政府对教育的补贴，从而导致城市家庭增加学费支出，而且其数量 逐年递增。§这使得部分家庭不得不提高储蓄率，以应付未来子女教育费用的上升。就业保障和未来收入

12、越来越不确定，这可能会对城市家庭的消费行为产生重要影响， 对不同人群的影响也会有所不同。如果人们认为收入下降是暂时的，则可能不会减少现期消费。但是，如果人们对未来收入和就业保障的长期预期不很乐观他们在消费时就会比较谨慎和节制。根据孟忻的研究（Meng ,2001）,在1995 1999年期间，用家庭收入方差衡量的收入不确定性，以及用预测的失业概率来衡量 的工作不确定性都对家庭消费产生消极的影响，而且两个变量的系数估计值在统计上2国家统计局根据发展中国家平均的恩格尔系数，把城市贫困人口的非食品支出比率定为食品支出的2P3o然而，通过考察中国城市住户收入最低的十等分组的消费支岀，我们发现其非食品支

13、岀对食品支岀的比例在1999年接近90%。我们利用这一比率得到了略高于统计局的贫困线（参见附表1）。3这可能有较大程度的低估。1995年到2000年的中国劳动统计年鉴数据显示，1998 99年间,下岗总人数达到1520万人,净下岗人数在1995- 97年间达到920万人（下岗总人数减去再就业人数或退出劳动力市场的 人数）。4甚至在1999年,只有47 %的登记失业的人得到了失业补贴,得到补助的人平均收入是1174元（劳动统计年鉴2000,p.480）,相当于城镇职工平均工资的 12 %05在中国城镇，家庭教育支出占家庭总支出的百分比从1994年的415%±升到1999年的915% （

14、中国劳动统计年 鉴1995,p163;中国统计年鉴2000,p.314）。此外，我们1999年的调查数据显示家庭对 孩子的教育支岀占家 庭总消费的12%0都是显著的。四、三种贫困的规模我们利用1999年的调查样本，同时使用收入和消费两种标准估计了中国城镇的总体 贫困的发生率为914% （见表1）。从而可以算出在这些贫困人口中，29%是 持久 性贫困人口 ,20%是暂时性贫困人口，而51 %是选择性贫困人口。如果单独 采用收 入标准，贫困发生率是416%;单独采用消费标准，贫困发生率是715% （见表1） O表1还显示了各样本城市的总体贫困发生率和以上三种贫困的发生率。在13个城市中，无论采用哪

15、种贫困概念，贫困发生率的差别都非常明显。以经济繁荣的 江苏南京和经济落后的河南开封为例：前者总体贫困率不到2%,后者则达到了19 %;前者的持久性贫困几乎为零，而后者则超过了 5%o在人口稠密的四川省启贡 的情况更令人担忧，其持久性贫困率几乎达到9%o另外,各城市之间的选择性贫困 发生率，不论是其绝对值还是相对于总体贫困的比例，都有很大的差另U。WI1999年中国燃山従由如*胃伞器祥木人效的百分比（）总悴站的选样叫蜀用9270L894 81北皿3-951-7A0 33Iff?iiTttm3.94L.75S. 10的州口 576-H.12-114 05南嵐1.910-641.0U9-1)1-20

16、0-347.508-M1404 73V93IfliMS414W902YUiU0.9S0.333.27网川11.002.731.716.66自页fl-S34 W21C.473-452974011倆*EtJ缶451-202.474.7815-C72100 9712-60为了探究何种人群陷入上述三种贫困的可能性较大，我们利用了多项选择模型（multinomial IOgiStiC model）,针对个人的不同特征，估算了城镇居民陷入三种贫困的概率。模型包括以下解释变量：户主的性别、年龄、受教育水平、就业 状况 和职业；个人的健康状况、是否有医疗保险、子女的就学情况和个人工作经验；家 庭住房的所有权、

17、地理位置和家庭人数。表2给出了估计的概率值。我们的一些分析结果很有意思。首先，户主的教育水平与总体贫困发生率高度相关也与 三种贫困的发生率也密切相关：户主的教育水平越高，该户人口陷入贫困的 概率越 低。就总体贫困而言，如户主是大学毕业，该家庭成员陷入贫困的概率仅为114%; 如果户主是文盲，则其家庭成员陷入贫困的概率为21 %o户主没有文化的家庭不仅 陷入持久性贫困的可能性较高，而且陷入选择性贫困的可能性也较 高,表明了这种家 庭面临较大的收入和就业的不确定性。其次，对于户主失业或下岗的家庭来说，其贫 困发生率明显较高。正如表2所示，如果户主失业或下岗该家庭成员陷入总体贫困的 概率将比一般家庭

18、高出414倍；此外其家庭成员也更易于陷入持久性贫困或选择性贫 困。第三，户主是非熟练或非技术工人，其家庭成员陷入持久性贫困或选择性贫困的 可能性也较高。同时，正如我们所预期的私营业主或个体户为了投资而有很强的储蓄 动机，因而陷入选择性贫困的可能性较高。第四，在健康和教育方面面临较大风险或 不确定性的家庭陷入贫困的可能性高于其他家庭。例如，有病人的家庭陷入总体贫困 的可能性预测比其他家庭高出60%;对没有公费医疗保障的家庭来说，其陷入贫困的 可能性要比其他家庭高出三倍多；有适学儿童的家庭则需要为孩子今后的教育进行储 蓄，与没有适学儿童的家庭相比，他们陷入选择性贫困的可能性更高。五、相关假说这里我

19、们重点解释选择性贫困和暂时性贫困。选择性贫困的人们收入高 于贫困线，但是他们的消费却低于贫困线。我们提出了三个假说来解释他们为什么宁 愿大量储蓄而甘受消费贫困之苦。1»9年中国城市贫困人门的乍人特征与陷入X种贫朮的桶甲预謝信（知持怦萌闲密吋fl：费的1亍轉育岸腐1）人士 D人学口 J1-420-38au0-7fi力曲J-58O-H0-722 723）中专5A41.370 14334）耳中7.562440 245）初中13 644.722.£26 10O小学15.624.053.24£33f）打呼以卜21 158113.73S-712兢业狀况D匸柞迪就业7-S1 H

20、IfI4-352）退休7-711-6824-743）卜为和宾35-8115-81JL95IL 05书拭他24-621231S076-H3 戦业1）尙?业左我牛协户皿EL2.03().00E7S2) I业3.0D.S50.472.CT3）单柚贝斎人230-000S31424）畀门贝商人L840S7IU1 £1力办寧人员5- 32a 991412-926）艮坨L.A （4和4般二1）13-323-421907-007） fit术工A （3和事堆a V丿IS S?6-251#47. 6SDX 祸 EA9）斬並融务人HrIt 51港ts7.744.52IN5IK窑迈14 杲舍白病人D有1X4

21、<402-S76_33尢B2P1.25Ltf4-3G-左杏有言齢儿董n S博572.S72.43S.272)皆7 952 51121<23O 有M事凳鲁捷医杼1）吕11-553 512 545-6S2) ffr3-4Q.500-532-377是否有人自弊夫业威卜闵1）岸VV-717-094 787. U3）舌& 411.451.043 M注：预测概率的计算是基于多项选择模型的估计结果，并假设连续变量取均值， 虚拟变量为省略值。模型引入了一些控制度量，限于篇幅，其估计结果没有列出。首先,他们对未来预期收入的增长可能持悲观态度。如果预期收入将会下降，那么，为了将来保持同等的消费

22、水平，他们就会增加当前的储蓄，来弥补未来收入的 不足。这个假说可以用图2来说明。假设有两个时期t和t+1, Y t是t期的收入，Yt +1是t + 1期的收入。两个时期的消费是平滑的，由粗线C表示。贫 困线是PL。图2说明,当某一住户在t时期的收入为Yt时，并且预测其收入在后一时 期t÷1将下降到Yt + 1 ,为了维持两个时期消费的平稳性，于是 选择粗线C为消费 线。而在t时期收入Yt与消费C的差额被称之为预防性储蓄,其结果导致其在t期的消费贫困其次,人们可能预期未来会有些特殊情况需要花钱，比如医药费和子女上学的支出， 而他们将来收入的增加不足以支付这些费用。这一假说可以用图 3来

23、说明 在第二个时期的收入预期虽然保持不变，但预期的消费升高的情况下，人们宁愿储 蓄，因而会在第一个时期出现消费贫困。最后,人们以前的负债形成的债务负担，会迫使他们在现期节约省钱，以备还债之 用。为了检验第一个假说，我们估算了低收入样本户的收入函数，据此来对选择性贫困人 口的个人收入进行预测。如果有证据表明这些个人收入的预测值显著地不同于持久性 贫困人口的个人收入预测值，我们就能够确认收入预期对解释选择性贫困的重要性。 同时，我们可以利用他们的预测收入来解释其消费行为。为了检 验第二个假说，我们 需要考察选择性贫困户的人口构成，目的是探索某些支出是否和家庭人口结构有关。 例如，如果一家有个孩子在

24、上中学，他们就可能要为孩 子继续升学进行储蓄。此外， 不享受公费医疗的老人可能会为了支付可能发生的医疗费而进行储蓄。对第三个假说 进行检验，需要对住户实际的金融资产数量与预测值加以比较。暂时性贫困意味着住户的消费高于收入。这里有两个问题。一个问题是 :家庭隆上木电枚人“期卜符吨混支出为什么会高于收入？另一个问题是： 他们如何维持高于收入的消费？为了回答这些问题，我们采取了两种研究方式。首 先,对他们的收入进行预测并利用其预测收入来解释其消费。第二，考察他们是如何弥补消费与现期收入之间的差额的。对于一个家庭来说，维持消费高于收入无 非有两个途径：利用以前的储蓄或者借钱消费。六、低收入人群的消费函

25、数我们的假说意味着家庭陷入暂时性贫困和选择性贫困的原因是和他们的消费(或曾强调穷人和富人的行为是不同储蓄)行为有关的。巴内基(Banerjee ,2000)的。可能的理由有很多，包括穷人容易回避风险，难以得到信贷支持，以及“贫困的文化”等因素。这就是说应该专门对贫穷人口的行为加以研究，为此我们这里 尝试地对低收入住户的消费函数进行估计。这里的低收入住户是指其人均收入和消费 都低于总体样本的均值的住户O 为了考察低收入户的消费行为，我们设定了如下的家庭消费函数:C = a + BS+Y 卩 +ZI + N + Z + £ (2)其中C代表家庭消费，S代表一组和实际收入有关的变量，包括预

26、测的收入 (PrecliCtecl in COme)和预测的金融资产,用来测量收入对消费的修匀效应(SmOOthing effect) 6; P是一组反映预防性行为的代理变量，用来测量消费行 为的预防效应(PreCaUtiOnary effect),包括了职工失业的预测概率和体弱多病家庭成员的人数等变量;I表示能够产生投资效应的代理变量，如教育支出和购房支 出；N代表一组衡量家庭特殊需要支出的变量，如医疗保健支出和婚庆支出；Z是一 组控制变量，包括城市虚拟变量和家庭规模。表3消费團数的怙计结果的值<g雯劇St人Loo110310XH 13,m0乙厲24徨滝收人IlOl toO-QCfi&

27、#39;,2-14实际金融讨广与楓潮金聽诳产的芒翘6 0000-023 8-M慣测的先业H卓a 255十 1M2-35 ,亠 4-CT70 138247.01 n,I 74KM . 2a供17-»乩事牛体礼科弊背帖功的人昶OOiam ,-2-111(47-7-O 02 -3-71n4o-wm,15-2323 T5歩的未婚人数aws-382.70137goes1522 94 3 41桃阳0.15tf7S13?2 630.06£831-00*2.44OlOaS2Q27- : 7k B3-11a DM567.051-4S库州aars弼絆2 82JTW0.0912.54().0K7

28、.B3 2.75自jit0.075141K734 12006337&S7L<®兰州a 143722 +4 ,2-27殛人丨I ft£273 IMfl 80 ,n407.85-3-12545如昭794?43S51442注：(1)因变量是住户消费。(2)3 3 3、3 3和3表示分别在1 %、5 %和10%水平 上是显著的。(3)省略的虚拟变量是没有私营或个体户的家庭、没有病人的家庭和平顶 山市。(4)AFA =实际金融资产，PFA二预测的金融资产。(5)户主年龄是作为控制变 量引入模型。表3给出了低收入户消费函数的系数估计值。7实际收入的系数是显著的，但其数值表

29、&当把预测收入视同为持久收入时，实际收入的系数等于暂时收入的系数。证明如下:C = a + B Yp + Yt,其中,Yp和Yt分别是持久收入和暂时收入。实际收入丫 = Yp + Yt,所以C = a +B Yp + Y (Y-YP)=a + ( B - ) YP + Y YO7我们用消费和收入变量的一般形式和对数形式分别进行了估算。在两种情况下，系数的符号没有改变，但是对数形式的显著性较小，而且,Box2Cox检验显示一般形式的方程预测效果较好。一般形式的方程也简化了后面的分 解分析，所以我们这里报告了这种方程的计算结果。明了较低的边际消费倾向（0135） o预测收入作为持久收入的代

30、理变量，其系数是正 的，也是显著的。金融资产变量用家庭金融资产的实际值和预测值的差额来衡量，8 其系数也是正的，而且是显著的。这表明实际资产超出预测水平的 家庭是不愿意储=1因而资产实际上起到了修匀家庭不同时期消费的作用。我们同时估计了与预防性储蓄行为相关的变量的预期值。家庭成员下岗的预测 概率这 一变量的系数估计值是正的，也是显著的：9即使不考虑失业会带来家庭收入的减少 的问题，家庭中每增加一个失业人员或下岗人员，全家的消费额将减少1042元相当 于低收入住户平均消费水平的11 %o如果再把下岗失业后引起的收入下降考虑进 去，下岗失业对消费的消极影响会更大。导致预防性储蓄的另一个因素是家庭成

31、员的 不良健康状况。如表3所示,健康状况变量的系数估计值是负的,而且是显著的。这表 明身体健康较差的人有着更加明显的预防性储蓄行为。我们用三个变量来反映家庭投资对消费的影响。教育支岀作为家庭总消费的一部分,其 系数估计值是正的，也是显著的，并且系数估计值高达0192。这意味着 教育支出具有很强的刚性和不可替代性。还有，如果家庭中有一人是私营业主或 个体户，该家庭 为了研究特殊需要对住户消费的影响，我们在函数中采用了两个变量：一是医疗 保健 支出，二是家庭中是否有25 35岁未婚者。前一个变量像教育支出一样，有显著的并 且很高正系数估计值（0195） o教育支出和医疗保健支出变量的系数 都接近于

32、1 ,这表 明在这方面支出较高的家庭是以放弃其他消费为代价的，而不是用储蓄来支付这些费 用。由于有较强的动机为投资而储蓄,消费会明显减少。七、对三种贫困的解释我们试图利用低收入家庭的消费函数的估计结果来预测和解释三种贫困人群的各自消 费行为。我们的方法可以用图4加以说明。C = F（Y ,Ei）是住户的消费函数,其中,丫表示收入，Ei表示住户的其他特征，是自变量。在收入水平既定时, 我们可以用系数估计值以及低收入组的个人特征来预测他们的消费水平。Y （假设预测收入等于实际收入）, Ei.,某个暂时性贫困的家庭的实际消费是Ca,预测的消费为ACy。这样，我们需要对 实际消费Ca与预测消费ACy的

33、差额做出解释。根据持久收入假说，是持久收入而非 现期收入决定着人们的消费水平。持久收入可以用预测收入来代替，预测收入则是取 决于人力资本和能够创造收入的住户的其它特征。贫困家庭的预测收入可能高于也可 能低于他们的实际收入。在我们样本里暂时性贫困户平均的预测收入比平均的实际收*预测的家庭财产是用以下方程估算的 :A = B 0 + B 1 Y + B 2 Y2 + B 3agei + B 4oWneri + B 5heai + B 6stui + B 7size + B 8城市i ,其中,A=家庭资产，丫 =家庭收入,agei =户主年龄组的虚拟变量,oWneri=私营业主的虚拟变量（若住户有一

34、名私营业主，则为1 ；若没有，则为0） Jheai =健 康状况 的虚拟变量（若家中有病人，则为1；若没有,则为0） ,StUi=学生虚拟变量（若家中有子女在上学，则为1;若没有，则为0）,城市i=城市虚拟变量。9利用PrObit模型可以得到预测的家庭成员的失业概率，把它们加总就可以得到住户的预测失业概率。模型设计如下： U （失业，贝IJ U = 1 ;就业或工作，贝IJ U = O） = B 0 + B ISeXi + B 2agei + B 3pari + B 4edui + B 5heai + B 6oWni + B 7jobi + B 8occi + B 9seci + B IOen

35、ti + B IlCityi。其中,sexi =性别虚拟变 量,agei =年龄组的虚拟变量,pari =党员 身份的虚拟变量，edui =教育水平的虚拟变量，heai =健康状况的虚拟变量，OWni =所有制的虚拟变量，jobi =工作状况的虚拟变量，OCCi =职业虚拟变量,seci =行业虚拟变量,enti =企业类型虚拟变量,cityi =城市虚拟变量。入高出56 %o当预测的收入是AY时,预测的家庭消费是ACAyo用预测收 入得到的 预测消费ACAy与用实际收入得到的预测消费ACy之间的差额,可以用 预测收入的均 值与实际收入的均值之间的差异来解释。实际上，预测收入与实际收入无法完全

36、解释 ACAy与ACy之间的差异，因而我们需要了解Ei能够在多大 程度上解释没有解释的 残差。假设一个处于暂时性贫困家庭的消费是ACAyX ,他们的消费是用预测的收入和 其他消费决定因素（如金融资产等）的均值推算出来的。因½, ACAyX和ACAy的差距 可以这样来解释，即与全体低收入人群相比,如果暂时性贫困的人口拥有较多的金融资 产，从而可以解释部分消费的差异。于是,我们可以把暂时性贫困人群的消费分解为四个部分：（1）用实际收入预测的消费ACy; 用暂时性贫困户的预测收入来预测的消费与实际收入预测的消费之差来解释的那 部分消费ACAy - ACy ;（3）用暂时性贫困户与全体低收入

37、户的金融资产和其它解释变量的均值之差来 解释的 那部分消费ACAyXACAy ;未能解释的残差CaACAyX。暂时性贫困人群组的实际消费均值远远高于其收入的均值：后者只是前者的74 %（见 表4） o这种情况下,实际消费远远超出原先的预测消费一超出20 %o当我们利用分解的方法，对该组的实际消费与预测消费的总体差异（Ca - ACy ）进行 解释时，发现被解释的部分（即ACAyX- ACy ）只占总体差异的28 %（见表5）。其中修匀 效应是非常重要：预测收入高出实际收入56%,而且预测的金融资产比实际金融资产 低40 %（见表4）,其结果是,这两项总共解释了被解释差异的33 %o这组人群消费

38、较 高，还有两个重要因素，即他们的教育支出和医疗保健 支出较高,分别解释了被解释差 异的30 %和41 %（见表5） o选择性贫困人群表现出来的储蓄率达到42 %（见表4）。但是,如果假设他们的实 际收入和预测收入都等于实际收入的均值，而且其他解释变量的均值与全体低收入组 的均值相等，我们预测的选择性贫困人群的平均消费（ACy）比其实际消费高出 40 %o表6显示了对选择性贫困组实际消费与预测消费之间差异的分解分析的结 果。从中可以看出，被解释的差异（ACAyx-ACy）仅占总差异（Ca-ACy）的 23 %o在被解释的差异中，收入和资产的修匀效应只解释了 12%。人均预测收入仅比 人均实际收

39、入低1 %,主要是相对较少的金融资产引起了较低的消费水平。预防效应 也并不明显重要。这一组人群的低消费的关键因素是他们的教育支出和医疗保健支出 较少，它们分别解释了被解释差异的64 %和28 %o表4三种贫困组和低收入人群组的主要变量的均值打严：汀实X收人62SZ518?11575IVVl憤测建人915090&9IU56IIOUI(为蘇收人二M»)(1«)冋(W)(IOO)民的沽融険厂C25?80：72059579劃对2聲录、760360S9MSBW0 VV3弘旳0 27S0L255家中丽人数0.3794 2940.1370. 3S戟育丈训49S1087换畑和肯业V

40、0 0240-0120 030-Q18506635ti1243104S医疗鮒fjund30E83470tf?O25站抄的JMVHC咆痕6 065<KD<7U. ITZaws户卜乍齡茹40 V0 1610L347OMS0 11741-C 岁024202350.1260. 1970同«11S0 135引一 55期0 073AL (H50 0770-07756柚引0斶血1060血007241-as 岁O.(X>>0240043(KW7站期以1：0 1050B505家厕人口瞰3 4842-9295 5413-2736212湖t47呛:丄】 M.6114 43表5刈暂时

41、悍菰州人辭§1消费的解岸>11S一总垂异(c-ej1801100.02.就群軒咐垂异十CJ27.5真叩：(IOo- 0)1悽旬如1(51(22 5)Vlo)昭76(15 3)di)命nt贸产85(17-2)2)槪肪筑彳山亠30C*4®(12)愼测的買业睛牛* 6U 12)(13)承范成灵的錠重價配”14( 28)3丿投資麒P170(34-2)(14)戟育文出m(25.3)(15)卜协丸背A *盂氓6U 2)(1®仆：房投賢16Q耳4)甘站一，胡城債201(40-«(D)医斤棵權左出血(40.3)a&)旳曙山乜希( 095)临命谢期戟旳-10

42、(-2 1)(IO)门汕堺-19t-2-l)-6(-12)au乐虬人【IIS171(-5)02)城山曜槪变员皿(33 3)7CL总差异(G2S81coo2.被解甘的査畀购,65S23.2其申：(-100 0)1)轉习皆1，： -51(-120)(iff)收人3(-0-5)(M) i佻跖"-78-11 5)2)fl閉如-24(-35)Cl)+*24(-3-5)(22)茉険咗関骑禮廉找氐0(0 C)3) 44 427(-酣(6)(23) :ttwA.ll(-<<S)(24)卜怦祗营金丘梅宜9(-14)05)仆:馬船鹫-54)特箱材衆諛2301(-8)(26)岳片保犍止出(-2

43、8 2)C7)为塔山幅幫* 11(一旳5> 4 JflL !塌期毂冏-31(-4 5)()0)门卜卡龄”3_耳104(IS 3)(11)寂护人口撤1341.19. 8)(12)亠30(-4-5)八、结论我们的研究结果表明，同时采用收入指标和消费指标有助于贫困研究。综合使用这两 种指标可以区分不同的贫困人群，也可以加深我们对中国经济转型过程中新出现的城 市贫困问题的理解。通过综合使用收入和消费指标，我们区分了中国城 市贫困的三 种类型：持久性贫困、暂时性贫困和选择性贫困。这种分类的一个突出特征是发现了 贫困人口中的大部分是选择性贫困，换言之,这部分人口的收入高于贫困线而消费低于 贫困线。我

44、们试图解释不同贫困人群的行为差异。主要是估计了低收入人群(收入和消 费都低于全部样本均值)的消费函数。在方法论上,我们采用了分解的方法，根据主要 的消费项目，分析了不同贫困人群的消费行为的差异。我们的分析验证了收入对人们消费所产生的修匀效应。持久收入增加对家庭消费产生 积极的影响，实际资产与预测资产的差异也与家庭消费有着正相关性。在 社会保障日 益减少而不确定性不断增加的城市中，人们缩减消费以预防各种不测即使是贫困人口 也不例外。另一方面，由于信贷市场不完善，加上一定的投资机 会也成了抑制消费的 因素，这主要表现在个体户和私营企业主的投资创业，以及 居民为未来购房和房屋装 修支出而进行的储蓄。

45、因而在目前的经济转型过程中收入和就业的不确定性和预期的 暂时性贫困人群的消费相对较高而储蓄较少，我们对此现象进行较为合理的解释。这 主要是由于他们的预测收入(作为持久收入的代理变量)明显超出其实际收入其他的解 释因素包括他们有较多的金融资产，以及支付较高的教育和医疗费用。 选择性贫困人群的储蓄率高得惊人，这里部分原因可能是因为他们的金融资产量出奇 地低，而主要的原因还是他们的较低的教育支出和医疗保健支出。这些住户 基本上没 有正在就学的子女和病人，因而对这方面的暂时性需要的支出较少。特殊需要迫使人们多储1从而使得部分城市人口成为选择性贫困。最后应该指出的是，就对不同贫困人群组而言，用它们的特征

46、差异只能解释 各组 支出差异的一小部分，而它们之间消费行为差异的较大部分仍然没有得到经验上的解 释。因而，这意味着我们仍需对贫困人群的消费行为作一步的研究。参考文献劳动和社会保障部劳动科学研究所,2000 :沈阳和武汉两城市下岗职工状况抽样调 查分析报告，研究论坛第19期。王有捐,2001 :中国城镇贫困线的测量，(研究报告)。APPIetOn J SimOn , JOhn Knight, Lina SOng and QingjieXia ,2001 , U LabOUr RetrenChment in China : DeterminantS and COnSeqUences”， China

47、ECOnOmiC ReVieW (forthcoming).Banerjee , Abhijit, 2000 J“ The TWO POVertieS ”，WOrking PaPerSerieS J DePartment Of ECOnOmiCS J MaSSaChUSettS InStitUte Of TeChnOIOgy.DeatOn , Angus S. j1991 , “Saving and LiqUiCIity COnStraintS , , ECOnOmetrica J 59 , 1221 1248.DeatOn , Angus S. j1997 , The AnaIySiS Of HOUSehOICl SUrVeyS : A MiCrOeCOnoITliC APPrOaCh to DeVeIOPment POIiC