導(dǎo)語：城鎮(zhèn)化發(fā)展多維減貧效應(yīng)分析一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

貧困問題一直是困擾著我國經(jīng)濟社會發(fā)展的難題，改革開放以來，隨著經(jīng)濟的持續(xù)高速發(fā)展，我國的扶貧工作取得了顯著的成效，以最新的年收入2300元（2010年標(biāo)準(zhǔn)）為貧困標(biāo)準(zhǔn)線，我國的貧困人口由1978年的77039萬人減少到了2017年的3046萬人，貧困發(fā)生率也由97.5%降到了3.1%，貧困人口的規(guī)模和深度都得到了有效的控制。與此同時，由于我國人口基數(shù)龐大，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡等現(xiàn)狀，我國的貧困問題依然嚴(yán)峻，扶貧減貧任務(wù)依然艱巨，尤其是老、少、邊、連片特困地區(qū)，脫貧困難重重，制約著2020年全面建成小康社會目標(biāo)的實現(xiàn)。值得關(guān)注的是，我國的官方統(tǒng)計資料一般采用單一指標(biāo)即貧困發(fā)生率來測度貧困人口的變化，僅從收入角度反映貧困人口數(shù)量的變化，對于除收入以外的醫(yī)療教育等隱性貧困并不敏感，因而很難從整體上把握貧困程度，制訂出相應(yīng)的對策。因此，在對貧困進行測度時，采用多維貧困的視角[1]，除了常用的收入貧困外，加入了反映居民文化程度的“教育貧困”指標(biāo)和反映居民可接受醫(yī)療服務(wù)程度的“醫(yī)療貧困”指標(biāo)，以便更完整地反映居民的貧困狀況。隨著中國經(jīng)濟進入新常態(tài)，城鎮(zhèn)化發(fā)展成為經(jīng)濟增長的重要動力，研究城鎮(zhèn)化的多維減貧效應(yīng)，具有一定的理論意義和現(xiàn)實意義。

1模型設(shè)定與變量說明

1.1理論假設(shè)。著名經(jīng)濟學(xué)家羅森斯坦-羅丹和繆爾達(dá)爾認(rèn)為：一國的人均收入必須邁過一定的門檻才能逐步發(fā)展起來，否則會陷入“貧困陷阱”中，進入難以擺脫的惡性循環(huán)。在“貧困陷阱”中主要制約力量來自資本積累，而發(fā)展中國家城鎮(zhèn)化的發(fā)展對于資本積累起著重要的作用，城鎮(zhèn)化將城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的閑置資源進行整合，提高資本積累率，從而使得經(jīng)濟擺脫“貧困陷阱”而邁向更高水平的均衡狀態(tài)。結(jié)合相關(guān)學(xué)者的研究[2-13]，本文認(rèn)為城鎮(zhèn)化推進貧困減緩主要通過經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和公共財政支出三個方面，因此提出以下三個假設(shè)：假設(shè)1：城鎮(zhèn)化發(fā)展導(dǎo)致資源集聚從而提高生產(chǎn)效率，帶動經(jīng)濟增長從而提高人均收入以及對教育、醫(yī)療等資源的獲得性。假設(shè)2：城鎮(zhèn)化所帶來的人口遷徙一方面讓農(nóng)村貧困人口直接接觸到了城鎮(zhèn)的優(yōu)質(zhì)資源，另一方面勞動力的流入刺激了服務(wù)業(yè)的發(fā)展，進而通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化實現(xiàn)減貧。假設(shè)3：政府在推動城鎮(zhèn)化的過程中加大財政公共支出力度，優(yōu)化地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和社會保障等從而有益于貧困減緩。1.2模型設(shè)定。為了檢驗城鎮(zhèn)化發(fā)展與貧困減緩之間的關(guān)系，本文構(gòu)建了基本計量模型：Povit=α0+α1Urbit+α2Macroit+vi+γt+μit（1）公式（1）中，Povit表示貧困程度，Urbit表示城鎮(zhèn)化率，Macroit表示宏觀控制變量，包括財政干預(yù)、人均GDP和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)三個指標(biāo),vi為不隨時間變化的個體固定效應(yīng)，γt為時間固定效應(yīng)，μit為隨機誤差項。為了更加準(zhǔn)確地估計城鎮(zhèn)化減貧的空間溢出效應(yīng)，本文在公式（1）的基礎(chǔ)上加入空間變量和滯后期獲得動態(tài)空間面板模型。Povit=ρåwijPovit+LnxTitβ+δåwijxTjt+λåwijμij+vi+γt+ϵit（2）公式（2）中，ρåwijPovit為被解釋變量的空間滯后項,ρ為滯后項系數(shù)，wij為空間權(quán)重矩陣，LnxTit為解釋變量，δåwijxTjt表示解釋變量的空間滯后項，δ表示其空間滯后項系數(shù)，åwijμij為擾動項空間滯后，λ為擾動項滯后系數(shù)，vi表示地區(qū)固定效應(yīng)，γt表示時間固定效應(yīng)，ϵit~(0，σ2)，通過對模型的相關(guān)系數(shù)進行控制可以得到不同類型的空間面板模型。當(dāng)λ=0且δ=0時，可以得到空間滯后模型（SAR），空間滯后模型主要是度量被解釋變量存在的直接空間效應(yīng)；當(dāng)ρ=0且δ=0時，可以得到空間誤差模型（SEM），空間誤差模型主要度量被解釋變量除直接因素外的誤差項產(chǎn)生的空間效應(yīng)；當(dāng)只有λ=0時，可以得到空間杜賓模型（SDM）。對于如何選擇SAR、SEM、SDM三種空間面板模型，可以通過LM檢驗、Wald檢驗和LR檢驗來確定最合適的空間面板模型，為了便于比較和檢驗結(jié)果的穩(wěn)定性，本文將三種模型同時進行了回歸分析。權(quán)重矩陣是空間計量分析中表達(dá)空間交互結(jié)構(gòu)的紐帶，也是最為核心的步驟之一，本文采用的是空間嵌套權(quán)重矩陣，由鄰接矩陣和經(jīng)濟權(quán)重矩陣相乘得到。采用嵌套矩陣一方面能夠較好地反映相鄰省域人口流動的空間特征,另一方面能體現(xiàn)不同省域之間經(jīng)濟相互依賴的程度。嵌套權(quán)重矩陣wij以表1所示的方式得出，同時對其進行標(biāo)準(zhǔn)化處理。本文所涉及的變量主要分為被解釋變量、核心解釋變量和控制變量三部分，具體情況為：（1）被解釋變量。衡量貧困程度的指標(biāo)通常有貧困發(fā)生率、SEN指數(shù)、GT指數(shù)等，這些指標(biāo)都是以收入作為衡量的標(biāo)準(zhǔn)，在識別貧困程度上顯得過于片面，而貧困實際上是一個多維度的指標(biāo)，故借鑒傅鵬等[14]的做法，通過收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困三個維度來綜合表述貧困狀況。對于收入貧困，由于缺乏2010年前的貧困發(fā)生率數(shù)據(jù)，故采用單德朋等[10]的方法，選取恩格爾系數(shù)來衡量貧困狀況，在模型中各省份的恩格爾系數(shù)可分辨該地區(qū)發(fā)展的貧困程度，數(shù)值越大表明貧困程度越深，即為正向指標(biāo)，部分年份統(tǒng)計年鑒中沒有給出恩格爾系數(shù)，本文利用食品支出在消費支出中所占的比重進行了計算，得出相應(yīng)的數(shù)值；對于教育貧困，選取各省份15歲以上文盲人口所占比重來衡量，也為正向指標(biāo)；對于醫(yī)療貧困，選取各省份每千人口衛(wèi)生室人員數(shù)來表示，為負(fù)向指標(biāo)，即數(shù)值越高貧困程度越低。（2）核心變量。本文的核心解釋變量為城鎮(zhèn)化水平（Urban），采用各地區(qū)城鎮(zhèn)人口占地區(qū)總?cè)丝诒戎丶闯擎?zhèn)化率來衡量，人口城鎮(zhèn)化率能夠有效反映勞動力要素的聚集，從而對貧困人口的城鄉(xiāng)流動帶來的收入、教育、醫(yī)療等方面產(chǎn)生一定的影響，因此人口流動指標(biāo)能較好地反映城鎮(zhèn)化水平。（3）控制變量。控制變量包括對減貧有明顯影響的其他因素，如：財政干預(yù)（Fin）、實際人均GDP（PGDP）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Ind）。其中財政干預(yù)用各省份的政府財政公共支出占當(dāng)年GDP的比重來表示，實際人均GDP以1978年為基期，除去通貨膨脹的影響得出，由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的層次主要由第三產(chǎn)業(yè)來推動，故選取第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

2數(shù)據(jù)描述與實證分析

2.1數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計性描述。為保證時間的長度，盡量避免中國城鎮(zhèn)化發(fā)展政策變遷對減貧的擾動影響，本文從《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告》和《中國財政統(tǒng)計年鑒》選取了2005—2017年全國31個省份的面板數(shù)據(jù)，對被解釋變量、核心變量、控制變量進行了歸納整理（見表2），表2展示了各變量的統(tǒng)計性描述。2.2多維貧困的空間相關(guān)性分析。隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展，帶動資本和人口的廣泛流動，貧困的空間分布可能會存在著越來越強的空間相關(guān)性。為了驗證各省份之間收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困的空間特征，本文使用空間自相關(guān)Moran’sI指數(shù)來進行檢驗，其計算公式為：MoranI=Måijwij×åijwij(x)i--x(x)j-xˉåi(xi-xˉ)2（3）其中，M為區(qū)域的數(shù)量，xi和-x分別表示某區(qū)域的樣本觀測值和總體樣本觀測均值，i=1，2，…，M。wij為i與j區(qū)域的空間權(quán)重賦值，如果兩地在地理空間上相鄰則賦值為1，否則為0，Moran’sI指數(shù)的取值范圍介于-1至1之間，數(shù)值越大意味著該指標(biāo)的空間相關(guān)性越強，若取值為0則意味著不存在相關(guān)性。利用空間嵌套矩陣對2005—2017年全國31個省份的收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困分別進行了Moran’sI指數(shù)的檢驗，結(jié)果如表3所示。表3的結(jié)果顯示，收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困的Moran’sI指數(shù)絕大部分為正值且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明我國各省份的三大貧困存在著顯著的空間集聚效應(yīng)。收入貧困的莫蘭指數(shù)值隨著時間的推移先逐漸變大后逐漸變小，呈現(xiàn)出倒“U”型的發(fā)展趨勢，這表明我國收入貧困狀況在2005—2010年間呈現(xiàn)出愈發(fā)增強的空間集聚效應(yīng)，之后空間集聚效應(yīng)有所減緩。而教育貧困和醫(yī)療貧困的莫蘭指數(shù)值逐年減少，表明其貧困集聚狀況有減弱的長期趨勢。究其原因，可能在于近年來我國出臺了一系列新的扶貧措施，打破地域界限，加快了人口和資本跨區(qū)域流動，從而讓貧困集聚效應(yīng)有所減弱。2.3空間模型的實證結(jié)果。本文以全國31個省份為研究對象，故采用固定效應(yīng)模型更為合適，并且對面板數(shù)據(jù)進行Hausman檢驗，其結(jié)果也支持采用固定效應(yīng)模型。本文采用空間嵌套權(quán)重矩陣，運用Stata14.0軟件進行空間面板估計，依次探究城鎮(zhèn)化等指標(biāo)對收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困的減貧效應(yīng)；同時列出空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型的檢驗結(jié)果，這樣的好處在于可以直觀地進行對比，也能檢驗估計結(jié)果的平穩(wěn)性，且每一種模型都根據(jù)空間固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)和雙固定效應(yīng)進行控制，通過比較擬合優(yōu)度R2選擇空間固定效應(yīng)為最佳模型，最終得到了以下實證結(jié)果：（1）收入貧困分析。收入貧困的實證結(jié)果如表4所示。為了便于進行對比，本文將普通面板模型的回歸結(jié)果也放入表中，在表4各個模型的估計結(jié)果中，可以觀察到，SAR模型和SDM模型的擬合優(yōu)度較高，且其空間相關(guān)系數(shù)ρ顯著大于零，表明我國居民的收入貧困在空間上存在顯著的正相關(guān)性，即呈現(xiàn)出區(qū)域性的貧困聚集。根據(jù)擬合優(yōu)度最高的SDM模型的估計結(jié)果，城鎮(zhèn)化水平在1%的顯著水平下對收入貧困產(chǎn)生負(fù)向影響，其系數(shù)值為-0.1648，表明城鎮(zhèn)化水平每提高1%，收入貧困降低0.1648%。對于控制變量而言，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人均GDP指標(biāo)顯著地有利于收入減貧，政府的財政干預(yù)顯著但反向作用于貧困減緩，其原因可能在于地方政府比較注重GDP的考核，故投放的財政支出大量用于基建等項目支出，而對于改善民生的項目投資較少，導(dǎo)致居民的收入貧困沒有得到有效改善。水平上顯著（下同）。（2）教育貧困分析。教育貧困的實證結(jié)果見下頁表5，在此同樣把普通面板回歸模型放置其中進行對比。觀察結(jié)果發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化發(fā)展對于教育減貧并沒有顯著的作用，可能的解釋是城鎮(zhèn)化對教育貧困存在著倒“U”型的影響，隨著城鎮(zhèn)化發(fā)展到一定程度，超過了門檻值使得其對教育貧困的影響變得非常有限，甚至抑制了教育貧困的減少。觀察擬合優(yōu)度最高的空間杜賓模型可以發(fā)現(xiàn)空間自回歸系數(shù)ρ顯著大于零，故教育貧困也存在著空間集聚作用，各變量中除城鎮(zhèn)化對教育減貧有消極效果外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也對教育減貧有顯著的正向作用。這也解釋了服務(wù)業(yè)發(fā)展所導(dǎo)致的人力資本流動使得農(nóng)村教育資源的流失更加嚴(yán)重，而財政干預(yù)和人均GDP指標(biāo)顯著地有利于教育減貧，說明財政支出中逐年增長的教育支出改善了居民的教育水平，相對來說教育具有更多的公共品屬性，故服務(wù)于大眾的政府財政支出對于教育減貧有著一定的積極作用。（3）醫(yī)療貧困分析。醫(yī)療貧困的實證結(jié)果見表6。結(jié)果表明，不管使用哪種模型進行回歸，城鎮(zhèn)化對于醫(yī)療減貧的效果都是顯著的正相關(guān)，即促進了人們在醫(yī)療資源上的可得性，根據(jù)擬合優(yōu)度R2的數(shù)值大小選擇最合適的模型可以發(fā)現(xiàn)，時間固定SDM模型效果更好，擬合度達(dá)到了0.8503，根據(jù)該模型的回歸結(jié)果可以看出空間相關(guān)系數(shù)ρ顯著為正，表明醫(yī)療貧困同收入貧困和教育貧困一樣具有空間集聚的特點。對醫(yī)療減貧的影響要素中，城鎮(zhèn)化水平、人均GDP和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對醫(yī)療減貧具有顯著的促進作用，其中，城鎮(zhèn)化水平每提高1%，醫(yī)療貧困減少0.966%，說明人口的城鄉(xiāng)流動有利于醫(yī)療服務(wù)覆蓋面的擴大，經(jīng)濟增長和服務(wù)業(yè)的發(fā)展也對醫(yī)療減貧產(chǎn)生了積極影響，而財政支出不利于醫(yī)療減貧，其原因可能與收入貧困類似，政府的財政支出向GDP績效的項目傾斜而忽視了醫(yī)療公共服務(wù)的投資。2.4直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。通過空間杜賓模型（SDM）效應(yīng)分解所得到的城鎮(zhèn)化減貧的效果如表7所示，其中直接效應(yīng)是指本地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展對本地區(qū)減貧的影響，而間接效應(yīng)是指本地區(qū)的城鎮(zhèn)化對于周邊地區(qū)減貧的空間溢出作用。由表7可知，城鎮(zhèn)化發(fā)展對于本地區(qū)的收入貧困和醫(yī)療貧困均有著直接的抑制作用，但對教育貧困沒有明顯的效果，這與上文分析結(jié)果相似。對于空間溢出效應(yīng)，城鎮(zhèn)化對周邊地區(qū)的收入貧困具有顯著的抑制作用，雖然對于醫(yī)療貧困的溢出效應(yīng)不顯著但是為正，方向仍然保持一致。總的來說，各省份之間的減貧存在著明顯的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，而城鎮(zhèn)化的發(fā)展不僅有利于本地區(qū)的收入和醫(yī)療減貧，還能帶動周邊地區(qū)的發(fā)展，實現(xiàn)跨區(qū)域的聯(lián)動減貧。2.5分區(qū)域進行檢驗。為進一步考查上述解釋變量的多維減貧效應(yīng)在不同區(qū)域有何差異，即檢驗其空間區(qū)域性特征，本文根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》對于全國省份進行了東、中、西部三個地區(qū)的劃分，并分別對各地區(qū)的收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困進行了檢驗，結(jié)果如表8所示。由表8可知，對于收入貧困而言，城鎮(zhèn)化指標(biāo)只對西部地區(qū)都有著顯著的抑制作用，而對于東部和中部沒有顯著影響，說明待發(fā)展地區(qū)的城鎮(zhèn)化更有助于收入減貧，財政支出的減貧效果不太理想，與全國樣本的分析保持一致。人均GDP則有著區(qū)域分化的態(tài)勢，僅在東部和中部有著較強的減貧效果。而第三產(chǎn)業(yè)的減貧效果則在東、中、西部地區(qū)均有著顯著的作用，尤其是在西部地區(qū)系數(shù)值更高，說明越是經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)的地區(qū)，服務(wù)業(yè)的發(fā)展越能帶動貧困減少。對于教育貧困，與全國樣本類似，城鎮(zhèn)化發(fā)展不利于教育減貧，在東部地區(qū)甚至有顯著的正向作用，說明在越是城鎮(zhèn)化發(fā)展面臨飽和的發(fā)達(dá)地區(qū)，城鎮(zhèn)化對于教育減貧越失去了助推效果。財政干預(yù)對教育減貧有著一定的抑制作用但并不顯著，人均GDP的減貧效果最好，在東部地區(qū)系數(shù)值最高，中部其次，說明越是經(jīng)濟發(fā)達(dá)的地區(qū)，經(jīng)濟增長越能帶動教育減貧。至于醫(yī)療貧困，城鎮(zhèn)化水平在東、中、西部地區(qū)均有著1%水平上顯著的減貧作用，在東部地區(qū)系數(shù)值達(dá)到了最高的1.4671，表明經(jīng)濟越發(fā)達(dá)，其醫(yī)療減貧效果越好。經(jīng)濟增長的醫(yī)療減貧效應(yīng)則在中部和西部地區(qū)產(chǎn)生積極作用，而服務(wù)業(yè)發(fā)展只在中部地區(qū)有著顯著的促進作用，財政干預(yù)對于醫(yī)療貧困沒有減緩作用，這與收入減貧有著相似的表現(xiàn)。

3結(jié)論

總體而言，本文得到了以下結(jié)論：（1）貧困分布呈現(xiàn)出顯著的集聚效應(yīng)。根據(jù)Moran＇sI指數(shù)的檢驗結(jié)果，我國的收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困均呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)，故一個地區(qū)的減貧也會帶動周邊地區(qū)的減貧；反之，一個地區(qū)貧困的加深也會導(dǎo)致鄰省貧困加劇，這種貧困集聚的空間效應(yīng)體現(xiàn)出我國區(qū)域發(fā)展的不協(xié)調(diào)性。（2）城鎮(zhèn)化發(fā)展能夠顯著抑制收入貧困和醫(yī)療貧困，但不利于教育減貧，這在分析東、中、西部區(qū)域性檢驗時得出了一致的結(jié)論，城鎮(zhèn)化帶動人口和生產(chǎn)要素的流動，促進了區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展，帶動居民收入的提高，同時在醫(yī)療這個具有公共服務(wù)屬性的方面也存在著顯著的積極作用。（3）城鎮(zhèn)化的飛速發(fā)展不僅能帶動本地區(qū)的減貧，還在空間上對相鄰地區(qū)產(chǎn)生空間溢出作用，而且城鎮(zhèn)化對于收入貧困的空間溢出效應(yīng)甚至比直接效應(yīng)更強。

作者:朱冬元 楊瀟宇 孫浩然 單位:中國地質(zhì)大學(xué)