食物供應量、食物獲取權與中國1959－61年的饑荒 林毅夫　　楊　濤 【內容提要】在理解饑荒的成因方面,食物供應量下降和Sen的食物 獲取權理論是兩種主要思路。兩種思路都有案例研究支持。本文首 次以經濟計量方法研究此問題，發現中國大饑荒中，人均糧食產出 （代表食物供應量）和農村人口比例（代表城市偏向），都是決定 分省死亡率的重要因素，其中城市偏向的作用又大於食物供應量下 降的影響。此結果表明，制度性因素是中國饑荒的主要原因。本文 英文版發表於 Economic Journal, Jan. 2000, pp136 -158. 林毅夫，經濟學博士，執教於北京大學和香港理工大學。 楊　濤，經濟學博士，執教於美國杜克大學經濟系。 -------------------------------------------------------------------------------- [新觀察]·文庫版 www.xgc2000.com 轉載時請註明作(譯)者及出處 -------------------------------------------------------------------------------- Ⅰ　　介 紹 　　儘管農業生產技術不斷進步，但災荒還是不斷發生。所以饑荒和食物短缺 問題受到了經濟學家的強烈關注。傳統的解釋認為，饑荒主要是由食物供應量 的突然下降引起的（FAD）。這可以一直追溯到亞當·斯密和馬爾薩斯的著作。 例如，戰爭和天災可以在某一特定區域大量損害農業生產，導致廣泛的食物短 缺，並最終引起饑荒。在Sen（1977，1981a和b）的影響廣泛的論著出現之前， 這種基於供給的FAD解釋被作為饑荒的成因之一而接受了。Sen在其著作中提出 了一個更具普遍性的食物獲取權(entitlement)思路。Sen強調，饑荒就是在一 個地區中大量人口不能獲得足夠食物充飢的狀況。儘管人均食物產出的不足可 能引起饑荒，但它只是眾多可能的原因之一。在他研究的幾個廣為人知的歷史 上的饑荒中，Sen 發現，甚至在人均食物產出得到維持的情況下，饑荒也可能 發生。饑荒的出現，可能由於部分人口的稟賦發生了突然而劇烈的下降，也可 能來自相對價格的劇烈變化，這些都使得部分人口不能獲得充足的食物。 　　當食物獲取權理論已經被許多饑荒分析者接受時，FAD 理論的支持者對此 提出了批評。反對者們強調局部供給情況,而不象Sen那樣考察食物供應量的總 水平。他們指出，天災導致的歉收經常引起食物價格過高(因為供給短缺)、投 機行為、需求增加(為應付不確定性)以及出賣財產(為獲得糧食)。最終，窮人 和受壞天氣負面影響的人因為其購買力下降而成了饑荒的犧牲品。因為是歉收 引起了這種連鎖反應，所以這種思路的支持者認為，理解饑荒的最好方法是考 察總體食物供應量發生了什麼變化。 　　儘管這些觀點在理論層次上很明晰，但這兩種理論的適用性還沒有得到經 驗分析的嚴格檢驗。Sen 已經充分證明，即使人均食物供給沒有減少，饑荒也 可能出現。但他對食物供應量的衡量指標要麼定義在全國層次上，要麼定義在 高度加總的地區水平上， 故並不能直接反駁那些強調局部情況的FAD支持者的 命題。其它數據（例如個人財產和市場商品價格）的貧乏，進一步妨礙了對食 物獲取權理論的正規評價。更重要的是，以前的研究並沒有單獨測算過食物供 給和其它食物獲取權安排對饑荒的影響。所以，我們還不知道各種饑荒成因的 相對重要性。 　　在這篇論文中，我們研究中國1959－61年的饑荒，其中食物供應量的減少 與食物獲取權的不同安排都是重要因素。在中央計劃政權下，中國有一個有效 的偏向城市的食物配給體系，因此城市居民得到定量糧食的權利得到法律保護。 相反，強制性的糧食徵購定額被強加在農民頭上。結果，農民只對剩餘糧食享 有權利。在收成不好的年頭，當農民上繳完定額之後，留給他們的糧食根本不 夠吃。在1959－61年大躍進時期，因為突然的制度改變、自然災害以及一系列 的政策失誤，中國農業生產崩潰了。在1959年，糧食產出下降了15％，1960和 1961年只達到1958年水平的70％。對最新發表的數據的仔細研究表明，這一危 機導致了普遍的饑荒，造成了2300-3000萬人的額外死亡（Peng 1987和Ashton 等 1984）。為解釋這場大災難，我們將Sen的食物獲取權理論運用於中央計劃 體制。我們提出一個可以進行經驗檢驗的框架，把人均食物供給和對食物的獲 取權同時作為饑荒的決定因素。 　　為進行經驗分析，我們使用了1954－66年中國28個省的時間序列和分省數 據。在一省中，我們用農村人口的比重和該省人均糧食產出分別代表城市偏向 程度和食物供應量程度，並確定它們對所觀察到的各省死亡率差別的影響。我 們發現，在正常年份里，各省之間各變量的差別並沒有導致死亡率的不同。然 而，在1959－61年的饑荒時期,兩種變量都顯著影響了觀察到的各省的死亡率。 實際上，與食物供應量相比，偏向城市的中國食物獲取權制度能在更大程度上 解釋各省死亡率的不同，這對食物獲取權理論提供了支持。據我們所知，在確 定災荒成因的相對重要性方面，以及駁斥食物供應量思路的有效性方面，這篇 論文是第一項經濟計量研究。 Ⅱ　　中國的食物徵收與食物獲取權 　　在食物獲取權理論中，Sen（1981a，1981b）指出，獲取難題(acquisition problem)是當今世界飢餓和餓死問題的核心。考慮一個人的稟賦向量，它可能 包括土地擁有量、勞動力、健康狀況以及對其它資產的所有權。他可用最初的 稟賦生產他所需要的食物，或者在市場上用其財產去交換包含食物在內的一個 消費束。如果不能獲得足夠的食物，他就會餓死。這種情況的發生，可能是因 為稟賦向量x的減少（直接食物獲取權失敗）， 也可能是因為用財產交換食物 的價格發生了不利的變化（交易食物獲取權失敗）。因此，FAD 並不是發生飢 荒的必要條件。在檢驗他的假設方面，Sen 認識到對食物獲取權的設定還比較 模糊，而且這個問題會因為數據的限制而變得更加複雜。Sen 沒有進行統計分 析，而是着重依靠大米-交換率指數以及其它產品或勞務對大米的價格比率， 把它們作為變化着的食物獲取權關係的指標。他發現，特定人口的食物-交換 率的下降可以解釋許多饑荒。 　　與Sen賴以建立和應用其食物獲取權假設的市場環境相反， 在中國的計劃 經濟體制中，食物的供應和分配由中央政府直接控制。農民不得不按照政府定 價將強制性定額上繳給糧食收購部門。城市裡的食物配給體系保護了城市居民 獲得定量糧食的法律權利。在這種計劃性環境中，Sen 的食物獲取權理論對理 解饑荒的成因仍然是合適的。 　　在1949年中華人民共和國成立之後，農業實物稅成為國家從農村地區獲得 糧食的主要工具。1953年中央政府對糧食和油料作物實行統購統銷，將所有的 糧食徵收和分配都納入其直接控制之中，作為使收購價格降低的一種辦法。由 私人商販進行的省際糧食貿易實際上被取消了。伴隨着統購統銷的是嚴格的戶 籍制度，它剝奪了農村人口遷入城市地區的權利，並由此將農轉非置於政府的 嚴密控制之下。這些安排的目的在於儘可能多地獲取農業剩餘產品，以利於實 施重工業優先發展的戰略，該戰略導致了對糧食和其它農產品的日益增加的需 求（用於城市食品消費和出口）。在統購統銷體制下，中央政府在糧食生產季 節之前就制定了全國糧食收購任務。該任務的依據是計劃內城市消費需求、城 市儲備、工業原料以及國際貿易。該任務下達到省級以及更低層次的政府，直 至最基本的生產單位，成為指令性定額。政府在制定了強制性上繳數額的同時 也制定了價格。當上交任務完成之後，農民才可以向其它村民、國家糧食收購 部門或在由國家控制的糧食市場自由出售其剩餘產品。然而實際上因為國家已 經最大限度地進行了收購，農民基本已沒有剩餘產品可出售了（Walker，1984）。 　　在收穫之後，各地糧食收購部門徵收並把糧食移交國家。中央政府然後將 糧食以補貼價分配給各省的城市人口。為控制城市食品需求，並便於把食物分 配給目標人群，1954年開始使用糧票（Walker，1984）。 1955年8月，政府建 立了更正規的體系，並按照年齡、職業以及其它人口學特徵設置了糧食定量標 准。隨後的若干年裡，糧食定量標準經過了調整，並且定量供應的範圍擴展到 了其它農產品，包括大豆、粗糧、棉布、食用油和豬肉。 　　城市消費的定量分發是與農村的強制性定額上繳緊密聯繫在一起的。前者 表現為對城市居民法律權利的保護，後者表現為農村居民的強制性負擔。在征 收和定量配給體制下，政府和農民之間存在着嚴重的衝突。因為政府優先發展 工業，它就採取從重徵收的政策以養活日益增加的城市人口、提供原材料、增 加城市糧食儲備，以及出口糧食換取外匯。然而，糧食更多地徵收意味着從農 業更多地抽稅，這樣不可避免地產生了激烈的反對。儘管有衝突，政府還是一 直為城市成功地獲取了糧食。這依靠了強有力的行政和政治手段。 　　在生產季節開始之前就確定了的生產單位的強制性定額，通常取決於生產 單位前一年的正常產量和它自己現在的消費需求。在正常年份里，會留給農戶 滿足生存需要的足夠食物。如果糧食產出下降只是一個局部現象，國家或省政 府可能減少上繳任務，或者甚至對受災地區的農戶進行糧食救濟。然而，如果 在全國範圍內糧食供給嚴重下降，絕大部分苦果就會落在農民頭上，農村也最 可能發生饑荒，因為政府主要關心的是城市糧食供應。在上述制度安排下，當 地食物產出和城市偏向的糧食分配體系，可能是嚴重的供給衝擊出現時中國飢 荒發生的根本原因。 　　對於分析中國饑荒的各種成因的相對重要性來說，以上討論對確定研究的 代表變量和觀察單位提供了有用的線索。第一，食物獲取權是與一個居民戶的 法律地位相關的，即它是城市居民戶還是農村居民戶。城市居民戶享有由國家 保證的定量糧食的權利，而農村居民戶只對完成上繳任務後剩餘的糧食有權利。 第二，在解釋中國的餓死問題時，糧食和其它商品的相對價格的作用是有限的， 因為在城市地區糧食作為實物配給定量分發，而饑荒時期的農村糧食市場小得 可憐。第三，因為通過私人商販進行的省際糧食貿易被禁止了；而中央政府在 全國範圍糧食產出急劇下降的情況下，也無力對農村進行救濟，這樣在那段時 間一省中農民的生存只能依靠該省的食物生產。 　　在FAD或食物獲取權思路中， 哪一個是理解饑荒最恰當的理論呢？上述特 定的制度安排為解決這一問題提供了方便。一省中人均糧食產出可以作為該省 可獲得的食物的代表。 如果FAD是正確的，食物供應量就是決定饑荒死亡人數 的唯一重要的變量。在中國，一個人對食物的食物獲取權是由其戶口決定的。 一省中農村人口的比例代表了該省中食物獲取權未受法律保護的人口所占的比 例。這就是該省城市偏向程度的代表。 如果Sen的食物獲取權思路是理解饑荒 成因的正確途徑，那麼除食物供應量外，城市偏向也應該是決定饑荒死亡的重 要變量。 　　具體而言，在本回歸分析中，我們希望檢驗的假設可概括如下： 　　在中國的饑荒中，一省的死亡率與該省農村人口的比率有正相關關係（城 市偏向假設），並且與該省人均糧食產出有負相關關係（食物供應量假設）。 　　我們將使用中國1959－61年發生的嚴重災荒作為我們的研究案例。在下一 節我們介紹糧食生產的下降、糧食收購問題以及所導致的饑荒。在第Ⅳ節，我 們進行了一個統計研究，評估了在這場人類大災難中，食物供應量和城市偏向 對死亡率的相對影響。 Ⅲ　　集體化和人口危機：1959－61 　　中國農業的集體化始於1952年。農業生產制度從家庭生產轉為互助組、初 級合作社，再發展為高級合作社，後者大約由150個家庭組成。 到1957年高級 合作社是主要的農業生產制度。1952－57年農業產出以年平均4.6%的增長率持 續增長。被這項成功所鼓勵，共產黨決定採用更大膽的方法動員剩餘勞動力， 增加資本積累。1958年，作為全國範圍大躍進運動的一部分，大規模的公社形 成了。然而事與願違，農業生產連續三年急劇下滑，跟着就發生了普遍的饑荒。 在1959－61年間，每千人死亡率急劇上升，而每千人的出生率也同等程度地急 轉直下（參見圖1）。 　　經濟學家們試圖對農業急劇下降的原因作出解釋。傳統的假設包括有：連 續三年的惡劣天氣、錯誤的政策及糟糕的公社管理、公社笨拙龐大的規模導致 的激勵問題（Eckstein 1966, Chinn 1980, Ashton等1984, Perkins 和Yusuf 1984）。林毅夫（1990）用博弈論的方法說明，農業崩潰的主要原因在於剝奪 了農民退社的權利。組織形式的這種轉變使農民的激勵結構發生變化，從而破 壞了農業生產率。在本文中，我們並不對產出突然下降的決定因素進行探討， 我們的注意力集中在供給衝擊帶來的後果。更具體的，我們將分析食物供應量 和對食物的法定獲取權對導致隨後的饑荒的相對重要性。 　　表1的統計數字表明，在1959－61年間食物供應量急劇下降。 在崩潰之前， 糧食總產出持續增長，在1958年創造了2億噸的記錄。1959年總供給突然下降了 15％，而且在隨後的兩年裡，情況更糟糕；1960和1961年只達到了1958年總供 給水平的70％。在之後的幾年裡，開始有了緩慢的恢復。但直到1966年才恢復 到1958年的糧食生產水平。 　　在糧食危機中，人均糧食供應的下降甚至更為嚴重，因為在頭兩年糧食出 口達到歷史最高水平。如表1所示，糧食淨出口從1958年的270萬噸增長為1959 年的420萬噸。 這與產出的下降相結合，導致了此後兩年人均食物供給連續下 降，下降幅度分別為17％和13％。 由於糧食危機的壓力， 中國1961年進口了 450萬噸糧食，這緩解了食品短缺問題。 從六十年代的這一刻開始，中國開始 成為糧食進口國。 　　大量的食物短缺可能是隨後的饑荒的可信原因之一。另一重要原因是農村 人口的食物獲取權 。正如表1所示，儘管糧食總供應急劇下降，總糧食收購量 卻達到了6412萬噸的新頂點， 這使收購量－產出比率從1958年的25.9%急劇上 升到1959年的37.7％。這一比率在1960年保持在32.4％的水平上，儘管這一年 的糧食產出又下降了。結果過多的徵收使農村人口有權得到的食物供給嚴重減 少。 　　1959－61年糧食徵收的巨大規模可歸因於一些好象有道理的原因。第一， 剛剛開始的工業大躍進使對糧食的需求增加，不僅是作為原材料和出口來源， 也為滿足城市的消費。Riskin (1987) 介紹說，國營工業僱傭人數從1957年的 780萬到1958年增加了兩倍，達2316萬，農業勞動力的淨流入為1568萬。隨後， 城市人口的增加使國家不得不增加收購任務。然而，在1958－59年冬天，城市 糧食供給開始不能滿足需求。為確保大躍進的勝利，毛主席在1959年春發表重 要講話，把國家形容為“一盤棋”，重申糧食的中央計劃並對城市的糧食供給 給予了高度優先權。 這項政策在1959年被嚴格地執行了（Walker 1984）。解 釋從重徵收的第二個可能的原因是1958年的豐收，這使中央政府相信中國已經 解決了她的“糧食問題”。政府通過簡單的增加徵收以獲得它原有的份額。 　　然而，對證據的仔細研究支持了第一種解釋，即正是中央政府為了城市居 民而嚴重地剝奪了農民。證據根本無法支持另一種解釋，即對糧食的過度剝奪 是由於國家錯誤判斷了形勢造成的。1959年政府進行了強烈的徵收運動，同時 政府也意識到農民正運用各種可能的辦法阻止政府拿走他們的糧食。當地強烈 的反抗本來可以很快糾正任何生產奇蹟的幻覺，但是政府繼續採取強制行動。 政府利用強有力的政治手段促使農村幹部上繳糧食，並懲罰那些抗命不遵的人。 大型人民公社的形成為幹部動員大量糧食提供了機會(Bernstein 1984)。徵收 運動的結果令人震驚：1959年政府使糧食收購量增加了大約24％，儘管實際糧 食產出下降達15％。 　　伴隨着食物供給的急劇減少和過度的徵收，在1959－61年連續三年間，中 國發生了嚴重的饑荒。然而這場饑荒直到中國政府八十年代初發表重要的人口 統計數據時才引起國外的關注。在用內插法對在這之前和之後的死亡水平進行 了仔細的人口統計研究之後，Ashton等人（1984）得出結論：“在危機的額外 死亡人數中，10歲以上的大約有1730萬，10歲以下的大約有1220萬，總共大約 3000萬。”用死亡人數來衡量，這場災難無疑是人類歷史上最嚴重的饑荒。 　　表2顯示了1954－66 年間中國人口的死亡率與出生率的統計摘要，其中分 別包括了農村和城市地區的數字。因為主要是農業經濟，儘管農村人口在整個 階段里有下降趨勢，但始終占全國人口的81％以上。死亡和出生數字清楚地證 明了這是一場重大的人口災難。全國死亡率從1958年的1.198%上升到1959年的 1.459%，然後更上升為1961年的2.543%。從城市和鄉村的數字，我們可以看出 全國的高死亡率出現於農村地區，那裡1960年的死亡率令人震驚地達到2.858%。 饑荒期間，城市死亡率雖比正常水平高，但是卻比農村的比率低很多。出生統 計的情況則完全相反，全國出生率在危機期間大幅度下降。同樣，農村人口再 次受到了更為嚴重的影響，其出生率在1961年達到最低點1.699%，此出生率大 約只占1957年的一半。下降的出生率也嚴重影響了人民大眾的生活福祉。然而， 因為這些數字並不能直接代表生命的減少，我們的分析將集中於死亡率。 　　表3提供了1954-66年間更詳細的省級死亡率資料。在現在的30個省、自治 區和直轄市中，海南省和西藏自治區沒有包含在表內，因為前者是一剛建立的 省份，而後者則沒有考察期間的官方死亡率記錄。數字揭示了危機期間死亡率 的不同。在饑荒最嚴重的1960年，三個直轄市北京、天津、上海的死亡率最低， 它們是中國最重要的政治和工業中心。地區死亡率的不同也值得注意：在饑荒 中，北方和東北的省份死亡率一般較低。 　　在此，我們注意到，有一些特別的因素可能引起各省死亡率的不同，但將 不在後面的統計分析中仔細考察這些因素。第一，一個省政府有多大的政治力 量抵抗中央的行政管理直接決定了當地糧食徵收的強度，隨之影響了饑荒的嚴 重程度。 例如，（19）廣東和（7）吉林的額外死亡人數只有輕微增加，因為 這兩省成功地減少了它們的糧食出口負擔。相反，與中央合作或服從中央的省 份，如（25）甘肅，（16）河南，（21）四川和（28）湖南都有很高的死亡率。 在協調當地福利與中央命令時，省級領導的個性和政治手腕對死亡率產生了直 接的影響。第二，省際糧食劃撥，即把糧食劃撥給災區和那些生產工業原料如 棉花、林業的地區，也是理解死亡率不同的很重要的一環。然而，這些劃撥通 常是在短期基礎上進行的，並且不在數據記錄上反映。這些限制使得在這個方 向難以進行更為深入的研究。第三，1958年末和1959年初發生的全國範圍的糧 食消費的浪費也可以解釋各省的不同。被1958年的豐收所矇騙，公社廚房免費 向社員供應糧食，造成了巨大的浪費（Johnson 1990）。因為過度消費在各省 發生的水平不同，受此影響，各省1959、1960年的死亡率也就不同。 Ⅳ　　經驗分析 　　我們用1954－66年期間中國28個省的數據來作經驗分析。這些數據來自由 中國國家統計局搜集出版的 《 全國各省、自治區、直轄市歷史統計資料匯編 （1949－1989）》以及中國統計年鑑各冊。關於中國人口問題的幾個最近研究 使用過這些數據， 並證明其結論 與依據其它數據來源所得到的結論是一致的 （Banister 1984，Coale 1984，和Ashton 等，1984）。分析省死亡率的意義 已在第Ⅱ節進行了討論。我們選擇省作為觀察單位也因為中國省級數據是最完 整且最易獲得的。國家統計局自從八十年代初開始已向公眾公布了大量省級數 據。我們之所以選擇1954年作為起始年、1966年作為終止年來進行分析，是因 為正如圖1所示， 1954年之前，死亡率有顯著下降，這可能是因為由以前的國 內戰爭和其它的社會破壞向穩定的社會過渡造成的，而1966年標誌着文化大革 命的開始，是中國社會另一個混亂的階段。 經驗假設和設定 　　我們假定偏向城市的食物獲取權和糧食供應是饑荒的主要原因，並希望確 定它們的相對重要性。分析的因變量是1954－66年各省死亡率，主要解釋變量 是一省中農村人口的比例（代表城市偏向）和一省人均糧食產出（代表食物供 應量）。正如在第Ⅱ節中解釋過的，我們未把財產擁有量和食物與其它商品的 相對價格作為解釋變量。 這種方法與Sen在市場機制下進行的分析不同，因為 在那裡財產和相對價格是分析饑荒的基本因素。 基本的估計方程式如下： 　lnΔit==β0 + β1 lnEit + β2D lnEit + β3 lnAit + β4D lnAit 　　　　+β5 lnΔit-1 + β6D lnΔit-1 + β7 Yt + β8 Pi + εit (1) 其中i指某省，t指某年，Δit指死亡率，Eit是農業人口的百分比，D是災年虛 擬變量（即 1959、1960、1961年D＝1，而其它年份D＝0），Ait是人均糧食產 出，Δit-1是滯後的死亡率，Yt和Pi是年別和省別的虛擬向量，εit是隨機擾 動項。DlnEit和DlnAit使得城市偏向與食物供應量在普通年份和災年對觀察到 的死亡率有不同影響。因為變量是對數形式，估計的參數β因此就代表彈性。 這個公式便於比較各主要解釋變量的百分比變化導致的各省觀察到的死亡率的 百分比變化。 　 所要檢驗的主要假設涉及各省死亡率與它的兩個潛在原因即城市偏向(lnEit) 和食物供應量（lnAit）的關係。在全國有正常食物生產的年份里，我們預期政 府會向城市人口分配充足的食品，並給農村家庭留下或提供足夠的食物。那麼 lnEit和lnAit將不會對觀察到的各省死亡率有顯著影響，即β1和β3不應該顯著 地異於0。然而在全國糧食嚴重短缺的災年，政府主要關心城市的食物供給。一 省中農村的人口百分比越高，享有受法律保護的食物獲取權的人數就越少。這樣， 我們預期一省較高的農業人口比例會導致該省較高的死亡率(即(β1＋β2) > 0)。 同樣由於每省都有強制性糧食收購定額，而且政府在全國範圍的糧食嚴重短缺情 況下也無力向農村地區提供救濟，從而一省中農村人口可獲得的食物完全依靠該 省的糧食產出。一省較低的人均糧食供給可能會使農村人口營養下降到生存水平 以下，並導致飢餓和死亡。 因此，一省災年裡可觀察到的死亡率應是lnAit的減 函數（即，（β3＋β4）<0）。 　　當使用時間序列和分省數據分析各省死亡率時，可能會省略一些解釋變量， 而這種省略可能導致一省的殘差項序列相關，使參數估計不是有效的。為了緩 和這種自相關問題，在設定中包含了滯後死亡率的對數（lnΔit-1），因為這 一前定變量可能包含了那些遺漏的變量對本期死亡率的影響，這意味着β5>0。 我們檢驗滯後變量的引入是否消除了自相關誤差。我們也包括了lnΔit-1和飢 荒時期虛擬變量D的交叉項， 以便考察達爾文主義的自然選擇假設，即在嚴重 的過度死亡時期剛過之後，死亡率水平要比正常環境下低（Bongaarts和Cain, 1982）。這個假設意味着（β5＋β6）< β5。（1）中的固定效應設定假定， 各省和各年所特有的某些特徵由常數項的不同來描述，這將導致該省死亡率水 平的變化。例如，免疫設施和衛生保健的質量在考察期間持續改善，這可能導 致死亡率的持續下降。Yt的引入可以照顧到這一變量以及其它時間依賴性變量 的影響。同樣，省虛擬變量Pi可顧及地區性因素對死亡率的影響，這些地區性 因素包括省領導對中央政府的態度、醫療服務狀況、不同的收入水平、交通狀 況以及其它因省而異和因時而異的變量。儘管有這些原因支持固定效應模型， 我們並沒有預先排除隨機效應模型的可行性。 在以下的分析中， 我們將採用 Hausman統計量來檢驗如下0假設：隨機效應模型比固定效應模型更合適。我們 選擇經驗函數的依據是對方程設定的檢驗。 　　對於(1)中的雙向固定效應模型而言，交叉項DlnEit，DlnAit，和DlnΔit-1 的引入要求農村人口的比例、人均食物產出和死亡率都有跨時間、跨地區的變 化。如果這些變量變化不大，與饑荒期間相聯繫的參數將無法精確估計。先簡 單看看這個問題。 表4給出了1954－66年間各省農村人口比例和人均糧食產出 的均值和標準差。這些數字表明，這兩個變量因省份和時間的不同而變化很大 （特別是在饑荒和非饑荒期之間）。 表3列出的詳細信息也表明各省死亡率的 變化也是顯著的。在下面我們嚴格考察正常期間和饑荒期間各變量的估計值的 統計顯著性，並比較其大小。 　（1）式中的基本設定可以向三個方向擴展。 第一，我們考慮上一期遺留下 來的糧食的影響。這種儲藏很重要，因為它直接增加了本期可用於消費的糧食 總供應量。然而遺憾的是，沒有關於中國的糧食儲藏狀況的數據。為克服這些 數據的缺乏，我們採用人均糧食產出的兩年移動平均作為可供選擇的糧食供應 衡量指標。 　　第二種擴展是在設定中引入表示饑荒期間不同年份的虛擬變量，以顧及城 市偏向、食物供應量和滯後死亡率的相互作用。前面的分析表明，糧食產出減 少的大小、國際貿易的方向、饑荒期間的全國死亡率呈現出明顯的變化。這種 擴展便於我們考察各個期間內的變動，從而可以豐富我們對實際情況的理解。 　　第三種擴展是從基本模型中省略lnΔit-1和DlnΔit-1。 這一設定使我們 可以考察在各省特有的誤差項中是否存在序列相關；如前所述，這樣做的一個 可能的後果是在模型中省略了死亡率的某些決定因素。要證實這一猜測，就需 證實不包含LnΔit-1的估計值是無效的。如果滯後死亡率較好地代表了被忽略 了的自相關變量，那麼此變量的引入將緩和自相關問題，並對我們的基本模型 （1）的合理性提供了支持。 另外， 這一擴展便於我們判斷所估得的lnEit和 lnAit的係數是否對滯後死亡率的有無很敏感， 從而有助於了解我們的主要發 現的強健性（robustness）。應該引起注意的是，這項研究並沒有系統地分析 流行病對死亡率的影響。與饑荒相關的疾病，如霍亂、瘧疾、發燒、痢疾和腹 瀉也許會導致額外的死亡。Sen（1981a）提供的資料表明，這種疾病對死亡率 的影響一直延續到饑荒後若干年。在中國，與饑荒相關的流行病也許並不是一 個引起額外死亡的重要原因。表三提供的證據表明，死亡率在1962年即危機剛 過的那一年就恢復到正常。此外，在現有文獻中我們沒有發現有關中國饑荒流 行病的記錄。因此，我們不將流行病作為這場饑荒中導致死亡的主要原因。 估計結果 　　人均糧食產出和它的兩年移動平均被作為可以彼此互相替代的糧食供應衡 量指標。回歸分兩次，每次運用一種衡量指標估計一組（三個）回歸式，這三 個回歸包括（i）（1）中的基本設定；（ii）包含饑荒年份與城市偏向、食品 供應和滯後死亡率之間相互作用的設定； 以及（iii）不含滯後死亡率變量的 設定。省份和時間的虛擬變量也被包括在每個回歸中。在所有設定下，Hausman 檢驗統計量都拒絕了有利於隨機效應模型的0假設，而支持固定效應模型。 所 有回歸中的F-值都拒絕了如下可能性：所選定的變量不能顯著地解釋各省死亡 率的變化。另一結果是，使用人均糧食產出或它的兩年移動平均作為糧食供應 的衡量指標所得到的參數是很類似的。 在兩個設定下， 調整R2 都在0.612到 0.701之間，但在其它條件一樣的情況下，如果應用移動平均的話，調整R2總 是較高。基於這個信息，我們先報告基於這兩個糧食供應衡量指標的基本回歸。 然後，為避免重複，我們只報告把人均糧食產出的兩年移動平均作為食物供給 的衡量指標時的另外兩個回歸。 表5顯示了四個回歸的結果。在解釋估計之前，對模型選擇的討論是必要的。 結果表明，包括城市偏向和食物供應量衡量指標但不包括滯後死亡率變量（第 4 列）的設定可能因遺漏解釋變量而導致自相關誤差。所估得的擾動自相關係 數是0.187。在0假設“沒有跨時相關”下，擾動的標準誤差是N-0.5，其中N是 樣本數（Judge 等1985 第319頁）。可知相應的標準誤差是 0.052，這拒絕了 沒有跨時相關的0假設。估計是無偏的，但無效率。 然而，在回歸中包含了滯 後死亡率變量（1-3列）後，所估得的自相關係數顯著較小（參看表5），從而 0假設“沒有跨時相關”不能被拒絕。基於這些發現,我們主要說明把lnΔit-1 和DlnΔit-1納入解釋變量時的回歸結果。 　　我們分析的焦點是要弄清如下問題：在導致各省的過度死亡率方面，城市 偏向和糧食供應的相對重要性如何？lnEit和lnAit的係數的估計值表示正常時 期的影響，但DlnEit和DlnAit的係數卻不表示饑荒期間的彈性。為了求得災荒 期間這些變量對死亡率的確切影響，我們用因變量分別對lnEit或lnAit進行偏 微分，並令D＝1，這就得到如下兩個係數之和：一個是與D有相互作用的係數， 另一個是與D沒有相互作用的係數。例如，從設定（1）中可知，饑荒期間城市 偏向對死亡率的影響是（β1＋β2）， 即（0.012＋0.681）， 且它的方差是 Var（β1）＋Var（β2）＋2 Cov（β1，β2）。這樣，表5中給出的估計值和 方差－協方差陣就包含了計算所有彈性及其標準差的足夠信息。 　　城市偏向、食品供應以及滯後變量對各省死亡率的影響的估計彈性在表6 給出。第（1）列和第（2）列報告了兩個基本回歸結果，它們支持了主要假設， 即災年裡城市偏向和食物供應量都是饑荒形成的重要原因。估計的農村人口比 例（LnE）的係數（β1）不顯著異於0， 表示正常年份城市偏向並不顯著影響 各省死亡率。這個結論與如下推測是一致的：中國政府在正常供應情況下給農 村人口留下充足食物。但當存在負的供給衝擊時，城市偏向成為饑荒死亡的重 要解釋變量。在災年中，係數（β1＋β2）為正且高度顯著，表明農村人口比 例的增加會導致各省死亡率升高。這個結果證明了我們的預期，因為與城市居 民不同，農村人口沒有受法律保護的對食物的權利。在逆境下，他們承受了絕 大部分負面後果。 　　第（1）列和第（2）列的結果也表明， 人均食物供應量的係數（β3）在 統計上不異於0。這項結果證實了下列假設： 在正常年份里，食物供給的變化 並沒有影響死亡率。然而，食物供給的變化在饑荒時期卻確實影響了死亡率。 在饑荒時期，人均食物供應量的係數（β3＋β4）為負且高度顯著，這意味着 一省糧食產出的增加減少了該省的饑荒死亡。這個結果也支持了理論推測。 　　可以根據所估得的彈性來比較食物供應量和城市偏向作為饑荒原因的相對 重要性。根據表6第2列提供的信息，農村人口比例10％的增長會導致該省死亡 率上升7.19％。相反，人均食物供應量下降10％會導致死亡率上升4.17％。因 此，城市偏向程度的一定百分比變化所導致的過度死亡率，大概比食物供應量 的相同百分比變化所導致的過度死亡率大72％。為說明這項基於中國情況的估 計，表（4）的數字表明，饑荒時期農村人口的樣本均值是75.05％，標準差為 16.08％。如果一省的城市偏向指標比樣本均值高了一個標準差， 它的死亡率 會達到20.19％，與18.07％的樣本均值相比高了2.09％。採用同樣的計算，當 一省人均食物供給比樣本均值低一個標準差時， 它的死亡率會達18.86％，上 升0.79％。這兩種指標不管採用哪一個，結論都是：城市偏向是饑荒時期額外 死亡的更為重要的原因。 　　另一種用以評價兩種原因的相對重要性的途徑是考慮它們對各省死亡率不 同的解釋力。偏相關係數對此很適用，因為它們顯示了在多元回歸中當其它自 變量均被控制時被特定變量解釋的額外變化。基於表6第（2）列的信息，可知 決定饑荒時期城市偏向影響的偏相關係數可以用常規公式re2=te2/(te2+d.f.) 來計算，其中e指（β1＋β2），te是相應的 t值，d.f.是自由度。 簡單計算 得出re2=.066。饑荒時期食物供應量的偏相關係數是re2=.029。這個證據指出， 在由兩種饑荒成因解釋的各省死亡率的變差中，69.5％是由城市偏向解釋的， 而剩下的30.5％是由食物供應量解釋的。這個結果進一步支持了依據對彈性和 偏差的比較所得出的結論。 　　表6的估計也表明，在正常時期， 當期的各省死亡率與它們的滯後量顯著 相關。這個發現與如下命題一致：城市偏向和食物供應量以外的因素也可能影 響死亡率。當它們的影響從一期延伸到另一期時，我們期望在當期和滯後的死 亡變量之間有正相關。然而，在饑荒時期這一相關性在統計上不顯著，這支持 了達爾文主義的自然選擇假設，即在嚴重的饑荒死亡時期過後，緊接着是死亡 率比正常情況低的時期，因為在饑荒的苦難之後虛弱的人群已被消滅，而強壯 的人群被留下來。 值得注意的是，從第（3）列的估計值可以看出，在饑荒的 第三年即1961年死亡率調整是最明顯的。情況似乎是，這一年所特有的一些因 素導致第（1）列和第（2）列中災荒期間的一些估計值不顯著。 　　表6第（3）列提供了關於饑荒年虛擬變量與城市偏向和食物供應量之間互 相作用的結果。與以前的結果一致， 正常年份lnE和lnA的估計係數與0並無顯 著不同。城市偏向與饑荒年虛擬變量之間互相作用項的係數都是正的，而食物 供應量與饑荒年虛擬變量之間相互作用項的係數全是負的，這支持了我們的假 設。該估計也揭示出1960年的係數相對較大而且高度顯著。1961年的係數也顯 著但較小，1959年的係數統計上不顯著。是什麼引起了饑荒期間內的變化呢？ 　　可能造成上述不同的因素有以下幾個。第一，中國糧食產出在1959年突然 下降15％。然而，那一年的食物供應量狀況卻比1960年相比起來更好，因1960 年的產出又下降15％。1961年糧食供應因為以下三個原因而逐漸恢復：糧食產 出增加了400萬噸； 淨出口減少了約720萬噸；全國人口減少了約348萬。就全 國而言，這些變化使1961年人均糧食供應增長了8.5％。 這項因素有助於解釋 下列結果，即1960年食物供應量和城市偏向的影響最顯著。 　　可以解釋觀察到的年變化的第二組因素是食品消費的效率和政府政策的調 整，這是一個與達爾文主義推測相關的解釋。在1960年嚴重餓死經歷之後，人 們開始通過養成更有效的消費習慣、改善儲藏設備、發現有效的糧食代用品來 適應嚴酷的環境。這些行為可能有助於減少飢餓和饑荒死亡。政府政策的調整 對此可能也有幫助。總糧食收購量在1961年急劇減少（表1）。也是在同一年， 1000萬城市居民被送到鄉下以減少城市糧食需求並增加農業生產的勞動力投入 （Bernstein 1984）。所有這些適應性行為的含義與如下統計發現一致：城市 偏向和糧食供應的影響在1960年更強。1961年採用的各種調整導致了更少的餓 死並降低了作為過度死亡決定因素的這兩個因素的重要性。這個似乎有理的生 理關係是與Lipton和Ravallion（1995）保持一致的， 他們發現食物在缺乏時 具有更高的價值。 Ⅴ　　結 論 　　在理解饑荒的成因方面,食物供應量下降和Sen的食物獲取權理論是兩種主 要的思路。以前的基於案例分析的研究已經給予了每一個思路以支持。在這篇 論文中，通過評估作為饑荒成因的糧食供應與城市偏向的相對重要性，我們用 食物獲取權理論去分析1959－61年的中國饑荒。在中國中央計劃體系中，食物 獲取權的問題是由於偏向城市居民的政策導致的，城市居民享有受法律保護的 權利從而可通過定量配給系統獲得食物。作為食物生產者的農民，卻為強制性 上繳任務所累，而只享有對剩餘食物供給的權利。我們選擇省作為基本分析單 位，不僅是數據供應量的限制，也因為每一個省都既有一定比例的人口被保證 了食物供應量，也有一定比例的人口被強迫完成中央政府設定的糧食上繳任務。 　　統計分析顯示，在 1959－61 年嚴重的供給衝擊下，一省的人均糧食產出 （代表食物供應量）和農村人口比例（代表城市偏向）都是該省死亡率的重要 決定因素。人均糧食產出減少越大，引起的死亡損失也就越大；城市人口越多， 該省的饑荒犧牲者就越少。並且，城市偏向彈性　　它衡量農業人口比例的變 化對該省死亡率的影響　　大約比食物供應量彈性大72％。採用另一種衡量方 法可知，被城市偏向解釋的各省死亡率是被糧食供應解釋的死亡率的兩倍。這 些結果指出，制度性因素是中國饑荒的主要原因。 　　在這篇論文中，我們試圖在中央計劃體制中應用Sen的食物獲取權概念。 因為一些結果可以普遍應用於其它經濟體制， 故這項努力是有意義的。 Sen （1981a，1981b）證明，在著名的歷史性饑荒中，幾乎所有的饑荒犧牲者都有 農村背景。此外，有證據表明，存在“糧食的反向移動”，即糧食從受饑荒影 響的地區流出；政府政策也保護了城市食品供給。這些觀察和我們的分析都強 調了饑荒分析中城鄉關係和制度性政策的重要性。這篇論文在這個方向取得了 一些進展。不過，“路漫漫其修遠兮，吾將上下而求索。” 注 釋： * 這篇論文最早是提供給杜克大學、芝加哥大學以及香港科技大學的研討會 的。我們很感謝這些研討會的參加者，他們作出了很有見地的評論。我們還特 別感謝Costas Meghir和一名匿名審稿人，他們給出了很有幫助的建議。 1 可以參看Seaman和Holt（1980）， Culter（1984）和Bowbrick（1986）。 2 Sen的食物獲取權思路並不反對把食物供應量下降作為饑荒的原因（假設）。 該思路反對的是把食物供應量視為饑荒的唯一原因。 參看Osmani（1995）對 FAD思路和食物獲取權思路之區別的進一步的討論。這個說明是由一匿名審稿 人指出的。 3 因為數據的限制， Sen（1981）把全國人均糧食產出作為研究埃塞俄比亞和 孟加拉饑荒時的食物供應量指標。應當說，饑荒地區的人均食物供給是更合適 的指標。對孟加拉大饑荒，Sen 使用地區食物供應量數據，一個更當地化的指 標,作為人均糧食供應指標。 然而，Bowbrick（1986）對生產數字的可靠性提 出了疑問。 4 我們的焦點是在饑荒的成因上。參看Coate和Ravallion（1993）就保險安排 的討論，以及Dreze和Sen（1989，1990）對政府在饑荒防治和救濟方面的作用 的討論。 5 對於食物獲取權思路的概念，Sen的分析的演變，以及該思路與FAD思路的對 比，參看Osmani（1985）。 6 例如，在沒有市場出清均衡的情況下，權利就不能被很好的界定，但個人財 產特徵也有很大的模糊性。參看Sen（1981b）的更多的說明。 7 除了Sen之外，Ravallion（1987）和 Dyson（1991）分析了作為食物獲取權 崩潰的直接原因的較高食物價格。 8 早在1938 年共產黨就在陝甘寧解放區採用了農業稅（Perkins，1966）。在 五十年代早期,稅率設為“正常”產出的12％。七十年代稅率下降為6％，1978 年又下降至5％（Perkins和Yusuf，1984）。 通過稅收穫得的糧食在總糧食征 收量中所占的比例隨時間變化一直在下降。 9 需求來源有以下幾個：第一，城市人口從1949年的5765萬急劇上升到1952年 的7163萬,1957年達9949萬。第二,因為直到七十年代中期中國出口產品的70％ 以上是農產品或經過加工的農產品，所以國家為工業化而進口資本品的能力主 要依靠農業的增長。第三，農業是許多工業原料的主要來源，如紡織和食品加 工業（林毅夫 1990）。 10 例如，1956年每月糧食配給對特重體力勞動者是22.5～27.5公斤，全國平 均數25公斤；對重體力勞動者是17.5～22公斤，全國平均數為20公斤；對輕體 力勞動者是13～17公斤，全國平均數為16公斤；對腦力勞動者是12～14.5公斤， 全國平均數為14公斤；對大學和高中學生是13～16.5公斤，全國平均為16公斤。 （Chen 1982，第206頁） 11 Walker（1984）提供了各種農村反對統購統銷制度的說明．反對強制性徵 收時出現了犯罪現象，而那些犯罪的人會被審判，刑罰包括監禁甚至死刑。糧 食徵收引起的不穩定引起了毛澤東的注意， 在其作品中反映了他的關注。 毛 （1967）寫道：“老太太堵住馬路不想讓糧食被拿走……”和“……這時雖然 你（糧食部長）說沒有糧食問題，而我卻說有。” 12 例如，大規模農村組織的形成提高了農村幹部動員大量糧食的權利．並且 幹部們有激勵去強行執行徵收政策以使自己獲得提升。Perkins和Yusuf（1984， 第四頁）指出，中國農村發展最重要的特徵是，政府有能力通過黨政渠道在全 國範圍內將計劃貫徹到村級。 13 一個相似的城市偏向性食物配給安排也可見於前東歐的社會主義國家和前 蘇聯（Kornai1986，第1071－2頁）。 14 Sen（1983）對印度和中國作了一個有趣的比較。他發現中國更成功地消除 了人們的營養不良，而印度在避免大饑荒方面做得更好。Sen 把這些發現歸因 於政治制度的不同。 15 我們不必擔心怎樣測算一個家庭的財產權利或交易權利，因為在中國的特 定社會主義制度環境下,這兩個變量並不是對食物獲取權的重要決定因素。 16 資本積累的計劃包括修建灌溉系統，諸如水壩和水庫，建設基礎設施以及 其它類似的東西。機械化也被作為增大集體化規模的理論基礎。 17 大躍進的主要特點也許可以通過與技術、管理和計劃相關的政策以及工業 和意識形態來概括。參看Riskin（1987）以獲得更多的描述。 18 正如圖1所示，人口趨勢的變化從1958年開始。然而死亡率的上升和出生率 的下降似乎是用傳統煉鋼爐的方法大煉鋼鐵的結果，1958年全中國到處的後院 里支起了這種煉鋼爐，作為大躍進運動的最重要組成部分之一。因為技術是完 全勞動密集型的，故人們沒有時間或沒有充分注意衛生保健和生育。 19 在這裡以及在隨後的分析中，我們採用1954－66年的數字。之所以採用這 一特定階段是因為重要的人口統計如死亡率，在1954年之前有些省的數據是沒 有的。1966年文化大革命的開始表明此階段的結束，此時全國進入了一個明顯 不同的歷史時代。 20 參看Peng（1987）關於人均糧食產出、政府徵收和糧食供應的省際差別的 更多信息。 21 其它研究指出了同樣的城市移民規模。Ashton 等（1984）記錄是，城市人 口的淨流入在1958－60年大約有3100萬。 Walker（1984） 描述在1957年末和 1958年末之間，城市人口至少增加了1300萬，或者說大約是13％。 Bernstein （1984）提供了與Ashton等同樣大小的數字，並指出絕大部分流入發生在1958 年的後半年。 22 在毛的作品（1967）中可以發現農民採取的行動。他們把東西藏在“秘密 倉庫里，……配置哨兵。……在白天吃蘿蔔，而晚上吃藏起來的米。”可參看 Walker（1984）和Bernstein（1984）的其它描述。 23 在與作者之一最近在曼谷的一次討論中，聯合國糧農組織的一位高級官員 仍然不相信中國真的發生了饑荒。1960年，他在幾周內從中國的東北旅行到南 部，並沒有觀察到他在其它國家發生饑荒時通常所能發現的情況。然而，他的 旅行只限於在城市，他並沒有參觀農村地區。 24 （5）內蒙古是一個例外，它的死亡率低於（2）天津。 內蒙古是一個特別 的自治區，因為它的人口很大部分是主要從事飼養牲畜的牧民。與國家的其它 地區相比，該自治區也偏遠了一點。 25 參看Walker（1984）對中國五、六十年代的糧食供給和徵收情況的詳盡分 析以及對省級和中央政府之間政治鬥爭的詳細描寫。廣東省委書記在災年時有 效地抵制了中央的糧食徵收，但在文化大革命時被肅清了。在其它省，在1959 －60年的嚴重食物短缺中， 政府仍然從甘肅輸出36.1萬噸糧食， 從河南輸出 93.5萬噸，從四川輸出224萬噸，從湖南輸出44萬噸。這些省被饑荒嚴重打擊。 早在1958－59農業年，四川就宣傳徵收口號：“先中央，後地方；先保外，後 保內”。該省組織了500萬人運輸糧食出省，並且其糧食徵收達到了259.5萬噸 的歷史最高水平。 因此，嚴重饑荒首先在該省出現，導致1959年4.7％的死亡 率。1961年該省死亡率為2.94％，在所有省份中最高，省政府也應因服從中央 而對此負責。 26 在估計時，當然可以選擇其他函數形式。 例如，一個線性函數也會得出與 對數設定一樣的經驗結論。然而，對應於線性函數的R2隻有對應於對數形式的 R2的2/3。並且，估計得來的係數相對來說難以直接解釋。 27 糧食供應的變化可以影響一個正常食譜的淨能量、蛋白質和脂肪的供應量。 Piazza（1986）分析了從食物向營養水平的轉化，其中考慮了如下因素：動物 飼養、農業種子和在加工和分配中的糧食損失等。這篇論文並沒有系統地討論 食物的消費效率和使用效率。 圖 表 表 1. 1959－1961年糧食產出、收購量和國際貿易 ================================================================= 產出 上交量 上交量/ 淨出口 人均糧食 年份 (百萬噸) (百萬噸) 產出(%) (百萬噸) (百萬噸) ----------------------------------------------------------------- 1954 169.52 50.89 30.02 1.7 278.5 1955 183.74 47.54 25.87 2.1 295.5 1956 192.75 40.22 20.87 2.5 302.8 1957 195.05 45.97 23.57 1.9 298.7 1958 200.00 51.83 25.92 2.7 299.0 1959 170.00 64.12 37.71 4.2 246.7 1960 143.50 46.54 32.43 2.7 212.7 1961 147.50 36.55 24.78 -4.5 230.8 1962 160.00 32.42 20.26 -3.9 243.6 1963 170.00 36.99 21.76 -4.5 252.3 1964 187.50 40.14 21.41 -4.7 272.6 1965 194.53 39.22 20.16 -4.0 273.7 1966 214.00 41.42 19.35 -3.6 291.9 ================================================================= 資料來源： 國家統計局，《全國各省、自治區、直轄市歷史統計資料匯編， 1949－1989》， 北京：中國統計出版社，1990，第12、26頁；農業部計劃 司，《農業統計資料，1949－1983》，北京：農業部，1984, 第 434頁. 表2. 1954－1966年的人口、死亡率和出生率 ==================================================================== 　　　　　　　人口　　　　　　　　死亡率　　　　　　　出生率 　　　 ------------------　 ------------------　------------------- 年份　 全國　 城市　農村 全國 城市 農村　　全國　 城市　農村 　　　(百萬) (%) (%) (‰)　 (‰)　(‰)　　(‰) (‰)　(‰) ------------------------------------------------------------------- 1954 602.66 13.7 86.3 13.18 8.07 13.71 37.97 42.45 37.51 1955 614.65 13.5 86.5 12.28 9.30 12.60 32.60 40.67 31.74 1956 628.28 14.6 85.4 11.40 7.43 11.84 31.90 37.87 31.24 1957 646.53 15.4 84.6 10.80 8.47 11.07 34.03 44.48 32.81 1958 659.94 16.2 83.8 11.98 9.22 12.50 29.22 33.55 28.41 1959 672.07 18.4 81.6 14.59 10.92 14.61 24.78 29.43 23.78 1960 662.07 19.7 80.3 25.43 13.77 28.58 20.86 28.03 19.35 1961 658.59 19.3 80.7 14.24 11.39 14.58 18.02 21.63 16.99 1962 672.95 17.3 82.7 10.02 8.28 10.32 37.07 35.46 37.27 1963 691.72 16.8 83.2 10.04 7.13 10.49 43.37 44.50 43.19 1964 704.99 18.4 81.6 11.50 7.27 12.17 39.14 32.17 40.27 1965 725.38 18.0 82.0 9.50 5.69 10.06 37.88 26.59 39.53 1966 745.42 17.9 81.1 8.83 5.59 9.47 35.05 20.85 36.71 ====================================================================== 資料來源： 國家統計局, 《中國統計年鑑，1991年》，北京：中國統計出版社， 1991, 第 79-80頁. 表3. 1954－1966年中國各省死亡率 單位：‰ 省份 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 1963 1964 1965 1966 (1)北京* 8.6 9.5 7.7 8.2 8.1 9.7 9.1 10.8 8.8 8.1 8.3 6.8 7.2 (2)天津* 9.3 9.9 8.8 9.4 8.7 9.9 10.3 9.9 7.4 7.3 7.8 6.2 6.9 (3)河北　 12.1 11.6 11.3 11.3 10.9 12.3 15.8 13.6 9.1 11.2 10.9 8.7 8.7 (4)山西　 14.7 12.9 11.6 12.7 11.7 12.8 14.2 12.2 11.3 11.4 14.0 10.4 10.3 (5)內蒙古 20.9 11.4 7.9 10.5 7.9 11.0 9.4 8.8 9.0 8.5 11.8 9.3 8.1 (6)遼寧　 8.6 9.4 6.6 9.4 6.6 11.8 11.5 17.5 8.5 7.9 9.3 7.1 6.2 (7)吉林　 10.4 9.9 7.5 9.1 9.1 13.4 10.1 12.0 10.0 9.4 12.6 9.7 8.6 (8)黑龍江 11.1 11.3 10.1 10.5 9.2 12.8 10.6 11.1 8.6 8.6 11.5 8.0 7.4 (9)上海* 7.1 8.1 6.8 6.0 5.9 6.9 6.8 7.7 7.3 7.0 6.1 5.7 5.3 (10)江蘇 12.2 11.8 13.0 10.3 9.4 14.6 18.4 13.4 10.4 9.0 10.1 9.5 8.1 (11)浙江 13.4 12.6 9.5 9.3 9.2 10.8 11.9 9.8 8.6 7.9 9.2 8.1 7.1 (12)安徽 16.6 11.8 14.3 9.1 12.3 16.7 68.6 8.1 8.2 7.9 8.6 7.2 7.1 (13)福建 10.9 8.9 8.4 7.9 7.5 7.9 15.3 11.9 8.3 7.4 8.6 7.3 7.1 (14)江西 14.2 16.2 12.5 11.5 11.3 13.0 16.1 11.5 11.0 9.8 10.9 9.4 8.5 (15)山東 11.7 13.7 12.1 12.1 12.8 18.2 23.6 18.4 12.4 11.8 12.0 10.2 9.9 (16)河南 13.3 11.8 14.0 11.8 12.7 14.1 39.6 10.2 8.0 9.4 10.6 8.5 8.2 (17)湖北 15.9 11.6 10.8 9.6 9.6 14.5 21.2 9.1 8.8 9.8 10.9 10.0 9.7 (18)湖南 17.5 16.4 11.5 10.4 11.7 13.0 29.4 17.5 10.2 10.3 12.9 11.2 10.2 (19)廣東 11.2 10.6 11.1 8.4 9.2 11.1 15.2 10.8 9.4 7.6 8.3 6.8 6.4 (20)廣西 15.2 14.6 12.5 12.4 11.7 17.5 29.5 19.5 10.3 10.1 10.6 9.0 7.5 (21)四川 8.4 9.2 10.4 12.1 25.2 47.0 54.0 29.4 14.6 12.8 13.9 11.5 10.8 (22)貴州 8.8 8.1 7.5 8.8 13.7 16.2 45.4 17.7 10.4 9.4 10.5 8.4 9.2 (23)雲南 16.7 13.7 15.2 16.3 21.6 18.0 26.3 11.8 10.9 14.1 15.2 13.0 10.8 (24)陝西 11.0 10.5 9.9 10.3 11.0 12.7 12.3 8.8 9.4 10.6 15.6 13.0 12.9 (25)甘肅 11.6 11.9 10.8 11.3 21.1 17.4 41.3 11.5 8.3 10.4 15.6 12.3 11.5 (26)青海 13.3 14.1 9.4 10.4 13.0 16.6 40.7 11.7 5.4 8.4 15.5 9.1 9.8 (27)寧夏 13.1 10.2 10.6 11.1 15.0 15.8 13.9 10.7 8.5 10.2 13.4 9.3 9.4 (28)新疆 16.8 14.4 14.2 14.0 13.0 18.8 15.7 11.7 9.7 9.4 16.3 11.1 9.4 全國　 13.2 12.3 11.4 10.8 12.0 14.6 25.4 14.2 10.0 10.0 11.5 9.5 8.8 註： 區域劃分：北部＝(1)-(5),東北＝(6)-(8),東部＝(9)-(15), 中南部＝(16)-(21),西南部＝(21)-(23),西北部＝(24)-(28) 資料來源： 國家統計局，《全國各省、自治區、直轄市歷史統計資料匯編， 1949－1989》，北京：中國統計出版社，1990. 表4. 農村人口百分比和人均糧食產出：省級均值和標準差 ============================================================== 　　　　　　農村人口百分比 人均糧食產出 　　　　　 ----------------　　 ------------------　 省份數目 年份　　　 均值 標準差 均值 標準差 ------------------------------------------------------------- 1954 79.16 21.76 291.05 95.16 28 1955 79.04 21.66 303.89 89.75 28 1956 78.69 20.96 306.81 94.07 28 1957 77.64 21.31 277.40 64.32 28 1958 76.62 17.92 293.20 94.26 28 1959 74.78 15.89 251.05 89.72 28 1960 74.04 16.08 208.74 61.83 28 1961 76.34 16.26 203.47 57.61 28 1962 78.76 15.99 219.76 59.10 28 1963 78.82 15.86 239.46 68.20 28 1964 79.11 15.68 258.77 65.30 28 1965 78.88 15.58 280.30 59.92 28 1966 78.81 15.55 281.92 73.99 28 ============================================================== 註： 省級農村人口百分比和人均糧食產出的數值是未經加權的算術平均 數。因此，這和全國平均數不同。 表5.　1954－1966年各省死亡率的固定效應估計： 　　　用人均糧食產量和其兩年移動平均作為衡量食物供應量的指標 　　　　　　　　　　　　　　　因變量 = Ln (省死亡率 (‰) ) ===================================================================== 自變量 LnA=Ln(人均糧食產出) LnA=Ln(兩年移動平均) (1) (2) (3) (4) --------------------------------------------------------------------- 常數 0.859** 0.863** 0.622** 1.344** (0.393) (0.395) (0.351) (0.377) LnE=Ln( 農村人口%) 0.012 0.005 0.006 0.020 (0.069) (0.070) (-0.063) (0.071) LnE×D(饑荒時期虛擬變量) 0.681** 0.714** -- 0.619** (0.127) (0.125) (0.125) LnE×1959 -- -- 0.050 -- (0.192) LnE×1960 -- -- 1.284** -- (0.186) LnE×1961 -- -- 0.427* -- (0.248) LnA -0.159 -0.151 -0.117 -0.191 (0.110) (0.133) (0.121) (0.134) LnA×D(饑荒時期虛擬變量) -0.210** -0.267** -- -0.279** (0.095) (0.095) (0.097) LnA×1959 -- -- 0.073 -- (0.126) LnA×1960 -- -- -0.587** -- (0.129) LnA×1961 -- -- -0.279* -- (0.158) LnΔt-1 (滯後死亡率) 0.284** 0.281** 0.416** -- (0.076) (0.076) (0.063) LnΔt-1×D(饑荒時期 -0.285** -0.282** -- -- 虛擬變量) (0.077) (0.077) LnΔt-1×1959 -- -- 0.019 -- (0.105) LnΔt-1×1960 -- -- 0.051 -- (0.102) LnΔt-1×1961 -- -- -0.487 -- (0.092) 各省虛擬變量 是 是 是 是 年虛擬變量 是 是 是 是 F-統計 14.389 14.572 17.357 14.281 調整可決係數 R2 0.629 0.632 0.701 0.617 Hausman-統計 35.516 54.998 66.952 35.356 概率值 0.000 0.000 0.000 0.000 εit的自相關 0.064 0.077 0.011 0.187 ====================================================================== 註： 括號內的數字是標準差。* 和 **分別指統計顯著性水平在10% 和5%。 表6.　計算出的1954－1966年食物獲取權、食物供應量 　　　以及滯後變量對各省死亡率影響的彈性的固定效應估計： 食物供應量指標 ====================================================================== 解釋變量 Ln(人均糧食產出) Ln(兩年移動平均) --------------------- -------------------- (1) (2) (3) (4) ----------------------------------------------------------------------- 食物獲取權： 正常時期(β1) .012 .005 .006 .020 (.069) (.070) (.063) (.071) 饑荒時期(β1 +β2) .694** .719** -- .639** (.153) (.152) (.152) 1959 -- -- .056 -- (.207) 1960 -- -- 1.190** -- (.200) 1961 -- -- .432** -- (.261) 食物供應量： 正常時期(β3) -.159 -.151 -.117 -.191 (.110) (.133) (.121) (.134) 饑荒時期(β3 +β4) -.369** -.417** -- -.470** (.121) (.135) (.137) 1959 -- -- -.044 -- (.151) 1960 -- -- -.704** -- (.156) 1961 -- -- -.396** -- (.187) 滯後死亡率： 正常時期(β5) -.286** -.281** -.416** -- (.076) (.076) (.063) 饑荒時期(β5+β6) -.001 -.001 -- -- (.002) (.004) 1959 -- -- .435** -- (.120) 1960 -- -- .467** -- (.112) 1961 -- -- -.071 -- (.007) ====================================================================== 註： 括號內的數字是標準差。* 和 **分別指統計顯著性水平在10% 和5%。 圖1. 1949－1989年中國出生率和死亡率 (‰) 黑色方框線為出生率，藍色園點線為死亡率 資料來源： 國家統計局，1990年，第2頁