盧盛峰，盧洪友

（武漢大學 經(jīng)濟與管理學院，湖北 武漢430072）

一、引言與文獻回顧

以公平作為發(fā)展的中心，是對過去10－20年圍繞市場、人類發(fā)展、治理和賦權(quán)的發(fā)展思想要點的提升和整合（世界銀行，2006）。在中國經(jīng)濟已經(jīng)持續(xù)高速增長30多年后的今天，我們不僅需要考慮如何保證經(jīng)濟快速運行，更需要關(guān)注在經(jīng)濟列車飛速前進過程中有多少同胞被拋在了路邊？為了能讓低收入群體更好地分享經(jīng)濟發(fā)展的成果，中國政府從20世紀80年代中期就開始實施有針對性的減貧政策，進行了大規(guī)模的扶貧投資，并取得了很好的效果（汪三貴，2008）。按照中國官方貧困線標準，1978－2007年，中國農(nóng)村貧困發(fā)生率從30.7%急劇下降到1.6%，貧困人口也從2.5億人下降到1 478萬人。①但是“返貧跟著脫貧走”的事實同樣值得我們關(guān)注，有統(tǒng)計資料顯示，全國農(nóng)村平均年返貧率在15%左右，一些西部省份更是超過20%，而且近些年來返貧率有持續(xù)走高的趨勢。在不斷加大扶貧資金投入的同時，我們不禁要思考怎樣的政策才能真正幫助低收入群體走出貧困？政府救助政策對低收入群體的微觀作用機制又是怎樣？本文將對這些問題進行研究。

政府救助被視為一項能夠直接提高低收入者收入的政策，其效率問題深受學者關(guān)注。Milanovic（2000）、Pushkar和 Ray（2003）以及 Emmanuel和Maro（2008）基于國別數(shù)據(jù)的分析表明政府轉(zhuǎn)移支付有效減少了貧困，但也有研究發(fā)現(xiàn)社會救助對于幫助居民戶走出貧困的作用不明顯（Lokshin和Ravallion，2000；Van de Walle，2004；Paolo，2008）。在中國，盡管越是低收入組的村被定為貧困村的可能性越大，但是貧困村覆蓋不完全和非貧困村被定為貧困村的問題依然嚴重（汪三貴等，2007）。同時，在基層政府財力普遍不充裕的情況下，隨著縣鄉(xiāng)一級政府職責的多樣化、目標責任的多層次化，國家下?lián)芊鲐氋Y金的效用大打折扣，甚至被層層截留和挪用，“資金漏出”嚴重（陳潔等，2006；解冰等，2008；張麗華和汪沖，2008）。在政府貧困救助績效方面，國內(nèi)學者意見也不一致。都陽和Park（2007）分析發(fā)現(xiàn)，中國城市貧困救助體系具有較好的瞄準及救助效率。夏慶杰等（2007）利用中國國家收入項目（CHIP）調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，政府反貧困措施中的生活困難救助對減少城鎮(zhèn)貧困影響很小。

教育、醫(yī)療等公共服務(wù)能夠增強居民收入能力，被認為是一種減少貧困的舉措（Anirudh等，2005）。相關(guān)研究表明，政府教育和醫(yī)療支出對減少貧困具有積極效應(yīng)（Fan和 Hazell，2001；Jung和 Thorbecke，2003；Warr，2003；林伯強，2005；李永友和沈坤榮，2007）。同時，營養(yǎng)、健康與食物保障對居民的貧困狀況也有重要影響（Strauss和 Thomas，1998；Quisumbing，2003；張車偉，2003）。近年來的研究表明，基礎(chǔ)教育、公共醫(yī)療衛(wèi)生等保障性基本公共服務(wù)以及供水、排污和電力等基礎(chǔ)設(shè)施也被證實能夠很好地改善低收入群體生活（世界銀行，2004；朱玲，2004；徐月賓等，2007）。

實踐中政府的減貧計劃更多地以系統(tǒng)組合形式出現(xiàn)，而對特定貧困群體而言，貧困狀況同時受到自身努力程度以及私人救助和政府轉(zhuǎn)移支付政策的影響，這些都增加了準確評估政府減貧政策效果的難度。此外，貧困與政府救助之間可能存在的內(nèi)生性關(guān)系也需要在模型中反映。本文的貢獻可歸結(jié)為三個方面：（1）首次在微觀層面上揭示了政府貧困救助政策的實際效應(yīng)，識別并測度了“擠出效應(yīng)”和“誘導(dǎo)效應(yīng)”；（2）構(gòu)建了一個四階段政策評估系統(tǒng)，實現(xiàn)了政府政策在幫助貧困群體走出“低收入困境”中的作用機制的系統(tǒng)性評估；（3）豐富了反貧困政策等方面的研究文獻，提供了寶貴的微觀證據(jù)。

二、模型構(gòu)建與指標選取

（一）模型構(gòu)建。為了對政府扶貧救助機制進行檢驗，同時考慮到居民戶收入的不同來源結(jié)構(gòu)及層次性，與Pushkar和Ray（2003）的設(shè)定相類似，本文的實證模型為一個多階段方程組系統(tǒng)。第一階段，居民戶在一系列特征因素以及有利于人力資本積累的保障性公共服務(wù)影響下，獲得不包含轉(zhuǎn)移支付收入的工作收入總額（Y）；第二階段，居民戶在工作收入、居民戶特征因素影響下，獲得來自政府部門的轉(zhuǎn)移支付收入（P）；第三階段，給定工作收入、政府轉(zhuǎn)移支付以及特征因素，居民戶獲得來自私人部門（包括企業(yè)和個人）的轉(zhuǎn)移支付（T）；第四階段，在各項收入和可獲得公共服務(wù)確定的情況下，形成居民戶的貧困狀況（Poverty）。

我們改變以往實證研究中將工作收入、轉(zhuǎn)移支付補助指標作為外生變量的做法，通過模型（1）的聯(lián)立方程組系統(tǒng)來刻畫由不同收入來源結(jié)構(gòu)組成的四階段過程。采用h標示居民戶層面因素，待估計的聯(lián)立方程組系統(tǒng)為：

其中，Yh為居民戶不包括轉(zhuǎn)移支付收入的工作收入總和，Ph為居民戶獲得的來自政府的轉(zhuǎn)移支付補助，Th為居民戶獲得的來自私人部門的轉(zhuǎn)移支付收入，Povertyh為居民戶貧困狀況。gh為居民戶的保障性公共服務(wù)狀況，它將在一定程度上提高居民的生產(chǎn)能力從而增加收入，同時也直接作用于居民戶貧困狀況方程。在其他控制變量中，ch1為第一類居民戶特征因素，包括性別、年齡、民族、工作狀況等戶主基本特征，以及戶籍、成員成分（是否干部家庭）等居民戶特征，這些因素將直接作用于每一個內(nèi)生變量決定方程。ch2為第二類戶主特征因素，包括工作單位性質(zhì)，這類特征變量將直接影響Yh和Th。第三類特征變量為各方程特有的影響因素，如戶主學歷因素zh1將直接作用于Yh方程，是否為“五保戶”、獨生子女家庭等因素zh2將直接影響居民戶所獲得的政府轉(zhuǎn)移支付補助，居民戶財產(chǎn)特征zh3將直接影響居民戶所獲得的來自私人的轉(zhuǎn)移支付。此外，模型系統(tǒng)中θ1和θ2分別用于控制年份與縣市因素，uh為方程的隨機擾動項。

需要特別說明的是，雖然我們盡可能使模型系統(tǒng)貼近現(xiàn)實，并保證模型估計的有效性，但是這一模型系統(tǒng)的刻畫方式可能并不是唯一的，本文將在穩(wěn)健性檢驗中對模型設(shè)定進行調(diào)整和再估計。由聯(lián)立方程組識別的秩條件（Rank Condition）和階條件（Order Condition）可知，整個模型系統(tǒng)是可識別的。此外，由于各項收入均與居民戶的貧困狀況相關(guān)并在模型系統(tǒng)中被聯(lián)合決定，分別對各方程進行OLS估計將產(chǎn)生聯(lián)立性偏誤（Simultaneity Bias），鑒于各方程隨機擾動項之間可能存在的這種同期相關(guān)性，我們選擇三階段最小二乘法（3SLS）對方程組模型系統(tǒng)進行聯(lián)立估計。

（二）數(shù)據(jù)來源與指標選取。本文數(shù)據(jù)來源于“中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）”數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫涵蓋了地理特征、經(jīng)濟發(fā)展水平、公共資源和健康指標差異較大的遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西和貴州9個省份，分別于1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年和2009年進行了八次調(diào)查，每次調(diào)查大約訪問4 400個左右的家庭，包含19 000個個體樣本及部分社區(qū)統(tǒng)計數(shù)據(jù)。目前該數(shù)據(jù)庫主要用于研究中國城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療、健康、勞動等。

CHNS數(shù)據(jù)庫中的“住戶調(diào)查”子數(shù)據(jù)庫提供了居民戶收入構(gòu)成、戶主人口學背景、生活衛(wèi)生設(shè)施及財產(chǎn)等數(shù)據(jù)資料，“成人調(diào)查”子數(shù)據(jù)庫則提供了較為全面的18周歲及以上成人人口學背景、工作職業(yè)等數(shù)據(jù)資料。我們通過調(diào)查年份、居民戶編號以及戶主編號將兩個子數(shù)據(jù)庫結(jié)合在一起，將居民戶及戶主特征因素納入居民戶收入及貧困分析系統(tǒng)中。我們最終得到32 147個居民戶調(diào)查資料，覆蓋了居民戶收入構(gòu)成、戶主信息、居民戶特征、居民戶財產(chǎn)狀況、社區(qū)公共服務(wù)狀況以及調(diào)查時間和地區(qū)縣市等數(shù)據(jù)。從樣本的地區(qū)分布看，在9個省份中的分布基本平衡，并覆蓋東、中、西部地區(qū)，這意味著樣本具有廣泛的代表性。同時，樣本大致呈現(xiàn)逐年上升趨勢，2000年以來的四次調(diào)研樣本權(quán)重約為55%，表明本文的樣本可以大致反映中國當前的基本狀況。聯(lián)立方程組模型系統(tǒng)中收入變量、貧困狀況變量以及其他居民戶特征變量指標說明如下：

（1）居民戶收入變量。我們的實證模型系統(tǒng)包含居民戶工作收入（Y）、政府轉(zhuǎn)移支付（P）以及來自私人部門（包括企業(yè)和個人）的轉(zhuǎn)移支付（T）三個收入變量。其中，工作收入為居民戶家庭商業(yè)、農(nóng)業(yè)、漁業(yè)、果菜園、養(yǎng)殖、退休工資、非退休工資收入合計；政府補助收入為居民戶上一年度獲得的撫恤金、福利金收入以及各項政策性補助合計，私人部門轉(zhuǎn)移支付收入為來自工作單位、子女親屬及其他途徑的補助收入合計。

（2）居民戶貧困狀況變量。我們從多個角度對居民戶是否屬于貧困戶予以刻畫：第一，居民戶的相對收入水平狀況，如果居民戶人均收入水平小于當年市縣平均收入水平，則認為貧困，Poverty 1取值為1，否則為0。第二，按照居民戶人均收入在當年本市縣收入的相對位置來衡量，Poverty50、Poverty25和Poverty10分別表示將人均收入低于當年本市縣人均居民戶收入50%、25%和10%的居民戶認定為貧困戶，其他居民戶為非貧困戶。第三，根據(jù)居民戶的財產(chǎn)特征來甄別貧困戶，如果居民戶沒有彩色電視機②則視為貧困，被賦值為1，否則為0。

（3）戶主特征變量。我們考慮了戶主特征因素，包括性別、年齡、婚姻狀況、是否為少數(shù)民族、是否為外來人口、受教育程度（以中學及以下學歷為基準）、是否有工作、工作單位性質(zhì)（以集體企業(yè)單位為基準）以及是否有第二職業(yè)等。

（4）居民戶特征變量。居民戶特征變量主要包括戶籍狀況、是否為干部家庭（包含村干部）、是否為“五保戶”以及是否為獨生子女家庭。

（5）公共服務(wù)保障狀況變量。問卷調(diào)查表中針對被調(diào)查居民戶居住環(huán)境的問題，為我們分析戶主醫(yī)療保險狀況、自來水、居住衛(wèi)生等公共服務(wù)和基礎(chǔ)設(shè)施保障狀況對居民戶收入和貧困狀況的影響提供了可能。我們根據(jù)CHNS中飲用水獲取方式構(gòu)建如下指標：來自室內(nèi)自來水、院內(nèi)自來水為通自來水，而來自院內(nèi)井水及從其他地方獲取水則視為不通自來水；居住衛(wèi)生狀況通過居民戶“廁所類型”以及“居室周圍有糞便嗎”的回答情況予以描述。

（6）居民戶財產(chǎn)變量?？紤]到財產(chǎn)狀況將直接影響居民戶獲得轉(zhuǎn)移支付的多寡，我們根據(jù)居民戶針對家用電器及其他商品、家庭用具及設(shè)備的回答情況來描述居民戶的財產(chǎn)特征，具體包括居民戶是否擁有小汽車和空調(diào)等。

同時，我們通過被調(diào)查年份（Wave）居民戶所在市縣來控制其他不可觀測的個體效應(yīng)，以保證模型系統(tǒng)估計的有效性。針對數(shù)據(jù)處理過程，還有兩點需要說明：第一，在CHNS的調(diào)查數(shù)據(jù)中提供了兩種對年度間收入調(diào)整的平減指數(shù)，分別以1989年和2006年為基期，我們選擇平減到2006年的物價水平，在保證收入可比的基礎(chǔ)上更好地貼近當前實際物價水平；第二，考慮到居民戶中人口的差異，并保證居民戶收入的可比性，所有收入金額均為居民戶人均收入，而且居民戶貧困狀況指標也基于人均收入構(gòu)建。見表1。

表1 變量的定義與描述性統(tǒng)計

續(xù)表1 變量的定義與描述性統(tǒng)計

三、實證結(jié)果分析

（一）政府救助與貧困狀況。表2匯報了居民戶“相對低收入”以及本市縣25%分位點以下兩種低收入貧困群體刻畫方式下，政府救助政策對居民戶貧困狀況的影響。從模型系統(tǒng)Ⅰ和Ⅱ的實證結(jié)果看，各變量的符號特征完全一致。在各項收入來源與居民戶貧困狀況的相互關(guān)系中，工作收入越高的居民戶能夠獲得更多的來自私人和政府部門的轉(zhuǎn)移支付補助，前者體現(xiàn)出工作單位特征是影響居民工作收入和來自企業(yè)及親屬轉(zhuǎn)移支付收入的重要因素，而后者則表明當前中國的政府轉(zhuǎn)移支付政策實際上更加有利于高收入群體。

我們發(fā)現(xiàn)，在居民戶貧困狀況決定方程中，居民戶工作收入及來自私人部門的轉(zhuǎn)移支付收入都能夠顯著降低貧困，而來自政府部門的轉(zhuǎn)移支付補助則對居民戶貧困具正向促進作用。這意味著中國救助低收入群體計劃未能有效發(fā)揮救助邊緣化群體、降低貧困深度的作用。我們進一步對貧困救助無法幫助貧困居民“走出低收入困境”的深層次原因進行了檢驗分析，并識別和測度了“擠出效應(yīng)”和“誘導(dǎo)效應(yīng)”。（1）通過在私人轉(zhuǎn)移支付決定方程中引入貧困與政府轉(zhuǎn)移支付交叉項，我們發(fā)現(xiàn)貧困群體獲得的政府轉(zhuǎn)移支付對其從私人部門獲得的轉(zhuǎn)移支付具有“擠出效應(yīng)”，以模型I為例，貧困群體每獲得一個單位政府轉(zhuǎn)移支付補助，來自私人部門的轉(zhuǎn)移支付收入將擠出0.3875個單位。而且這種“擠出效應(yīng)”僅存在于貧困群體中，高收入群體獲得的私人轉(zhuǎn)移支付與政府救助補助相互促進。這與Pushkar和Ray（2003）的論斷相一致。（2）在收入決定方程中引入這一交叉項后檢驗發(fā)現(xiàn)，貧困群體來自政府的轉(zhuǎn)移支付將極大地降低居民戶努力工作的動力，從而工作收入減少。同樣以模型I為例，政府轉(zhuǎn)移支付對貧困群體工作收入的作用系數(shù)達－2.705，這意味著“鼓勵”貧困居民更加依賴社會救助（Lee，1987）。這可以解釋為由于只掌握極少的市場勞動技能，一部分貧困群體更愿意以政府救助為生，而不選擇市場中的一份低收入工作。在表2的模型Ⅱ中，我們同樣發(fā)現(xiàn)存在顯著的“擠出效應(yīng)”和“誘導(dǎo)效應(yīng)”，而且在“更窄”的貧困指標刻畫方式下這兩種效應(yīng)更加突出。

表2 政府救助與貧困狀況

值得進一步分析的是，醫(yī)療保險、供水狀況以及衛(wèi)生狀況等保障性公共服務(wù)的估計系數(shù)在居民戶工作收入決定方程中顯著為正，在貧困狀況方程中則顯著為負。這表明提高保障性公共服務(wù)水平可以從兩個方面發(fā)揮減貧效應(yīng)：一是有利于直接降低居民戶貧困發(fā)生率；二是能夠增強居民戶獲得更高工作收入的能力，最終有效降低居民戶貧困發(fā)生的可能性。此外，戶主有工作及有第二份工作的居民戶、城鎮(zhèn)居民戶以及干部居民戶貧困的可能性較低；少數(shù)民族和外來戶口居民戶以及戶主性別和年齡因素對貧困狀況的影響不顯著。

各個戶主特征變量大多與理論預(yù)期符號相符。戶主有工作的居民戶能夠獲得更高的工作收入、私人轉(zhuǎn)移支付，但獲得更少的政府轉(zhuǎn)移支付；戶主為男性的居民戶工作收入更高，但獲得的轉(zhuǎn)移支付更少，特別是政府轉(zhuǎn)移支付顯著少于戶主為女性的居民戶；是否為外來人口對居民戶工作收入、政府轉(zhuǎn)移支付影響不大，但是外來居民戶能夠獲得更多私人部門轉(zhuǎn)移支付。戶主的年齡在工作收入和政府補助收入中呈現(xiàn)雙重效應(yīng)：一方面，隨著年齡的增長和經(jīng)驗的積累，工作收入更高，政府轉(zhuǎn)移支付更少；另一方面，體力和精力下降在一定程度上會降低工作收入，但獲得的政府轉(zhuǎn)移支付更高。年齡因素在私人轉(zhuǎn)移支付中的作用不顯著。戶主有第二職業(yè)的居民戶人均工作收入更高，得到的政府轉(zhuǎn)移支付補助更少。而與戶主是否有工作不同的是，戶主是否有第二職業(yè)并不顯著增加居民戶來自企業(yè)和個人的轉(zhuǎn)移支付收入，可能的原因在于：個人第二職業(yè)更多地被作為一項“副業(yè)”，因此除了工作收入外，一般很少能夠再獲得額外的企業(yè)轉(zhuǎn)移支付等福利補助。從戶主工作單位性質(zhì)看，相對于集體企業(yè)，戶主在私營企業(yè)工作的居民戶人均工作收入較高，而戶主在農(nóng)業(yè)部門、政府機關(guān)和國有企事業(yè)單位工作的居民戶人均工作收入較低，但是他們能夠獲得較高的企業(yè)和親友轉(zhuǎn)移支付補助，特別是戶主在政府機關(guān)和國有企事業(yè)單位工作的居民戶獲得的私人部門轉(zhuǎn)移支付遠遠高于其他工作單位類型。從戶主的受教育程度看，受過中等教育和高等教育能夠顯著提高工作收入。

從居民戶特征變量看，城市居民戶的工作收入、私人部門轉(zhuǎn)移支付都顯著高于農(nóng)村，而農(nóng)村居民戶能夠獲得更高的政府轉(zhuǎn)移支付；干部家庭工作收入更低，但政府和私人轉(zhuǎn)移支付收入更多；居民戶是否為少數(shù)民族戶對各項收入影響不顯著。與預(yù)期不盡相符的是，“五保戶”和獨生子女居民戶并沒有按照政策在政府轉(zhuǎn)移支付補助中獲得更多照顧；同時，有小汽車和空調(diào)等家庭財產(chǎn)的居民戶能夠獲得更多的來自私人部門的轉(zhuǎn)移支付，這表明私人部門轉(zhuǎn)移支付更多地集中在高收入居民戶，而貧困居民戶從中受益非常有限。

（二）絕對能力貧困群體狀況分析。隨著開發(fā)式扶貧20多年來的實施，當前中國的農(nóng)村貧困人口中可能有相當一部分是因殘疾或大病等原因失去了勞動能力（徐月賓等，2007）。對這類絕對能力貧困的居民戶而言，上文的作用機制可能不盡相同。為了對這類群體進行分析，本文根據(jù)居民戶各項收入來源甄別出以轉(zhuǎn)移性收入或補貼收入為主要收入來源的居民戶，將這類居民戶視為潛在的絕對能力貧困居民戶。我們認為如果轉(zhuǎn)移性收入或補貼收入超過了其他任何收入，如商業(yè)、農(nóng)業(yè)、漁業(yè)、果菜園、養(yǎng)殖業(yè)以及工資等各項收入，那么在一定程度上表明其為潛在的絕對能力貧困戶。同時，相對于需要遵循一定法規(guī)要求的補貼性收入，隨意性相對較大的轉(zhuǎn)移性收入可能更具說服力，我們以此做進一步檢驗。

表3匯報了以絕對能力貧困居民戶群體為樣本的分析結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，絕對貧困人口自身的收入水平和獲得的私人轉(zhuǎn)移支付依然能夠顯著降低貧困發(fā)生率，但是政府轉(zhuǎn)移支付的作用與上文所述的各種機制略有不同，在一定程度上體現(xiàn)出政府轉(zhuǎn)移支付對絕對貧困人群的減貧作用。實證結(jié)果也表明，通水狀況、衛(wèi)生狀況以及醫(yī)療保障等保障性公共服務(wù)依然能夠在一定程度上直接降低居民戶貧困發(fā)生率，并通過增強人力資本的保障性能力來強化居民戶自身的工作收入能力。這也體現(xiàn)出保障性扶貧模式相對于開發(fā)式扶貧模式存在更為根本性的優(yōu)勢，即受“能力貧困”因素的影響相對較小，保障作用較強。對“老弱病殘”的絕對低收入貧困群體而言，保障性扶貧模式更加有效。

同樣，我們對政府救助的“擠出效應(yīng)”和“誘導(dǎo)效應(yīng)”進行了測度，發(fā)現(xiàn)對這些潛在的絕對貧困低收入群體，“擠出效應(yīng)”呈現(xiàn)出一種正向特征。這表明絕對貧困群體所獲得的政府救助收入在一定程度上會引導(dǎo)更多的私人部門轉(zhuǎn)移支付資金。我們認為這主要是政策引導(dǎo)的結(jié)果，政府在救助這些絕對低收入群體的同時動員社會慈善資金，改變了市場參與主體的決策行為。在誘導(dǎo)效應(yīng)方面，政府救助依然對絕對貧困個體提高自身工作收入具有負向作用。

此外，我們進一步選取以下兩類特定樣本進行檢驗：（1）相對于上一次調(diào)查，貧困狀況發(fā)生變化（包括由貧困變成非貧困以及由非貧困變?yōu)樨毨В┑木用駪魳颖荆@有利于檢驗在低收入群體脫貧過程中政府政策的效應(yīng)；（2）考慮到城鄉(xiāng)居民戶在各項收入來源結(jié)構(gòu)及對居民戶貧困狀況的作用機制上可能存在一定差異，如農(nóng)村居民戶大多沒有固定工作單位，相對于城市居民戶而言，來自企業(yè)和親戚朋友轉(zhuǎn)移支付補助收入較少，我們分城鄉(xiāng)因素對各項收入來源和公共服務(wù)可及性對居民戶貧困狀況的影響效應(yīng)進行分析。實證檢驗結(jié)果表明，各變量符號與表2中基本一致，這表明上文分析的傳導(dǎo)機制在不同特定群體中也存在。

表3 絕對能力貧困居民戶狀況分析

四、可能存在的問題與穩(wěn)健性檢驗

（一）居民戶貧困狀況的衡量。上文對居民戶貧困狀況，我們分別從居民戶的相對收入水平（Poverty1）和居民戶人均收入在本市縣收入的25%分位點以下（Poverty25）兩個方面進行衡量，但是這些刻畫方式可能存在兩個問題：其一是分位設(shè)定方法下分位值設(shè)定的穩(wěn)健性有待檢驗；其二是這兩種衡量方法雖然較為全面，但是這兩個指標均為人為設(shè)定，缺乏現(xiàn)實基礎(chǔ)。為此，我們在表4中分別進行穩(wěn)健性檢驗：（1）進一步考察50%和10%分位點貧困居民戶情況，使用Poverty50和Poverty10來分別刻畫貧困戶；（2）根據(jù)居民戶的常規(guī)性的財產(chǎn)特征（彩電）來近似刻畫貧困狀況。

表4 居民戶貧困狀況指標衡量

（二）模型結(jié)構(gòu)設(shè)定。本文模型系統(tǒng)的刻畫方式可能并非唯一。在原始模型系統(tǒng)設(shè)定中，居民戶工作收入、獲得的政府轉(zhuǎn)移支付收入以及私人轉(zhuǎn)移支付收入都單向影響居民戶的貧困狀況，但是這可能忽略了一個重要路徑，即居民戶的貧困狀況也可能影響居民戶所獲得的政府和私人部門轉(zhuǎn)移支付補助收入。在表5中，我們對模型系統(tǒng)的設(shè)定形式進行了調(diào)整，居民戶貧困狀況將影響居民戶所獲得的政府補助收入，并同時影響居民戶獲得的政府和私人轉(zhuǎn)移支付收入。

表5 模型系統(tǒng)設(shè)定形式檢驗（Poverty＝poverty1）

以上穩(wěn)健性分析結(jié)果也都支持了實證分析結(jié)果，即政府救助因同時存在擠出效應(yīng)和誘導(dǎo)效應(yīng)而在減少居民戶貧困過程中并未有效發(fā)揮作用；醫(yī)療保險、供水狀況以及衛(wèi)生狀況等保障性公共服務(wù)可以直接或間接降低居民戶貧困發(fā)生的可能性。同時在更加嚴格的貧困指標測量下，擠出效應(yīng)和誘導(dǎo)效應(yīng)都更加突出。

五、結(jié)論與政策建議

本文從微觀層面實證檢驗了政府救助對低收入群體貧困狀況的內(nèi)在作用機制。研究結(jié)果表明，低收入群體獲得的政府救助資金因擠出私人救助資源并“誘導(dǎo)”貧困居民更加依賴政府補助而未能有效發(fā)揮減貧作用；同時對貧困程度更深的居民戶，“擠出效應(yīng)”和“誘導(dǎo)效應(yīng)”都更加突出。而政府提供的保障性公共服務(wù)和基礎(chǔ)設(shè)施能夠很好地起到降低和防御貧困的作用。以上研究結(jié)論在異質(zhì)性環(huán)境下都通過了穩(wěn)健性檢驗。

事實上，中國現(xiàn)有的貧困救助資金更多地通過層層劃撥，由基層政府來甄別和分配。但由于貧困群體信息不完全，實踐中政府的公共政策計劃從來都無法完全瞄準（Gaiha等，2001）；同時，在中國現(xiàn)有的制度環(huán)境和財政分權(quán)體制下，由于縣鄉(xiāng)政府具有強烈的沖動挪用上級政府撥付資金，同時扶貧資金使用的隨意性較大，政府的扶貧資金很難有效發(fā)揮減少貧困的作用。本文檢驗發(fā)現(xiàn)，除了針對絕對貧困群體的政府救助能夠在一定程度上減輕貧困以外，③低收入居民獲得的政府救助因擠出了私人轉(zhuǎn)移支付資源并“鼓勵”低收入居民更加依賴于社會救助，而不能有效幫助低收入群體走出貧困。

同時，政府提供的醫(yī)療保險等保障性公共服務(wù)和基礎(chǔ)設(shè)施有利于實現(xiàn)減貧：既可以在一定程度上直接減輕貧困，又可以通過增強居民收入能力來間接降低貧困發(fā)生。更為重要的是，這種提高低收入群體保障性公共服務(wù)可及性的模式，一方面能夠有效避免因瞄準失誤而造成的扶貧資金損失；另一方面，從經(jīng)濟能力上看，中國實施這種基本保障性公共服務(wù)扶貧模式逐漸變得可行?，F(xiàn)階段中國城市地區(qū)已經(jīng)基本覆蓋了這些基本保障性服務(wù)，部分富裕的農(nóng)村地區(qū)也大致完成，經(jīng)濟負擔并不重。因此，幫助低收入群體走出貧困，需要政府由單純的貧困救助轉(zhuǎn)向更偏重于更好地為弱勢群體提供保障性公共服務(wù)。

＊ 本文研究得到了武漢大學2011年度應(yīng)用對策研究項目的資助，并感謝山東財經(jīng)大學公共財政與公共政策研究中心為本項目研究提供的支持幫助。

注釋：

①國家統(tǒng)計局發(fā)布的《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》對農(nóng)村貧困人口狀況進行了統(tǒng)計，但是缺少專門針對城鎮(zhèn)貧困人口的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，而且通過領(lǐng)取最低生活保障的城鎮(zhèn)居民人數(shù)來估算城鎮(zhèn)貧困人口也并不合適。

②彩色電視機作為一種日常家用電器，如果居民戶沒有該電器，則在一定程度上可以將其認定為貧困戶。

③正因如此，文章并未完全否定政府救助的作用，實際上研究結(jié)果恰表明針對“絕對貧困群體”的政府救助對于緩解貧困是有效的。

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