劉一偉

一、研究背景

在過去的二三十年中,中國在反貧困方面取得了舉世矚目的成就,2013年世界銀行對(duì)極貧狀況的分析報(bào)告顯示,按照每天生活費(fèi)用1.25美元作為貧困線來衡量,從1981年到2013年,中國占世界極貧人口的比例已從43%降至13%(林迪珊等,2015［1］)。但中國貧困現(xiàn)狀依然十分嚴(yán)重,根據(jù)中國扶貧辦公布的有關(guān)數(shù)據(jù),2015年全國有8 000多萬貧困人口,其中河南、湖南、廣西、四川、貴州、云南6個(gè)省份的貧困人口都超過500萬人；同時(shí),貧困區(qū)域分布廣,全國不僅有14個(gè)連片特困地區(qū),除京、津、滬3個(gè)直轄市外,其余28個(gè)省級(jí)行政區(qū)都存在相當(dāng)數(shù)量的生活在貧困線以下的群眾。此外,貧困程度依然深,貧困人口中因保障不完善等因素(如疾病等)導(dǎo)致貧困的比重超過40%,需要搬遷的貧困人口近1 000萬。因此,如何減貧成為各級(jí)政府和學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)問題。

與此同時(shí),由于中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”,社會(huì)出現(xiàn)了一些結(jié)構(gòu)性特征——特別是貧富差距的不斷拉大,使貧困問題呈現(xiàn)出多樣性、勾連性與異質(zhì)性的特征(樂章,劉二鵬,2016［2］)?？梢?解決中國貧困問題“任重而道遠(yuǎn)”。值得欣慰的是,為了維護(hù)社會(huì)和諧、穩(wěn)定與發(fā)展,近年來中國政府已經(jīng)積極行動(dòng)起來,把反貧困作為發(fā)展的戰(zhàn)略目標(biāo)。在全面建設(shè)小康社會(huì)和實(shí)現(xiàn)“中國夢”的攻堅(jiān)時(shí)期,從國家到地方,脫貧工作已進(jìn)入關(guān)鍵階段。黨的十八屆五中全會(huì)的第一個(gè)工作會(huì)議,即把“反貧困”列為主要議題,解決貧困問題已經(jīng)是左右全局的關(guān)鍵(張未未,2015［3］)。

社會(huì)保障支出是指政府通過財(cái)政向由于各種原因而導(dǎo)致暫時(shí)或永久性喪失勞動(dòng)能力、失去工作機(jī)會(huì)或生活面臨困難的社會(huì)成員提供基本生活保障的支出,具有典型的救助和脫貧功能(杜妍冬,劉一偉,2016［4］)。特別是在 2014年,中國政府明確提出“整合城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)和基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度”,并期待用這個(gè)制度覆蓋中國所有老年人,實(shí)現(xiàn)“老有所養(yǎng)、病有所醫(yī)”的保障目標(biāo)(鄭功成,2016［5］)。與之相呼應(yīng)的是社會(huì)保障財(cái)政支出規(guī)模不斷擴(kuò)大。到2010年底,中國社會(huì)保險(xiǎn)、福利和救濟(jì)等方面的財(cái)政支出1.4萬億元左右,占當(dāng)年財(cái)政支出的15%左右,盡管比重與2002年基本相同,但絕對(duì)規(guī)模已不可同日而語(王延中,龍玉其,2011［6］)。但社會(huì)保障支出與居民貧困的關(guān)系如何？還有待進(jìn)一步分析。事實(shí)上,研究社會(huì)保障支出對(duì)我國居民貧困的影響,不僅僅關(guān)系到我國居民的民生狀況,還可能對(duì)我國社會(huì)和諧、經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展甚至全面建成小康社會(huì)起到不可估量的作用,所以討論社會(huì)保障支出與居民貧困的關(guān)系,還可以為中國政府制定針對(duì)性的扶貧政策方針提供啟示意義。

本文使用2010年中國綜合調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS),將貧困分為經(jīng)濟(jì)貧困、健康貧困與精神貧困三個(gè)維度,探討社會(huì)保障支出是否緩解了中國貧困現(xiàn)狀？如果社會(huì)保障支出具有減貧的效應(yīng),那么是通過何種渠道(途徑)緩解了貧困狀況？本文剩余部分安排如下:第二部分是文獻(xiàn)回顧；第三部分是數(shù)據(jù)、變量與模型；第四部分是模型估計(jì)結(jié)果；第五部分是解釋機(jī)制分析；第六部分是結(jié)論與討論。

二、文獻(xiàn)回顧

貧困是一個(gè)歷史性、世界性的社會(huì)經(jīng)濟(jì)問題,尤其是在不少發(fā)展中國家,貧困問題更為嚴(yán)重,并由此導(dǎo)致了諸多社會(huì)問題(王金營,楊茜,2014［7］)。為了維護(hù)世界的和諧、安定與發(fā)展,國際社會(huì)組織已經(jīng)將反貧困作為人類生存和發(fā)展的重要目標(biāo)之一。20世紀(jì)90年代,聯(lián)合國將每年的10月17日定為“國際消除貧困日”(International Day for the Eradication of Poverty)。隨后1995年聯(lián)合國大會(huì)將1997—2006年確定為第一個(gè)“國際消除貧困十年”；2008年聯(lián)合國大會(huì)將2008—2017年確定為第二個(gè)“國際消除貧困十年”。同時(shí),世界各國政府都在致力于消除貧困狀況?？梢哉f,反貧困已然成為全世界重要使命。

針對(duì)貧困問題的研究,國外已經(jīng)取得了長足的進(jìn)步。無論是馬克思的貧困結(jié)構(gòu)主義、劉易斯的貧困文化、費(fèi)里德曼的個(gè)體主義貧困觀,還是阿瑪?shù)賮啞ど撟C的可行能力與貧困的關(guān)系,以及迪頓有關(guān)貧困與不平等的論述,都從不同的角度分析了貧困發(fā) 生 的 原 因 與 機(jī) 理 (沈 紅,2000［8］；Sen,1999［9］；迪頓,2014［10］)。隨著研究的不斷推進(jìn),有學(xué)者或組織機(jī)構(gòu)發(fā)現(xiàn),社會(huì)保障制度在解決貧困問題中扮演了重要角色。20世紀(jì)40年代,《貝弗里奇報(bào)告》明確提出了建立和完善社會(huì)保障制度是反貧困道路上的關(guān)鍵。國際勞工組織認(rèn)為社會(huì)保障的目的之一,就是防止社會(huì)成員因?yàn)槟昀系纫蛩貙?dǎo)致貧困的發(fā)生(胡曉義,2009［11］)。于是,世界各國不約而同建立和完善社會(huì)保障制度,以此來解決貧困問題。

目前,有關(guān)社會(huì)保障與貧困的關(guān)系研究還沒有得出一致的結(jié)論。部分學(xué)者認(rèn)為,社會(huì)保障支出起到了反貧困的效應(yīng)。Kenworthy(1999)［12］基于面板數(shù)據(jù)分析了發(fā)達(dá)國家社會(huì)保障支出的減貧效應(yīng),發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障支出與貧困呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。Long和Pfau(2009)［13］以越南為例,通過準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)的研究方法,發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障支出起到了安全網(wǎng)的作用,能夠有效地緩解居民陷入貧困狀況。得出相關(guān)觀點(diǎn)的還有 Arabaci(2010)［14］,其研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障具有再分配的功能,通過調(diào)節(jié)貧富差距,降低了窮人發(fā)生貧困的概率。我國學(xué)者張川川等(2014)［15］采用斷點(diǎn)回歸和雙重差分識(shí)別策略,研究發(fā)現(xiàn)“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金收入顯著提高了農(nóng)村老年人的收入水平、減少了貧困的發(fā)生。楊宜勇和張強(qiáng)(2016)［16］研究發(fā)現(xiàn),社會(huì)保障制度支出與貧困水平呈顯著的負(fù)相關(guān),即社會(huì)保障支出越多,貧困水平越低。

但是,有部分學(xué)者對(duì)此結(jié)論提出了質(zhì)疑,他們認(rèn)為應(yīng)該根據(jù)不同的社會(huì)保障制度進(jìn)行分析,原因在于不同的社會(huì)保障制度所起到的貧困效應(yīng)不同(姚建平,2008［17］)。其中 Fosse(2013)［18］認(rèn)為社會(huì)福利是緩解貧困最重要的制度；而Houtzager(2007)［19］研究發(fā)現(xiàn)最低生活保障制度對(duì)居民發(fā)生貧困的可能性影響較大。白睿等(2013)［20］認(rèn)為社會(huì)救助和老年福利政策的建立和完善對(duì)貧困人群的生活起到了基礎(chǔ)性支持作用。甚至有學(xué)者認(rèn)為,當(dāng)代福利國家社會(huì)保障政策存在明顯的缺陷,高度依賴社會(huì)保障制度的家庭貧困并沒有得以緩解 (Kaseke,2010［21］)。黃清峰(2013)［22］研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障支出對(duì)貧困發(fā)生率減小的影響微弱,我國社會(huì)保障制度(如醫(yī)療保險(xiǎn))并沒有發(fā)揮減貧的效應(yīng)(解堊,2015［23］)。

縱觀以往研究可以發(fā)現(xiàn),無論是從制度層面分析,還是從支出角度進(jìn)行驗(yàn)證,社會(huì)保障的反貧困效應(yīng)均沒有得到一致的結(jié)論；且研究主要集中在經(jīng)濟(jì)貧困的分析,對(duì)其他貧困狀況沒有探討；同時(shí)鮮有文獻(xiàn)分析社會(huì)保障支出影響貧困的作用機(jī)制。所以,與以往研究相比,本文研究的貢獻(xiàn)有以下幾點(diǎn):一是本項(xiàng)研究不僅關(guān)注了經(jīng)濟(jì)貧困,還關(guān)注了健康貧困與精神貧困,以避免將貧困看成一個(gè)維度對(duì)結(jié)果造成的偏差,從而更全面地考量社會(huì)保障支出的反貧困效應(yīng)。二是本文嘗試分析社會(huì)保障支出影響貧困的作用機(jī)制,即探討了社會(huì)保障通過何種渠道影響了貧困。三是由于社會(huì)保障支出和貧困可能存在互為因果關(guān)系,從而導(dǎo)致內(nèi)生性問題,為求出社會(huì)保障支出影響貧困的凈效應(yīng),在回歸方法上,我們采用工具變量法進(jìn)行分析,可以更好地認(rèn)識(shí)社會(huì)保障支出與居民貧困的因果關(guān)系,從而得到參數(shù)的一致估計(jì),使結(jié)果更有可信度。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會(huì)調(diào)查(Chinese General Social Survey,CGSS)。中國綜合社會(huì)調(diào)查是我國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查項(xiàng)目,該項(xiàng)目始于2003年,至今已完成了六次全國性調(diào)查,數(shù)據(jù)的搜集和發(fā)布由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心完成。CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)涉及社會(huì)、社區(qū)、家庭、個(gè)人多個(gè)層次,是多學(xué)科的經(jīng)濟(jì)與社會(huì)數(shù)據(jù)采集平臺(tái),對(duì)總結(jié)社會(huì)變遷的趨勢,探討重大科學(xué)和現(xiàn)實(shí)問題,推動(dòng)國內(nèi)科學(xué)研究的開放與共享具有重要貢獻(xiàn)。

本研究使用最新公布的2010年度調(diào)查數(shù)據(jù)。該次調(diào)查采用多階段分層抽樣方法,在全國一共抽取了135個(gè)縣(區(qū)),加上北京、上海、天津、廣州、深圳5個(gè)大城市,作為初級(jí)抽樣單元；在每個(gè)被抽中的縣(區(qū))中,隨機(jī)抽取4個(gè)居委會(huì)或村委會(huì)；在每個(gè)被抽中的居委會(huì)或村委會(huì)中計(jì)劃調(diào)查25個(gè)家庭；在每個(gè)抽取的家庭中,隨機(jī)抽取一人進(jìn)行訪問。在北京、上海、天津、廣州、深圳這5個(gè)大城市,一共抽取80個(gè)居委會(huì)；在每個(gè)居委會(huì)計(jì)劃調(diào)查25個(gè)家庭；在每個(gè)抽取的家庭,隨機(jī)抽取一人進(jìn)行訪問。這樣,在全國一共調(diào)查480個(gè)村/居委會(huì),每個(gè)村/居委會(huì)調(diào)查25個(gè)家庭,每個(gè)家庭隨機(jī)調(diào)查1人,總樣本量約為12 000個(gè)。根據(jù)研究的目的與需要,我們剔除了不相關(guān)的樣本,一共選取了11 783個(gè)樣本作為本文的研究對(duì)象。

（二）變量選取

本文旨在考察社會(huì)保障支出對(duì)中國居民貧困的影響,主要因變量為被訪者的“貧困狀況”。Sen等(1990)［9］、Alkire 和 Jame(2011)［24］指出人的貧困并不能僅僅采用收入進(jìn)行衡量,而需要從評(píng)價(jià)功能性活動(dòng)大小的能力和自由等多個(gè)維度進(jìn)行考察,諸如健康、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、心理福利等。本研究也采用貧困多維的分析方法,將居民貧困操作化為“經(jīng)濟(jì)貧困”、“健康貧困”與“精神貧困”。其中將2010年居民每日消費(fèi)1美元以下的定義為“經(jīng)濟(jì)貧困”,賦值為“1”；否則,賦值為“0”。健康貧困則采用BMI指數(shù),如果取值低于18.5kg/m2定義為“健康貧困”,賦值為“1”；否則,賦值為“0”。此外,選取“在過去的四周中,您感到心情抑郁或沮喪的情形是”這一問題,定義為“精神貧困”,正向回答賦值為“1”,否定回答賦值為“0”。

核心的解釋變量是社會(huì)保障支出。從既有研究來看,財(cái)政社會(huì)保障支出作為社會(huì)保障支出的重要組成部分是毋庸置疑的,存在分歧的是醫(yī)療衛(wèi)生支出。本文認(rèn)為醫(yī)療衛(wèi)生支出應(yīng)納入社會(huì)保障支出統(tǒng)計(jì)范疇,原因在于:醫(yī)療衛(wèi)生支出是關(guān)系全民健康水平和家庭幸福的重大民生問題,具有強(qiáng)外部性和非排他性,需要政府的直接干預(yù),以實(shí)現(xiàn)人人享有基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的目標(biāo)(殷金朋等,2016［25］)。因此,將政府醫(yī)療衛(wèi)生支出納入分析框架,有利于更加全面地評(píng)估我國社會(huì)保障制度。本文采用的社會(huì)保障支出統(tǒng)計(jì)指標(biāo)即為財(cái)政社會(huì)保障支出和財(cái)政醫(yī)療衛(wèi)生支出的加總值。此外,考慮到地區(qū)的社會(huì)保障支出差異較大,在回歸檢驗(yàn)中將社會(huì)保障支出轉(zhuǎn)換為對(duì)數(shù)的形式。

此外,為降低解釋變量以外的因素對(duì)回歸結(jié)果造成偏差,本文根據(jù)已有的相關(guān)研究結(jié)果在模型中加入影響居民貧困的其他變量作為本文模型的控制變量(程名望等,2014［26］；羅楚亮,2011［27］)。需要指出的是,貧困具有累積性與連貫性,與其整個(gè)生命歷程有莫大的關(guān)系,受到前期條件和公共服務(wù)等影響,因此宏觀數(shù)據(jù)采用了2010年的數(shù)據(jù),其主要來自 《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國財(cái)政年鑒》等。為控制異常值的影響,本文對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)上進(jìn)行了Winsorize處理。各變量的取值情況如表1所示。

為了降低自變量以外一切能夠引起因變量的變量對(duì)回歸結(jié)果造成偏差,本研究遵循文獻(xiàn)的傳統(tǒng),加入個(gè)人層面、家庭層面和社會(huì)層面的控制變量,其中個(gè)人層面的控制變量包括性別、年齡、受教育程度、婚姻、健康狀況等；家庭層面的控制變量主要包括人口規(guī)模、家庭經(jīng)濟(jì)水平等；社會(huì)層面的控制變量主要包括行業(yè)、區(qū)域等。表1報(bào)告了所有變量的描述統(tǒng)計(jì)量。就居民貧困而言。全樣本中,社會(huì)保障支出平均為1 135元/年。分樣本中,經(jīng)濟(jì)貧困者、健康貧困者與精神貧困者享有的社會(huì)保障支出分別為989元/年、1 100元/年、1 092元/年；經(jīng)濟(jì)不貧困者、健康不貧困者與精神不貧困者享有的社會(huì)保障支出分別為1 151元/年、1 168元/年、1 156元/年,從統(tǒng)計(jì)量上看,被訪者在經(jīng)濟(jì)貧困、健康貧困與精神貧困方面差異十分顯著。需要說明的是,從控制變量上看,被訪者的某些個(gè)體特征、家庭特征以及社會(huì)特征也存在經(jīng)濟(jì)貧困、健康貧困和精神貧困的差異,但是這些變量不是本文最主要的研究目標(biāo),此處不對(duì)它們一一進(jìn)行描述。

表1 變量的描述統(tǒng)計(jì)量

續(xù)前表

（三）模型構(gòu)建

為了深入探討社會(huì)保障支出對(duì)居民貧困的影響,我們參照并擴(kuò)展 Malesevic和 Golem(2010)［28］以及Hessami(2010)［29］的相關(guān)模型,將模型設(shè)定如下:

公式(1)中,Pij表示第i個(gè)地區(qū)第j個(gè)人的貧困狀況,核心解釋變量security表示人均社會(huì)保障支出的對(duì)數(shù),∑it表示其他控制變量,α0、α1和δT分別表示各變量的回歸系數(shù),εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

（一）全樣本回歸分析

表2首先給出了社會(huì)保障支出對(duì)我國居民的Probit參數(shù)估計(jì)結(jié)果,我們估計(jì)了三組模型,分別對(duì)應(yīng)了經(jīng)濟(jì)貧困、健康貧困與精神貧困。但社會(huì)保障支出與居民貧困具有因果關(guān)系,進(jìn)而導(dǎo)致兩者的內(nèi)生關(guān)系。作為民生性財(cái)政支出,社會(huì)保障支出勢必影響居民貧困發(fā)生的可能性,而居民貧困的發(fā)生率也會(huì)影響社會(huì)保障支出。因此,我們使用撫養(yǎng)比作為貧困的工具變量,并采用IV Probit回歸方程進(jìn)行參數(shù)估計(jì)(見表2)。

表2 社會(huì)保障支出與貧困關(guān)系的參數(shù)估計(jì)

續(xù)前表

表2報(bào)告了社會(huì)保障支出對(duì)居民貧困的影響結(jié)果,從采用Probit回歸模型后的回歸結(jié)果可以看出,社會(huì)保障支出的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)貧困與精神貧困的系數(shù)估計(jì)值均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù),健康貧困在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù),說明社會(huì)保障支出越多,人們的貧困發(fā)生率越低。同時(shí),我們求得其各自的邊際效應(yīng)分別為－0.072 8、 －0.026 8和－0.065 8,即社會(huì)保障支出每提高一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,經(jīng)濟(jì)貧困、健康貧困與精神貧困的概率分別下降7.28%、2.68%與6.58%。采用IV Probit回歸,社會(huì)保障支出依然起到了反貧困效應(yīng):社會(huì)保障支出每提高一個(gè)等級(jí),經(jīng)濟(jì)貧困發(fā)生的概率將降低10.20%,健康貧困發(fā)生的概率下降6.28%,精神貧困發(fā)生的概率下降9.43%。比較兩種回歸方法,我們不難發(fā)現(xiàn),社會(huì)保障支出項(xiàng)的顯著性相同,且回歸系數(shù)也非常接近。而且兩種回歸結(jié)果均表明,社會(huì)保障支出在消除經(jīng)濟(jì)貧困方面更為顯著,其作用也大于健康貧困與精神貧困。

其他變量對(duì)我國居民發(fā)生貧困也有著重要影響。首先,在個(gè)體特征方面,男性發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困與健康貧困的概率高于女性,而發(fā)生精神貧困的概率低于女性。年齡與健康貧困和精神貧困呈顯著正相關(guān),這一點(diǎn)不難理解,年齡越大意味著身體機(jī)能的衰退,精神狀況的惡化。相比于未婚者,已婚者發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困與精神貧困的概率更低,但發(fā)生健康貧困的概率較高。同時(shí),受教育程度越高,發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困與精神貧困的概率越低,而發(fā)生健康貧困的概率更高。此外,城鎮(zhèn)居民發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困的可能性更大,原因可能是城鎮(zhèn)消費(fèi)水平更高、支出更多。政治面貌為中共黨員的居民發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困的概率更低,我們認(rèn)為成為組織成員意味著具有較多的社會(huì)資本,可以動(dòng)用更多的社會(huì)資源,進(jìn)而影響了其經(jīng)濟(jì)狀況。其次,在家庭特征方面,家庭人口數(shù)越多,其發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困的概率越大,原因可能是家庭規(guī)模越大,家庭所需支出越多,導(dǎo)致其經(jīng)濟(jì)貧困。相比于家庭經(jīng)濟(jì)狀況差者,家庭經(jīng)濟(jì)狀況一般與家庭經(jīng)濟(jì)狀況好的居民發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困、健康貧困與精神貧困的概率較低。最后,在社會(huì)層面,與沒有工作的居民相比,從事農(nóng)業(yè)的居民發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困與健康貧困的概率較低,而從事企業(yè)的居民發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困、健康貧困與精神貧困的概率均較低。需要指出的是,中部和東部的居民發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困、健康貧困與精神貧困的概率均低于西部的居民。

（二）分樣本回歸檢驗(yàn)

由于我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的存在,社會(huì)保障支出在城鄉(xiāng)之間也可能出現(xiàn)不同的傳導(dǎo)途徑。表3和表4是按城鄉(xiāng)分組的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果可以看出,對(duì)城鎮(zhèn)居民來說,社會(huì)保障支出對(duì)消除經(jīng)濟(jì)貧困、健康貧困與精神貧困的作用均在1%水平上顯著；對(duì)農(nóng)村居民來說,社會(huì)保障支出對(duì)消除經(jīng)濟(jì)貧困與健康貧困的作用同樣在1%水平上顯著,但對(duì)消除精神貧困的顯著性有所減弱(見表3)。在IV Prboit回歸方程中,結(jié)果出現(xiàn)了一定程度的差異,對(duì)城鎮(zhèn)居民而言,社會(huì)保障支出對(duì)經(jīng)濟(jì)貧困與精神貧困起到了顯著的負(fù)向影響,換言之,社會(huì)保障支出降低了其發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困與精神貧困的概率,但對(duì)健康貧困沒有顯著影響。對(duì)農(nóng)村居民而言,無論是經(jīng)濟(jì)貧困、健康貧困還是精神貧困,社會(huì)保障支出均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù),表明社會(huì)保障支出與農(nóng)村居民貧困呈顯著的負(fù)相關(guān)(見表4)。

觀察表3和表4的回歸結(jié)果,我們發(fā)現(xiàn)一個(gè)顯著的差異:無論是用Probit回歸還是用IV Probit回歸,比較回歸系數(shù)的絕對(duì)值發(fā)現(xiàn),社會(huì)保障支出對(duì)城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)貧困與精神貧困的減貧效應(yīng)更為顯著,而對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)貧困與健康貧困的減貧效應(yīng)更為突出。社會(huì)保障支出對(duì)兩者經(jīng)濟(jì)貧困的緩解效應(yīng)較大可以理解,而對(duì)城鄉(xiāng)居民精神貧困與健康貧困的效應(yīng)不同,原因可能是城鎮(zhèn)壓力較大,精神服務(wù)要求較高,社會(huì)保障支出對(duì)精神貧困所產(chǎn)生的邊際效應(yīng)更大；農(nóng)村則主要由于物資匱乏,生活水平較低,發(fā)生健康貧困的概率較高,對(duì)精神等需求還處于比較低的狀態(tài),社會(huì)保障支出影響經(jīng)濟(jì)貧困的效應(yīng)較大。

表3 社會(huì)保障支出對(duì)貧困影響的城鄉(xiāng)差異 （Probit模型）

續(xù)前表

另外,從不同解釋變量影響貧困的顯著性看,城鄉(xiāng)之間也存在明顯差異:個(gè)體層面,城鎮(zhèn)居民是否發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困不存在性別差異,但農(nóng)村男性發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困的概率較高；相比于農(nóng)村,教育對(duì)城鎮(zhèn)居民減貧效應(yīng)更為顯著；政治面貌為中共黨員的城鎮(zhèn)居民發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困的可能性較低,而政治面貌為中共黨員的農(nóng)村居民發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困與健康貧困的可能性均較低。此外,有宗教信仰的城鎮(zhèn)居民發(fā)生健康貧困的概率低,但宗教信仰對(duì)農(nóng)村居民的貧困狀況沒有影響。在社會(huì)層面,從事企業(yè)工作降低城鎮(zhèn)居民發(fā)生精神貧困的概率,但對(duì)農(nóng)村居民影響不顯著；需要指出的是,中部城鎮(zhèn)居民發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困與精神貧困的概率較低,而中部農(nóng)村農(nóng)民發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困、健康貧困與精神貧困的概率均較低。根據(jù)上述結(jié)果變量,反貧困的策略和途徑要有所變化,社會(huì)保障支出應(yīng)與其他影響貧困的因素相配合,才能取得更大的反貧困效果。

表4 社會(huì)保障支出對(duì)貧困影響的城鄉(xiāng)差異 （IV Probit模型）

續(xù)前表

五、社會(huì)保障支出影響貧困的機(jī)制分析

一般而言,消除貧困有兩種途徑,一種是“輸血”,即直接提供給貧困者物質(zhì)(如食物、貨幣等)；另一種是“造血”,采用間接的措施提供就業(yè)機(jī)會(huì)、醫(yī)療保健和其他社會(huì)服務(wù),用來幫助提高貧困者就業(yè)能力,進(jìn)而影響其收入水平,改善其健康狀況與精神狀況,擺脫“貧困陷阱”。事實(shí)上,“授人以魚不如授人以漁”,阿馬蒂亞·森曾在 《貧困與饑荒》一文中指出,社會(huì)保障之所以能夠避免饑荒,其中最重要的是通過社會(huì)保障支出,規(guī)避失業(yè)等因素造成的貧困狀況；在保證人們能夠掙到足以避免饑荒的工資時(shí),不斷縮小貧富差距,提高其醫(yī)療、精神文化等方面的消費(fèi)水平。從本質(zhì)上看,社會(huì)保障支出是指政府通過財(cái)政向由于各種原因而導(dǎo)致暫時(shí)或永久性喪失勞動(dòng)能力、失去工作機(jī)會(huì)或生活面臨困難的社會(huì)成員提供基本生活保障的支出。有學(xué)者指出,社會(huì)保障支出可以不斷提高就業(yè)和收入水平,消除不平等(巴爾,2003［30］)。同時(shí)貧困的減少程度主要依賴于收入差距①對(duì)收入差距的衡量,國內(nèi)外學(xué)者采用最多的就是基尼系數(shù),本文也采用該指標(biāo)來反映收入的不平等。本文借鑒何立新和潘春陽(2011)［36］的方法,使用被調(diào)查者的家庭總收入除以家庭人口的平方根,得到調(diào)整后的家庭“等價(jià)規(guī)模收入”；然后基于“等價(jià)規(guī)模收入”,計(jì)算調(diào)查者所在區(qū)縣的基尼系數(shù)。的縮小和收入水平的提高。毋庸置疑,社會(huì)保障支出可能影響了居民的收入差距與收入水平。因此,我們認(rèn)為社會(huì)保障支出緩解居民經(jīng)濟(jì)貧困的機(jī)制如下:社會(huì)保障支出→縮小收入差距→消除經(jīng)濟(jì)貧困；社會(huì)保障支出→提高收入水平→消除經(jīng)濟(jì)貧困(見圖1)。

醫(yī)療保健消費(fèi)與居民的健康貧困息息相關(guān),社會(huì)保障則反映了一個(gè)人可以利用的醫(yī)療服務(wù)資源與醫(yī)療保健消費(fèi)水平,對(duì)居民的健康貧困有著重要影響(Grossman,1972［31］；劉國恩等,2011［32］) 。此外,一個(gè)顯而易見的事實(shí)是,社會(huì)保障支出對(duì)居民的健康狀況具有重要作用,而健康狀況影響了其健康貧困發(fā)生的可能性,所以社會(huì)保障支出影響居民健康貧困的機(jī)制如下:社會(huì)保障支出→提高醫(yī)療保健消費(fèi)→消除健康貧困；社會(huì)保障支出→提高健康水平→消除健康貧困(見圖1)。

此外,我們認(rèn)為提高社會(huì)保障支出可能影響居民的娛樂休閑消費(fèi)支出,當(dāng)居民娛樂休閑消費(fèi)支出增加時(shí),會(huì)影響其精神狀況；同時(shí),社會(huì)保障支出對(duì)居民的幸福感有重要影響,有學(xué)者指出社會(huì)保障支出能夠顯著提高居民的生活滿意度和幸福感(Di等,2003［33］；劉一偉和汪潤泉,2017［34］)。Rose(2003)［35］發(fā)現(xiàn)政府福利政策的變動(dòng)對(duì)民眾幸福感有重要的影響,政府增加社會(huì)保險(xiǎn)的支出提高了居民幸福感,毋庸置疑,幸福感對(duì)居民是否發(fā)生精神貧困具有重要作用。鑒于此,我們提出社會(huì)保障支出影響精神貧困的機(jī)制如下:社會(huì)保障支出→增加娛樂休閑消費(fèi)→消除精神貧困；社會(huì)保障支出→提高幸福感→消除精神貧困(見圖1)。

圖1 社會(huì)保障支出影響貧困的機(jī)制 （途徑）

為了驗(yàn)證上述社會(huì)保障支出緩解居民貧困機(jī)制路徑的合理性,我們做進(jìn)一步的檢驗(yàn),在模型Panel A中加入社會(huì)保障支出與收入差距及社會(huì)保障支出與家庭收入的交互項(xiàng),在模型Panel B中加入社會(huì)保障支出與醫(yī)療保健消費(fèi)及社會(huì)保障支出與健康水平的交互項(xiàng),在模型Panel C中加入社會(huì)保障支出與幸福感及社會(huì)保障支出與娛樂休閑消費(fèi)的交互項(xiàng)。如果交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù)且在統(tǒng)計(jì)水平上顯著,則說明社會(huì)保障支出確實(shí)會(huì)通過上述分析的途徑緩解居民貧困。

在模型Panel A中,我們發(fā)現(xiàn)GINI在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正,表明收入差距確實(shí)提高了居民發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困的概率,但社會(huì)保障支出與GINI的交互項(xiàng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù),社會(huì)保障支出通過縮小收入差距降低了居民發(fā)生經(jīng)濟(jì)貧困的概率。家庭收入的回歸系數(shù)為負(fù),且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著,即家庭收入水平越高,居民經(jīng)濟(jì)貧困發(fā)生的可能性越低,同時(shí)社會(huì)保障支出與家庭收入的交互項(xiàng)在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù),表明社會(huì)保障支出通過作用于家庭收入影響居民的經(jīng)濟(jì)貧困。

在模型Panel B中,我們發(fā)現(xiàn)雖然醫(yī)療保健消費(fèi)支出的回歸系數(shù)符號(hào)為負(fù),但在統(tǒng)計(jì)水平上并不顯著。健康水平在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著,且回歸系數(shù)的符號(hào)為負(fù),表明健康水平與健康貧困呈顯著的負(fù)相關(guān)。觀察社會(huì)保障支出與醫(yī)療保健消費(fèi)及社會(huì)保障支出與健康水平的交互項(xiàng),發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障支出與醫(yī)療保健支出的交互項(xiàng)不顯著,表明醫(yī)療保健消費(fèi)并不能通過前文構(gòu)建的機(jī)制進(jìn)而影響健康貧困；但社會(huì)保障支出與健康水平的交互項(xiàng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù),換言之,社會(huì)保障支出提高了健康水平,進(jìn)而降低了居民發(fā)生健康貧困的可能性。

在模型Panel C中,幸福感和娛樂休閑消費(fèi)與精神貧困均呈顯著的負(fù)相關(guān),且社會(huì)保障支出與幸福感的交互項(xiàng)在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù),社會(huì)保障支出與娛樂休閑消費(fèi)的交互項(xiàng)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù),這充分說明社會(huì)保障支出能夠通過改善居民幸福感,提高居民娛樂休閑消費(fèi)水平,作用于居民的精神貧困。

表5 社會(huì)保障支出的影響機(jī)制分析

續(xù)前表

六、結(jié)論與政策建議

貧困問題已成為影響我國全面建成小康社會(huì)和實(shí)現(xiàn)“中國夢”的嚴(yán)重障礙,而社會(huì)保障作為保障民生的政策工具,理應(yīng)發(fā)揮反貧、脫貧的作用。本文基于2010年中國綜合調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù),采用Probit模型和IV Probit模型,將貧困分為經(jīng)濟(jì)貧困、健康貧困和精神貧困三個(gè)維度,探討社會(huì)保障支出對(duì)中國居民貧困的影響,并分析了背后的影響機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn):

整體而言,社會(huì)保障支出不僅緩解了居民經(jīng)濟(jì)貧困與健康貧困,而且降低了居民發(fā)生精神貧困的可能性；同時(shí)社會(huì)保障支出在緩解經(jīng)濟(jì)貧困方面更為顯著,其作用也大于健康貧困與精神貧困。此外,社會(huì)保障支出的減貧效應(yīng)具有城鄉(xiāng)差異,其對(duì)緩解城鎮(zhèn)精神貧困更顯著,而對(duì)緩解農(nóng)村經(jīng)濟(jì)貧困更突出。立足于上述基本結(jié)論,本文進(jìn)一步探討了社會(huì)保障支出對(duì)貧困影響的作用機(jī)制,解釋機(jī)制顯示,社會(huì)保障支出主要通過縮小收入差距與提高居民收入進(jìn)而緩解經(jīng)濟(jì)貧困；在健康貧困方面,社會(huì)保障支出的作用則是通過提高健康水平得以實(shí)現(xiàn)；在精神貧困方面,社會(huì)保障支出的作用路徑是提高居民的幸福感與娛樂休閑消費(fèi)水平。

本文研究發(fā)現(xiàn)也給予我們一些有益的啟示。目前我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速,社會(huì)急劇變革,在社會(huì)轉(zhuǎn)型過程中出現(xiàn)了諸多問題,而貧困問題則是諸多問題的焦點(diǎn)與核心,其不僅關(guān)系到我國何時(shí)全面建成小康社會(huì),而且成為實(shí)現(xiàn)“中國夢”的重要阻礙。令人慶幸的是,社會(huì)保障支出作為重要的公共財(cái)政政策工具,在一定程度上緩解了我國居民發(fā)生貧困的可能性。但不可否認(rèn)的是,如果要在2020年實(shí)現(xiàn)全面脫貧的戰(zhàn)略目標(biāo),應(yīng)做到以下幾點(diǎn):首先,中央政府可以通過社會(huì)保障績效考核,激勵(lì)省級(jí)地方政府加強(qiáng)對(duì)當(dāng)?shù)鼐用裆鐣?huì)保障福利水平的重視,改變地方政府為了GDP增長等直接可以在政績中獲得表現(xiàn)而競爭的價(jià)值取向,加大有關(guān)民生指標(biāo)的權(quán)重,從而不斷增加親貧式(如社會(huì)保障)財(cái)政支出。其次,加強(qiáng)社會(huì)保障支出的頂層設(shè)計(jì),將社會(huì)保障支出與相關(guān)扶貧開發(fā)政策有機(jī)結(jié)合,直接幫助低收入群體,提高其收入水平；或者通過社會(huì)保險(xiǎn)制度,將不同風(fēng)險(xiǎn)群體納入統(tǒng)一的制度框架,強(qiáng)化制度的再分配功能,進(jìn)而縮小差距預(yù)防貧困。最后,普及基本醫(yī)療服務(wù)、降低醫(yī)療服務(wù)成本,解決居民尤其是貧困居民“因病致貧”與“因病返貧”的問題,解除其患病等后顧之憂,在提高居民幸福程度的同時(shí),規(guī)避其健康貧困與精神貧困。此外,無論是政府還是個(gè)體,在財(cái)力允許的前提下,均應(yīng)平衡發(fā)展物質(zhì)消費(fèi)、精神文化消費(fèi)與醫(yī)療保健消費(fèi),避免貧困居民“馬太效應(yīng)”的出現(xiàn),規(guī)避其陷入“貧困惡性循環(huán)”。

當(dāng)然,本文也存在一些局限,比如受制于數(shù)據(jù)的可獲得性,本文僅采用了截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。另外,雖然我們盡可能控制了影響居民貧困的因素,但在控制變量的選取上受到一定制約,也可能由于遺漏變量,仍可能導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)存在一定的偏差。再者,由于篇幅所限,本文尚未討論各個(gè)社會(huì)保障支出層次對(duì)居民貧困的影響,這需要后續(xù)研究進(jìn)一步探討。

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