袁月

一、問題的提出

新中國(guó)成立以來，黨和國(guó)家一直高度關(guān)注貧困問題，扶貧政策隨扶貧工作的推進(jìn)不斷更新與完善，中國(guó)減貧事業(yè)取得巨大成就，反貧困歷程先后經(jīng)歷了恢復(fù)生產(chǎn)階段、保障生存階段、體制改革階段、解決溫飽階段、鞏固溫飽階段和全面小康階段六個(gè)主要階段（汪三貴和胡駿，2020）。黨的十八大以來，我國(guó)以“兩不愁三保障”為脫貧標(biāo)準(zhǔn)，在政策的指導(dǎo)下，2013年開始實(shí)施精準(zhǔn)扶貧建檔立卡工作，采取了多維貧困指標(biāo)和村民參與評(píng)議公示投票等組織方式，開展貧困識(shí)別工作，全國(guó)農(nóng)村貧困人口累計(jì)減少9000萬人；2019年底全國(guó)農(nóng)村貧困人口降至551萬人，農(nóng)村貧困發(fā)生率降至0.6%；2020年，我國(guó)打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)，全面建成了小康社會(huì)，歷史性地解決了絕對(duì)貧困問題。如今，我國(guó)處于緩解相對(duì)貧困階段，將應(yīng)對(duì)多方面發(fā)展的不平衡、不充分問題，采用多維相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)探索減貧緩貧之計(jì)，可以在繼實(shí)現(xiàn)全面小康之后更加全面地向共同富裕目標(biāo)邁進(jìn)。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，國(guó)外有關(guān)貧困問題的研究起步較早，研究也比較深入。多維貧困理論是基于Sen（1976）提出的能力貧困發(fā)展演變而來，他指出，貧困不僅是收入低下，更是人的基本可行能力（接受教育、免于疾病、免于饑餓等）被剝奪，他結(jié)合貧困發(fā)生率和收入缺口率指標(biāo)，并考慮了貧困群體內(nèi)部的收入分配狀況，提出了綜合的Sen貧困指數(shù)。Chambers and Robert（1995）從無助和孤立的角度對(duì)貧困人口進(jìn)行了研究，認(rèn)為貧困不單表現(xiàn)在收入和支出水平低下，同時(shí)還包括脆弱性、無話語權(quán)等。UNDP（1997）首次提出人類貧困指數(shù)（HPI），HPI指數(shù)是由壽命、讀寫能力和生活水平三個(gè)維度構(gòu)成。Alkire and Foster（2011）構(gòu)造了目前被廣為使用的A-F指數(shù)，即采用“雙臨界值法”測(cè)度多維貧困。Santos（2014）、Hyesun（2020）等學(xué)者也對(duì)不同國(guó)家多維貧困指數(shù)進(jìn)行了創(chuàng)新性的研究。

與國(guó)外研究相比，我國(guó)學(xué)者對(duì)貧困問題的研究起步較晚，但進(jìn)步非?？?，成果豐富。對(duì)于多維相對(duì)貧困的測(cè)度，尚衛(wèi)平和姚智謀（2005）最先利用多維貧困指數(shù)研究區(qū)域貧困問題，侯亞景（2017）、張昭等（2020）基于A-F方法測(cè)算多維貧困，王小林等（2020）、陳忠言等（2020）認(rèn)為中國(guó)在制定相對(duì)貧困的標(biāo)準(zhǔn)時(shí)應(yīng)輔以多維貧困識(shí)別方式，2020年后應(yīng)采用多維相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)。關(guān)于社會(huì)保障對(duì)貧困的影響，黃清峰（2013）、鄧大松等（2019）研究得出社會(huì)保障支出與農(nóng)村貧困呈顯著負(fù)相關(guān)，黃薇（2017）、萬里洋等（2020）得出醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)、住房保障等社保政策有助于減貧緩貧，田子等（2018）發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保和城居保對(duì)農(nóng)村老年人的影響均不顯著。關(guān)于財(cái)政分權(quán)對(duì)貧困的影響，劉建民等（2018）、段迎君（2020）研究表明，財(cái)政支出和收入分權(quán)對(duì)貧困減少的作用分別為正和負(fù)，張克中等（2010）發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出分權(quán)不利于貧困減緩，王曉芳等（2018）通過中介效應(yīng)檢驗(yàn)財(cái)政支出分權(quán)對(duì)農(nóng)村貧困的復(fù)雜影響。對(duì)于財(cái)政分權(quán)與城鄉(xiāng)收入差距研究，解堊（2007）等認(rèn)為財(cái)政分權(quán)會(huì)通過影響公共品供給對(duì)縮小收入差距產(chǎn)生重要作用，郭平等（2016）、儲(chǔ)德銀等（2017）、關(guān)海玲等（2019）認(rèn)為財(cái)政分權(quán)、地方政府支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距同時(shí)具有顯著影響，陳安平（2009）、李雪松等（2013）、賀俊等（2013）、李超等（2018）指出財(cái)政分權(quán)在促進(jìn)政府支出增加或經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)也加劇了城鄉(xiāng)收入差距。對(duì)于2020年后多維相對(duì)貧困的治理對(duì)策，何秀榮（2018）、李小云（2020）等認(rèn)為未來扶貧工作將轉(zhuǎn)向更持久的緩解相對(duì)貧困階段，白增博（2019）、汪三貴（2020）等指出我國(guó)應(yīng)建立城鄉(xiāng)一體化的扶貧體制，李曉園等（2020）建議推動(dòng)脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興統(tǒng)籌銜接，唐任伍等（2020）、張楠等（2020）、楊力超等（2020）、王小林等（2021）提出構(gòu)建多層次、相對(duì)貧困治理體系，實(shí)現(xiàn)貧困的最優(yōu)化治理。

已有文獻(xiàn)為本文的后續(xù)研究提供了較為全面的視角，但仍存在進(jìn)一步加強(qiáng)的空間：一是多維貧困指標(biāo)并未得到統(tǒng)一且選取維度涵蓋不全，須相對(duì)全面地確立對(duì)多維貧困進(jìn)行度量的維度和指標(biāo)；二是對(duì)于財(cái)政分權(quán)、社會(huì)保障影響多維相對(duì)貧困的中間傳導(dǎo)機(jī)制分析較少，亟須在數(shù)據(jù)資料、樣本范圍和研究方法上進(jìn)行拓展和創(chuàng)新，以建立符合本國(guó)貧困發(fā)展現(xiàn)狀的多維相對(duì)貧困體系，從而有針對(duì)性地構(gòu)建財(cái)政分權(quán)影響多維相對(duì)貧困的作用機(jī)制。

基于上述研究背景和學(xué)術(shù)研究進(jìn)展，本文立足于多維相對(duì)貧困視角研究我國(guó)貧困問題，以收入為標(biāo)準(zhǔn)界定我國(guó)相對(duì)貧困家庭，同時(shí)引入多維剝奪指標(biāo)，嘗試根據(jù)貧困家庭在各維度上相對(duì)被剝奪的情況測(cè)算多維相對(duì)貧困指數(shù)，在此基礎(chǔ)上研究財(cái)政分權(quán)和社會(huì)保障支出效率對(duì)我國(guó)多維相對(duì)貧困的影響及其內(nèi)在作用。

二、財(cái)政分權(quán)、社會(huì)保障影響多維相對(duì)貧困的邏輯推理

（一）中國(guó)財(cái)政分權(quán)與多維相對(duì)貧困

財(cái)政分權(quán)是中央政府將一部分財(cái)權(quán)、財(cái)力和支出責(zé)任轉(zhuǎn)移給地方政府的財(cái)政體制，學(xué)術(shù)界通常以財(cái)政支出分權(quán)、財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政自主度三種指標(biāo)來衡量。在本文，由于財(cái)政支出與減貧工作更具有緊密性，故選取財(cái)政支出分權(quán)作為地方政府財(cái)政分權(quán)指標(biāo)，考慮到中國(guó)式財(cái)政分權(quán)的雙重身份并剔除經(jīng)濟(jì)與人口規(guī)模帶來的偏差，采用如下公式衡量財(cái)政支出分權(quán)：

其中，F(xiàn)D表示財(cái)政支出分權(quán)，F(xiàn)E表示本級(jí)預(yù)算支出，POP為人口規(guī)模，GDP為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，其下標(biāo)i、C和N分別代表第i省（i=1，2，…）、中央和全國(guó)，該指標(biāo)值越大，財(cái)政支出分權(quán)度越高。

西方學(xué)者通常認(rèn)同更高的財(cái)政支出分權(quán)有助于提升地方政府社會(huì)支出效率。在我國(guó)，由于各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡，支出責(zé)任逐漸下移，地方財(cái)政支出狀況分化，而當(dāng)前我國(guó)官員選拔與考核標(biāo)準(zhǔn)仍然以經(jīng)濟(jì)績(jī)效為主，唯GDP論會(huì)給地方政府不正確的導(dǎo)向，導(dǎo)致財(cái)政支出分權(quán)越高的地區(qū)，有更大的能力和激勵(lì)將財(cái)政支出投入到容易提升政績(jī)的經(jīng)濟(jì)性公共物品，而對(duì)能改善人民生活水平、提高人民收入水平等的非經(jīng)濟(jì)性公共物品財(cái)政投入不足，可能會(huì)對(duì)減緩相對(duì)貧困產(chǎn)生不利影響。

基于此，本文提出假設(shè)1：我國(guó)財(cái)政支出分權(quán)可能會(huì)加重多維相對(duì)貧困。

（二）地方財(cái)政社會(huì)保障支出效率與多維相對(duì)貧困

截至目前，我國(guó)社會(huì)保障持續(xù)發(fā)揮著防貧、減貧功能，保障對(duì)象、范圍、內(nèi)容也在迅速擴(kuò)大；而地方財(cái)政社會(huì)保障支出效率能夠評(píng)價(jià)社會(huì)保障支出產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效益與成果，是對(duì)其財(cái)政資金和資源配置合理性、有效性的綜合反映。雖然我國(guó)地方財(cái)政社會(huì)保障支出規(guī)模不斷擴(kuò)大，但由于過高的財(cái)政支出分權(quán)促使地方政府加大對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)領(lǐng)域的財(cái)政投入，而忽視社會(huì)保障資金投入及其利用效率，以及城鄉(xiāng)和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡、資源分配不均衡等，導(dǎo)致支出效率依舊不高。

對(duì)于地方財(cái)政社會(huì)保障支出效率的測(cè)度，本文采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA），將人均地方財(cái)政社會(huì)保障和就業(yè)支出、人均醫(yī)療衛(wèi)生支出和人均住房保障支出作為投入指標(biāo)，將養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率、職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)參保率、生育保險(xiǎn)覆蓋率、工傷保險(xiǎn)覆蓋率、參加失業(yè)保險(xiǎn)率和城鎮(zhèn)就業(yè)率作為產(chǎn)出指標(biāo)，用Deap2.1軟件計(jì)算得出。

就社會(huì)保障領(lǐng)域來說，其投入的增長(zhǎng)主要來自地方財(cái)政與居民個(gè)人，而不是中央財(cái)政；且地方財(cái)政社會(huì)保障支出一方面總量不足，另一方面作為持續(xù)投入且見效慢、難度大的民生領(lǐng)域，又存在極易被政府忽視的問題，導(dǎo)致地方政府社會(huì)保障投入產(chǎn)出效率低下，從而影響我國(guó)相對(duì)貧困的減緩進(jìn)程。

基于此，本文提出假設(shè)2：地方財(cái)政社會(huì)保障支出效率的提高有利于減緩多維相對(duì)貧困。

（三）作用機(jī)理分析

根據(jù)公共經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，財(cái)政分權(quán)對(duì)相對(duì)貧困的影響主要有兩個(gè)渠道：一是直接影響貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的發(fā)展。二是間接影響——財(cái)政分權(quán)體制改革后，財(cái)政責(zé)任向下釋放，地方財(cái)政社會(huì)保障支出并沒有被納入改革范圍，反之，地方政府為追求高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而增大基礎(chǔ)設(shè)施投入，致使其對(duì)社會(huì)保障等民生類公共品供給不足；然而，正如阿瑪?shù)賮啞ど凇敦毨c饑荒》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)保障支出來規(guī)避貧困狀況；社會(huì)保障支出作為最具有代表性的公共服務(wù)項(xiàng)目，對(duì)提高居民的收入水平與福利水平具有重要作用，承擔(dān)著典型的救助和減貧重任。最近幾年，財(cái)政支出效率日益為政府和社會(huì)所重視，我國(guó)各項(xiàng)財(cái)政支出必須與提高支出效率緊密結(jié)合，社會(huì)保障支出效率的提高必然更有利于公共產(chǎn)品資源的合理配置。因此，本文認(rèn)為減緩多維相對(duì)貧困與民生類地方政府支出效率有著密切聯(lián)系，財(cái)政支出分權(quán)過高，可能會(huì)導(dǎo)致地方政府社會(huì)保障資源緊張、資金利用效率低下，而同時(shí)社會(huì)保障作為政府扶貧工作最有效的途徑之一，加之本身就有預(yù)防貧困和緩解貧困功能，其支出效率的降低必然對(duì)減緩多維相對(duì)貧困產(chǎn)生不利影響。

基于此，本文提出假設(shè)3：財(cái)政分權(quán)通過降低地方財(cái)政社會(huì)保障支出效率而導(dǎo)致相對(duì)貧困家庭陷入多維貧困的概率增大。

三、多維相對(duì)貧困測(cè)度

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究用于測(cè)度多維相對(duì)貧困的數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心開展的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS），采用2014年、2016年、2018年三年調(diào)查數(shù)據(jù)，選取個(gè)人和家庭數(shù)據(jù)庫(kù)加以匹配，進(jìn)行數(shù)據(jù)清理，并剔除缺失值、異常值和重復(fù)樣本數(shù)據(jù)，獲得14931個(gè)完整家庭樣本。

（二）相對(duì)貧困家庭的界定

目前，我國(guó)學(xué)者對(duì)于是否按照城鄉(xiāng)一體劃分相對(duì)貧困線的問題，已基本持一致意見：由于現(xiàn)階段城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)明顯，城鄉(xiāng)居民相對(duì)貧困的形成機(jī)理不盡相同，在當(dāng)前乃至未來一段時(shí)間仍應(yīng)分開劃線（沈揚(yáng)揚(yáng)和李實(shí)，2020；陳宗勝和黃云，2021）。對(duì)于相對(duì)收入貧困線界定，盡管國(guó)內(nèi)學(xué)者還未形成統(tǒng)一觀點(diǎn)，但絕大多數(shù)學(xué)者建議將其定為人均收入中位數(shù)或均值的某一百分比，還有少數(shù)學(xué)者以城鄉(xiāng)最低生活保障標(biāo)準(zhǔn)為基礎(chǔ)設(shè)定為相對(duì)貧困線。鑒于2018年我國(guó)各地低保線就已高于國(guó)家絕對(duì)貧困線，而城鄉(xiāng)人均可支配收入存在很大差距，2018年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是農(nóng)村的2.69倍，①數(shù)據(jù)來源：根據(jù)2019年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算得出。且平均數(shù)受極端值影響大，本文分別采用全部城市樣本和農(nóng)村樣本按照人均家庭純收入中位數(shù)的40%（城市）和50%（農(nóng)村）計(jì)算相對(duì)貧困收入線，從而篩選出農(nóng)村相對(duì)貧困家庭和城市相對(duì)貧困家庭。最終得到有效樣本5292戶家庭的20750名成員，其中城市家庭樣本量為1429戶，農(nóng)村家庭樣本量為3863戶。

（三）多維相對(duì)貧困的測(cè)度方法

結(jié)合以往學(xué)者的研究，在相對(duì)貧困家庭樣本中，本文利用目前被廣為使用的“A-F方法”測(cè)度多維貧困，主要步驟如下：

第一，確定貧困維度和指標(biāo)，判斷個(gè)體在給定維度的剝奪情況。多維剝奪是將反映個(gè)體受剝奪的變量指標(biāo)化，通過指標(biāo)的獲得或剝奪情況判斷貧困狀態(tài)。假設(shè)數(shù)據(jù)矩陣Yngd表示n個(gè)相對(duì)貧困個(gè)體在d個(gè)維度下的狀態(tài)取值，則Yi, j表示個(gè)體i在給定維度j的剝奪情況，Zj表示個(gè)體在維度j的被剝奪臨界值。剝奪矩陣gi, j表示個(gè)體被剝奪的情況，若Yi, j＜Zj，則gi, j=1，若Yi, j≥Zj，則gi, j=0。

第二，判斷個(gè)體是否處于多維相對(duì)貧困狀態(tài)。令k表示維度臨界值，Ci表示個(gè)體i在維度臨界值為k時(shí)的加權(quán)剝奪得分，。若Ci≥k，則相對(duì)貧困個(gè)體陷入多維貧困狀態(tài)。

第三，貧困加總與分解。所有Ci≥k的個(gè)體數(shù)量q即為多維相對(duì)貧困人口數(shù)。多維相對(duì)貧困發(fā)生率表示為平均剝奪份額為多維剝奪指數(shù)M0=A×H。M0指數(shù)越高，多維相對(duì)貧困越嚴(yán)重。

（四）貧困維度和指標(biāo)選取

1.多維貧困指標(biāo)設(shè)計(jì)

多維相對(duì)貧困的維度與指標(biāo)尚無統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)。本文基于牛津貧困與人類發(fā)展中心于2020年7月發(fā)布的MPI多維貧困指數(shù)，參考國(guó)內(nèi)外近兩年研究成果并考慮我國(guó)現(xiàn)階段基本國(guó)情，選取健康、教育、生活水平、資產(chǎn)、就業(yè)、幸福感共6個(gè)維度10個(gè)指標(biāo)。其中，健康維度選用家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出指標(biāo)，是因?yàn)榭紤]到家庭成員健康狀態(tài)是否良好對(duì)于不同收入層次的家庭影響不同，同時(shí)，根據(jù)世界衛(wèi)生組織對(duì)災(zāi)難性醫(yī)療支出的界定，本文將家庭醫(yī)療支出達(dá)到或超過家庭純收入的40%確定為家庭健康貧困的衡量標(biāo)準(zhǔn)。資產(chǎn)維度選用現(xiàn)住房面積和耐用消費(fèi)品總價(jià)值兩個(gè)指標(biāo)，由于CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)將耐用消費(fèi)品價(jià)值定義為“單位價(jià)格在1000元以上、自然使用壽命在2年以上的產(chǎn)品”，因此，遵從此定義將其作為資產(chǎn)維度的衡量指標(biāo)之一。同時(shí)，本文選取家庭成員的幸福程度、對(duì)生活的滿意度以及對(duì)未來信心程度作為衡量家庭成員幸福感的指標(biāo)，是因?yàn)?020年后我國(guó)已進(jìn)入全面建成小康社會(huì)，人民不再僅僅滿足于對(duì)物質(zhì)生活的需要，而更加激發(fā)了對(duì)美好生活的向往；羅必良等（2021）也指出，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)雖最終消除了絕對(duì)貧困，但并未帶來居民幸福感的明顯改善。同時(shí)，參考大多數(shù)學(xué)者對(duì)多維貧困各指標(biāo)的權(quán)重設(shè)置方式，本文對(duì)各維度采取等權(quán)重法。具體指標(biāo)及權(quán)重見表1。

表1 貧困維度、指標(biāo)、賦值及權(quán)重

2.剝奪維度的有效性與相關(guān)性檢驗(yàn)

理論上講，處于多維剝奪狀況的家庭收入較低，為檢測(cè)所選維度的有效性，本文將家庭人均純收入作為被解釋變量，將剝奪維度作為解釋變量進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。可以發(fā)現(xiàn)，6個(gè)剝奪維度對(duì)家庭人均純收入的影響均為負(fù)，且大多數(shù)維度都十分顯著，這表明所選維度較為合理、有效。

表2 剝奪維度有效性檢驗(yàn)

（五）多維相對(duì)貧困測(cè)度分析

1.相對(duì)貧困家庭的單維貧困估計(jì)結(jié)果

表3報(bào)告了2014——2018年相對(duì)貧困家庭分別在每一維度的貧困發(fā)生率及其變化?？傮w來看，除就業(yè)維度的剝奪程度較低以外，相對(duì)貧困家庭在其他五個(gè)維度的貧困問題都比較突出。2014年除就業(yè)外各維度貧困狀況都較為嚴(yán)重，其中遭受生活水平和教育維度剝奪的相對(duì)貧困家庭均高達(dá)樣本總數(shù)的60%以上。到2018年，可以看出除就業(yè)指標(biāo)的貧困發(fā)生率基本不變以外，其他維度的貧困發(fā)生率都有大幅下降，大多數(shù)維度貧困狀況均發(fā)生明顯改善。值得注意的是，2018年樣本中教育和生活水平維度的貧困發(fā)生率仍在50%左右，說明在相對(duì)貧困家庭中，有55.5%的家庭成人成員人均受教育年限未超過6年，有48.5%的家庭還沒有使用井水、純凈水和自來水或還在使用柴草、煤炭做飯，這些家庭有很大風(fēng)險(xiǎn)重返貧困，從城鄉(xiāng)來看，農(nóng)村家庭在上述兩個(gè)維度的貧困發(fā)生率遠(yuǎn)高于城市家庭，說明農(nóng)村相對(duì)貧困家庭更容易遭受教育貧困和生活水平貧困，教育和物質(zhì)資源傾斜的問題亟待解決。此外，盡管2016年全國(guó)遭受健康貧困的相對(duì)貧困家庭相較2014年驟減，但2018年保持不變，依舊高達(dá)25.4%，城市家庭的健康貧困發(fā)生率甚至高于2016年，這表明，當(dāng)前醫(yī)療衛(wèi)生資源配置問題依然嚴(yán)峻。最后，2014年有高達(dá)37.5%的家庭存在不幸福的成員，且該貧困發(fā)生率在2018年下降至24.6%，而存在就業(yè)貧困的相對(duì)貧困家庭很少，說明隨著產(chǎn)業(yè)幫扶、行業(yè)幫扶等鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和減貧政策的實(shí)施，家庭基礎(chǔ)收支已得到滿足，國(guó)家就業(yè)率得到了提升，對(duì)身處相對(duì)貧困中的個(gè)體來說，對(duì)精神和自身滿足感與幸福感的追求對(duì)其生活產(chǎn)生極大影響。

表3 2014——2018 年中國(guó)相對(duì)貧困家庭的單維貧困發(fā)生率

2.相對(duì)貧困家庭的多維剝奪估計(jì)結(jié)果

受篇幅限制，本文僅列出2018年相對(duì)貧困家庭的多維剝奪估計(jì)結(jié)果，如表4所示，無論是單維貧困還是多維貧困，農(nóng)村的貧困發(fā)生率大多都明顯高于城市，且農(nóng)村相對(duì)貧困家庭的多維剝奪指數(shù)均高于城市相對(duì)貧困家庭。隨著剝奪臨界值的增大，樣本數(shù)遞減，多維剝奪指數(shù)逐漸降低，平均剝奪份額逐漸增大。當(dāng)臨界值K為1/6時(shí)，全國(guó)貧困發(fā)生率H為88.11%，平均剝奪份額A為0.2619，多維剝奪指數(shù)M0為0.2308，表明在我國(guó)相對(duì)貧困家庭中至少在一個(gè)維度上貧困的占88.11%。K≤2/6時(shí)，H變化較小，多維相對(duì)貧困家庭占比較高，當(dāng)K≥5/6時(shí)，H已不足1%。當(dāng)K為1時(shí)，H為0，說明2018年以后我國(guó)即將打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)，多個(gè)方面的減貧工作取得顯著成效。以上情況也表明在所有考慮維度上，我國(guó)相對(duì)貧困家庭遭受嚴(yán)重的多維剝奪情況，且大多數(shù)集中在1——3個(gè)維度，沒有家庭遭受極端多維剝奪情況。因此，本文將多維相對(duì)貧困家庭定義為遭受至少任意2個(gè)維度剝奪（即K=2/6）的相對(duì)貧困家庭。根據(jù)這一定義，2014年、2016年和2018年我國(guó)多維相對(duì)貧困家庭的貧困發(fā)生率分別為71.47%、64.34%和59.71%，其中，2018年農(nóng)村和城市貧困發(fā)生率分別為61.83%和53.55%，盡管貧困發(fā)生率逐年減少，但全國(guó)仍有一半以上的相對(duì)貧困家庭遭受著多維剝奪，在我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡不充分的背景下，要實(shí)現(xiàn)共同富裕，必須從多個(gè)維度著力解決相對(duì)貧困問題。

表4 2018 年中國(guó)相對(duì)貧困家庭的多維剝奪估計(jì)結(jié)果

四、數(shù)據(jù)、變量與模型選擇

（一）模型設(shè)定

為檢驗(yàn)第二部分邏輯推理中提出的假設(shè)，本文采用Probit模型驗(yàn)證我國(guó)財(cái)政支出分權(quán)和社會(huì)保障支出效率對(duì)多維相對(duì)貧困的影響，結(jié)合已有研究與本文研究目的，設(shè)置基準(zhǔn)回歸模型如下：

其中，Povertyit表示第t年第i戶相對(duì)貧困家庭是否遭受多維剝奪的啞變量；FDit代表財(cái)政支出分權(quán)；TEit代表地方財(cái)政社會(huì)保障支出效率；Controlk,it為控制變量，包括家庭和政府層面；a、b和δk為待定系數(shù)；uit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

然后，為探討財(cái)政支出分權(quán)對(duì)社會(huì)保障支出效率影響多維相對(duì)貧困的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文在（2）式的基礎(chǔ)上引入交互項(xiàng)（FD×TE）it，構(gòu)建模型如下：

調(diào)節(jié)變量能系統(tǒng)地改變解釋變量與被解釋變量相關(guān)性的強(qiáng)度或方向，在上式中，財(cái)政支出分權(quán)FDit是調(diào)節(jié)變量。

（二）變量選取

本文的被解釋變量是多維相對(duì)貧困，將處于多維貧困狀態(tài)的相對(duì)貧困家庭賦值為1，單維或零維則賦值為0。多維相對(duì)貧困的定義前已述及，這里不再贅述。

核心解釋變量是財(cái)政支出分權(quán)和地方財(cái)政社會(huì)保障支出效率，選取原因及具體計(jì)算方法也已在上文述及。

至于控制變量的選取，為避免遺漏變量對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生的影響，且因本文是以家庭為研究對(duì)象的，故從家庭和政府層面對(duì)模型進(jìn)行了控制，所有模型均控制了時(shí)間（年份）固定效應(yīng)和地區(qū)（省份）固定效應(yīng)。

各變量類型、名稱及描述性統(tǒng)計(jì)見表5。

表5 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

（三）數(shù)據(jù)的中心化處理

由于在回歸模型中引入了交互項(xiàng)（FD×TE）it，其與核心解釋變量FDit和TEit可能引發(fā)嚴(yán)重的多重共線性問題，為避免此類問題的發(fā)生，在做調(diào)節(jié)效應(yīng)分析之前，先對(duì)核心解釋變量和調(diào)節(jié)變量做中心化處理，即分別用FDit和TEit減去各自均值，得到離差dFDit和dTEit，將中心化處理后的交互項(xiàng)（dFD×dTE）it取代式（3）中的（FD×TE）it，以此來避免或減少引入交互項(xiàng)而產(chǎn)生的多重共線性問題。

（四）數(shù)據(jù)來源

多維相對(duì)貧困問題既是一個(gè)宏觀問題，又是一個(gè)微觀問題。一方面，對(duì)于國(guó)家來說，需要在各省市經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡貧困程度不一的情況下，統(tǒng)籌優(yōu)化扶貧工作的實(shí)施，這個(gè)時(shí)候就需要利用宏觀分析方法分析我國(guó)整體政治與經(jīng)濟(jì)運(yùn)行對(duì)貧困狀況的影響，指導(dǎo)國(guó)家政策向重點(diǎn)領(lǐng)域傾斜；另一方面，要想讓一個(gè)普通的相對(duì)貧困家庭獲得扶貧政策的惠及，使國(guó)家減緩相對(duì)貧困工作“精準(zhǔn)到戶”，則離不開微觀層面的分析?；谏鲜鲈?，本文使用2014——2018年CFPS微觀面板數(shù)據(jù)及與之相匹配的宏觀數(shù)據(jù)，構(gòu)建一個(gè)宏觀和微觀相結(jié)合的新數(shù)據(jù)集，將家庭、個(gè)人因素等內(nèi)部影響和財(cái)政制度等外部影響兩方面相結(jié)合，綜合考察財(cái)政分權(quán)體制對(duì)相對(duì)貧困家庭陷入多維貧困狀態(tài)的影響機(jī)制，微觀面板數(shù)據(jù)來源前已述及，宏觀面板數(shù)據(jù)來自于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局以及2015年、2017年和2019年各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

五、實(shí)證檢驗(yàn)與分析

（一）基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果分析

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表6給出了財(cái)政分權(quán)、社會(huì)保障支出對(duì)多維相對(duì)貧困影響的Probit回歸結(jié)果。其中模型（1）只加入了核心解釋變量，模型（2）——（4）逐步加入家庭層面和政府層面的控制變量以及時(shí)間和地區(qū)固定效應(yīng)，可以看出，在模型（1）——（4）中，財(cái)政支出分權(quán)和地方財(cái)政社會(huì)保障支出效率的系數(shù)均在1%的水平上顯著，說明更高的財(cái)政支出分權(quán)和更低的社會(huì)保障支出效率會(huì)加劇多維相對(duì)貧困，本文假設(shè)1、2得到了驗(yàn)證。其中，模型（4）的回歸系數(shù)表明，在控制其他變量的情況下，財(cái)政支出分權(quán)的邊際效應(yīng)為1.086，社保支出效率的邊際效應(yīng)為-0.191，這表明財(cái)政支出分權(quán)度每增大0.01，相對(duì)貧困家庭就提高1.086%的概率陷入多維貧困；社會(huì)保障支出效率每提高0.01，相對(duì)貧困家庭陷入多維貧困的概率就下降0.191%。

表6 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

進(jìn)一步觀察控制變量，家庭中老年成員以及文盲或半文盲成人的數(shù)量會(huì)明顯提高家庭陷入多維相對(duì)貧困的概率，而家庭純收入的增加顯然會(huì)減少多維相對(duì)貧困，以上結(jié)果均與事實(shí)相符。在政府層面，人均地方財(cái)政支出與地方財(cái)政社會(huì)保障類支出占財(cái)政總支出的比重明顯有利于減少多維相對(duì)貧困的發(fā)生，因此，加大地方財(cái)政支出尤其是民生類支出供給能夠?yàn)槲覈?guó)減緩相對(duì)貧困提供有力動(dòng)力。

2.內(nèi)生性檢驗(yàn)

事實(shí)上，科學(xué)檢驗(yàn)財(cái)政支出分權(quán)與社會(huì)保障對(duì)多維相對(duì)貧困影響的一個(gè)最大挑戰(zhàn)，在于如何較好地處理財(cái)政分權(quán)的內(nèi)生性問題。從當(dāng)前我國(guó)財(cái)政分權(quán)指標(biāo)中并不能得到政府自主權(quán)信息，只能看到經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的分權(quán)結(jié)果，而經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)可能存在遺漏變量，如難以量化的社會(huì)因素以及因果倒置，尤其越是多維貧困嚴(yán)重的地方，財(cái)政分權(quán)越是存在強(qiáng)化的逆向因果關(guān)系，必須加以考慮和處理。本文借鑒李森等（2021）的選取方法，以各省財(cái)政支出分權(quán)與當(dāng)年所有省份財(cái)政支出分權(quán)均值之差的三次方作為工具變量，對(duì)基準(zhǔn)模型重新進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果見表7。

表7 內(nèi)生性檢驗(yàn)：工具變量的回歸結(jié)果

在表7中，第（1）列和第（2）列分別為IV Probit第一階段和第二階段的回歸，結(jié)果顯示，工具變量與財(cái)政支出分權(quán)變量均顯著為負(fù)。第（3）列報(bào)告了將工具變量作為自變量加入基準(zhǔn)回歸模型中的回歸結(jié)果，可以看出，核心解釋變量的系數(shù)仍在1%的水平上顯著，但工具變量系數(shù)不顯著，也就是說，工具變量FD_IV與基準(zhǔn)回歸方程擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)，即FD_IV除通過影響財(cái)政分權(quán)而對(duì)多維相對(duì)貧困產(chǎn)生影響之外，并不存在影響多維相對(duì)貧困的其他途徑。此外，本文還進(jìn)行了弱工具變量檢驗(yàn)，得到AR和Wald值均在5%水平上顯著，這也說明所選變量不是弱工具變量。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）增加控制變量

雖然本文分別對(duì)城市與農(nóng)村相對(duì)貧困家庭進(jìn)行了界定，但并沒有分城鄉(xiāng)展開相關(guān)檢驗(yàn)，因此，引入城鄉(xiāng)虛擬變量作為控制變量，驗(yàn)證核心解釋變量對(duì)多維相對(duì)貧困的影響是否發(fā)生變化。通過表8不難發(fā)現(xiàn)，在控制變量中加入城鄉(xiāng)虛擬變量后，該虛擬變量系數(shù)非常顯著，且財(cái)政支出分權(quán)與社會(huì)保障支出效率對(duì)相對(duì)貧困的影響與基準(zhǔn)回歸模型保持高度一致，證明本文使用的變量是科學(xué)穩(wěn)健的。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：增加控制變量的回歸結(jié)果

（2）剔除異常值

由于部分家庭的收入存在極端值，可能導(dǎo)致多維相對(duì)貧困狀況不具有代表性，故對(duì)家庭純收入最高和最低1%的樣本分別進(jìn)行縮尾和截尾處理，以排除少量異常值帶給計(jì)量模型的干擾。由表9可以看出，對(duì)家庭純收入進(jìn)行雙邊縮尾和雙邊截尾處理后，結(jié)果與表6相似，進(jìn)一步支撐本文結(jié)論。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：剔除異常值的回歸結(jié)果

（二）機(jī)制分析

1.機(jī)制檢驗(yàn)

前文報(bào)告了財(cái)政支出分權(quán)和財(cái)政社會(huì)保障支出效率對(duì)相對(duì)貧困影響的回歸結(jié)果，驗(yàn)證了財(cái)政分權(quán)會(huì)顯著加重多維相對(duì)貧困，而社會(huì)保障支出效率會(huì)顯著降低貧困。為進(jìn)一步佐證假設(shè)3，即檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)是否通過降低社會(huì)保障支出效率而加重多維相對(duì)貧困，本文在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上，引入中心化處理后的交互項(xiàng)（dFD×dFE）it，進(jìn)一步驗(yàn)證二者對(duì)相對(duì)貧困的作用機(jī)制。調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果見表10。

表10 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表10的結(jié)果顯示，在加入控制變量以及時(shí)間和地區(qū)固定效應(yīng)前后，財(cái)政分權(quán)和社會(huì)保障支出效率無論從方向還是顯著性上，均同基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，且交互項(xiàng)的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)。這說明財(cái)政分權(quán)不僅直接對(duì)多維相對(duì)貧困產(chǎn)生正向作用，還作為調(diào)節(jié)因素，通過抑制地方財(cái)政社會(huì)保障支出效率的提升而加重多維相對(duì)貧困。以上結(jié)果表明，財(cái)政支出分權(quán)和財(cái)政社會(huì)保障支出效率對(duì)相對(duì)貧困的影響并不是獨(dú)立事件。由于在我國(guó)，高度集權(quán)的財(cái)政體制一定程度上會(huì)導(dǎo)致地方財(cái)政支出責(zé)任加重，而地方政府受政績(jī)考核的激勵(lì)，會(huì)傾向于將更多財(cái)政支出投至短期內(nèi)可提高當(dāng)?shù)谿DP的經(jīng)濟(jì)性公共物品傾斜，自然使得社會(huì)保障等民生類資金的投入及其資金利用效率不能受到應(yīng)有重視，導(dǎo)致更多相對(duì)貧困家庭陷入多維貧困境地。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表10的調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果，依然可能存在內(nèi)生性問題導(dǎo)致測(cè)算結(jié)果不準(zhǔn)確。本文延續(xù)基準(zhǔn)回歸分析中的方法，首先采用IV Probit兩步法進(jìn)行估計(jì)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出分權(quán)、社會(huì)保障支出效率的系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著，且符號(hào)與基準(zhǔn)回歸模型相同，其中心化處理后的交互項(xiàng)也在1%的水平上顯著為負(fù)，進(jìn)一步進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，AR和Wald的P值均小于0.01。接著本文采用增加變量、雙邊縮尾和雙邊截尾的方法重新進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果證明前文結(jié)論較為穩(wěn)健，再次驗(yàn)證了財(cái)政分權(quán)、社會(huì)保障支出效率對(duì)多維相對(duì)貧困的影響效應(yīng)。①由于篇幅限制，沒有列示該部分結(jié)果，可向作者索取。

六、結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文根據(jù)2014——2018年CFPS數(shù)據(jù)和與之相匹配的宏觀數(shù)據(jù)，分析了我國(guó)5292個(gè)相對(duì)貧困家庭的多維剝奪情況，然后運(yùn)用二值選擇實(shí)證分析方法，在檢驗(yàn)中國(guó)財(cái)政支出分權(quán)和社會(huì)保障對(duì)多維相對(duì)貧困影響的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討財(cái)政支出分權(quán)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。主要結(jié)論如下：

從相對(duì)貧困家庭的多維剝奪狀況來看：第一，在所考慮維度范圍內(nèi)，同時(shí)遭受6個(gè)維度剝奪的相對(duì)貧困家庭為0，但相對(duì)貧困家庭在健康、教育、生活水平、資產(chǎn)和幸福感五個(gè)維度的貧困問題都比較突出；第二，盡管2014——2018年我國(guó)多維相對(duì)貧困發(fā)生率逐年減少，但全國(guó)仍有一半以上的相對(duì)貧困家庭遭受多個(gè)維度的剝奪，我國(guó)要想實(shí)現(xiàn)全面發(fā)展，應(yīng)從不同維度改革這種不平等貧困剝奪狀況，防止相對(duì)貧困家庭出現(xiàn)“一邊脫貧、一邊返貧”現(xiàn)象。

從財(cái)政支出分權(quán)和社會(huì)保障對(duì)多維相對(duì)貧困的影響及其具體機(jī)制來看：一方面，財(cái)政支出分權(quán)會(huì)加重多維相對(duì)貧困，地方財(cái)政社會(huì)保障支出效率的提高會(huì)顯著減緩多維相對(duì)貧困，且更高的財(cái)政分權(quán)程度會(huì)降低社會(huì)保障支出效率從而加劇多維相對(duì)貧困；另一方面，財(cái)政支出分權(quán)和財(cái)政社會(huì)保障支出效率的交互項(xiàng)負(fù)向影響著多維相對(duì)貧困，增加控制變量和剔除異常值以后仍支持該調(diào)節(jié)效應(yīng)，說明地方政府支出權(quán)力的加大會(huì)導(dǎo)致地方財(cái)政社會(huì)保障支出瞄準(zhǔn)失效或政策失誤而呈低效運(yùn)行趨勢(shì)，削弱了社會(huì)保障支出效率對(duì)減緩多維相對(duì)貧困的促進(jìn)作用。

（二）政策建議

基于上述結(jié)論提出如下對(duì)策建議：

第一，建立可持續(xù)、常態(tài)化的防范返貧與精準(zhǔn)幫扶機(jī)制。在黨的領(lǐng)導(dǎo)下，絕對(duì)貧困問題已全面消除，防控返貧進(jìn)而扎實(shí)推進(jìn)共同富裕進(jìn)程成為新發(fā)展階段相對(duì)貧困治理的重要議題。為鞏固脫貧成效，需要采用多維視角，從健康、教育、生活水平、資產(chǎn)、幸福感、就業(yè)等多個(gè)致貧因素入手，由相關(guān)部門共同制定貧困維度和指標(biāo)，并據(jù)此開展多維相對(duì)貧困的緩解工作。

第二，逐步建立城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的相對(duì)貧困治理體系。2020年以前，反貧困治理以消除農(nóng)村貧困為主并取得顯著成效，隨著減貧緩貧力度的增大，以及全國(guó)正大力推進(jìn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展，農(nóng)村相對(duì)貧困發(fā)生率與城市的差距縮小，二元戶籍制度導(dǎo)致城鄉(xiāng)相對(duì)貧困不平等現(xiàn)狀消除指日可待，但目前由于一些制度性約束和資源分配失衡，相對(duì)貧困治理體系仍舊呈現(xiàn)出城鄉(xiāng)割裂態(tài)勢(shì)。此外，相對(duì)貧困是不平衡和不充分發(fā)展導(dǎo)致的結(jié)果，解決相對(duì)貧困需要同時(shí)從這兩個(gè)方面發(fā)力。因此，政府必須深化戶籍制度改革，重點(diǎn)解決充分性和平衡性問題，推進(jìn)基本公共服務(wù)和辦事便利均等化，加大對(duì)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施與民生領(lǐng)域的支持力度，整合城鄉(xiāng)資源，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)共治。

第三，降低財(cái)政支出分權(quán)程度，提高地方財(cái)政社會(huì)保障支出效率。一方面，適當(dāng)加強(qiáng)中央事權(quán)，加強(qiáng)財(cái)政支出管理，清理規(guī)范重點(diǎn)支出同財(cái)政收支增幅或生產(chǎn)總值掛鉤事項(xiàng)。建立權(quán)責(zé)清晰、財(cái)力協(xié)調(diào)的中央與地方財(cái)政關(guān)系，完善地方政績(jī)考核體系，將“普惠性、基礎(chǔ)性、兜底性民生建設(shè)”重點(diǎn)列入考核機(jī)制，建立有利于社會(huì)保障等基本公共服務(wù)供給的財(cái)政支出分權(quán)體制，以此來規(guī)范財(cái)政支出管理。另一方面，精簡(jiǎn)行政機(jī)構(gòu)，合理壓縮行政管理支出和一般性開支，將更多的財(cái)政支出由生產(chǎn)建設(shè)領(lǐng)域轉(zhuǎn)向社會(huì)保障等公共領(lǐng)域。中央在下放支出權(quán)力的同時(shí)，要注意對(duì)地方政府生產(chǎn)性投資偏好進(jìn)行約束，使更多的財(cái)政資金投入社會(huì)保障領(lǐng)域，提升社會(huì)保障服務(wù)的公平性和可及性，從而提升地方財(cái)政社會(huì)保障投入產(chǎn)出效率。

第四，引進(jìn)更多的市場(chǎng)和社會(huì)力量，形成多方面減貧合力。根據(jù)實(shí)證研究結(jié)果，相對(duì)貧困家庭的致貧因素與家庭、政府都有關(guān)，新發(fā)展階段減緩相對(duì)貧困不僅需要政府提升對(duì)城鄉(xiāng)相對(duì)貧困人口在教育、醫(yī)療、住房、養(yǎng)老、文化等方面的財(cái)政支持，制定相關(guān)優(yōu)惠政策引導(dǎo)市場(chǎng)主體投資以鼓勵(lì)相對(duì)貧困群體創(chuàng)業(yè)和就業(yè)，還需要相對(duì)貧困群體積極主動(dòng)建立起實(shí)現(xiàn)自我發(fā)展的機(jī)制，努力提高自身知識(shí)儲(chǔ)備等文化素養(yǎng)，并提升追求更高水平美好生活的能力，激發(fā)共同富裕的內(nèi)生動(dòng)力。