社会保障支出的多维减贫效应及作用机制——基于家庭消费结构的中介效应分析

谢昌凡，李 萌，杨思宇

(1.福建农林大学公共管理学院； 2.福建农林大学经济学院，福建 福州350002)

贫困是全球性的问题和挑战，消除贫困是联合国2030 年可持续发展的首要目标。 中国的减贫成就举世瞩目，随着中国脱贫攻坚战进入决胜倒计时，深度贫困问题成为脱贫攻坚的重点难点。 农村社会保障作为扶贫政策的主要组成部分之一，在脱贫攻坚中扮演了日益重要的角色。

一、文献综述与研究假设

(一)研究综述

本研究的社会保障支出指以家庭为单位从政府获得的各种转移支付收入，包括低保、五保户补助、特困户补助、救济金、抚恤款等。 学界对社会保障的减贫效应进行了大量研究，但尚未形成一致的结论。

1.部分研究认为社会保障支出具有减贫效应。 从农村整体减贫效果来看，社会保障对农村长期贫困、城乡贫困差距具有显著的改善作用。 Valletta 认为政府转移支付政策有利于经济稳定增长，对缓解长期贫困具有积极意义[1]；黄清峰基于2000—2010 年中国社会保障支出与贫困发生率的时间序列数据，研究发现社会保障支出与农村贫困发生率之间存在长期稳定的均衡关系，能够降低农村贫困发生率[2]；李胜会等基于2004—2013 年省际面板数据研究我国城乡社会保障财政支出效率的差异，发现我国农村地区社会保障财政支出效率始终高于城市地区，且西部农村地区的社会保障财政支出效率最高，东部和中部的农村地区次之[3]。 从农户角度来看，社会保障还对精神贫困、支出型贫困等多种类型贫困具有缓解作用。Haushofer 等研究发现，社会保障中的无条件现金转移支付除了具有显著的经济意义外，还能够显著提升农村居民的心理幸福感[4]；边俊杰等进一步研究发现，社会保障等扶贫政策更多地通过提高家庭教育支出和居住支出来改善家庭支出型贫困[5]。 可见，社会保障作为我国扶贫的政策手段之一，在防止农户陷入贫困、贫困程度加深上具有积极作用；但社会保障作为重要的兜底手段，其减贫效应更多地体现在长期贫困的缓解上。 同时，从农户角度来看，社会保障既是政府关怀的组成部分，也是家庭收入的组成部分，会对农户的主观情感和客观福利产生影响。 因此，评估社会保障对贫困的影响应从多维角度进行把握。

2.部分研究认为社会保障支出不具有减贫效应。 部分研究认为社会保障支出不具有减贫效应，甚至存在反作用。 社会保障的反作用多是由于瞄准偏误使得社会保障出现收入的挤出效应和福利依赖问题。Golan 等对我国低保制度的减贫效应进行研究，发现低保制度存在较大的瞄准误差，致使低保并未产生实质的减贫效果[6]；Westmore 基于我国五省面板数据估计了城乡贫困率及社会保障不同项目的减贫效应，发现社会救助存在瞄准率偏低的问题[7]；Maitra 等研究政府救助和私人救助对家庭支出的影响，发现私人救助的减贫作用更大，但政府救助对私人救助存在挤出效应[8]；卢盛峰等研究政府救助对家庭贫困的影响，发现政府救助不仅挤出了私人救助资源，还对低收入群体存在“诱导”效应，导致低收入群体更依赖于政府救助，出现了福利依赖问题，使得社会保障未能发挥减贫作用[9]；徐文奇等进一步研究发现，随着我国社会矛盾的转化，我国社会救助在瞄准对象和保障内容上均存在局限性，对贫困程度较深群体的减贫效应存在递减特征，不利于缩小居民收入分配差距，会加剧部分省份的相对贫困发生率[10]。 可见，社会保障支出是无条件的政府转移支付，会引发农户产生福利依赖问题，一定程度上会减弱贫困户的内生脱贫动力；且实践中的社会保障识别误差也是社会保障支出反作用的重要成因。 但福利依赖是各项社会救助均有的弊病，不只存在于社会保障中。 社会保障的瞄准不同于贫困瞄准，但实践中社会保障大多以贫困瞄准结果为认定标准，贫困瞄准中出现的精英捕获等问题也会存在于社会保障的减贫过程中。 可见，将社会保障不明显的减贫效应归结于瞄准机制的不完善或福利依赖是不恰当的。

3.部分学者认为社会保障减贫机制的影响存在差异。 对社会保障减贫机制的研究表明，社会保障的减贫机制对不同类型的贫困群体和贫困的影响存在差异。 王桂新等对长期务工群体和短期务工群体展开研究，发现社会保障机制针对不同类型的务工群体的目标不同，有差异的社会保障政策有助于缩小收入差距和改善相对贫困[11]；姜百臣等研究社会保障对农户消费行为的影响机制，发现社会保障对农户消费行为存在长期效应和短期效应的不均衡，在增进农户福利时存在力度和时效的差异[12]；王增文等基于江苏省13 市的面板数据研究社会保障对居民收入的影响，发现社会保障支出对农户福利的影响存在地区差异，即社会保障在苏南地区表现出正向调节效应，在苏北地区和全省表现出逆向分配效应[13]；刘一伟研究社会保障支出对农户经济贫困、健康贫困和精神贫困的影响，发现社会保障支出的减贫效应存在城乡差异，社会保障支出对城镇居民主要是缓解经济贫困和精神贫困，对农村居民主要是缓解经济贫困和健康贫困，且社会保障支出在经济贫困、健康贫困和精神贫困上的减贫机制也存在差异[14]。 可见，社会保障支出的减贫机制是多元的，可以通过对不同群体实施不同类型的社会保障政策来实现减贫，也可以通过调节收入差距和缓解多种类型贫困来实现减贫。 因此，研究社会保障减贫机制既要从多维视角进行把握，也要对社会保障对象和社会保障政策进行区分。

综上，既有文献对社会保障的减贫效应和减贫机制进行了大量研究，但既有关于社会保障减贫效应的研究较少分析农户的多维贫困，以及从家庭消费角度进行减贫效应检验和研究家庭消费结构的减贫中介效应；且既有关于减贫机制的研究未区分不同贫困程度群体存在的差异性。 鉴于此，本研究将从收入、自评健康、身体质量指数、耐用消费品价值、农用机械价值、精神健康、信心程度、生活满意度等8 个维度测量农户多维贫困程度，并选择家庭“两不愁”比值作为代理变量验证家庭消费结构的中介效应，以进一步探讨社会保障支出对农户多维贫困影响的作用机制。

(二)研究假设

本研究提出假设的前提条件是作为理性人的农户首先将获得的社会保障支出用在改善家庭福利状况的生存型消费支出项目上，即支出存在层次性和优先顺序。 如贫困农户首先满足“不愁吃、不愁穿，保障义务教育、基本医疗和住房”(以下简称“两不愁、三保障”)的需求，当基本生活需求得到满足后，才将多余收入消费在发展型消费支出项目上。 家庭消费结构的变化会直接影响家庭能够享受到的经济福利。 当生存型消费支出占比大于发展型消费支出时，农户将更多的钱花费在满足基本生活需求上，个体的功能性活动会受到较大限制，则家庭处于较为贫困的状态；当发展型消费支出占比大于生存型消费支出时，农户将更多的钱花费在提升家庭人力禀赋和家庭资本等方面，个体的实质性自由会得到更好的满足，则家庭处于较高的福利状态，陷入贫困的可能性降低。 据此，提出假设H1——高维贫困农户生存型消费支出的增加会缓解多维贫困状况；假设H2——低维贫困农户生存型消费支出的减少会缓解多维贫困状况。

当贫困程度较高的农户获得社会保障支出后，家庭生存型消费支出的增加并不会进一步加剧家庭贫困状况，反而会因为满足了基本生活需求，使社会保障实现了兜底功能。 以满足“两不愁”的消费支出为例，当贫困程度较高的农户获得社会保障支出后，会首先满足“两不愁”的需求，通过满足生存型消费需求改善家庭福利状况，此时“两不愁”消费支出与家庭总消费支出同向增长。 据此，在假设H1的基础上提出假设H3——高维贫困农户获得社会保障支出会使“两不愁”消费支出与家庭总消费支出的比值增加，从而缓解多维贫困状况。 当贫困程度较低的农户获得社会保障支出后，因生存型消费需求已得到满足，会将更多的资金用于发展型消费支出以缓解家庭多维贫困状况，此时家庭总消费支出增加，而“两不愁”消费支出因缺乏弹性而增加较少。 据此，在假设H2的基础上提出假设H4——低维贫困农户获得社会保障支出会使“两不愁”消费支出与家庭总消费支出的比值降低，从而缓解多维贫困状况。

根据上述分析，本研究进一步构建了社会保障支出减贫效应的影响机制，具体如图1 所示。

在我国的社会保障系统中，社会保险、社会安置等对保障对象均有明确标准，而社会福利、社会救助等对保障对象的识别多是基于贫困识别的结果，因此，确定社会保障对象应以精准识别农户贫困状况为前提。 具体可以通过设定不同贫困维度来确定农户的多维贫困程度，结合农户的贫困维度发放社会保障支出。 如将因病致贫、因残致贫，或因家中老人、小孩占比较大而陷入贫困的农户，纳入低保、五保或特困户的覆盖范围；给予因失业、自然灾害而陷入贫困的农户救济金、赈灾款等。 因获得的社会保障支出项目不同，贫困户对资金的运用方式和支出结构存在差别，但总体而言，福利状态较低的农户获得社会保障支出后，主要将其用于生存型消费支出，满足生存型需求，进而缓解家庭的多维贫困状况；福利状态较高的农户获得社会保障支出后，主要将其用于发展型消费支出，改善家庭的福利状况，进而缓解家庭的多维贫困状况。

二、数据来源、变量选取与模型设定

(一)数据来源

本研究的数据来自北京大学社会科学调查中心在2018 年开展的中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies， CFPS)。 在选取控制变量时，2018 年的调查没有包含村庄层面的数据，考虑到村庄层面的变化往往滞后于家庭层面，因此本研究村庄层面的控制变量来自2014 年CFPS 村庄层面的数据。 通过变量筛选和缺失值处理，最终获得5 631 个有效数据。

(二)变量选取

根据研究目的将变量分为因变量、自变量、控制变量和中介变量。 各变量的赋值和描述性统计详见表1。

表1 各变量的赋值和描述性统计Table 1 Assignment and description statistics of variables

1.因变量。 鉴于以往研究和社会保障支出的滞后效应，兼顾样本数据的可获得性，本研究通过设定临界值和加总的方法测算农户多维贫困，具体选取收入、自评健康、身体质量指数、耐用消费品价值、农用机械价值、精神健康、信心程度、生活满意度等8 个维度。 若农户在任一维度上低于设定的临界值(表2)，则将该维度赋值为1；反之，赋值为0。 通过将农户各维度贫困状况加总得到农户多维贫困状况(表3)。 农户低于临界值的维度越多，表明农户越贫困。 在多维贫困的定义上，牛津贫困与人类发展中心将居民在30%的指标上低于临界值界定为多维贫困[15]；Alkire 等也将多维贫困指数大于或等于0.3 界定为多维贫困[16]。 因此，本研究将农户多维贫困维度数大于等于3 界定为高维贫困，低于3 界定为低维贫困。 由表1可知，多维贫困的均值为2.35，表明农户以低维贫困为主。 同时，由表3 可知，农户贫困集中在一维贫困到四维贫困，这4 个维度的贫困发生率累计达到85.24%，其中，农户一维贫困和二维贫困的发生率累计为51.96%，表明多数农户处于低维贫困状态，需要社会保障进行兜底，防止贫困程度加深。 农户六维贫困、七维贫困、八维贫困的发生率较低，累计为2.78%，表明深度贫困发生率相对较低，但仍需社会保障予以重点关注。

表2 农户多维贫困界定标准Table 2 Definition of farmers′ multidimensional poverty

表3 农户多维贫困状况Table 3 Situation of farmers′ multidimensional poverty

2.自变量。 自变量为社会保障支出。 由表1 可知，社会保障支出的均值为0.60，表明区域内社会保障支出的覆盖范围较大，约有60%的农户获得社会保障支出。

3.控制变量。 控制变量包括个体层面、家庭层面、村庄层面和区域层面。 具体来说:(1)个体层面。 其中，年龄的均值为52.18 岁，表明农户年龄普遍偏大；为了控制年龄可能带来的非线性影响，将年龄的平方也加入模型；性别的均值为0.56，表明农户家庭决策的性别差异不显著；婚姻状况的均值为0.94，表明多数农户具有婚姻经历；受教育程度的均值为2.31，表明农户受教育程度偏低，以小学及以下为主。 (2)家庭层面。 其中，家庭规模的均值为3.83 人，表明农户家庭人口与传统家庭相比有所减少；婚丧嫁娶的均值为0.15，表明农户家中发生婚丧嫁娶等大事的占比较小。 (3)村庄层面。 其中，集镇距离、县城距离、省城距离的均值分别为1.29、2.98、5.27，表明村庄到集镇、县城、省城的距离逐渐增大；自然灾害的均值为0.38，表明处于自然灾害频发区的村庄较少，生态环境整体较好。 (4)区域层面。 其中，东部省份、中部省份、西部省份的均值分别为0.35、0.29、0.36，表明农户的地区分布较为均衡。

4.中介变量。 中介变量为家庭消费结构。 我国2020 年的扶贫总体目标为“两不愁、三保障”，贫困户“两不愁”是享受各项福利的前提和改善家庭多维贫困必不可少的步骤。 鉴于此，本研究将家庭食品、衣着、鞋帽支出总额与家庭消费支出总额的比值(以下简称“两不愁”比值)作为衡量家庭消费结构的代理变量。 由表1可知，家庭消费结构的均值为0.38，表明家庭食品、衣着、鞋帽支出在农村家庭消费支出总额中的占比较大。

(三)模型设定

1.有序Probit 模型。 由于因变量具有内在排序性，本研究选择有序Probit 模型进行估计。 模型设定如下:

其中， M*i表示不可观测的潜变量， Si表示农户i 获得社会保障支出， Xi表示一系列控制变量， β 表示待估参数， εi表示随机扰动项。

Mi的选取规则为:

其中， Mi表示农户i 的多维贫困状况，取值范围为0 ～J，分别表示农户完全不贫困到J 维贫困； γ0、γ1、…、 γJ-1表示待估参数，称为切点。

2.中介效应检验。 检验中介效应最常用的方法为Baron 等提出的逐步法[17]，该方法能够较好地解释中介变量的作用过程，验证变量间的因果关系。 因此，本研究借鉴中介效应逐步检验法来检验家庭消费结构在社会保障支出对农户多维贫困影响中的中介效应。

根据中介效应检验程序，结合相关研究内容设定以下3 个计量模型:

其中， Mi表示农户i 的多维贫困状况， Si表示农户i 获得社会保障支出， Ci表示家庭消费结构，Xi表示一系列控制变量， α、 β、 δ 表示待估参数， εi表示随机扰动项。 具体检验过程如图2 所示:

除了验证中介变量的中介效应外，还应进一步在中介效应检验显著的情况下比较中介效应的大小。目前通用的是Mackinnon 等提出的中介效应占总效应比值的测算方法[18]，如公式(6)所示:

其中， ME表示家庭消费结构产生的中介效应占总效应的比值， β1、 δ1、 δ2表示待估参数。

三、实证结果分析

(一)社会保障支出对农户多维贫困的影响

根据社会保障支出对农户多维贫困影响的回归结果(表4)，由模型4 可知，在逐步控制农户个体层面、家庭层面、村庄层面和区域层面的变量后，社会保障支出依然在5%的水平上显著负向影响农户多维贫困，表明农户获得社会保障支出可以显著降低家庭多维贫困的维度数，从而缓解农户的多维贫困状况。

表4 社会保障支出对农户多维贫困影响的回归结果Table 4 Regression results of social security expenditure on farmers′ multidimensional poverty

由于有序Probit 模型的系数无法进行直接解释，为了获得社会保障支出对农户多维贫困每个切点变动率的影响，本研究在模型4 的基础上计算了社会保障支出对农户多维贫困影响的边际效应(表5)。 由表5可知，获得社会保障支出可以使农户完全不贫困的概率增加0.85%；一维贫困和二维贫困的概率分别增加1.34%和0.23%；三维贫困到八维贫困的概率分别降低0.71%、0.81%、0.51%、0.27%、0.09%、0.03%。 可见，当农户处于高维贫困状态时，社会保障支出起到了缓解多维贫困的作用；当农户处于低维贫困状态时，社会保障支出并未起到缓解多维贫困的作用；当农户处于完全不贫困状态时，社会保障支出起到了防止陷入贫困的作用。

表5 社会保障支出对农户多维贫困影响的边际效应Table 5 Marginal effects of social security expenditure on farmers′ multidimensional poverty

(二)家庭消费结构对农户多维贫困的影响

当生存型消费需求得到满足之后，农户会减少生存型消费支出，即家庭消费结构的变化呈现出生存型消费支出先增后减的动态过程。 考虑到这种非线性关系的存在，本研究在已有控制变量的基础上加入“两不愁”比值的平方进行回归。 由表6 可知，“两不愁”比值对农户多维贫困具有显著的负向影响，而“两不愁”比值的平方对农户多维贫困具有显著的正向影响。 这表明“两不愁”比值对农户多维贫困的影响存在U 型关系，即“两不愁”比值增加，则农户多维贫困有所缓解；但当农户的多维贫困缓解到一定程度后，“两不愁”比值的继续增加意味着发展型消费支出被缩减，从而限制了家庭能够享受的经济福利，反而加深了农户的多维贫困。

在模型8 的基础上，本研究进一步计算了家庭消费结构对农户多维贫困影响的边际效应(表7)。 由表7 可知，当农户处于低维贫困时，“两不愁”比值显著正向影响农户多维贫困，二者呈同方向变化，即随着“两不愁”比值的减小，农户一维贫困和二维贫困的概率分别降低11.16%和2.11%；当农户处于高维贫困时，“两不愁”比值显著负向影响农户多维贫困，二者呈反方向变化，即随着“两不愁”比值的增加，农户三维贫困到八维贫困的概率分别降低6.04%、6.79%、4.26%、2.28%、0.82%、0.19%。 可见，当农户处于低维贫困状态时，“两不愁”比值的减小代表发展型消费需求得到满足，能够缓解农户的多维贫困状况；当农户处于高维贫困状态时，“两不愁”比值的增加代表生存型消费需求得到满足，能够缓解农户的多维贫困状况。 由此，假设H1、假设H2得到验证，假设H3、假设H4得到部分验证。

表6 家庭消费结构对农户多维贫困影响的回归结果Table 6 Regression results of family consumption structure on farmers′ multidimensional poverty

(三)中介效应检验

由于家庭消费结构会直接影响农户多维贫困，社会保障支出主要通过改变家庭消费结构来改善农户多维贫困。 因此，本研究采用中介效应逐步检验法验证家庭消费结构的中介作用。 按照中介效应逐步检验法的程序先检验公式(3)～(5)中回归系数的显著性。 由表8 可知，模型4、模型8 和模型9 分别是公式(3)、公式(4)和公式(5)的回归结果。 模型4 中社会保障支出的检验结果为显著、模型8中社会保障支出和模型9 中“两不愁”比值的检验结果均为显著，表明“两不愁”比值的中介效应显著；模型9 中社会保障支出的检验结果为显著，进一步表明“两不愁”比值为部分中介效应显著，即引入社会保障支出后，“两不愁”比值依然存在显著的减贫效应。 由此，假设H3、假设H4得到验证。

表7 家庭消费结构对农户多维贫困影响的边际效应Table 7 Marginal effects of family consumption structure on farmers′ multidimensional poverty

表8 中介效应检验的回归结果Table 8 Regression results of mediating effects test

参照Mackinnon 等提出的中介效应占总效应比值的测算方法[18]，测算得到家庭消费结构的中介效应占比为12.50%，表明社会保障支出的减贫效应中有12.50%是通过改变家庭消费结构来实现的。 即社会保障支出对农户多维贫困的影响可以通过改变家庭消费结构，满足生存型消费需求或发展型消费需求，使农户达到更高的福利状态，进而改善农户的多维贫困状况。 其中，高维贫困农户因病致贫、因残致贫的可能性更大，这部分群体往往无稳定收入来源，属于长期贫困群体，实现“两不愁、三保障”是该群体的首要目标，社会保障支出主要通过增加生存型消费支出来缓解其多维贫困状况；低维贫困农户因缺少创收技能或发展资金而致贫的可能性更大，由于社会保障支出对农户内生发展能力的培育具有支持作用，社会保障支出主要通过增加发展型消费支出来缓解其多维贫困状况。

四、结论与建议

(一)结论

基于CFPS 2018 数据，运用有序Probit 模型实证分析了社会保障支出对农户多维贫困的影响及其作用机制，得出以下结论:

1.社会保障支出显著负向影响农户多维贫困。 在控制农户个体层面、家庭层面、村庄层面和区域层面等变量的基础上，社会保障支出显著负向影响农户多维贫困；且边际效应分析也表明社会保障支出显著降低农户多维贫困的概率。

2.家庭消费结构显著负向影响农户多维贫困。 其中，当农户处于低维贫困状态时，“两不愁”比值的减小代表发展型消费需求得到满足，能够缓解农户的多维贫困状况；当农户处于高维贫困状态时，“两不愁”比值的增加代表生存型消费需求得到满足，能够缓解农户的多维贫困状况。

3.家庭消费结构在社会保障支出对农户多维贫困影响中的中介效应存在差异。 家庭消费结构在社会保障支出对农户多维贫困影响中具有显著的中介效应，但家庭消费结构对不同贫困群体的中介效应存在差异。 其中，社会保障支出通过增加生存型消费支出来缓解高维贫困农户的多维贫困状况，通过增加发展型消费支出来缓解低维贫困农户的多维贫困状况。

(二)建议

社会保障支出对农户多维贫困具有显著的缓解作用，但我国农村社会保障还存在补助标准较低、福利依赖等现象，应进一步增加社会保障财政投入以提高社会保障覆盖范围，精准识别农户多维贫困以准确把握农户贫困状况，调整优化农户消费习惯以优化农户家庭消费结构，以实现贫困户稳定脱贫的政策目标。

1.增加社会保障财政投入，提高社会保障覆盖范围。 我国社会保障制度的运行主要依靠国家的财政投入，但随着社会经济的发展，非盈利组织、企业等扶贫主体在社会保障中的作用日益凸显，政府在脱贫攻坚的政策实施中既要加大农村社会保障的财政投入力度，又要充分发挥各类扶贫主体在农村扶贫中的作用。 同时，还应进一步扩大社会保障支出的覆盖范围，义务教育、基本医疗、住房保障等要切实覆盖多个贫困维度，将各类低福利群体纳入社会保障范围，尤其是要继续帮助持续脱贫能力较弱的脱贫户实现长期稳定脱贫。

2.精准识别农户多维贫困，准确把握农户贫困状况。 政府在脱贫攻坚中应精准识别农户多维贫困，针对不同贫困维度的农户实行差异化的补助标准和扶贫方式，如对高维贫困农户提供现金补助等帮扶措施以快速、有效地满足其基本生活所需，为低维贫困农户提供技术培训等帮扶措施以增强其内生脱贫动力；同时，应准确把握农户的贫困状况，紧扣农户多维贫困的动态变化适时调整社会保障的补助标准和扶贫方式，如在高维贫困农户获得社会保障现金补助缓解了贫困状况后，应适度降低现金补助，进一步提供其他帮扶措施帮助其提升脱贫能力，以促使其实现自助脱贫和长期稳定脱贫。

3.调整优化农户消费习惯，优化农户家庭消费结构。 在精准动态识别农户多维贫困的基础上，还应积极引导农户调整和优化消费习惯，使社会保障支出发挥兜底保障作用，如引导高维贫困农户首先满足“两不愁、三保障”的生存型消费需求，引导低维贫困农户首先满足人力禀赋提升的发展型消费需求，防止出现福利依赖。 同时，通过实行专项补贴(如医疗补助、教育补助等)优化农户家庭消费结构，防止农户因患大病、教育负担过重等原因导致家庭消费结构失衡而陷入贫困。