鄭 時 彥，王 志 章

(1.四川大學 公共管理學院，四川 成都 610064；2.西南大學 經(jīng)濟管理學院，重慶 400715)

一、引 言

改革開放以來，我國扶貧開發(fā)工作取得舉世矚目的成就，人均GDP從1979年的385元增長到2017年的59 201元[1]，使7億多農(nóng)村人口擺脫貧困，對全球減貧貢獻超過70%[2]。隨著脫貧攻堅進入尾聲，我國的減貧工作也翻開了新的篇章，國務院扶貧開發(fā)領導小組辦公室副主任陳志剛指出，2020年后的扶貧工作應“圍繞從主要消除絕對貧困向緩解相對貧困轉(zhuǎn)變，從主要解決收入貧困向解決多維貧困轉(zhuǎn)變，從重點解決農(nóng)村貧困問題向統(tǒng)籌城鄉(xiāng)扶貧轉(zhuǎn)變”[3]。由此可見，2020年脫貧攻堅的結束并不意味著貧困的終結，“后脫貧時代”我國將面臨更加復雜、更加多維的貧困問題。

長期以來，我國貧困標準的制定都是以客觀的收入為主要依據(jù)，我國的減貧政策也主要瞄準客觀貧困的消除。但貧困是一個多維的概念，既有其客觀性，也有其主觀性。如何消除個體的主觀貧困，提升其主觀幸福同樣應當是扶貧工作關注的焦點。

主觀貧困是個體對自身貧困狀態(tài)的一種自我評定，是基于人們自身的實際心理感受對其生活狀態(tài)所做的綜合評判[4]。相較于傳統(tǒng)的將貧困界定為一種“客觀狀態(tài)”的認知，主觀貧困更加側重于貧困的主觀性，且因其強調(diào)個體參照周圍環(huán)境對自身貧困狀況進行自我評估，在一定程度上也是一種相對貧困[5]。主觀貧困概念可以為我國在新的階段更好的界定相對貧困、緩解相對貧困問題提供一個全新的視角。

而無論是在減緩絕對貧困，助力脫貧攻堅，還是在縮小城鄉(xiāng)貧富差距，促進社會公平正義中，社會保障都發(fā)揮著舉足輕重的作用。作為社會的“安全網(wǎng)”“穩(wěn)定器”與“調(diào)節(jié)器”，社會保障不僅在物質(zhì)層面為居民減少遭遇不確定風險后的財產(chǎn)損失，降低“因病致貧”“因?qū)W致貧”等狀況發(fā)生的可能，還能在心理層面培植居民的幸福感、安全感。有鑒于此，習近平總書記在黨的十九大報告中強調(diào)將“加強社會保障體系建設”作為“提高保障和改善民生水平”的重要舉措，“使人民獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續(xù)”[6]。黨的十九屆四中全會也明確提出“完善覆蓋全民的社會保障體系……堅決打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，鞏固脫貧攻堅成果，建立解決相對貧困的長效機制”[7]。如何進一步優(yōu)化社會保障體系，使其能夠更好地服務于相對貧困的減緩與脫貧成果的鞏固，是“后脫貧時代”黨和國家應當著重關注的焦點問題。

在此背景下，準確測度我國社會保障制度對于主觀貧困的減緩作用，剖析現(xiàn)行社會保障制度在減緩主觀貧困方面存在的短板與不足，不僅有利于在理論上深化對貧困本質(zhì)的認識，為“后脫貧時代”的反貧困工作提供思路，也有助于在實踐上助推我國進一步完善社會保障體系，鞏固脫貧成果，緩解2020年后面臨的相對貧困問題，切實提升人民主觀上的獲得感、幸福感、安全感。

二、文獻綜述

(一)關于客觀貧困與主觀貧困

貧困是人類社會長期面臨的社會現(xiàn)象，也是國內(nèi)外學者持續(xù)關注的焦點問題。對貧困與反貧困問題的研究始于貧困概念的界定與貧困的識別，即是回答“何為貧困”以及“如何識別貧困個體”。Rowntree在其著作《Poverty：A study of town life》中最早對貧困的概念進行了明確的界定。他將貧困定義為“一個家庭的總收入不足以使其獲得僅能維持物質(zhì)生活的最低限度的生活必需品”[8]，這一狀態(tài)又被稱之為“絕對貧困”。“絕對貧困”采用收入水平描述貧困狀況，基于此思路，人們對貧困的衡量尺度后又延伸為了消費支出、物資占有等等。絕對貧困理論影響了很多國家的貧困線制定。世界銀行將貧困定義為“福祉被剝奪的現(xiàn)象”[9]，以每人每天生活支出1.25美元的標準劃定了國際貧困線，并于2015年上調(diào)為1.9美元[10]。我國國家統(tǒng)計局則將貧困定義為“物質(zhì)生活困難，即一個人或一個家庭的生活水平達不到一種社會可接受的最低標準。他們?nèi)狈δ承┍匾纳钯Y料和服務，生活處于困難境地”[11]。然而一些學者對這種建立在客觀的“生計維持思路”上的絕對貧困理論提出了質(zhì)疑。Amartya Sen主張將貧困視為基本可行能力的被剝奪[12]，并構建了人類發(fā)展指數(shù)(HDI)與多維貧困指標(MPI)[13]，我國的“兩不愁、三保障”也正是瞄準貧困群體的可行能力構建。Townsend則強調(diào)通過“社會排斥”認識貧困，他指出“貧困是一個被侵占、被剝奪的過程。在這一過程中，人們逐漸地、不知不覺地被排斥在社會生活主流之外”[14]，被社會排斥的個體無法獲得參加經(jīng)濟活動或參與社會生活的服務，也無法參與政治活動[15]。

盡管學者們對貧困的認識不一，但都是從客觀的角度去定義貧困，在貧困的識別上采用“他決”，而忽略了個體對自身貧困與否的判斷。主觀貧困(Subjective Poverty)的研究就來源于對客觀貧困的反思。相較于傳統(tǒng)的缺乏維持生計的最低物質(zhì)性條件的客觀狀態(tài)，在貧困概念的闡釋上，以Praag B V為代表的學者主張貧困并非是客觀狀態(tài)而是主觀感受，傾向于從主觀上將其描述成“缺乏快樂”，并將“快樂”一詞等價于“幸福、福祉、效用或生活滿意度”[16]。這些學者對貧困的描述更多采用功利主義效用標準。Koczan Z等學者則從多維角度對主觀貧困進行定義，指出主觀貧困是居民對個人經(jīng)濟地位的綜合評價，不僅包括收入，還涉及其生活中的其他方面，同時他認為主觀貧困反映了貧困的脆弱性，人們從主觀角度考慮可維持生計的最低收入時會因為對意外沖擊的預期而變得更加保守，因此主觀貧困者在某種程度上可以被看作是處于“風險中”的人群，他們的家庭在正常情況下可以維持生計，但卻非常容易受到風險沖擊，進而重新陷入貧困[17]20-23。我國學者在對主觀貧困的研究中同樣發(fā)現(xiàn)主觀貧困具有多維性，可以被分解到就業(yè)、主體性、安全、體面等多個維度[18]。其測度方式是通過個體“自我感覺生活需要不足”[19]。主觀貧困概念對于我國反貧困工作具有重要意義，因為主觀貧困是一種貧困感受，跟評估者的參照群體有直接關系，也可被視為相對貧困[20]。與客觀貧困相比，主觀貧困考慮了公眾的偏好，強調(diào)了個體效用，有助于我國反貧困政策的修正[21]。主觀貧困標準的研究是我國決勝全面建成小康社會后防止返貧，進一步鞏固脫貧成效需要關注的重要方面，在一定意義上也是對客觀貧困的重要補充[22]。YonasAlem在研究埃塞俄比亞農(nóng)村地區(qū)的主觀貧困問題時明確主張任何衡量經(jīng)濟增長對福利影響的研究都應將主觀方法包含在內(nèi)。而在實證研究中，國外學者對主觀貧困個體的識別主要采取以下三種思路[24]：一是考察受訪者對自己經(jīng)濟地位的評價或詢問其關于自身社會地位的自我認知。二是考察受訪者認為的每月維持生計的最低收入水平。三是基于共識理論考察被公認為是窮人的人。我國學者則沿用了國外學者的方法，例如通過詢問受訪者在與周圍大多數(shù)人比較中關于自身經(jīng)濟地位的看法[25]，或是以農(nóng)民主觀貧困標準是否高于其家庭人均純收入作為判定標準等等[26]。

(二)關于主觀貧困的減緩

學界基于主觀角度概念探討貧困的減緩還尚未形成較為系統(tǒng)的理論。由于主觀貧困具有多維性，學者們更多是從主觀貧困影響因素角度研究主觀貧困的減緩。Gary N. Marks研究了澳大利亞的主觀貧困影響因素，指出主觀貧困的影響因素不僅包括了社會經(jīng)濟背景、家庭可支配收入等經(jīng)濟因素，還與婚姻狀況、性別差異、學歷等人口統(tǒng)計學特征有關[27]。EszterSiposnéNándori基于Easterlin幸福-收入悖論，在對匈牙利的實證研究中證明了主觀貧困是一個多維度的概念，與收入水平、羅姆人血統(tǒng)、社會權利和失業(yè)率都有關系，僅僅是提高個體的絕對收入可能無法有效緩解其主觀貧困，因為主觀貧困也與相對剝奪有關[28]。Guagnano G，Santarelli E等發(fā)現(xiàn)社會資本不僅與家庭的客觀貧困狀況緊密相關，還顯著影響著個體對貧困的自我認知。因此他們認為為了提高家庭經(jīng)濟福利，除了采用傳統(tǒng)的為家庭收入提供支持的措施外，政府還應當采取措施提升貧困家庭的社會資本[29]。Mahmood.T等指出主觀貧困的決定因素不僅限于家庭消費，還包括家庭規(guī)模、家庭人口結構、農(nóng)業(yè)土地所有權、衛(wèi)生設施、人身安全和糧食安全等，政府應該在資源有限的情況下通過公共政策的制定和執(zhí)行從教育、自由住房、人身安全等決定性因素著手解決主觀貧困的問題[30]。

我國學者同樣針對主觀貧困影響因素進行了大量實證研究，揭示了個體的主觀貧困同家庭資產(chǎn)等經(jīng)濟層面因素、性別學歷等人口統(tǒng)計學層面因素、公平感知等心理層面因素、社會保障參與與決策參與等個體權利層面因素都緊密相關。因而提出僅從滿足人們基本生活需要的角度理解和識別貧困人口，已經(jīng)不符合時代的要求，政府在扶貧中應將主觀貧困概念納入考量，不僅應適當提高救助標準，還需加強制度建設，變革城鄉(xiāng)二元社會結構，健全基層民主制度，保障居民的決策權、參與權與發(fā)言權[31]，完善社會保障制度，構筑起社會“安全網(wǎng)”，推動公共服務均等化，通過規(guī)范收入分配秩序，促進社會公平，切實提升個體的公平感[32]150。

(三)關于社會保障緩解主觀貧困

減緩貧困一直是我國社會保障的價值目標之一。常建勇、龍玉其等認為扶弱濟困，關注弱勢群體和貧困人口是社會保障的必然要求[33]。左停等也指出，社會保障體系的建設本身就是一國減貧發(fā)展綜合目標的重要部分，其減貧作用體現(xiàn)在實現(xiàn)收入再分配、保護和增強人力資本、分攤社會風險補償損失、保基本兜底線減少貧困四個方面[34]。而作為我國扶貧開發(fā)的重要路徑，社會保障多次在我國的反貧困文件中被提及。此外，提升個體幸福感、減緩居民主觀貧困也逐漸成為我國社會保障體系建設的價值目標。孫元元、何凌云認為社會保障體系建設應以國民幸福為導向[35]。黨的十九大報告中也明確提到要通過“加強社會保障體系建設”使“人民獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續(xù)”[6]。而在實證研究中，Koczan發(fā)現(xiàn)社會保障支出對于歐洲部分國家主觀貧困沒有顯著影響，他認為這可能是由于社會保障的低覆蓋率以及社會保障網(wǎng)的針對性下降[17]11，但其結論對我國社會保障緩解主觀貧困的參考價值較為有限。國內(nèi)對于社會保障減貧效應的研究仍主要集中于客觀貧困領域，聚焦社會保障緩解主觀貧困的研究并不多見。Hanjie Wang等考察了中國農(nóng)村主觀貧困標準的影響因素，發(fā)現(xiàn)其與重大非經(jīng)常性支出高度相關，認為這可能是由于我國農(nóng)村社會保障體系不完善所致[36]。

綜上來看，本文認為主觀貧困是個體認為自己無法公平地獲得就業(yè)、教育、健康等促進人類體面生活的基本可行能力而產(chǎn)生的福祉被剝奪的心理認知。這一定義一是體現(xiàn)了主觀貧困的主觀性，是一種無法維持基本生活的“主觀感受”而非“客觀狀態(tài)”。二是強調(diào)了主觀貧困的多維性，是由于就業(yè)、教育、健康等各維度的基本可行能力不足而產(chǎn)生的認為自己處于貧困狀態(tài)的綜合評價。三是體現(xiàn)了主觀貧困的相對性，主觀貧困同樣與個體與周圍環(huán)境的比較中感受到的不平等有關，主觀貧困在某種意義上是一種相對貧困。四是具有時代性，結合2020年后緩解相對貧困的主要任務，引入Adam Smith 和Amartya Sen對貧困以及“生活必需品”的認識，用無法“體面生活”和“可行能力”被剝奪來闡釋貧困。

可以看出，相較于傳統(tǒng)的將貧困視為一種“客觀狀態(tài)”的觀點，主觀貧困傾向于從“自我感知”定義貧困，其核心是從主觀角度提升個體的幸福感，從而減緩個體對貧困的自我認知。盡管正如Amartya Sen等學者主張的那樣，片面強調(diào)主觀的幸福或效用有失偏頗，但主觀貧困也包含傳統(tǒng)的“絕對貧困”、“可行能力”等理論所未包含的信息，對主觀貧困的研究并不意味著全盤否定客觀貧困，而是將主觀貧困作為客觀貧困的有效補充和認識貧困多維性的有效工具，豐富貧困與反貧困理論，使之能更好地指導實踐。我國一直以來都將減緩貧困作為社會保障的價值追求，隨著時代的進步以及對貧困認識的不斷加深，減緩主觀貧困實現(xiàn)個體幸福感的提升也逐漸成為反貧困工作以及社會保障體系建設的現(xiàn)實要求。有鑒于此，本文結合CGSS2015數(shù)據(jù)，著重研究了我國社會保障對主觀貧困的減緩效應，并結合我國城鄉(xiāng)間、區(qū)域間發(fā)展不均衡的現(xiàn)狀，探討了我國社會保障緩解居民主觀貧困的區(qū)域差異及城鄉(xiāng)差異。

三、數(shù)據(jù)來源、變量定義與描述性統(tǒng)計

(一)數(shù)據(jù)來源與變量定義

本研究采用2015年中國綜合社會調(diào)查(CGSS2015)的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)進行實證分析。2015年CGSS項目調(diào)查覆蓋全國28個省/市/自治區(qū)，共完成有效個人問卷10 968份。本研究擬選取變量為主觀貧困變量、社會保障變量以及可能會同時影響解釋變量與被解釋變量的控制變量。其中，主觀貧困為被解釋變量，考慮到主觀貧困的相對性及主觀性，本文采取國內(nèi)外主觀貧困研究中較為常用的考察個體對其經(jīng)濟狀況的自評的思路，參照劉波、王修華等[32]145學者在實證研究中對主觀貧困的識別方式，即通過受訪者對家庭經(jīng)濟狀況的自我評價，將認為自己家庭生活狀況在所在地屬于“遠低于平均水平”的個體界定為處于主觀貧困狀態(tài)，變量賦值為1，反之為0。社會保障變量為解釋變量，本文通過社會保障參保來衡量個體是否享有社會保障，由于社會保障各個項目中，社會保險的保障對象最廣，覆蓋面也幾乎囊括了全體城鄉(xiāng)居民，其中養(yǎng)老保險與醫(yī)療保險重點瞄準我國養(yǎng)老與就醫(yī)兩大民生領域，著重解決因病致貧與老年貧困，對于主觀貧困緩解作用較大，而社會保障中的其他項目則主要針對特殊人群且覆蓋面有限。有鑒于此，本文采用方匡南和章紫藝[37]的做法，將基本養(yǎng)老保險與基本醫(yī)療保險的并集作為衡量個體是否參保的指標，若個體參保，則變量取值為1，反之為0?？紤]到商業(yè)保險作為我國社會保障體系的重要支柱，在建立多層次社會保障體系中發(fā)揮著日益重要的作用，因此本研究同樣將商業(yè)醫(yī)療保險與商業(yè)養(yǎng)老保險納入社會保障參與的計算中。從過往研究來看，個體的主觀貧困受到收入狀況、心理預期、人口學特征等多方面因素的影響，因此本研究選取的控制變量囊括了國內(nèi)外主觀貧困的影響因素研究中通常使用的變量以及年齡、性別等人口統(tǒng)計學特征變量，盡量規(guī)避遺漏變量導致的內(nèi)生性問題，以便更好地進行協(xié)變量篩選。具體如下表所示：

表1 變量及說明

(二)描述性統(tǒng)計

樣本的基本統(tǒng)計結果顯示，去除缺失值與奇異值后，受訪者中女性大約占到46.8%，男女比例大致相等。受訪者年齡段為18至95周歲，平均年齡為50歲，均符合養(yǎng)老保險與醫(yī)療保險的參保年齡。其中41%的受訪者居住在農(nóng)村。受訪者的平均受教育年限大約為8年。樣本中家庭規(guī)模均值為2.89，最大規(guī)模家庭為13人，說明樣本中的家庭多為3口之家。在客觀貧困方面，本文按照2015年世界銀行貧困標準人日均純收入1.9美元作為城鄉(xiāng)統(tǒng)一貧困標準，在此標準下，樣本中14.90%的個體處于貧困線以下。樣本中主觀貧困發(fā)生率達到33.61%，遠遠高于客觀貧困發(fā)生率。值得一提的是，有764名貧困居民并不認為自己的經(jīng)濟狀況遠低于平均水平，相反卻有2848名貧困線以上的個體認為自己經(jīng)濟狀況遠低于平均水平，這也證明貧困的“自決”與“他決”存在一定差異(表2)。在貧困的空間分布上，城市與鄉(xiāng)村主觀貧困發(fā)生率分別為31.22%與37.04%，客觀貧困發(fā)生率則分別為6.17%與26.61%(表3)，可見我國長期存在的城鄉(xiāng)二元結構不僅在客觀上造成鄉(xiāng)村地區(qū)貧困現(xiàn)象多發(fā)，也同樣影響到鄉(xiāng)村居民的主觀貧困。從東中西部區(qū)域劃分來看，我國主觀貧困與客觀貧困發(fā)生率分別為30.31%、37.04%、38.25%以及7.43%、17.03%、22.31%(表4)，東部地區(qū)無論在主觀貧困還是客觀貧困發(fā)生率上均好于中西部地區(qū)。在參保情況上，2015年醫(yī)療保險與養(yǎng)老保險大約覆蓋了94.2%的城鄉(xiāng)居民，其中城市居民與農(nóng)村居民參保率分別為93.20%與95.60%。而由表5可知，未參保個體共635人，其中主觀貧困者307人，主觀貧困發(fā)生率約為48.35%，參保個體共10 267人，其中主觀貧困者3 357人，主觀貧困發(fā)生率約為32.70%，從描述性統(tǒng)計結果來看，參保群體與未參保群體主觀貧困發(fā)生率差異較為明顯。

表2 主觀貧困與客觀貧困發(fā)生情況

表3 城鄉(xiāng)主觀貧困發(fā)生情況

表4 中東西部主觀貧困發(fā)生情況

表5 參保情況與主觀貧困

四、實證分析

(一)模型設定

樣本是否享有社會保障，一定程度上與樣本特征有關，是樣本自我選擇的結果。因此，本文采用傾向得分匹配(Propensity Score Matching，PSM)模型，基于反事實分析框架，考察社會保障參與對主觀貧困減緩的影響。本文將個體是否處于主觀貧困狀態(tài)設定為取值0、1的虛擬變量Yi，以此為PSM模型的結果變量。將參保情況設置為取值0、1的虛擬變量Di，作為PSM模型的處理變量。由于樣本中社會保障覆蓋率達到94.2%，享有社會保障的個體遠遠多于未享有社會保障的個體，為實現(xiàn)一對多匹配，本研究將處理組與控制組反轉(zhuǎn)賦值，享有社會保障的個體設置為控制組Di=0，而將未享有社會保障的個體設置為處理組Di=1，Yi0與Yi1分別為處理組與控制組主觀貧困狀況的觀測結果及其潛在結果。由此，個體是否享有社會保障對其主觀貧困的影響ATT應為：

ATT=E(Yi1-Yi0|Di=1)=E(Yi1|Di=1)-E(Yi0|Di=1)

由于(Yi0|Di=1)是處理組未接受處理的潛在結果，無法被直接觀測，因此采用與控制組相匹配的對照組(Yi0|Di=0)作為(Yi0|Di=1)的近似替代。公式可進一步變?yōu)椋?/p>

ATT=E(Yi1-Yi0|Di=1)=E(Yi1|Di=1)-E(Yi0|Di=0)

為實現(xiàn)處理組與控制組的匹配，本研究采用logit逐步回歸確定的協(xié)變量(Rosenbaum P R等(Rosenbaum PR等)[38]，計算出傾向得分。本研究樣本量較大，因此采用最近鄰匹配對得分相近的處理組與控制組樣本進行匹配，最后得出總的處理效應。

(二)社會保障減緩主觀貧困的平均處理效應

為盡量排除協(xié)變量中遺漏變量產(chǎn)生的隱藏偏差，本文將國內(nèi)外文獻中提及的相關變量盡可能地放入模型，以參保情況為被解釋變量進行l(wèi)ogit逐步回歸，考慮到樣本量較大，本研究在p=0.05水平上對協(xié)變量進行篩選。結果如下：

表6 logit逐步回歸結果

***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1

逐步回歸結果顯示，在5%水平上，是否失業(yè)、社會保障滿意度、受教育程度、公平感知、所在區(qū)域以及衡量家庭財產(chǎn)的住房面積、是否有私家車等變量對參保情況存在顯著影響，因此將其作為后續(xù)傾向得分匹配模型的協(xié)變量。而客觀貧困、自評健康、民族、性別、政治面貌等變量則與參保情況關系不大。為了保證匹配樣本在總體及各個維度上都具有相似性，本文首先通過平衡性檢驗對匹配效果進行驗證，結果如下表：

表7 平衡性檢驗結果

從平衡性檢驗結果可以看出，在各個維度上，匹配前的控制組與處理組大多存在較大差異，其標準化差距超過10%，且差異在1%水平上顯著。匹配后處理組與控制組標準化差距均已控制在10%以下，且都在10%水平上失去了顯著性。同時，匹配前后控制組與處理組整體上的差異也由1%水平上顯著變?yōu)椴伙@著，偽R2數(shù)值顯著下降，說明匹配后控制組與處理組總體的差異得到了很好的消除，匹配效果良好。

此外，為了使處理組與控制組具有相似個體，本文通過核密度函數(shù)進行共同支撐域檢驗，由匹配前后核密度圖可知(圖1)，匹配后控制組樣本核密度分布與處理組樣本核密度分布基本重合，共同支撐域假設得到了較好地滿足。

圖1 匹配前后核密度圖

考慮到社會保障減緩主觀貧困的平均處理效應可能與匹配方式有關，因此除了使用最近鄰匹配外，本研究還采用經(jīng)驗證匹配效果較好的卡尺1對1與卡尺1對3匹配，確保結果的穩(wěn)健性。由于傾向得分所匯報的標準誤并未考慮傾向得分為估計所得的事實，而此標準誤的同方差假定也可能不成立，因此本文通過bootstrap自助法重復500次抽樣得到的自助標準誤對處理組與控制組的ATT顯著性進行判斷。通過三種匹配方式對社會保障減緩主觀貧困的平均處理效應實證研究結果如下表：

表8 社會保障減緩主觀貧困的平均處理效應

主觀貧困在一定程度上體現(xiàn)了貧困的脆弱性，與個體對未來的擔憂密切相關。同時，主觀貧困不僅與絕對貧困相關，還與相對剝奪有關，人們不僅關注自己的絕對收入，還關注著分配上的公平。減緩貧困是社會保障的重要功能，也是我國社會保障制度的價值追求。社會保障不僅能夠通過發(fā)揮收入調(diào)節(jié)、風險分擔等作用，在客觀上改善個體的經(jīng)濟條件，為風險社會中的個體構建起“防護網(wǎng)”，促進社會公平正義，增進人民福祉，減緩客觀貧困。還能增進個體主觀上的公平感，緩解居民對未來不確定性的憂慮，帶來穩(wěn)定的風險預期，培植居民幸福感，消除主觀貧困。由社會保障減緩主觀貧困的平均處理效應結果可知，匹配前，未參加社會保障的家庭主觀貧困發(fā)生率大約為48.60%，而參保家庭則為32.45%，社會保障參與使得主觀貧困發(fā)生率下降了約16.15%。而匹配后，在最近鄰匹配下，未參加社會保障家庭主觀貧困發(fā)生率大約為48.69%，參保家庭的主觀貧困發(fā)生率則變?yōu)?5.55%，此時社會保障參與使主觀貧困發(fā)生率下降了13.13%，且控制組與匹配組的差異在1%水平上顯著，說明社會保障參與確實能夠有效減緩主觀貧困。而其他兩種匹配方式也得出相似結論，差異數(shù)值均在1%水平上拒絕了原假設。因此從三種不同匹配方法的結果來看，在盡可能的排除其他干擾因素后，社會保障有助于主觀貧困緩解。

(三)基于區(qū)域差異的進一步研究

由于我國區(qū)域間、城鄉(xiāng)間在經(jīng)濟發(fā)展水平上存在不小差距，這無疑使得各地社會保障及其配套資源服務存在著不充分、不平衡的問題。基于此，本文分別按照受訪者所處區(qū)域的不同，將樣本劃分為城市組、鄉(xiāng)村組以及東部組、中部組和西部組，以檢驗社會保障對于主觀貧困的減緩是否存在區(qū)域差異。

一是基于城鄉(xiāng)分組的研究。長期以來，我國形成的城鄉(xiāng)二元結構造成了城鄉(xiāng)間在社會、經(jīng)濟、文化等全方位的差異。為檢驗我國社會保障對于主觀貧困的減緩作用是否具有城鄉(xiāng)差異，本研究同樣采取前文三種匹配方法，基于城鄉(xiāng)分組檢驗社會保障減緩主觀貧困的平均處理效應，并同樣采取Bootstrap自助法重復500次抽樣得到的自助標準誤對處理組與控制組的ATT顯著性進行判斷。CGSS2015中國綜合社會調(diào)查中城市居民樣本個數(shù)為6 469，參保人數(shù)6 029，農(nóng)村居民樣本個數(shù)為4 498，參保人數(shù)4 300。進行傾向得分匹配后結果如下表：

表9 城鄉(xiāng)分組的社會保障減緩主觀貧困平均處理效應

從城鄉(xiāng)分組后的結果來看，匹配前未參保城市居民的平均主觀貧困發(fā)生率為47.61%，而享有社會保障的城市居民平均主觀貧困發(fā)生率降至29.92%，社會保障參與使得城市居民的主觀貧困發(fā)生率下降17.69%。進行最近鄰匹配后，未參保城市居民的主觀貧困發(fā)生率變化不大，而參保群體的主觀貧困發(fā)生率變?yōu)?5.86%，社會保障減緩城市居民主觀貧困的平均處理效應為11.87%，且減緩作用在1%水平上顯著。同時，其他兩種匹配方式也得出了相似的結論。另一方面，在三種匹配方式下，匹配后鄉(xiāng)村地區(qū)社會保障參與對主觀貧困的減緩作用卻均在10%水平上失去了顯著性?？梢钥闯觯鐣Ｕ蠈τ谖覈青l(xiāng)居民主觀貧困的減緩作用具有城鄉(xiāng)差異，雖然社會保障有效減緩了城市居民的主觀貧困，但對于鄉(xiāng)村居民主觀貧困減緩的作用卻較為有限。由此可見，盡管實現(xiàn)社會保障的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌是十七大以來我國社會保障改革的重要方向，近年來我國社會保障覆蓋面也在不斷拓寬，城鄉(xiāng)社會保障標準逐步整合，但我國長期存在的城鄉(xiāng)二元結構造成鄉(xiāng)村地區(qū)發(fā)展較為滯后，使得城鄉(xiāng)間基礎設施、公共服務、治理水平等存在全方位的差距，加之我國社會保障政策主要聚焦農(nóng)村居民絕對貧困的減緩，在培育居民幸福感，減緩主觀貧困上還尚需改進。此外，主觀貧困作為某種意義上的相對貧困，與個體間的“攀比效應”有關。隨著時代與技術的進步，城鄉(xiāng)間的人口流動、信息交換日益頻繁，這在一定程度上加劇了農(nóng)村社會的流動性與異質(zhì)性，“攀比效應”帶來的相對剝奪感也更加凸顯，這都可能限制農(nóng)村地區(qū)的社會保障對主觀貧困的減緩效應。

二是基于中東西部分組的研究。20世紀80年代，出于實施改革開放的現(xiàn)實需要，我國實施了東部沿海地區(qū)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展突飛猛進，客觀上造成了我國中東西部的非均衡發(fā)展。因此，本研究按照我國經(jīng)濟地理區(qū)域劃分，將上海市、北京市、天津市、山東省、廣東省、江蘇省、河北省、浙江省、福建省、遼寧省等東部沿海地區(qū)的受訪者設為東部組，將吉林省、安徽省、山西省、江西省、河南省、湖北省、湖南省、黑龍江省的樣本設為中部組，將位于云南省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、四川省、寧夏回族自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、甘肅省、貴州省、重慶市、陜西省、青海省的受訪者設為西部組。CGSS2015的調(diào)研數(shù)據(jù)中，東部地區(qū)樣本總量為4 387，其中參保人數(shù)為4 104人，中部地區(qū)樣本總量為3 864，其中參保人數(shù)為3 619人，西部地區(qū)樣本總量為2 716，其中參保人數(shù)為2 606人。以下為基于東中西部地區(qū)分組的社會保障減緩主觀貧困的平均處理效應：

表10 東中西分組的社會保障減緩主觀貧困平均處理效應

從統(tǒng)計結果可以看出，在東部地區(qū)，最近鄰匹配前未參保群體主觀貧困發(fā)生率為44.88%，參保群體則為29.24%，享有社會保障的群體主觀貧困發(fā)生率降低了15.64%。匹配后東部地區(qū)社會保障參與對主觀貧困的減緩效應同樣顯著，由未參保組的45.06%下降為29.64%，平均處理效應為15.42%。且社會保障對主觀貧困的減緩效應在1%水平上顯著。西部地區(qū)的社會保障同樣顯著改善了主觀貧困發(fā)生率，匹配前，西部地區(qū)未參保群體主觀貧困發(fā)生率達到了61.54%，參保群體則為37.20%。進行最近鄰匹配后，西部地區(qū)享有社會保障的群體主觀貧困發(fā)生率比未享有社會保障的群體下降了22.77%，且平均處理效應均在5%水平上顯著。然而在中部地區(qū)，盡管匹配前參保組的主觀貧困發(fā)生率均值由46.73%下降至32.69%，顯著下降了14.04%，但在匹配后，三種匹配方式均表明中部地區(qū)社會保障對主觀貧困的減緩作用在10%水平上失去了顯著性?？傮w而言，社會保障對于主觀貧困的減緩效應存在著較為明顯的區(qū)域差異，東部地區(qū)與西部地區(qū)社會保障均能有效改善居民的主觀貧困，且西部地區(qū)的社會保障參與使得居民主觀貧困發(fā)生率下降超過了20%，略高于東部地區(qū)社會保障對主觀貧困的改善作用。但中部地區(qū)社會保障對主觀貧困的減緩卻并未表現(xiàn)出統(tǒng)計上的顯著性，證明其在緩解個體的主觀貧困上作用較為有限。究其原因，這可能與我國區(qū)域發(fā)展中存在的“中部塌陷”有關。改革開放以來，我國“先富帶后富”的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略使得東部沿海地區(qū)發(fā)展遙遙領先于中西部地區(qū)，而為了改善西部地區(qū)發(fā)展水平較為落后的現(xiàn)狀，我國又于2000年提出“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略，通過西部服務計劃、青藏鐵路建設等一系列政策傾斜與重大項目，加速了西部地區(qū)發(fā)展。加之脫貧攻堅中我國的深度貧困地區(qū)“三區(qū)三州”都地處西部，為了實現(xiàn)2020年確保貧困縣全部摘帽，解決區(qū)域性整體貧困，黨和政府投入大量資源，這都進一步助推西部地區(qū)迅速崛起，經(jīng)濟增長、基礎設施建設、公共服務水平等得到全方位的提升，西部地區(qū)社會保障水平與服務的迅速提高無疑對城鄉(xiāng)居民主觀貧困的減緩作用明顯。相對于東部的繁榮與西部的騰飛，中部地區(qū)則出現(xiàn)了“不東不西，不是東西”的“中部塌陷”現(xiàn)象，潘文軒通過實證研究發(fā)現(xiàn)，中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平落后、地方本級財力不足、中央財政扶持力度偏小、地方政府公共服務職能不到位、人口壓力較大，造成公共服務與社會發(fā)展領域的“中部塌陷”現(xiàn)象依然比較突出，中部地區(qū)的公共服務質(zhì)量相比于其他區(qū)域位列倒數(shù)[39]，這可能在一定程度上影響到中部地區(qū)社會保障的水平和質(zhì)量，進而限制其減緩主觀貧困作用的發(fā)揮。

五、研究結論及政策啟示

本文重點聚焦我國2020年后的相對貧困減緩問題，通過CGSS2015調(diào)研數(shù)據(jù)，使用傾向得分匹配模型驗證了2015年我國社會保障對主觀貧困的減緩作用及其區(qū)域差異與城鄉(xiāng)差異，研究發(fā)現(xiàn)，(1)盡管總體而言，我國社會保障對于居民主觀貧困發(fā)生率具有較為顯著的影響，但是這種影響卻存在一定的城鄉(xiāng)差異與區(qū)域差異。(2)社會保障對城市居民以及東西部居民的主觀貧困具有顯著的改善作用，但對中部居民以及農(nóng)村居民的改善作用卻較為有限。有鑒于此，本文提出如下政策建議：

一是從主觀貧困減緩角度加強社會保障與減貧政策協(xié)同。長期以來，我國都十分重視在精準扶貧過程中發(fā)揮社會保障的益貧性，注重通過社會保障與扶貧開發(fā)的政策協(xié)同取得脫貧攻堅的勝利。隨著絕對貧困的消除與人們生活水平的不斷提升，2020年后的扶貧工作也應與時俱進，更加注重貧困的多維性，從“自我感受”的角度理解貧困、定義貧困，將解決個體的主觀貧困，培育居民幸福感作為相對貧困減緩工作的重要方面。而社會保障天然具有防范風險、幫困扶弱、改善民生的特質(zhì)，不僅能夠在脫貧攻堅期解決絕對貧困，還能夠在“后脫貧時代”為具有貧困脆弱性的人群提供保障，增強人們的安全感與公平感，從主觀上緩解個體的貧困感受。為此，一方面在理論上要進一步加深對起源于功利主義的主觀貧困概念研究，在中國特色社會主義思想與新中國扶貧理論體系語境下重塑對“主觀貧困”概念認知，結合我國實際情況與發(fā)展階段，從多維貧困與相對貧困的視角深化對主觀貧困內(nèi)涵與外延的理解與闡釋，通過對“何為主觀貧困”“主觀貧困如何產(chǎn)生”“如何消除主觀貧困”等一系列問題的回答，打造更加成熟的中國特色主觀貧困理論體系，并以此為依據(jù)做好主觀貧困概念解構，沿著總目標、具體目標、評估標準和測量標準等線路逐步細化，建立科學有效的主觀貧困評價體系，為政策評估提供可量化可操作的目標依據(jù)。另一方面在實踐上使主觀貧困概念嵌入我國的減貧政策設計，豐富扶貧思路，注重在微觀層面以管理學、心理學思維從人本角度將貧困脆弱性人群的行為模式、心理感知與現(xiàn)實需求納入考量，在傳統(tǒng)的收入維度基礎上，兼顧個體主觀認同，從多個維度制定“相對貧困”標準，把減緩個體對貧困的自決作為工作重點。同時做好社會保障頂層設計優(yōu)化，加強其與減貧政策的協(xié)同作用，發(fā)揮好社會保障政策對主觀貧困的減緩效應，將社會保障打造成為減緩相對貧困，鞏固脫貧成果的長效機制，使消除主觀貧困，促進居民幸福感提升成為社會保障的政策目標，通過合理的時間與空間規(guī)劃，從試點到推廣，分區(qū)域、分階段做好主觀貧困的治理工作。

二是進一步縮小區(qū)域差異與城鄉(xiāng)差異，突出社會保障體系公平性。首先，應進一步推進信息化技術在社會保障體系中的應用，依托專業(yè)化的團隊，實現(xiàn)社會保障管理與經(jīng)辦現(xiàn)代化，在全國范圍內(nèi)完善社會保障信息化服務平臺建設，不斷加強在線身份認證、移動支付結算等基礎功能建設基礎上，拓展更加豐富的“互聯(lián)網(wǎng)+”應用，滿足參保人員的多樣化需求。全面推進第三代社?？ǖ陌l(fā)行與使用，整合城鄉(xiāng)居民社會保障參保登記、參保繳費等數(shù)據(jù)，盡快實現(xiàn)社會保障管理經(jīng)辦跨地區(qū)、跨層級、跨業(yè)務互聯(lián)互通，為社會保障全國統(tǒng)籌、全民參保提供技術與管理支撐，使城鄉(xiāng)居民都能更加便捷更加公平地享受到社會保障服務。其次，要加快實施“鄉(xiāng)村振興”“東部崛起”等區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，從根本上改變區(qū)域發(fā)展水平差異帶來的社會保障執(zhí)行中的不公平。以基礎設施建設為依托，發(fā)揮好發(fā)達地區(qū)、發(fā)達城市的輻射帶動作用，通過一定的政策傾斜逐步發(fā)揮起城鄉(xiāng)、區(qū)域比較優(yōu)勢，積極鼓勵創(chuàng)新區(qū)域間經(jīng)濟合作模式，將欠發(fā)達地區(qū)納入城市群、經(jīng)濟帶發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃，強化城市間、城鄉(xiāng)間對口幫扶制度，通過經(jīng)驗交流、人才物資輸送、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移等多種方式，以點帶面加速高梯度地區(qū)生產(chǎn)要素向低梯度地區(qū)轉(zhuǎn)移，同時著力調(diào)整轉(zhuǎn)移支付的地區(qū)結構，為欠發(fā)達地區(qū)、困難地區(qū)的發(fā)展提供充足的財政支持。最后，應持續(xù)推進城鄉(xiāng)區(qū)域公共服務均等化，為保障社會保障公平性提供良好土壤。明確政府在公共服務提供上的主導作用，適度加大政府在公共服務領域尤其是社會保障上的投入，在厘清政府職責，避免“泛市場化”基礎上，積極鼓勵社會資本在養(yǎng)老服務、醫(yī)療服務等領域的參與，創(chuàng)新公共服務供給模式，形成多元化的公共服務供給主體，分擔公共財政壓力。以標準化促均等化，建立規(guī)范合理的公共服務質(zhì)量評估體系，嚴格把控公共服務質(zhì)量，謹防“缺醫(yī)少藥”等現(xiàn)象發(fā)生。此外，公共服務項目也應突出地方特色，體現(xiàn)差異化。在標準化基礎上，建立起有效的群眾意見、滿意度的反饋評價機制，提供符合本地居民需求的服務，以群眾需求為導向，以群眾滿意為標準，進行公共服務資源的整合與調(diào)配，使公共服務供給能夠切合群眾需求，切實提升各地居民幸福感。

三是突出社會保障體系的主觀貧困減緩功能，通過“積極福利”提升居民安全感、幸福感。以習近平“奮斗幸福觀”為指導，一方面，在2020年后的相對貧困標準設置上需遵循適度原則，主要將城鄉(xiāng)低收入人群、收入來源有限的老年人群、風險脆弱性人群等具有返貧風險的人群涵蓋在內(nèi)，通過就業(yè)導向的社會保障，為相對貧困的工薪家庭提供就業(yè)信息、幼兒看護、食品補助、醫(yī)療保險補貼等一系列支持，變相增加相對貧困勞動者可支配收入，激勵其積極投入工作。此外，還可借鑒日本模式，搭建起老年人再就業(yè)平臺，完善相關法律，為有再就業(yè)意愿的離退休“低齡”老年人提供短期且相對輕松的社區(qū)工作、保潔工作、老年看護陪聊工作等等，通過配套的福利措施增加老年群體收入來源。另一方面，強化社會保障的風險管理?！昂竺撠殨r代”的社會保障體系建設應以社會保險為核心，做好社會保險職能由減小風險損失到積極預防風險的轉(zhuǎn)化，為社會成員提供穩(wěn)定的風險預期，保障其主觀上的安全感。例如可在醫(yī)療保險中增加“免費體檢”項目，并建立配套的助推、說服等激勵機制(如提供更加便捷的體檢服務并加大各渠道宣傳力度)，克服“時間矛盾”[40]，鼓勵居民定期參加免費體檢，防范潛在的大病風險。此外，還需加大人力資本投入，強化失業(yè)保險在為企事業(yè)單位在職員工或有就業(yè)需求的失業(yè)及離退休人員提供以市場為導向的技能培訓、就業(yè)咨詢、就業(yè)指導、就業(yè)推薦等方面的支持作用，加強個體勞動力素質(zhì)建設，防范失業(yè)風險，培養(yǎng)能夠自食其力的可行能力。