袁月

一、問題的提出

新中國成立以來，黨和國家一直高度關(guān)注貧困問題，扶貧政策隨扶貧工作的推進不斷更新與完善，中國減貧事業(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主要階段（汪三貴和胡駿，2020）。黨的十八大以來，我國以“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)和村民參與評議公示投票等組織方式，開展貧困識別工作，全國農(nóng)村貧困人口累計減少9000萬人；2019年底全國農(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，我國打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，全面建成了小康社會，歷史性地解決了絕對貧困問題。如今，我國處于緩解相對貧困階段，將應(yīng)對多方面發(fā)展的不平衡、不充分問題，采用多維相對貧困標(biāo)準(zhǔn)探索減貧緩貧之計，可以在繼實現(xiàn)全面小康之后更加全面地向共同富裕目標(biāo)邁進。

從現(xiàn)有文獻來看，國外有關(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貧困人口進行了研究，認為貧困不單表現(xiàn)在收入和支出水平低下，同時還包括脆弱性、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”測度多維貧困。Santos（2014）、Hyesun（2020）等學(xué)者也對不同國家多維貧困指數(shù)進行了創(chuàng)新性的研究。

與國外研究相比，我國學(xué)者對貧困問題的研究起步較晚，但進步非?？?，成果豐富。對于多維相對貧困的測度，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方法測算多維貧困，王小林等（2020）、陳忠言等（2020）認為中國在制定相對貧困的標(biāo)準(zhǔn)時應(yīng)輔以多維貧困識別方式，2020年后應(yīng)采用多維相對貧困標(biāo)準(zhǔn)。關(guān)于社會保障對貧困的影響，黃清峰（2013）、鄧大松等（2019）研究得出社會保障支出與農(nóng)村貧困呈顯著負相關(guān)，黃薇（2017）、萬里洋等（2020）得出醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險、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)保和城居保對農(nóng)村老年人的影響均不顯著。關(guān)于財政分權(quán)對貧困的影響，劉建民等（2018）、段迎君（2020）研究表明，財政支出和收入分權(quán)對貧困減少的作用分別為正和負，張克中等（2010）發(fā)現(xiàn)財政支出分權(quán)不利于貧困減緩，王曉芳等（2018）通過中介效應(yīng)檢驗財政支出分權(quán)對農(nóng)村貧困的復(fù)雜影響。對于財政分權(quán)與城鄉(xiāng)收入差距研究，解堊（2007）等認為財政分權(quán)會通過影響公共品供給對縮小收入差距產(chǎn)生重要作用，郭平等（2016）、儲德銀等（2017）、關(guān)海玲等（2019）認為財政分權(quán)、地方政府支出對城鄉(xiāng)收入差距同時具有顯著影響，陳安平（2009）、李雪松等（2013）、賀俊等（2013）、李超等（2018）指出財政分權(quán)在促進政府支出增加或經(jīng)濟增長的同時也加劇了城鄉(xiāng)收入差距。對于2020年后多維相對貧困的治理對策，何秀榮（2018）、李小云（2020）等認為未來扶貧工作將轉(zhuǎn)向更持久的緩解相對貧困階段，白增博（2019）、汪三貴（2020）等指出我國應(yīng)建立城鄉(xiāng)一體化的扶貧體制，李曉園等（2020）建議推動脫貧攻堅與鄉(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、相對貧困治理體系，實現(xiàn)貧困的最優(yōu)化治理。

已有文獻為本文的后續(xù)研究提供了較為全面的視角，但仍存在進一步加強的空間：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，須相對全面地確立對多維貧困進行度量的維度和指標(biāo)；二是對于財政分權(quán)、社會保障影響多維相對貧困的中間傳導(dǎo)機制分析較少，亟須在數(shù)據(jù)資料、樣本范圍和研究方法上進行拓展和創(chuàng)新，以建立符合本國貧困發(fā)展現(xiàn)狀的多維相對貧困體系，從而有針對性地構(gòu)建財政分權(quán)影響多維相對貧困的作用機制。

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

二、財政分權(quán)、社會保障影響多維相對貧困的邏輯推理

（一）中國財政分權(quán)與多維相對貧困

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

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

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

基于此，本文提出假設(shè)1：我國財政支出分權(quán)可能會加重多維相對貧困。

（二）地方財政社會保障支出效率與多維相對貧困

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

對于地方財政社會保障支出效率的測度，本文采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA），將人均地方財政社會保障和就業(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)老保險覆蓋率、職工基本醫(yī)療保險參保率、生育保險覆蓋率、工傷保險覆蓋率、參加失業(yè)保險率和城鎮(zhèn)就業(yè)率作為產(chǎn)出指標(biāo)，用Deap2.1軟件計算得出。

就社會保障領(lǐng)域來說，其投入的增長主要來自地方財政與居民個人，而不是中央財政；且地方財政社會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)致地方政府社會保障投入產(chǎn)出效率低下，從而影響我國相對貧困的減緩進程。

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

（三）作用機理分析

根據(jù)公共經(jīng)濟學(xué)理論，財政分權(quán)對相對貧困的影響主要有兩個渠道：一是直接影響貧困地區(qū)經(jīng)濟和社會的發(fā)展。二是間接影響——財政分權(quán)體制改革后，財政責(zé)任向下釋放，地方財政社會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)濟增長而增大基礎(chǔ)設(shè)施投入，致使其對社會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，社會保障之所以能夠避免饑荒，其中最重要的是通過社會保障支出來規(guī)避貧困狀況；社會保障支出作為最具有代表性的公共服務(wù)項目，對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，財政支出效率日益為政府和社會所重視，我國各項財政支出必須與提高支出效率緊密結(jié)合，社會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，本文認為減緩多維相對貧困與民生類地方政府支出效率有著密切聯(lián)系，財政支出分權(quán)過高，可能會導(dǎo)致地方政府社會保障資源緊張、資金利用效率低下，而同時社會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減緩多維相對貧困產(chǎn)生不利影響。

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

三、多維相對貧困測度

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究用于測度多維相對貧困的數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心開展的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS），采用2014年、2016年、2018年三年調(diào)查數(shù)據(jù)，選取個人和家庭數(shù)據(jù)庫加以匹配，進行數(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個完整家庭樣本。

（二）相對貧困家庭的界定

目前，我國學(xué)者對于是否按照城鄉(xiāng)一體劃分相對貧困線的問題，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)居民相對貧困的形成機理不盡相同，在當(dāng)前乃至未來一段時間仍應(yīng)分開劃線（沈揚揚和李實，2020；陳宗勝和黃云，2021）。對于相對收入貧困線界定，盡管國內(nèi)學(xué)者還未形成統(tǒng)一觀點，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)定為相對貧困線。鑒于2018年我國各地低保線就已高于國家絕對貧困線，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《中國統(tǒng)計年鑒》計算得出。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）計算相對貧困收入線，從而篩選出農(nóng)村相對貧困家庭和城市相對貧困家庭。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）多維相對貧困的測度方法

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

第一，確定貧困維度和指標(biāo)，判斷個體在給定維度的剝奪情況。多維剝奪是將反映個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個相對貧困個體在d個維度下的狀態(tài)取值，則Yi, j表示個體i在給定維度j的剝奪情況，Zj表示個體在維度j的被剝奪臨界值。剝奪矩陣gi, j表示個體被剝奪的情況，若Yi, j＜Zj，則gi, j=1，若Yi, j≥Zj，則gi, j=0。

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

第三，貧困加總與分解。所有Ci≥k的個體數(shù)量q即為多維相對貧困人口數(shù)。多維相對貧困發(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，多維相對貧困越嚴重。

（四）貧困維度和指標(biāo)選取

1.多維貧困指標(biāo)設(shè)計

多維相對貧困的維度與指標(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)，參考國內(nèi)外近兩年研究成果并考慮我國現(xiàn)階段基本國情，選取健康、教育、生活水平、資產(chǎn)、就業(yè)、幸福感共6個維度10個指標(biāo)。其中，健康維度選用家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出指標(biāo)，是因為考慮到家庭成員健康狀態(tài)是否良好對于不同收入層次的家庭影響不同，同時，根據(jù)世界衛(wèi)生組織對災(zāi)難性醫(yī)療支出的界定，本文將家庭醫(yī)療支出達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品總價值兩個指標(biāo)，由于CFPS數(shù)據(jù)庫將耐用消費品價值定義為“單位價格在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，本文選取家庭成員的幸福程度、對生活的滿意度以及對未來信心程度作為衡量家庭成員幸福感的指標(biāo)，是因為2020年后我國已進入全面建成小康社會，人民不再僅僅滿足于對物質(zhì)生活的需要，而更加激發(fā)了對美好生活的向往；羅必良等（2021）也指出，中國經(jīng)濟的高速增長雖最終消除了絕對貧困，但并未帶來居民幸福感的明顯改善。同時，參考大多數(shù)學(xué)者對多維貧困各指標(biāo)的權(quán)重設(shè)置方式，本文對各維度采取等權(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

理論上講，處于多維剝奪狀況的家庭收入較低，為檢測所選維度的有效性，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行顯著性檢驗，結(jié)果如表2所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，6個剝奪維度對家庭人均純收入的影響均為負，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

（五）多維相對貧困測度分析

1.相對貧困家庭的單維貧困估計結(jié)果

表3報告了2014——2018年相對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，相對貧困家庭在其他五個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重，其中遭受生活水平和教育維度剝奪的相對貧困家庭均高達樣本總數(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)險重返貧困，從城鄉(xiāng)來看，農(nóng)村家庭在上述兩個維度的貧困發(fā)生率遠高于城市家庭，說明農(nóng)村相對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年全國遭受健康貧困的相對貧困家庭相較2014年驟減，但2018年保持不變，依舊高達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峻。最后，2014年有高達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)略和減貧政策的實施，家庭基礎(chǔ)收支已得到滿足，國家就業(yè)率得到了提升，對身處相對貧困中的個體來說，對精神和自身滿足感與幸福感的追求對其生活產(chǎn)生極大影響。

表3 2014——2018 年中國相對貧困家庭的單維貧困發(fā)生率

2.相對貧困家庭的多維剝奪估計結(jié)果

受篇幅限制，本文僅列出2018年相對貧困家庭的多維剝奪估計結(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)村相對貧困家庭的多維剝奪指數(shù)均高于城市相對貧困家庭。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，全國貧困發(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，表明在我國相對貧困家庭中至少在一個維度上貧困的占88.11%。K≤2/6時，H變化較小，多維相對貧困家庭占比較高，當(dāng)K≥5/6時，H已不足1%。當(dāng)K為1時，H為0，說明2018年以后我國即將打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，多個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，我國相對貧困家庭遭受嚴重的多維剝奪情況，且大多數(shù)集中在1——3個維度，沒有家庭遭受極端多維剝奪情況。因此，本文將多維相對貧困家庭定義為遭受至少任意2個維度剝奪（即K=2/6）的相對貧困家庭。根據(jù)這一定義，2014年、2016年和2018年我國多維相對貧困家庭的貧困發(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，但全國仍有一半以上的相對貧困家庭遭受著多維剝奪，在我國社會經(jīng)濟發(fā)展不平衡不充分的背景下，要實現(xiàn)共同富裕，必須從多個維度著力解決相對貧困問題。

表4 2018 年中國相對貧困家庭的多維剝奪估計結(jié)果

四、數(shù)據(jù)、變量與模型選擇

（一）模型設(shè)定

為檢驗第二部分邏輯推理中提出的假設(shè)，本文采用Probit模型驗證我國財政支出分權(quán)和社會保障支出效率對多維相對貧困的影響，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戶相對貧困家庭是否遭受多維剝奪的啞變量；FDit代表財政支出分權(quán)；TEit代表地方財政社會保障支出效率；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為隨機誤差項。

然后，為探討財政支出分權(quán)對社會保障支出效率影響多維相對貧困的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文在（2）式的基礎(chǔ)上引入交互項（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)性的強度或方向，在上式中，財政支出分權(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貧困，將處于多維貧困狀態(tài)的相對貧困家庭賦值為1，單維或零維則賦值為0。多維相對貧困的定義前已述及，這里不再贅述。

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

至于控制變量的選取，為避免遺漏變量對研究結(jié)果產(chǎn)生的影響，且因本文是以家庭為研究對象的，故從家庭和政府層面對模型進行了控制，所有模型均控制了時間（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)計見表5。

表5 各變量描述性統(tǒng)計

（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（FD×TE）it，其與核心解釋變量FDit和TEit可能引發(fā)嚴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（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而產(chǎn)生的多重共線性問題。

（四）數(shù)據(jù)來源

多維相對貧困問題既是一個宏觀問題，又是一個微觀問題。一方面，對于國家來說，需要在各省市經(jīng)濟發(fā)展不均衡貧困程度不一的情況下，統(tǒng)籌優(yōu)化扶貧工作的實施，這個時候就需要利用宏觀分析方法分析我國整體政治與經(jīng)濟運行對貧困狀況的影響，指導(dǎo)國家政策向重點領(lǐng)域傾斜；另一方面，要想讓一個普通的相對貧困家庭獲得扶貧政策的惠及，使國家減緩相對貧困工作“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)建一個宏觀和微觀相結(jié)合的新數(shù)據(jù)集，將家庭、個人因素等內(nèi)部影響和財政制度等外部影響兩方面相結(jié)合，綜合考察財政分權(quán)體制對相對貧困家庭陷入多維貧困狀態(tài)的影響機制，微觀面板數(shù)據(jù)來源前已述及，宏觀面板數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局以及2015年、2017年和2019年各省統(tǒng)計年鑒。

五、實證檢驗與分析

（一）基準(zhǔn)檢驗結(jié)果分析

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表6給出了財政分權(quán)、社會保障支出對多維相對貧困影響的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間和地區(qū)固定效應(yīng)，可以看出，在模型（1）——（4）中，財政支出分權(quán)和地方財政社會保障支出效率的系數(shù)均在1%的水平上顯著，說明更高的財政支出分權(quán)和更低的社會保障支出效率會加劇多維相對貧困，本文假設(shè)1、2得到了驗證。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，這表明財政支出分權(quán)度每增大0.01，相對貧困家庭就提高1.086%的概率陷入多維貧困；社會保障支出效率每提高0.01，相對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)量會明顯提高家庭陷入多維相對貧困的概率，而家庭純收入的增加顯然會減少多維相對貧困，以上結(jié)果均與事實相符。在政府層面，人均地方財政支出與地方財政社會保障類支出占財政總支出的比重明顯有利于減少多維相對貧困的發(fā)生，因此，加大地方財政支出尤其是民生類支出供給能夠為我國減緩相對貧困提供有力動力。

2.內(nèi)生性檢驗

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

表7 內(nèi)生性檢驗：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，工具變量與財政支出分權(quán)變量均顯著為負。第（3）列報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)回歸方程擾動項不相關(guān)，即FD_IV除通過影響財政分權(quán)而對多維相對貧困產(chǎn)生影響之外，并不存在影響多維相對貧困的其他途徑。此外，本文還進行了弱工具變量檢驗，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

（1）增加控制變量

雖然本文分別對城市與農(nóng)村相對貧困家庭進行了界定，但并沒有分城鄉(xiāng)展開相關(guān)檢驗，因此，引入城鄉(xiāng)虛擬變量作為控制變量，驗證核心解釋變量對多維相對貧困的影響是否發(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，且財政支出分權(quán)與社會保障支出效率對相對貧困的影響與基準(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：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)致多維相對貧困狀況不具有代表性，故對家庭純收入最高和最低1%的樣本分別進行縮尾和截尾處理，以排除少量異常值帶給計量模型的干擾。由表9可以看出，對家庭純收入進行雙邊縮尾和雙邊截尾處理后，結(jié)果與表6相似，進一步支撐本文結(jié)論。

表9 穩(wěn)健性檢驗：剔除異常值的回歸結(jié)果

（二）機制分析

1.機制檢驗

前文報告了財政支出分權(quán)和財政社會保障支出效率對相對貧困影響的回歸結(jié)果，驗證了財政分權(quán)會顯著加重多維相對貧困，而社會保障支出效率會顯著降低貧困。為進一步佐證假設(shè)3，即檢驗財政分權(quán)是否通過降低社會保障支出效率而加重多維相對貧困，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（dFD×dFE）it，進一步驗證二者對相對貧困的作用機制。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)檢驗結(jié)果

表10的結(jié)果顯示，在加入控制變量以及時間和地區(qū)固定效應(yīng)前后，財政分權(quán)和社會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，且交互項的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負。這說明財政分權(quán)不僅直接對多維相對貧困產(chǎn)生正向作用，還作為調(diào)節(jié)因素，通過抑制地方財政社會保障支出效率的提升而加重多維相對貧困。以上結(jié)果表明，財政支出分權(quán)和財政社會保障支出效率對相對貧困的影響并不是獨立事件。由于在我國，高度集權(quán)的財政體制一定程度上會導(dǎo)致地方財政支出責(zé)任加重，而地方政府受政績考核的激勵，會傾向于將更多財政支出投至短期內(nèi)可提高當(dāng)?shù)谿DP的經(jīng)濟性公共物品傾斜，自然使得社會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)致更多相對貧困家庭陷入多維貧困境地。

2.穩(wěn)健性檢驗

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兩步法進行估計，發(fā)現(xiàn)財政支出分權(quán)、社會保障支出效率的系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著，且符號與基準(zhǔn)回歸模型相同，其中心化處理后的交互項也在1%的水平上顯著為負，進一步進行弱工具變量檢驗后發(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行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗，結(jié)果證明前文結(jié)論較為穩(wěn)健，再次驗證了財政分權(quán)、社會保障支出效率對多維相對貧困的影響效應(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5292個相對貧困家庭的多維剝奪情況，然后運用二值選擇實證分析方法，在檢驗中國財政支出分權(quán)和社會保障對多維相對貧困影響的基礎(chǔ)上，進一步探討財政支出分權(quán)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。主要結(jié)論如下：

從相對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)，同時遭受6個維度剝奪的相對貧困家庭為0，但相對貧困家庭在健康、教育、生活水平、資產(chǎn)和幸福感五個維度的貧困問題都比較突出；第二，盡管2014——2018年我國多維相對貧困發(fā)生率逐年減少，但全國仍有一半以上的相對貧困家庭遭受多個維度的剝奪，我國要想實現(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，防止相對貧困家庭出現(xiàn)“一邊脫貧、一邊返貧”現(xiàn)象。

從財政支出分權(quán)和社會保障對多維相對貧困的影響及其具體機制來看：一方面，財政支出分權(quán)會加重多維相對貧困，地方財政社會保障支出效率的提高會顯著減緩多維相對貧困，且更高的財政分權(quán)程度會降低社會保障支出效率從而加劇多維相對貧困；另一方面，財政支出分權(quán)和財政社會保障支出效率的交互項負向影響著多維相對貧困，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)力的加大會導(dǎo)致地方財政社會保障支出瞄準(zhǔn)失效或政策失誤而呈低效運行趨勢，削弱了社會保障支出效率對減緩多維相對貧困的促進作用。

（二）政策建議

基于上述結(jié)論提出如下對策建議：

第一，建立可持續(xù)、常態(tài)化的防范返貧與精準(zhǔn)幫扶機制。在黨的領(lǐng)導(dǎo)下，絕對貧困問題已全面消除，防控返貧進而扎實推進共同富裕進程成為新發(fā)展階段相對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)此開展多維相對貧困的緩解工作。

第二，逐步建立城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的相對貧困治理體系。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，以及全國正大力推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展，農(nóng)村相對貧困發(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，相對貧困治理體系仍舊呈現(xiàn)出城鄉(xiāng)割裂態(tài)勢。此外，相對貧困是不平衡和不充分發(fā)展導(dǎo)致的結(jié)果，解決相對貧困需要同時從這兩個方面發(fā)力。因此，政府必須深化戶籍制度改革，重點解決充分性和平衡性問題，推進基本公共服務(wù)和辦事便利均等化，加大對農(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，實現(xiàn)城鄉(xiāng)共治。

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

第四，引進更多的市場和社會力量，形成多方面減貧合力。根據(jù)實證研究結(jié)果，相對貧困家庭的致貧因素與家庭、政府都有關(guān)，新發(fā)展階段減緩相對貧困不僅需要政府提升對城鄉(xiāng)相對貧困人口在教育、醫(yī)療、住房、養(yǎng)老、文化等方面的財政支持，制定相關(guān)優(yōu)惠政策引導(dǎo)市場主體投資以鼓勵相對貧困群體創(chuàng)業(yè)和就業(yè)，還需要相對貧困群體積極主動建立起實現(xiàn)自我發(fā)展的機制，努力提高自身知識儲備等文化素養(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)生動力。