朱 楠,李 萌

(1.西北工業(yè)大學(xué) 公共政策與管理學(xué)院,陜西 西安 710129;2.西北大學(xué) 公共管理學(xué)院,陜西 西安 710127)

一、研究背景與問題提出

進(jìn)入2023年以來,我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行整體回升,市場需求逐步恢復(fù),居民收入平穩(wěn)增長,依據(jù)對經(jīng)濟(jì)社會形勢的判斷,黨中央指出,推動(dòng)經(jīng)濟(jì)社會健康發(fā)展,要牢牢守住“不發(fā)生規(guī)模性返貧”的底線(1)《中共中央 國務(wù)院關(guān)于做好2023年全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興重點(diǎn)工作的意見》(2023年中央一號文件)。。表明扶貧工作在擺脫以生存為核心的絕對貧困后,治理相對貧困依然以防止返貧、脫貧攻堅(jiān)成果鞏固為主,體現(xiàn)了相對貧困治理的長期性與復(fù)雜性。

美好生活既是人民群眾的向往期盼,更是新時(shí)代新征程中國共產(chǎn)黨人為人民謀幸福矢志不渝的價(jià)值追求。黨的二十大報(bào)告中指出:“必須堅(jiān)持在發(fā)展中保障和改善民生,鼓勵(lì)共同奮斗創(chuàng)造美好生活,不斷實(shí)現(xiàn)人民對美好生活的向往?！睂?shí)現(xiàn)人民幸福,尤其提升低收入群體幸福感成為衡量相對貧困治理效果的重要標(biāo)準(zhǔn)。因此,守住返貧底線一方面“把增加脫貧群眾收入作為根本要求”(2)《中共中央 國務(wù)院關(guān)于做好2023年全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興重點(diǎn)工作的意見》(2023年中央一號文件)。,另一方面還要提高相對貧困主體的主觀感受與社會共識[1]。然而,經(jīng)濟(jì)增長和收入水平提高并不一定增加低收入群體的幸福感。數(shù)據(jù)表明,1990—2021年我國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值從1 663元增加到80 976元,增加了近49倍,已超過世界人均國內(nèi)生產(chǎn)總值水平(3)2021年世界人均GDP是1.21萬美元左右,中國是1.25萬美元。數(shù)據(jù)來源:國家統(tǒng)計(jì)局.《國家統(tǒng)計(jì)局局長就2021年國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況答記者問》,2022年1月17日。。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入從1 510元增加到47 412元,農(nóng)村居民人均可支配收入從686元增加到18 931元,分別增加了31倍和28倍(4)數(shù)據(jù)來源:國家統(tǒng)計(jì)局《中國統(tǒng)計(jì)年鑒1990》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2021》。。但1990—2021年,中國居民平均幸福感(滿分10分)由7.29分(5)理查德·伊斯特林,丁云,么瑩瑩.中國的主觀幸福感研究(1990—2010).國外理論動(dòng)態(tài),2013(7):24-31.降到5.585分,“蓋洛普世界民意調(diào)查”顯示作為第二大經(jīng)濟(jì)體的中國在全球155個(gè)國家中幸福感水平位于60名之后(6)2022年3月聯(lián)合國《2022年世界幸福報(bào)告》。。由此可見,“伊斯特林悖論”在我國已經(jīng)出現(xiàn),并歸因于社會不平等,特別是收入分配不公平導(dǎo)致我國居民幸福感的下降[2]。阿馬蒂亞·森(Amartya Sen)[3]和舒爾茨(Theodore W.Schultz)[4]認(rèn)為社會不平等的根源是社會權(quán)利、機(jī)會和能力的不平等。尤其進(jìn)入相對貧困階段后,低收入群體在實(shí)際生活狀態(tài)未達(dá)到自身期望水平或低于他人的水平時(shí),容易產(chǎn)生相對剝奪感,這種不平等會造成自身幸福感的缺失[5]。因此,對于低收入群體僅依靠發(fā)展經(jīng)濟(jì)、提升收入水平已經(jīng)不能提高其幸福感,他們開始追求基本生存需求之外的更高的目標(biāo),如機(jī)會平等、個(gè)人價(jià)值實(shí)現(xiàn)等,權(quán)利的貧困以及可行能力的不足,成為低收入群體陷入相對貧困的根本原因。因此,相對貧困情境下提升低收入群體幸福感,既要保證低收入群體享有機(jī)會平等的權(quán)利即對其“賦權(quán)”,又要提高低收入群體的可行能力即使其“增能”。

基本公共服務(wù)作為公民的一項(xiàng)基本權(quán)利,人人平等享有,因此,保障低收入群體平等享有該項(xiàng)權(quán)利,是為賦權(quán)。此外,基本公共服務(wù)還為低收入群體構(gòu)筑了發(fā)展的機(jī)會,形成了可行能力[6]。如公共教育、公共文化等,通過新思想、新觀念形成低收入群體人力資本的提升機(jī)制,社會保障通過分散風(fēng)險(xiǎn)、資源配置以及發(fā)展功能[7],激發(fā)低收入群體創(chuàng)造的潛能,增強(qiáng)其自信心,是為增能。既然基本公共服務(wù)供給能夠?qū)崿F(xiàn)對低收入群體的賦權(quán)和增能,那么提高供給質(zhì)量,不僅能夠滿足低收入群體基本生存的需要,而且是實(shí)現(xiàn)公平與發(fā)展的有效途徑,有助于提高低收入群體幸福感。

綜上所述,本文以低收入群體為研究對象,基于中國四省問卷調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析,研究基本公共服務(wù)供給是否對低收入群體幸福感產(chǎn)生影響,如何產(chǎn)生影響?為后脫貧時(shí)代更好地滿足低收入群體美好生活需要,促進(jìn)全體人民實(shí)現(xiàn)共同富裕提供理論支持。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)低收入群體與幸福感

低收入群體是一個(gè)普遍存在的相對概念,無論一個(gè)國家或地區(qū)富裕程度如何,總會有一部分人的收入處于較低水平[8]。國家統(tǒng)計(jì)局將居民收入從高到低劃分標(biāo)準(zhǔn),將低收入群體界定為收入處于最低的20%群體。據(jù)民政部對低保邊緣家庭的新規(guī)定,一般指不符合低保條件,家庭人均收入低于當(dāng)?shù)?.5倍低保標(biāo)準(zhǔn)(7)2022年11月,民政部《國家鄉(xiāng)村振興局關(guān)于進(jìn)一步做好最低生活保障等社會救助兜底保障工作的通知》。。而在各省的政策文件和實(shí)際操作中,采用“低保+低邊人員”的合計(jì),其中“低邊人員”是各地以低保的1.5倍到2倍之間進(jìn)行核算。本文在問卷調(diào)查和人群篩選中參照民政部和各省政策文件的標(biāo)準(zhǔn),對低收入群體進(jìn)行界定,為人均收入低于當(dāng)?shù)氐捅?biāo)準(zhǔn)1.5倍的全部人員。在相對貧困治理階段,低收入群體作為重點(diǎn)幫扶對象,成為學(xué)界關(guān)注的熱點(diǎn),且研究內(nèi)容多集中于低收入群體增收的影響因素[9]和實(shí)現(xiàn)路徑[10]、低收入群體與共同富裕[11]、社會保障對低收入群體的減貧效應(yīng)[12]等方面。

幸福感是一種個(gè)體對自身生活狀態(tài)的主觀綜合評價(jià),包含一定程度的積極或消極情緒[1]。關(guān)于幸福感的研究從20世紀(jì)70年代開始,國內(nèi)外研究已經(jīng)相對成熟,成為經(jīng)濟(jì)學(xué)、心理學(xué)、社會學(xué)等學(xué)科的研究熱點(diǎn),研究內(nèi)容聚焦于:一是幸福感的構(gòu)成。Kahnenman和Tversky[13]將幸福感分為主觀幸福感和客觀幸福感,前者追求主觀感受的快樂,后者側(cè)重自我實(shí)現(xiàn);二是幸福感的測度。根據(jù)研究需要,構(gòu)建了不同的幸福感評價(jià)指標(biāo)體系[14-15],采取了Ordered Probit估計(jì)法[16]、利他歸因法[17]、多層結(jié)構(gòu)方程模型[18]以及取向量表法[19]等研究方法進(jìn)行測度;三是幸福感的影響因素。微觀個(gè)體層面年齡、性別、收入[20]、居住體驗(yàn)[21]、所處的環(huán)境狀況[22]等都是居民幸福感的影響因素;宏觀層面來看,通貨膨脹[23]、經(jīng)濟(jì)全球化[24]、經(jīng)濟(jì)增長[25]等均會顯著影響居民幸福感。關(guān)于低收入群體幸福感的研究,主要以城市低收入群體[26]為研究對象,更多地從價(jià)格波動(dòng)[27]、收入增長[28]、努力指數(shù)[29]等經(jīng)濟(jì)方面進(jìn)行分析,從非經(jīng)濟(jì)方面進(jìn)行研究的較少。

(二)基本公共服務(wù)供給與低收入群體幸福感

依據(jù)“伊斯特林悖論”,經(jīng)濟(jì)發(fā)展并不是影響居民幸福感的唯一因素,從享受基本公共服務(wù)微觀個(gè)體的主觀滿意度出發(fā),發(fā)現(xiàn)基本公共服務(wù)可以有效提升居民幸福感[30],特別是醫(yī)療衛(wèi)生的便利性、教育的公共性和住房保障的充足性、便利性均顯著影響居民幸福感[31]。從基本公共服務(wù)供給水平來看,人均社會性支出特別是教育、醫(yī)療投入的增加,能夠顯著提升居民幸福感[32-33]。綜上所述,現(xiàn)有研究表明基本公共服務(wù)供給是提升居民幸福感的有效途徑,那么他對低收入群體幸福感的影響又是怎樣的?本文借鑒陽義南[34]的研究以基本公共服務(wù)的充足性、均衡性、便利性以及普惠性四個(gè)維度對基本公共服務(wù)供給質(zhì)量進(jìn)行衡量,研究基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感的影響?；诖?本文提出如下研究假設(shè):

H1:基本公共服務(wù)供給能夠顯著正向影響低收入群體幸福感,其充足性、均衡性、便利性、普惠性均對低收入群體幸福感具有顯著正向影響。

(三)基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感的影響機(jī)制:賦權(quán)與增能

1.影響機(jī)制:賦權(quán) 在《2000—2001年世界發(fā)展報(bào)告》中,世界銀行以“與貧困作斗爭”為主題,提出機(jī)遇、賦權(quán)和安全保障相輔相成的反貧困戰(zhàn)略,旨在解除“枷鎖”,窮人本身能創(chuàng)造一個(gè)沒有貧困的世界[35]。賦權(quán),實(shí)質(zhì)上在于保障平等參與的權(quán)利,而對于低收入群體的賦權(quán)實(shí)質(zhì)上是賦予其享有機(jī)會平等的權(quán)利,從而有利于社會公平感的提高。

教育、醫(yī)療等基本公共服務(wù)為低收入群體提供了更多階層流動(dòng)的機(jī)會以及改善人力資本的途徑,提高低收入群體承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的能力,增強(qiáng)其社會公平感[36]。基本公共服務(wù)供給水平的提升又有助于公眾獲得更多平等的權(quán)利,從而改善個(gè)體面臨的機(jī)會不平等[37],并通過調(diào)節(jié)初次分配的不公,降低低收入群體的相對剝奪感,提升其社會公平感[38]。此外,居民對社會公平的感知越高,幸福感會越高[39],其中社會階層低的人容易受到社會公平感的影響,而社會階層較高的人受到的影響較小[40]。因此,本文認(rèn)為通過基本公共服務(wù)供給來實(shí)現(xiàn)對低收入群體賦權(quán),增強(qiáng)其社會公平感,最終實(shí)現(xiàn)幸福感的提升?；诖?本文提出以下假設(shè):

H2:社會公平感在基本公共服務(wù)與低收入群體幸福感之間發(fā)揮部分中介作用。

2.影響機(jī)制:增能 阿馬蒂亞·森從能力視角提出可行能力,即人的潛在能力是個(gè)人發(fā)現(xiàn)、獲取、利用、轉(zhuǎn)化、發(fā)展資源的能力[41],而提高個(gè)人可行能力的過程就是要實(shí)現(xiàn)個(gè)人的發(fā)展[42]。因此,增能包括兩個(gè)層面的含義,基本的可行能力和可行發(fā)展能力,從這兩個(gè)層面著手對低收入群體增能。

基本公共服務(wù)供給可有效實(shí)現(xiàn)對低收入群體增能。如,社會救助對低收入群體給予物質(zhì)保障和服務(wù)支持,不僅保障了基本生存權(quán),而且精神慰藉得到滿足,幫助了低收入群體更好地融入社會。醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能夠規(guī)避疾病風(fēng)險(xiǎn),保障了低收入群體生產(chǎn)及再生產(chǎn)的能力。以上服務(wù)都具有提高基本可行能力的作用。此外,發(fā)展教育是兼顧公平、縮小收入差距的重要途徑,教育顯著地影響社會階層的代際流動(dòng),提高個(gè)人可行發(fā)展能力。因此,基本公共服務(wù)通過提升低收入群體基本可行能力以及可行發(fā)展能力進(jìn)行增能,進(jìn)而提升個(gè)人發(fā)展感,而發(fā)展感是幸福感產(chǎn)生的動(dòng)力[43]?；诖?本文認(rèn)為基本公共服務(wù)通過對低收入群體增能,來提升其幸福感。研究假設(shè)如下:

H3:個(gè)人發(fā)展感在基本公共服務(wù)與低收入群體幸福感之間發(fā)揮部分中介作用。

綜上所述, 對于低收入群體而言, 個(gè)人發(fā)展感是實(shí)現(xiàn)社會公平感的基本前提。 只有個(gè)人充分發(fā)展, 即物質(zhì)和文化需求得到滿足, 才能從根本上擺脫返貧的風(fēng)險(xiǎn)。 在此基礎(chǔ)上, 進(jìn)一步追求社會公平感, 建立相對公平合理的社會利益格局和利益獲得機(jī)制,逐步提升社會公平感, 進(jìn)一步印證了“先做大蛋糕”, “再把蛋糕公平分配”的中國式發(fā)展道路具有一定的社會心理基礎(chǔ)。 因此, 本文認(rèn)為低收入群體作為微觀個(gè)體, 其幸福感遵循從微觀(個(gè)人發(fā)展)到宏觀(社會公平)的生成邏輯, 如圖1所示, 提出以下假設(shè):

圖1 個(gè)人發(fā)展感和社會公平感提升低收入群體幸福感的邏輯關(guān)系

H4:基本公共服務(wù)通過個(gè)人發(fā)展感與社會公平感的鏈?zhǔn)街薪樽饔锰嵘褪杖肴后w幸福感。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源及變量設(shè)置

1. 數(shù)據(jù)來源 本文的數(shù)據(jù)來源于實(shí)地問卷調(diào)查,項(xiàng)目組于2021—2022年基于我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展?fàn)顩r和基本公共服務(wù)供給的差異,采用目的性隨機(jī)抽樣的方法,選取了陜西、浙江、山西和吉林四個(gè)省份,樣本覆蓋我國東中西三大區(qū)域及城鄉(xiāng)地區(qū)。此外,考慮到低收入群體私密性,項(xiàng)目組在樣本地政府工作人員的幫助下,根據(jù)工作人員提供的名單,按照異質(zhì)性抽樣法,選取被訪人員,基本涉及到我國低收入群體陷入貧困的主要原因,包括了鰥、寡、孤、獨(dú)、疾病(身體和心理)、 殘疾、 年老、 上學(xué)、 多子女撫養(yǎng)及單親家庭、 技能缺失且無穩(wěn)定收入、 下崗及生態(tài)性貧困等因素。 本次調(diào)研共發(fā)放了問卷3 000份,回收有效問卷2 719份,有效回收率為90.63%,其中符合低收入群體標(biāo)準(zhǔn)的共計(jì)887份,其余為低收入群體的對照組進(jìn)行相關(guān)問題研究。

2. 變量設(shè)置 本文的被解釋變量為低收入群體幸福感。通過文獻(xiàn)梳理,對幸福感的研究主要從客觀和主觀兩個(gè)方面進(jìn)行衡量。由于現(xiàn)有文獻(xiàn)以研究主觀幸福感為主,且主觀指標(biāo)具有較高的信度和效度,因此本文也從主觀層面來衡量低收入群體的幸福感。在問卷中,詢問被訪者“請您給您目前的幸福感評分(1—10分,分?jǐn)?shù)越高表示您越幸福)您的打分是?”分?jǐn)?shù)越高,其幸福感水平就越高。為便于分析,本文將低收入群體幸福感劃分為五個(gè)等級,由“非常不幸?！钡健胺浅Ｐ腋！?其中1級=1表示非常不幸福(幸福感打分為1、2),2級=2表示不幸福(幸福感打分為3、4)等等,以此類推。表1中是887份低收入群體幸福感分布情況。其中,回答由“非常不幸?！钡健胺浅Ｐ腋！钡谋壤謩e為3.5%、7.1%、37.5%、36.6%、15.2%。

表1 低收入群體幸福感分布狀況

基本公共服務(wù)供給質(zhì)量作為關(guān)鍵解釋變量,以公眾接受政府服務(wù)時(shí)滿足其期望及需求的程度[44],即感知質(zhì)量及滿意度[45]進(jìn)行衡量。因此,本文采用低收入群體對基本公共服務(wù)供給的主觀滿意度代表供給質(zhì)量。問卷中詢問被訪者“綜合考慮各個(gè)方面,您對居住地目前公共服務(wù)總體上在各方面的滿意程度如何?(公共服務(wù)供給的充足程度、地區(qū)及城鄉(xiāng)間分布的均勻程度、獲取公共服務(wù)的便利程度、享受公共服務(wù)的普遍程度)”測量分值為1—5分,“非常不滿意”為1分,“非常滿意”為5分。

為降低解釋變量以外因素對結(jié)果的影響,本文引入人口學(xué)變量(性別、年齡、戶籍、受教育水平、政治面貌、婚姻狀況、個(gè)體健康狀況等)為控制變量。據(jù)表2各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示,低收入群體幸福感的均值為3.53,標(biāo)準(zhǔn)差為0.952,表明四省份低收入群體幸福感平均水平較高,但與總分相比仍然存在一定的上升空間?；竟卜?wù)供給均值為3.43,其中充足性、均衡性、便利性以及普惠性均值分別為3.44、3.37、3.46、3.46,最高與最低的均值相差0.09,說明均衡性是未來基本公共服務(wù)發(fā)展中的重要目標(biāo)。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)實(shí)證模型

問卷中對低收入群體幸福感的度量采用的是有序離散變量,基于這樣的數(shù)據(jù)類型,本文采用有序Probit回歸模型(Ordered Probit,Oprobit),考察基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感的影響。模型假定存在一個(gè)能夠代表被解釋變量的Happiness的潛變量Happiness*,Happiness*由公式(1)決定:

Happiness*=α1+β1Supplyi+β2Controlsi+εi

假設(shè)ε服從正態(tài)分布,X表示解釋變量,Φ(x)表示服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的分布函數(shù),則Happinessi可以表達(dá)為:

?

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基本回歸結(jié)果

相關(guān)研究發(fā)現(xiàn),使用OLS模型與Oprobit模型所得出的結(jié)果并無太大差別。對此,本文加入OLS模型,用于對比分析回歸結(jié)果[46]。根據(jù)Oprobit模型進(jìn)行回歸,表3報(bào)告了回歸結(jié)果。由于Oprobit模型中的估計(jì)系數(shù)沒有意義,為便于比較,需計(jì)算各變量的邊際效應(yīng)?；貧w結(jié)果顯示,基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感的回歸系數(shù)均為正,在1%的水平上顯著,且在兩種不同模型中,各自變量的回歸系數(shù)符號與顯著性均沒有太大變化,結(jié)果具有很強(qiáng)的穩(wěn)健性,表明基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感具有重要影響,體現(xiàn)在滿意度的提升可以顯著提高幸福感,即基本公共服務(wù)供給每提高一個(gè)單位,低收入群體幸福感將會提升約4.5個(gè)百分點(diǎn)。根據(jù)控制變量的個(gè)體特征,其估計(jì)結(jié)果與已有研究結(jié)論有相似性:從性別來看,低收入群體中女性比男性有更高的幸福感,主要受傳統(tǒng)文化的影響,我國男性相比女性承擔(dān)的社會責(zé)任和工作壓力更大;婚姻方面,未婚、已婚的低收入群體要比離婚、喪偶的有更強(qiáng)的幸福感;健康狀況方面,身體健康能夠顯著提升低收入群體的幸福感。但年齡上,很多研究表明年齡與幸福感之間存在非線性關(guān)系,呈現(xiàn)U型特征[47-48],而本文的研究結(jié)果顯示低收入群體的年齡與幸福感之間存在線性關(guān)系,即低收入群體年齡越大,幸福感水平越高。相較于其他群體,撫育和贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)對于低收入群體而言更為沉重,而年齡越大負(fù)擔(dān)越輕,其幸福感水平也越高。此外,戶籍、受教育水平、政治面貌對低收入群體幸福感沒有顯著的影響,可能研究對象受群體局限性所致。

表3 基本回歸結(jié)果

基本公共服務(wù)供給滿意度的不同維度對低收入群體幸福感的影響如何?回歸結(jié)果如表4所示,模型1、模型2、模型3和模型4在控制了人口學(xué)變量的情況下,分別對基本公共服務(wù)供給的充足性、均衡性、便利性、普惠性進(jìn)行回歸,各項(xiàng)回歸系數(shù)均為正,且都在1%的水平上顯著,表明基本公共服務(wù)供給的四個(gè)維度均對低收入群體幸福感有顯著的正向影響。模型5為飽和模型,同時(shí)將基本公共服務(wù)供給的四個(gè)維度放入模型中,結(jié)果顯示只有普惠性的回歸系數(shù)為0.200,P值小于0.01。歸因于基本公共服務(wù)供給的四個(gè)維度高度相關(guān),當(dāng)四個(gè)維度都納入回歸模型時(shí),存在多重共線性問題,導(dǎo)致結(jié)果不夠顯著。因此,本文結(jié)合模型1至模型4的回歸結(jié)果進(jìn)行綜合分析。

表4 基本公共服務(wù)供給不同維度對低收入群體幸福感的影響(OLS)

綜上,研究假設(shè)H1得到驗(yàn)證,即基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感有顯著正向影響,基本公共服務(wù)供給的充足性、均衡性、便利性和普惠性水平越高,低收入群體幸福感水平越高,其中普惠性是影響低收入群體幸福感的核心變量。基于此,提供便捷可及、惠及全體人民、促進(jìn)機(jī)會均等以及滿足人民美好生活需要的基本公共服務(wù)是有效提高低收入群體幸福感的重要途徑。

(二)內(nèi)生性討論

研究基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感影響的過程中,可能會存在遺漏變量或者互為因果的內(nèi)生性問題,如政府為了改善民生、滿足人民群眾美好生活需要,會加大對基本公共服務(wù)薄弱地區(qū)的財(cái)政投入,這就帶來了反向因果的內(nèi)生性問題,對系數(shù)估計(jì)產(chǎn)生影響。內(nèi)生性問題干擾了模型估計(jì)結(jié)果的真實(shí)性。因此,為了保證模型分析的準(zhǔn)確度,使用傾向得分匹配方法(PSM)對Oprobit模型回歸結(jié)果做進(jìn)一步的檢驗(yàn)。PSM方法是一種源于統(tǒng)計(jì)學(xué)的因果推斷方法,主要通過構(gòu)造“對照組”和“處理組”,建立“反事實(shí)”框架,類似于“隨機(jī)化實(shí)驗(yàn)”,研究者通過改變所關(guān)注的處理因素,使“處理對象”的選擇不會受到協(xié)變量的影響,能夠準(zhǔn)確地評估該變量與因變量間的因果關(guān)系[49],從而較好地解決了傳統(tǒng)回歸分析中遺漏變量和反向因果的內(nèi)生性問題,使得模型估計(jì)系數(shù)更加精確。

本文將對基本公共服務(wù)供給主觀評價(jià)高的低收入群體定義為處理組,主觀評價(jià)低的定義為對照組。通過近鄰匹配(1∶1)、半徑匹配以及核匹配三種匹配方法對處理組和對照組進(jìn)行匹配。假定Y1i為處理組的低收入群體幸福感,Y0i為對照組的低收入群體幸福感,Di為處理變量,取1時(shí)表示基本公共服務(wù)供給主觀評價(jià)高,取0時(shí)表示主觀評價(jià)低,求出基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感的因果影響,即處理組的平均處理效應(yīng)(ATT)為:

ATT=E(Y1i|Di=1)-(Y0i|Di=1)=E(Y1i-Y0i|Di=1)

通過分析以基本公共服務(wù)供給主觀評價(jià)為因變量,以模型中的控制變量為自變量,構(gòu)建Logit模型,估計(jì)傾向得分。為了保證傾向得分匹配結(jié)果的準(zhǔn)確性,進(jìn)行共同支撐假設(shè)檢驗(yàn)。圖2為處理組和對照組協(xié)變量共同支持域的結(jié)果圖示,可以發(fā)現(xiàn)兩組在協(xié)變量層面有著較大的重疊范圍,且主要集中在傾向值得分為0.4—0.6的范圍區(qū)間,說明匹配質(zhì)量較高。圖3顯示了平衡性檢驗(yàn)結(jié)果,匹配之后各變量的偏差均小于10%,特別是戶籍和婚姻狀態(tài)變量,匹配之后接近于0,表明數(shù)據(jù)匹配平衡性良好。在進(jìn)行半徑匹配之后,兩組中各協(xié)變量不存在顯著差異,可以有效緩解遺漏變量的內(nèi)生性問題。

通過PSM方法計(jì)算出的均值差異,用來解釋變量間因果關(guān)系。表5所示,不同匹配方法下估計(jì)系數(shù)差異不大,說明匹配結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。匹配之前,對基本公共服務(wù)供給主觀評價(jià)高的低收入群體幸福感均值得分為3.713,主觀評價(jià)低的低收入群體幸福感均值得分為3.361,兩者之間均值差異為0.352,T值為5.59,在1%的水平上顯著。匹配之后,三種匹配方法下估計(jì)系數(shù)與匹配前的估計(jì)系數(shù)相差不大,且三種匹配方法下對照組和處理組的差異依然在1%的水平上顯著。因此,基本公共服務(wù)供給與低收入群體幸福感之間不存在嚴(yán)重的互為因果的內(nèi)生性問題。

(三)影響機(jī)制分析

1. 穩(wěn)健性檢驗(yàn) 由于研究中的自變量與因變量都是主觀變量,研究結(jié)果容易受到個(gè)體主觀因素的影響。因此,為了降低個(gè)體主觀因素差異造成結(jié)果出現(xiàn)偏差的可能,本文在基本回歸的基礎(chǔ)上引入了代表個(gè)體主觀因素的變量,即社會公平感與個(gè)人發(fā)展感,并采用主觀評估法[50]進(jìn)行測量。在調(diào)查問卷中,關(guān)于社會公平感的問題是“我認(rèn)為當(dāng)今社會是公平的”,關(guān)于個(gè)人發(fā)展感的問題是“我認(rèn)為我能得到很好的個(gè)人發(fā)展”,回答選項(xiàng)設(shè)為五個(gè)等級,從“非常不同意”到“非常同意”由低到高分別賦值1—5分,分值越高,被調(diào)查者的公平感、發(fā)展感程度越高。

表6顯示了加入社會公平感與個(gè)人發(fā)展的回歸結(jié)果。結(jié)果表明,模型2加入社會公平感后,基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感存在顯著影響。模型3中加入社會公平感、個(gè)人發(fā)展感之后,依然存在顯著的正向影響。表明基本公共服務(wù)供給能夠顯著正向影響低收入群體幸福感,且具有很強(qiáng)的穩(wěn)健性。此外,通過對比模型1和模型3,在加入社會公平感與個(gè)人發(fā)展感之后,基本公共服務(wù)供給的回歸系數(shù)仍然顯著,但回歸系數(shù)由原來的0.201降低到了0.098。因此,本文需要通過建立多重中介效應(yīng)模型,驗(yàn)證社會公平感與個(gè)人發(fā)展的中介作用,分析基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感的影響機(jī)理。

2. 賦權(quán)、增能影響機(jī)制分析

(1)描述性統(tǒng)計(jì)和變量間的相關(guān)性分析。表7是描述性統(tǒng)計(jì)以及相關(guān)性分析結(jié)果。結(jié)果顯示,社會公平感、個(gè)人發(fā)展感均值均接近樣本最大值,表明低收入群體的社會公平感、個(gè)人發(fā)展感水平較高。相關(guān)性分析結(jié)果顯示,基本公共服務(wù)供給與社會公平感、個(gè)人發(fā)展感、低收入群體幸福感彼此之間呈顯著正相關(guān)。因此,該分析結(jié)果適合進(jìn)一步分析中介效應(yīng)。

表7 描述性統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析結(jié)果

(2)多重中介效應(yīng)檢驗(yàn)。本文在研究基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感影響機(jī)制的過程中,根據(jù)低收入群體幸福感遵循從微觀的個(gè)人發(fā)展到宏觀的社會公平的生成邏輯,使用了多重中介效應(yīng)中鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?。以基本公共服?wù)供給為自變量,低收入群體幸福感為因變量,個(gè)人發(fā)展感(M1i)、社會公平感(M2i)為中介變量,以人口學(xué)特征為控制變量,檢驗(yàn)個(gè)人發(fā)展感與社會公平感的中介作用,以此驗(yàn)證賦權(quán)、增能的影響機(jī)制,并比較兩者影響效應(yīng)的大小。本文借鑒柳士順的研究[51],構(gòu)建如下多重中介效應(yīng)模型:

Happinessi=α1Supplyi+γ1Controlsi+μ1i

M1i=β1Supplyi+γ2Controlsi+μ2i

M2i=β2Supplyi+ε2M1iγ3Controlsi+μ3i

Happinessi=δ1Supplyi+δ2M1i+δ3M2i+γ4Controlsi+μ4i

其中,α1表示基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感的總效應(yīng),β1(i=1,2)表示基本公共服務(wù)供給對中介變量的影響效應(yīng),δ1是基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感的直接效應(yīng),系數(shù)δ2、δ3表示控制了基本公共服務(wù)供給后,中介變量對低收入群體幸福感的影響效應(yīng)。中介效應(yīng)等于間接效應(yīng)(β1δ2+β2δ3+β1ε2δ3),總效應(yīng)等于間接效應(yīng)加上直接效應(yīng),即α1=β1δ2+β2δ3+β1ε2δ3+δ1。

對中介效應(yīng)的檢驗(yàn)采用Bootstrap(5000)法,使用SPSS插件PROCESS中模型6進(jìn)行分析,得到表8關(guān)于變量關(guān)系的回歸分析。結(jié)果表明,基本公共服務(wù)供給顯著正向預(yù)測個(gè)人發(fā)展感與社會公平感,個(gè)人發(fā)展感、社會公平感均能正向預(yù)測低收入群體幸福感。具體路徑如圖4所示。

表8 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ椭凶兞筷P(guān)系的回歸分析

圖4 鏈?zhǔn)街薪樽饔脠D注:**P<0.05,*** P<0.01。

中介效應(yīng)分析表明,基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感影響的總效應(yīng)、直接效應(yīng)與中介效應(yīng)均顯著,效應(yīng)值分別為0.157、0.069、0.088。具體來看,中間效應(yīng)通過三條中介鏈產(chǎn)生:一是基本公共服務(wù)供給→個(gè)人發(fā)展感→低收入群體幸福感(0.052);二是基本公共服務(wù)供給→社會公平感→低收入群體幸福感(0.025);三是基本公共服務(wù)供給→個(gè)人發(fā)展感→社會公平感→低收入群體幸福感(0.011)。采用Bootstrap(5000)方法,計(jì)算95%置信區(qū)間。根據(jù)表9可知,三條中介鏈的置信區(qū)間均不包含0,表明個(gè)人發(fā)展感、社會公平感的中介作用以及鏈?zhǔn)街薪樽饔镁@著,假設(shè)H2、H3、H4得到證明。如表9所示。

表9 個(gè)人發(fā)展感與社會公平感的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)

為了進(jìn)一步分析中介效應(yīng)的影響,通過中介效應(yīng)占比發(fā)現(xiàn),個(gè)人發(fā)展感中介效應(yīng)占總間接效應(yīng)的比例最大,表明個(gè)人發(fā)展感的中介作用最大。相比社會公平感,基本公共服務(wù)供給提升低收入群體幸福感更多地通過提高低收入群體個(gè)人發(fā)展感獲得,通過教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障等服務(wù)供給形成對低收入群體的人力資本投資,提高了可行發(fā)展能力,以實(shí)現(xiàn)對低收入群體的增能,促進(jìn)其向上發(fā)展的階層流動(dòng),從而獲得幸福感。

3. 異質(zhì)性分析 在研究基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感影響機(jī)制的過程中,還應(yīng)關(guān)注城鄉(xiāng)之間、 不同年齡段之間, 對低收入群體幸福感是否存在影響效應(yīng), 如果存在, 那么效應(yīng)大小是否存在差異?

本文將樣本按照戶籍性質(zhì)和居住地分為城市和農(nóng)村,其中城市低收入者349份,農(nóng)村538份。根據(jù)表10顯示結(jié)果,農(nóng)村地區(qū)回歸系數(shù)為0.120,在5%的水平上顯著,城鎮(zhèn)地區(qū)回歸系數(shù)為0.422,在1%的水平上顯著,表明農(nóng)村與城鎮(zhèn)的基本公共服務(wù)供給均顯著正向影響低收入群體幸福感。為了進(jìn)一步比較影響的大小,通過計(jì)算Happiness=5處的邊際效應(yīng)發(fā)現(xiàn),在農(nóng)村基本公共服務(wù)供給質(zhì)量每提高一個(gè)單位,低收入群體幸福感可以提高2.8個(gè)百分點(diǎn);而城鎮(zhèn)的基本公共服務(wù)供給質(zhì)量每提高一個(gè)單位,低收入群體幸福感將會提高8.4個(gè)百分點(diǎn)。這種差異性的原因,一是城鄉(xiāng)之間基本公共服務(wù)供給的不均等,農(nóng)村基本公共服務(wù)供給水平和質(zhì)量不高,導(dǎo)致農(nóng)村低收入群體享受到基本公共服務(wù)供給帶來的效用水平較低;二是農(nóng)村基本公共服務(wù)供給存在供需不匹配、供給過剩和供給不足等問題并存的現(xiàn)象,即使政府重金投入大量的民生工程,但脫離低收入群體實(shí)際需求,淪為政府的“形象工程”。

表10 城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析

基本公共服務(wù)供給對不同年齡段的低收入群體幸福感影響的異質(zhì)性分析中,按照聯(lián)合國世界衛(wèi)生組織的年齡劃分方法,45歲以下為青壯年,45—60歲為中年,60歲以上為老年。如表11所示,在不同的年齡段,基本公共服務(wù)供給都顯著正向影響低收入群體幸福感?？梢?提高基本公共服務(wù)供給質(zhì)量,對不同年齡段的低收入群體幸福感的提升均有實(shí)際意義。而通過計(jì)算不同年齡段的邊際效應(yīng),進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)提高基本公共服務(wù)供給質(zhì)量,對中年階段的低收入群體幸福感影響最大,對老年階段的影響次之,對青壯年影響相對較小。其原因在于,中年階段對基本公共服務(wù)的需求最多。這個(gè)年齡段的群體正處于“上有老下有小”的階段,撫養(yǎng)的子女有對基礎(chǔ)教育的需求,贍養(yǎng)的老人有對醫(yī)療衛(wèi)生和社會保障的需求,人到中年自身也對健康和未來養(yǎng)老存在更多的預(yù)期。相對比,老年階段對基本公共服務(wù)的需求主要集中在養(yǎng)老、醫(yī)療衛(wèi)生等方面,青壯年更關(guān)注于就業(yè)、教育等個(gè)人發(fā)展方面,都缺少中年階段對基本公共服務(wù)需求的全面性。

表11 年齡異質(zhì)性分析

五、結(jié)論與建議

黨的二十大報(bào)告提出:“健全基本公共服務(wù)體系,提高公共服務(wù)水平,增強(qiáng)均衡性和可及性,扎實(shí)推進(jìn)共同富裕?！被竟卜?wù)供給關(guān)乎民生,是滿足人民美好生活需要,更是共同富裕取得實(shí)質(zhì)性進(jìn)展的重要保障?；诖?本文分析得出基本公共服務(wù)供給是低收入群體平等地享有機(jī)會、提高潛能的關(guān)鍵因素,低收入群體遵循從個(gè)人發(fā)展到社會公平的生成邏輯來獲得幸福感。通過該研究,為治理相對貧困通往共同富裕的道路中提供了中國經(jīng)驗(yàn)。

(一)主要結(jié)論及相應(yīng)的問題

本文對吉林、陜西、浙江和山西四省進(jìn)行抽樣調(diào)查,以調(diào)研數(shù)據(jù)為依托研究基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感的影響及其影響機(jī)理,認(rèn)為基本公共服務(wù)供給對低收入群體幸福感具有重要影響。采用滿意度來衡量基本公共服務(wù)供給質(zhì)量,供給質(zhì)量提升可以顯著提高幸福感。具體來看,基本公共服務(wù)供給的四個(gè)維度充足性、均衡性、便利性和普惠性均顯著影響低收入群體幸福感。通過進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),基本公共服務(wù)供給通過“增能”和“賦權(quán)”的影響機(jī)制均能提高低收入群體幸福感,其中增能的影響更為突出。因此,增加對低收入群體的人力資本投資,保持社會階層的流動(dòng)性,以及保障低收入群體勞動(dòng)力資源的生產(chǎn)和再生產(chǎn)都有助于提升低收入群體的幸福感。同時(shí),由于我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)社會結(jié)構(gòu),基本公共服務(wù)供給對城鎮(zhèn)的低收入群體幸福感的影響要大于農(nóng)村,受基本公共服務(wù)供給均等化和供需不匹配等問題的困擾,打通基本公共服務(wù)為農(nóng)村低收入群體賦權(quán)和增能的路徑,是增進(jìn)農(nóng)村低收入群體獲得幸福感的重要任務(wù)。此外,不同年齡段的低收入群體,基本公共服務(wù)供給的影響程度不一樣,其中對中年階段的低收入群體影響最大。

(二)相關(guān)政策建議

基本公共服務(wù)作為一種特殊的公共產(chǎn)品,離不開政府的主導(dǎo)責(zé)任,在經(jīng)歷了從基本建設(shè)到“全覆蓋、均等化、重體系”的發(fā)展過程后,一方面,只有繼續(xù)加大財(cái)政的投入力度,提高基本公共服務(wù)供給水平,才能更好地實(shí)現(xiàn)滿足人民美好生活需求的目標(biāo);另一方面,補(bǔ)齊基本公共服務(wù)短板,提升供給質(zhì)量。在充足性方面,針對低收群體的基本公共服務(wù)供給,在以政府為主導(dǎo)的前提下,形成市場和社會組織的有利補(bǔ)充,解決供給的“數(shù)量與質(zhì)量”問題。在便利性方面,打通基本公共服務(wù)供給的“最后一公里”,提升低收入群體享受服務(wù)時(shí)的使用體驗(yàn)。在普惠性方面,建立惠及低收入群體,享受機(jī)會均等、公平可及的基本公共服務(wù)體系。在均等化方面,重視城鄉(xiāng)間的均等化問題,既要平衡城鄉(xiāng)之間的公共資源分布,增加對農(nóng)村低收入群體的基本公共服務(wù)供給,又要充分考慮農(nóng)村低收入群體的真實(shí)需求,并進(jìn)一步調(diào)整、優(yōu)化農(nóng)村基本公共服務(wù)供給結(jié)構(gòu),解決供需不匹配的現(xiàn)實(shí)困境。此外,健全基本公共服務(wù)體系。針對中年階段的低收入人群,基本公共服務(wù)做好“一小一老”的保障,有助于緩解中年階段的主觀相對貧困。值得重視的是,通過基本公共服務(wù)的“賦權(quán)”與“增能”,可以緩解低收入群體脫貧返貧的風(fēng)險(xiǎn),使他們“有機(jī)會、有能力”獲得教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障等服務(wù),有利于低收入群體形成基本可行能力和可行發(fā)展能力,幫助其打破自身局限性,更好地實(shí)現(xiàn)階層流動(dòng),滿足低收入群體個(gè)人發(fā)展需要。