基金一般項(xiàng)目“農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)推動生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型的作用機(jī)制與路徑優(yōu)化研究”（23BJY169）；山東社會科學(xué)基金一般項(xiàng)目“黃河三角洲生態(tài)補(bǔ)償多主體協(xié)同路徑研究”（22CGLJ38）。

[中圖分類號]F3 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

[文章編號]1673-0186（2025）006-0118-014

[DOI編碼]10.19631/j.cnki.css.2025.006.008

黨的二十屆三中全會要求完善覆蓋農(nóng)村人口的常態(tài)化防止返貧致貧機(jī)制，建立農(nóng)村低收入人口分層分類幫扶制度。2025年中央一號文件繼續(xù)就持續(xù)鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果、守牢不發(fā)生規(guī)模性返貧致貧底線工作進(jìn)行部署，體現(xiàn)出黨在新時期對農(nóng)村低收入家庭生產(chǎn)生活水平改善的不斷努力。低收入家庭脫離貧困的過程中，再分配政策中的低保補(bǔ)貼是幫扶的政策之一，它是政府對滿足一定條件的低收入家庭的一項(xiàng)現(xiàn)金補(bǔ)貼制度，是中國社會保障制度的重要組成部分。這項(xiàng)制度從2003年開始試點(diǎn)實(shí)施，2007年，明確建立農(nóng)村最低生活保障制度的目標(biāo)是：“通過在全國范圍建立農(nóng)村最低生活保障制度，將符合條件的農(nóng)村貧困人口全部納入保障作者簡介：黃娟娟，山東政法學(xué)院商學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：經(jīng)濟(jì)量化統(tǒng)計(jì)分析；郭春娜（通信作者），內(nèi)蒙古師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；鄭云辰，山東政法學(xué)院商學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：生態(tài)經(jīng)濟(jì)綠色可持續(xù)發(fā)展。

范圍，穩(wěn)定、持久、有效地解決全國農(nóng)村貧困人口的溫飽問題。①\"農(nóng)村低?，F(xiàn)金補(bǔ)貼的申請、審核和審批都有一整套完整的程序。補(bǔ)貼發(fā)放之前需要確定是否符合低保戶的條件，只有符合當(dāng)?shù)氐捅l件的農(nóng)村家庭才可以成為低保戶，以此保證補(bǔ)貼的精準(zhǔn)發(fā)放。當(dāng)然，低保戶一直是動態(tài)調(diào)整而且分檔的，不同的檔對應(yīng)不同的補(bǔ)貼數(shù)額?；鶎余l(xiāng)鎮(zhèn)政府一般會制定低保調(diào)整的“明白紙”，實(shí)行應(yīng)保盡保、應(yīng)退盡退②。

隨著低保制度的不斷完善與升級，滿足條件的低收入家庭領(lǐng)取的補(bǔ)助金額逐年上升。截至2024 年底，中國共有農(nóng)村低保對象3361.6萬人，最低生活保障平均標(biāo)準(zhǔn) 593.9元/人·月③。滿足條件的低收人家庭領(lǐng)取的補(bǔ)助金額每個省的標(biāo)準(zhǔn)不同，但是各省每年都有所增長。文中關(guān)注的省的標(biāo)準(zhǔn)在2021年最高檔達(dá)到每人每年5000多元，最低檔1000多元。這項(xiàng)政策是社會救助兜底保障，也是農(nóng)村低收人人口分層分類幫扶制度的具體實(shí)踐，這些累積的生計(jì)資本也成為防止返貧致貧的先期積累。本研究從低收入家庭的收人增加效應(yīng)和心理效應(yīng)對低保現(xiàn)金補(bǔ)貼的累積效應(yīng)進(jìn)行理論分析和實(shí)證探討。

一、文獻(xiàn)綜述

在不同階段，出于各種原因，總有一部分人無法獲得充足的資源來維持在特定歷史或地理?xiàng)l件下的最低生活狀態(tài)[1。比如不可抗的意外災(zāi)難，2021年，聯(lián)合國《可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)報(bào)告》顯示，新冠疫情使全球近1.2億人口重新陷入貧困，婦幼老殘及難民等最弱勢群體首先被波及。而且隨著生產(chǎn)的發(fā)展，需求也會相應(yīng)變化。農(nóng)村低收入家庭擺脫貧困的過程中，接受各種形式的“福利\"是不可避免的，研究各種反貧困政策的激勵作用，實(shí)現(xiàn)較高脫貧程度，是很多國家學(xué)者一直關(guān)注的問題。

保障和改善低收人家庭的生產(chǎn)生活，需要夯實(shí)社會救助制度基礎(chǔ)。邁特里什（Maitreesh）把各種反貧困政策分為三大類：使貧困人口能夠更多地進(jìn)入市場的政策，改善貧困人口獲得公共服務(wù)和基礎(chǔ)設(shè)施的政策，以及具有明確再分配性質(zhì)的政策[2]。再分配政策的范圍非常寬廣，包括國家直接和間接轉(zhuǎn)移支出。邁特里什和卡爾提克（MaitreeshandKarthik）認(rèn)為無條件的普遍收入轉(zhuǎn)移是反貧困政策的工具，也是提高生產(chǎn)力和實(shí)現(xiàn)發(fā)展目標(biāo)的工具[3]。德雷茲與凱拉（Dreze andKhera）討論印度的學(xué)?；锸场和Ｓ?wù)、就業(yè)保障、食品補(bǔ)貼和社會保障養(yǎng)老金等五個項(xiàng)目的社會保障計(jì)劃解決貧困問題[4]。社會福利轉(zhuǎn)移多寡依賴國家的財(cái)富水平和發(fā)展程度。從國際反貧困到國內(nèi)實(shí)現(xiàn)共同富裕，吳磊和唐書清研究發(fā)現(xiàn)共同富裕的實(shí)現(xiàn)需要第三次分配、初次分配和再分配密切銜接[5]，要加強(qiáng)中國社會救助統(tǒng)籌整合，建立統(tǒng)籌城鄉(xiāng)、覆蓋全國、分層分類、精準(zhǔn)施策的社會救助制度[6-8]。在相對貧困階段繼續(xù)瞄準(zhǔn)農(nóng)村低收入家庭，加大社會保障和救助力度，促進(jìn)他們實(shí)現(xiàn)收人長期持續(xù)增長[9]。

也有學(xué)者認(rèn)為再分配政策不能夠減少貧困差距，實(shí)現(xiàn)共富。再分配可以直接增加家庭的收入，但可能會影響家庭成員減少其他能動性的增收渠道，從而對家庭未來的收入增加帶來不利因素[10-1]。需要依據(jù)貧困原因?qū)嵤头稣?，喬伊斯和齊利亞克（Joyce and Ziliak）比較了英國和美國的貧困情況，英國的成年人從事有償工作的家庭在貧困人口中所占的比例穩(wěn)步上升，美國比例保持穩(wěn)定，英國的反貧困重點(diǎn)放在有工作的家庭的困境上，而美國的反貧困重點(diǎn)則放在低技能人群的勞動力參與上[12]。中國實(shí)施扶持對象、項(xiàng)目安排、資金使用、措施到戶、因村派人、脫貧成效“六個精準(zhǔn)\"的幫扶政策①。低保補(bǔ)貼是兜底保障，直接增加農(nóng)村低收入家庭的現(xiàn)金收入。基于此，提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)2：低保補(bǔ)貼通過兜底促進(jìn)低收人家庭共建共享。

低保補(bǔ)貼以家庭為單位，補(bǔ)貼額度對家庭的收入增加具有重要意義。按相應(yīng)年份的價(jià)格水平，建檔立卡的農(nóng)村低收入家庭2019年的國家脫貧標(biāo)準(zhǔn)是每人每年的可支配收入達(dá)到3218元，各省市縣的標(biāo)準(zhǔn)會有相應(yīng)的提高。2019年L市的標(biāo)準(zhǔn)超過4000元，對應(yīng)于當(dāng)年農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出9557元，低收人家庭的脫貧標(biāo)準(zhǔn)和普通家庭消費(fèi)水平相比有差距。2019年實(shí)際平均收入達(dá)到6302元，和消費(fèi)支出相比差距大幅縮小。韓華為和高琴從物質(zhì)福祉、關(guān)系福祉和主觀福祉三個層面評估低保制度對補(bǔ)貼家庭的影響，發(fā)現(xiàn)補(bǔ)貼家庭的物質(zhì)福祉得到了明顯改善[13]，低保能夠提高家庭整體的消費(fèi)水平[14]。故本文提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)3：低保補(bǔ)貼有助于低收入家庭趕上普通農(nóng)村家庭的生活水平。

低保制度對低收入家庭動態(tài)影響研究能準(zhǔn)確反映增收效果，進(jìn)而對相關(guān)政策的制定與實(shí)施更為科學(xué)有效[15]。宋揚(yáng)和程澤睿提出將低保捆綁的其他社會救助全部或部分轉(zhuǎn)移至其他低收入群體，縮小低收入群體內(nèi)部的收入差距，提升社會救助的有效性[16]。低保家庭存在的“隱性福利\"對低?！皯已滦?yīng)\"具有較大的影響[17]。孫伯馳等從貧困脆弱性視角切入，檢驗(yàn)農(nóng)村低保制度的減貧效應(yīng)[18]。相比而言，本研究的邊際貢獻(xiàn)點(diǎn)在于：一是研究對象為建檔立卡的農(nóng)村低收人家庭的低保戶和非低保戶，控制其他變量，深化對低保捆綁的認(rèn)識，分析低保補(bǔ)貼對低收人家庭的獲得感影響。二是利用2017—2021年的低收人家庭數(shù)據(jù)，可以考察低收入家庭在脫貧過程和脫貧后的收入情況和相對脫貧程度，對低保補(bǔ)貼的跨期動態(tài)影響有較深刻的認(rèn)識。三是關(guān)注最后脫貧的低收人家庭。這些家庭由于自身的原因，脫貧比較困難，分析低保對于他們的生產(chǎn)生活水平的更深影響。四是提出相對脫貧程度，比較低收人家庭和普通農(nóng)村家庭的情況，對兩者的差距進(jìn)行分析。針對實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果背后的深層次作用機(jī)理，從收入效應(yīng)和心理效應(yīng)進(jìn)一步分析低收入家庭的生產(chǎn)生活水平在低保補(bǔ)貼下的可持續(xù)性改善程度。

二、再分配政策的低保補(bǔ)貼對低收入家庭發(fā)展的必要性

再分配政策中的低保補(bǔ)貼作為社會保障體系的重要組成部分，對低收入家庭的發(fā)展具有關(guān)鍵作用。

（一）低保補(bǔ)貼是低收入家庭生活保障的一部分

由于發(fā)展?fàn)顩r的不均衡性，低收入家庭面臨著持續(xù)增收乏力、致富能力較弱、實(shí)現(xiàn)共富存在較大差距等方面的現(xiàn)實(shí)挑戰(zhàn)。為此需要夯實(shí)防止滑入貧困的兜底保障根基、拓寬低收入群體的多元增收致富渠道、著力提升低收入群體的增收致富能力及推進(jìn)鄉(xiāng)村全面振興戰(zhàn)略縮小共富差距等方面著手實(shí)現(xiàn)低收人家庭的共同富裕。實(shí)踐中低收入家庭的收人以家庭戶主的銀行流水統(tǒng)計(jì)為準(zhǔn)，收入來源主要包括四個方面（圖1）。

圖1低收入家庭的收入來源

其中，低保補(bǔ)貼是轉(zhuǎn)移性收人的一部分。農(nóng)村低收入家庭在應(yīng)對抵御自然災(zāi)害、重大疾病和突發(fā)事件時，會導(dǎo)致有些家庭返貧。需要兜底保障，還要培養(yǎng)家庭成員改變現(xiàn)狀的能力，從根本上改善生產(chǎn)生活水平。要尋求有效方法，幫扶政策要具有內(nèi)在關(guān)聯(lián)和連貫一致性，激發(fā)這些家庭的內(nèi)生共富動力，表現(xiàn)在長期可持續(xù)的收入實(shí)現(xiàn)。五年的精準(zhǔn)扶貧為農(nóng)村的低收入家庭增加了生計(jì)資本，為貧困村增加了集體資產(chǎn)，成為相對貧困時期重要的發(fā)展基礎(chǔ)，再與其他救助政策有機(jī)銜接配合，對相對貧困時期的共富具有重要意義。類比中國災(zāi)害救助的政策供給和演進(jìn)，從直接賑災(zāi)救助，到以工代賑、生產(chǎn)自救。早在20世紀(jì)50年代新中國成立初期，提出“生產(chǎn)自救，節(jié)約度荒，以工代賑，并輔之以必要的救濟(jì)\"的救災(zāi)方針;又適時地提出“依靠群眾、依靠集體，生產(chǎn)自救為主，輔之以國家必要的救濟(jì)”①。到了1983年，救災(zāi)政策和工作思路又演進(jìn)為“依靠群眾，依靠集體，生產(chǎn)自救，互助互濟(jì)，輔之以國家必要的救濟(jì)和扶持”，強(qiáng)調(diào)群眾自救。后來，又逐步完善了救災(zāi)工作分級管理的理念和管理機(jī)制，延續(xù)至今[19]。在2020—2022的三年抗疫特殊時期，也充分體現(xiàn)和發(fā)展了這一政策精神原則。從國際上減貧的做法和經(jīng)驗(yàn)來看，建立完善的社會福利和社會保障體系，實(shí)施開發(fā)貧困地區(qū)的區(qū)域援助發(fā)展政策，吸引民間力量參與扶貧開發(fā)等[10.20]。這為本文提供了可資借鑒的政策措施。

（二）低保補(bǔ)貼是激發(fā)低收入家庭致富內(nèi)生動力的源泉之一

低保補(bǔ)貼作為社會保障體系的重要工具，與低收入家庭內(nèi)生發(fā)展動力的關(guān)系存在一定的辯證性。實(shí)踐中發(fā)現(xiàn)低保制度通過基礎(chǔ)保障間接激發(fā)低收入家庭發(fā)展活力。心理學(xué)和行為科學(xué)對人自身價(jià)值實(shí)現(xiàn)的天性進(jìn)行了探討：除了極少數(shù)完全失能的特殊人群，絕大部分人都有創(chuàng)造（剩余）價(jià)值的愿望和能力[21]。問題在于如何強(qiáng)化低收入人群的主體意識，調(diào)動和發(fā)揮其主動性，需要探索農(nóng)村低保政策更深一層的效應(yīng)和意義。生產(chǎn)生活雖仍會有波動起伏，但由于有了低保補(bǔ)貼的保障，不用擔(dān)心發(fā)生陷人或者重返貧困的局面，生活有了保障和底氣，創(chuàng)業(yè)和增收的成功率就會高一些，進(jìn)而又會增添信心，激發(fā)智慧、勇氣和辦法，形成良性的自強(qiáng)—致富的循環(huán)生態(tài)，從而增強(qiáng)家庭的發(fā)展韌性[22]。從實(shí)際情況發(fā)現(xiàn)，有部分家庭經(jīng)過低保補(bǔ)貼滿足基本生活情況后，依靠其他幫扶措施，成功實(shí)現(xiàn)脫貧甚至致富，所以低保補(bǔ)貼也是激發(fā)低收入家庭致富內(nèi)生動力的源泉之一。

三、數(shù)據(jù)的描述性分析和實(shí)證研究設(shè)計(jì)

文章的研究對象是防止返貧致貧的農(nóng)村低收入家庭，通過數(shù)據(jù)分析家庭的平均發(fā)展情況。

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來自S省國家扶貧系統(tǒng)的建檔立卡農(nóng)村貧困家庭，包括四個縣的6個街道（鄉(xiāng)鎮(zhèn)）的189個村，共23382戶，涉及42124人。數(shù)據(jù)時間跨越2017—2021年，包括精準(zhǔn)扶貧整個階段和相對貧困階段第一年。從時間和區(qū)域來看，數(shù)據(jù)具有動態(tài)性、代表性。根據(jù)實(shí)際情況，數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)周期是從當(dāng)年的10月1日到次年的9月30日。數(shù)據(jù)內(nèi)容包括低收入家庭的基本特征（家庭人口數(shù)、戶主的受教育程度、健康狀況等）、是否享受低保補(bǔ)貼、家庭人均收人、低保收入、新農(nóng)保收入，家庭所處的村、鄉(xiāng)鎮(zhèn)的外部環(huán)境（所在地的人均消費(fèi)支出）等基本情況。

模型的結(jié)果變量有兩個，一個是低收入家庭的年人均收入，來自圖1所示四個方面收入之和；另一個是相對脫貧程度，消除絕對貧困轉(zhuǎn)向減緩相對貧困[23]階段，需要進(jìn)行低收入家庭和普通農(nóng)村家庭的收人差距的量化。相對脫貧程度的取值為0和1，如果家庭的年人均收入大于等于同年農(nóng)村居民的年人均消費(fèi)，說明收入達(dá)到或者超過普通農(nóng)村居民的消費(fèi)情況，脫貧情況良好，相對脫貧程度為1，否則為0。在5年的數(shù)據(jù)樣本中， 20.6% 的低收入家庭的相對脫貧程度為1（2017年的相對脫貧程度較低）（表1）。

從表1可以看出，低收入家庭的人均收入平均值達(dá)到了6706元，高于2016年的貧困標(biāo)準(zhǔn)線2952元，表明經(jīng)過一系列的幫扶政策實(shí)施，這些家庭的收入得到了很大的提高。年人均收人最高達(dá)到123240.9萬元，說明有些低收入家庭經(jīng)過努力，收入達(dá)到了較高水平，順利脫貧致富。數(shù)據(jù)樣本中， 44.8% 家庭得到低保的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付現(xiàn)金幫扶。家庭的人口規(guī)模在1.8人，平均年齡為69.45歲， 68% 的戶主為男性，年齡大、獨(dú)居是這些低收入家庭成員比較常見的生活狀態(tài)。戶主的受教育程度平均在3年左右的水平。 76% 及以上的家庭成員的身體健康有問題，慢性病占到一半以上，患有大病占到 4% ，由此可見，醫(yī)療支出是這些低收人家庭支出的一個主要方面。2020年最后脫貧的低收人家庭，2021年依然享受各項(xiàng)政策幫扶，被稱為享受政策脫貧戶，也是重點(diǎn)監(jiān)測戶。這些家庭的脫貧穩(wěn)固程度不夠，在共同富裕的要求下需要繼續(xù)扶持鞏固。這些家庭加上2021年動態(tài)調(diào)整進(jìn)入的低收入家庭其基本特征如表2所示。

表12017一2021年低收入家庭的基本特征

表22020—2021年的低收入家庭的基本特征

通過和表1比較，家庭的人均收入平均值進(jìn)一步提高，領(lǐng)取低保補(bǔ)貼的家庭達(dá)到 70.6% 0家庭人口規(guī)模減少到1.71人，女性戶主比例增加，戶主年齡增加到72.34歲，比全樣本提高了4個百分點(diǎn)，受教育程度更低，健康狀況總體也變差，有 87% 的家庭成員都有疾病。這些低收入家庭的內(nèi)生共同富裕能力相對較弱。2017—2020 年間，經(jīng)過政策幫扶，有內(nèi)生脫貧能力的家庭逐漸摘掉貧窮的帽子，趕上甚至超過普通農(nóng)村家庭。2020年和2021年這些家庭雖然收人達(dá)到脫貧標(biāo)準(zhǔn)，依然需要再分配效應(yīng)的幫扶政策支持才能不返貧，但這部分家庭數(shù)量非常少。領(lǐng)取低保補(bǔ)貼的低收入家庭在5年中的比例如圖2所示：

2017一2019年，低保領(lǐng)取家庭的數(shù)量比較穩(wěn)定，比例在 30%～40% ；2020年有 70% 的低收人家庭收人中包括了低?，F(xiàn)金補(bǔ)貼。在2020年完成精準(zhǔn)脫貧任務(wù)時，比例增加，但是低保領(lǐng)取家庭的絕對數(shù)量大幅減少，且覆蓋面更加廣泛。

（二）模型構(gòu)建

從表1和表2的數(shù)據(jù)能夠直觀看出，低保補(bǔ)貼的廣泛性。得到補(bǔ)貼會比沒有得到補(bǔ)貼對家庭收入的影響會有多大差別呢？這正是政策效應(yīng)評估的目的。低收入家庭是否成為再分配政策支付的目標(biāo)家庭是一個隨機(jī)行為或隨機(jī)的分配結(jié)果，但是在實(shí)際中，低收人家庭個體家庭特征、所在村整體發(fā)展?fàn)顩r都會影響到是否得到低保補(bǔ)貼收入。因此，是否得到低保補(bǔ)貼收入并非純粹的外生變量，而是一個內(nèi)生虛擬變量，采用PSM方法對這種選擇偏差加以修正[24]。

圖2低保領(lǐng)取家庭占農(nóng)村低收入家庭的比例

首先，根據(jù)傾向得分匹配法的步驟，第一步是計(jì)算低收入家庭個體影響低保補(bǔ)貼的傾向性得分，運(yùn)用參數(shù)估計(jì)或者非參數(shù)估計(jì)，一般采用Logit 模型來計(jì)算傾向性得分[25-26]：

用邏輯分布（logisticdistribution）的累積分布函數(shù)， P（x_i）=P（D_i=1∣x_i）=F（x_i，β）=A（x_iβ）= （1）

其中， P（x_i） 為第i個低收人家庭得到低保補(bǔ)貼的條件概率； D_i=1 表示低收人家庭得到低保補(bǔ)貼； D_i=0 表示低收入家庭未得到低保補(bǔ)貼： _?β 為待估系數(shù)： x_i 表示可觀測到的低收人家庭特征（協(xié)變量）包括低收入家庭的性別、年齡、受教育程度、健康狀況、家庭人口數(shù)、所在鎮(zhèn)（鄉(xiāng)）情況等。將Logit 模型獲得的概率預(yù)測值作為低收入家庭個體影響低保補(bǔ)貼的傾向性得分。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

根據(jù)模型回歸結(jié)果，探究低保補(bǔ)貼是否獲得對農(nóng)村低收人家庭增收的影響。

（一）PSM實(shí)證結(jié)果分析

借鑒陳強(qiáng)[30]的方法，使用Logit模型獲得傾向性得分值。低收入家庭在低保補(bǔ)貼決策的logit模型估計(jì)結(jié)果如表3所示：

低收入家庭的特征變量，對低保補(bǔ)貼決策的影響在統(tǒng)計(jì)上都具有 1% 的顯著性影響。其中，健康狀況、家庭人口數(shù)對決策影響為正，低保補(bǔ)貼決策更傾向于健康狀況不佳、家庭人口偏多的家庭。年齡的影響為負(fù)，但影響程度很小。戶主的性別和受教育程度對決策有負(fù)向影響，表明低收入家庭能夠發(fā)揮主觀能動性提高收入，低保補(bǔ)貼決策就會考慮減少給予的可能性。

為確保匹配質(zhì)量，在獲得低收入家庭低保補(bǔ)貼的傾向得分之后，對其匹配的共同支撐區(qū)域進(jìn)行分析。即進(jìn)入共同支撐集的觀測值必須位于如下區(qū)間內(nèi)：

[max（p_min^u，p_min^t），min（p_max^u，p_max^t）]

表3低收入家庭在低保補(bǔ)貼決策的logit模型估計(jì)結(jié)果

其中 p_min^u 是控制組傾向得分的最小值， p_max^u 是控制組傾向得分的最大值； p_min^t 是處理組傾向得分的最小值， p_max^u 是處理組傾向得分的最大值。圖3是低收入家庭傾向得分匹配前后的密度函數(shù)圖，很顯然，和匹配前概率分布比較，經(jīng)過匹配后，得到低保補(bǔ)貼的低收入家庭和控制組低收入家庭的傾向得分區(qū)間具有基本一致的重疊，這表明匹配效果較好，大多數(shù)觀察值在共同取值范圍內(nèi)，滿足傾向性得分匹配法所需要的平衡條件。

圖3傾向得分匹配前后的密度函數(shù)

表4是平衡性檢驗(yàn)結(jié)果圖，可以看出，各種匹配方法顯著降低了處理組和控制組間協(xié)變量分布的差異，從而樣本選擇偏誤較大降低，傾向得分估計(jì)和樣本匹配有效。

根據(jù)傾向性得分匹配后，處理組的平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effect on the Treated，ATT）用下面公式表示如下：

ATT=E{E[y_ii|D_i=1，P（x_i）]-E[y_i0|D_i=0，P（x_i）]|D_i=1}

其中， D_i 為處理變量，意義如上所述； y_1i 表示第 i 個個體在領(lǐng)取到低保補(bǔ)貼的收入； y_i0 表示第 χ_i 個低收入家庭在領(lǐng)取到低保補(bǔ)貼如果沒有領(lǐng)取到低保補(bǔ)貼的收入水平。傾向得分匹配法有很多種，給出最小近鄰匹配法（Nearest NeighborMatching）、半徑匹配法（RadiusMatching）和核匹配法（KernelMatching）、樣條匹配估計(jì)的估計(jì)結(jié)果。

表4傾向得分匹配前后協(xié)變量平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

表5給出了這四種傾向得分匹配法下的收入效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。四種匹配方法的平均處理效應(yīng)結(jié)果相差不大，低收人家庭領(lǐng)取到低保補(bǔ)貼比沒有領(lǐng)取到低保補(bǔ)貼的收人要高出 14% ，而且都具有 1% 的顯著性水平，顯示出農(nóng)村低保政策的民生保障功能，對低收入家庭增收的重要作用。

表5基于傾向性得分匹配法的ATT估計(jì)結(jié)果

把結(jié)果變量換成相對脫貧程度，和普通農(nóng)村家庭的消費(fèi)相比較，估計(jì)結(jié)果為表6。從三種匹配方法看出領(lǐng)取到低保補(bǔ)貼對低收入家庭的相對脫貧程度帶來0.098的正向脫貧概率影響，增強(qiáng)脫貧穩(wěn)固程度，因此低?，F(xiàn)金補(bǔ)貼可以減少貧困的發(fā)生，給低收人家庭帶來可持續(xù)性的改善效應(yīng)。

表6基于傾向性得分匹配法的ATT估計(jì)結(jié)果

下面采用雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）過濾掉不可觀測因素的作用。

（三）PSM-DID計(jì)算結(jié)果分析

在低收入家庭共同富裕的獲得感中，收人的增加不僅受到低保補(bǔ)貼的影響，即依可測變量選擇，也可能存在其他因素即依不可測變量選擇。因此，使用雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）控制不可觀測但不隨時間變化的組間差異，由赫克曼（Heckman）所提出[27-28]。對兩期數(shù)據(jù)，記實(shí)驗(yàn)前的時期為 t^′ ，實(shí)驗(yàn)后的時期為 χ_t ，在時期 t^′ ，實(shí)驗(yàn)還未發(fā)生，所有個體的潛在結(jié)果均記為 y_a ，在時期 χ_t ，實(shí)驗(yàn)已經(jīng)發(fā)生，故可能有兩種潛在結(jié)果，分別記為 y_1t （如果參與實(shí)驗(yàn)即領(lǐng)取到低保補(bǔ)貼）與y_ot （如果未參與實(shí)驗(yàn)即沒有領(lǐng)取到低保補(bǔ)貼）。假定：

E（y_ot-y_0t|x，D=1）=E（y_ot-y_0t|x，D=0）

假定成立，則可一致地估計(jì) ATT

其中， S_P 為共同取值范圍的集合， I₁={i：D_i=1}，I₀={i：D_i=0}，N₁ 為集體 I₁∩S_p 所包含的處理組個體數(shù)，而 ω（i，j） 為對應(yīng)于配對 （i，j） 的權(quán)重，通過核匹配的方法來確定。

通過圖2可知，2017年到2019年的每年低保補(bǔ)貼領(lǐng)取的家庭占所有低收入家庭的比例為30%～40% ，2020年和2021年比例都到 70% 。為基于PSM-DID框架估計(jì)低保再分配補(bǔ)貼對最后脫貧的低收入家庭的獲得感，設(shè)定2019年為初始年，代表精準(zhǔn)扶貧時期的情況，有2477戶；2021年為實(shí)驗(yàn)?zāi)?，相對貧困時期的開局之年，也是共同富裕的實(shí)踐開展年，有1428戶，兩年共計(jì)6280人。處理組為2019年的非低保領(lǐng)取家庭而2021年為低保領(lǐng)取家庭，共有826戶，控制組為2019年和2021年的非低保領(lǐng)取家庭，共有3079戶。

從表7估計(jì)結(jié)果看，領(lǐng)取到低保補(bǔ)貼對收人增加的效果是 29.8% ，比表5的結(jié)果影響程度更大。說明排除了不可測因素的影響后，低保補(bǔ)貼對最后脫貧的低收人家庭的獲得感增加了。進(jìn)一步把結(jié)果變量變?yōu)橄鄬γ撠毘潭?，估?jì)結(jié)果如表8所示：

表7低保補(bǔ)貼雙重差分傾向得分匹配回歸結(jié)果

2020年脫貧的低收入家庭，收入增加的內(nèi)生能力相對較弱，所以通過再分配領(lǐng)取到低保補(bǔ)貼帶來了0.45的正向脫貧概率影響。這些低收入家庭要達(dá)到一般農(nóng)村家庭的消費(fèi)水平，低保補(bǔ)貼的按時發(fā)放非常重要。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證模型結(jié)果的可靠性，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）組群的異質(zhì)性分析

戶主作為家庭的決策者，其自身特征在一定程度上決定著家庭的生產(chǎn)生活水平。在低保確定中往往會考慮到低收入家庭的戶主性別、年齡和受教育程度等個性特征。因此，本研究根據(jù)實(shí)地調(diào)研情況對戶主的性別、年齡和文化程度進(jìn)行分組，為今后共同富裕中繼續(xù)實(shí)施低保的相關(guān)政策提供理論依據(jù)。限于篇幅，此處僅用核匹配的PSM匹配結(jié)果來分析組群差異對農(nóng)村低收入家庭收入的影響。

表9中的回歸結(jié)果顯示，在組群效應(yīng)中，男性戶主和女性戶主的ATT值都在 1% 的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著影響，對女性戶主的獲得感明顯更高。在戶主的受教育水平層面，戶主文化程度在小學(xué)及以下的有 1% 的顯著性水平影響低保政策對低收人家庭的獲得感，初中以上文化程度的影響較小，且只有 10% 的顯著性水平。受教育程度高的低收入家庭領(lǐng)取到低保的可能性減少。戶主年齡在60歲以上的低收入家庭，在 1% 的水平上正向顯著影響低保領(lǐng)取的獲得感。小于60歲時，影響為負(fù)，且都不顯著。總體上來看，戶主年齡在60歲以上的組群占低收入家庭的比例較大，他們成為低保補(bǔ)貼的主要領(lǐng)取群體。

表9分組回歸的ATT估計(jì)結(jié)果

（二）協(xié)變量分布檢驗(yàn)

需要驗(yàn)證PSM-DID在對應(yīng)這個數(shù)據(jù)集使用的可行性，對協(xié)變量在控制組和處理組中的分布進(jìn)行察看。由表10可知，進(jìn)行匹配后，主要的協(xié)變量的均值在處理組和控制組之間不存在顯著差異，從而適用PSM-DID。

六、結(jié)論和建議

農(nóng)村低保補(bǔ)貼作為一項(xiàng)再分配政策，是中國社會保障制度的重要部分。在共同富裕時期具有財(cái)富創(chuàng)造、分配協(xié)調(diào)配套的作用[29]，為農(nóng)村的低收入家庭帶來獲得感，提高消費(fèi)水平。文中的數(shù)據(jù)是基層鄉(xiāng)鎮(zhèn)統(tǒng)計(jì)的建檔立卡的低收人家庭，這些家庭的貧困程度比一般農(nóng)村家庭更重，低保補(bǔ)貼給這些家庭帶來的獲得感更強(qiáng)，包括收入效應(yīng)和心理效應(yīng)。有一項(xiàng)穩(wěn)定收入來源，心理上會有很好的面對困難的底氣。從模型的回歸結(jié)果來看，領(lǐng)取到補(bǔ)貼的家庭對收入增加有 14% 的正向效應(yīng)，剔除不可觀測量的影響，增加效應(yīng)更加明顯，達(dá)到 29.8% ，說明最后脫貧的低收入家庭對低保補(bǔ)貼的依賴程度更高。改變結(jié)果變量，再分配效應(yīng)的低保補(bǔ)貼對減貧和縮小貧富差距顯示出較大程度的正向效應(yīng)。低保補(bǔ)貼確實(shí)增加了低收入家庭的收人，降低貧困率。

表10低收入家庭的協(xié)變量在控制組和處理組的分布

在鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果的時期，低保是一項(xiàng)再分配政策，需要配合其他政策一起發(fā)力，減少低保補(bǔ)貼對增收的影響程度。有的村委會組織搭建鄉(xiāng)村精英微信群等數(shù)字化溝通平臺，為鄉(xiāng)村精英群體參與鄉(xiāng)村治理和社會建設(shè)提供有效渠道，動員在村和不在村的鄉(xiāng)村精英群體為村莊發(fā)展建設(shè)建言獻(xiàn)策、捐款捐物。一方面，提高了村莊的發(fā)展水平，有助于村集體更好地幫扶低收入家庭;另一方面，直接的捐獻(xiàn)提高低收入家庭的生活水平。調(diào)研村莊的精英在節(jié)日期間經(jīng)常為老年群體送上重要生活物資，政府應(yīng)給予大力鼓勵，形成良好的風(fēng)土民情。因此國家?guī)椭?、社會扶持和低收入家庭自身的努力是鞏固脫貧成果的常態(tài)機(jī)制。

完善再分配政策的農(nóng)村低保動態(tài)調(diào)整機(jī)制，不斷提高農(nóng)村低保補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)。隨著低收入家庭的人均年收入標(biāo)準(zhǔn)的逐漸提高，收入來源的標(biāo)準(zhǔn)和增收的渠道方面需要挖掘潛力，統(tǒng)計(jì)調(diào)研地區(qū)2024年的家庭年人均收人是8500元。低保補(bǔ)貼從兩方面下功夫：一是繼續(xù)精準(zhǔn)識別出低保政策的目標(biāo)家庭，完善動態(tài)調(diào)整機(jī)制，保證補(bǔ)貼到真正需要的低收入家庭，這也是低保動態(tài)調(diào)整的目的；二是建立低保補(bǔ)貼穩(wěn)定增長的機(jī)制。

注重激發(fā)內(nèi)生動力，強(qiáng)化對有勞動能力的農(nóng)村低收人人口的開發(fā)式幫扶。低收人家庭中的部分低保家庭穩(wěn)固增收后，持續(xù)在技術(shù)、融資方面給予適當(dāng)?shù)恼邇?yōu)惠，進(jìn)行創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)內(nèi)生致富，徹底摘掉“落后帽子”。

低保政策要和其他措施緊密銜接，統(tǒng)籌推進(jìn)。比如新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，覆蓋較大范圍的低收入家庭。再分配和初次分配作為基礎(chǔ)，更大限度地發(fā)揮第三次分配的文化、制度和主體三個層面的示范、刺激和眾創(chuàng)效應(yīng)來保證目標(biāo)低收人家庭能夠趕上一般家庭的消費(fèi)水平，從而有助于更好地鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果。

參考文獻(xiàn)

[1］吳高輝.世界貧困史視野下中國扶貧實(shí)踐的研究價(jià)值、全球意義與創(chuàng)新內(nèi)涵——評《西南地區(qū)扶貧實(shí)踐研究》[J].中國公共政策評論，2024（1）：233-238.

[2]MAITREESH GHATAK.Theories of Poverty Traps and Anti-Poverty Policies[J]. World Bank Economic Review，∠UIJ（∠y）： I1-10J.

[3]MAITREESH GHATAK， KARTHIK MURALIDHARAN. An Inclusive Growth Dividend： Reframing the Role ofIncomeTransfersin India'sAnti-Poverty Strategy[J].Working Paper SeriesNo.WPS-90.

[4]DREZEJ， KHERA R. Recent Social Security Initiatives in India[J]. World Development，2O17（O）： 555-572.

[5］吳磊，唐書清.新時代第三次分配推動共同富裕的傳導(dǎo)機(jī)制——基于以人民為中心思想的考察[J].華南師范大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2024（1）：127-139，207.

[6]楊立雄.中國社會救助統(tǒng)籌整合研究[J].社會政策研究，2024（1）：102-112，135.

[7]王小林.以分層分類社會救助制度推進(jìn)人口高質(zhì)量發(fā)展[J].中國人口科學(xué)，2024（1）：13-17.

[8]LE-RONG Y，XIAO-YUN L.The effcts of social security expenditure on reducing income inequality and ruralpoverty in China[J]. Journal of Integrative Agriculture，2021（4）： 1060-1067.

[9]李實(shí).多措并舉促進(jìn)農(nóng)民收入增長[J/OL].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2024（1）：9-11.[2025-04-11].http：//gfagz304790044ec44369sncf9fno6qbb960kp.fzfy.oca.swupl.edu.cn/10.20077/j.cnki.11-1262/f.2024.01.014.

[10]MAITRAP，RAYR.The effect of transfersonhousehold expenditure patternsand poverty in South Africa[J].Journal of Development Economics，2023（1）： 23-49.

[11]SAHN D E，ALDERMAN H.The Effct of Food Subsidies on Labor Supply in Sri Lanka[J]. EconomicDevelopment and Cultural Change，1996（1）： 125-145.

[12]JOYCER， ZILIAK JP.Relative Poverty in Great Britain and the United States，1979-2017[J].Fiscal Studies，2019（4）： 485-518.

[13］韓華為，高琴.中國農(nóng)村低保政策效果評估——研究述評與展望[J].勞動經(jīng)濟(jì)研究，2020（1）：111-135.

[14]陳典，鄭曉冬，方向明.農(nóng)村低保對貧困家庭消費(fèi)的影響[J].中國人口科學(xué)，2022（5）：108-125，128.

[15]杜志雄，王瑜.兜底保障體系銜接轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵挑戰(zhàn)與戰(zhàn)略舉措[J].改革，2023（11）：117-127.

[16］宋揚(yáng)，程澤睿.“提低”目標(biāo)下農(nóng)村低保制度的捆綁效應(yīng)與優(yōu)化路徑分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2024（3）：22-41.

[17]郭忠興.從相鄰到反轉(zhuǎn)：低?！皯已滦?yīng)\"及其形成機(jī)制探究[J].社會保障評論，2023（1）：119-132.

[18]孫伯馳，段志民.農(nóng)村低保制度的減貧效果——基于貧困脆弱性視角的實(shí)證分析[J].財(cái)政研究，2020（2）：113-128.

[19］羅楚亮，梁曉慧.農(nóng)村低收入群體的收入增長與共同富裕[J].金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，2022（1）：61-72.

[20]李實(shí)，李玉青，李慶海.從絕對貧困到相對貧困：中國農(nóng)村貧困的動態(tài)演化[J].華南師范大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2020（6）：30-42，189.

[21]羅楚亮，李實(shí)，岳希明.中國居民收入差距變動分析（2013—2018）[J].中國社會科學(xué)，2021（1）：33-54，204-205.

[22］李晗，陸遷.無條件現(xiàn)金轉(zhuǎn)移支付與家庭發(fā)展韌性——來自中國低保政策的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2022（10）：82-101.

[23]王曉毅.2020精準(zhǔn)扶貧的三大任務(wù)與三個轉(zhuǎn)變[J].人民論壇，2020（2）：19-21.

[24]ROSENBAUMPR，RUBIN D B.The central roleof the propensity score in observational studies for causaleffects[J]. Biometrika，1983（1）： 41-55.

[25]RAJEEV H，DEHEJIA，SADEK WAHBA.Propensity Score-Matching Methods for Nonexperimental CausalStudies[J]. The Review of Economics and Statistics，2002（1）：151-161.

[26]BECKER SO，ICHINO A.Estimationof Average Treatment Efects Basedon Propensity Scores[J].The StataJournal， 2002（4）： 358-377.

[27]HECKMANJJ，ICHIMURA H，TODD PE.Matching As An Econometric Evaluation Estimator：Evidencefrom Evaluating a Job Training Programme[J]. The Review of Economic Studies，1997（4）： 605-654.

[28]HECKMANJJ，ICHIMURA H，TODDPE.Matching As An Econometric Evaluation Estimator[J].TheReview of Economic Studies，1998（2）：261-294.

[29]李鵬，張奇林.面向共同富裕的社會保障演進(jìn)：邏輯動因、實(shí)踐要義與政策因應(yīng)[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2024（2）：16-27.

[30]陳強(qiáng).高級計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)及Stata應(yīng)用[M].2版.北京：高等教育出版社，2014.

An analysis of the cumulative effect of redistribution on the income increase of rural low-income households

Huang Juanjuan1 Guo Chunna2 Zheng Yunchen1 （1.Shandong University of Political Science and Law，Jinan， Shandong 25o014; 2.School of Economics and Management，Iner Mongolia Normal University，Hohhot，Inner Mongolia 010022）

Abstract：The stable distribution of cash subsidies through redistribution policies plays a crucial safeguarding role in the sustained improvement of living standards for low-income rural households. This study utilizes data from 23，0o0 registered low-income rural households between 2017 and 2021， taking the subsistence alowance subsidy under redistribution policies as an example，and applies the Propensity Score Matching（PSM） method and the Propensity Score Matching-Diffrence in Differences （PSM-DID）method to analyze the cumulative income-increasing efects of redistribution on these households.The findings reveal that low-income households receiving subsidies experience a 14% （2 greater income-increasing effect compared to those not receiving subsidies.After eliminating the influence of unobservable factors，the effect becomes even more pronounced， reaching 29.8% . This indicates that households that ultimately escape poverty rely more heavily on subsistence allowances， and the cumulative effect of subsidies exhibits significant individual heterogeneity among low-income rural households. Additionally，the study employs a relative poverty variable to assess the extent to which stable income subsidies narrow the gap between low-income rural households and ordinary rural households.By interpreting the effects of redistribution policies based on the initial endowments of low-income rural households during periods of relative poverty，this research contributes to the design of policies aimed at consolidating and expanding the achievements of poverty alleviation efforts.

Key Words： Rural low-Income Families; Redistribution; Dibao Subsidy; Support Policy （責(zé)任編輯：易曉艷）