農(nóng)村最低生活保障制度的現(xiàn)狀與對策

農(nóng)村最低生活保障制度的現(xiàn)狀與對策

一、發(fā)揮低保制度的作用，緩解社會中的居民收入差距最低生活保障制度（以下簡稱“最低生活制度”）是指國家為確保貧困人口的基本生活所必需的。針對低于地方政府公布的最低生活水平的人口，實施社會救助，并給予一定的現(xiàn)金補貼。它是社會救助中經(jīng)常性救助工作的主體內(nèi)容，從個體層面而言，低保制度最基本和最直接的功能是解決貧困人群的基本生存問題，滿足基本的生存保障需求；從國家層面而言，低保制度具有再分配效應(yīng)，能夠調(diào)節(jié)收入差距，是國家穩(wěn)定政權(quán)的基本政治需求（改革開放以來，隨著經(jīng)濟快速發(fā)展，社會生產(chǎn)力水平不斷提高，人民的生活水平也逐步得到改善。但在居民收入穩(wěn)步增長的同時，收入差距也在逐漸擴大，貧富差距越趨懸殊，這顯然是與國家素來推崇的共同富裕理念背道而馳。黨的十九大報告指出，我國現(xiàn)階段社會主要矛盾由“人民日益增長的物質(zhì)文化需要同落后的社會生產(chǎn)之間的矛盾”變?yōu)椤叭嗣袢找嬖鲩L的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾”，這個變化更是表明收入差距過大制約了全國發(fā)展水平的提升，是我國現(xiàn)階段亟須重視的問題。若是居民收入差距過大，勢必會引起低收入人群的不滿，激化社會矛盾，從而不利于社會的和諧發(fā)展與經(jīng)濟的穩(wěn)步增長。同時從經(jīng)濟學(xué)層面看，由于存在邊際效用遞減規(guī)律，同等數(shù)量大小的收入對于低收入人群的效用大于高收入人群的效用，為了使國民總體效用趨于最大化，需要通過低保制度發(fā)揮再分配作用，對貧困群眾進行救濟，助其紓困，將高收入人群的部分收入轉(zhuǎn)移到低收入人群手中，從而緩解貧富差距，促進國民生活水平的整體提升。本文聚焦農(nóng)村最低生活保障制度（簡稱，農(nóng)村低保制度）的收入再分配效應(yīng)，以期深入了解該項制度的實施現(xiàn)狀及再分配效應(yīng)，為農(nóng)村低保再分配效應(yīng)的后續(xù)研究提供參考依據(jù)。二、城市低保制度對農(nóng)村低保收入差距的調(diào)節(jié)作用低保制度通過對不同收入群體的收入轉(zhuǎn)移達到再分配這一目標(biāo)，優(yōu)化收入分配格局，是帶領(lǐng)貧困群體和弱勢群體進入全面小康的“推進器”（現(xiàn)有研究大多認為低保制度雖存在正向再分配效應(yīng)，但影響并不顯著。但也有部分學(xué)者認為低保制度在具有正向調(diào)節(jié)收入差距作用的同時，也存在逆向調(diào)節(jié)作用?？傮w而言，現(xiàn)有文獻闡釋了實施低保制度的目標(biāo)與實際意義，并通過實證研究剖析了低保制度的影響作用。但是大多主要側(cè)重研究城鄉(xiāng)之間低保收入差距的影響，且多是從宏觀或微觀的單個視角進行分析，聚焦農(nóng)村內(nèi)部收入差距的研究則較少。本文將宏觀層面分析與微觀層面分析相結(jié)合，展開對農(nóng)村低保制度的收入再分配效應(yīng)研究，并在此基礎(chǔ)上提出相關(guān)建議以期進一步完善該項制度。三、農(nóng)村最低生活保障的實施及收入分配自2007年建立農(nóng)村低保制度以來，我國經(jīng)濟快速發(fā)展，人民收入水平逐步提高，生活條件不斷改善。下面是2013-2018年（一）農(nóng)村居民收入水平差異的現(xiàn)狀從圖1的2013-2018年間農(nóng)村低保人數(shù)及其增長率來看，所保障的人數(shù)呈現(xiàn)逐年減少的趨勢，且負增長率越變越高，表明收入水平低于最低生活保障標(biāo)準(zhǔn)的農(nóng)村居民越來越少，脫貧措施取得了一定成效。但是由于街頭官僚（（二）加大對農(nóng)村最低生活保障制度的投入力度在2007年國務(wù)院發(fā)布的《國務(wù)院關(guān)于在全國建立農(nóng)村最低生活保障制度的通知》中明確指出，要以地方為農(nóng)村低保資金的主要籌集渠道，同時農(nóng)村低保資金要列入地方各級政府的財政預(yù)算之中，省級人民政府要加大投入，而對于財政困難地區(qū)中央政府給予適當(dāng)補助。另外，要鼓勵和引導(dǎo)社會力量為農(nóng)村最低生活保障制度提供捐贈和資助。具體來看，國內(nèi)農(nóng)村低保的省級以下資金來源主要有三種：市、縣、鄉(xiāng)政府為農(nóng)村低保資金來源的主體；省、市、縣（區(qū)）財政按一定比例分擔(dān)，以省級財政的支出為主，地方財政為輔；市、縣、鄉(xiāng)共同承擔(dān)。各省根據(jù)財力狀況、地方貧困狀況調(diào)整相應(yīng)的籌集比例，以保障貧困群眾的基本生活（（三）低保支出在一定程度上可以提高居民收入水平表1反映的是2013-2018年農(nóng)村居民每月最低生活標(biāo)準(zhǔn)，呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢，從2013年的202.8元/月增長到2018年的402.8元/月，增長幅度達到接近1倍。說明隨著經(jīng)濟的發(fā)展，物價水平的提高，為滿足人民群眾基本生活水平所需要的費用也水漲船高。這在一定程度上說明人民群眾的生活水平有所改善，也表明農(nóng)村低保制度能起到反貧困作用，即低保支出在一定程度上能夠提高居民收入水平。同時，現(xiàn)階段的低保救助大多局限于現(xiàn)金救助，其他的相關(guān)配套措施欠缺，使得低保救助只能暫時解決居民的基本生活需求問題，而致低保戶處于困境的根本源頭不一定被去除，從而出現(xiàn)低保世襲（（四）農(nóng)村低保標(biāo)準(zhǔn)逐年遞增。在低保從2013-2018年農(nóng)村低保支出狀況看，政府的支出費用逐年遞增，支出力度顯著增強，在6年時間里，支出費用增長了25.5%。一方面農(nóng)村低保人數(shù)逐年遞減，低保平均標(biāo)準(zhǔn)逐年遞增，另一方面政府的農(nóng)村低保總支出在逐步上升，說明農(nóng)村低保平均標(biāo)準(zhǔn)的增長幅度大于農(nóng)村低保人數(shù)的遞減幅度，居民的補貼水平有了很大的提高，政府對居民的補貼力度在增加。但是低保制度能否起到再分配作用，即低保能否縮小居民收入差距，仍有待研究。（五）高收入組的消費總量持續(xù)增長，但在總體上限制了4.2.2%從2013年到2018年，由于經(jīng)濟的快速發(fā)展，人民的收入水平都呈穩(wěn)步增長的趨勢，但同時農(nóng)村地區(qū)的收入差距，也在不斷拉大。低收入組的居民從2013年的2877.9元/月到2018年的3666.2元/月，增幅僅為27.4%；而高收入組的居民從2013年的21323.7元/月到2018年的34042.6元/月，收入增幅達到了59.6%。加上高收入組原本的收入基數(shù)就大，財富在加速流向掌控了管理秩序和資源的高收入農(nóng)民手里，并且在趨勢上很難加以遏制，貧富差距問題持續(xù)惡化。如表3及圖2所示，低收入組收入曲線與高收入組收入曲線之間的距離越來越遠，高收入戶與低收入戶的人均可支配收入之比也在不斷增大。四、農(nóng)村低保制度收入再分配效應(yīng)的定量分析正所謂“宏觀看趨勢，微觀看細節(jié)”，此部分首先用宏觀方法研究農(nóng)村最低生活保障制度運行的整體情況，之后從微觀視角，選取部分地區(qū)研究單個村莊在低保補貼前后基尼系數(shù)的變化情況，從而通過宏觀與微觀相結(jié)合來觀測農(nóng)村最低生活保障制度的收入再分配效應(yīng)。（一）宏觀層面分析1.低保資金再分配效應(yīng)的計算本文所用的農(nóng)村居民收入分組數(shù)據(jù)以及參考的貧困發(fā)生率均來自《中國統(tǒng)計年鑒》。鑒于我國農(nóng)村的貧困發(fā)生率在2013-2018年間一直處于20%以下，且此處采用農(nóng)村居民人均可支配收入按五等份分組，則農(nóng)村低保對象集中分布在農(nóng)村最低收入組（20%）的居民中。把農(nóng)村最低收入組（20%）的總收入減去歷年的農(nóng)村低保支出，就可得出低保制度實施前的總收入數(shù)據(jù)。對農(nóng)村低保資金再分配效應(yīng)的研究應(yīng)進行多維度衡量，通過基尼系數(shù)來比較低保補貼前后總體收入分配的均衡程度，計算庫茲涅茲比率觀測低保補貼前后兩極分化程度，同時為了保證結(jié)果的準(zhǔn)確性，加入居民收入分配均等指數(shù)進行測度衡量。此處引用其中，P庫茲涅茨率公式參照其中，I均等指數(shù)公式則參考李軍、張丹萍（2005）的研究：其中，x2.家庭基尼系數(shù)計算由于統(tǒng)計年鑒中未提及所采用年份農(nóng)村居民按收入五等份分組的戶均人口數(shù)，故本文借助相關(guān)統(tǒng)計軟件計算的基尼系數(shù)不是以個人收入為基礎(chǔ)，而是基于每戶家庭的人均收入基尼系數(shù)，沒有考慮到家庭規(guī)模以及家庭內(nèi)部收入分配等因素對總體基尼系數(shù)的影響。加之(1）低保支出分配加強不足。低保的再分配效應(yīng)具農(nóng)村居民收入的基尼系數(shù)在2013-2018年基本呈上升趨勢。2013年農(nóng)村低保補貼后農(nóng)村居民收入的基尼系數(shù)值有所下降，下降率為4.24%；之后的2014-2017年農(nóng)村低保補貼后的基尼系數(shù)下降率在4%上下浮動，而在2018年下降幅度最大，達到了8.95%。說明2018年的低保支出使得收入分配更加均衡化，此時低保的再分配效應(yīng)也最大；其余年份補貼低保后的基尼系數(shù)均相對低于補貼前，說明低保的再分配效應(yīng)在此處有所體現(xiàn)。(2）農(nóng)村低保實施前后庫茲涅茨比率表5顯示，低保實施后的庫茲涅茨比率有所下降，且其實施前后的差額維持在0.017左右，表明收入再分配作用在此有所體現(xiàn)，同時庫茲涅茨比率不管在農(nóng)村低保實施前還是實施后都有逐年穩(wěn)步增長的趨勢，表明兩極分化趨勢仍在蔓延。從庫茲涅茨比率的計算公式可以看出，該公式給低收入組和高收入組賦予了較大的權(quán)重，對于中間收入組則關(guān)注較少，在某種程度上會夸大收入差距，因此為了使得結(jié)果更具有可靠性，引入均等指數(shù)來對收入分配差距再次進行度量。(3）低保支出收入再分配效應(yīng)不顯著從表6可以看出，均等化指數(shù)在低保補貼后數(shù)值有所減小，表明低保有收入再分配作用。具體來看，除2013年該值下降0.023外，其余年份實施前后的差額幾乎保持在0.011左右，表明農(nóng)村居民在低保補貼后收入差距變小。雖然低保支出資金逐年增加，但基尼系數(shù)、庫茲涅茨比率以及均等指數(shù)仍有穩(wěn)步增長的趨勢。比較每年低保補貼前后上述三項指數(shù)值，差值每年都在一定程度上減小，表明低保的實施能縮小收入差距，發(fā)揮收入再分配的效應(yīng)；但下降的幅度太小，再分配率過低，表明收入差距仍在擴大，低保的再分配效應(yīng)并未發(fā)生明顯的增強作用。究其原因可能是低保支出上升的幅度趕不上經(jīng)濟發(fā)展所帶來的物價上升速度，從而低保補貼的實際收入并沒有增加或增加幅度不大；加上低保資金占收入比重較小，并不是調(diào)節(jié)收入分配差距的主力軍；同時根據(jù)漏桶原理，低保資金在流通過程中，所經(jīng)歷的環(huán)節(jié)越繁瑣，產(chǎn)生的無謂損失越多，低保資金流失就越多，從而導(dǎo)致低保資金不能發(fā)揮很強的再分配作用。（二）微觀層面分析1.家庭身份信息本文所采用的微觀層面數(shù)據(jù)來自課題組在廣西、河南、安徽、江蘇、江西以及內(nèi)蒙古等地共198個村莊進行實地家計調(diào)查采集到的一手數(shù)據(jù)。以家庭為單個個體的樣本，計劃樣本為4265個家庭，最終有效樣本3760個。由于家庭內(nèi)部成員的收入再分配難以測量，因而文中個人收入采用的是家庭人均收入，同時考慮到戶主在家庭中的重要性，還詢問了家庭戶主的個人相關(guān)信息。(1）“低保（dibao）”變量的數(shù)據(jù)化處理：分析低保獲得與否的影響因素，其中是否獲得低保資格為一個二分類變量，若獲得低保資格，賦值為1，未獲得低保資格為0。(2）“年齡（age）”變量由戶主身份證號所提供的出生年份與調(diào)查年份（2019年）之差得出。(3）“受教育程度（educ）”變量的數(shù)據(jù)化處理：小學(xué)及以下用1表示，初中用2表示，高中或中專職校用3表示，大專及以上用4表示。(4）其余變量：“民族（nat）”變量，漢族賦值為1，其余民族賦值為0；“性別（gender）”變量，男性賦值為1，女性賦值為0；家庭人均收入（per＿inc）、家庭常住人口（permanent）、家庭中老人的數(shù)量（old）由調(diào)查問卷中所設(shè)計的問題直接得出，之所以用常住人口而不用家庭總?cè)丝?，是因為考慮到家庭人口流動可能會影響到低保資格的獲得以及數(shù)據(jù)的可獲得性；其中Ln＿inc是家庭人均收入取的對數(shù)，主要是為了減少共線性以及異方差問題出現(xiàn)的概率；是否為建檔立卡戶（jdlk）、是否屬于貧困村（pkc）分別用1表示“是”，用0表示“否”。2.是否獲得低保dibao的比較在數(shù)據(jù)化并觀測各個變量之后，對數(shù)據(jù)進行一個簡單的描述性統(tǒng)計，以便于直觀地了解各變量的相關(guān)統(tǒng)計量，具體結(jié)果如表7所示。由表7可以看出，是否獲得低保（dibao）的均值為0.226，說明在所有樣本中，獲得低保的家庭占比較小。年齡（age）的均值為55.77，表明戶主大都處于中老年狀態(tài)，同時出戶主受教育程度普遍偏低，文化程度不高，大都為漢族，男性戶主占大多數(shù)，人均收入均值為13838，常住人口（permanent）均值為3.945，且其中建檔立卡戶數(shù)略低于非建檔立卡戶數(shù)，屬于貧困村的戶數(shù)要略高于非貧困村的戶數(shù)。3.．相關(guān)變量的相關(guān)測算為深入了解各變量之間的關(guān)系，以防在之后的回歸結(jié)果中出現(xiàn)多重共線性，導(dǎo)致結(jié)果有偏的問題，本文進行了各變量間的相關(guān)系數(shù)的測算，具體結(jié)果如表8所示。從以上各變量的相關(guān)系數(shù)可以看出，大多低于0.1，表明各變量間基本上關(guān)系不大，在回歸分析中不存在明顯的多重共線性問題，最終得出的回歸結(jié)果可信。4.模型1:dibao模型為進一步了解以上變量對獲得低保的影響結(jié)果，本文設(shè)定了相關(guān)的計量模型，并運用stata軟件進行回歸結(jié)果分析，如下所示。模型1:dibao=α模型1、2中是否獲得低保為被解釋變量，模型1為LPM模型，模型2為Probit模型，X為自變量，其中i、j分別為第i個變量以及第j個個體，α、β為變量系數(shù)，μ、ε為誤差項。使用ols估計LPM模型作為參照系，同時考慮到是否獲得低保資格是一個二元分類變量，故進一步用Probit模型做進一步的回歸分析，以確保結(jié)果的準(zhǔn)確無誤。5.低保能否發(fā)揮收入再分配效應(yīng)？由以上回歸模型的結(jié)果可以看出，無論是普通最小二乘法、穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤最小二乘法、probit二值選擇模型還是穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的probit模型，各變量的顯著性程度與方向基本保持一致，結(jié)果可信。其中，受教育程度、人均收入的對數(shù)以及家庭常住人口變量均在1%的顯著性水平下負向顯著，表明在其他變量保持不變的情況下，受教育程度越高，其獲得低保資格的概率越小，人力資本投資越大，其在社會上謀生的本領(lǐng)越強，接受政府救濟的可能性越小；收入水平越低，越可能獲得低保，這與低保制度實施的目標(biāo)是相契合的；常住人口越多，獲得低保概率越小，根據(jù)大數(shù)定理，在人數(shù)越多的情況下，相關(guān)的社會風(fēng)險可以轉(zhuǎn)移，從而使得個人的整體承受風(fēng)險能力有所增強。老年人口數(shù)、是否屬于建檔立卡戶在1%的顯著性水平上正向顯著，主要是因為老年人勞動能力變?nèi)?，身體狀況每況愈下，甚至有些人生活不能自理，從而需要依靠家庭甚至是政府的幫扶，從而增加了獲得低保資格的幾率。建檔立卡戶本身就是中國扶貧政策中的一種措施，更加說明其本身生活存在一定的困難，故其獲得低保補助的可能性會更大。戶主的年齡、所屬民族以及性別對是否獲得低保資格的影響并不顯著，而是否屬于貧困村這個變量在LPM模型中在10%的水平下是顯著的，但在Probit模型中不顯著，加上本文所要研究的被解釋變量是一個二元分類變量，故采用Probit模型的結(jié)果更為準(zhǔn)確，因此認為是否屬于貧困村并不會影響到是否獲得低保資格。考慮到基尼系數(shù)應(yīng)用更為廣泛以及數(shù)據(jù)的可獲得性，為保證結(jié)果的可信度，以下進行基尼系數(shù)的測度，來驗證低保能否發(fā)揮收入再分配作用。數(shù)據(jù)總共包括198個村莊，能夠參與低保補貼前后基尼系數(shù)對比的村莊共有77個，表10和表11為各村莊被調(diào)查對象的基尼系數(shù)變化情況。由于村莊地點過于微觀，為保證數(shù)據(jù)的保密性，故用代碼來替代各村莊的名稱。同時還對所有可觀測到的樣本進行了一個整體基尼系數(shù)的測度，發(fā)現(xiàn)在低保補貼前整體基尼系數(shù)為0.37581，低保補貼后的基尼系數(shù)為0.35740，總共下降了4.90%，表明從整體來看，低保的收入再分配效應(yīng)發(fā)揮了作用，使得貧富差距問題得到緩解。為了更細致地觀測到再分配效應(yīng)，此處按村莊進行了基尼系數(shù)的測度，以下為低保補貼前后基尼系數(shù)變化情況。從以上77個村莊的基尼系數(shù)變化可以看出，大多數(shù)村莊的基尼系數(shù)都是下降的，表明低保發(fā)揮了收入再分配作用，這與宏觀分析結(jié)果不謀而合，但仍有部分村莊的基尼系數(shù)不降反升，表明低保并未減小其收入差距，未能發(fā)揮出應(yīng)有作用，這可能是因為低保對象未被精準(zhǔn)識別到，使得收入較高的居民得到低保補助，而收入較低的貧困群眾未獲得，從而逆向調(diào)節(jié)收入差距，致使基尼系數(shù)上升?？傮w而言，通過宏觀層面分析與微觀層面分析相結(jié)合得出的結(jié)論基本一致，即農(nóng)村低保制度在一定程度上既能夠改善部分居民的生活狀況，提升其生活質(zhì)量，提高其絕對收入水平，也能夠減緩居民之間懸殊的貧富差距，減小其相對收入差距，因此可以說低保制度無論在相對層面還是絕對層面，都發(fā)揮了縮小居民收入差距的積極作用。（三）低保金額對村莊基尼系數(shù)的影響農(nóng)村低保制度對基尼系數(shù)的大小變化會產(chǎn)生一定的影響，即能夠發(fā)揮收入再分配效應(yīng)，但是這種效應(yīng)受低保金額的影響程度有多大，上文并未得出結(jié)論，還需進一步深究。為探究此問題構(gòu)建如下模型：模型3:T=γ其中T是低保補貼前后的變化百分比即表11中的Gini(%),dibaom是低保金額，為主要解釋變量，X以下為由3699個樣本數(shù)據(jù)構(gòu)成的77個村莊數(shù)據(jù)，經(jīng)過篩選之后最終剩余74個村莊樣本。首先是對其進行描述性統(tǒng)計，如下表12所示。由以上看出，T的均值為負值，表明低保補貼后基尼系數(shù)有所下降，貧富懸殊問題得到緩減，查看其他變量的描述性統(tǒng)計可知，樣本中的貧困村略多于非貧困村，整體的受教育程度偏低，年齡偏高，人均收入為12649元。之后針對低保金額對基尼系數(shù)變化率的影響做相關(guān)驗證。首先，進行空模型回歸，即單獨分析低保金額與村莊基尼系數(shù)變化率即收入再分配效應(yīng)的關(guān)系。之后加入其他控制變量進行多因素回歸，綜合分析其內(nèi)在關(guān)系。以上回歸結(jié)果顯示，無論是單一因素回歸還是考慮整體綜合因素的回歸，在加入穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤前后，低保金額對T值在5%的水平上都是顯著負向影響，即低保金額越高，其收入再分配效應(yīng)越強，該系數(shù)值為-0.0002，表明在控制其余解釋變量不變時，低保金每增加1元，其基尼系數(shù)變化率下降0.0002%，相對而言此系數(shù)值較小，表明低保的再分配效應(yīng)較弱，不能滿足貧困群眾的基本生存需求；同時可看出其他變量對T值無太大作用，即對收入再分配效應(yīng)無顯著影響。這主要是因為低保金額直接增加了低收入群眾的收入，減小了與高收入群體之間的收入差距，從而會使得基尼系數(shù)變小。因此要將低保的收入再分配效應(yīng)發(fā)揮到最大，最有效最直接的辦法就是提高低保金額，直接有效縮小居民之間的貧富差距，但在提高低保金額的同時要保證低保金額高于失業(yè)保險金標(biāo)準(zhǔn)且低于最低工資，這樣既能保障貧困群眾的基本生活需求，還能夠防止“養(yǎng)懶漢”現(xiàn)象的發(fā)生，促進勞動就業(yè)。五、結(jié)論和政策建議（一）農(nóng)村低保救助制度存在的問題農(nóng)村低保制度可以提高貧困人群的收入水平，提升其生活質(zhì)量，使得貧富懸殊問題得到緩解；可以在收入再分配過程中發(fā)揮作用，使得農(nóng)村居民中各收入階層的收入和消費水平在一定程度上趨于均衡化，減小低收入居民與其他居民的收入差距，但其影響作用有限，救助力度不大，有繼續(xù)改善的空間。以上分析揭示出農(nóng)村低保制度存在的一些缺陷，如低保瞄準(zhǔn)率過低，錯保、漏?，F(xiàn)象依舊存在；籌集渠道過窄，資金籌集困難；低保救助形式單一以及低保申報程序過于繁雜等。但并不能因此全盤否定農(nóng)村低保制度的合理之處，而應(yīng)針對制度現(xiàn)存的不合理之處去加以完善，使其發(fā)揮更大作用。（二）完善救助資源配置，提高救助效率針對錯保、漏保等現(xiàn)象，要提高農(nóng)村低保瞄準(zhǔn)率，增強低保制度的收入再分配功能。（1）加強對基層干