农村最低生活保障制度的现状与对策

农村最低生活保障制度的现状与对策

一、发挥低保制度的作用，缓解社会中的居民收入差距最低生活保障制度（以下简称“最低生活制度”）是指国家为确保贫困人口的基本生活所必需的。针对低于地方政府公布的最低生活水平的人口，实施社会救助，并给予一定的现金补贴。它是社会救助中经常性救助工作的主体内容，从个体层面而言，低保制度最基本和最直接的功能是解决贫困人群的基本生存问题，满足基本的生存保障需求；从国家层面而言，低保制度具有再分配效应，能够调节收入差距，是国家稳定政权的基本政治需求（改革开放以来，随着经济快速发展，社会生产力水平不断提高，人民的生活水平也逐步得到改善。但在居民收入稳步增长的同时，收入差距也在逐渐扩大，贫富差距越趋悬殊，这显然是与国家素来推崇的共同富裕理念背道而驰。党的十九大报告指出，我国现阶段社会主要矛盾由“人民日益增长的物质文化需要同落后的社会生产之间的矛盾”变为“人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分发展之间的矛盾”，这个变化更是表明收入差距过大制约了全国发展水平的提升，是我国现阶段亟须重视的问题。若是居民收入差距过大，势必会引起低收入人群的不满，激化社会矛盾，从而不利于社会的和谐发展与经济的稳步增长。同时从经济学层面看，由于存在边际效用递减规律，同等数量大小的收入对于低收入人群的效用大于高收入人群的效用，为了使国民总体效用趋于最大化，需要通过低保制度发挥再分配作用，对贫困群众进行救济，助其纾困，将高收入人群的部分收入转移到低收入人群手中，从而缓解贫富差距，促进国民生活水平的整体提升。本文聚焦农村最低生活保障制度（简称，农村低保制度）的收入再分配效应，以期深入了解该项制度的实施现状及再分配效应，为农村低保再分配效应的后续研究提供参考依据。二、城市低保制度对农村低保收入差距的调节作用低保制度通过对不同收入群体的收入转移达到再分配这一目标，优化收入分配格局，是带领贫困群体和弱势群体进入全面小康的“推进器”（现有研究大多认为低保制度虽存在正向再分配效应，但影响并不显著。但也有部分学者认为低保制度在具有正向调节收入差距作用的同时，也存在逆向调节作用。总体而言，现有文献阐释了实施低保制度的目标与实际意义，并通过实证研究剖析了低保制度的影响作用。但是大多主要侧重研究城乡之间低保收入差距的影响，且多是从宏观或微观的单个视角进行分析，聚焦农村内部收入差距的研究则较少。本文将宏观层面分析与微观层面分析相结合，展开对农村低保制度的收入再分配效应研究，并在此基础上提出相关建议以期进一步完善该项制度。三、农村最低生活保障的实施及收入分配自2007年建立农村低保制度以来，我国经济快速发展，人民收入水平逐步提高，生活条件不断改善。下面是2013-2018年（一）农村居民收入水平差异的现状从图1的2013-2018年间农村低保人数及其增长率来看，所保障的人数呈现逐年减少的趋势，且负增长率越变越高，表明收入水平低于最低生活保障标准的农村居民越来越少，脱贫措施取得了一定成效。但是由于街头官僚（（二）加大对农村最低生活保障制度的投入力度在2007年国务院发布的《国务院关于在全国建立农村最低生活保障制度的通知》中明确指出，要以地方为农村低保资金的主要筹集渠道，同时农村低保资金要列入地方各级政府的财政预算之中，省级人民政府要加大投入，而对于财政困难地区中央政府给予适当补助。另外，要鼓励和引导社会力量为农村最低生活保障制度提供捐赠和资助。具体来看，国内农村低保的省级以下资金来源主要有三种：市、县、乡政府为农村低保资金来源的主体；省、市、县（区）财政按一定比例分担，以省级财政的支出为主，地方财政为辅；市、县、乡共同承担。各省根据财力状况、地方贫困状况调整相应的筹集比例，以保障贫困群众的基本生活（（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年农村居民每月最低生活标准，呈现逐年递增的趋势，从2013年的202.8元/月增长到2018年的402.8元/月，增长幅度达到接近1倍。说明随着经济的发展，物价水平的提高，为满足人民群众基本生活水平所需要的费用也水涨船高。这在一定程度上说明人民群众的生活水平有所改善，也表明农村低保制度能起到反贫困作用，即低保支出在一定程度上能够提高居民收入水平。同时，现阶段的低保救助大多局限于现金救助，其他的相关配套措施欠缺，使得低保救助只能暂时解决居民的基本生活需求问题，而致低保户处于困境的根本源头不一定被去除，从而出现低保世袭（（四）农村低保标准逐年递增。在低保从2013-2018年农村低保支出状况看，政府的支出费用逐年递增，支出力度显著增强，在6年时间里，支出费用增长了25.5%。一方面农村低保人数逐年递减，低保平均标准逐年递增，另一方面政府的农村低保总支出在逐步上升，说明农村低保平均标准的增长幅度大于农村低保人数的递减幅度，居民的补贴水平有了很大的提高，政府对居民的补贴力度在增加。但是低保制度能否起到再分配作用，即低保能否缩小居民收入差距，仍有待研究。（五）高收入组的消费总量持续增长，但在总体上限制了4.2.2%从2013年到2018年，由于经济的快速发展，人民的收入水平都呈稳步增长的趋势，但同时农村地区的收入差距，也在不断拉大。低收入组的居民从2013年的2877.9元/月到2018年的3666.2元/月，增幅仅为27.4%；而高收入组的居民从2013年的21323.7元/月到2018年的34042.6元/月，收入增幅达到了59.6%。加上高收入组原本的收入基数就大，财富在加速流向掌控了管理秩序和资源的高收入农民手里，并且在趋势上很难加以遏制，贫富差距问题持续恶化。如表3及图2所示，低收入组收入曲线与高收入组收入曲线之间的距离越来越远，高收入户与低收入户的人均可支配收入之比也在不断增大。四、农村低保制度收入再分配效应的定量分析正所谓“宏观看趋势，微观看细节”，此部分首先用宏观方法研究农村最低生活保障制度运行的整体情况，之后从微观视角，选取部分地区研究单个村庄在低保补贴前后基尼系数的变化情况，从而通过宏观与微观相结合来观测农村最低生活保障制度的收入再分配效应。（一）宏观层面分析1.低保资金再分配效应的计算本文所用的农村居民收入分组数据以及参考的贫困发生率均来自《中国统计年鉴》。鉴于我国农村的贫困发生率在2013-2018年间一直处于20%以下，且此处采用农村居民人均可支配收入按五等份分组，则农村低保对象集中分布在农村最低收入组（20%）的居民中。把农村最低收入组（20%）的总收入减去历年的农村低保支出，就可得出低保制度实施前的总收入数据。对农村低保资金再分配效应的研究应进行多维度衡量，通过基尼系数来比较低保补贴前后总体收入分配的均衡程度，计算库兹涅兹比率观测低保补贴前后两极分化程度，同时为了保证结果的准确性，加入居民收入分配均等指数进行测度衡量。此处引用其中，P库兹涅茨率公式参照其中，I均等指数公式则参考李军、张丹萍（2005）的研究：其中，x2.家庭基尼系数计算由于统计年鉴中未提及所采用年份农村居民按收入五等份分组的户均人口数，故本文借助相关统计软件计算的基尼系数不是以个人收入为基础，而是基于每户家庭的人均收入基尼系数，没有考虑到家庭规模以及家庭内部收入分配等因素对总体基尼系数的影响。加之(1）低保支出分配加强不足。低保的再分配效应具农村居民收入的基尼系数在2013-2018年基本呈上升趋势。2013年农村低保补贴后农村居民收入的基尼系数值有所下降，下降率为4.24%；之后的2014-2017年农村低保补贴后的基尼系数下降率在4%上下浮动，而在2018年下降幅度最大，达到了8.95%。说明2018年的低保支出使得收入分配更加均衡化，此时低保的再分配效应也最大；其余年份补贴低保后的基尼系数均相对低于补贴前，说明低保的再分配效应在此处有所体现。(2）农村低保实施前后库兹涅茨比率表5显示，低保实施后的库兹涅茨比率有所下降，且其实施前后的差额维持在0.017左右，表明收入再分配作用在此有所体现，同时库兹涅茨比率不管在农村低保实施前还是实施后都有逐年稳步增长的趋势，表明两极分化趋势仍在蔓延。从库兹涅茨比率的计算公式可以看出，该公式给低收入组和高收入组赋予了较大的权重，对于中间收入组则关注较少，在某种程度上会夸大收入差距，因此为了使得结果更具有可靠性，引入均等指数来对收入分配差距再次进行度量。(3）低保支出收入再分配效应不显著从表6可以看出，均等化指数在低保补贴后数值有所减小，表明低保有收入再分配作用。具体来看，除2013年该值下降0.023外，其余年份实施前后的差额几乎保持在0.011左右，表明农村居民在低保补贴后收入差距变小。虽然低保支出资金逐年增加，但基尼系数、库兹涅茨比率以及均等指数仍有稳步增长的趋势。比较每年低保补贴前后上述三项指数值，差值每年都在一定程度上减小，表明低保的实施能缩小收入差距，发挥收入再分配的效应；但下降的幅度太小，再分配率过低，表明收入差距仍在扩大，低保的再分配效应并未发生明显的增强作用。究其原因可能是低保支出上升的幅度赶不上经济发展所带来的物价上升速度，从而低保补贴的实际收入并没有增加或增加幅度不大；加上低保资金占收入比重较小，并不是调节收入分配差距的主力军；同时根据漏桶原理，低保资金在流通过程中，所经历的环节越繁琐，产生的无谓损失越多，低保资金流失就越多，从而导致低保资金不能发挥很强的再分配作用。（二）微观层面分析1.家庭身份信息本文所采用的微观层面数据来自课题组在广西、河南、安徽、江苏、江西以及内蒙古等地共198个村庄进行实地家计调查采集到的一手数据。以家庭为单个个体的样本，计划样本为4265个家庭，最终有效样本3760个。由于家庭内部成员的收入再分配难以测量，因而文中个人收入采用的是家庭人均收入，同时考虑到户主在家庭中的重要性，还询问了家庭户主的个人相关信息。(1）“低保（dibao）”变量的数据化处理：分析低保获得与否的影响因素，其中是否获得低保资格为一个二分类变量，若获得低保资格，赋值为1，未获得低保资格为0。(2）“年龄（age）”变量由户主身份证号所提供的出生年份与调查年份（2019年）之差得出。(3）“受教育程度（educ）”变量的数据化处理：小学及以下用1表示，初中用2表示，高中或中专职校用3表示，大专及以上用4表示。(4）其余变量：“民族（nat）”变量，汉族赋值为1，其余民族赋值为0；“性别（gender）”变量，男性赋值为1，女性赋值为0；家庭人均收入（per＿inc）、家庭常住人口（permanent）、家庭中老人的数量（old）由调查问卷中所设计的问题直接得出，之所以用常住人口而不用家庭总人口，是因为考虑到家庭人口流动可能会影响到低保资格的获得以及数据的可获得性；其中Ln＿inc是家庭人均收入取的对数，主要是为了减少共线性以及异方差问题出现的概率；是否为建档立卡户（jdlk）、是否属于贫困村（pkc）分别用1表示“是”，用0表示“否”。2.是否获得低保dibao的比较在数据化并观测各个变量之后，对数据进行一个简单的描述性统计，以便于直观地了解各变量的相关统计量，具体结果如表7所示。由表7可以看出，是否获得低保（dibao）的均值为0.226，说明在所有样本中，获得低保的家庭占比较小。年龄（age）的均值为55.77，表明户主大都处于中老年状态，同时出户主受教育程度普遍偏低，文化程度不高，大都为汉族，男性户主占大多数，人均收入均值为13838，常住人口（permanent）均值为3.945，且其中建档立卡户数略低于非建档立卡户数，属于贫困村的户数要略高于非贫困村的户数。3.．相关变量的相关测算为深入了解各变量之间的关系，以防在之后的回归结果中出现多重共线性，导致结果有偏的问题，本文进行了各变量间的相关系数的测算，具体结果如表8所示。从以上各变量的相关系数可以看出，大多低于0.1，表明各变量间基本上关系不大，在回归分析中不存在明显的多重共线性问题，最终得出的回归结果可信。4.模型1:dibao模型为进一步了解以上变量对获得低保的影响结果，本文设定了相关的计量模型，并运用stata软件进行回归结果分析，如下所示。模型1:dibao=α模型1、2中是否获得低保为被解释变量，模型1为LPM模型，模型2为Probit模型，X为自变量，其中i、j分别为第i个变量以及第j个个体，α、β为变量系数，μ、ε为误差项。使用ols估计LPM模型作为参照系，同时考虑到是否获得低保资格是一个二元分类变量，故进一步用Probit模型做进一步的回归分析，以确保结果的准确无误。5.低保能否发挥收入再分配效应？由以上回归模型的结果可以看出，无论是普通最小二乘法、稳健标准误最小二乘法、probit二值选择模型还是稳健标准误的probit模型，各变量的显著性程度与方向基本保持一致，结果可信。其中，受教育程度、人均收入的对数以及家庭常住人口变量均在1%的显著性水平下负向显著，表明在其他变量保持不变的情况下，受教育程度越高，其获得低保资格的概率越小，人力资本投资越大，其在社会上谋生的本领越强，接受政府救济的可能性越小；收入水平越低，越可能获得低保，这与低保制度实施的目标是相契合的；常住人口越多，获得低保概率越小，根据大数定理，在人数越多的情况下，相关的社会风险可以转移，从而使得个人的整体承受风险能力有所增强。老年人口数、是否属于建档立卡户在1%的显著性水平上正向显著，主要是因为老年人劳动能力变弱，身体状况每况愈下，甚至有些人生活不能自理，从而需要依靠家庭甚至是政府的帮扶，从而增加了获得低保资格的几率。建档立卡户本身就是中国扶贫政策中的一种措施，更加说明其本身生活存在一定的困难，故其获得低保补助的可能性会更大。户主的年龄、所属民族以及性别对是否获得低保资格的影响并不显著，而是否属于贫困村这个变量在LPM模型中在10%的水平下是显著的，但在Probit模型中不显著，加上本文所要研究的被解释变量是一个二元分类变量，故采用Probit模型的结果更为准确，因此认为是否属于贫困村并不会影响到是否获得低保资格。考虑到基尼系数应用更为广泛以及数据的可获得性，为保证结果的可信度，以下进行基尼系数的测度，来验证低保能否发挥收入再分配作用。数据总共包括198个村庄，能够参与低保补贴前后基尼系数对比的村庄共有77个，表10和表11为各村庄被调查对象的基尼系数变化情况。由于村庄地点过于微观，为保证数据的保密性，故用代码来替代各村庄的名称。同时还对所有可观测到的样本进行了一个整体基尼系数的测度，发现在低保补贴前整体基尼系数为0.37581，低保补贴后的基尼系数为0.35740，总共下降了4.90%，表明从整体来看，低保的收入再分配效应发挥了作用，使得贫富差距问题得到缓解。为了更细致地观测到再分配效应，此处按村庄进行了基尼系数的测度，以下为低保补贴前后基尼系数变化情况。从以上77个村庄的基尼系数变化可以看出，大多数村庄的基尼系数都是下降的，表明低保发挥了收入再分配作用，这与宏观分析结果不谋而合，但仍有部分村庄的基尼系数不降反升，表明低保并未减小其收入差距，未能发挥出应有作用，这可能是因为低保对象未被精准识别到，使得收入较高的居民得到低保补助，而收入较低的贫困群众未获得，从而逆向调节收入差距，致使基尼系数上升。总体而言，通过宏观层面分析与微观层面分析相结合得出的结论基本一致，即农村低保制度在一定程度上既能够改善部分居民的生活状况，提升其生活质量，提高其绝对收入水平，也能够减缓居民之间悬殊的贫富差距，减小其相对收入差距，因此可以说低保制度无论在相对层面还是绝对层面，都发挥了缩小居民收入差距的积极作用。（三）低保金额对村庄基尼系数的影响农村低保制度对基尼系数的大小变化会产生一定的影响，即能够发挥收入再分配效应，但是这种效应受低保金额的影响程度有多大，上文并未得出结论，还需进一步深究。为探究此问题构建如下模型：模型3:T=γ其中T是低保补贴前后的变化百分比即表11中的Gini(%),dibaom是低保金额，为主要解释变量，X以下为由3699个样本数据构成的77个村庄数据，经过筛选之后最终剩余74个村庄样本。首先是对其进行描述性统计，如下表12所示。由以上看出，T的均值为负值，表明低保补贴后基尼系数有所下降，贫富悬殊问题得到缓减，查看其他变量的描述性统计可知，样本中的贫困村略多于非贫困村，整体的受教育程度偏低，年龄偏高，人均收入为12649元。之后针对低保金额对基尼系数变化率的影响做相关验证。首先，进行空模型回归，即单独分析低保金额与村庄基尼系数变化率即收入再分配效应的关系。之后加入其他控制变量进行多因素回归，综合分析其内在关系。以上回归结果显示，无论是单一因素回归还是考虑整体综合因素的回归，在加入稳健标准误前后，低保金额对T值在5%的水平上都是显著负向影响，即低保金额越高，其收入再分配效应越强，该系数值为-0.0002，表明在控制其余解释变量不变时，低保金每增加1元，其基尼系数变化率下降0.0002%，相对而言此系数值较小，表明低保的再分配效应较弱，不能满足贫困群众的基本生存需求；同时可看出其他变量对T值无太大作用，即对收入再分配效应无显著影响。这主要是因为低保金额直接增加了低收入群众的收入，减小了与高收入群体之间的收入差距，从而会使得基尼系数变小。因此要将低保的收入再分配效应发挥到最大，最有效最直接的办法就是提高低保金额，直接有效缩小居民之间的贫富差距，但在提高低保金额的同时要保证低保金额高于失业保险金标准且低于最低工资，这样既能保障贫困群众的基本生活需求，还能够防止“养懒汉”现象的发生，促进劳动就业。五、结论和政策建议（一）农村低保救助制度存在的问题农村低保制度可以提高贫困人群的收入水平，提升其生活质量，使得贫富悬殊问题得到缓解；可以在收入再分配过程中发挥作用，使得农村居民中各收入阶层的收入和消费水平在一定程度上趋于均衡化，减小低收入居民与其他居民的收入差距，但其影响作用有限，救助力度不大，有继续改善的空间。以上分析揭示出农村低保制度存在的一些缺陷，如低保瞄准率过低，错保、漏保现象依旧存在；筹集渠道过窄，资金筹集困难；低保救助形式单一以及低保申报程序过于繁杂等。但并不能因此全盘否定农村低保制度的合理之处，而应针对制度现存的不合理之处去加以完善，使其发挥更大作用。（二）完善救助资源配置，提高救助效率针对错保、漏保等现象，要提高农村低保瞄准率，增强低保制度的收入再分配功能。（1）加强对基层干