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1、 第期（总第 期） 年月 WP | y y r p r q R n | S v n pr n q R p | | z vp N o （ G eneral， N o ）Feb 收稿日期： 基金项目：国家社会科学基金重大项目（ ZD B ） ；国家自然科学基金项目（ ） ；中国标准化研究院项目“农村社会保障标准化研究” ；博士后科学基金面上项目（ M ） 。作者简介：刘丹（ ） ，女，河南淇县人，浙江财经大学财政税务学院博士后；卢洪友（ ） ，男，山东费县人，武汉大学经济与管理学院教授。谁从增加的农村低保支出中受益？H=smBs ，S（ 浙江财经大学财政税务学院，浙江 杭州 ； 武汉大学经济与管理
2、学院，湖北 武汉 ）K 1：_sm(1pjhrpu!4v(jh_?。H=smBs/，L MS )gjhH=sms。?C，jhH=smqu6?Z676，u9jhKvsm；V4，uujhH=smqvv，V M 9F M 。V，jhsms。N，ypCjhMs8，4jhrq，46usm，S。1oM：jh；H=smBms|： F DSM： A cI|： （ ） B、 贫困问题是困扰中国农村的一个历史性和现实性问题，这一问题的解决对于缩小城乡差距，促进农村居民公平公正的共享改革发展成果具有重要意义。为保障农村贫困人口的基本生活，早在 年，民政部就出台了关于加快农村社会保障体系建设的意见 ，把建立农村最低生
3、活保障制度作为农村社会保障体系建设的重点，并选择了烟台等地区进行试点。由于制度环境尚不成熟，这一时期的农村低保制度运行效果不甚理想。为规范农村低保管理，国务院于 年发布了在全国建立农村最低生活保障制度的通知 ，将保障重点确定为由于生病残疾等原因造成生活常年困难的农村居民，为低保对象提供了制度保障。各地按照通知的要求，因地制宜地制定出农村低保条例及相关政策，丰富了农村低保制度体系。 年， 中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定中指出，要完善农村最低生活保障制度，加大中央和省级财政补助力度。 年，国务院颁布的社会救助暂行办法对最低生活保障制度做了详细规定，为农村最低生活保障提供了法律依据。
4、 “十三五”规划建议将“脱贫攻坚”作为重要内容，要求低保政策和扶贫政策衔接起来。党的十八届五中全会从实现全面建成小康社会奋斗目标出发，明确指出，到 年，我国现行标准下农村贫困人口实现脱贫，贫困县全都摘帽，解决区域性整体贫困。农村最低生活保障是政府向农民提供的基本公共服务，其资金主要来源于地方各级政府，中央万方数据对财政困难地区给予适当补助。以湖北省为例，农村低保资金由省、市、县三级政府共同承担，省与市县按照 的比例筹集资金。各市县提供配套资金的能力受制于其经济发展水平，因此，农村低保的支出水平亦苦乐不均。 “十三五”规划建议中指出，要“提高公共服务的共享水平” 。亦即，政府要一视同仁地向社会成
5、员提供数量大致相同、质量大致相当、方便可及程度大致相近的基本公共服务。只有贫困地区真正从增加的农村低保支出中受益，才能最大化社会福利。本文对现阶段农村低保支出受益分配状况进行实证测度，主要探讨的问题是：中国地区间的农村低保资金分配是否遵循了均等化的要求，亦即，贫困地区的农民是否真的从增加的农村低保支出中受益？本文采用边际受益归宿分析技术（ Marginal Benefit Incidence， MBI） ，系统地评估了 年中国 个地市农村低保支出的边际受益状况。研究发现，中国地市间农村低保支出边际受益存在显著差异，富裕地区的边际受益水平高于贫困地区。该结论在跨时期中保持了高度稳健性。研究结论表
6、明，中国农村低保制度的公平性有待改善，这为完善农村低保支出政策提供了新思路。=、D8卢洪友（ ） 从“三维”视角对基本公共服务均等化进行了全新的阐释，认为均等化包含投入均等化、产出均等化和受益均等化。其中，投入均等化和产出均等化只是手段或中间目标，最终目标是受益均等化。从国内相关研究来看，对农村低保制度的相关研究主要集中在三个方面：一是单从投入（或支出）角度来研究农村低保的均等化。王增文（ ） 使用农村低保救助力度系数和生活救助系数评估了中国农村低保救助水平，发现经济发达地区的低保标准高于落后地区。毕红霞等（ ） 运用恩格尔系数法对农村低保的财政支持力度进行了分析，发现现行低保水平较低，需要进
7、一步加大财政补助力度。赵宁（ ） 使用D EA分析方法评估了农村低保支出效率，发现西部地区支出效率最高，中部地区最低。二是从公平视角分析了农村低保的整体受益情况。王增文和邓大松（ ） 利用因子分析法对中国农村低保及配套政策发展水平进行了定量分析，结果表明中国 省市的低保及配套项目水平呈现出“分层”格局。戴建兵（ ） 运用比率模型和标准值模型，对中国农村低保制度的公平性进行分析，发现农村低保存在横向公平，但还缺乏公平的物质基础。韩华为和徐月宾（ ） 基于大样本农户调查数据评估了中国农村低保的反贫困效应，结果显示，农村低保显著降低了实保样本的贫困水平。三是对公共支出整体或某项财政支出的受益归宿进行
8、了研究。刘穷志（ ） 构建了公共支出归宿绩效评价模型来研究公共支出惠及贫困人口的绩效，发现贫困人口获得了更多的社会救济支出和专项服务。刘国风和杨玉英（ ） 运用马泰尔边际效用函数评估了公共支出在城乡各个收入阶层的分配，结果显示高收入阶层受益大于低收入阶层，且城镇高于农村。也有学者专门对教育支出或卫生支出的受益归宿进行了分析。汪崇金和许建标（ ） 基于服务成本方法对公共教育支出的受益归宿进行了研究，发现中国公共教育支出归宿倾向于低收入家庭。赵海利（ ） 利用BIA方法分析了经济发达地区义务教育专项转移支付的受益分布，发现主要受益者为欠发达地区的居民。赖莎等（ ） 利用集中指数、集中曲线及K ak
9、wani指数对政府医疗救助受益归属进行了研究，发现政府的医疗补助使富人受益更多。李永友和郑春荣（ ） 、李永友（ ） 对公共医疗服务受益归宿的研究指出，新医改后，穷人能够从扩大的医保覆盖面和更高的医疗服务保障能力中获益。从国外有关公共服务受益归宿的研究来看：自上世纪九十年代起，越来越多的学者运用边际受益归宿分析技术对公共服务的受益分配状况进行实证测度（ Y ounger， ） 。 Lanjouw和R avallion（ ） 测度了不同收入人群从公共服务受益范围扩大中获得的受益状况，结论显示，印度农村的义务教育和反贫困制度的边际受益分配具有显著的“亲贫”性。 A jwad和Wodon（ ） 在
10、V9Fjhsm？ 万方数据前者的基础上，通过在目标辖区内部进行群组划分，比较了公共福利在不同群组间的分配。研究发现，教育服务的边际受益归宿是亲贫的，而基础设施的边际受益分配却具有亲富性。 A temnken和N oula（ ） 研究了喀麦隆地区教育服务的边际受益状况，发现初级教育边际受益分配最有利于中等收入群体。 A labi等（ ） 通过对尼日利亚公共支出的边际受益归宿分析发现，穷人只是从已经享用到的公共服务的增加中受益更多，而从政府提供的公共服务整体来看，并非亲贫。 K ruse等（ ） 使用印尼地级数据分析了公共卫生支出的边际受益归宿，研究发现中央转移支付对地区公共医疗支出具有较强的推动
11、作用，且门诊医疗支出的增加是明显有利于贫困人群的。尽管上述研究大多并未直接涉及到农村低保支出，但可为研究中国农村低保支出的边际受益分配提供理论指导和技术支持。从上述分析中发现，既有研究对农村低保支出的受益分配问题关注较少。而边际受益归宿分析可以甄别公共服务的真正受益归宿，即谁是增加的公共服务供给的最终受益者？在多大程度上受益？本文使用边际受益归宿分析技术对农村低保支出的边际受益分配状况进行研究，以识别真正的受益归宿。在中国的财政分权体制下，省一级政府在配置本辖区低保支出时具有较大的自由裁量权，因此，探讨省以下的农村低保支出的边际受益分配状况具有积极意义。、L/)本文借鉴了Lanjouw和R a
12、vallion（ ） 、 A jwad和Wodon（ ）的边际受益归宿分析技术，并稍作改进。选取了 年中国大陆地区 个省 个地级市的农村低保人均支出数据，实证测度不同经济发展地区农村低保支出的边际受益分配状况。之所以选择 个省（直辖市）中的 个省作为分析对象，是因为剔除的省（直辖市）所辖地级市数量太少或数据质量较差，不符合群组划分的要求。数据来源于历年各省（市） 统计年鉴 。（B）sO边际受益归宿分析（ MBI）是通过截面回归分析，来识别总体受益率上升时各受益主体受益状况的受益归宿测算技术，能够克服面板数据缺乏或时间跨度不长的缺陷。该技术的基本思路是：对省辖区内的市依据一定的标准划分为若干群组
13、，测度省级农村低保支出增加时，各群组的边际受益率。如果边际受益率大于 ，表明省级农村低保支出的增加导致该群组的农村低保支出以更大比例提高；反之亦然。边际受益归宿分析的基础是进行群组划分。对选择样本地区的人均G D P和农村低保人均支出进行统计分析发现，人均G D P越高的地区，农村低保人均支出也越高。因此，本文按照各市的人均G D P进行分组，如果农村低保支出能更多地惠及贫困地区，则该项制度是公平有效的，反之，则认为其并非公平有效。（=）)从理论上来说，对一个包含 个地级市的省份，最多可以将其划分为组（一个群组至少包含两个个体） 。由于 个省份的群组个数要保持一致，结合各个省份样本的容量，我们
14、将每个省份的地级市按照人均G D P划分为组。（）L首先，将v ， ， w定义为归入第v省第个群组的第w个市的农村低保人均支出，则第v省第个群组的农村低保人均支出的平均值为：W M剔除的省（直辖市）为北京、天津、上海、重庆、海南、新疆、青海、贵州、宁夏、西藏、内蒙古、黑龙江、吉林、辽宁。万方数据ev ， Wvw v ， ， wWv（ ）其中， Wv是第v省第组的市的个数。第v省农村低保人均支出的均值为：ev Wvw v ， ， w Wv（ ）构建回归模型如下：ev ， evv ， ， ， ， ； v ， ， （ ）系数表示省级农村低保人均支出上升一个单位，导致的第组农村低保人均支出提高单位。由
15、于在计算ev时，使用了ev ， 的信息，被解释变量和解释变量存在明显的内生性问题。为避免内生性，我们借鉴A jwad和Wodon（ ）采用的近似平均数辅助法，将ev ， 的信息从ev中剔除，将变量 Wvw v ， ， wWvw v ， ， w WvWv作为工具变量，将回归方程改写为：ev ， （ Wvw v ， ， wWvw v ， ， w WvWv） i， ， ， ， ； v ， ， （ ）如果在各省内部，每个群组所包含的地区个数相等，即WvWv，则有 ev ， ev， （ ）式就简化为：ev ， （ evev ， ） v ， ， ， ， ； v ， ， （ ）在对（ ）式进行估计之前需要做
16、点说明： 由于每个省份所辖市的个数不一定能被整除，部分省份内部各群组包含的市数不一定相等。但是经过统计，这些省份内部组之间市个数的差距不超过 ，因此（ evev ， ）与（ Wvw v ， ， wWvw v ， ， w WvWv）的差异可以忽略不计。 边际受益归宿分析需要满足一个内在约束条件：在不同群组之间，省一级农村低保人均支出增加一个单位，各群组的边际受益率的平均值等于 （ A jwad和Wodon， ） 。约束条件表达式如下： （ ）将第群组的参数写成其他群组参数的函数，得到：（ ） （ ） （ ） V9Fjhsm？ 以 年安徽省为例，统计的地级市为 个， 个群组包含的市的个数分别为 、
17、 、 。按照前式计算得到的群组均值分别为 元人、 元人以及 元人。近似平均数辅助法下得到的群组均值分别是 元人、 元人以及 元人，其均值差异没有超过 。万方数据略去（ ）式的干扰项，移项得：ev ， ev ， ， ， （ ）ev ， 对ev求一阶偏导，得出省级农村低保人均支出每增加一个单位，导致该省第组农村低保人均支出增加如下单位： ev ， ev ， ， ， （ ）式（ ）即为第个群组的农村低保支出的边际受益率。该式的值如果大于 ，表明第个群组从提高的农村低保人均支出中受益更多，反之，则表明第个群组从提高的农村低保人均支出中获益更少。本文采取似不相关技术（ Seemingly U nrela
18、ted R egression， SU R ）对（ ）式进行估计。由于第群组的平均低保人均支出与省一级的平均低保人均支出相关，而省一级的平均低保人均支出又包含了其他群组低保人均支出的信息，因此（ ）式包含的个方程，其因变量及干扰项是相关的。为消除方程之间的相关性，采用似不相关回归技术，通过将随机误差项的协方差矩阵行列式最小化，对系统内各方程的系数进行更有效的求解。ev ， （ evev ， ） v ， ev ， （ ） （ ） （ evev ， ） v ， ， ； v ， ， （ ）、LT作为向农村贫困人口提供基本生存保障的兜底政策，农村最低生活保障制度自 年实施至今，在覆盖面和保障水平上取得
19、了较快发展。截至 年底，全国有农村低保对象 万人，全年各级财政共支出农村低保资金 亿元，全国农村低保年人均补助水平 元。由于地区间经济发展水平不同，保障水平不一，农村低保的受益状况苦乐不均。表汇报了中国农村低保人均支出的平均受益状况。我们发现，农村低保人均支出与经济发展水平呈正向关系，即，越富裕的地区，其农村低保人均支出水平越高。 年， 分位群组的平均农村低保人均支出为 元人、年，较 分位群组少了 元人、年，而 年，这一差距达到 元人、年。这一事实的背后有着深层的制度原因。从本质来看，农村低保资金是政府为保障农村贫困人口基本生活而提供的一项无条件的转移支付。低保资金的充裕与否和地方政府的财政收
20、入密切相关。经济发达地区所处的县市财政收入水平较高，农村低保人均支出也较高。朱德云（ ） 的研究支持了这一结论，他认为各省的财政收入水平对农村社会救助支出有显著的正向影响，即地方政府的财力越强，对农村贫困群体的救助水平越高。虽然表呈现了农村低保人均支出的平均受益分布状况，但是由于平均受益分布同时包含了前W M民政部， ： 年社会服务发展统计公报 ，载民政部网址（ http： www mcagovcnarticlesjtjgb shtml） 。万方数据期的存量及当期增量的信息，因此，并不能准确反映增量农村低保人均支出的边际受益的变动。可以看出，对于农村低保人均支出的平均受益分析具有一定的笼统性。
21、本研究更加关注的是农村低保人均支出每增加一个单位，各个群组的受益会增加多少？为此，我们采用边际受益归宿分析技术，通过SU R估计方法，对各群组的农村低保人均支出边际受益率进行了估计，模型结果见表和表 。V Sjh(sms单位：元人、年年份 K 噰噰分位 破破 v 分位 破破 v 分位 破破 v 平均 破破 v 分位与 e分位的差 破破 b 资料来源：根据相关资料计算而得。V? ZF9T系数 ? J U 帋帋 .（ ） 櫃櫃 .（ ） .（ * ） .（ ） .（ ） f .（ ） q .（ ） | .（ ） 噰噰 .（ ） .（ ） 湝湝 .（ ） （ ） .（ * ） 缮 （ ） （ ） f
22、 .（ ） q .（ ） | .（ ） 噰噰 .（ 缮 ） .（ ） .（ ） .（ 热 ） .（ 佑 ） .（ 揶 ） .（ ） f .（ ） q .（ ） | .（ ） 噰噰 .（ ） .（ ）adjR 剟 * adjR 剟 * adj R 剟 * 注： .、 .和.分别表示在 、 和 的显著性水平下通过了显著性检验。系数、 是对群组一和群组二的线性方程的估计系数， 是对非线性回归方程估计得到的系数。所有系数均为正，且都在 水平下保持显著，表明省级农村低保人均支出水平提高时，各个群组的农村低保人均支出也会显著增加；同时，还表明使用该系数对农村低保人均支出的边际受益率进行测度是有效的。将各个
23、年份的系数代入（ ）式，我们计算出了 年各个群组农村低保人均支出的边际受益率（见表 ） 。表中的数字代表省级农村低保人均支出增加一个单位，各个群组的农村低保人均支出的增量。V ?= =E ? = ?MSjh(H=smq分组 r 噰 湝 破分位均值 J分位 乙 & ; 唵分位 乙 & ; 分位 乙 & ; N 分位与 (分位的差 乙 & ; 通过比较表中各年份不同群组的边际受益率，我们发现，农村低保人均支出的边际受益分配 V9Fjhsm？ 万方数据具有明显的“亲富”倾向，即，人均G D P越高的地区，边际受益率越高，其从增加的省级农村低保人均支出中获得的受益也越大。以 年为例，贫困地区的边际受益
24、率最低，为 ；中等收入群组的边际受益率居中，为 ；而富裕地区的边际受益率最高，为 ，较贫困地区高出 。 年各群组的边际受益分配状况与 年相同，即，越富裕的地区从增量农村低保人均支出中获得的边际受益越大。按照基本公共服务均等化的要求，越贫困的地区越应当从新增的农村低保人均支出中受益，可从研究结果来看，中国农村低保人均支出的边际受益分配结果有失公平，存在配置失效问题。分析结论也进一步佐证了卢洪友和陈思霞（ ） 的观点，他们认为专项转移支付资金的受益分配与公平的目标存在一定的偏差。我们将从以下三个方面来对上述结论进行解释：首先，从资金来源看，农村低保资金是上级政府委托下级政府向农村低保人群提供基本生
25、活保障的专项转移支付，需要市县级政府给予一定的配套资金。富裕地区的地方政府财力较强，可为农村低保提供更多的配套资金，因此，这些地区增加的农村低保支出较贫困地区要高。其次，从制度层面看，包括农村低保在内的专项转移支付制度本身是不利于贫困地区的。江孝感等（ ） 研究发现，在上下级政府的财政博弈中，富裕地区具有更强的竞争力。最后，从上级政府专项转移支付的瞄准对象来看，大多是基于财政责任均等化，而非财政公平和地区间公共服务的均等化，这就导致转移支付资金使得的边际分配在一定程度上更多地流向财政支出责任更高的富裕地区，从而使得转移支付的均等性大打折扣（尹恒和朱虹， ） 。另外，从动态角度来看，贫困地区与富
26、裕地区从增加的农村低保人均支出中获得的边际受益的差距呈现出扩大的趋势。 年，贫困地区的边际受益率为 ，富裕地区的边际受益率为 ，两者相差 。 年，这一差距达到了 。这一现象与地方财政能力差异化程度不断加深有着密切联系。陶勇（ ） 通过比较地区间人均财政收入和财政支出变异系数发现，尽管中央转移支付在财力均等化方面发挥了一定作用，但地区间财政能力差异仍在不断扩大。由于地方政府财力是农村低保支出的主要支撑，而富裕地区从省级农村低保支出中增加的农村低保支出更大，因此，贫富地区间农村低保支出边际受益差距越来越大。为了检验上述结论的稳健性，我们改变了分组依据，动态评估了 年中国农村低保支出的边际受益分配效
27、应，研究结论保持了高度的一致性和稳健性（见表和表 ） 。由于富裕地区和贫困地区的农业人口比例不同，我们将每个省份的地级市按照农业人口比例划分为组，考察不同农业人口比例群组的农村低保人均支出边际受益情况。研究发现，农业人口比例越低的群组，其边际受益率越高。如 年，农业人口比例处于 分位的群组，从新增农村低保人均支出中的受益最高，为 ，而 分位群组的边际受益率为 ， 分位群组的边际受益率最低，为 。从农业人口比例最高群组和最低群组边际受益率的差值来看，依旧呈现扩大趋势。 年的差值为 ， 年扩大到 。一般而言，农业人口比例高的地区经济发展水平较落后，而农业人口比例低的地区较富裕，因此，这一结论亦与最
28、初按照人均G D P分为组的结论一致。VA r_9T系数 | L .（ ） 3 .（ 9 ） g .（ m ） .（ ） .（ 照 ） .（ 痧 ） .（ $ ） .（ X ） J .（ x ） .（ ） 痧痧 （ 苘 ） $ （ ） K .（ D ） （ x ） （ ）W M万方数据V 系数 | L .（ 苘 ） .（ $ ） .（ X ） J .（ x ） .（ ） 种种 .（ 苘 ） .（ ） .（ D ） r .（ x ） .（ ） .（ 苘 ） .（ $ ） .（ X ） J .（ x ） .（ ）adjR 苘苘 D x adjR 苘苘 D x adjR 苘苘 D x 注： . 、
29、.和.分别表示在 、 和 的显著性水平下通过了显著性检验。VB ? = = E ? = ?MSjh(H=smq（r_）分组 唵 洓 排 谮分位均值 I分位 % : O 厖分位 % : O 分位 % : O 分位与 分位的差 % : O 、#yp在渐进式改革的思路下，作为国家扶贫政策重要内容的农村低保制度应更多地惠及贫困地区，保障贫困地区的农村享受大致均等的低保服务。本文利用边际受益归宿分析技术，实证评估了 年中国 个地级市的农村低保人均支出边际受益率。研究发现：农村低保支出的边际受益率随地区经济发展水平的升高而升高，富裕地区是新增农村低保支出的最大受益者；从动态角度观察，贫困地区与富裕地区农村低保支出边际受益率的差值在逐渐扩大，从 年的 增加到 年的 。以上结论表明，农村低保支出的受益分配存在失效问题，农村低保支出受益分配的公平性有待改善。基于当前农村低保支出更有利于富裕地区的边际受益分配效应，中央和地方政府应完善转移支付分配体制，实施针对贫困地区农村低保对象的“精