中國城市低保救助的主觀福利效應
--基于中國家庭追蹤調查數據的研究

韓華為 高 琴

一、引言

為了應對經濟社會轉型過程中日益嚴重的城市貧困問題，中國在1999年正式建立了城市最低生活保障制度（簡稱城市低保）。近20年來，城市低保在財政投入、覆蓋人數和救助標準方面都經歷了顯著的增長。1999年全國共支出城市低保資金僅為15.4億元，覆蓋人口269.5萬。到2016年底，城市低保在全國范圍內已覆蓋1480.2萬人。2016年全年各級財政共支出城市低保資金687.9億元，全國城市低保平均標準達到494.6元/人/月①民政部：《2000年民政事業發展統計報告》，民政部官網：http://www.mca.gov.cn/article/sj/tjgb/200801/200801150093959.shtml，2011年4月3日；民政部：《2016年社會服務發展統計公報》，民政部官網：http://www.mca.gov.cn/article/sj/tjgb/201708/20170815005382.shtml，2017年8月3日。。城市低保的主要政策目標是為收入水平低于低保標準的絕對貧困家庭提供現金救助，從而保障其基本生活需求得到滿足。隨著低保與其他社會政策銜接程度的不斷加強，目前，城市低保對象不僅能夠定期獲得較高額度的現金救助，而且當遭遇醫療、教育、就業和住房等特定方面的困難時，他們還能獲得相應領域的專項救助。時至今日，作為城市社會支持貧困家庭的最后安全網，低保在城市減貧和維護社會穩定方面發揮出越來越重要的作用。

作為一項以減貧為目標的社會政策，城市低保救助是否能夠切實改善受助對象的福利水平呢？現有文獻較為充分的考察了獲得城市低保對受助家庭物質福利狀況的影響。具體來看，一些文獻研究了城市低保對受助家庭收入貧困狀況的影響效應，結果發現，獲得城市低保能夠顯著降低低保家庭的收入貧困發生率和貧困距①Qin Gao, Sui Yang, Shi Li, "Welfare, Targeting, and Anti-poverty Effectiveness: The Case of Urban China," The Quarterly Review of Economics and Finance, 2015, 56; Bjorn Gustafsson, Quheng Deng, "Di Bao Receipt and Its Importance for Combating Poverty in Urban China," Poverty & Public Policy, 2011, 3(1); Shaohua Chen, Martin Ravallion, Youjuan Wang, Di Bao: A Guaranteed Minimum Income in China's Cities, World Bank Policy Research Working Paper 3805, 2006; 李實、楊穗：《中國城市低保政策對收入分配和貧困的影響作用》，《中國人口科學》2009年第5期；文雯：《城市低保與家庭減貧：基于CHIPS 數據的實證分析》，《人口與經濟》2015年第2期。。另外一些文獻考察了城市低保對受助家庭消費水平和消費結構的影響，結果發現，獲得城市低保有助于提升受助家庭的總體消費水平，在不同的消費類別中，城市低保在提高受助家庭醫療支出和教育支出方面的效應尤為顯著②Qin Gao, Fuhua Zhai, Irwin Garfinkel, "How does Public Assistance Affect Family Expenditures? The Case of Urban China," World Development, 2010, 38(7); Qin Gao, Fuhua Zhai, Sui Yang, Shi Li, "Does Welfare Enable Family Expenditures on Human Capital? Evidence from China," World Development, 2014, 64.。該結論說明，城市低保不僅能夠改善受助家庭的當期物質福利狀況，而且還能夠通過增加人力資本投資而提升其長期物質福利水平。

作為一種總體福利度量方法，主觀福利指標在政策研究領域已經得到了廣泛的應用③Richard Layard, "Measuring Subjective Well-being," Science, 2010, 327(5965).。從概念上來看，主觀福利不僅能夠反映傳統的以貨幣度量的個體物質福利水平，而且還廣泛涵蓋了社會關系、安全感、自尊和自治等非物質福利維度。因此，探討城市低保對受助對象主觀福利指標的影響效應及其作用機制，這不僅具有重要的理論價值，而且對于改善城市低保政策效果具有重大的現實意義。盡管已有不少國外文獻對現金救助的主觀福利效應展開定量研究④Titus Galama, Robson Morgan, Juan Saavedra, Wealthier, Happier and More Self-sufficient: When Anti-poverty Programs Improve Economic and Subjective Wellbeing at a Reduced Cost to Taxpayers, NBER Working Paper 24090, 2017;Johannes Haushofer, Jeremy Shapiro, "The Short-term Impact of Unconditional Cash Transfer to the Poor: Experimental Evidence from Kenya," The Quarterly Journal of Economics, 2016, 131(4); Kelly Kilburn, Sudhanshu Handa, Gustavo Angeles, Maxton Tsoka, Peter Mvula, "Paying for Happiness: Experimental Results from a Large Cash Transfer Program in Malawi," Journal of Policy Analysis and Management, 2018, 37(2).，但現有文獻中，只有Gao等對中國城市低保的主觀福利效應進行了開拓性的定量評估，結果發現獲得低保的城市居民主觀福利水平更低⑤Qin Gao, Fuhua Zhai, "Public Assistance, Economic Prospect, and Happiness in Urban China," Social Indicators Research, 2017, 124.。但是，該研究基于橫截面數據和傾向值匹配方法的識別策略，無法很好地克服樣本選擇引起的內生性問題，這削弱了其估計結果的可靠性。基于中國家庭追蹤調查2012和2014兩個年度構成的面板數據，使用傾向值匹配和雙差分相結合（PSM-DID）的計量方法，本文更為嚴格地評估了獲得城市低保對受助對象主觀福利水平的影響。進一步的，本文還分析了相對社會地位和未來信心程度在城市低保影響主觀福利過程中的中介效應。與已有研究相比，本文基于面板數據和PSM-DID方法能夠更好地克服政策評估中普遍存在的樣本選擇問題，而中介效應分析則有助于更為深入地理解城市低保主觀福利效應的發生機制。

二、城市低保對主觀福利的影響機制：理論框架

從理論上來看，獲得城市低保主要通過兩條路徑來影響受助對象的主觀福利水平（見圖1）。首先，城市低保對象不僅可以獲得低保金，而且還可以獲得與低保資格相關聯的其他專項救助。這些都有助于滿足其基本生活需求，從而緩解其物質層面的貧困狀況。物質貧困的緩解則能夠促進低保對象主觀福利水平的提升。按照馬斯洛需求理論，對于處于貧困狀態中的個體，物質性的基本需求是否能夠得到滿足對其總體性的主觀福利評價有重要影響①Abraham Maslow, "A Theory of Human Motivation," Psychological Review, 1943, 50.。另外，來自中國城市地區的經驗證據發現，絕對收入水平對個體主觀福利有顯著的正向影響，而這種效應在貧困群體中更為突出②Niaz Asadullah, Saizi Xiao, Emile Yeoh, "Subjective Well-being in China, 2005-2010: The Role of Relative Income,Gender, and Location," China Economic Review, 2018, 48.。該實證結論同樣支持，獲得城市低?？梢酝ㄟ^緩解物質貧困來改善受助對象的主觀福利水平。

其次，獲得城市低保還可能通過心理路徑來影響受助對象的主觀福利水平。一些心理學文獻發現，主觀社會地位和未來信心程度對于個體主觀福利水平具有顯著的正向影響③Silin Huang, Jiawei Hou, Ling Sun, Donghui Dou, Xia Liu, Hongchuan Zheng, "The Effects of Objective and Subjective Socioeconomic Status on Subjective Well-being among Rural-to-urban Migrants in China: The Moderating Role of Subjective Social Mobility," Frontiers in Psychology, 2017, 8; Thomas Bailey, Winnie Eng, Michael Frisch, Cr Snyder,"Hope and Optimism as Related to Life Satisfaction," The Journal of Positive Psychology, 2007, 2(3).。而獲得城市低保對主觀社會地位和未來信心程度卻可能存在正負兩個方向的影響效應。一方面，獲得低?？梢跃徑馕镔|貧困，這有助于降低低保對象對其親友的經濟依賴，同時幫助其更體面的參與社會活動，這些都能改善受助者的主觀社會地位和未來信心程度。這種影響機制在其他發展中國家社會救助項目中已得到廣泛的支持④Ramlatu Attah, Valentina Barca, Andrew Kardan, Ian Macauslan, Fred Merttens, Luca Pellerano, "Can Social Protection Affect Psychosocial Wellbeing and Why Does This Matter? Lessons from Cash Transfers in Sub-Saharan Africa," The Journal of Development Studies, 2016, 52(8); Fiona Samuels, Maria Stavropoulou, "Being Able to Breathe Again: The Effects of Cash Transfer Programmes on Psychosocial Wellbeing," The Journal of Development Studies, 2016, 52(8).。另一方面，城市低保瞄準過程包括入戶核查、社區成員評議、申請人員信息公示等環節，雖然這些程序有助于提高低保瞄準效果，但是卻可能損害低保對象的隱私和自尊，從而導致社會恥感。同時，在中國城市社會，“吃低?！蓖徽J為是貧困戶的象征，這種標簽效應同樣會引發低保對象的社會恥感⑤Jian Chen, Lichao Yang, "Poverty and Shame: Interactional Impacts on Claimants of Chinese Dibao," International Journal of Social Quality, 2016, 6(2).。以上兩類因福利而引發的社會恥感都會對低保對象的主觀社會地位和未來信心程度產生負面影響，從而最終降低其主觀福利水平。綜合來看，在城市低保影響主觀福利的心理路徑中，主觀社會地位和未來信心程度是兩個重要的中介變量，其中介效應的方向則取決于緩解貧困和福利恥感兩種影響的相對大小。

圖1 城市低保對受助對象主觀福利的影響機制

三、研究方法與估計策略

（一）PSM-DID估計策略

從實證方法角度來看，在政策效果評估中，最為關鍵的是如何為政策干預對象（處理組）構建反事實樣本（控制組）。如果處理組和控制組之間存在除政策干預之外的其他系統性差異，那么基于兩個組別而獲得的政策效果評估結果就會存在樣本選擇偏誤。在政策效果定量評估中，樣本選擇偏誤是最常見的內生性問題來源。如果不能較好地控制樣本選擇偏誤，那么因此導致的內生性問題就會嚴重削弱因果識別的可靠性。一系列政策評估文獻采用傾向值匹配方法（PSM）來控制樣本選擇偏誤①Qin Gao, Fuhua Zhai, "Public Assistance, Economic Prospect, and Happiness in Urban China," Social Indicators Research, 2017, 132; Qin Gao, Wu Shiyou, Zhai Fuhua, "Welfare Participation and Time Use in China," Social Indicators Research, 2015, 124; Huawei Han, Qin Gao, Yuebin Xu, "Welfare Participation and Family Consumption Choices in Rural China," Global Social Welfare, 2016, 3(4).。但是，PSM方法僅能消除可觀測異質性引起的樣本選擇偏誤，而無法消除不可觀測異質性引致的樣本選擇偏誤。本文采用傾向值匹配和雙重差分相結合的方法（PSM-DID）來評估城市低保救助的主觀福利效應。與PSM方法相比，PSM-DID方法能夠控制可觀測異質性和不可觀測異質性兩種樣本選擇偏誤來源，因此能夠較好地解決因果識別中的內生性問題，從而獲得更為可靠的政策效果評估結果②James Heckman, Hidehiko Ichimura, Petra Todd, "Matching as an Econometric Evaluation Estimator: Evidence from Evaluating a Job Training Programme," The Review of Economic Studies, 1997, 64(4).。

具體而言，本文主要通過以下三個步驟來執行PSM-DID方法。第一步，我們定義2012年為初始期，2014年為干預期?？紤]到初始期特征能夠刻畫樣本個體在干預期陷入貧困狀態的風險，我們使用2012年特征變量來預測每個樣本在2014年獲得城市低保的概率。與相關文獻類似，我們基于Probit模型來建立低保獲得與各類特征之間的關系，并利用其估計結果來計算每個樣本獲得低保的傾向性分數①都陽、Albert Park：《中國的城市貧困：社會救助及其效應》，《經濟研究》2007年第12期；韓華為：《農村低保戶瞄準中的偏誤和精英俘獲：基于社區瞄準機制的分析》，《經濟學動態》2018年第2期；Shaohua Chen,Martin Ravallion, Youjuan Wang, Di Bao: A Guaranteed Minimum Income in China's Cities, World Bank Policy Research Working Paper 3805, 2006.。Probit模型如式（1）所示：

其中，Di代表第i個樣本在干預期獲得城市低保的虛擬變量（獲得低保=1；未獲得低保=0）。Xi代表初始期第i個樣本來自個體、家庭和社區三個層面的特征變量。在Probit回歸中，除了以上特征變量，我們還控制了地區虛擬變量，這有助于控制低保執行在地區之間的差異，以及其他與地區相關的宏觀特征。

第二步，基于估計出的傾向性分數，我們為每個處理組樣本匹配出與其特征相似的非低保樣本。我們主要采用半徑匹配方法（caliper=0.01）來完成匹配并構建控制組②為了做出區分，在本文實證分析中，我們將PSM匹配前的非低保樣本稱為對照組，而將基于PSM匹配后的非低保樣本稱為控制組。。與其他匹配方法相比，半徑匹配的一個顯著優勢在于，其能夠利用在半徑范圍內盡可能多的非低保樣本來獲得更精確的匹配。此外，我們還采用K最近鄰匹配（k=10; caliper=0.01）和核匹配（核類型為正態分布；bwidth=0.01）兩種方法對本文核心結論進行穩健性檢驗。

第三步，基于PSM-DID的平均處理效應可以通過式（2）來進行估計：

式（2）中，Y 代表主觀福利結果，角標14和12分別代表干預期（2014年）和初始期（2012年），T 和C分別代表處理組和控制組，X12代表傾向值匹配過程中所控制的初始期特征變量，D代表獲得城市低保的虛擬變量。

（二）中介效應分析

本文通過以下兩個步驟來檢驗主觀社會地位和未來信心程度在城市低保影響主觀福利過程中的中介效應。第一步，使用上述PSM-DID方法分別評估低保獲得對主觀社會地位和未來信心程度的影響效應。第二步，通過傾向值匹配創建控制組后，在包括處理組和控制組的總樣本中，進行如式（3）所示的OLS回歸，回歸過程中通過逐步添加自變量的方法來檢驗主觀社會地位和未來信心程度的中介效應。

式（3）中，ΔYi代表第i個樣本在初始期和干預期之間主觀福利結果的變化，Di同樣代表第i個樣本在干預期獲得低保的虛擬變量，ΔSSi和ΔCFi分別代表主觀社會地位和未來信心程度在兩期之間的變化。在基準模型中，自變量僅為Di。然后，我們逐步添加ΔSSi和ΔCFi，借以考察這兩個變量分別對ΔYi的影響效應。同時，我們還通過比較添加ΔSSi和ΔCFi前后α1估計結果的變化來檢驗城市低保是否通過主觀社會地位和未來信心程度這兩條心理路徑來影響主觀福利結果。

四、數據來源和變量設置

（一）數據來源

本文的數據來源于北京大學中國社會科學調查中心執行的中國家庭追蹤調查（CFPS）。CFPS采用多階段、內隱分層與和人口規模成比例的系統概率抽樣方法。從2010年開始，該調查每兩年進行一輪追蹤，旨在通過對全國代表性樣本社區、家庭、個體的跟蹤調查，以反映中國經濟發展和社會變遷狀況。作為一項高質量微觀數據集，CFPS數據已經在社會科學各領域研究中得到了廣泛的應用。

盡管CFPS最新公布了2016年數據，但是該輪調查卻沒有包含關于城市低保獲得的相關信息。因此，我們使用CFPS2012和2014兩輪城市樣本構造的平衡面板數據展開本文實證研究。這具有以下三個方面的優勢。第一，CFPS2012和2014不僅調查了城市低保獲得狀況，而且還調查了個體層面的主觀福利、相對社會地位和未來信心程度信息，這使得本文可以深入探討城市低保的主觀福利效應及其發生機制。第二，CFPS涵蓋了豐富的個體、家庭和社區層面的特征信息，這有助于在傾向值匹配（PSM）過程中充分控制可觀測異質性來消除樣本選擇偏誤。第三，兩期調查構成的面板數據使得本文可以采納雙差分方法（DID）來進一步消除不可觀測異質性引致的樣本選擇偏誤。

在本文實證分析中，我們確定16歲及以上城市成年個體作為研究對象。為了基于PSMDID框架估計城市低保的主觀福利效應，我們設定2012年為干預發生前的初始期，并僅保留了2012年未獲得城市低保的樣本。為了獲得平衡面板數據，我們只保留了2012和2014兩期均接受調查的個體。最后，在刪除核心變量存在缺失值的樣本后，我們得到樣本量為5143的兩期平衡面板數據。其中，處理組（2012年未獲得低保，2014年獲得低保）的樣本數量為159，對照組（2012年未獲得低保，2014年也未獲得低保）的樣本數量為4984。

（二）變量設置

本文的解釋變量為個體是否獲得城市低保。CFPS詢問每個城市家庭是否獲得低保救助，如果一個家庭匯報獲得低保，則定義該家庭中所有成員均為低保個體。本文的被解釋變量為主觀福利狀況，我們通過“對自己生活的滿意度”和“對自家生活的滿意度”兩個指標來度量個體的主觀福利狀況。CFPS詢問每位受訪者“您對自己生活的滿意程度如何？”和“您對自家生活的滿意程度如何？”。受訪者通過1（很不滿意）到5（非常滿意）之間的整數來反映其對自身或自家生活的滿意程度。由于救助資源在家庭內部各成員之間的不均等分配，城市低保對受助個體自身生活滿意度的影響和對其自家生活滿意度的影響可能存在差異。在中介效應分析中，兩個中介變量分別為主觀社會地位和未來信心程度。CFPS詢問了每位受訪者“您在本地的社會地位如何？”，受訪者通過1（很低）到5（很高）之間的整數來對自身社會地位做出主觀評價。CFPS詢問每位受訪者“您對自己未來的信心程度如何？”，受訪者通過1（很沒有信心）到5（很有信心）之間的整數來衡量自身的未來信心程度。

在估計傾向值分數的Probit模型式（1）中，本文控制了一系列影響個體未來是否陷入貧困的初始特征變量（Xi），這些變量來自個體、家庭和社區三個層面。具體來看，個體層面的變量包括年齡、性別、教育程度、就業狀況、婚姻狀況、民族、中共黨員，以及自評健康狀況。家庭層面的變量包括家庭規模、16歲以下兒童比例、60歲及以上老人比例、家庭人均收入的對數、家庭人均財產四等分①家庭人均財產數據來自靳永愛和謝宇的測算結果。參見靳永愛、謝宇：《中國家庭追蹤調查：2010年和2012年財產數據技術報告》，《中國家庭追蹤調查技術報告CFPS-29》，2014年。、家庭存在住房困難②家庭存在住房困難指因住房面積過小導致出現12歲以上的子女與父母同住一室、老少三代同住一室、12歲以上的異性子女同住一室、床晚上架起白天拆掉、客廳里也架起睡覺的床的情形。，以及家庭遭遇災難性醫療支出③M=家庭自付醫療支出/家庭非食品消費支出，當M≧40%時，定義該家庭遭遇災難性醫療支出。。社區層面的變量包括社區內有醫療機構、社區位于少數民族聚居區、社區位于礦產資源區、社區位于自然災害頻發區。除此之外，我們還在該Probit模型中控制了地區虛擬變量。

五、實證分析

（一）被解釋變量和中介變量的描述性統計結果

表1給出了被解釋變量和中介變量的描述性統計結果。無論是對自己生活的滿意度，還是對自家生活的滿意度，干預期（2014年）結果均顯著高于初始期（2012年）結果。進一步看，這種改善程度在對照組中比在處理組中稍高。對于主觀社會地位和未來信心程度，干預期結果同樣高于初始期結果。在對照組中，主觀社會地位和未來信心程度在兩期之間的改善程度非常顯著。但是，在處理組中，主觀社會地位和未來信心程度在兩期之間的改善程度卻很小，而且不具有統計顯著性。該結論說明，獲得城市低?？赡軙档褪苤鷤€體的主觀社會地位和未來信心程度，城市低保通過這兩個中介變量可能對受助個體的生活滿意度產生負向影響。

表1 生活滿意度、主觀社會地位和未來信心程度的描述性統計

（二）傾向值匹配前后的平衡性檢驗

表2給出了估計傾向值分數的Probit回歸結果。許多初始期特征對樣本個體在干預期是否獲得城市低保表現出顯著的影響。個體特征方面，自評健康差會顯著提高樣本個體獲得低保的概率，而處于就業狀態的個體獲得低保的可能性更低。家庭特征方面，家庭規模更大、家中遭遇災難性醫療支出的樣本個體獲得低保的可能性更高，而家庭人均收入和家庭人均財產較高則會顯著降低樣本個體獲得低保的概率。社區特征方面，所在社區內有醫療機構與樣本個體獲得低保表現出顯著的負向關系，而所在社區位于少數民族聚居區或自然災害頻發區則與樣本個體獲得低保表現出顯著的正向關系。與東部地區相比，中西部地區的樣本個體獲得城市低保的概率更高。

表2 基于Probit模型的城市低保獲得估計結果

注：*p＜0.1，**p＜0.05，***p＜0.01。

表3給出了基于半徑匹配方法（caliper=0.01）的傾向值匹配前后的平衡性檢驗結果。傾向值匹配之前，來自個體、家庭、社區三個層面的大部分特征變量在處理組和對照組之間存在顯著差異。正如前文所述，如果處理組和對照組之間存在除政策干預之外的其他系統性差異，那么基于兩個組別而獲得的政策效果評估結果就會存在樣本選擇偏誤。傾向值匹配方法（PSM）能夠有效消除可觀測異質性引致的樣本選擇偏誤?；趦A向值匹配構建控制組之后，通過與處理組比較不難發現，所有特征變量在兩個組別之間的差異不再顯著。這說明，使用傾向值匹配構造的控制組在各類特征方面與處理組非常相似，這有效消除了兩個組別在可觀測特征方面的系統性差異?；趦A向值匹配構造控制組后，我們將進一步采用雙差分（DID）方法消除不可觀測異質性導致的樣本選擇誤差，以此較好地克服內生性問題，從而獲得更為可靠的政策效果估計結果（見式＜2＞）。

表3 初始特征在傾向值匹配前后的平衡性檢驗

注：（1）本表匹配結果基于caliper=0.01的半徑匹配方法；（2）檢驗各類特征在處理組和控制組（或對照組）之間顯著性差異時，對于連續性變量，使用t檢驗，對于虛擬變量，則使用卡方檢驗，檢驗結果在控制組（或對照組）標準差后顯示。*p＜0.1，**p＜0.05，***p＜0.01。

（三）城市低保主觀福利效應的PSM-DID估計結果

表4給出了基于PSM-DID方法估計的城市低保對兩個生活滿意度指標的影響效應。半徑匹配方法的估計結果發現，處理組樣本對自己生活滿意度的評價分數在初始期和干預期之間上升了0.447，控制組樣本對自己生活滿意度的評價分數在兩期之間上升了0.328。最后，通過對以上兩個差值進一步差分獲得的PSM-DID估計結果發現，城市低保對自身生活滿意度的影響效應為0.119，該效應在99%的置信水平下具有統計顯著性。另外，城市低保對自家生活滿意度的影響效應（0.095）低于對自己生活滿意度的影響效應（0.119），但該效應同樣在99%的置信水平下具有統計顯著性。以上結果說明，獲得城市低保不僅能夠顯著改善受助個體對自己生活的滿意度，而且也能夠顯著改善其對自家生活的滿意度。為了檢驗以上結論的穩健性，本文還基于K最近鄰匹配和核匹配方法重新估計了城市低保對兩個生活滿意度變量的PSM-DID效應。表4中基于這兩種匹配方法的估計結果表明，獲得城市低保對自己和自家生活滿意度都表現出顯著的促進效應，同時低保對自己生活滿意度的促進效應比對自家生活滿意度的促進效應更大。該結論與基于半徑匹配方法的估計結果一致，說明評估結果具有較好的穩健性。

主觀福利體現了個體對其自身生活質量的綜合性評價，因此能否切實改善受助對象的主觀福利水平是評價城市低保政策效果的重要方面。本文定量評估結果發現，獲得城市低保能夠顯著改善受助對象的主觀福利水平，這說明，低保在提升城市困難群體整體福利狀況方面發揮出了積極的作用。根據圖1給出的理論框架，我們可以從兩個方面對上述結論做出解釋。首先，隨著中國社會救助體系的不斷完善，城市低保家庭不僅可以定期獲得現金救助，而且與非低保家庭相比，城市低保家庭在獲得醫療救助、教育救助、住房補貼、水電燃料取暖費減免、物價補貼等各類專項救助方面，以及在獲得社會慈善救助方面的可能性都更高①劉麗娟：《我國城鄉低保家庭基本狀況分析：基于2016年“中國城鄉困難家庭社會政策支持系統建設項目”的調查》，《中國民政》2017年第21期。。全方位、綜合性的救助支持較好地滿足了城市低保個體在吃、穿、醫療、教育、住房等方面的基本需求，物質貧困狀況的有效緩解會對低保個體主觀福利水平產生直接的正向效應。其次，通過緩解其物質貧困狀況，獲得城市低保有助于降低受助個體對其親友的經濟依賴程度，同時還能夠有效提升受助個體在人情或社交等方面的參與水平。更高的經濟獨立性可以幫助低保個體建立對其自身生活的掌控，更充分的社會參與則有助于化解因排斥和隔離引致的負面心理感受，兩者都有助于改善受助個體的主觀社會地位和對未來的信心程度，從而最終提升其主觀福利水平。

表4 城市低保主觀福利效應的PSM-DID估計結果

（四）中介效應分析結果

表5給出了基于PSM-DID方法估計的城市低保對主觀社會地位和未來信心程度的影響效應。半徑匹配方法的估計結果發現，處理組樣本的主觀社會地位和未來信心程度在初始期和干預期之間均未出現顯著上升（盡管兩者分別上升了0.050和0.071，但都不具有統計顯著性），但是控制組樣本的主觀社會地位和未來信心程度在初始期和干預期之間卻出現顯著上升（兩者分別上升了0.276和0.195，且均在99%的置信水平下顯著）。最終的PSM-DID估計結果顯示，獲得城市低保導致受助個體的主觀社會地位和未來信心程度分別下降0.226和0.124，而且兩者均在99%的置信水平下顯著。與此同時，穩健性檢驗結果表明，在影響效應的方向和顯著性方面，基于K最近鄰匹配和核匹配的估計結果與基于半徑匹配的估計結果一致?？傮w來看，獲得城市低保對受助個體的主觀社會地位和未來信心程度有顯著的負面影響。

城市低?？赡軙е率苤咴馐苌鐣u感，這一觀點已經得到國內外眾多研究的支持①Chak Kwan Chan, Jie Lei, "Public Assistance Eligibility and the Well-Being of Poor People in China," Journal of Social Service Research, 2018, DOI: 10.1080/01488376.2018.1476294; 洪大用：《當道義變成制度之后：試論城市低保制度實施的延伸效果及其演進方向》，《經濟社會體制比較》2005年第3期；王錦花：《福利悖論：中國社會保護中的社會排斥——基于廣州市的實證研究》，《武漢大學學報（哲學社會科學版）》2016年第2期。。與城市低保相關的福利恥感主要來源于以下兩個方面。首先，低保相關的福利恥感可能來自于城市低保執行過程本身。比如，低保瞄準和動態管理過程中的“公開呈述家庭狀況”“張榜公示”和“鄰里監督”等環節都可能損害受助對象的隱私和自尊，低保執行過程中工作人員的無禮對待也會給受助者帶來恥感。其次，福利恥感還可能來自于與低保相關的標簽效應。一旦獲得低保救助，受助個體就被貼上了“窮人”的標簽。這種標簽使得受助對象在社區人際交往中遭受排斥和歧視，從而引發社會恥感。城市低保所導致的社會恥感會對受助個體的主觀社會地位和未來信心程度產生顯著的負面效應。當這種負面效應足夠大，以至于抵消并超過低保通過緩解物質貧困對這兩個心理變量帶來的正面效應時，獲得城市低保就會對主觀社會地位和未來信心程度產生凈的負向效應。

表5 城市低保對中介變量影響效應的PSM-DID估計結果

表6給出了式（3）OLS回歸模型的估計結果。其中，模型（1）-（4）的自變量為對自己生活滿意度的變化，而模型（5）-（8）的自變量為對自家生活滿意度的變化。所有8個模型均在包括處理組和通過傾向值匹配創建的控制組的總樣本中進行回歸。為了檢驗回歸結果的穩健性，表6分別給出了基于三種匹配方法的估計結果。在基于半徑匹配創建的總樣本回歸中，基準模型（1）和（5）的自變量僅包括獲得城市低保的虛擬變量，回歸結果顯示，獲得城市低保對自己生活滿意度和自家生活滿意度的影響效應分別為0.119和0.095。由于此時的OLS回歸模型與PSM-DID估計策略在技術上具有等價性，所以該回歸結論與表4給出的PSM-DID估計結果完全一致。在基準模型的基礎上，模型（2）和（6）在自變量中添加了主觀社會地位的變化，結果發現主觀社會地位對自己和自家生活滿意度均有顯著的正向影響。模型（3）和（7）在自變量中添加了未來信心程度的變化，結果發現未來信心程度對自己和自家生活滿意度均有顯著的正向影響。逐步添加自變量后，獲得城市低保對生活滿意度的影響效應變得更大。當模型（4）和（8）在自變量中同時添加了主觀社會地位的變化和未來信心程度的變化時，獲得城市低保對兩個生活滿意度指標的影響效應變得最大，其分別比基準模型估計效應提高了51.26%和56.84%。最后，基于K最近鄰匹配和核匹配的回歸結果表明，以上結論具有較好的穩健性。

綜合表5和表6的結果表明，在城市低保對受助個體主觀福利水平的影響機制中，主觀社會地位和未來信心程度是兩個重要的中介變量，這兩個心理層面的中介變量構成了城市低保影響受助個體主觀福利的重要路徑。具體來看，一方面，獲得城市低保會對受助個體的主觀社會地位和未來信心程度產生顯著的負向效應（表5）；另一方面，主觀社會地位和未來信心程度又進一步會對受助個體的主觀福利水平產生顯著的正向效應（表6）。這意味著，通過降低主觀社會地位和未來信心程度，獲得城市低保會間接的對受助個體的主觀福利產生負向影響。但是，從凈效應來看，城市低保能夠顯著提升受助個體的主觀福利水平（表4）。這說明，城市低保通過緩解物質貧困而對主觀福利水平產生的正向直接效應大于其通過中介變量而產生的負向間接效應。按照馬斯洛需求理論，對于處于絕對貧困狀態的城市低保個體來說，其亟需滿足的正是吃、穿、醫療、教育、住房等方面的基本物質需求。通過獲得全方位、綜合性的社會救助支持，城市低保個體在上述各個方面的基本需求能夠得到較好的滿足，因此獲得低保會對其主觀福利狀況產生顯著的促進效應。盡管與低保相關的福利恥感會部分地削弱這種促進效應，但總體來看，通過滿足基本物質需求和緩解物質貧困帶來的促進效應仍然占主導地位。

表6 城市低保影響生活滿意度的中介效應分析

注：表中N代表共同支撐域內的樣本數量；半徑匹配中，caliper=0.01；K最近鄰匹配中，k=10，并且caliper=0.01；核匹配中，核類型為正態（normal），并且 bwidth=0.01。***p＜0.01，**p＜ 0.05，*p＜0.10。

六、結論與政策含義

基于中國家庭追蹤調查（CFPS）2012和2014兩個年度構成的面板數據，使用傾向值匹配和雙差分相結合（PSM-DID）的計量方法，本文嚴格評估了城市低保對受助對象主觀福利水平的影響效應，并基于中介效應分析深入探討了該效應的發生機制。研究發現：（1）總體來看，獲得城市低保有助于提升受助個體的主觀福利水平。（2）獲得城市低保會顯著降低受助個體的主觀社會地位和未來信心程度。（3）在城市低保影響受助個體主觀福利的機制中，主觀社會地位和未來信心程度是兩個重要的中介變量，獲得低保會通過降低主觀社會地位和未來信心程度而削弱城市低保的主觀福利效應。研究結果說明，城市低保執行過程以及與低保相關的標簽效應會引致較為嚴重的福利恥感，福利恥感引發的負面心理影響在一定程度上會降低城市低保的主觀福利效應，但這種負面心理影響還不足以抵消城市低保通過緩解物質貧困而帶來的正面福利效應。因此，從總體效應來看，城市低保在提升受助個體主觀福利方面仍然能夠發揮重要作用。

與本文結論不同，Gao等基于中國家庭收入調查（CHIP）數據的評估結果發現，與非低保個體相比，城市低保對象的主觀福利水平更低①Qin Gao, Fuhua Zhai, "Public Assistance, Economic Prospect, and Happiness in Urban China," Social Indicators Research, 2017, 132。這種結論上的差異可能來自于以下幾個方面的原因。首先，數據方面，Gao等的研究基于2002年的CHIP數據，本研究則使用了更新的2012和2014年的CFPS數據。與2002年相比，2012和2014年的城市低保救助水平有很大的提高，低保對象可獲得的專項救助也更加全面②民政部統計信息顯示，2002年全國城市低保的平均救助水平僅為52元/人/月，2012和2014年城市低保的救助水平則分別為 239/人 /月和 286/人 /月。。這些變化使得城市低保能夠表現出更積極的主觀福利效應。其次，估計策略方面，Gao等采用PSM方法，該方法僅能消除可觀測異質性引致的樣本選擇問題。而本研究所使用的PSM-DID方法則能夠控制可觀測異質性和不可觀測異質性兩種樣本選擇偏誤來源，因此能夠獲得更為可靠的政策效果評估結果。最后，主觀福利測量方面，Gao等使用主觀幸福感（Happiness）來度量主觀福利，而本研究則使用生活滿意度指標來度量主觀福利，使用不同的主觀福利測量手段可能導致差異化的評估結果。

本文實證結論具有以下政策啟示：

第一，在城市低保未來的實際執行和政策調整中，不僅要關注其物質層面的福利效應，還要進一步重視其對受助者主觀福利狀況的影響。作為總體性福利度量手段，主觀福利指標能夠較全面準確地衡量個體層面的生活質量和福利水平，這一點在全球福利政策研究領域已經得到了廣泛的確認。因此，在監測和評估城市低保的政策效果時，應該設計專門的調查板塊來搜集主觀福利相關數據，同時將是否能夠提升受助對象主觀福利水平納入到政策效果評價指標體系中。在對城市低保政策進行調整和優化過程中，也應該將主觀福利作為一個核心要素納入考量，并密切關注這些政策變化對受助對象主觀福利水平的可能影響。

第二，消除福利恥感有助于改善城市低保的主觀福利效應。具體而言，可以采取以下一些手段來消除與低保相關的福利恥感。首先，通過政策宣傳強化貧困人口獲得政府救助的權利意識，引導社會民眾改變對“低保戶”可能存在的偏見和歧視，降低“低保戶”標簽效應帶來的社會恥感。其次，加強低保工作隊伍建設，提高服務水平，改善服務態度，杜絕因工作人員對受助對象的無禮對待而引發的社會恥感。最后，優化低保瞄準和動態管理過程，推進居民家庭經濟狀況核對系統的廣泛應用，探索代理家計調查等瞄準方法的具體實施。在此基礎上，在低保識別過程中，盡量減少和弱化那些可能貶損個體尊嚴和泄露個人隱私的環節，逐步消除政策執行中可能引起的福利恥感。

第三，保障基本生活需求，緩解物質貧困狀況。這仍然是加強城市低保主觀福利效應的重要路徑。首先，進一步提高低保救助標準，并且根據經濟社會發展水平和物價變動對其進行相應調整，確保城市低保對象可以獲得最基本的收入保障。其次，繼續強化醫療救助、教育救助、住房救助等專項救助的功能，持續推進城市低保和醫療保險、養老保險等社會政策的有效銜接，切實保障城市低保對象的各方面基本物質需求得到滿足。最后，對于有勞動能力的低保對象，應該通過提供職業指導、崗位介紹等手段積極引導其通過就業而擺脫物質貧困，從而最終改善其主觀福利狀況。