福利三角供给主体的关系探讨：互补还是嵌入？——以智障成年人的福利获得为例

文/林诚彦 卓彩琴（.华南农业大学公共管理学院，广东广州 50642；2.南京大学社会学院，江苏 南京 20023）

2010 年11 月20 日深夜，不堪生活压力和精神压力重负的广东省东莞市韩某在租住的出租屋内将两个脑瘫儿子溺死在浴缸内，然后服毒自杀。第二天，昏迷中的韩某被丈夫发现，经抢救得以幸存。2017 年，广州市越秀区一位83 岁老婆婆细心照料智障的儿子40 余年，近年来因身体每况愈下，担心自己去世后儿子得不到好的照顾，选择了“先送走”智障儿子，后自首。这些现象引发了笔者的思考：是完全没有福利资源还是难以获得有限的福利资源？是什么让悲剧发生在这个家庭而非那个家庭？如何构建更合理的福利体系？

一、文献回顾与研究假设

从西方学界反思福利国家制度开始，福利多元主义（welfare pluralism）逐渐成为福利社会学最为流行的理论范式之一。对福利多元主体的具体划分方式有很多种：第一种是国家—商业—志愿—非正规部门四分法；第二种是国家—市场—社区—民间社会四分法；还有一种是Neil Gilbert 和Paul Terrell 的六分法：政府、市场、工作单位、宗教、亲属、互助。①[美]Neil Gilbert、[美]Paul Terrell：《社会福利政策导论》，黄晨熹、周烨、刘红译，华东理工大学出版社，2003 年，第23-24 页。福利多元主体的互动关系在不同的研究中各有阐释，主要侧重福利供给的类型、性质、价值理念上的互补性。最具代表性的分类为国家、市场、家庭“福利三角”范式，该观点认为三类主体在福利类型上互补，即市场提供就业福利，以家庭为代表的社会提供非正式的、私人的福利，国家则通过正规福利制度将社会资源进行再分配。其体现的价值（性质）也互补，即市场体现选择和自主的价值，家庭体现团结和共有的价值，国家体现平等和保障的价值。有学者用“市民社会”取代福利三角范式的“家庭”一角，但是依旧遵循了旧有分析思路，福利三角的互动关系在于分别所提供福利的性质差异上：权力（保障）、金钱（选择）、团结（团结）。②彭华民：《从沉寂到创新：中国社会福利构建》，中国社会科学出版社，2012 年，第9-10 页。

进入21 世纪后，以福利三角为代表的福利多元理论开始被国内学界所关注③林闽钢：《福利多元主义的兴起及其政策实践》，《社会》2002 年第7 期；彭华民：《福利三角：一个社会政策分析的范式》，《社会学研究》2006 年第4 期；彭华民、黄叶青：《福利多元主义：福利提供从国家到多元部门的转型》，《南开学报》（哲学社会科学版）2006 年第6 期。，至今已成为主流分析框架，被广泛应用，如在宏观方面被应用在福利体制转型问题④岳经纶、郭英慧：《社会服务购买中政府与NGO 关系研究——福利多元主义视角》，《东岳论丛》2013 年第7 期；同春芬、汪连杰、耿爱生：《中国养老保障体系的四维供给主体与职责定位——基于福利多元主义范式的分析框架》，《湘潭大学学报》（哲学社会科学版）2015 年第3 期。，在中观方面被应用在老年人⑤董春晓：《福利多元视角下的中国居家养老服务》，《中共中央党校学报》2011 年第4 期；李明、李士雪：《福利多元主义视角下老年长期照护服务体系的构建》，《东岳论丛》2013 年第10 期；陈芳：《福利多元主义视角下农村留守老人社会支持体系的构建》，《理论导刊》2014 年第8 期；秦永超：《老人福祉视域下养老福利多元建构》，《山东社会科学》2015 年第12 期。、儿童①李静：《福利多元主义视域下流动儿童家庭教育社会支持体系研究》，《理论导刊》2012 年第11 期；仲伟秀：《福利多元主体对留守儿童学前教育责任分担及现实困境对策研究》，《河北师范大学学报》（教育科学版）2016 年第2 期。等特定群体的保障体系设计问题上。此外，学界也对福利多元理论的本土化有所批评和反思。周幼平认为，中西福利供给结构有差异，中国的家庭—宗族传统中“施报机制”为福利三角添上了第四角“人情福利”。②周幼平、唐兴霖：《中国情境下福利多元理论的反思》，《学术研究》2012 年第11 期。毕素华认为，福利供给主体的角色有所差异，中国应该是“政府主导的福利多元结构”。③毕素华：《中国特色社会福利项目的运行与反思：政府包揽抑或福利多元？》，《河海大学学报》（哲学社会科学版）2015年第2 期。汪连杰认为，我国未经历过类似西方“福利国家”的发展阶段，这将导致理论成果的实践转化缺乏社会基础。④汪连杰、同春芬：《转型背景下中国新型福利社会构建的路径选择——基于福利多元主义范式的视角》，《长白学刊》2017 年第2 期。目前福利多元研究多数关注福利供给方在本土情境中发挥的功能，很少关注福利输送体系中多元主体是如何互动的。

福利多元主义暗示了设计福利供给体系的两个条件：一是福利供给的非垄断性，政府不应当也不可能是福利的完全提供主体；二是福利供给主体之间的互补性。互补性意味着主体之间虽然在服务内容、功能上存在主辅先后的关系，但是各自应秉持独立的运作规则和价值，如图1 所示。市场体现选择和自主，国家体现平等和保障，家庭体现团结和共有。

图1 福利三角主体间的“独立”假设

也有研究对各主体能否秉持独立的运作规则有所怀疑，对福利多元主义的潜在批评也来自多元主义有可能破坏志愿组织的独立性，以及拉大两极分化，即下层阶级福利需求最为强烈而得到的社会福利最少。⑤彭华民：《西方社会福利理论前沿——论国家、社会与政策》，中国社会出版社，2009 年，第22 页。国内学者赵海利运用2001—2007 年的省级面板数据，发现政府财政性社会支出降低了社区服务志愿参与率，政府行动在整体上排斥了民间志愿行动，两个供给主体之间并没有发挥更好的互补性。⑥赵海利：《互补还是排斥：福利社会体系建设中政府行动对志愿行动的影响》，《财贸经济》2012 年第4 期。

当运用福利三角分析中国现行福利制度时，我们需要考虑福利三角所假设的前提在现实制度安排中是否已经实现。对于几乎失去自我照料能力的弱势群体而言，家庭在福利体系中的关键作用并没有得到充分认识。家庭是具备双重身份的，家庭不仅生产福利，还扮演着输送、筹集、分配的角色，是其他福利资源输送的落脚点，是外部福利资源的最后接收站，对各种福利进行有机整合并且进行有效分配。因此，所有供给主体的福利输送不可能独立于家庭而存在。

本文尝试借鉴“嵌入”概念描述这种福利输送机制的特点，学界对“嵌入性”的具体含义、形式类型看法不一，本文所采用的概念更接近于格兰诺维特的思想，“把人看作嵌入于具体的、持续运转的社会关系之中的行动者，并假设建立在亲属或朋友关系、信任或其他友好关系之上的社会网络维持着经济关系和经济制度”①符平：《“嵌入性”：两种取向及其分歧》，《社会学研究》2009 年第5 期。。行动者之间的互动关系及其结果受到其所在环境影响。在国家、市场、社会等主体（福利供给者）与弱势群体（福利接受者）的互动过程中，其互动关系及结果也受到弱势者所处的家庭背景影响。供给主体的福利输送并不是完全独立的，福利三角中的家庭供给方在弱势群体福利获得过程中承担着连接、枢纽作用，而非简单地补充其他两角供给不足的部分，如图2 所示。因此，本文是在此意义上认为：国家、市场的福利输送是嵌入家庭之中的，而弱势群体的福利获得也是嵌入家庭之中的。

图2 福利三角主体间的“嵌入”假设

由于福利供给的制度设计往往和现实运行有所脱节，从福利供给的环节并不足以验证上述两种竞争假设，因而必须从福利输送终端进行考察。Neil Gilbert 和Paul Terrell 从政策实施、体系运行的角度对社会福利的输送系统进行分析，指出社会福利资源的存在并不一定导致政策对象的福利获得，地方输送系统常常出现的问题表现为分割性、不连续性、不负责性和不可获得性。不可获得性是指弱势群体进入地方社会服务网络的障碍，例如，官僚机构基于收入、年龄、成功的可能性或其他特征的选择性是否把某些人排除在服务范围之外？福利输送系统的大门对某些申请者是关闭的，其他虽然进去了但发现自己被机构推来推去，没有得到任何合适的帮助。为了解决福利不可获得问题，有学者提出以下几种主要策略：通过协调和市民参与改变职权方式，通过角色依附和专业分离改变角色和地位，通过建立专门的准入架构和特意复制来改变实体构成。王思斌对不可获得性的外延进行扩大，将福利资源短缺和福利资源输送障碍都定义为不可获得性，并以此为参考框架分析城市社区福利服务，指出城市社区福利服务具有“弱可获得性”的特点。②王思斌：《我国城市社区福利服务的弱可获得性及其发展》，《吉林大学社会科学学报》2009 年第1 期。韦克难也使用“弱可获得性”概念调查社区社会福利设施的使用情况，并认为产生成因包括社会福利服务缺乏专业化的输送体系、政府主体的角色和职责定位模糊。③韦克难：《我国城市社区福利服务弱可获得性的实证分析——以成都市为例》，《社会科学研究》2013 年第1 期。

本文以智障成年人的福利获得为例，通过对调查数据的定量建模，考察其福利获得水平与家庭之间的关系，对上述假设进行验证。如果家庭、社会、政府、市场作为服务提供主体，是以独立方式为智障成年人提供服务的，那么智障成年人是否获得特定领域、特定主体的服务，则应当仅取决于其个体变量，而不受家庭变量的影响。智障成年人是否获得残联庇护工场服务，应仅取决于智障成年人的个体特征是否符合服务使用者要求（智障等级、性别等），与他的家庭背景无关。反之，如果家庭因素会影响智障成年人在家庭之外的福利获得，那么通过两种方式体现出来，或者直接影响显著，或者对个体变量的影响产生调节作用。例如，如果发现智障成年人是否获得残联庇护工场服务（因变量），不仅与智障等级（个体变量）有关，还与智障成年人的家庭收入（家庭变量）有关，那么家庭收入对庇护工场服务的回归系数则显著；如果智障等级程度（个体变量）影响庇护工场服务获得（因变量），但家庭收入（家庭变量）影响了智障等级程度对庇护工场服务获得的可能性，那么在回归方程中则体现为交互作用。

另外，为明确无获得（不可获得）状态与供给主体独立性之间的因果关系，还必须排除供给内容充分性对福利无获得的影响。本文的“供给内容充分”是指服务主体之间的相互补充会对各领域、各群体形成完整的服务内容，因此无论是哪种境遇的智障成年人，都应当找到适合他的服务内容，具体服务内容可能会有差别，但是不可能缺失。换句话说，如果服务内容的不可获得性仅仅是因为供给内容不够充分，那么成年智障人士福利无获得应是由地理位置较远、联系不便、家庭住址变动等随机因素所导致的，而不应当受智障类型、性别等个体变量和家庭变量的影响。

因此，本文提出与充足性假设和独立性假设相对应的两个假设：

假设1：智障人士的各类型福利的无获得（不可获得）与家庭变量和个体变量相关；

假设2：智障人士的各主体供给福利的无获得（不可获得）与家庭变量和个体变量相关。

在此说明，残疾人社会福利从内容上可以分为残疾人保障、预防、康复、教育、文体和社会环境等方面①赵映诚、王春霞、杨平：《社会福利与社会救助》，东北财经大学出版社，2010 年，第115 页。；从形式上可以分为货币福利、实物福利、机会福利、权力福利以及服务福利等多种形式，后三者的特点在于福利内容的不可转移性。②[美]Neil Gilbert、[美]Paul Terrell：《社会福利政策导论》，黄晨熹、周烨、刘红译，华东理工大学出版社，2003 年，第182 页。本文中的“福利获得”是指非货币福利和实物福利以外的福利获得，调查群体为广州市城市户口的智障成年人群体。

二、研究设计

（一）调查及分析程序

本文的数据来自2012 年华南农业大学社会工作系与广州市残联等单位联合开展的广州市智障成年人支持性就业状况及照料者生活质量的调查。由于对智障人士的调查抽样较为困难，因此过往研究主要以特定安置场所的服务对象为抽样框，可能会带来选择性偏差。本文关注的是“服务未获得性”，以这种抽样方式获得的样本必然不能提供足够的信息。

基于广州市残联提供的统计数据，该调查在广州市6 个行政区域按比例抽样，在此基础上增加了部分类型的样本配额。考虑到智障人士群体的福利服务使用率（尤其是对民办社会服务机构的服务使用）偏低，而且联系家庭照料者难度较大，因此除在各行政区街道办进行部分抽样以外，主要是通过各行政区域的服务提供单位（民办机构、街道工疗站、残联机构和社会工作服务中心）的服务使用者名单进行抽样。通过结构式问卷，我们招募大学生志愿者与智障成年人的家庭照料者进行一对一上门访谈，获得数据，在访谈前所有志愿者都接受了相关培训。

本调查访谈209 个智障人士家庭，每个家庭选取1 人为代表。其中，男性73 人，女性136 人；125人为智障者的父母，53 人为智障者的子女，31 人为智障者的兄弟姐妹或其他亲人。在调查对象家中，智障人士的情况为男性131 人、女性78 人；智障人士年龄介于16 岁至25 岁的有121 人，26 岁至35 岁的有42 人，36 岁至45 岁的有46 人；智障等级为一级的有30 人、二级的有56 人、三级的有74 人、四级的有44 人，未办理残疾证但有医院诊断证明的有5 人；智障类型中智力发育迟缓的有125 人、自闭症的有18 人、脑瘫的有16 人、唐氏综合征的有12 人、其他类型的有26 人、不清楚或不确定的有12 人。

数据分析采用Stata 12.0 软件，因为因变量为二元分类变量，所以采用Logit 回归对数据进行统计分析。

（二）变量设置

1. 因变量设置

当前针对智障人士的服务资源极为匮乏，这为本文的因变量操作化带来了挑战。基于现有服务福利，本文界定各变量的内容，要把不同服务内容很明确地拆分显然不具备可行性。以市场服务为例，福利三角视角下的市场福利主要是指两种类型：职工单位为职工提供的福利、服务使用者以交易规则向市场购买的福利服务。对本研究的调查对象（智障成年人）而言，为他们提供市场服务的主体是不存在的，虽然政府部门提供的部分福利服务也需要收取费用，但是显然这并没有利用产品稀缺性、供需关系调节价格杠杆的市场规则，而是以平等原则为基础的，不能属于市场主体提供。尽管有少数家庭会雇用社区邻里作为智障人士照料者，但是这也可以被视为社会主体（非正式部门）提供的服务。因此，本文中对市场福利的界定仅选择了“企业工作经历”，也符合学者所谓“市场提供就业福利”的观点。①残障人士就业在国内的界定较为模糊。学界在讨论就业形式时，会将辅助性就业（工疗、农疗、庇护工厂等）包含在内，但是政府在统计就业数据时，只统计竞争性劳动力市场就业（按比例就业、集中就业等），不统计辅助性就业。由于现阶段残障人士（尤其是精障、智障）的竞争性劳动力市场就业仍有很大阻力，受访对象中竞争性劳动力市场就业的占比很小，本文将辅助性就业也视为就业形式。

智障成年人可能随着年龄增长在不同时段获得过不同类型服务，因此仅调查当下状态（是否就业、是否接受培训）不符合事实。因变量“智障成年人服务获得”的调查通过多个多选题，分别询问家庭照料者、智障成年人是否接受过不同服务主体（机构）提供的服务，主要以“类型的多寡”（计数数据）来判断。根据三个服务主体、四种服务内容，构成表1 的服务内容矩阵。

表1 服务提供的指标构成

相应地，上述各项服务内容构成7 个因变量指标：教育服务无获得性（从未接受过任何教育服务）、就业服务无获得性（没有任何就业）、照料服务无获得性（全天候亲属照料，意味着无其他照料服务）、社会参与无获得性（没有或极少参与社区活动）、市场服务无获得性（没有企业就业经历）、政府服务无获得性（没有获得过公办学校、公办康复训练机构、公办工疗站、残联庇护工场等任一项政府服务）、社会服务无获得性（没有获得过民办机构服务并且极少参加社区活动）。7 个因变量指标都是二分变量，并且赋值1 代表无获得。表2 为各项因变量的描述性统计结果。

表2 各项因变量描述性统计表（N=209）①

2. 个体变量设置

个体变量包括智障成年人性别、智障成年人年龄、智障等级、智障类型和自理能力等5 项。自理能力调查问卷选自广州市慧灵智障人士服务机构使用的服务对象功能独立性评估标准，用以考察服务对象10 个方面的自理能力（包括饮食起居、卫生清洁、做饭、洗衣、买东西、理财、时间安排、寻求帮助、休闲活动和出行），各题评定分数从“1 不能自理”到“4 完全自理”，总分为40 分。该标准经过多年的临床使用，具备较好的信度和效度，本研究检验其科隆巴赫α 系数为0.909，题总相关系数在0.650 到0.810 之间。本文采用其量表总分作为变量得分。在进入回归模型时，自理能力和年龄都采用标准化后得分。表3 为各项个体变量的描述性统计结果。

表3 各项个体变量描述性统计表（N=209）

3. 家庭变量设置

家庭变量（照料者变量）包括家庭经济资本、家庭社会资本、服务内容认知等。由于智障成年人的家庭构成较为复杂，或与父母同住、或与兄弟同住，因而将家庭收入作为测量家庭经济资本的指标不再适用。

因此，本文将家庭经济资本操作化为反向指标“经济资本匮乏”：收入来源中是否有低保或救助，指该家庭的收入来源中是否有低保或社会救助，若有则认为家庭经济状况较差。

家庭社会资本以该家庭的社会网络规模测量，通过4 个题项“与您家庭联系密切的社区邻里的总数量”“与您家庭联系密切的朋友的总数量”“与您家庭联系密切的亲属的总数量”“除上述人物以外，您能联系上的朋友（无论是电话、邮件还是面对面联系都算）有多少人”分别测量其邻里、朋友、亲属、弱关系的网络规模，并运用主成分分析获得1 个因子得分作为变量得分引入模型（KMO=0.744，Bartlett=231.255，df=6，sig.=0.000），因子分析的方差解释率为59.995%，4 个题项提取公因子方差皆在0.512 以上，因子负载皆在0.752 以上。

安置场所认知则由4 个题项构成，了解照料者是否知道下述安置场所（服务主体）：知道多少种政府或残联办的安置场所（赋值为0、1、2、3）、是否知道民办残障人士服务机构（赋值为0、1）。表4 报告了家庭变量指标的描述性统计结果。

表4 各项家庭变量描述性统计表（N=209）

三、结果与分析

（一）智障人士对各类型福利的无获得受到个体变量和家庭资本的显著影响

为揭示不同类型的变量对服务的影响，本文针对4 个因变量，分别设计了嵌套的Logit 回归模型。首先单独纳入个体变量作为自变量对因变量进行预测；其次，纳入个体变量和家庭变量，考察其系数和显著性的变化；最后，根据经验设想，进一步考察家庭变量是否存在与个体变量的交互作用。为简化报告表格，表5 仅列举了纳入交互项后的Logit 回归模型的回归系数和标准误。

如表5 所示，年龄对照料服务无获得、教育服务无获得的效应系数均达到显著水平，说明年龄越大的智障人士越在其生涯中未曾获得照料服务，年龄每增长1 岁，照料无获得的发生比则增大6.42%，教育康复无获得的发生比则增大9.30%。从个体角度来看，“个体年龄越大而‘未获得’的可能性越高”的说法是不成立的。考虑到本次调查为横向调查，所反映差异可能既包括年龄差异也包括世代效应（cohort effect）。世代效应主要体现在教育上，即老一代智障群体在其青少年期的教育需求高峰时，却因为缺乏相关教育、照料资源而未获得福利。年龄差异主要体现在照料上，年龄大的智障群体步入中年后，因为长期无法获得福利带来的习得无助感（认为没有福利也无所谓）以及照料者（主要指父母）年龄偏大，难以获得相关福利信息或不知道如何申请相关服务，从而转为完全依靠亲属照料。

表5 各类型福利无获得的Logit 嵌套模型

除此之外，智障等级对就业服务无获得、教育服务无获得的效应值均为正值且显著，说明对1 级或2 级智障者而言，他们没有获得就业服务、教育服务的发生比分别是其他智障者的2.568 倍（b=0.943，S.E.=0.328，p＜0.01）、2.866 倍（b=1.053，S.E.=0.48，p＜0.05）。智障类型和自理能力因子则分别对社会参与无获得、教育服务无获得有显著影响。简单来说，智障者自理能力越高，参与社会生活的可能性就越大。这说明个体是否能获得相关福利服务，一定程度上和他自身的特点如智障等级、自理能力、智障类型、年龄相关。当前福利服务体系对智障群体的覆盖面存在内部差异，存在部分类型群体较易接受服务，部分类型（尤其是智障等级高、自理能力较差）的群体可能存在“福利空白”。

除照料服务外，家庭变量同样对其余三种类型服务获得有显著影响，其中社会网络因子对社会参与无获得、就业服务无获得、教育服务无获得的效应系数均为负值且显著，这说明家庭社会网络规模越大，智障者在社会参与、就业服务、教育康复方面无法获得服务的可能性就越低。“低保救助”对社会参与无获得、就业服务无获得的效应系数均为正值且显著，说明低保救助家庭的智障者更有可能遭遇服务无获得，该结果与现实经验也是相符合的。由于参与社会活动需要有相应陪护人，低收入家庭人员为了生计奔忙，因而没有时间、精力来协助智障人士参与社会活动。在工疗站、庇护工场等场所就业的经济收益实际很少，而且就业过程比纯粹居家看护要付出更多的精力，面临更大的社会压力，因此低收入家庭的照料者并不会出于增加家庭收入的需要而寻求相关服务。此外，低收入家庭的照料者（包括社会大众）对残障人士就业的态度还停留在“改善家庭收入的手段而已”，忽略了就业对于残障人士融入社会的意义，忽略了就业本身是每个公民的劳动权利。智障人士就业并非取决于智障人士本人的意愿，而是家庭照料者的态度。相比之下富裕家庭对智障人士就业持有更支持的态度。虽然在表5 中，低保救助对照料服务无获得、教育服务无获得的主效应不显著，但是这并不能得出无论享受低保与否皆不影响照料服务或教育服务的结论。首先，在未纳入交互变量前，“低保救助”对照料服务无获得的效应值是显著的（b=1.354，S.E.=0.397，p＜0.01）、对社会参与无获得的效应值接近显著（b=0.63，S.E.=0.352，p＜0.10）；而在纳入交互项后，其与个体变量的交互项都存在显著效应，说明低保救助，或者直接影响服务无获得的发生比，或者通过调节其他个体变量的影响系数而带来影响。以低保救助和性别交互项的系数为例，以非低保家庭—女性智障人士作为参照组，计算低保救助、性别的效应值可以发现，照料服务无获得模型中低保救助—男性的logit 系数为1.737，低保救助—女性的系数值为0.044，非低保救助—男性系数值为-0.323，意味着低保救助—男性照料无获得的发生比是非低保救助—男性的7.84 倍，是低保救助—女性的5.43 倍，是非低保救助—女性的5.68倍。在男性智障人士中，其所在的家庭是否享受低保带来的服务无获得的差异更大。社会参与无获得模型则恰恰相反，是否属于低保家庭对男性的影响并不大，但是对智障女性而言，来自低保家庭的服务无获得发生比是非低保家庭的4.95 倍。这说明性别对各项因变量的主效应虽然不显著，但是家庭是否享受低保的情况，会对性别在照料服务无获得、社会参与无获得方面带来影响。

“低保救助”与年龄的交互项还对就业服务无获得有显著影响，通过计算方程系数可以得知年龄每增大1 岁，对低保家庭智障人士而言，其就业服务无获得发生比就降低1.87%，对于非低保家庭则意味着增加5.33%。因为交互项及其具体系数值并非本文的关注点，所以本文不详细展开分析。

上述结果支持研究假设1，即各类型福利的无获得受个体变量和家庭经济资本、社会资本的影响。那么这种影响机制是否纯粹源自福利供给内容的缺乏（不足），即市场、国家、社会三大主体并没有提供对特定智障群体的福利服务？还是部分源于福利供给主体之间的非独立性，即福利输送机制的问题？为此需要进一步考察不同主体提供的服务无获得是否会受到个体变量和家庭变量的影响。

（二）智障人士对各主体供给福利的无获得受到个体变量和家庭变量的部分影响

在调查前期访谈过程中，笔者发现部分家庭照料者甚至不知道有哪些类型的服务，这无疑会阻碍他们对服务的使用。因此，本文纳入了安置场所认知变量这个控制变量，以控制家庭照料者信息渠道不通畅而导致无法获得服务，然后分析个体变量和家庭变量对服务获得的影响。表6 分别列举了因变量为不同主体服务无获得的各项嵌套模型回归系数和标准误。

表6 各主体供给福利无获得的Logit 嵌套模型

如表6 所示，年龄对市场服务无获得、政府服务无获得有显著效应，但影响方向相反。年龄每增大1 岁，没有获得市场服务的发生比就减少9.67%，政府服务缺失的发生比则增大15.29%。自理能力因子对社会服务无获得有显著效应，自理能力每增加1 个标准差，社会服务无获得的发生比则减少31.41%。性别也对政府服务无获得的回归系数接近显著，说明智障男性未曾获得政府服务的可能性比女性要低。结合现行福利体系的运行来看，个体变量对不同供给主体服务获得的影响，部分反映了政府、社会、市场三大供给主体在服务供给方面的侧重点，政府主体供给的服务侧重智障未成年人群体，社会主体供给的服务主要面对自理能力较佳的智障群体，市场主体供给的服务侧重成年人群体。需要强调的是，由于因变量指标设置的困难，本文所考察的服务供给内容是有一定限制的，例如社区志愿者服务、民政领导节日慰问、智障群体家庭向市场购买照料服务等内容并未被纳入考察范围，这给结果推论带来了一定的限制性。

这部分解释了市场服务何以在个体变量和家庭变量上都没有显著效应，市场的福利供给本质上是以商品化的形式提供服务的，因此家庭经济资本理应对市场福利获得有影响。由于本文对市场服务的界定是“企业工作经历”，而且主要考察“未获得”而非“获得程度”，因而有可能是上述原因在结果中未能反映。

家庭变量中社会网络对三个主体供给福利的主效应皆不显著，但是与性别的交互项对政府服务未获得的影响显著。社会网络因子每增加1 个单位，对智障男性而言，政府服务无获得发生比减少70.74%；对智障女性而言，政府服务无获得发生比增加11.85%。社会网络因子对社会供给服务未获得的效应系数不显著，与控制变量“安置场所认知”存在共线性。在安置场所认知变量未被纳入时，社会网络因子的主效应接近显著（b=-0.285，S.E.=0.156，p＜0.1），“低保救助”的主效应显著（b=0.753，S.E.=0.336，p＜0.05）；在纳入安置场所认知变量后，“是否了解社会主体开办的服务信息”显著，社会网络与“低保救助”的主效应变得不显著，这进一步说明了家庭变量对社会服务获得的作用机制，服务信息获得渠道是家庭变量影响服务获得的中介变量。

应重视“低保救助”对三种福利未获得的效应系数皆为正值，尤其是对政府服务无获得的系数值达到显著水平，这意味着和非低保家庭相比，来自低保家庭的智障群体在获得福利服务方面存在一定劣势，他们遭遇政府服务无获得的发生比是非低保家庭的4.473 倍。这个结果很可能与当前政府福利资源供给不足的背景有关。当政府向智障群体提供某种福利资源（尤其是学校教育、康复训练等）但不充分，而需要家庭提供部分学费、交通费和住宿费时，智障人士所在家庭的家庭经济资本很有可能决定了智障人士的福利获得可能性，即部分家庭因为无法提供这些费用而放弃政府福利。

上述结果支持研究假设2，即智障人士对各主体供给福利的无获得受到个体变量和家庭变量的部分影响。

四、结论与讨论

（一）中国的福利三角供给主体关系：嵌入非互补

本文研究结果显示，身处低保家庭对智障人士获得照料服务、社会参与服务、教育康复服务、就业服务、社会供给服务、政府供给服务都有不利影响。智障成年人的福利获得，并非仅依赖于主体福利供给的内容，还取决于家庭经济资本、社会资本的多寡，说明家庭和其他供给主体并不是完全的独立关系，家庭通过直接效应和交互效应对福利获得产生影响，前者是家庭直接影响了其他主体提供的福利获得，后者是家庭影响了不同类型福利获得。

结合中国本土情景可以发现，上述结果与国家—社会福利供给总量不足和供给方式有密切关系。一方面，国家—社会福利供给总量不足导致家庭成员必须承担起福利“兜底”责任，并为智障人士争取福利的责任；另一方面，中国行政管理体系具备“条块分割”的特征，所谓“上面千条线，下面一根针”，各类行政工作和社区信息往往在街道办（乃至在居委会）进行汇总。从笔者的社区服务和调查经验来看，无论是政府、市场还是社会的各类型福利服务信息，都必然要通过居委会等一线部门进入社区、接触居民，居委会对居民的服务管理往往以“家庭”而非“个体”为单位。在福利具体落实的过程中，虽然既有政策规定了弱势群体具备服务获得资格，但是福利输送并不像维稳、信访等工作那样具备考核压力，而且在资源总量不足的情况下所制定的任何福利分配方案都很可能带来新的社区冲突。基层部门或以家庭为单位来平衡各方利益，或“多一事不如少一事”，通过有意识地保持“信息不对称”的“被动公开”方式，即不主动告知、增设办理程序等土政策来减少福利服务使用量，从而导致家庭成为争夺福利获得的潜在影响因素，社会资本越丰富的家庭，越有可能获得有关信息，从中获益。上述两个方面强化了弱势者福利获得对家庭环境的依赖关系。因此，笔者认为以“嵌入”代替“互补”来描述中国福利供给机制更为恰当，即国家、社会、市场与服务接受者的互动是嵌入家庭系统中实现的。

（二）中国福利供给的嵌入机制可能带来隐性社会排斥

景天魁提出，福利供给应处理好政府和市场的关系、国家—社会—家庭—个人的责任关系。①景天魁等：《福利社会学》，北京师范大学出版社，2010 年，第438 页。东亚福利体制所具备的生产主义、家庭中心和儒教特色都表明，东亚地区的家庭扮演着更重要的福利责任，家庭成员是福利生产的重要力量，家族身份是福利分配的重要资格。②万国威、张潇：《东亚福利体制的理论共识与学术争议——基于30 年间SSCI 与CSSCI 论文的研究述评》，《中国公共政策评论》2016 年第1 期。制度设计者需要进一步思考的是，研究所揭示的这种“东亚特色”的责任关系、供给机制是否合理和合意？这就必须将其置于社会公平和社会正义的要求下加以审视，尤其是政府福利供给，本来是作为西方社会去商品化的努力而出现的，它试图通过公民社会权利的确定、扩张来抗拒自由放任的市场经济带来的社会和人的商品化，以及阶级分化和对立造成的贫富差别和社会不稳定，以达到社会的公平和正义。①钱宁：《社会正义、公民权利和集体主义——论社会福利的政治与道德基础》，云南大学出版社、云南人民出版社，2011 年，第179-180 页。对于无力自我照料的弱势者而言，福利供给守住公平底线是最为关键的，也是政府的责任，而不能依靠市场机制追求利益最大化。②景天魁、毕天云：《论底线公平福利模式》，《社会科学战线》2011 年第5 期。

笔者认为，“嵌入家庭”比“家庭中心”更能反映东亚福利体制中家庭作为生产者、分配者、中介者等多重复杂角色，也有助于揭示其潜在的福利排斥风险。政府福利供给的获得情况与家庭变量有关，国家、市场与服务接受者的互动是嵌入家庭系统中的，这意味着很有可能部分弱势者由于其家庭背景而被隐性排斥在福利制度之外。倘若家庭文化瓦解，家庭成员不再自发自觉保护弱势者权益，弱势者的权益不仅将无法得到保护甚至有被践踏的危险，新闻媒体报道类似的悲剧并不在少数。东亚福利体制的“家庭中心”特点有可能掩盖了福利分配在弱势群体内部的不平等和社会排斥。这种排斥具体可以分为两种类型：被动排斥和主动排斥。被动排斥是指家庭成员试图为弱势者争取福利权益，但在竞争本已匮乏的福利资源过程中因家庭资本的不利条件而使弱势者无法获得福利，体现为家庭变量对因变量的直接效应上；主动排斥则是家庭成员为自身或家庭考虑，替弱势者做出权益决策（如放弃争取），甚至将投放给弱势者的福利资源转移到家庭其他成员身上，体现为家庭变量对因变量的交互效应。

因此，在制度设计的过程中，政府应重视家庭主体在福利供给、获得过程中的关键作用。除通过加大资源投入总量、发展社会工作服务等方式，增加服务对象获得福利的机会外，还应引入“家庭福利政策”，制度设计应以“家庭福利”结合“个体福利”，消除福利获得障碍。对于这类福利体系的设计，除了应考虑对弱势者本身提供福利支持外，政府还应当联合市场、社会等多元主体共同设计有关弱势者家庭的福利体系，如提供照料津贴、情感支持、政策咨询、权益维护等服务，只有这样才能最终消除福利获得过程中的障碍，以保障福利获得的公平性。