政府转移支付对灵活就业人员贫困脆弱性的影响效应及传导机制研究

宋经翔，边恕 2，孙雅娜

(1 辽宁大学 公共管理学院，辽宁 沈阳 110136；2 武汉大学 社会保障研究中心，湖北 武汉 430072；3 辽宁大学 新华国际商学院，辽宁 沈阳 110136)

1 引言

贫困问题是世界各国所关注的重要民生问题，是人类社会面临的最严峻挑战之一。我国政府始终将解决贫困问题列为重要的民生保障任务。改革开放40多年，几代中央领导人把解决贫困问题作为国家战略进行部署，决心走出一条中国特色减贫道路。在2013-2019年脱贫攻坚的七年里，我国农村贫困发生率已经从10.2%下降到0.6%，农村贫困人口从2013年初的9899万人减少到2019年底的551万人，累计减少9348万人，连续7年超额完成千万减贫任务。中国扶贫取得了举世瞩目的成就，为世界减贫事业做出了重要贡献。随着精准扶贫工作的顺利推进，打赢脱贫攻坚战指日可待，绝对贫困问题即将在我国得到彻底解决，此后我国将进入重点和着力解决相对贫困的时代。相对贫困时代贫困的测度应当由静态向动态跨期领域延伸，即贫困领域研究应由目前传统的贫困程度估计和评估减贫效果这一事后研究测量，延伸到针对贫困的前瞻性预测，也就是预估家庭在未来遭遇风险后陷入贫困的可能性，即贫困脆弱性。预测贫困脆弱性可以为政府部门制定反贫困政策提供预警，为2020年后政府设计可持续的相对贫困缓解策略提供实证依据。

当下我国经济结构正处于调整升级期，新就业形态在这一时期应运而生。在我国经济由高速增长阶段向高质量发展阶段转型过程中，共享经济与互联网经济等新就业形态正在成为新的经济增长点。根据国家统计局公布的数据资料，目前中国大约有超过3亿人参与到新业态的就业当中(1)根据《中国统计年鉴2019》和《中华人民共和国2019年国民经济和社会发展统计公报》相关数据估算得出。，新就业形态提供了大量就业岗位来满足劳动力市场的供给。规范新就业形态生存环境，保障灵活就业人员劳动权益已被政府列为改善民生、促进经济增长的重要任务。但与正规就业人员相比较而言，以灵活就业人员为核心的新就业形态工作群体，其劳动权益由于公共政策配套机制与新就业形态之间暂时存在的供需错位矛盾，导致收入不稳定、未签订劳动合同、用人单位不履行劳动合同条款以及未缴纳社会保险等不规范现象层出不穷。在这一背景下，灵活就业人员遭遇风险侵袭时，没有足够的能力抵御风险，容易产生较大的家庭福利损失，从而陷入贫困状态。而作为“保基本，兜底线”的政府转移支付项目能否充分发挥“避风港”作用从而减少外部风险冲击目前尚无定论，针对政府转移支付(2)本文关于政府转移支付的具体定义为CFPS经济问卷中“您家收到哪些政府补助”。这里政府补助主要包括低保、退耕还林补助、农业补助、五保户补助、特困户补助、工伤人员供养直系亲属抚恤金、救济金、赈灾款以及其他政府补助等。当调查对象收到任意一项政府补助时，我们设定其获得政府转移支付并赋值为1，否则为0。对灵活就业人员的影响研究更是凤毛麟角。基于上述背景，本文以灵活就业人员(3)灵活就业人员是本文的主要研究对象。依据《社会保险法》的相关内容并结合已有文献研究，本文关于灵活就业人员的定义主要指自我雇佣、灵活就业和其他非全日制从业人员。除此之外，在小微企业中工作，但企业没有为其缴纳保险费的劳动者，或者其他类型没有缴纳保险费的个人及家庭企业，这样的情况本文也定义为灵活就业人员。为研究主体[1][2]，利用最新的中国家庭追踪调查(CFPS)两期数据研究政府转移支付对贫困脆弱性的实际影响效应及传导机制。

2 文献综述

国内学者近年来逐渐将测量贫困脆弱性作为研究重点，研究方向呈现多元化趋势，已有研究成果主要集中在以下几个方面：一是对贫困脆弱性的测度与分解。万广华、章元[3]运用中国农户调查数据发现，贫困脆弱性测度准确性与未来收入计算方法以及贫困线和贫困脆弱线设置密不可分。聂荣、张志国[4]的研究结果显示中国农村家庭的贫困脆弱状况总体呈现下降态势，大多数农村家庭处于长期贫困脆弱状态，更多处于慢性贫困脆弱状态。邹薇、郑浩[5]利用反向VEP贫困脆弱性测度方法发现家户支出、家庭规模和家庭负担是贫困脆弱性出现差距的原因。段志民[6]运用资产指数和队列分解法发现，西部地区农村家庭贫困脆弱性较高，且受教育程度越低的家庭在未来更难以摆脱贫困。

二是贫困脆弱性的影响因素。李伯华、窦银娣等[7]从社会变迁和社会关系变化等角度展开分析，认为农村家庭贫困脆弱性主要与社会交流交往、经济来源等方面有关，过大的贫富差距以及亲属朋友之间关系破裂会加深贫困脆弱性。杨龙和汪三贵[8]分析认为外部风险、教育、老年人口抚养比和家庭资产等方面是贫困脆弱性的重要影响因素。黄潇[9]发现健康状况恶化是陷入贫困脆弱状态的重要原因。高帅等[10]通过分析发现增能赋权能有效缓解贫困脆弱性。

三是扶贫措施的效果评估。高若晨、李实[11]深入分析劳动力外出务工对留守家庭贫困脆弱性影响程度，发现劳动力外出务工能显著降低家庭贫困脆弱性程度。宁静等[12]通过8省16个贫困县的易地扶贫搬迁监测的准实验研究发现，易地扶贫搬迁能够缓解农村家庭的贫困脆弱性。斯丽娟[13]利用“中国家庭追踪调查”(CFPS)2016的数据发现，教育支出能够明显减少贫困脆弱性，而且对于贫困家庭的减缓程度高于正常家庭，增加人力资本投入是实现可持续脱贫的重要举措。左孝凡和陆继霞[14]从贫困脆弱性角度考察农村土地流转对贫困的影响效应，研究发现西部地区的贫困情况依然严峻，农村土地流转可以减少贫困脆弱性，因此推动农村土地有序流转是实现可持续脱贫的重要途径。

四是社会保障制度对贫困脆弱性的影响。受益于微观调查数据库的更新，现有研究从多角度探索了社会保障在解决贫困脆弱性方面的政策效果。李齐云、席华[15]研究了新农保对贫困脆弱性的影响。徐超、李林木[16]从贫困脆弱性角度出发，探索了城乡低保制度减贫效应。刘子宁等[17]探索了医疗保险对贫困脆弱性的实际影响。也有以低保、五保户补助及各项补贴等转移支付项目为目标的研究，但学界对以上项目的实际减贫效应存在不同认识：郭劲光、孙浩[18]认为政府补助能够明显降低贫困脆弱性，但樊丽明、解垩[19]分析认为公共转移支付对贫困脆弱性没有任何减缓效果，孙伯驰、段志民等[20]发现低保甚至会提高在当期处于贫困状态的家庭的贫困脆弱性。

综上所述，关于转移支付对贫困脆弱性的实际影响还需要进一步研究分析，因此运用最新公布的微观调查数据，在实证的基础上，探索政府转移支付影响贫困脆弱性的传导机理机制对于设计未来的可持续减贫策略具有现实意义。相较于已有文献，本文的贡献主要有以下几点：一是研究灵活就业人员的贫困情况，设计贫困转移矩阵，分析贫困动态变化；二是运用分位数回归和倾向得分匹配，实证研究政府转移支付在不同年份对灵活就业人员贫困脆弱性的影响，采用最新公布的微观调查数据并使用不同模型验证政策评估效果，保证研究的准确性；三是利用中介效应分析政府转移支付对灵活就业人员贫困脆弱性的传导机制，以期为相对贫困时代政府设计可持续减贫策略，解决公共政策配套机制与新就业形态之间的供需错位矛盾，从而减少风险造成的福利损失。

3 研究方法与数据说明

3.1 研究方法

3.1.1 贫困脆弱性测量方法

本文将利用Chaudhuri et al.[21]提出的三阶段可行广义最小二乘法(Feasible GLS，FGLS)计算贫困脆弱性(VEP)。VEP这一测量方法可以在充分考虑可观测和不可观测特征后对未来陷入贫困的概率进行估计，截面数据亦可进行测量，是目前国内外学者应用较为广泛的选择。具体的公式如下：

VULht=Pr(Yh,t+1≤poor)

(1)

在公式(1)中，VULht表示第h个家庭在t时期的贫困脆弱性，即家庭未来收入Yh在t+1时期低于贫困线的概率。家庭未来收入可以由现阶段可观测变量和包含冲击因素的误差项的函数f(Xh,βt,eh)呈现出来，结合公式(1)，可以得到公式(2)：

VULht=Pr(Yh,t+1=f(Xh,βt,eh)≤poor)

(2)

Xh表示可观测变量组成的向量，βt为可观测经济向量的参数向量，eh是包含冲击因素的误差项。现在我们将引入三阶段可行广义最小二乘法FGLS进行贫困脆弱性的测量。第一步我们将对家庭人均对数纯收入进行回归估计，具体公式如下：

lnYh,t=Xh,tβh+eh

(3)

我们可以通过式(3)中的残差平方代入公式(4)中再次进入回归估计，处理后得到Yh和残差项σe估计值。

(4)

(5)

(6)

第三步，根据前述公式的设定，我们假设收入对数呈正态分布，根据对应贫困线，计算各贫困线下的贫困脆弱性：

(7)

3.1.2 分位数回归

传统的多元线性回归模型(Ordinary least square,OLS)的原理是使用样本均值回归求出最小化残差平方和，回归结果极易受到极端值的影响[22]。使用Koenker and Bassett[23]提出的分位数回归(Quantile Regression,QR)使用加权平均后的残差绝对值进行回归求出残差最小化，避免极值影响的同时能够保证研究结果的稳健性，进一步降低弃真错误[24]。分位数回归模型如下：

(8)

Qθ(Vuli|Xi)表示在给定解释变量Xi的情况下，分位点θ所对应的条件分位数；Vuli表示第i个样本的贫困脆弱性，Xi代表本文选定的各个解释变量，θ为具体分位点，βi(θ)为θ分位点的回归系数。

3.1.3 倾向得分匹配

为了克服由于样本选择偏误造成的选择性偏差此类内生性问题，我们选择由统计学家Rosenbaum and Rubin[25]提出的倾向得分匹配(Propensity Score Matching ,PSM)来分析政府转移支付对灵活就业人员的贫困脆弱性平均处理效应(Average Treatment Effect on the Treated ,ATT)。在进行倾向得分匹配之前，我们首先要选取相关的可能影响领取养老金的协变量，并使用二元logit模型估计倾向得分。logit模型如下：

(9)

公式(9)中的Di为虚拟变量，Di=1表示获取政府转移支付的灵活就业人员，我们将其列为处理组，没有获得政府转移支付的灵活就业人员即Di=0，列为控制组。xi为其他匹配协变量，β为对应的估计系数。我们根据logit模型估计所得到的倾向得分，将处理组和控制组的样本进行匹配，消除样本的选择偏误，得到较为准确的平均处理效应(ATT)。平均处理效应计算公式如下：

ATT=E(y1i|Di=1)-E(y0i|Di=1)=E(y1i-y0i|Di=1)

(10)

(11)

3.2 数据来源与变量说明

3.2.1 数据来源

本文使用的数据来源是“中国家庭动态跟踪调查”项目(Chinese Family Panel Studies,CFPS)。“中国家庭追踪调查”(CFPS)是北京大学中国社会科学调查中心(ISSS)开展的大规模追踪调查，追踪调查样本规模覆盖全国25个省(直辖市、自治区)，近16000户家庭，现已进行2010、2012、2014、2016和2018五轮追踪调查。根据本文选题、文章架构和CFPS数据库更新情况，我们选择了CFPS2016和CFPS2018年两轮追踪调查数据作为本文的数据集。经过数据预处理后，我们选取的数据样本数量为2658，两期共计5316个观测样本。

3.2.2 变量说明

(1)贫困线：贫困线是本文中重要的研究设计指标，为了提升识别效果并开展比较研究，我们分别设计了二条贫困线进行贫困识别，分别是绝对贫困线和社会贫困线。其中，绝对贫困线是世界银行1.9美元国际贫困线，社会贫困线是根据2018年世界银行报告《Poverty and Shared Prosperity 2018:Piecing Together the Poverty Puzzle》[26]提出衡量相对贫困的最新标准，社会贫困线能够衡量相对贫困程度。本文的社会贫困线计算公式如下：

SPL=max(US＄1.90,US＄1.00 + 0.5 × median income)

(12)

公式(12)中，medianincome为收入中位数。公式的具体意义是指假设某一地区在某一时期的收入中位数为1.2美元/天，则根据该公式计算得到的最终社会贫困线为1.6美元，该收入水平低于1.9美元，所以可认定其社会贫困线为1.9美元/天；反之，如果收入高于1.9美元/天，我们则将实际数值列为社会贫困线。本文中的贫困线设计均按照购买力平价(PPP)(4)购买力平价具体数据来源于世界银行，2016年的购买力平价为3.46，2018年的购买力平价为3.55。进行具体折算。具体数据请看表1。

表1 国际贫困线与社会贫困线标准 (单位：元)

(2)脆弱线：为了更精准地判断灵活就业人员是否处于贫困脆弱状态，在本文中，灵活就业人员未来收入低于贫困线的概率超过50%，我们将其视为贫困脆弱状态，即本文的脆弱线。50%脆弱线的设计在国内外多项研究中被广泛使用，因此后文我们将以50%脆弱线来识别灵活就业人员是否陷入贫困脆弱状态。

(3)其余变量：其余变量中需要具体说明的是以下几个变量：关于私人转移支付变量，我们这里选择的是子女、亲戚和朋友等给予的经济帮助，其中经济帮助包括财产(如房子、汽车等)、钱、物品方面的帮助，如果有子女、亲戚和朋友等给予的经济帮助，我们赋值为1，反之则为0；风险冲击变量的设置分为两部分，一是遭受重大事件的支出，二是个人医疗费用支出超过家庭人均纯收入10%以上，两类风险发生其中一项我们便认为样本发生了风险冲击。具体变量描述性分析见表2。

表2 模型变量解释及描述性分析

4 实证结果分析

4.1 灵活就业人员贫困脆弱性测度

依照前文公式(1)到公式(7)的计算方法，本文计算出灵活就业人员贫困脆弱性，同时依据前文设计的两条贫困线和脆弱线，识别灵活就业人员是否陷入贫困和贫困脆弱状态，然后参照分类分别计算出灵活就业人员贫困发生率和贫困脆弱发生率，计算结果见表3。

表3 样本陷入贫困及贫困脆弱状态情况

根据表3的结果可以发现，灵活就业人员绝对贫困发生率维持在较低水平，并呈现逐年降低态势，城乡之间发展趋势保持一致，脱贫攻坚成效显著；而社会贫困线所衡量的相对贫困发生率较高，全样本中有超过20%的样本陷入相对贫困状态，具体到城乡分类中，城乡变化均呈现相对贫困加深趋势，城镇样本2018年相对贫困较2016年提高了0.97%，这一数字在农村样本显示为3.74%，而且农村样本相对贫困发生率超过30%。

贫困脆弱性方面，在不同的贫困标准下，全样本的贫困脆弱发生率较为接近，变动幅度较小。而城乡则出现了截然相反的情况，城乡的贫困脆弱发生率呈现出逐年下降的趋势，而农村则出现大幅增长的情况，而且贫困脆弱发生率在2018年已经超过了60%，这意味着未来有超过半数的农村灵活就业人员有可能重新陷入贫困状态。

表4的贫困动态转移矩阵表明，在绝对贫困线这一标准中，2016年陷入贫困状态的灵活就业人员在2018年全部完成脱贫，可以说明这一阶段，我国的扶贫政策起到了应有的作用。但是当贫困线上升到水平较高的相对贫困线时，贫困转移矩阵数据较绝对贫困标准有了巨大的变化，全样本中仅有44.98%的灵活就业人员可以成功脱离贫困，这一数字在城镇样本和农村样本分别为50.94%和40.29%，有超过半数的灵活就业人员陷入相对贫困中。从返贫的角度进行考察，全样本下有15.41%的灵活就业人员陷入了相对贫困状态，具体到城乡分类中，城镇为11.76%，农村则高达21.21%。说明目前我国政府解决绝对贫困问题是卓有成效的，但是如果以相对贫困标准衡量仍然有超过50%的灵活就业人员无法摆脱贫困状态。以下继续通过CFPS两期数据，计算了2016年到2018年灵活就业人员贫困脆弱性动态变化情况。表5为2016年到2018年计算得出的灵活就业人员贫困脆弱性转移矩阵。

表4 灵活就业人员贫困动态变化

表5 灵活就业人员贫困脆弱性动态变化

从表5的贫困脆弱性动态变化可以明显发现，虽然两条贫困线具体标准存在差异，但是贫困脆弱性动态变化情况在全样本、城镇样本和农村样本中的表现极为相似。全样本中2016年处于贫困脆弱性状态下的灵活就业人员，在2018年的全样本中仍有接近80%还处于贫困脆弱状态，脱离贫困脆弱状态的灵活就业人员仅为21%左右；城镇样本中，也有接近70%左右的灵活就业人员无法摆脱贫困脆弱状态，约有30%的灵活就业人员可以摆脱贫困脆弱状态；而农村样本中无法脱离贫困脆弱状态的灵活就业人员已经超过85%，绝对贫困线中这一数字更是逼近90%，只有不到15%的灵活就业人员可以成功摆脱贫困脆弱状态。

通过表3、表4和表5的数据分析可知，目前绝对贫困问题已经得到了极大的缓解，根除绝对贫困指日可待，但是当贫困线水平提升至社会贫困线时，无论是贫困发生率还是脱贫比例都为我们提出了警示，农村地区的贫困问题依然十分严峻。而贫困脆弱状态发生率和贫困脆弱转移矩阵数据，在一定程度上反映出我国贫困脆弱性问题比较突出，遭遇风险极易返贫。可见，在彻底解决绝对贫困的背景下，相对贫困问题将是我国政府在2020年后需要解决的重大民生问题，灵活就业人员摆脱风险的能力不足，如何摆脱风险，脱离贫困及贫困脆弱状态则是政府与学界未来要重视的关键问题。

4.2 政府转移支付对贫困脆弱性的影响效应分析

4.2.1 灵活就业人员获取政府转移支付概况

首先分析灵活就业人员获取政府转移支付概况，我们将政府转移支付设计为两个变量，即用政府转移支付比重和政府转移支付金额两个变量反映灵活就业人员获取政府转移支付概况。政府转移支付比重是获得政府转移支付的灵活就业人员比例；政府转移支付金额是灵活就业人员获得政府转移支付的平均金额。具体结果见表6。

表6 灵活就业人员政府转移支付概况

表6的数据显示，政府转移支付比重无论在全样本还是城乡样本之间均呈现逐年小幅下降趋势，其中城镇样本政府转移支付比重下降幅度最为明显，从20.08%下降到25.82%，下降接近5%，农村下降幅度不到2%。但是政府转移支付金额呈现相反的发展方向，政府转移支付金额从2016年平均1720元增加到2018年平均2349元，较2016年政府转移支付金额增长超过600元，城乡之间呈现相同增长趋势，城镇样本从2016年度2284元增加至2897元，接近3000元大关，农村样本则从1294元涨至1925元，接近2000元。尽管有超过半数的农村灵活就业人员获得了政府转移支付，但是政府转移支付金额与城镇的平均水平存在明显差距，城镇灵活就业人员政府转移支付金额已经是农村灵活就业人员政府转移支付金额的1.5倍，城乡之间存在明显的差异。

4.2.2 分位数回归结果分析

表7是绝对贫困线下分位数回归估计结果。结果显示，获取政府转移支付在2016年能够减少灵活就业人员贫困脆弱性，针对50%和75%分位点的贫困脆弱性有更为显著的负向效应，而在2018年并没有对贫困脆弱性产生任何影响。年龄的增加会减缓贫困脆弱性，但是通过年龄平方项分析可发现年龄增长与贫困脆弱性间存在着“U”型关系，即年龄到达一定的节点后，随着年龄的增加，贫困脆弱性会进一步提高；同时我们发现灵活就业人员对未来越有信心、受教育程度越高以及拥有医疗保险，都能够减少贫困脆弱性，而性别为男性、处于在婚状态以及遭遇风险冲击的灵活就业人员贫困脆弱性更高。家庭人口数、健康状况和城乡分类在不同的分位点效果不一，我们会用社会贫困线的标准再次进行分析，同时我们也发现获取私人转移支付会加深贫困脆弱性，这里也许存在着收入的“挤出”效应。下文研究社会贫困线标准下政府转移支付对贫困脆弱性的影响效应。

本研究采用亚铁氰化钾为绿色氰源与邻甲基苯甲酰氯通过一锅两步反应来合成邻甲基苯甲酸-1,1-二氰基邻甲基苯甲酯。该反应合理的条件：当 n(邻甲基苯甲酰氯)∶n(亚铁氰化钾) =4∶1，反应介质为二氯甲烷，吡啶为催化剂，反应温度为25 ℃，反应时间为40 min时，产率达到84.2%，该法具有环境友好、操作简单、产率高、后处理方便等优点。

表7 绝对贫困线标准下分位数回归估计结果

表8 社会贫困线标准下分位数回归估计结果

表8是社会贫困线下分位数回归估计结果。测算结果与绝对贫困线的结果显示基本一致(5)我们也使用了经典的OLS回归，回归结果和分位数回归保持一致，如有需要可以联系获取。，获取政府转移支付在2016年能够减少灵活就业人员贫困脆弱性，针对75%分位点的贫困脆弱性有更为显著的负向效应，而在2018年并没有对贫困脆弱性产生任何影响。城镇地区的灵活就业人员贫困脆弱性低于农村地区灵活就业人员，家庭人口数和性别在2016年和2018年分别展示出截然相反的影响效应，而健康状况呈现负向效应，这与常识和其他研究存在一定的矛盾，这里本文认为是健康状况这一变量具体定义和自评价设计结果造成的，有接近40%的灵活就业人员选择赋值3分的比较健康选项，20%选择赋值4分的一般选项，因此这可能是造成存在负向效应的原因。此外私人转移支付在社会贫困线标准下对贫困脆弱性呈现负向影响，这里是否存在“挤出”效应，将会在探索政府转移支付的传导机制时做进一步分析。测算结果的其余大部分变量与绝对贫困线的实证结果保持一致。

4.3 稳健性检验

为了纠正灵活就业人员存在的选择偏差这一内生性问题，我们构建了反事实估计框架，利用倾向得分匹配(PSM)去估计政府转移支付对贫困脆弱性的平均处理效应，验证分位数回归估计结果是否稳健。

4.3.1 倾向得分估计

进行倾向得分匹配的第一步是要对处理组和控制组估计倾向得分，我们选择是否拥有政府转移支付作为因变量，同时考虑过往文献选择变量情况和CFPS数据库数据情况，本文选择城乡分类、家庭人口数、年龄、年龄平方、性别、未来信心程度、健康状况、受教育程度、医疗保险、私人转移支付、婚姻状况和风险冲击等变量作为自变量，随后我们使用了logit模型进行第一步估计倾向得分。估计得分结果见表9。

表9 logit模型倾向得分回归结果

表9的logit模型估计倾向得分回归结果显示，城乡分类这一变量呈现负向影响，拥有城市户口会显著降低获得政府转移支付的可能，这主要是由于拥有城镇户口的收入高于农村户口；家庭人口数对政府转移支付呈现正向效应，即家庭人口数量的增加，会提升获得政府转移支付的概率；在性别方面，性别对政府转移支付是正向影响，获取政府转移支付会存在性别差异，男性会更容易获得政府转移支付，但是仅仅在2018年的样本中通过了显著性检验；健康状况恶化在2018年会提升获得政府转移支付的可能性；受教育程度这一变量对获取政府转移支付呈现负向效应，也就是学历越高的人获得政府转移支付的可能性越小，我们认为高学历意味着获得更高的工资待遇，对政府转移支付以及相关补贴的需求相对较小；医疗保险对政府转移支付呈现正向影响，拥有医疗保险的灵活就业人员具有较高可能性获得政府转移支付；婚姻状况方面，婚姻和谐的灵活就业人员家庭获得政府转移支付的概率会降低；私人转移支付方面，仅仅在2016年对政府转移支付呈现正向影响，私人经济支持的增加会提升获取政府转移支付的发生概率，但是这一变量在2018年并没有任何显著影响；年龄、年龄平方、未来信心程度这几个变量对获得政府转移支付并没有任何方向的显著影响。

4.3.2 共同支撑假设与平衡性检验

倾向得分匹配需要满足共同支撑假设和条件独立分布假设，为了保证研究结果更加稳健，首先本节将进行倾向得分的共同支撑假设进行检验，随后对匹配后的样本进行平衡性检验，即检验匹配后的样本是否满足条件独立分布假设，也就是要求匹配后样本不存在系统性差异。我们首先进行是否满足共同支撑假设的检验[27]。样本满足共同支撑假设可以保证样本匹配的高质量，同时提高了样本在倾向得分匹配估计时的有效性，保证研究结果可信度和稳健性。

图1与图2的核密度图为2016年和2018年两个模型的倾向得分共同取值结果范围图。从图中我们可以很明显地发现，在匹配前处理组和控制组倾向得分的共同支撑区域有限，重合的共同支撑区域较小，但是在匹配后，处理组和控制组样本的倾向得分分布较为一致，绝大多数样本均在共同取值范围内，重合的共同支撑区域较大， 2016年和2018年两个调查年度样本满足共同支撑假设。接下来我们对2016年和2018年两个调查年度匹配后的样本进行平衡性检验，即检验匹配后的样本是否满足条件独立分布假设。

图1 2016年处理组与控制组倾向得分核密度图

平衡性的具体数据验证了这一检验结果(6)限于篇幅，平衡性检验结果并未汇报，如有需要可以联系获取。：首先，2016年和2018年样本的平衡性检验结果中，与匹配前相比，所有变量匹配后的标准偏差大幅度下降，匹配后的标准偏差均小于10%。t检验结果发现匹配后的p值较大，匹配后的样本变量均不存在显著的组间差异，这表明协变量的分布是一致的。从整体平衡性检验来看，匹配后样本估计的logit模型的R2较匹配前小，LR统计量不显著，表明匹配后两组的分布差异较小，匹配的质量较高。可以认为此时解释变量对于灵活就业人员是否得到了政府转移支付不具有很强的解释性，也可以理解为是否拥有政府转移支付的灵活就业人员对于匹配后的样本是条件随机的。我们可以认为倾向得分匹配的结果是稳健的。

4.3.3 平均处理效应

表10为经过倾向得分匹配后的ATT平均处理效应结果，为了保证研究结果的稳健性和准确性，我们选择了常见的近邻匹配、卡尺匹配和核匹配三种方法计算政府转移支付对灵活就业人员贫困脆弱性的平均处理效应。与此同时我们还使用了bootstrap自助法进行了500次自助抽样，保证了研究结果稳健性。

表11 政府转移支付对不同贫困类型的平均处理效应

根据表10的结果我们可以明显地发现，获得政府转移支付在2016年任意一条贫困线中，可以降低约3%的贫困脆弱性，但在2018年获得政府转移支付对灵活就业人员贫困脆弱性几乎没有任何影响，而且三种匹配方法均没有通过显著性检验。两个年度的倾向得分匹配结果与前文分位数回归估计结果是相一致的，综合分析，我们认为尽管2016年政府转移支付能够显著减少约3%左右的贫困脆弱性发生比例，但是2018年政府转移支付对贫困脆弱性的影响有限。

4.3.4 异质性分析

贫困问题成因复杂多变，意外、自然灾害以及疾病等突发风险都是贫困现象产生的原因，贫困的时期动态变化也不尽相同。鉴于不同贫困状态造成异质性的存在，本文将对样本分组讨论分析异质性问题。结合樊丽明、解垩[28]对于贫困类型的分组解释，我们将两个调查年份中最少有1次处于贫困状态的样本归为暂时贫困，在两个调查年份中均处于贫困状态的样本归为慢性贫困(7)参照本文的研究主旨，我们将暂时贫困和慢性贫困的分类标准设计为社会贫困线。，进一步分析政府转移支付对不同贫困类型的实际影响效应。

表11是2018年政府转移支付对不同贫困类型的平均处理效应，我们可以明显发现政府转移支付对灵活就业人员贫困脆弱性存在明显的异质性影响。政府转移支付可以降低约7%的慢性贫困，但是对于暂时贫困的影响微乎其微。综合前文分位数回归的分析结果，总体来看政府转移支付能够减少灵活就业人员贫困脆弱性，但是这一影响效果是有限的。对于贫困程度较深、难以脱贫的灵活就业人员，政府转移支付有显著的减贫效应，但是对于处于暂时贫困的灵活就业人员其影响效果甚微。

根据前文对政府转移支付和贫困动态变化的综合分析，我们认为产生这样的变化有以下几点原因：

首先，政府转移支付比重的下降是原因之一。政府转移支付的覆盖面在逐年降低，2016年有40%的灵活就业人员获得了政府转移支付，然而仅两年不到，政府转移支付比重下降到36%，一部分处于暂时贫困和贫困脆弱状态的灵活就业人员失去了抵御风险的保障，政策补贴或政府补助等转移支付的“避风港”作用下降，无法帮助灵活就业人员摆脱贫困脆弱状态。造成上述结果可能是由于公共政策瞄准偏差以及瞄准效率下降造成的。

其次，灵活就业人员自身的原因也是极为重要的一点。部分灵活就业人员存在“懒汉”现象，即政府转移支付造成部分灵活就业人员懒惰怠工，灵活就业人员为能继续获得各类补助和补贴有意降低劳动积极性和工作效率，消极怠工以获得长久的福利依赖，从而导致“懒汉”的现象发生。另一方面，灵活就业人员本身社会保障参保水平较低，与签订合同缴纳社会保险的劳动者相比其风险应对能力较差，并没有足够的能力抵御风险，遭遇意外后，他们往往要付出比常人多的收入去应对风险。

再次，政府转移支付存在一定的城乡差异。表6的结果显示2016年政府在城乡之间的转移支付力度存在倍数级的差距，而在2018年这一差距仍然存在，并且没有缩小的态势。大部分农村灵活就业人员前往城市创业、就业等，城市较高的生活成本对其抵御风险的能力无异是一种削弱。

最后，灵活就业人员年龄的增长，其可能遭受的风险也在增加。根据前文的描述性分析我们发现调查对象的平均年龄从2016年的40岁增长到了2018年的42岁，年龄的增长使研究对象受到疾病等风险侵袭的可能性增加。

5 政府转移支付对灵活就业人员贫困脆弱性的传导机制分析

5.1 理论框架

由于异质性问题的存在，我们将在前文分析的基础上，进一步分析政府转移支付对影响灵活就业人员贫困脆弱性的传导机理机制，并以此为未来可持续减贫的精准施策提供借鉴。从现有理论及研究考察，本文认为政府转移支付的传导路径通过三种效应进行传递，即：政府转移支付储蓄效应、私人转移支付“挤入”效应、以及信心“循环”效应。

5.1.1 政府转移支付储蓄效应

伴随贫困理论的发展，贫困现象总是伴随风险的出现进而显现，Ligon和Schecter[29]提出贫困脆弱性出现一个关键变化就是风险的冲击。Beck[30]的风险社会理论强调不同时期的人类社会本质是风险社会，在全球化时代，风险的全球传递将使人类社会遭受自然灾害风险、经济衰退的规模失业风险以及贫困差距扩大的不平等等各类风险的连锁反应，因此风险社会的核心问题是对风险的化解与分配。对于风险的化解，王文略等[31]基于风险与机会的贫困分析框架提出针对贫困应进行风险管理，提高风险应对能力以化解静态与动态风险，从而减少陷入贫困的可能性。结合上述理论框架，本文认为，风险冲击往往会造成灵活就业人员的福利损失，进而降低其抵御风险的能力，从而陷入贫困状态。而政府转移支付的储蓄效应是风险管理的重要途径，即政府转移支付增加个人储蓄以期提高风险应对能力进而化解贫困脆弱性。

5.1.2 私人转移支付“挤入”效应

关于政府转移支付与私人转移支付之间的“挤入”或“挤出”效应一直是国内外学界的重点研究议题，根据现有理论框架分析，在政府转移支付增加时，私人转移支付的“挤入”与“挤出”效应取决于“利他动机”和“交换动机”。Barro[32]和Becker[33]认为在“利他动机”的驱使下，政府转移支付将重新进行资源分配，政府转移支付增加同时私人转移支付会进一步减少，“挤出”效应开始显现；Bernheim[34]和Cox[35]认为“交换动机”导致私人转移支付的接受者要提供一定的回报作为交换，进而增加提升私人转移支付数量，国内学者解垩[36]和朱炯[37]也印证了中国政府转移支付对私人转移支付存在出于交换动机的“挤入”效应。结合本文研究，私人转移支付在过去通常扮演了政府转移支付的部分“兜底”角色，灵活就业人员本身收入不稳定，如若“挤出”效应真实存在则会让其减少抵御风险的能力，因此本文认为政府转移支付会带动存在“交换动机”私人转移支付的“挤入”效应，平滑风险侵袭进而缓解贫困脆弱性。

5.1.3 信心“循环”效应

转移支付项目可以改善受助者的心里健康状态已经得到了诸多研究的支持[38]，大部分发展中国家的转移支付项目改善了受助者的主观福利水平[39]。转移支付通过传导机制实现了收入水平的提高和贫困发生概率的下降，从而提升了幸福感、满意度以及信心等主观福利水平[40]。结合本文研究，在前述传导机制下，伴随贫困现象的消失、未来信心程度等主观福利水平的提升，会进一步带动家庭福利状况的持续向好，进而形成信心“循环”效应。当然上述三种传导机制需要通过数据进一步检验，我们将利用倾向得分匹配和中介效应来检验政府转移支付储蓄效应、私人转移支付“挤入”效应、以及信心“循环”效应。

表12 倾向得分匹配检验传导机制结果

5.2 传导机制检验分析

我们引入私人转移支付、个人储蓄(8)私人转移支付是家人、亲戚和朋友给予的经济帮助，个人储蓄是现金与存款总额，这里我们均进行对数化处理并除以家庭人口数。以及未来信心程度三个变量来分析政府转移支付的传导机制，表12为三种效应的倾向得分匹配结果，结果明显发现政府转移支付可以带动私人转移支付的“挤入”效应，存在交换动机，信心“循环”效应并没有如理论预期一样产生效果。从异质性的视角出发，私人转移支付的“挤入”效应和信心“循环”效应并没有表现出异质性的存在，而政府转移支付储蓄效应对暂时贫困这一类人群中有明显的作用，对其他分类人群效果一般。接下来我们将采用Bootstrap中介效应检验来验证政府转移支付储蓄效应、私人转移支付“挤入”效应、以及信心“循环”效应是否存在。

不同于部分研究选择构造交互项和逐步回归法来分析内在传导机制，本文选择系数乘积检验法中Bootstrap中介效应检验来分析政府转移支付对灵活就业人员贫困脆弱性的传导机制。与其他中介效应检验方法相比，Bootstrap具有较高的统计效力，能够准确识别遮掩效应和中介效应，而且Bootstrap法是公认的可以取代Sobel方法而直接检验系数乘积的方法。图3是中介效应的回归模型与路径图[41]。

图3 中介效应模型与路径图

表13为Bootstrap中介效应检验结果。通过中介效应检验我们可以确认政府转移支付储蓄效应和私人转移支付的“挤入”效应构成了政府转移支付对灵活就业人员贫困脆弱性的传导机制，验证了本文提出的理论框架。政府转移支付储蓄效应占总效应的3.24%，私人转移支付“挤入”效应占总效应的4.32%。但信心“循环”效应没有通过中介效应检验[42](9)温忠麟提出如果置信区间不包含0,则系数乘积显著，即存在中介效应，反之则不存在中介效应。，而且其间接效应与直接效应呈现相反的趋势。

关于信心“循环”效应理论并没有得到实证检验，我们认为政府转移支付的有限作用是造成这一现象的关键所在。不可否认的是，政府转移支付在近两年存在明显的减贫效果，一定程度上达到了政策设计“兜底”的初衷，但本文引入贫困脆弱性这一概念，并通过分位数回归和倾向得分匹配也进一步印证了政府转移支付异质性的存在以及其相对有限的作用，这可能也是信心“循环”效应没有实现的关键，也许这一效应存在“门槛”，当然我们也会在未来的研究中继续关注这一问题。

表13 Bootstrap中介效应检验结果

6 结论与对策建议

我国目前处于经济转型关键时期，新就业形态正在成为新的经济增长点，灵活就业人员作为新就业形态的主体，是经济转型发展的重要动力。政府转移支付作为灵活就业人员重要的“避风港”，为新就业形态的发展保驾护航。本文以灵活就业人员为研究主体，利用中国家庭追踪调查(CFPS)2016和2018年两期最新数据，采用分位数回归和倾向得分匹配，实证研究政府转移支付在不同年份对灵活就业人员贫困脆弱性的影响，利用中介效应检验政府转移支付的传导机制。研究结果发现，第一、社会贫困线标准下灵活就业人员相对贫困现象较为严重，农村地区相对贫困现象比较严峻；第二、灵活就业人员贫困脆弱状况严重，大部分灵活就业人员无法摆脱贫困脆弱状态；第三、政府转移支付在2016年的任一贫困标准下，能够显著降低灵活就业人员的贫困脆弱性，但是2018年政府转移支付对贫困脆弱性的影响效应明显减弱，而且对于不同类型的贫困人群存在明显的异质性，减贫效应有限；第四、通过中介效应检验我们发现政府转移支付通过储蓄效应和私人转移支付的“挤入”效应来进一步减缓灵活就业人员贫困脆弱性。本文依据研究结果，结合目前新就业形态情况，为更好发挥政府转移支付的减贫效果，提出以下建议：

第一，提高政府转移支付对灵活就业人员群体的瞄准效率和瞄准精度。选择代理家计调查、宣传栏公示、政府通告和新媒体等多种手段相结合的措施，提高政府转移支付的瞄准效果，杜绝“寻租”、“关系户”和“人情保”现象的发生，使政府转移支付真正送达需要帮助的人群手中，从而提高政府转移支付的政策效果，提高其抵御风险的能力。

第二，政府转移支付应确定兑现条件。各级政府明确贫困政策落实的同时，多样化设计脱贫方案，避免形成福利依赖的“懒汉”行为。不应仅局限于向灵活就业人员提供现金补助，应通过培训补贴或教育补贴等提升其人力资本，提高应对风险的可持续生计能力，进而通过政府转移支付的储蓄效应来降低灵活就业人员的贫困脆弱性，在提升抵御风险能力的同时提高生活水平。

第三，将贫困脆弱性纳入贫困动态监测机制，增设动态贫困脆弱线，以便更好地瞄准贫困脆弱性较高的家庭并衡量其贫困程度，同时根据经济发展情况定期调整贫困脆弱线。缓解相对贫困的顶层设计中应充分考虑贫困人口的异质性，针对慢性贫困群体采用不同方式进行帮扶。同时依托社区基层组织，因地制宜分析原因，按照“一人一案”原则制定个性化帮扶救助方案，时刻关注贫困人群心理健康状态，加大政策宣传力度，改善其主观福利效应，避免灵活就业人员在遭遇风险时因丧失信心而陷入贫困。