城市最低生活保障标准动态调整机制研究——基于消费视角的省级面板数据

吕学静，杨雪

(首都经济贸易大学 劳动经济学院，北京 100070)

1 引言与文献述评

我国城市最低生活保障制度经过1993年上海市试点并逐步推广，以1997年9月《国务院关于在全国建立城市居民最低生活保障制度的通知》(国发〔1997〕29号)为标志开始在全国实施，2018年末全国有1007.0万城市居民享受最低生活保障救助。最低生活保障标准自2002年月均52元提高至2018年月均579.7元，年均增长率16.3%。但目前各省、自治区、直辖市对最低生活保障标准的测算方法和动态调整仍然缺乏共识。

学术界目前对最低生活保障标准测算方法的研究成果较多，本文通过大量的文献整理，梳理出学界研究最低生活保障标准的11种测算方法：食品能量摄入法、恩格尔系数法、马丁法、基本需求成本法、市场菜篮法、收入比例法、扩展线性支出法、收入分布函数法、线性规划+人工神经网络模型法、生活形态法、国际贫困线法。学界对上述测算方法的科学性和适应性有不同认识。Paul(1989)认为食品能量摄入法无法满足人体营养需求多样，即使人体摄入能量达到维持生存所需的最低值也无法保证每种营养均达到最低标准。陈绍华和王燕(2001)、万广华和张茵(2006)认为国际贫困线确实为专家学者研究贫困问题提供了重要参照。骆祚炎(2006)、尹海洁和唐雨(2009)认为恩格尔系数法由于价格、地域等因素会产生较大差异，方法应用缺乏科学性、客观性，反映的贫困过于绝对，在我国城市贫困测量中是失效的。杨立雄(2011)比较了市场菜篮法、1天1美元、马丁法、恩格尔系数法、收入比例法、生活形态法等6种方法后认为马丁法具有优势。边恕(2014)运用ELES 模型设计了低保线由低到高的五层次量化调整机制。收入分布函数法由方卫东(2001)等提出后，由于该方法计算复杂，且需要事前确定贫困率或者绝对贫困线的理论依据不足，之后一直未再有学者讨论和应用。线性规划+人工神经网络模型法由汪泓、张伯生(2001)提出，但该方法存在计算复杂，营养素确定需要历史数据，不同的营养素对应的食品种类也不唯一，价格难以把控，方法的适用性不高。因此目前最低生活保障标准测算方法选择并未形成共识，导致“最低生活保障标准存在调整标准和周期不规范、调整手段单一、调整参数与计算方法不匹配等问题”(杨立雄、胡姝，2010)，计算方法和调整机制不统一是低保标准地区差异过大的重要原因(姚建平，2011)。

综上可知，已有成果多是以某一种方法出发进行测算，进而论证本方法的科学性和优越性，缺乏对所有测算方法进行比较的系统性评价，同时引入时序变量论证最低生活保障标准动态调整机制的文献较少。虽然杨立雄(2012)、姚建平(2012)认为以消费水平的一定比例测算的最低生活保障标准比较适当，但从理论和实证视角建立平均消费支出与最低生活保障标准之间联系方面存在不足。基于此，本文将梳理视野范围内所有最低生活保障标准测算方法，比较优劣，揭示特征，通过描述城市贫困家庭的消费数据特征提出确定最低生活保障标准的消费比例法，并论证最低生活保障标准与消费和收入的长期关系提供支撑。

2 城市最低生活保障标准动态调整机制的理论分析

本文以过程系统为基础构建城市最低生活保障标准动态调整机制的理论分析框架，分解城市最低生活保障制度的运行过程。过程系统是通过科学定量的管理和运营，保证在不断变化的各种外部条件下，都能获得该条件下符合经济、社会可持续发展目标的最大效益(Rogers，1995；Lindheim等，1996)，包括“输入(起点)→过程→输出(结果)”三个环节阶段。“最低生活保障”的运行管理过程即为一个过程系统(图1)，在最低生活保障制度设立后，系统的运行起点是选择最低生活保障标准测算方法得到标准并公布，系统运行的管理过程包括最低生活保障家庭的申请、核定、认定等日常管理，系统运行的结果是被救助对象获得救助资格、财政预算安排资金救助。系统空间在时间序列轴上进行城市最低生活保障标准的动态调整，进入新的过程系统循环，而标准的动态调整机制以设定标准的测算方法为基础，因此测算方法的科学性决定了动态调整机制的有效性。

图1 最低生活保障制度运行过程系统

2.1 城市最低生活保障标准动态调整的理论方法比较

本文从理论基础即调整依据、测算工具、保障标准、复杂程度4个方面对城市最低生活保障标准动态调整的理论方法比较分析(如表1所示)。

表1 最低生活保障标准测算方法比较

(1)测算方法对应动态调整依据存在争议。11种测算方法均有相对合理的理论基础即动态调整依据，看似科学的背后均存在各自难以克服的不足和争议。除上述学界对食品能量摄入法、为国际贫困线、恩格尔系数法评价以外，马丁法在实际操作中对于准确确定刚达到所谓的食物贫困线的家庭难以实现。基本需求成本法根据营养要求确定一揽子食品的争议大，且根据当地价格计算并构造非食品成本难实现。市场菜篮法由于家庭特征差异引致必需品清单难确定，且随时间不断变化导致量化困难、缺乏可操作性。收入比例法标准偏高，没有考虑财政负担能力和最低生活保障制度生存保障的功能定位。扩展线性支出法对数据样本量要求高且存在测算偏差。收入分布函数法、线性规划模型+人工神经网络模型法计算过于复杂，可行性不强。生活形态法的“贫困者生活形态的社会观察”受到质疑。国际贫困线仅仅是一种国际比较参照，并不能适用与所有国家。

(2)测算方法实施行政成本普遍较高。表1测算方法中第1～5、7～9均涉及到样本量较大的调查工作，有些方法还需要反复调查几次以确保抽样框的科学合理性。尤其是在我国区域之间经济、家庭特征、消费品价格、消费倾向等存在较大差异的条件下，调查工作可复制性弱，同时存在较大不确定性。所有方法均是建立在社会整体考量之上，未考虑个体消费的差异性，比如在保障标准制定中，具体到某个市、县，构成基本需求的消费品很难达成统一，仅仅为了形成统一的必需消费品清单就需要耗费人力、财力和物力的成本，每一种方法计算区域最低生活保障标准值的操作难度大、复杂程度高，每一次对标准动态调整均需要大量调查支撑，较高行政成本产生负外部性。

(3)测算方法的理论值高低差异。以表1中各测算方法的理论基础为依据，最低生活保障标准理论值的高低状态是：恩格尔系数法测算结果较低；食品能量摄入法、基本需求成本法、市场菜篮法在基本需求商品类别相近，且对应商品的市场价格相同的假设条件下，测算结果应基本一致；马丁法、线性规划+人工神经网络模型法、扩展线性支出法测算最低生活保障标准较高；收入比例法得到的最低生活保障标准最高；收入分布函数法测算标准的高低与事先确定的相对贫困率有关，相对贫困率越高则标准越高。而按照学界和实践中采用表1中方法测算的实证结果来看，高低水平大致与理论值一致，但理论基础和测算工具一致，却并没有获得一致的保障标准，复杂程度亦有差异，由此也显现出强调某一种看似科学的方法并没有预期的公平结果。

2.2 我国城市最低生活保障标准动态调整机制的选择与问题

笔者手工整理我国内地31省份最低生活保障标准测算方法选择如表2所示。

表2 我国31省份最低生活保障标准测算方法的实践选择

对照表1最低生活保障标准的测算方法，出现频次最高的是基本生活费用支出法(即市场菜篮法，10个省份采用)，同时也有10个省份综合运用多种方法。然后有7个省份采用了消费支出比例法，2个省份采用了最低工资标准比例法，1个省份采用了恩格尔系数法，1个省份采用了收入比例法。目前我国各省市区对最低生活保障标准测算方法的实践选择上还存在如下问题：第一，最低生活保障标准设定方法不统一，公平性弱。31个省级行政区存在12种设定方法，本质上是财政支出约束导向的方法选择，影响了最低生活保障制度的公平性。第二,最低生活保障标准测算方法不透明，复杂程度高。虽然每一个地方政府均公布了最低生活保障标准的设定方法，但除使用单一指标比例法和恩格尔系数法的11个省份以外，其他20个省份均找不到所选择方法对应的具体测算过程，且选择的方法操作复杂，方法选择与实践中合理性、行政低成本、简单易行的要求不一致。第三，最低生活保障标准仍然是解决绝对贫困导向为主。党的十九届四中全会明确提出要“建立解决相对贫困的长效机制”，目前除使用单一指标比例法的10个省份能从方法选择上一定程度的解决相对贫困问题外，其他省份最低生活保障标准考虑的因素仍然是以“吃、穿、住、用、行”等绝对贫困的生活标准，虽然从整体上确实解决了受助家庭生活的困难状态，但没有考虑相对贫困的目标。第四，消费支出比例法的科学区间缺乏严密论证。目前有7个省份使用消费支出比例法，其中有5个省份公布了设定比例区间，以城镇居民人均消费支出的25～41%不等为标准，区间跨度较大，确定的科学性有待论证。在2020年11月，我国国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标提出“全体人民共同富裕取得更为明显的实质性进展”。实现共同富裕的重要关键点之一是要支持和带动自身发展能力和机会不足的困难群体，因此，建设一种标准适度、复杂程度低、能够与消费水平动态变化相适应并在一定程度上解决相对贫困的高质量最低生活保障制度是解决该群体获得发展的重要目标方向。

2.3 最低生活保障标准与消费支出的理论关系

按照马斯洛的需求层次理论，人的需要是按照生理需要、安全需要、社会需要、尊重需要、自我实现需要的次序，从最低限度逐级向更高一级的需要寻求满足。设定居民生活需求有n种需求，i1到ik是基本需求，从ik+1到in是非基本需求的高一层次需求。结合社会保障的理念，最低生活保障的功能主要是满足城市贫困居民家庭生存权(食品、衣着、居住)、健康权(医疗保健)、发展权(教育)的基本生活需要，贫困居民家庭在家庭收入预算的硬约束下，对家庭消费品的优先次序选择会按照需求层次分配，即优先考虑满足基本生活需求的消费品，然后在家庭收入预算富余的约束下进行非基本生活需求消费品(家庭设备用品及服务、交通通信、其他杂项商品与服务等)的选择，即消费顺序符合如下顺序：i1>i2>……>ik>ik+1>……>in。因此，最低生活保障标准首先应提供保障贫困家庭基本生活需求的水平，即i1～ik的必须消费品需求水平；其次考虑经济社会发展程度、区域财政承受能力等因素选择性提供ik+1～in的非基本需求水平。

表1中最低生活保障标准测算方法中测算工具指向为消费和收入两种，其中测算工具指向消费支出(含食品支出 )的有7种，测算工具指向收入水平的有2种，测算工具同时指向消费和收入的有1种。而根据最低生活保障的基本功能要求和各最低生活保障标准测算方法对消费支出的依赖，同时考虑居民收入的左偏分布、边际消费倾向递减规律、区域之间消费倾向差异，最低生活保障标准以消费支出水平为依据更能客观满足动态调整的需要。表3中的城镇居民分收入组消费数据显示了贫困家庭消费、收入的规律性：5%最低收入户多处于家庭月人均收入小于消费支出的无结余生活状态，10%低收入户则处于家庭月人均收入大于消费支出的状态；5%最低收入户和10%低收入户的基本生活消费支出(1)《中国统计年鉴》中城市居民人均消费支出被分为8类：食品、居住、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、教育文化娱乐服务、交通通信、其他杂项商品与服务，其中2004～2013年期间，城市居民人均消费数据按照人均可支配收入按照从低到高分组对应，分组做7分位处理：10%(含最低5%)、10%、20%、20%、20%、10%、10%，因此此处描述仅以2004～2013年为期间。(食品、衣着、居住、教育和医疗等五大类)占人均消费支出的比重比较稳定的处于30～35%区间左右，而由于边际消费倾向递减规律的作用，5%最低收入户和10%低收入户的基本生活消费支出与收入的比重具有下降趋势且没有呈现相对稳定状态。

表3 低收入户五大类消费支出与人均消费、收入的关系：2003-2012

综合以上分析，最低生活保障标准的各种测算方法在理论上各有依据，得到的保障标准在各自的方法下显现出一定科学性、合理性，但在实践中调查样本涉及的贫困家庭、必需品类别及价格、营养能量对应的商品种类等均具有可选择性，加上最低生活保障标准和群体规模很大程度上受地方财政资金安排约束显著，导致方法设定和标准的动态调节机制成为被动选择，理论上的完备与实践选择存在较大距离，与其花费较高的行政成本和复杂的测算方法，不如从最低生活保障制度的功能出发，论证建立消费支出比例的最低生活保障标准的动态调整机制，以解决目前最低生活保障标准测算方法存在的诸多问题。下文将通过数理模型论证最低生活保障标准与消费支出是否存在长期的动态关系。

3 实证分析模型设定与数据

3.1 模型设定

在计量经济分析中，Granger(1987)提出分析非平稳经济变量之间数量关系的协整方法已成为了最主要工具之一，且通过线性误差修正模型(ECM)刻画了经济变量之间的线性调整机制，即线性协整方法。它从分析时间序列的非平稳性入手,探求非平稳变量间蕴含的长期均衡关系。如果涉及到的变量经过一阶差分后是平稳的，且这些变量的某种线性组合是平稳的，则称这些变量之间存在协整关系。本文将分别检验城市最低生活保障标准与城市居民人均可支配收入和人均消费支出的长期变化关系,以印证城市最低生活保障保障标准对消费依赖的动态调整机制。基于此，以官方公布的最低生活保障标准(MLG)为因变量，分别以人均可支配收入(PCDI) 和人均消费支出(PCCL)作为自变量进行我国内地31省份的面板协整检验。设定的面板协整模型如下：

lnMLGit=α0+β1lnPCDIit+β1lnPCCLit+ε1iti=1,2,…N;t=1,2,…T

(1)

如果模型(1)的变量均服从面板单位根过程，且残差ε1it～I(0),ε2it～I(0), 则模型模型(1)为面板协整模型。i代表省份，t代表时间。

Blackburne and Frank(2007)假设一个自回归分布滞后(ARDL)(p,q1,……,qk)动态面板模型采用如下形式:

(2)

其中Xit是一个k×1的自变量向量；δit为k×1 系数向量；λij是标量(scalar);μi是具体的组效应。如果方程(1)的变量是和I(1)协整的，那么对所有的i来说，误差项是一个I(0)过程。协整变量的一个基本特征是对长期均衡的偏离具有反应。这种特征表达了误差修正模型变量之间的短期的动态运动被这种对均衡的偏离所影响。通常把方程(2)重新写成误差修正方程。

(3)

参数i表示误差修正的调整速度,如果i=0，则没有证据表明变量之间存在长期关系。在变量显现向长期均衡回复的假设下，这个调整速度被期望显著为负值。另外很重要的是参数向量θi，它包含了变量之间的长期均衡关系。

3.2 数据说明

本文实证部分使用2004～2018年我国内地31个省、直辖市、自治区的面板数据，其中最低生活保障标准数据来源于2004～2019年的《中国民政统计年鉴》(2)民政部：《中国民政统计年鉴》，北京：中国统计出版社。，人均消费支出、人均可支配收入数据来源于2004～2019年的《中国统计年鉴》(3)国家统计局：《中国统计年鉴》，北京：中国统计出版社。。

4 城市最低生活保障标准动态调整机制实证研究

4.1 相关变量关系的描述性统计分析

根据前述基本生活消费支出占人均消费支出比值的30～35%稳定关系，笔者按照消费支出比例法计算最低生活保障标准并与实施标准进行比较，形成最低生活保障标准与人均消费支出比例的动态数据如表4。数据显示我国政策实践中城市居民最低生活保障标准逐年提高，最低生活保障标准占消费和收入的比重呈现先下降后上升再至2013年的大幅上升过程。动态调整至2013年最低生活保障标准实现了对困难家庭基本生活的保障，之后进一步提高保障标准实现对收入困难家庭的非基本生活消费支出的兼顾。

表4 最低生活保障标准与人均消费支出比例的动态关系：2003-2018

4.2 协整模型实证检验

使用面板协整计量方法进一步验证最低生活保障标准与人均可支配收入、人均消费支出的长期关系。为了避免面板模型受到数据的非平稳性产生的伪回归，一般会实现检验数据的平稳性，即在面板协整检验及模型建立之前先做变量的单位根检验以确定所研究变量是否为同阶单整。目前面板数据单位根检验的方法有两类:一类是同质面板单位根检验法，包括Levin A、Lin C F、Chu C等人给出的LLC 检验，Breitung J给出的Breitung检验等，另一类是异质面板单位根检验法，包括Im K S、Pesaran M H、Shin Y(2000)等人给出的IPS 检验，以及Maddala GS和Wu S、Choi I等人给出的Fisher类型检验。

估计软件使用Stata15。单位根检验均控制趋势及截面影响因素，M-Modified，U-Unadjusted.Kao检验仅控制截距因素，Pedroni检验仅控制趋势。由表5 结果可知，当对变量水平值进行检验时，检验结果显示不能完全拒绝“存在单位根”的原假设，变量是非平稳的，但当对变量的一阶差分进行检验时，各检验方法下都能够显著地拒绝“存在单位根”的原假设(1%显著性水平)，因此可以认为变量能够通过面板单位根检验。表6中Kao检验、Pedroni检验通过，结果显示存在协整关系，可以回归。

表5 面板数据的单位根检验结果

表6 面板协整检验结果

4.3 面板协整模型实证结果

对于模型估计，普通最小二乘估计法(OLS)仍然是最常用的协整模型估计方法，但OLS估计出的参数是有偏的。为得到更加准确的估计结果，Phillips和Loretan、Stock 和Watson等人提出动态普通最小二乘法( DOLS)的估计方法，通过引入解释变量领先形式与滞后形式的差分变量来克服可能存在的序列相关及回归变量内生性等问题。本文借鉴采用DOLS协整模型估计方法。面板协整方程估计结果如表7所示。

表7 面板协整方程估计结果

从方程估计角度，Ln(PCCL)、Ln(PCDI)在5%的显著性水平上显著，方程拟合良好。从经济分析的角度，Ln(PCCL)、Ln(PCDI)的系数均为正数，表明最低生活保障标准与人均可支配收入、人均消费支出之间存在正向的长期协整关系，即从长期来看，人均可支配收入、人均消费支出的增长会促进最低生活保障标准的增加。由于本文所建模型为对数形式的，变量Ln(PCCL)、Ln(PCDI)的系数分别表示弹性系数，表示在其他因素不变的条件下，人均可支配收入、人均消费支出的百分数对最低生活保障标准变化的百分数的影响，即人均消费支出(人均可支配收入)增长1%时，最低生活保障增加0.9928%(0.9596%)，显然人均消费支出增加促使最低生活保障标准增加的作用要大于人均可支配收入对最低生活保障标准增加的作用，这可能与近些年经济增长速度较高，最低生活保障标准的起步较低，后续增长较快，且人均可支配收入、人均消费支出也增长较快有关。

4.4 误差修正模型及因果关系检验结果

在面板协整方程的基础上，对面板误差修正模型方程(2)的变换形式(3)进行估计，根据AIC 和SC 准则以及模型的自相关性、变量的显著性，最终确定面板误差修正模型的滞后期为1，估计结果见表8。说明最低生活保障标准与人均消费支出之间的长期均衡关系对短期变化具有促进作用，最低生活保障标准与人均可支配收入之间的长期均衡关系对短期变化具有逆向作用，进一步说明消费支出对最低生活保障标准的正向影响。

表8 误差修正PMG模型估计结果

利用省级面板数据，通过面板协整模型与误差修正模型对最低生活保障标准与人均可支配收入、人均消费支出变化之间的长期均衡关系与短期调整过程进行分析，并对他们之间的格兰杰因果关系进行检验，发现最低生活保障标准与人均可支配收入、人均消费支出变化之间存在长期均衡关系，并且这种长期均衡关系对短期变化具有促进作用，相对于人均可支配收入的影响，消费的促进作用更强。

表9 变量因果关系检验结果

5 结论与启示

基于以上理论分析和上述研究结果带来如下政策启示：

第一，最低生活保障标准测算方法选择是调整机制的关键问题。最低生活保障标准测算方法决定标准高低，标准制定是最低生活保障制度公平的起点。已有各种测算方法无所谓孰优孰劣，地方政府的现实选择更多是以财政资金安排为基础倒算。因此，以人均消费水平的30-35%为区间设定最低生活保障标准的消费比例法，即考虑到贫困家庭对消费支出的需求，同时赋予地方政府一定弹性空间，兼顾各地经济发展水平和财政负担能力的差异性，也避免了调查工作引起的较高行政成本，符合简单、高效、动态适应原则。

第二，最低生活保障标准与人均消费支出的关联关系更强。通过2004～2018年省级面板协整模型与误差修正模型的实证分析，最低生活保障标准与人均可支配收入、人均消费支出变化之间存在长期均衡关系，并且这种长期均衡关系对短期变化具有促进作用，消费的促进作用更强。考虑到贫困家庭人均消费支出与人均可支配收入的比例不稳定，以及高消费倾向特征，设定消费支出比例法作为最低生活保障标准动态调整机制更具现实意义。同时，消费支出比例法通过适应人均消费支出动态调整可以一定程度上解决绝对贫困和相对贫困的统一问题。

第三，以消费支出比例为基础的最低生活保障标准还应考虑家庭的异质性。按照消费倾向递减规律，在确立消费支出比例为基础的最低生活保障标准后，需要考虑不同家庭成员的基本特征设置差异化的精准标准。一是需要区别劳动年龄段家庭体现公平性，根据家庭户主年龄划分为：0-17岁阶段的未成年家庭、18-49周岁阶段的劳动者年龄家庭；50周岁以上阶段的就业困难或者非劳动年龄家庭，同时对具备劳动能力家庭设定劳动供给激励制度。二是区别家庭成员具体类别体现精准性，对户主之外的家庭成员结构特征进行差异化的精准救助，如划分为：夫妇俩人、单亲1人+1个孩子(同时考虑不同年龄段)、单亲1人+2个孩子、父母1人+生理有疾孩子、夫妇+1个孩子、夫妇+2个孩子、夫妇+生理有疾孩子等等。