基本公共服务供给如何影响低收入群体幸福感?——来自中国四省实地调查的实证分析

朱 楠,李 萌

(1.西北工业大学 公共政策与管理学院,陕西 西安 710129;2.西北大学 公共管理学院,陕西 西安 710127)

一、研究背景与问题提出

进入2023年以来,我国经济运行整体回升,市场需求逐步恢复,居民收入平稳增长,依据对经济社会形势的判断,党中央指出,推动经济社会健康发展,要牢牢守住“不发生规模性返贫”的底线(1)《中共中央 国务院关于做好2023年全面推进乡村振兴重点工作的意见》(2023年中央一号文件)。。表明扶贫工作在摆脱以生存为核心的绝对贫困后,治理相对贫困依然以防止返贫、脱贫攻坚成果巩固为主,体现了相对贫困治理的长期性与复杂性。

美好生活既是人民群众的向往期盼,更是新时代新征程中国共产党人为人民谋幸福矢志不渝的价值追求。党的二十大报告中指出:“必须坚持在发展中保障和改善民生,鼓励共同奋斗创造美好生活,不断实现人民对美好生活的向往。”实现人民幸福,尤其提升低收入群体幸福感成为衡量相对贫困治理效果的重要标准。因此,守住返贫底线一方面“把增加脱贫群众收入作为根本要求”(2)《中共中央 国务院关于做好2023年全面推进乡村振兴重点工作的意见》(2023年中央一号文件)。,另一方面还要提高相对贫困主体的主观感受与社会共识[1]。然而,经济增长和收入水平提高并不一定增加低收入群体的幸福感。数据表明,1990—2021年我国人均国内生产总值从1 663元增加到80 976元,增加了近49倍,已超过世界人均国内生产总值水平(3)2021年世界人均GDP是1.21万美元左右,中国是1.25万美元。数据来源:国家统计局.《国家统计局局长就2021年国民经济运行情况答记者问》,2022年1月17日。。城镇居民人均可支配收入从1 510元增加到47 412元,农村居民人均可支配收入从686元增加到18 931元,分别增加了31倍和28倍(4)数据来源:国家统计局《中国统计年鉴1990》、《中国统计年鉴2021》。。但1990—2021年,中国居民平均幸福感(满分10分)由7.29分(5)理查德·伊斯特林,丁云,么莹莹.中国的主观幸福感研究(1990—2010).国外理论动态,2013(7):24-31.降到5.585分,“盖洛普世界民意调查”显示作为第二大经济体的中国在全球155个国家中幸福感水平位于60名之后(6)2022年3月联合国《2022年世界幸福报告》。。由此可见,“伊斯特林悖论”在我国已经出现,并归因于社会不平等,特别是收入分配不公平导致我国居民幸福感的下降[2]。阿马蒂亚·森(Amartya Sen)[3]和舒尔茨(Theodore W.Schultz)[4]认为社会不平等的根源是社会权利、机会和能力的不平等。尤其进入相对贫困阶段后,低收入群体在实际生活状态未达到自身期望水平或低于他人的水平时,容易产生相对剥夺感,这种不平等会造成自身幸福感的缺失[5]。因此,对于低收入群体仅依靠发展经济、提升收入水平已经不能提高其幸福感,他们开始追求基本生存需求之外的更高的目标,如机会平等、个人价值实现等,权利的贫困以及可行能力的不足,成为低收入群体陷入相对贫困的根本原因。因此,相对贫困情境下提升低收入群体幸福感,既要保证低收入群体享有机会平等的权利即对其“赋权”,又要提高低收入群体的可行能力即使其“增能”。

基本公共服务作为公民的一项基本权利,人人平等享有,因此,保障低收入群体平等享有该项权利,是为赋权。此外,基本公共服务还为低收入群体构筑了发展的机会,形成了可行能力[6]。如公共教育、公共文化等,通过新思想、新观念形成低收入群体人力资本的提升机制,社会保障通过分散风险、资源配置以及发展功能[7],激发低收入群体创造的潜能,增强其自信心,是为增能。既然基本公共服务供给能够实现对低收入群体的赋权和增能,那么提高供给质量,不仅能够满足低收入群体基本生存的需要,而且是实现公平与发展的有效途径,有助于提高低收入群体幸福感。

综上所述,本文以低收入群体为研究对象,基于中国四省问卷调查数据进行实证分析,研究基本公共服务供给是否对低收入群体幸福感产生影响,如何产生影响?为后脱贫时代更好地满足低收入群体美好生活需要,促进全体人民实现共同富裕提供理论支持。

二、文献回顾与研究假设

(一)低收入群体与幸福感

低收入群体是一个普遍存在的相对概念,无论一个国家或地区富裕程度如何,总会有一部分人的收入处于较低水平[8]。国家统计局将居民收入从高到低划分标准,将低收入群体界定为收入处于最低的20%群体。据民政部对低保边缘家庭的新规定,一般指不符合低保条件,家庭人均收入低于当地1.5倍低保标准(7)2022年11月,民政部《国家乡村振兴局关于进一步做好最低生活保障等社会救助兜底保障工作的通知》。。而在各省的政策文件和实际操作中,采用“低保+低边人员”的合计,其中“低边人员”是各地以低保的1.5倍到2倍之间进行核算。本文在问卷调查和人群筛选中参照民政部和各省政策文件的标准,对低收入群体进行界定,为人均收入低于当地低保标准1.5倍的全部人员。在相对贫困治理阶段,低收入群体作为重点帮扶对象,成为学界关注的热点,且研究内容多集中于低收入群体增收的影响因素[9]和实现路径[10]、低收入群体与共同富裕[11]、社会保障对低收入群体的减贫效应[12]等方面。

幸福感是一种个体对自身生活状态的主观综合评价,包含一定程度的积极或消极情绪[1]。关于幸福感的研究从20世纪70年代开始,国内外研究已经相对成熟,成为经济学、心理学、社会学等学科的研究热点,研究内容聚焦于:一是幸福感的构成。Kahnenman和Tversky[13]将幸福感分为主观幸福感和客观幸福感,前者追求主观感受的快乐,后者侧重自我实现;二是幸福感的测度。根据研究需要,构建了不同的幸福感评价指标体系[14-15],采取了Ordered Probit估计法[16]、利他归因法[17]、多层结构方程模型[18]以及取向量表法[19]等研究方法进行测度;三是幸福感的影响因素。微观个体层面年龄、性别、收入[20]、居住体验[21]、所处的环境状况[22]等都是居民幸福感的影响因素;宏观层面来看,通货膨胀[23]、经济全球化[24]、经济增长[25]等均会显著影响居民幸福感。关于低收入群体幸福感的研究,主要以城市低收入群体[26]为研究对象,更多地从价格波动[27]、收入增长[28]、努力指数[29]等经济方面进行分析,从非经济方面进行研究的较少。

(二)基本公共服务供给与低收入群体幸福感

依据“伊斯特林悖论”,经济发展并不是影响居民幸福感的唯一因素,从享受基本公共服务微观个体的主观满意度出发,发现基本公共服务可以有效提升居民幸福感[30],特别是医疗卫生的便利性、教育的公共性和住房保障的充足性、便利性均显著影响居民幸福感[31]。从基本公共服务供给水平来看,人均社会性支出特别是教育、医疗投入的增加,能够显著提升居民幸福感[32-33]。综上所述,现有研究表明基本公共服务供给是提升居民幸福感的有效途径,那么他对低收入群体幸福感的影响又是怎样的?本文借鉴阳义南[34]的研究以基本公共服务的充足性、均衡性、便利性以及普惠性四个维度对基本公共服务供给质量进行衡量,研究基本公共服务供给对低收入群体幸福感的影响。基于此,本文提出如下研究假设:

H1:基本公共服务供给能够显著正向影响低收入群体幸福感,其充足性、均衡性、便利性、普惠性均对低收入群体幸福感具有显著正向影响。

(三)基本公共服务供给对低收入群体幸福感的影响机制:赋权与增能

1.影响机制:赋权 在《2000—2001年世界发展报告》中,世界银行以“与贫困作斗争”为主题,提出机遇、赋权和安全保障相辅相成的反贫困战略,旨在解除“枷锁”,穷人本身能创造一个没有贫困的世界[35]。赋权,实质上在于保障平等参与的权利,而对于低收入群体的赋权实质上是赋予其享有机会平等的权利,从而有利于社会公平感的提高。

教育、医疗等基本公共服务为低收入群体提供了更多阶层流动的机会以及改善人力资本的途径,提高低收入群体承担风险的能力,增强其社会公平感[36]。基本公共服务供给水平的提升又有助于公众获得更多平等的权利,从而改善个体面临的机会不平等[37],并通过调节初次分配的不公,降低低收入群体的相对剥夺感,提升其社会公平感[38]。此外,居民对社会公平的感知越高,幸福感会越高[39],其中社会阶层低的人容易受到社会公平感的影响,而社会阶层较高的人受到的影响较小[40]。因此,本文认为通过基本公共服务供给来实现对低收入群体赋权,增强其社会公平感,最终实现幸福感的提升。基于此,本文提出以下假设:

H2:社会公平感在基本公共服务与低收入群体幸福感之间发挥部分中介作用。

2.影响机制:增能 阿马蒂亚·森从能力视角提出可行能力,即人的潜在能力是个人发现、获取、利用、转化、发展资源的能力[41],而提高个人可行能力的过程就是要实现个人的发展[42]。因此,增能包括两个层面的含义,基本的可行能力和可行发展能力,从这两个层面着手对低收入群体增能。

基本公共服务供给可有效实现对低收入群体增能。如,社会救助对低收入群体给予物质保障和服务支持,不仅保障了基本生存权,而且精神慰藉得到满足,帮助了低收入群体更好地融入社会。医疗卫生服务能够规避疾病风险,保障了低收入群体生产及再生产的能力。以上服务都具有提高基本可行能力的作用。此外,发展教育是兼顾公平、缩小收入差距的重要途径,教育显著地影响社会阶层的代际流动,提高个人可行发展能力。因此,基本公共服务通过提升低收入群体基本可行能力以及可行发展能力进行增能,进而提升个人发展感,而发展感是幸福感产生的动力[43]。基于此,本文认为基本公共服务通过对低收入群体增能,来提升其幸福感。研究假设如下:

H3:个人发展感在基本公共服务与低收入群体幸福感之间发挥部分中介作用。

综上所述, 对于低收入群体而言, 个人发展感是实现社会公平感的基本前提。 只有个人充分发展, 即物质和文化需求得到满足, 才能从根本上摆脱返贫的风险。 在此基础上, 进一步追求社会公平感, 建立相对公平合理的社会利益格局和利益获得机制,逐步提升社会公平感, 进一步印证了“先做大蛋糕”, “再把蛋糕公平分配”的中国式发展道路具有一定的社会心理基础。 因此, 本文认为低收入群体作为微观个体, 其幸福感遵循从微观(个人发展)到宏观(社会公平)的生成逻辑, 如图1所示, 提出以下假设:

图1 个人发展感和社会公平感提升低收入群体幸福感的逻辑关系

H4:基本公共服务通过个人发展感与社会公平感的链式中介作用提升低收入群体幸福感。

三、研究设计

(一)数据来源及变量设置

1. 数据来源 本文的数据来源于实地问卷调查,项目组于2021—2022年基于我国各地区经济社会发展状况和基本公共服务供给的差异,采用目的性随机抽样的方法,选取了陕西、浙江、山西和吉林四个省份,样本覆盖我国东中西三大区域及城乡地区。此外,考虑到低收入群体私密性,项目组在样本地政府工作人员的帮助下,根据工作人员提供的名单,按照异质性抽样法,选取被访人员,基本涉及到我国低收入群体陷入贫困的主要原因,包括了鳏、寡、孤、独、疾病(身体和心理)、 残疾、 年老、 上学、 多子女抚养及单亲家庭、 技能缺失且无稳定收入、 下岗及生态性贫困等因素。 本次调研共发放了问卷3 000份,回收有效问卷2 719份,有效回收率为90.63%,其中符合低收入群体标准的共计887份,其余为低收入群体的对照组进行相关问题研究。

2. 变量设置 本文的被解释变量为低收入群体幸福感。通过文献梳理,对幸福感的研究主要从客观和主观两个方面进行衡量。由于现有文献以研究主观幸福感为主,且主观指标具有较高的信度和效度,因此本文也从主观层面来衡量低收入群体的幸福感。在问卷中,询问被访者“请您给您目前的幸福感评分(1—10分,分数越高表示您越幸福)您的打分是?”分数越高,其幸福感水平就越高。为便于分析,本文将低收入群体幸福感划分为五个等级,由“非常不幸福”到“非常幸福”,其中1级=1表示非常不幸福(幸福感打分为1、2),2级=2表示不幸福(幸福感打分为3、4)等等,以此类推。表1中是887份低收入群体幸福感分布情况。其中,回答由“非常不幸福”到“非常幸福”的比例分别为3.5%、7.1%、37.5%、36.6%、15.2%。

表1 低收入群体幸福感分布状况

基本公共服务供给质量作为关键解释变量,以公众接受政府服务时满足其期望及需求的程度[44],即感知质量及满意度[45]进行衡量。因此,本文采用低收入群体对基本公共服务供给的主观满意度代表供给质量。问卷中询问被访者“综合考虑各个方面,您对居住地目前公共服务总体上在各方面的满意程度如何?(公共服务供给的充足程度、地区及城乡间分布的均匀程度、获取公共服务的便利程度、享受公共服务的普遍程度)”测量分值为1—5分,“非常不满意”为1分,“非常满意”为5分。

为降低解释变量以外因素对结果的影响,本文引入人口学变量(性别、年龄、户籍、受教育水平、政治面貌、婚姻状况、个体健康状况等)为控制变量。据表2各变量的描述性统计结果显示,低收入群体幸福感的均值为3.53,标准差为0.952,表明四省份低收入群体幸福感平均水平较高,但与总分相比仍然存在一定的上升空间。基本公共服务供给均值为3.43,其中充足性、均衡性、便利性以及普惠性均值分别为3.44、3.37、3.46、3.46,最高与最低的均值相差0.09,说明均衡性是未来基本公共服务发展中的重要目标。

表2 变量的描述性统计

(二)实证模型

问卷中对低收入群体幸福感的度量采用的是有序离散变量,基于这样的数据类型,本文采用有序Probit回归模型(Ordered Probit,Oprobit),考察基本公共服务供给对低收入群体幸福感的影响。模型假定存在一个能够代表被解释变量的Happiness的潜变量Happiness*,Happiness*由公式(1)决定:

Happiness*=α1+β1Supplyi+β2Controlsi+εi

假设ε服从正态分布,X表示解释变量,Φ(x)表示服从标准正态分布的分布函数,则Happinessi可以表达为:

⋮

四、实证结果分析

(一)基本回归结果

相关研究发现,使用OLS模型与Oprobit模型所得出的结果并无太大差别。对此,本文加入OLS模型,用于对比分析回归结果[46]。根据Oprobit模型进行回归,表3报告了回归结果。由于Oprobit模型中的估计系数没有意义,为便于比较,需计算各变量的边际效应。回归结果显示,基本公共服务供给对低收入群体幸福感的回归系数均为正,在1%的水平上显著,且在两种不同模型中,各自变量的回归系数符号与显著性均没有太大变化,结果具有很强的稳健性,表明基本公共服务供给对低收入群体幸福感具有重要影响,体现在满意度的提升可以显著提高幸福感,即基本公共服务供给每提高一个单位,低收入群体幸福感将会提升约4.5个百分点。根据控制变量的个体特征,其估计结果与已有研究结论有相似性:从性别来看,低收入群体中女性比男性有更高的幸福感,主要受传统文化的影响,我国男性相比女性承担的社会责任和工作压力更大;婚姻方面,未婚、已婚的低收入群体要比离婚、丧偶的有更强的幸福感;健康状况方面,身体健康能够显著提升低收入群体的幸福感。但年龄上,很多研究表明年龄与幸福感之间存在非线性关系,呈现U型特征[47-48],而本文的研究结果显示低收入群体的年龄与幸福感之间存在线性关系,即低收入群体年龄越大,幸福感水平越高。相较于其他群体,抚育和赡养负担对于低收入群体而言更为沉重,而年龄越大负担越轻,其幸福感水平也越高。此外,户籍、受教育水平、政治面貌对低收入群体幸福感没有显著的影响,可能研究对象受群体局限性所致。

表3 基本回归结果

基本公共服务供给满意度的不同维度对低收入群体幸福感的影响如何?回归结果如表4所示,模型1、模型2、模型3和模型4在控制了人口学变量的情况下,分别对基本公共服务供给的充足性、均衡性、便利性、普惠性进行回归,各项回归系数均为正,且都在1%的水平上显著,表明基本公共服务供给的四个维度均对低收入群体幸福感有显著的正向影响。模型5为饱和模型,同时将基本公共服务供给的四个维度放入模型中,结果显示只有普惠性的回归系数为0.200,P值小于0.01。归因于基本公共服务供给的四个维度高度相关,当四个维度都纳入回归模型时,存在多重共线性问题,导致结果不够显著。因此,本文结合模型1至模型4的回归结果进行综合分析。

表4 基本公共服务供给不同维度对低收入群体幸福感的影响(OLS)

综上,研究假设H1得到验证,即基本公共服务供给对低收入群体幸福感有显著正向影响,基本公共服务供给的充足性、均衡性、便利性和普惠性水平越高,低收入群体幸福感水平越高,其中普惠性是影响低收入群体幸福感的核心变量。基于此,提供便捷可及、惠及全体人民、促进机会均等以及满足人民美好生活需要的基本公共服务是有效提高低收入群体幸福感的重要途径。

(二)内生性讨论

研究基本公共服务供给对低收入群体幸福感影响的过程中,可能会存在遗漏变量或者互为因果的内生性问题,如政府为了改善民生、满足人民群众美好生活需要,会加大对基本公共服务薄弱地区的财政投入,这就带来了反向因果的内生性问题,对系数估计产生影响。内生性问题干扰了模型估计结果的真实性。因此,为了保证模型分析的准确度,使用倾向得分匹配方法(PSM)对Oprobit模型回归结果做进一步的检验。PSM方法是一种源于统计学的因果推断方法,主要通过构造“对照组”和“处理组”,建立“反事实”框架,类似于“随机化实验”,研究者通过改变所关注的处理因素,使“处理对象”的选择不会受到协变量的影响,能够准确地评估该变量与因变量间的因果关系[49],从而较好地解决了传统回归分析中遗漏变量和反向因果的内生性问题,使得模型估计系数更加精确。

本文将对基本公共服务供给主观评价高的低收入群体定义为处理组,主观评价低的定义为对照组。通过近邻匹配(1∶1)、半径匹配以及核匹配三种匹配方法对处理组和对照组进行匹配。假定Y1i为处理组的低收入群体幸福感,Y0i为对照组的低收入群体幸福感,Di为处理变量,取1时表示基本公共服务供给主观评价高,取0时表示主观评价低,求出基本公共服务供给对低收入群体幸福感的因果影响,即处理组的平均处理效应(ATT)为:

ATT=E(Y1i|Di=1)-(Y0i|Di=1)=E(Y1i-Y0i|Di=1)

通过分析以基本公共服务供给主观评价为因变量,以模型中的控制变量为自变量,构建Logit模型,估计倾向得分。为了保证倾向得分匹配结果的准确性,进行共同支撑假设检验。图2为处理组和对照组协变量共同支持域的结果图示,可以发现两组在协变量层面有着较大的重叠范围,且主要集中在倾向值得分为0.4—0.6的范围区间,说明匹配质量较高。图3显示了平衡性检验结果,匹配之后各变量的偏差均小于10%,特别是户籍和婚姻状态变量,匹配之后接近于0,表明数据匹配平衡性良好。在进行半径匹配之后,两组中各协变量不存在显著差异,可以有效缓解遗漏变量的内生性问题。

通过PSM方法计算出的均值差异,用来解释变量间因果关系。表5所示,不同匹配方法下估计系数差异不大,说明匹配结果具有一定的稳健性。匹配之前,对基本公共服务供给主观评价高的低收入群体幸福感均值得分为3.713,主观评价低的低收入群体幸福感均值得分为3.361,两者之间均值差异为0.352,T值为5.59,在1%的水平上显著。匹配之后,三种匹配方法下估计系数与匹配前的估计系数相差不大,且三种匹配方法下对照组和处理组的差异依然在1%的水平上显著。因此,基本公共服务供给与低收入群体幸福感之间不存在严重的互为因果的内生性问题。

(三)影响机制分析

1. 稳健性检验 由于研究中的自变量与因变量都是主观变量,研究结果容易受到个体主观因素的影响。因此,为了降低个体主观因素差异造成结果出现偏差的可能,本文在基本回归的基础上引入了代表个体主观因素的变量,即社会公平感与个人发展感,并采用主观评估法[50]进行测量。在调查问卷中,关于社会公平感的问题是“我认为当今社会是公平的”,关于个人发展感的问题是“我认为我能得到很好的个人发展”,回答选项设为五个等级,从“非常不同意”到“非常同意”由低到高分别赋值1—5分,分值越高,被调查者的公平感、发展感程度越高。

表6显示了加入社会公平感与个人发展的回归结果。结果表明,模型2加入社会公平感后,基本公共服务供给对低收入群体幸福感存在显著影响。模型3中加入社会公平感、个人发展感之后,依然存在显著的正向影响。表明基本公共服务供给能够显著正向影响低收入群体幸福感,且具有很强的稳健性。此外,通过对比模型1和模型3,在加入社会公平感与个人发展感之后,基本公共服务供给的回归系数仍然显著,但回归系数由原来的0.201降低到了0.098。因此,本文需要通过建立多重中介效应模型,验证社会公平感与个人发展的中介作用,分析基本公共服务供给对低收入群体幸福感的影响机理。

2. 赋权、增能影响机制分析

(1)描述性统计和变量间的相关性分析。表7是描述性统计以及相关性分析结果。结果显示,社会公平感、个人发展感均值均接近样本最大值,表明低收入群体的社会公平感、个人发展感水平较高。相关性分析结果显示,基本公共服务供给与社会公平感、个人发展感、低收入群体幸福感彼此之间呈显著正相关。因此,该分析结果适合进一步分析中介效应。

表7 描述性统计、相关分析结果

(2)多重中介效应检验。本文在研究基本公共服务供给对低收入群体幸福感影响机制的过程中,根据低收入群体幸福感遵循从微观的个人发展到宏观的社会公平的生成逻辑,使用了多重中介效应中链式中介模型。以基本公共服务供给为自变量,低收入群体幸福感为因变量,个人发展感(M1i)、社会公平感(M2i)为中介变量,以人口学特征为控制变量,检验个人发展感与社会公平感的中介作用,以此验证赋权、增能的影响机制,并比较两者影响效应的大小。本文借鉴柳士顺的研究[51],构建如下多重中介效应模型:

Happinessi=α1Supplyi+γ1Controlsi+μ1i

M1i=β1Supplyi+γ2Controlsi+μ2i

M2i=β2Supplyi+ε2M1iγ3Controlsi+μ3i

Happinessi=δ1Supplyi+δ2M1i+δ3M2i+γ4Controlsi+μ4i

其中,α1表示基本公共服务供给对低收入群体幸福感的总效应,β1(i=1,2)表示基本公共服务供给对中介变量的影响效应,δ1是基本公共服务供给对低收入群体幸福感的直接效应,系数δ2、δ3表示控制了基本公共服务供给后,中介变量对低收入群体幸福感的影响效应。中介效应等于间接效应(β1δ2+β2δ3+β1ε2δ3),总效应等于间接效应加上直接效应,即α1=β1δ2+β2δ3+β1ε2δ3+δ1。

对中介效应的检验采用Bootstrap(5000)法,使用SPSS插件PROCESS中模型6进行分析,得到表8关于变量关系的回归分析。结果表明,基本公共服务供给显著正向预测个人发展感与社会公平感,个人发展感、社会公平感均能正向预测低收入群体幸福感。具体路径如图4所示。

表8 链式中介模型中变量关系的回归分析

图4 链式中介作用图注:**P<0.05,*** P<0.01。

中介效应分析表明,基本公共服务供给对低收入群体幸福感影响的总效应、直接效应与中介效应均显著,效应值分别为0.157、0.069、0.088。具体来看,中间效应通过三条中介链产生:一是基本公共服务供给→个人发展感→低收入群体幸福感(0.052);二是基本公共服务供给→社会公平感→低收入群体幸福感(0.025);三是基本公共服务供给→个人发展感→社会公平感→低收入群体幸福感(0.011)。采用Bootstrap(5000)方法,计算95%置信区间。根据表9可知,三条中介链的置信区间均不包含0,表明个人发展感、社会公平感的中介作用以及链式中介作用均显著,假设H2、H3、H4得到证明。如表9所示。

表9 个人发展感与社会公平感的链式中介效应

为了进一步分析中介效应的影响,通过中介效应占比发现,个人发展感中介效应占总间接效应的比例最大,表明个人发展感的中介作用最大。相比社会公平感,基本公共服务供给提升低收入群体幸福感更多地通过提高低收入群体个人发展感获得,通过教育、医疗卫生、社会保障等服务供给形成对低收入群体的人力资本投资,提高了可行发展能力,以实现对低收入群体的增能,促进其向上发展的阶层流动,从而获得幸福感。

3. 异质性分析 在研究基本公共服务供给对低收入群体幸福感影响机制的过程中,还应关注城乡之间、 不同年龄段之间, 对低收入群体幸福感是否存在影响效应, 如果存在, 那么效应大小是否存在差异?

本文将样本按照户籍性质和居住地分为城市和农村,其中城市低收入者349份,农村538份。根据表10显示结果,农村地区回归系数为0.120,在5%的水平上显著,城镇地区回归系数为0.422,在1%的水平上显著,表明农村与城镇的基本公共服务供给均显著正向影响低收入群体幸福感。为了进一步比较影响的大小,通过计算Happiness=5处的边际效应发现,在农村基本公共服务供给质量每提高一个单位,低收入群体幸福感可以提高2.8个百分点;而城镇的基本公共服务供给质量每提高一个单位,低收入群体幸福感将会提高8.4个百分点。这种差异性的原因,一是城乡之间基本公共服务供给的不均等,农村基本公共服务供给水平和质量不高,导致农村低收入群体享受到基本公共服务供给带来的效用水平较低;二是农村基本公共服务供给存在供需不匹配、供给过剩和供给不足等问题并存的现象,即使政府重金投入大量的民生工程,但脱离低收入群体实际需求,沦为政府的“形象工程”。

表10 城乡异质性分析

基本公共服务供给对不同年龄段的低收入群体幸福感影响的异质性分析中,按照联合国世界卫生组织的年龄划分方法,45岁以下为青壮年,45—60岁为中年,60岁以上为老年。如表11所示,在不同的年龄段,基本公共服务供给都显著正向影响低收入群体幸福感。可见,提高基本公共服务供给质量,对不同年龄段的低收入群体幸福感的提升均有实际意义。而通过计算不同年龄段的边际效应,进一步发现提高基本公共服务供给质量,对中年阶段的低收入群体幸福感影响最大,对老年阶段的影响次之,对青壮年影响相对较小。其原因在于,中年阶段对基本公共服务的需求最多。这个年龄段的群体正处于“上有老下有小”的阶段,抚养的子女有对基础教育的需求,赡养的老人有对医疗卫生和社会保障的需求,人到中年自身也对健康和未来养老存在更多的预期。相对比,老年阶段对基本公共服务的需求主要集中在养老、医疗卫生等方面,青壮年更关注于就业、教育等个人发展方面,都缺少中年阶段对基本公共服务需求的全面性。

表11 年龄异质性分析

五、结论与建议

党的二十大报告提出:“健全基本公共服务体系,提高公共服务水平,增强均衡性和可及性,扎实推进共同富裕。”基本公共服务供给关乎民生,是满足人民美好生活需要,更是共同富裕取得实质性进展的重要保障。基于此,本文分析得出基本公共服务供给是低收入群体平等地享有机会、提高潜能的关键因素,低收入群体遵循从个人发展到社会公平的生成逻辑来获得幸福感。通过该研究,为治理相对贫困通往共同富裕的道路中提供了中国经验。

(一)主要结论及相应的问题

本文对吉林、陕西、浙江和山西四省进行抽样调查,以调研数据为依托研究基本公共服务供给对低收入群体幸福感的影响及其影响机理,认为基本公共服务供给对低收入群体幸福感具有重要影响。采用满意度来衡量基本公共服务供给质量,供给质量提升可以显著提高幸福感。具体来看,基本公共服务供给的四个维度充足性、均衡性、便利性和普惠性均显著影响低收入群体幸福感。通过进一步研究发现,基本公共服务供给通过“增能”和“赋权”的影响机制均能提高低收入群体幸福感,其中增能的影响更为突出。因此,增加对低收入群体的人力资本投资,保持社会阶层的流动性,以及保障低收入群体劳动力资源的生产和再生产都有助于提升低收入群体的幸福感。同时,由于我国城乡二元经济社会结构,基本公共服务供给对城镇的低收入群体幸福感的影响要大于农村,受基本公共服务供给均等化和供需不匹配等问题的困扰,打通基本公共服务为农村低收入群体赋权和增能的路径,是增进农村低收入群体获得幸福感的重要任务。此外,不同年龄段的低收入群体,基本公共服务供给的影响程度不一样,其中对中年阶段的低收入群体影响最大。

(二)相关政策建议

基本公共服务作为一种特殊的公共产品,离不开政府的主导责任,在经历了从基本建设到“全覆盖、均等化、重体系”的发展过程后,一方面,只有继续加大财政的投入力度,提高基本公共服务供给水平,才能更好地实现满足人民美好生活需求的目标;另一方面,补齐基本公共服务短板,提升供给质量。在充足性方面,针对低收群体的基本公共服务供给,在以政府为主导的前提下,形成市场和社会组织的有利补充,解决供给的“数量与质量”问题。在便利性方面,打通基本公共服务供给的“最后一公里”,提升低收入群体享受服务时的使用体验。在普惠性方面,建立惠及低收入群体,享受机会均等、公平可及的基本公共服务体系。在均等化方面,重视城乡间的均等化问题,既要平衡城乡之间的公共资源分布,增加对农村低收入群体的基本公共服务供给,又要充分考虑农村低收入群体的真实需求,并进一步调整、优化农村基本公共服务供给结构,解决供需不匹配的现实困境。此外,健全基本公共服务体系。针对中年阶段的低收入人群,基本公共服务做好“一小一老”的保障,有助于缓解中年阶段的主观相对贫困。值得重视的是,通过基本公共服务的“赋权”与“增能”,可以缓解低收入群体脱贫返贫的风险,使他们“有机会、有能力”获得教育、医疗卫生、社会保障等服务,有利于低收入群体形成基本可行能力和可行发展能力,帮助其打破自身局限性,更好地实现阶层流动,满足低收入群体个人发展需要。