基本公共服務供給如何影響低收入群體幸福感?
——來自中國四省實地調查的實證分析

朱 楠,李 萌

(1.西北工業大學 公共政策與管理學院,陜西 西安 710129;2.西北大學 公共管理學院,陜西 西安 710127)

一、研究背景與問題提出

進入2023年以來,我國經濟運行整體回升,市場需求逐步恢復,居民收入平穩增長,依據對經濟社會形勢的判斷,黨中央指出,推動經濟社會健康發展,要牢牢守住“不發生規模性返貧”的底線(1)《中共中央 國務院關于做好2023年全面推進鄉村振興重點工作的意見》(2023年中央一號文件)。。表明扶貧工作在擺脫以生存為核心的絕對貧困后,治理相對貧困依然以防止返貧、脫貧攻堅成果鞏固為主,體現了相對貧困治理的長期性與復雜性。

美好生活既是人民群眾的向往期盼,更是新時代新征程中國共產黨人為人民謀幸福矢志不渝的價值追求。黨的二十大報告中指出:“必須堅持在發展中保障和改善民生,鼓勵共同奮斗創造美好生活,不斷實現人民對美好生活的向往?！睂崿F人民幸福,尤其提升低收入群體幸福感成為衡量相對貧困治理效果的重要標準。因此,守住返貧底線一方面“把增加脫貧群眾收入作為根本要求”(2)《中共中央 國務院關于做好2023年全面推進鄉村振興重點工作的意見》(2023年中央一號文件)。,另一方面還要提高相對貧困主體的主觀感受與社會共識[1]。然而,經濟增長和收入水平提高并不一定增加低收入群體的幸福感。數據表明,1990—2021年我國人均國內生產總值從1 663元增加到80 976元,增加了近49倍,已超過世界人均國內生產總值水平(3)2021年世界人均GDP是1.21萬美元左右,中國是1.25萬美元。數據來源:國家統計局.《國家統計局局長就2021年國民經濟運行情況答記者問》,2022年1月17日。。城鎮居民人均可支配收入從1 510元增加到47 412元,農村居民人均可支配收入從686元增加到18 931元,分別增加了31倍和28倍(4)數據來源:國家統計局《中國統計年鑒1990》、《中國統計年鑒2021》。。但1990—2021年,中國居民平均幸福感(滿分10分)由7.29分(5)理查德·伊斯特林,丁云,么瑩瑩.中國的主觀幸福感研究(1990—2010).國外理論動態,2013(7):24-31.降到5.585分,“蓋洛普世界民意調查”顯示作為第二大經濟體的中國在全球155個國家中幸福感水平位于60名之后(6)2022年3月聯合國《2022年世界幸福報告》。。由此可見,“伊斯特林悖論”在我國已經出現,并歸因于社會不平等,特別是收入分配不公平導致我國居民幸福感的下降[2]。阿馬蒂亞·森(Amartya Sen)[3]和舒爾茨(Theodore W.Schultz)[4]認為社會不平等的根源是社會權利、機會和能力的不平等。尤其進入相對貧困階段后,低收入群體在實際生活狀態未達到自身期望水平或低于他人的水平時,容易產生相對剝奪感,這種不平等會造成自身幸福感的缺失[5]。因此,對于低收入群體僅依靠發展經濟、提升收入水平已經不能提高其幸福感,他們開始追求基本生存需求之外的更高的目標,如機會平等、個人價值實現等,權利的貧困以及可行能力的不足,成為低收入群體陷入相對貧困的根本原因。因此,相對貧困情境下提升低收入群體幸福感,既要保證低收入群體享有機會平等的權利即對其“賦權”,又要提高低收入群體的可行能力即使其“增能”。

基本公共服務作為公民的一項基本權利,人人平等享有,因此,保障低收入群體平等享有該項權利,是為賦權。此外,基本公共服務還為低收入群體構筑了發展的機會,形成了可行能力[6]。如公共教育、公共文化等,通過新思想、新觀念形成低收入群體人力資本的提升機制,社會保障通過分散風險、資源配置以及發展功能[7],激發低收入群體創造的潛能,增強其自信心,是為增能。既然基本公共服務供給能夠實現對低收入群體的賦權和增能,那么提高供給質量,不僅能夠滿足低收入群體基本生存的需要,而且是實現公平與發展的有效途徑,有助于提高低收入群體幸福感。

綜上所述,本文以低收入群體為研究對象,基于中國四省問卷調查數據進行實證分析,研究基本公共服務供給是否對低收入群體幸福感產生影響,如何產生影響?為后脫貧時代更好地滿足低收入群體美好生活需要,促進全體人民實現共同富裕提供理論支持。

二、文獻回顧與研究假設

(一)低收入群體與幸福感

低收入群體是一個普遍存在的相對概念,無論一個國家或地區富裕程度如何,總會有一部分人的收入處于較低水平[8]。國家統計局將居民收入從高到低劃分標準,將低收入群體界定為收入處于最低的20%群體。據民政部對低保邊緣家庭的新規定,一般指不符合低保條件,家庭人均收入低于當地1.5倍低保標準(7)2022年11月,民政部《國家鄉村振興局關于進一步做好最低生活保障等社會救助兜底保障工作的通知》。。而在各省的政策文件和實際操作中,采用“低保+低邊人員”的合計,其中“低邊人員”是各地以低保的1.5倍到2倍之間進行核算。本文在問卷調查和人群篩選中參照民政部和各省政策文件的標準,對低收入群體進行界定,為人均收入低于當地低保標準1.5倍的全部人員。在相對貧困治理階段,低收入群體作為重點幫扶對象,成為學界關注的熱點,且研究內容多集中于低收入群體增收的影響因素[9]和實現路徑[10]、低收入群體與共同富裕[11]、社會保障對低收入群體的減貧效應[12]等方面。

幸福感是一種個體對自身生活狀態的主觀綜合評價,包含一定程度的積極或消極情緒[1]。關于幸福感的研究從20世紀70年代開始,國內外研究已經相對成熟,成為經濟學、心理學、社會學等學科的研究熱點,研究內容聚焦于:一是幸福感的構成。Kahnenman和Tversky[13]將幸福感分為主觀幸福感和客觀幸福感,前者追求主觀感受的快樂,后者側重自我實現;二是幸福感的測度。根據研究需要,構建了不同的幸福感評價指標體系[14-15],采取了Ordered Probit估計法[16]、利他歸因法[17]、多層結構方程模型[18]以及取向量表法[19]等研究方法進行測度;三是幸福感的影響因素。微觀個體層面年齡、性別、收入[20]、居住體驗[21]、所處的環境狀況[22]等都是居民幸福感的影響因素;宏觀層面來看,通貨膨脹[23]、經濟全球化[24]、經濟增長[25]等均會顯著影響居民幸福感。關于低收入群體幸福感的研究,主要以城市低收入群體[26]為研究對象,更多地從價格波動[27]、收入增長[28]、努力指數[29]等經濟方面進行分析,從非經濟方面進行研究的較少。

(二)基本公共服務供給與低收入群體幸福感

依據“伊斯特林悖論”,經濟發展并不是影響居民幸福感的唯一因素,從享受基本公共服務微觀個體的主觀滿意度出發,發現基本公共服務可以有效提升居民幸福感[30],特別是醫療衛生的便利性、教育的公共性和住房保障的充足性、便利性均顯著影響居民幸福感[31]。從基本公共服務供給水平來看,人均社會性支出特別是教育、醫療投入的增加,能夠顯著提升居民幸福感[32-33]。綜上所述,現有研究表明基本公共服務供給是提升居民幸福感的有效途徑,那么他對低收入群體幸福感的影響又是怎樣的?本文借鑒陽義南[34]的研究以基本公共服務的充足性、均衡性、便利性以及普惠性四個維度對基本公共服務供給質量進行衡量,研究基本公共服務供給對低收入群體幸福感的影響?；诖?本文提出如下研究假設:

H1:基本公共服務供給能夠顯著正向影響低收入群體幸福感,其充足性、均衡性、便利性、普惠性均對低收入群體幸福感具有顯著正向影響。

(三)基本公共服務供給對低收入群體幸福感的影響機制:賦權與增能

1.影響機制:賦權 在《2000—2001年世界發展報告》中,世界銀行以“與貧困作斗爭”為主題,提出機遇、賦權和安全保障相輔相成的反貧困戰略,旨在解除“枷鎖”,窮人本身能創造一個沒有貧困的世界[35]。賦權,實質上在于保障平等參與的權利,而對于低收入群體的賦權實質上是賦予其享有機會平等的權利,從而有利于社會公平感的提高。

教育、醫療等基本公共服務為低收入群體提供了更多階層流動的機會以及改善人力資本的途徑,提高低收入群體承擔風險的能力,增強其社會公平感[36]?；竟卜展┙o水平的提升又有助于公眾獲得更多平等的權利,從而改善個體面臨的機會不平等[37],并通過調節初次分配的不公,降低低收入群體的相對剝奪感,提升其社會公平感[38]。此外,居民對社會公平的感知越高,幸福感會越高[39],其中社會階層低的人容易受到社會公平感的影響,而社會階層較高的人受到的影響較小[40]。因此,本文認為通過基本公共服務供給來實現對低收入群體賦權,增強其社會公平感,最終實現幸福感的提升?；诖?本文提出以下假設:

H2:社會公平感在基本公共服務與低收入群體幸福感之間發揮部分中介作用。

2.影響機制:增能 阿馬蒂亞·森從能力視角提出可行能力,即人的潛在能力是個人發現、獲取、利用、轉化、發展資源的能力[41],而提高個人可行能力的過程就是要實現個人的發展[42]。因此,增能包括兩個層面的含義,基本的可行能力和可行發展能力,從這兩個層面著手對低收入群體增能。

基本公共服務供給可有效實現對低收入群體增能。如,社會救助對低收入群體給予物質保障和服務支持,不僅保障了基本生存權,而且精神慰藉得到滿足,幫助了低收入群體更好地融入社會。醫療衛生服務能夠規避疾病風險,保障了低收入群體生產及再生產的能力。以上服務都具有提高基本可行能力的作用。此外,發展教育是兼顧公平、縮小收入差距的重要途徑,教育顯著地影響社會階層的代際流動,提高個人可行發展能力。因此,基本公共服務通過提升低收入群體基本可行能力以及可行發展能力進行增能,進而提升個人發展感,而發展感是幸福感產生的動力[43]?；诖?本文認為基本公共服務通過對低收入群體增能,來提升其幸福感。研究假設如下:

H3:個人發展感在基本公共服務與低收入群體幸福感之間發揮部分中介作用。

綜上所述, 對于低收入群體而言, 個人發展感是實現社會公平感的基本前提。 只有個人充分發展, 即物質和文化需求得到滿足, 才能從根本上擺脫返貧的風險。 在此基礎上, 進一步追求社會公平感, 建立相對公平合理的社會利益格局和利益獲得機制,逐步提升社會公平感, 進一步印證了“先做大蛋糕”, “再把蛋糕公平分配”的中國式發展道路具有一定的社會心理基礎。 因此, 本文認為低收入群體作為微觀個體, 其幸福感遵循從微觀(個人發展)到宏觀(社會公平)的生成邏輯, 如圖1所示, 提出以下假設:

圖1 個人發展感和社會公平感提升低收入群體幸福感的邏輯關系

H4:基本公共服務通過個人發展感與社會公平感的鏈式中介作用提升低收入群體幸福感。

三、研究設計

(一)數據來源及變量設置

1. 數據來源 本文的數據來源于實地問卷調查,項目組于2021—2022年基于我國各地區經濟社會發展狀況和基本公共服務供給的差異,采用目的性隨機抽樣的方法,選取了陜西、浙江、山西和吉林四個省份,樣本覆蓋我國東中西三大區域及城鄉地區。此外,考慮到低收入群體私密性,項目組在樣本地政府工作人員的幫助下,根據工作人員提供的名單,按照異質性抽樣法,選取被訪人員,基本涉及到我國低收入群體陷入貧困的主要原因,包括了鰥、寡、孤、獨、疾病(身體和心理)、 殘疾、 年老、 上學、 多子女撫養及單親家庭、 技能缺失且無穩定收入、 下崗及生態性貧困等因素。 本次調研共發放了問卷3 000份,回收有效問卷2 719份,有效回收率為90.63%,其中符合低收入群體標準的共計887份,其余為低收入群體的對照組進行相關問題研究。

2. 變量設置 本文的被解釋變量為低收入群體幸福感。通過文獻梳理,對幸福感的研究主要從客觀和主觀兩個方面進行衡量。由于現有文獻以研究主觀幸福感為主,且主觀指標具有較高的信度和效度,因此本文也從主觀層面來衡量低收入群體的幸福感。在問卷中,詢問被訪者“請您給您目前的幸福感評分(1—10分,分數越高表示您越幸福)您的打分是?”分數越高,其幸福感水平就越高。為便于分析,本文將低收入群體幸福感劃分為五個等級,由“非常不幸?！钡健胺浅Ｐ腋！?其中1級=1表示非常不幸福(幸福感打分為1、2),2級=2表示不幸福(幸福感打分為3、4)等等,以此類推。表1中是887份低收入群體幸福感分布情況。其中,回答由“非常不幸?！钡健胺浅Ｐ腋！钡谋壤謩e為3.5%、7.1%、37.5%、36.6%、15.2%。

表1 低收入群體幸福感分布狀況

基本公共服務供給質量作為關鍵解釋變量,以公眾接受政府服務時滿足其期望及需求的程度[44],即感知質量及滿意度[45]進行衡量。因此,本文采用低收入群體對基本公共服務供給的主觀滿意度代表供給質量。問卷中詢問被訪者“綜合考慮各個方面,您對居住地目前公共服務總體上在各方面的滿意程度如何?(公共服務供給的充足程度、地區及城鄉間分布的均勻程度、獲取公共服務的便利程度、享受公共服務的普遍程度)”測量分值為1—5分,“非常不滿意”為1分,“非常滿意”為5分。

為降低解釋變量以外因素對結果的影響,本文引入人口學變量(性別、年齡、戶籍、受教育水平、政治面貌、婚姻狀況、個體健康狀況等)為控制變量。據表2各變量的描述性統計結果顯示,低收入群體幸福感的均值為3.53,標準差為0.952,表明四省份低收入群體幸福感平均水平較高,但與總分相比仍然存在一定的上升空間?；竟卜展┙o均值為3.43,其中充足性、均衡性、便利性以及普惠性均值分別為3.44、3.37、3.46、3.46,最高與最低的均值相差0.09,說明均衡性是未來基本公共服務發展中的重要目標。

表2 變量的描述性統計

(二)實證模型

問卷中對低收入群體幸福感的度量采用的是有序離散變量,基于這樣的數據類型,本文采用有序Probit回歸模型(Ordered Probit,Oprobit),考察基本公共服務供給對低收入群體幸福感的影響。模型假定存在一個能夠代表被解釋變量的Happiness的潛變量Happiness*,Happiness*由公式(1)決定:

Happiness*=α1+β1Supplyi+β2Controlsi+εi

假設ε服從正態分布,X表示解釋變量,Φ(x)表示服從標準正態分布的分布函數,則Happinessi可以表達為:

?

四、實證結果分析

(一)基本回歸結果

相關研究發現,使用OLS模型與Oprobit模型所得出的結果并無太大差別。對此,本文加入OLS模型,用于對比分析回歸結果[46]。根據Oprobit模型進行回歸,表3報告了回歸結果。由于Oprobit模型中的估計系數沒有意義,為便于比較,需計算各變量的邊際效應?；貧w結果顯示,基本公共服務供給對低收入群體幸福感的回歸系數均為正,在1%的水平上顯著,且在兩種不同模型中,各自變量的回歸系數符號與顯著性均沒有太大變化,結果具有很強的穩健性,表明基本公共服務供給對低收入群體幸福感具有重要影響,體現在滿意度的提升可以顯著提高幸福感,即基本公共服務供給每提高一個單位,低收入群體幸福感將會提升約4.5個百分點。根據控制變量的個體特征,其估計結果與已有研究結論有相似性:從性別來看,低收入群體中女性比男性有更高的幸福感,主要受傳統文化的影響,我國男性相比女性承擔的社會責任和工作壓力更大;婚姻方面,未婚、已婚的低收入群體要比離婚、喪偶的有更強的幸福感;健康狀況方面,身體健康能夠顯著提升低收入群體的幸福感。但年齡上,很多研究表明年齡與幸福感之間存在非線性關系,呈現U型特征[47-48],而本文的研究結果顯示低收入群體的年齡與幸福感之間存在線性關系,即低收入群體年齡越大,幸福感水平越高。相較于其他群體,撫育和贍養負擔對于低收入群體而言更為沉重,而年齡越大負擔越輕,其幸福感水平也越高。此外,戶籍、受教育水平、政治面貌對低收入群體幸福感沒有顯著的影響,可能研究對象受群體局限性所致。

表3 基本回歸結果

基本公共服務供給滿意度的不同維度對低收入群體幸福感的影響如何?回歸結果如表4所示,模型1、模型2、模型3和模型4在控制了人口學變量的情況下,分別對基本公共服務供給的充足性、均衡性、便利性、普惠性進行回歸,各項回歸系數均為正,且都在1%的水平上顯著,表明基本公共服務供給的四個維度均對低收入群體幸福感有顯著的正向影響。模型5為飽和模型,同時將基本公共服務供給的四個維度放入模型中,結果顯示只有普惠性的回歸系數為0.200,P值小于0.01。歸因于基本公共服務供給的四個維度高度相關,當四個維度都納入回歸模型時,存在多重共線性問題,導致結果不夠顯著。因此,本文結合模型1至模型4的回歸結果進行綜合分析。

表4 基本公共服務供給不同維度對低收入群體幸福感的影響(OLS)

綜上,研究假設H1得到驗證,即基本公共服務供給對低收入群體幸福感有顯著正向影響,基本公共服務供給的充足性、均衡性、便利性和普惠性水平越高,低收入群體幸福感水平越高,其中普惠性是影響低收入群體幸福感的核心變量?；诖?提供便捷可及、惠及全體人民、促進機會均等以及滿足人民美好生活需要的基本公共服務是有效提高低收入群體幸福感的重要途徑。

(二)內生性討論

研究基本公共服務供給對低收入群體幸福感影響的過程中,可能會存在遺漏變量或者互為因果的內生性問題,如政府為了改善民生、滿足人民群眾美好生活需要,會加大對基本公共服務薄弱地區的財政投入,這就帶來了反向因果的內生性問題,對系數估計產生影響。內生性問題干擾了模型估計結果的真實性。因此,為了保證模型分析的準確度,使用傾向得分匹配方法(PSM)對Oprobit模型回歸結果做進一步的檢驗。PSM方法是一種源于統計學的因果推斷方法,主要通過構造“對照組”和“處理組”,建立“反事實”框架,類似于“隨機化實驗”,研究者通過改變所關注的處理因素,使“處理對象”的選擇不會受到協變量的影響,能夠準確地評估該變量與因變量間的因果關系[49],從而較好地解決了傳統回歸分析中遺漏變量和反向因果的內生性問題,使得模型估計系數更加精確。

本文將對基本公共服務供給主觀評價高的低收入群體定義為處理組,主觀評價低的定義為對照組。通過近鄰匹配(1∶1)、半徑匹配以及核匹配三種匹配方法對處理組和對照組進行匹配。假定Y1i為處理組的低收入群體幸福感,Y0i為對照組的低收入群體幸福感,Di為處理變量,取1時表示基本公共服務供給主觀評價高,取0時表示主觀評價低,求出基本公共服務供給對低收入群體幸福感的因果影響,即處理組的平均處理效應(ATT)為:

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

通過分析以基本公共服務供給主觀評價為因變量,以模型中的控制變量為自變量,構建Logit模型,估計傾向得分。為了保證傾向得分匹配結果的準確性,進行共同支撐假設檢驗。圖2為處理組和對照組協變量共同支持域的結果圖示,可以發現兩組在協變量層面有著較大的重疊范圍,且主要集中在傾向值得分為0.4—0.6的范圍區間,說明匹配質量較高。圖3顯示了平衡性檢驗結果,匹配之后各變量的偏差均小于10%,特別是戶籍和婚姻狀態變量,匹配之后接近于0,表明數據匹配平衡性良好。在進行半徑匹配之后,兩組中各協變量不存在顯著差異,可以有效緩解遺漏變量的內生性問題。

通過PSM方法計算出的均值差異,用來解釋變量間因果關系。表5所示,不同匹配方法下估計系數差異不大,說明匹配結果具有一定的穩健性。匹配之前,對基本公共服務供給主觀評價高的低收入群體幸福感均值得分為3.713,主觀評價低的低收入群體幸福感均值得分為3.361,兩者之間均值差異為0.352,T值為5.59,在1%的水平上顯著。匹配之后,三種匹配方法下估計系數與匹配前的估計系數相差不大,且三種匹配方法下對照組和處理組的差異依然在1%的水平上顯著。因此,基本公共服務供給與低收入群體幸福感之間不存在嚴重的互為因果的內生性問題。

(三)影響機制分析

1. 穩健性檢驗 由于研究中的自變量與因變量都是主觀變量,研究結果容易受到個體主觀因素的影響。因此,為了降低個體主觀因素差異造成結果出現偏差的可能,本文在基本回歸的基礎上引入了代表個體主觀因素的變量,即社會公平感與個人發展感,并采用主觀評估法[50]進行測量。在調查問卷中,關于社會公平感的問題是“我認為當今社會是公平的”,關于個人發展感的問題是“我認為我能得到很好的個人發展”,回答選項設為五個等級,從“非常不同意”到“非常同意”由低到高分別賦值1—5分,分值越高,被調查者的公平感、發展感程度越高。

表6顯示了加入社會公平感與個人發展的回歸結果。結果表明,模型2加入社會公平感后,基本公共服務供給對低收入群體幸福感存在顯著影響。模型3中加入社會公平感、個人發展感之后,依然存在顯著的正向影響。表明基本公共服務供給能夠顯著正向影響低收入群體幸福感,且具有很強的穩健性。此外,通過對比模型1和模型3,在加入社會公平感與個人發展感之后,基本公共服務供給的回歸系數仍然顯著,但回歸系數由原來的0.201降低到了0.098。因此,本文需要通過建立多重中介效應模型,驗證社會公平感與個人發展的中介作用,分析基本公共服務供給對低收入群體幸福感的影響機理。

2. 賦權、增能影響機制分析

(1)描述性統計和變量間的相關性分析。表7是描述性統計以及相關性分析結果。結果顯示,社會公平感、個人發展感均值均接近樣本最大值,表明低收入群體的社會公平感、個人發展感水平較高。相關性分析結果顯示,基本公共服務供給與社會公平感、個人發展感、低收入群體幸福感彼此之間呈顯著正相關。因此,該分析結果適合進一步分析中介效應。

表7 描述性統計、相關分析結果

(2)多重中介效應檢驗。本文在研究基本公共服務供給對低收入群體幸福感影響機制的過程中,根據低收入群體幸福感遵循從微觀的個人發展到宏觀的社會公平的生成邏輯,使用了多重中介效應中鏈式中介模型。以基本公共服務供給為自變量,低收入群體幸福感為因變量,個人發展感(M1i)、社會公平感(M2i)為中介變量,以人口學特征為控制變量,檢驗個人發展感與社會公平感的中介作用,以此驗證賦權、增能的影響機制,并比較兩者影響效應的大小。本文借鑒柳士順的研究[51],構建如下多重中介效應模型:

Happinessi=α1Supplyi+γ1Controlsi+μ1i

M1i=β1Supplyi+γ2Controlsi+μ2i

M2i=β2Supplyi+ε2M1iγ3Controlsi+μ3i

Happinessi=δ1Supplyi+δ2M1i+δ3M2i+γ4Controlsi+μ4i

其中,α1表示基本公共服務供給對低收入群體幸福感的總效應,β1(i=1,2)表示基本公共服務供給對中介變量的影響效應,δ1是基本公共服務供給對低收入群體幸福感的直接效應,系數δ2、δ3表示控制了基本公共服務供給后,中介變量對低收入群體幸福感的影響效應。中介效應等于間接效應(β1δ2+β2δ3+β1ε2δ3),總效應等于間接效應加上直接效應,即α1=β1δ2+β2δ3+β1ε2δ3+δ1。

對中介效應的檢驗采用Bootstrap(5000)法,使用SPSS插件PROCESS中模型6進行分析,得到表8關于變量關系的回歸分析。結果表明,基本公共服務供給顯著正向預測個人發展感與社會公平感,個人發展感、社會公平感均能正向預測低收入群體幸福感。具體路徑如圖4所示。

表8 鏈式中介模型中變量關系的回歸分析

圖4 鏈式中介作用圖注:**P<0.05,*** P<0.01。

中介效應分析表明,基本公共服務供給對低收入群體幸福感影響的總效應、直接效應與中介效應均顯著,效應值分別為0.157、0.069、0.088。具體來看,中間效應通過三條中介鏈產生:一是基本公共服務供給→個人發展感→低收入群體幸福感(0.052);二是基本公共服務供給→社會公平感→低收入群體幸福感(0.025);三是基本公共服務供給→個人發展感→社會公平感→低收入群體幸福感(0.011)。采用Bootstrap(5000)方法,計算95%置信區間。根據表9可知,三條中介鏈的置信區間均不包含0,表明個人發展感、社會公平感的中介作用以及鏈式中介作用均顯著,假設H2、H3、H4得到證明。如表9所示。

表9 個人發展感與社會公平感的鏈式中介效應

為了進一步分析中介效應的影響,通過中介效應占比發現,個人發展感中介效應占總間接效應的比例最大,表明個人發展感的中介作用最大。相比社會公平感,基本公共服務供給提升低收入群體幸福感更多地通過提高低收入群體個人發展感獲得,通過教育、醫療衛生、社會保障等服務供給形成對低收入群體的人力資本投資,提高了可行發展能力,以實現對低收入群體的增能,促進其向上發展的階層流動,從而獲得幸福感。

3. 異質性分析 在研究基本公共服務供給對低收入群體幸福感影響機制的過程中,還應關注城鄉之間、 不同年齡段之間, 對低收入群體幸福感是否存在影響效應, 如果存在, 那么效應大小是否存在差異?

本文將樣本按照戶籍性質和居住地分為城市和農村,其中城市低收入者349份,農村538份。根據表10顯示結果,農村地區回歸系數為0.120,在5%的水平上顯著,城鎮地區回歸系數為0.422,在1%的水平上顯著,表明農村與城鎮的基本公共服務供給均顯著正向影響低收入群體幸福感。為了進一步比較影響的大小,通過計算Happiness=5處的邊際效應發現,在農村基本公共服務供給質量每提高一個單位,低收入群體幸福感可以提高2.8個百分點;而城鎮的基本公共服務供給質量每提高一個單位,低收入群體幸福感將會提高8.4個百分點。這種差異性的原因,一是城鄉之間基本公共服務供給的不均等,農村基本公共服務供給水平和質量不高,導致農村低收入群體享受到基本公共服務供給帶來的效用水平較低;二是農村基本公共服務供給存在供需不匹配、供給過剩和供給不足等問題并存的現象,即使政府重金投入大量的民生工程,但脫離低收入群體實際需求,淪為政府的“形象工程”。

表10 城鄉異質性分析

基本公共服務供給對不同年齡段的低收入群體幸福感影響的異質性分析中,按照聯合國世界衛生組織的年齡劃分方法,45歲以下為青壯年,45—60歲為中年,60歲以上為老年。如表11所示,在不同的年齡段,基本公共服務供給都顯著正向影響低收入群體幸福感?？梢?提高基本公共服務供給質量,對不同年齡段的低收入群體幸福感的提升均有實際意義。而通過計算不同年齡段的邊際效應,進一步發現提高基本公共服務供給質量,對中年階段的低收入群體幸福感影響最大,對老年階段的影響次之,對青壯年影響相對較小。其原因在于,中年階段對基本公共服務的需求最多。這個年齡段的群體正處于“上有老下有小”的階段,撫養的子女有對基礎教育的需求,贍養的老人有對醫療衛生和社會保障的需求,人到中年自身也對健康和未來養老存在更多的預期。相對比,老年階段對基本公共服務的需求主要集中在養老、醫療衛生等方面,青壯年更關注于就業、教育等個人發展方面,都缺少中年階段對基本公共服務需求的全面性。

表11 年齡異質性分析

五、結論與建議

黨的二十大報告提出:“健全基本公共服務體系,提高公共服務水平,增強均衡性和可及性,扎實推進共同富裕?！被竟卜展┙o關乎民生,是滿足人民美好生活需要,更是共同富裕取得實質性進展的重要保障?；诖?本文分析得出基本公共服務供給是低收入群體平等地享有機會、提高潛能的關鍵因素,低收入群體遵循從個人發展到社會公平的生成邏輯來獲得幸福感。通過該研究,為治理相對貧困通往共同富裕的道路中提供了中國經驗。

(一)主要結論及相應的問題

本文對吉林、陜西、浙江和山西四省進行抽樣調查,以調研數據為依托研究基本公共服務供給對低收入群體幸福感的影響及其影響機理,認為基本公共服務供給對低收入群體幸福感具有重要影響。采用滿意度來衡量基本公共服務供給質量,供給質量提升可以顯著提高幸福感。具體來看,基本公共服務供給的四個維度充足性、均衡性、便利性和普惠性均顯著影響低收入群體幸福感。通過進一步研究發現,基本公共服務供給通過“增能”和“賦權”的影響機制均能提高低收入群體幸福感,其中增能的影響更為突出。因此,增加對低收入群體的人力資本投資,保持社會階層的流動性,以及保障低收入群體勞動力資源的生產和再生產都有助于提升低收入群體的幸福感。同時,由于我國城鄉二元經濟社會結構,基本公共服務供給對城鎮的低收入群體幸福感的影響要大于農村,受基本公共服務供給均等化和供需不匹配等問題的困擾,打通基本公共服務為農村低收入群體賦權和增能的路徑,是增進農村低收入群體獲得幸福感的重要任務。此外,不同年齡段的低收入群體,基本公共服務供給的影響程度不一樣,其中對中年階段的低收入群體影響最大。

(二)相關政策建議

基本公共服務作為一種特殊的公共產品,離不開政府的主導責任,在經歷了從基本建設到“全覆蓋、均等化、重體系”的發展過程后,一方面,只有繼續加大財政的投入力度,提高基本公共服務供給水平,才能更好地實現滿足人民美好生活需求的目標;另一方面,補齊基本公共服務短板,提升供給質量。在充足性方面,針對低收群體的基本公共服務供給,在以政府為主導的前提下,形成市場和社會組織的有利補充,解決供給的“數量與質量”問題。在便利性方面,打通基本公共服務供給的“最后一公里”,提升低收入群體享受服務時的使用體驗。在普惠性方面,建立惠及低收入群體,享受機會均等、公平可及的基本公共服務體系。在均等化方面,重視城鄉間的均等化問題,既要平衡城鄉之間的公共資源分布,增加對農村低收入群體的基本公共服務供給,又要充分考慮農村低收入群體的真實需求,并進一步調整、優化農村基本公共服務供給結構,解決供需不匹配的現實困境。此外,健全基本公共服務體系。針對中年階段的低收入人群,基本公共服務做好“一小一老”的保障,有助于緩解中年階段的主觀相對貧困。值得重視的是,通過基本公共服務的“賦權”與“增能”,可以緩解低收入群體脫貧返貧的風險,使他們“有機會、有能力”獲得教育、醫療衛生、社會保障等服務,有利于低收入群體形成基本可行能力和可行發展能力,幫助其打破自身局限性,更好地實現階層流動,滿足低收入群體個人發展需要。