共同富裕目標下的普惠保險與相對貧困減緩
——基于2008—2021年31個省域數據

鄒 新 陽,范 莉

(1.西南大學 普惠金融與農業農村發展研究中心;2.西南大學 經濟管理學院,重慶 400715;3.中共隆昌市委黨校,四川 隆昌 642150)

一、問題的提出

普惠保險主要是在我國低收入人群享有保險服務相對不足的現實背景下,被提出并逐漸成為一個專有名詞。在本世紀初,主要應用于社會保險應具有普惠性的語境中。之后逐漸為保險實業采用,具體指代服務于低收入人群的、保費相對低廉的各類保險的總稱。黨的十九大之后,在決勝全面建成小康社會的戰略指導下,普惠保險的研究引起學者的重視。中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化,本質要求就是實現共同富裕。共同富裕有兩層含義,一個是“富?！?全體人民與過去相比,收入普遍提高;另一個是“共同”,鄧小平說過“我們是社會主義國家,國民的收入分配要使所有的人都得益,沒有太富的人,也沒有太窮的人,所以日子普遍好過”[1]。中國傳統文化有“共富”思想,西方也存在“公平”理念[2],因此,健全的社會保障體系是共同富裕的應有之義。

黨的二十大報告指出,2023—2028年是全面建設社會主義現代化國家開局起步的關鍵時期,要鞏固拓展脫貧攻堅成果,增強脫貧地區和脫貧群眾內生發展動力,健全農村金融服務體系,拓寬農民增收致富渠道?？梢?為了全面落實共同富裕,抑制相對貧困,引入新的普惠制度就顯得非常重要和必要。從已有的理論研究和實際發展經驗來看,解決低收入者的脆弱性是非常有難度的。普遍的社會政策比針對窮人的專門政策更能減少貧困,授人以魚不如授人以漁[3]。近年來,隨著普惠金融政策的推進,普惠保險逐步進入了人們的視野,在政府主導下,削減了保險產品的成本,增強低收入者使用保險產品的意愿和能力,成為其能夠消費得起的保險保障。兼具公平性、保障性、政策性和市場性的普惠保險,雖無法立刻解決相對貧困問題,但能使相對貧困者獲得平等對待,引導其風險意識和保險觀念的建立,是緩解相對貧困的一種長效治理手段。

“普惠保險”作為一個學術詞匯,開始于2017年,指代為弱勢群體和低收入群體提供的各類保險服務[4-5],是一類市場化的政策性保險,主要包括農業保險與小額保險[6],涵蓋生命、健康、農業、財產等不同的風險[7],是傳統保險的縮小版,具有保費低但同時賠付額度也不高的特點。對小額保險的研究主要集中于小額保險的運營、減貧效應和可持續發展等方面[8-11]。發展中國家通過小額保險能夠消除貧困,進一步改善經濟發展狀況[12-13]。在發達國家,小額保險同樣能夠提高低收入家庭的財務彈性[14]、抵抗風險沖擊和穩定財務狀況。我國學者對小額保險的研究更加集中于農村小額保險的發展狀態及對農村居民的基本保障[15-16],如農村小額人身保險、農村小額養老保險等[17-18]。小額保險與普惠保險目標群體具有一致性,因此本文也認為,普惠保險的目標人群應當為弱勢群體或低收入者,普惠保險還存在區域發展不平衡的問題,且普惠政策有滯后性的特點[19]。

相對貧困的確定標準還沒有實現統一,OECD將社會中位收入或平均收入的50%作為相對貧困標準,常常為一些學者、政府和機構采用。國外常見的標準還有將相對貧困線設定為基礎收入、人均家庭收入中位數的一部分[20-21]。中國的反貧困探索[22]和研究也為相對貧困標準的確定貢獻出一份力量,推動世界減貧的進程?；谖覈青l收入、地區收入的差異,國內學者們提出了多樣化的相對貧困線[23-26]以及通過建立多維貧困體系和使用專門方法確定相對貧困的標準和程度[27-28]。在影響相對貧困的因素方面,學者們提出了財政支出結構、經濟發展速度、物質資本、人力資本、社會保障、人口流動、公共衛生等影響因素[29-32],這些因素獲取的不平等導致了相對貧困的出現。

國家發展在踏入人口貧困陷阱時,必須通過一定的政策手段干預[33],使低收入人口跳出打破貧困的循環。我國已擺脫絕對貧困,要求反貧戰略必須從“救濟式”向“賦權參與式”轉變[34],利用市場手段減緩相對貧困,能夠增強貧困人口的內生能動性,防止大規模返貧,因此,在政府指導下,帶有普惠性質的金融手段能否有效地打破這個陷阱成了重要的議題。普惠金融減緩貧困的機理是直接提高窮人和弱勢群體對金融的使用權,為其創造就業機會、增加人力資本投資和平滑消費,作用于經濟增長,間接減緩貧困[35-37]。具體到保險減緩相對貧困,主要體現在農業保險[38]、小額保險和普惠保險三個方面。農業保險能夠實現農業部門與非農業部門之間的風險分散[39-40],從而實現農業部門與非農業部門的國民收入再分配,減少收入差距,從而降低農業人口的相對貧困。貧困農戶還能通過農業保險獲得增信效應[41],改善信貸約束,進一步縮小與其他群體的收入差距。小額保險為低收入者提供了一種搭便車的機會[42],實現風險在低收入者與其他群體之間分散,緩解相對貧困,收入差距的縮小是實現共同富裕的必要過程[43]。普惠保險能夠降低我國農村家庭的貧困脆弱性,從而減少農村家庭掉入相對貧困陷阱的可能性[44]。農村普惠保險發展水平越高,貧困發生率越低,同時農村普惠保險減貧還具有空間溢出效應[45]。

綜上,目前普惠保險緩解相對貧困方面的研究較少,但普惠金融、農業保險和小額保險的減貧效果已被實業和相關研究證實,且普惠保險能夠增強低收入者使用保險產品的意愿和能力,因此,本文將普惠保險目標群體確定為低收入者,保險范圍包括農業保險和小額保險,分析普惠保險緩解相對貧困的作用機理,構建普惠保險發展水平指數,對普惠保險減緩相對貧困的基準效應、門檻效應和空間聯動效應逐一考察,以期為長效治理相對貧困、實現共同富裕做一些思考和探索。

二、理論分析與研究假設

基于馬斯洛需求層次理論,在2020年我國實現全面脫貧后,人民的基本生活需求得到滿足,將轉向更高層次的需要,從而面臨需求滿足的不平等。相對貧困即是該類不平等的一個體現,包括人力資本積累、醫療資源獲取、風險抵抗能力等的不平等。個人如果不能享有平等參與社會活動等的基本社會權利,也屬于貧困[46-47],收入貧困在一定程度上導致權利和能力貧困,權利和能力貧困反過來又作用于收入貧困,并最終導致程度更深的貧困和持續降低的幸福感。因此,首要解決的相對貧困是收入的貧困。

(一)普惠保險緩解相對貧困的作用機理

我們實現的共同富裕既是全體人民的富裕,也是全面的富裕,即物質富裕和精神富裕的共同體,需要社會和諧共生。一般而言,要實現全面的富裕,需要收入和幸福感的全面提升,而普惠保險服務不僅可以提高相對貧困者的收入,也能夠通過參與保險行為,提高經濟社會參與度和幸福感。

首先,普惠保險能夠通過風險管理提高生活保障。普惠保險通過風險管理將農業風險、疾病風險、市場風險等對投保人可能的不良影響降到最低,減少風險沖擊對生產經營的影響以及保證生計資本的可持續。且普惠保險相對于普通保險,還具有保費更低的特點。即普惠保險通過將圖1的B點提升到E點,通過風險識別和預防,如身體健康的管理和生產災害的預防提示,降低風險沖擊的頻率和幅度,提高被保險人的生活保障。

其次,普惠保險能夠通過彌補損失穩定收入。普惠保險在社會保險的基礎上進行補充,在事故發生后,能夠通過保險賠付穩定家庭收入,減少事后相對貧困者生計恢復時間,平滑收入差距,減緩相對貧困程度。如圖1,參與普惠保險將提高事后相對貧困者所能恢復的收入上限,即F點對應的收入i3將高于C點對應的收入i4,并且縮短相對貧困者恢復收入的時間,即t3-t2小于t4-t2。

第三,普惠保險能夠通過保險基金改善收入分配。普惠保險集中不同地區、不同投保人的保費收入形成基金池,還能通過再保險機制,匯聚更大的資金池。通過給予賠付,實現地區之間、發生事故居民與未發生事故居民之間的收入再分配,縮小地區間、居民間由于事故產生的收入差距。普惠保險通過保險基金,對遭受事故的相對貧困者進行賠付,縮小由于事故發生所產生的收入差距,實現收入再分配。

第四,普惠保險能夠提高被保險人的幸福感。保險的非即時結清性決定保險屬于相對高端消費品,是人們在滿足當前基本生產生活需要后的選擇。但與普通商業保險相比,普惠保險的保險費相對較低,低收入者更有可能參與到普惠保險行為中,提高風險防范能力和金融參與度。在增加收入的同時,對自身滿足感、社會安全感等均產生積極影響,從而實現情緒愉悅的狀態,即提高幸福感。

綜上,普惠保險能夠提高相對貧困者生活保障,穩定相對貧困者收入和縮短恢復生計的時間,實現收入再分配,提高幸福感和共同富裕程度。據此,本文提出以下假設:

H1:普惠保險能夠緩解相對貧困,提高共同富裕程度。

圖1 相對貧困者參與普惠保險(L2)和未參與普惠保險(L1)收入變動曲線

(二)“逐步共富”下普惠保險緩解相對貧困的門檻效應

共同富裕是一項長期艱巨、逐步推進的工程,是“漸進共富”。共同富裕需要遵循經濟發展規律,通過不斷治理相對貧困,久久為功。最終實現的共同富裕,也仍然存在一定收入差距,而非均等的平均主義。相對貧困者也有貧困程度高低之分,可以按照收入差距衡量相對貧困程度,因此普惠保險對相對貧困的減緩作用受到相對貧困者收入的影響。當相對貧困者貧困程度較深時,獲得收入在滿足家庭基本生活消費外,剩余較少,將限制其對普惠保險的需求,一旦遭受事故,收入大幅下降,相對貧困者與其他群體的收入差距進一步擴大,加劇相對貧困程度,因此,需要繳納一定保費的普惠保險作用效果較弱。當收入跨越臨界點后,相對貧困者的收入除滿足家庭基本生活消費外,可支配剩余資金增加,相對貧困者會通過購買普惠保險轉移風險,實現穩定生產生活的目的。據此,本文提出以下假設:

H2:普惠保險緩解相對貧困具有基于收入水平的門檻效應。

(三)“共建共富”強調普惠保險緩解相對貧困的空間聯動作用

共同富裕強調“共建共富”,需要政府、實業和公眾的共同參與,是多產業、多地區聯動合作的系統工程,富裕程度常常具有區域聯動特征。因此,普惠保險緩解相對貧困需要考察共同富裕的“共同”程度,也即鄰近地區的相對貧困差距,普惠保險是否能夠促進地區間共同富裕程度的提升。根據地理相似定律,任何事物之間都是有聯系的,但往往相近的事物聯系更加緊密[48]。李小文等更是提出時空鄰近度,將相近的維度從空間的一維拓展到空間和時間的二維[49],但本文認為在空間鄰近的同時也包含時間鄰近的因素,距離更近的區域,信息傳播時間更短。區域存在空間關聯性,相鄰地區之間人員流動和信息交換更加頻繁,可以將本地區普惠保險發展的情況和減貧效應傳遞給相鄰的地區,實現區間借鑒和輻射,形成緩解相對貧困的聯動機制。此外,一個地區相對貧困的緩解能夠減少財政資源的占用,將其分配到鄰近相對貧困程度更高的區域,減緩鄰近地區相對貧困,從而促進共同富裕目標的實現。據此,本文提出以下假設:

H3:普惠保險緩解相對貧困具有空間聯動作用。

三、研究設計

(一)模型設定

1.基本回歸模型

RPit=α1IDDit+∑αjXit+δi+εit

(1)

式(1)中,RPit表示相對貧困程度,IDDit為普惠保險發展水平,Xit為一系列控制變量,包括人力資本水平(Edu)、金融發展深度(Find)、社會保障水平(SG)、就業水平(UR)、醫療水平(ML)、撫養負擔水平(DR),δi為個體固定效應,εit為隨機擾動項。

2.面板門檻模型

借鑒Hansen[50]的門檻回歸方法,選擇相對貧困者收入水平為門檻變量,檢驗普惠保險緩解相對貧困的門檻效應,建立面板門檻模型:

(2)

I(·)為示性函數,當條件滿足時取“1”,否則取“0”,incomeij為門檻變量,相對貧困者收入,其余變量同式(1)。

3.空間杜賓模型(SDM)

目前,空間計量模型應用較多的主要是空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)。相比于其他空間模型,空間杜賓模型不僅包括了被解釋變量的空間變量,而且還包含了解釋變量的空間變量,防止遺漏變量偏誤,是更加精準的一類空間模型,因此,本文使用空間杜賓模型對普惠保險減緩相對貧困的空間相關性進行研究。

(3)

式(3)中,ρ為空間自回歸系數,wij為空間權重矩陣,本文采用鄰接矩陣進行研究,使用反距離矩陣和經濟距離矩陣對其進行穩健性檢驗,ρ∑jwijRPit為被解釋變量的空間滯后項,其余變量同式(1)。

(二)變量選取與數據來源

1.被解釋變量

相對貧困程度(RP)。衡量貧困的重要指標是收入水平,如以中位數收入的一定比例劃定相對貧困線。相對貧困實質上是基于社會平均收入而言的,指收入雖然超過一定時期的絕對貧困線,但仍處于相對較低的水平,與社會平均收入還存在較大的距離。相對貧困更多地展現為一種不平等,一種“相對被剝奪” 的狀態。本文研究的相對貧困是相對收入貧困,因我國農村居民綜合收入較低,低收入群體主要為農民和大部分進城務工人員,因此本文使用城鄉收入差異來展現收入的不平等,城鄉收入差異越大,代表相對貧困程度越深,反之則相反。具體地,使用城鄉收入比來衡量各省(區、市)相對貧困程度。

2.解釋變量

普惠保險發展水平(IDD)。普惠保險保費收入、賠付支出、保險公司數量等是衡量各省(區、市)普惠保險發展水平的重要指標,能直觀反映普惠保險的參與程度,但指標較多,構建綜合指標來反映普惠保險發展水平能夠將繁多的指標納入,代表性更強。因此本文借鑒張艷萍[51]和孫蓉等[52]對普惠保險發展水平的研究,從滲透性、接觸性和使用效率三個維度出發,構建普惠保險發展指數對普惠保險發展水平進行衡量。

(4)

IPit表示各省普惠保險滲透性,在這里用每萬公頃的保險公司分支機構數、每萬人保險公司分支機構數來加權求和計算,權數分別為0.5;IAit表示各省普惠保險產品的接觸性,使用普惠保險保費/低收入人口可支配收入、普惠保險賠付總額/低收入人口可支配收入加權求和計算,權數分別為0.5;IUit表示各省普惠保險服務的使用效率,使用每萬人普惠保險保費和普惠保險保費/各省GDP收入加權求和計算,權數分別為0.5。

3.調節變量

借鑒陳正偉和張南林對共同富裕的量化研究[53],利用各省基尼系數和城鎮化率兩個指標,使用熵值法計算共同度;利用購買力程度、居民可支配收入和城鎮化率計算富裕度。

4.門檻變量

由于相對貧困者可支配收入差異會對普惠保險需求產生一定的影響,因此選取可支配收入(income)作為門檻變量。

5.控制變量

除解釋變量外,其他因素也會對相對貧困產生影響。借鑒李永友和沈坤榮的研究[54],選取人力資本水平(Edu)、金融發展深度(Find)、社會保障水平(SG)、就業水平(UR)、醫療水平(ML)、撫養負擔水平(DR)作為控制變量。

數據來源于2009—2021年《中國統計年鑒》《中國保險年鑒》、各省統計年鑒等年鑒以及國家統計局、中華人民共和國民政部、中國人壽保險公司企業社會責任報告等,各變量詳細說明如表1所示。

表1 變量說明

(三)描述性統計

本文基于2008—2021年全國31個省(區、市)的面板數據,從表2的描述性結果可以看到,相對貧困程度(RP)的均值為2.661 0,最大值4.004 1與最小值1.841 7差異較大,說明各省域收入差距較大。此外,普惠保險發展水平(IDD)、相對貧困者收入水平(income)、人力資本水平(Edu)、就業水平(UR)等也存在較大的省際差異。

表2 描述性統計

四、實證結果與分析

(一)基礎面板回歸分析

1.全樣本回歸

對2008—2021年全國31個省(區、市)的面板數據進行了Hausman檢驗,結果顯示Hausman值分別為172.750 0和142.500 0,均通過了1%的顯著性水平檢驗,使用面板固定效應模型進行回歸,回歸結果如表3所示,第(1)列僅為普惠保險發展水平(IDD)對相對貧困(RP)的回歸結果,結果顯示普惠保險發展水平與相對貧困程度顯著負相關,系數為-0.565 2,普惠保險發展水平越高,相對貧困程度越低。第(2)列加入了一系列控制變量,結果顯示普惠保險發展水平仍與相對貧困程度顯著負相關,系數為-0.388 3,表明普惠保險發展水平提高能顯著降低相對貧困程度,假設1得到驗證。普惠保險能夠提供風險管理,通過提高相對貧困者生活保障、穩定收入,從而減緩相對貧困。在控制變量上,人力資本水平(Edu)、社會保障水平(SG)和撫養負擔水平(DR)對相對貧困有顯著正向影響,表明我國當前教育資源分布失衡不利于相對貧困的減緩。社會保障支出對農村的覆蓋率偏低,隨著未來城鄉一體化水平提高,該指標對相對貧困的影響會發生變化。撫養負擔越重,相對貧困程度越高。就業水平(UR)、醫療水平(ML)對相對貧困程度有負向影響,表明醫療水平越高,相對貧困程度越低。就業水平因使用的是城鎮登記失業率,實證結果與預期的判斷一致,未來需要逐步將農民工的失業登記制度規范化。在打贏脫貧攻堅戰后,縮小城鄉差距,人均收入、人均消費支出提高,恩格爾系數下降,富裕程度將進一步提升。在追求共同富裕的進程中,因災、因病返貧的潛在問題如果解決不好,將導致收入差距擴大。普惠保險可以減少因災、因病返貧的發生,縮小收入差距,降低相對貧困,進而提高共同富裕程度。

表3 全樣本回歸結果

在實現共同富裕目標的背景下,使用普惠保險與共同度的交互項、普惠保險與富裕度的交互項以及普惠保險與共同度、富裕度的交互項對普惠保險減緩相對貧困的影響進行分析,回歸結果如表3(3)、(4)、(5)列所示。(3)列的普惠保險系數絕對值較(2)列更高,可以看出共同度的提高,有利于普惠保緩解相對貧困。(4)列的普惠保險系數絕對值較(2)列更高,可以看出富裕度的提高,也強化了普惠保險緩解相對貧困的效果。同理,(5)列的普惠保險系數絕對值較(2)列更高,說明共同富裕程度越高,普惠保險緩解相對貧困的作用越大。

2.分組回歸

表4 分組回歸結果

在不同地區,由于普惠保險發展狀況、經濟金融發展水平、行業發展側重點、戰略發展和政府政策等方面存在差異,普惠保險緩解相對貧困的作用可能存在差異,因此本文將全部樣本劃分為東、中、西部(1)根據國家統計局網站對我國東、中、西部劃分方法,本文三個子樣本地區及其包含省份為:東部地區:北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南省11省(市);中部地區:山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省8省;西部地區:內蒙古自治區、新疆維吾爾自治區、寧夏回族自治區、陜西省、甘肅省、青海省、重慶市、四川省、西藏自治區、廣西壯族自治區、貴州省、云南省12省(區、市)。三個子樣本進行分析。對分樣本的面板數據進行了Hausman檢驗,結果顯示Hausman值分別為64.260 0、27.520 0和85.920 0,均通過了1%的顯著性水平檢驗,故所有子樣本均使用面板固定效應模型進行回歸(如表4所示)。分組回歸結果顯示,普惠保險發展水平對相對貧困的影響在東、西部地區顯著為負,對中部地區的相對貧困有正向影響但不顯著。根據東、中、西部普惠保險發展水平以及普惠保險可能的“中部塌陷”現象[55],說明普惠保險在東、西部區緩解相對貧困的作用更加明顯,從系數來看普惠保險在西部地區緩解相對貧困的作用更大,東部地區與中、西部地區相對貧困程度均值為2.400 0、2.456 4和3.036 7,也印證了東部地區收入差距較小,富裕程度更高,普惠保險發揮緩解相對貧困的作用更弱。由此可以推斷,在收入差距較大,相對貧困更嚴重的地區,普惠保險緩解相對貧困作用更顯著。

(二)門檻回歸分析

本文對可支配收入進行門檻回歸分析,并使用“Boostrap法”進行門檻值顯著性檢驗(如表5所示),結果表明,普惠保險對相對貧困的影響具有雙重門檻效應,第一門檻值和第二門檻值分別為1 633.920 0和1 964.160 0。根據表6的門檻模型估計結果,可知當人均可支配收入低于1 633.920 0時,普惠保險發展水平與相對貧困呈正相關關系,富裕程度低,由于可支配收入的限制,低收入者購買普惠保險的意愿不強和能力不足,甚至購買普惠保險的保費會擠占基本生活所需資金,加重經濟負擔,普惠保險無法緩解相對貧困。當人均可支配收入位于兩門檻值之間時,普惠保險發展水平對相對貧困仍然具有顯著的正向影響,但是系數由10.584 6下降到1.761 3,表明隨著相對貧困者收入水平提高到1 633.920 0和1 964.160 0之間,雖然普惠保險仍然無法緩解相對貧困,但富裕程度提高,對相對貧困的正向影響下降,有利于降低相對貧困程度。當人均可支配收入跨越第二門檻值1 964.160 0后,普惠保險發展水平對相對貧困有顯著負向作用,系數為-0.202 3,說明相對貧困者收入達到一定水平,富裕程度進一步提高,風險意識增強,收入不再限制普惠保險的需求,普惠保險能夠緩解相對貧困,假設2得到驗證。普惠保險緩解相對貧困具有基于收入水平的門檻效應,并且存在兩個門檻值,當收入水平未達到第二門檻值時,普惠保險無法發揮減緩相對貧困的作用,但加劇程度隨收入水平提高在下降,當收入水平跨過第二門檻值時,普惠保險發揮減貧作用。在控制變量上,就業水平、醫療水平提升能顯著減緩相對貧困,而撫養負擔水平則加劇相對貧困。

表5 門檻顯著性檢驗及門檻值估計結果

表6 門檻模型估計結果

根據得到的第一門檻值和第二門檻值,本文對各省(市)普惠保險發揮緩解相對貧困作用的年份和省份進行探究。如表7所示,2008年,貴州、云南、西藏、甘肅和青海5個省份相對貧困者人均可支配收入低于第一門檻值,安徽、河南、廣西等7個省份相對貧困者人均可支配收入位于第一門檻值和第二門檻值之間,北京、天津、河北等19個省份相對貧困者人均可支配收入高于第二門檻值。說明當時我國部分省份的經濟水平發展不夠高,相對貧困者可支配收入較低,導致普惠保險需求不足,普惠保險發展水平不高,緩解相對貧困的效果不好。隨著經濟金融水平的不斷提高,2009—2011年實現了相對貧困者可支配收入第一門檻值下省份的清零,2012年實現了相對貧困者可支配收入第一門檻值和第二門檻值之間省份的清零,2012年后我國所有省份的相對貧困者收入均跨過第二門檻值,此時普惠保險對所有省份的相對貧困都具有緩解作用。

表7 低收入者人均可支配收入區域劃分

(三)空間回歸分析

表8 相對貧困的全局Moran’s I指數

1.空間相關性檢驗

考慮到經濟距離矩陣具有較強內生性問題,相鄰省份之間影響作用也更明顯,普惠保險緩解相對貧困的空間聯動作用與各省是否相鄰關系密切,故使用空間鄰接權重矩陣[56]進行內生性分析。本文采用空間自相關的方法中最常用的Moran’sI指數進行檢驗,如表8所示,相對貧困的Moran’sI指數都通過了顯著性水平檢驗,根據Moran’sI指數及其散點圖(如圖2所示),相對貧困存在明顯的空間正向集聚特征。同時,Moran’sI指數整體呈下降態勢,p值保持0.000不變,我國相對貧困的空間正向集聚特征減弱但依然顯著。

2.空間面板模型回歸結果

在空間面板模型中,先對基本回歸模型進行回歸,使用LM方法檢驗相對貧困與其影響因素是否存在空間自相關,檢驗結果如表9所示,相對貧困存在空間相關性,空間誤差模型(SEM)和空間滯后模型(SLM)的LM檢驗均在1%水平上拒絕原假設,相對貧困存在空間誤差項和空間滯后項,因此優先考慮空間杜賓模型(SDM)。進一步進行LR和Wald檢驗,統計值為45.73、61.4和45.50,均在1%的水平上拒絕原假設,空間杜賓模型(SDM)不會退化為空間誤差模型(SEM)和空間滯后模型(SLM)。進行LR檢驗雙向固定、個體固定與時間固定,統計值為51.95和1 162.00,因此使用空間杜賓模型(SDM)模型采用時間個體雙固定效應模型進行估計,結果如表10所示。核心解釋變量普惠保險發展水平的系數在1%的水平下顯著為負,普惠保險能夠緩解相對貧困,控制變量就業水平、醫療水平能夠顯著減緩相對貧困?？臻g滯后普惠保險發展水平的系數在1%的水平下顯著為負,說明普惠保險緩解相對貧困具有顯著的空間效應,相鄰省份的普惠保險發展水平越高,越能夠減緩本省相對貧困程度,假設3得到驗證。6

表9 空間面板LM檢驗

表10 空間杜賓模型回歸結果

3.空間效應分解

空間自回歸系數為正,得出的估計系數值與實際系數有區別,因此將空間溢出效應分解為直接效應、間接效應與總效應,以便準確度量普惠保險對相對貧困的影響。由表11可知,普惠保險發展水平影響相對貧困的總效應、直接效應和間接效應在1%的水平下顯著為負,說明普惠保險通過提供風險管理、損失彌補和改善收入分配等作用降低了省域內相對貧困程度,鄰近省份普惠保險發展水平對減緩本省的相對貧困程度的也有顯著作用。通過對總效應、直接效應和間接效應系數的比較,可以看出普惠保險緩解相對貧困還是存在一定程度的溢出效應和累積效應,并且外溢效應強于省域內的溢出效應,在省域內直接效應和省域間溢出效應的共同作用下,普惠保險緩解相對貧困的作用大大提升。本省就業水平和醫療水平越高,相對貧困程度越低;鄰省就業和醫療的情況越好,也會助力本省緩解相對貧困,而人力資本、社會保障和撫養負擔對本省相對貧困程度緩解沒有幫助,甚至相反。

(四)穩健性檢驗

本文采用替換解釋變量和變換空間權重矩陣兩種方法進行穩健性檢驗。第一,普惠保險保費收入更加直觀地體現了普惠保險的發展規模,體現投保人的投保需求,因此本文將核心解釋變量替換為普惠保險保費收入重新進行估計。表12為替換后的全樣本與分樣本回歸結果,由表4～表10結果可知,普惠保險在全樣本及子樣本中表現出顯著緩解相對貧困的作用,與前文結果一致,證明了回歸結果的穩健性。表13為門檻模型估計結果,將人力資本水平的對應指標替換為教育經費,可以看出普惠保險發展水平依然對相對貧困具有門檻效應,相對貧困者可支配收入跨越第一道門檻后,普惠保險發展水平對相對貧困程度加劇作用降低,跨越第二道門檻后,普惠保險發展水平對相對貧困具有減緩作用。第二,對于空間杜賓模型,本文采用反距離矩陣和經濟距離矩陣作為空間權重矩陣對其進行穩健性檢驗,經濟距離矩陣以2021年各省(市)GDP為經濟變量生成。由表14可知,普惠保險緩解相對貧困具有顯著空間溢出效應,與前文結果一致。

表11 普惠保險等對相對貧困的空間溢出效應分解(SDM)

表12 基礎面板回歸結果:核心解釋變量替換為普惠保險保費收入

表13 門檻模型估計結果:替換部分控制變量

表14 空間溢出效應分解(SDM):反距離矩陣和經濟距離矩陣

五、結論與建議

在共同富裕目標導引下,本文根據2008-2021年全國31個省(區、市)的面板數據,建立基礎面板回歸模型、門檻回歸模型以及與空間計量相結合的空間杜賓模型進行實證研究。結果表明:(1)普惠保險通過提高生活保障、穩定相對貧困者收入、改善收入分配,能夠顯著縮小貧富差距,普惠保險的減貧效應在全樣本和東、西部地區均顯著,共同度、富裕度以及共同富裕程度的提高都能顯著加強普惠保險緩解相對貧困的作用;(2)普惠保險緩解相對貧困具有門檻效應,人均可支配收入低于第二道門檻值時,對部分省份相對貧困的影響為正,以西部地區居多,普惠保險加劇了相對貧困程度,隨著收入水平的提高,普惠保險加劇相對貧困的程度降低,跨越第二道門檻值后,普惠保險具有減緩相對貧困的作用;(3)普惠保險緩解相對貧困具有顯著的空間聯動效應,通過相鄰地區的人員流動和信息交換等方式,普惠保險能夠減緩本地區相對貧困,且外溢效應強于省域內的溢出效應。因此,普惠保險的相對貧困緩解效應充分,在未來治理相對貧困、促進共同富裕的過程中,應繼續推動普惠保險高質量發展,充分體現普惠保險的“普”和“惠”。

根據上述結論,本文提出以下建議:第一,推進普惠保險高質量發展。通過政策的、技術的、傳媒的多層次全維度路徑,提高普惠保險發展水平,降低風險對低收入人群的沖擊,阻斷返貧的可能。特別是中部地區,需要完善普惠保險發展的軟硬件設施,提高普惠保險的滲透性、接觸性和服務效率,打破“中部塌陷”的現象。第二,提高人均可支配收入。普惠保險緩解相對貧困具有基于收入水平的門檻效應,借助鄉村振興和新型城鎮化建設,全面提升相對貧困者的收入水平,使得普惠保險更好地發揮減貧效應。第三,推動普惠保險省際協同發展。未來各地方政府應加強區域協作,以推動普惠保險的省域協同發展,減少普惠保險發展的不平衡。充分利用普惠保險緩解相對貧困的空間聯動效應,降低普惠保險成本,提高風險防范的效率。