福利三角供給主體的關系探討：互補還是嵌入？
——以智障成年人的福利獲得為例

文/林誠彥 卓彩琴（.華南農業大學公共管理學院，廣東廣州 50642；2.南京大學社會學院，江蘇 南京 20023）

2010 年11 月20 日深夜，不堪生活壓力和精神壓力重負的廣東省東莞市韓某在租住的出租屋內將兩個腦癱兒子溺死在浴缸內，然后服毒自殺。第二天，昏迷中的韓某被丈夫發現，經搶救得以幸存。2017 年，廣州市越秀區一位83 歲老婆婆細心照料智障的兒子40 余年，近年來因身體每況愈下，擔心自己去世后兒子得不到好的照顧，選擇了“先送走”智障兒子，后自首。這些現象引發了筆者的思考：是完全沒有福利資源還是難以獲得有限的福利資源？是什么讓悲劇發生在這個家庭而非那個家庭？如何構建更合理的福利體系？

一、文獻回顧與研究假設

從西方學界反思福利國家制度開始，福利多元主義（welfare pluralism）逐漸成為福利社會學最為流行的理論范式之一。對福利多元主體的具體劃分方式有很多種：第一種是國家—商業—志愿—非正規部門四分法；第二種是國家—市場—社區—民間社會四分法；還有一種是Neil Gilbert 和Paul Terrell 的六分法：政府、市場、工作單位、宗教、親屬、互助。①[美]Neil Gilbert、[美]Paul Terrell：《社會福利政策導論》，黃晨熹、周燁、劉紅譯，華東理工大學出版社，2003 年，第23-24 頁。福利多元主體的互動關系在不同的研究中各有闡釋，主要側重福利供給的類型、性質、價值理念上的互補性。最具代表性的分類為國家、市場、家庭“福利三角”范式，該觀點認為三類主體在福利類型上互補，即市場提供就業福利，以家庭為代表的社會提供非正式的、私人的福利，國家則通過正規福利制度將社會資源進行再分配。其體現的價值（性質）也互補，即市場體現選擇和自主的價值，家庭體現團結和共有的價值，國家體現平等和保障的價值。有學者用“市民社會”取代福利三角范式的“家庭”一角，但是依舊遵循了舊有分析思路，福利三角的互動關系在于分別所提供福利的性質差異上：權力（保障）、金錢（選擇）、團結（團結）。②彭華民：《從沉寂到創新：中國社會福利構建》，中國社會科學出版社，2012 年，第9-10 頁。

進入21 世紀后，以福利三角為代表的福利多元理論開始被國內學界所關注③林閩鋼：《福利多元主義的興起及其政策實踐》，《社會》2002 年第7 期；彭華民：《福利三角：一個社會政策分析的范式》，《社會學研究》2006 年第4 期；彭華民、黃葉青：《福利多元主義：福利提供從國家到多元部門的轉型》，《南開學報》（哲學社會科學版）2006 年第6 期。，至今已成為主流分析框架，被廣泛應用，如在宏觀方面被應用在福利體制轉型問題④岳經綸、郭英慧：《社會服務購買中政府與NGO 關系研究——福利多元主義視角》，《東岳論叢》2013 年第7 期；同春芬、汪連杰、耿愛生：《中國養老保障體系的四維供給主體與職責定位——基于福利多元主義范式的分析框架》，《湘潭大學學報》（哲學社會科學版）2015 年第3 期。，在中觀方面被應用在老年人⑤董春曉：《福利多元視角下的中國居家養老服務》，《中共中央黨校學報》2011 年第4 期；李明、李士雪：《福利多元主義視角下老年長期照護服務體系的構建》，《東岳論叢》2013 年第10 期；陳芳：《福利多元主義視角下農村留守老人社會支持體系的構建》，《理論導刊》2014 年第8 期；秦永超：《老人福祉視域下養老福利多元建構》，《山東社會科學》2015 年第12 期。、兒童①李靜：《福利多元主義視域下流動兒童家庭教育社會支持體系研究》，《理論導刊》2012 年第11 期；仲偉秀：《福利多元主體對留守兒童學前教育責任分擔及現實困境對策研究》，《河北師范大學學報》（教育科學版）2016 年第2 期。等特定群體的保障體系設計問題上。此外，學界也對福利多元理論的本土化有所批評和反思。周幼平認為，中西福利供給結構有差異，中國的家庭—宗族傳統中“施報機制”為福利三角添上了第四角“人情福利”。②周幼平、唐興霖：《中國情境下福利多元理論的反思》，《學術研究》2012 年第11 期。畢素華認為，福利供給主體的角色有所差異，中國應該是“政府主導的福利多元結構”。③畢素華：《中國特色社會福利項目的運行與反思：政府包攬抑或福利多元？》，《河海大學學報》（哲學社會科學版）2015年第2 期。汪連杰認為，我國未經歷過類似西方“福利國家”的發展階段，這將導致理論成果的實踐轉化缺乏社會基礎。④汪連杰、同春芬：《轉型背景下中國新型福利社會構建的路徑選擇——基于福利多元主義范式的視角》，《長白學刊》2017 年第2 期。目前福利多元研究多數關注福利供給方在本土情境中發揮的功能，很少關注福利輸送體系中多元主體是如何互動的。

福利多元主義暗示了設計福利供給體系的兩個條件：一是福利供給的非壟斷性，政府不應當也不可能是福利的完全提供主體；二是福利供給主體之間的互補性。互補性意味著主體之間雖然在服務內容、功能上存在主輔先后的關系，但是各自應秉持獨立的運作規則和價值，如圖1 所示。市場體現選擇和自主，國家體現平等和保障，家庭體現團結和共有。

圖1 福利三角主體間的“獨立”假設

也有研究對各主體能否秉持獨立的運作規則有所懷疑，對福利多元主義的潛在批評也來自多元主義有可能破壞志愿組織的獨立性，以及拉大兩極分化，即下層階級福利需求最為強烈而得到的社會福利最少。⑤彭華民：《西方社會福利理論前沿——論國家、社會與政策》，中國社會出版社，2009 年，第22 頁。國內學者趙海利運用2001—2007 年的省級面板數據，發現政府財政性社會支出降低了社區服務志愿參與率，政府行動在整體上排斥了民間志愿行動，兩個供給主體之間并沒有發揮更好的互補性。⑥趙海利：《互補還是排斥：福利社會體系建設中政府行動對志愿行動的影響》，《財貿經濟》2012 年第4 期。

當運用福利三角分析中國現行福利制度時，我們需要考慮福利三角所假設的前提在現實制度安排中是否已經實現。對于幾乎失去自我照料能力的弱勢群體而言，家庭在福利體系中的關鍵作用并沒有得到充分認識。家庭是具備雙重身份的，家庭不僅生產福利，還扮演著輸送、籌集、分配的角色，是其他福利資源輸送的落腳點，是外部福利資源的最后接收站，對各種福利進行有機整合并且進行有效分配。因此，所有供給主體的福利輸送不可能獨立于家庭而存在。

本文嘗試借鑒“嵌入”概念描述這種福利輸送機制的特點，學界對“嵌入性”的具體含義、形式類型看法不一，本文所采用的概念更接近于格蘭諾維特的思想，“把人看作嵌入于具體的、持續運轉的社會關系之中的行動者，并假設建立在親屬或朋友關系、信任或其他友好關系之上的社會網絡維持著經濟關系和經濟制度”①符平：《“嵌入性”：兩種取向及其分歧》，《社會學研究》2009 年第5 期。。行動者之間的互動關系及其結果受到其所在環境影響。在國家、市場、社會等主體（福利供給者）與弱勢群體（福利接受者）的互動過程中，其互動關系及結果也受到弱勢者所處的家庭背景影響。供給主體的福利輸送并不是完全獨立的，福利三角中的家庭供給方在弱勢群體福利獲得過程中承擔著連接、樞紐作用，而非簡單地補充其他兩角供給不足的部分，如圖2 所示。因此，本文是在此意義上認為：國家、市場的福利輸送是嵌入家庭之中的，而弱勢群體的福利獲得也是嵌入家庭之中的。

圖2 福利三角主體間的“嵌入”假設

由于福利供給的制度設計往往和現實運行有所脫節，從福利供給的環節并不足以驗證上述兩種競爭假設，因而必須從福利輸送終端進行考察。Neil Gilbert 和Paul Terrell 從政策實施、體系運行的角度對社會福利的輸送系統進行分析，指出社會福利資源的存在并不一定導致政策對象的福利獲得，地方輸送系統常常出現的問題表現為分割性、不連續性、不負責性和不可獲得性。不可獲得性是指弱勢群體進入地方社會服務網絡的障礙，例如，官僚機構基于收入、年齡、成功的可能性或其他特征的選擇性是否把某些人排除在服務范圍之外？福利輸送系統的大門對某些申請者是關閉的，其他雖然進去了但發現自己被機構推來推去，沒有得到任何合適的幫助。為了解決福利不可獲得問題，有學者提出以下幾種主要策略：通過協調和市民參與改變職權方式，通過角色依附和專業分離改變角色和地位，通過建立專門的準入架構和特意復制來改變實體構成。王思斌對不可獲得性的外延進行擴大，將福利資源短缺和福利資源輸送障礙都定義為不可獲得性，并以此為參考框架分析城市社區福利服務，指出城市社區福利服務具有“弱可獲得性”的特點。②王思斌：《我國城市社區福利服務的弱可獲得性及其發展》，《吉林大學社會科學學報》2009 年第1 期。韋克難也使用“弱可獲得性”概念調查社區社會福利設施的使用情況，并認為產生成因包括社會福利服務缺乏專業化的輸送體系、政府主體的角色和職責定位模糊。③韋克難：《我國城市社區福利服務弱可獲得性的實證分析——以成都市為例》，《社會科學研究》2013 年第1 期。

本文以智障成年人的福利獲得為例，通過對調查數據的定量建模，考察其福利獲得水平與家庭之間的關系，對上述假設進行驗證。如果家庭、社會、政府、市場作為服務提供主體，是以獨立方式為智障成年人提供服務的，那么智障成年人是否獲得特定領域、特定主體的服務，則應當僅取決于其個體變量，而不受家庭變量的影響。智障成年人是否獲得殘聯庇護工場服務，應僅取決于智障成年人的個體特征是否符合服務使用者要求（智障等級、性別等），與他的家庭背景無關。反之，如果家庭因素會影響智障成年人在家庭之外的福利獲得，那么通過兩種方式體現出來，或者直接影響顯著，或者對個體變量的影響產生調節作用。例如，如果發現智障成年人是否獲得殘聯庇護工場服務（因變量），不僅與智障等級（個體變量）有關，還與智障成年人的家庭收入（家庭變量）有關，那么家庭收入對庇護工場服務的回歸系數則顯著；如果智障等級程度（個體變量）影響庇護工場服務獲得（因變量），但家庭收入（家庭變量）影響了智障等級程度對庇護工場服務獲得的可能性，那么在回歸方程中則體現為交互作用。

另外，為明確無獲得（不可獲得）狀態與供給主體獨立性之間的因果關系，還必須排除供給內容充分性對福利無獲得的影響。本文的“供給內容充分”是指服務主體之間的相互補充會對各領域、各群體形成完整的服務內容，因此無論是哪種境遇的智障成年人，都應當找到適合他的服務內容，具體服務內容可能會有差別，但是不可能缺失。換句話說，如果服務內容的不可獲得性僅僅是因為供給內容不夠充分，那么成年智障人士福利無獲得應是由地理位置較遠、聯系不便、家庭住址變動等隨機因素所導致的，而不應當受智障類型、性別等個體變量和家庭變量的影響。

因此，本文提出與充足性假設和獨立性假設相對應的兩個假設：

假設1：智障人士的各類型福利的無獲得（不可獲得）與家庭變量和個體變量相關；

假設2：智障人士的各主體供給福利的無獲得（不可獲得）與家庭變量和個體變量相關。

在此說明，殘疾人社會福利從內容上可以分為殘疾人保障、預防、康復、教育、文體和社會環境等方面①趙映誠、王春霞、楊平：《社會福利與社會救助》，東北財經大學出版社，2010 年，第115 頁。；從形式上可以分為貨幣福利、實物福利、機會福利、權力福利以及服務福利等多種形式，后三者的特點在于福利內容的不可轉移性。②[美]Neil Gilbert、[美]Paul Terrell：《社會福利政策導論》，黃晨熹、周燁、劉紅譯，華東理工大學出版社，2003 年，第182 頁。本文中的“福利獲得”是指非貨幣福利和實物福利以外的福利獲得，調查群體為廣州市城市戶口的智障成年人群體。

二、研究設計

（一）調查及分析程序

本文的數據來自2012 年華南農業大學社會工作系與廣州市殘聯等單位聯合開展的廣州市智障成年人支持性就業狀況及照料者生活質量的調查。由于對智障人士的調查抽樣較為困難，因此過往研究主要以特定安置場所的服務對象為抽樣框，可能會帶來選擇性偏差。本文關注的是“服務未獲得性”，以這種抽樣方式獲得的樣本必然不能提供足夠的信息。

基于廣州市殘聯提供的統計數據，該調查在廣州市6 個行政區域按比例抽樣，在此基礎上增加了部分類型的樣本配額。考慮到智障人士群體的福利服務使用率（尤其是對民辦社會服務機構的服務使用）偏低，而且聯系家庭照料者難度較大，因此除在各行政區街道辦進行部分抽樣以外，主要是通過各行政區域的服務提供單位（民辦機構、街道工療站、殘聯機構和社會工作服務中心）的服務使用者名單進行抽樣。通過結構式問卷，我們招募大學生志愿者與智障成年人的家庭照料者進行一對一上門訪談，獲得數據，在訪談前所有志愿者都接受了相關培訓。

本調查訪談209 個智障人士家庭，每個家庭選取1 人為代表。其中，男性73 人，女性136 人；125人為智障者的父母，53 人為智障者的子女，31 人為智障者的兄弟姐妹或其他親人。在調查對象家中，智障人士的情況為男性131 人、女性78 人；智障人士年齡介于16 歲至25 歲的有121 人，26 歲至35 歲的有42 人，36 歲至45 歲的有46 人；智障等級為一級的有30 人、二級的有56 人、三級的有74 人、四級的有44 人，未辦理殘疾證但有醫院診斷證明的有5 人；智障類型中智力發育遲緩的有125 人、自閉癥的有18 人、腦癱的有16 人、唐氏綜合征的有12 人、其他類型的有26 人、不清楚或不確定的有12 人。

數據分析采用Stata 12.0 軟件，因為因變量為二元分類變量，所以采用Logit 回歸對數據進行統計分析。

（二）變量設置

1. 因變量設置

當前針對智障人士的服務資源極為匱乏，這為本文的因變量操作化帶來了挑戰。基于現有服務福利，本文界定各變量的內容，要把不同服務內容很明確地拆分顯然不具備可行性。以市場服務為例，福利三角視角下的市場福利主要是指兩種類型：職工單位為職工提供的福利、服務使用者以交易規則向市場購買的福利服務。對本研究的調查對象（智障成年人）而言，為他們提供市場服務的主體是不存在的，雖然政府部門提供的部分福利服務也需要收取費用，但是顯然這并沒有利用產品稀缺性、供需關系調節價格杠桿的市場規則，而是以平等原則為基礎的，不能屬于市場主體提供。盡管有少數家庭會雇用社區鄰里作為智障人士照料者，但是這也可以被視為社會主體（非正式部門）提供的服務。因此，本文中對市場福利的界定僅選擇了“企業工作經歷”，也符合學者所謂“市場提供就業福利”的觀點。①殘障人士就業在國內的界定較為模糊。學界在討論就業形式時，會將輔助性就業（工療、農療、庇護工廠等）包含在內，但是政府在統計就業數據時，只統計競爭性勞動力市場就業（按比例就業、集中就業等），不統計輔助性就業。由于現階段殘障人士（尤其是精障、智障）的競爭性勞動力市場就業仍有很大阻力，受訪對象中競爭性勞動力市場就業的占比很小，本文將輔助性就業也視為就業形式。

智障成年人可能隨著年齡增長在不同時段獲得過不同類型服務，因此僅調查當下狀態（是否就業、是否接受培訓）不符合事實。因變量“智障成年人服務獲得”的調查通過多個多選題，分別詢問家庭照料者、智障成年人是否接受過不同服務主體（機構）提供的服務，主要以“類型的多寡”（計數數據）來判斷。根據三個服務主體、四種服務內容，構成表1 的服務內容矩陣。

表1 服務提供的指標構成

相應地，上述各項服務內容構成7 個因變量指標：教育服務無獲得性（從未接受過任何教育服務）、就業服務無獲得性（沒有任何就業）、照料服務無獲得性（全天候親屬照料，意味著無其他照料服務）、社會參與無獲得性（沒有或極少參與社區活動）、市場服務無獲得性（沒有企業就業經歷）、政府服務無獲得性（沒有獲得過公辦學校、公辦康復訓練機構、公辦工療站、殘聯庇護工場等任一項政府服務）、社會服務無獲得性（沒有獲得過民辦機構服務并且極少參加社區活動）。7 個因變量指標都是二分變量，并且賦值1 代表無獲得。表2 為各項因變量的描述性統計結果。

表2 各項因變量描述性統計表（N=209）①

2. 個體變量設置

個體變量包括智障成年人性別、智障成年人年齡、智障等級、智障類型和自理能力等5 項。自理能力調查問卷選自廣州市慧靈智障人士服務機構使用的服務對象功能獨立性評估標準，用以考察服務對象10 個方面的自理能力（包括飲食起居、衛生清潔、做飯、洗衣、買東西、理財、時間安排、尋求幫助、休閑活動和出行），各題評定分數從“1 不能自理”到“4 完全自理”，總分為40 分。該標準經過多年的臨床使用，具備較好的信度和效度，本研究檢驗其科隆巴赫α 系數為0.909，題總相關系數在0.650 到0.810 之間。本文采用其量表總分作為變量得分。在進入回歸模型時，自理能力和年齡都采用標準化后得分。表3 為各項個體變量的描述性統計結果。

表3 各項個體變量描述性統計表（N=209）

3. 家庭變量設置

家庭變量（照料者變量）包括家庭經濟資本、家庭社會資本、服務內容認知等。由于智障成年人的家庭構成較為復雜，或與父母同住、或與兄弟同住，因而將家庭收入作為測量家庭經濟資本的指標不再適用。

因此，本文將家庭經濟資本操作化為反向指標“經濟資本匱乏”：收入來源中是否有低保或救助，指該家庭的收入來源中是否有低保或社會救助，若有則認為家庭經濟狀況較差。

家庭社會資本以該家庭的社會網絡規模測量，通過4 個題項“與您家庭聯系密切的社區鄰里的總數量”“與您家庭聯系密切的朋友的總數量”“與您家庭聯系密切的親屬的總數量”“除上述人物以外，您能聯系上的朋友（無論是電話、郵件還是面對面聯系都算）有多少人”分別測量其鄰里、朋友、親屬、弱關系的網絡規模，并運用主成分分析獲得1 個因子得分作為變量得分引入模型（KMO=0.744，Bartlett=231.255，df=6，sig.=0.000），因子分析的方差解釋率為59.995%，4 個題項提取公因子方差皆在0.512 以上，因子負載皆在0.752 以上。

安置場所認知則由4 個題項構成，了解照料者是否知道下述安置場所（服務主體）：知道多少種政府或殘聯辦的安置場所（賦值為0、1、2、3）、是否知道民辦殘障人士服務機構（賦值為0、1）。表4 報告了家庭變量指標的描述性統計結果。

表4 各項家庭變量描述性統計表（N=209）

三、結果與分析

（一）智障人士對各類型福利的無獲得受到個體變量和家庭資本的顯著影響

為揭示不同類型的變量對服務的影響，本文針對4 個因變量，分別設計了嵌套的Logit 回歸模型。首先單獨納入個體變量作為自變量對因變量進行預測；其次，納入個體變量和家庭變量，考察其系數和顯著性的變化；最后，根據經驗設想，進一步考察家庭變量是否存在與個體變量的交互作用。為簡化報告表格，表5 僅列舉了納入交互項后的Logit 回歸模型的回歸系數和標準誤。

如表5 所示，年齡對照料服務無獲得、教育服務無獲得的效應系數均達到顯著水平，說明年齡越大的智障人士越在其生涯中未曾獲得照料服務，年齡每增長1 歲，照料無獲得的發生比則增大6.42%，教育康復無獲得的發生比則增大9.30%。從個體角度來看，“個體年齡越大而‘未獲得’的可能性越高”的說法是不成立的。考慮到本次調查為橫向調查，所反映差異可能既包括年齡差異也包括世代效應（cohort effect）。世代效應主要體現在教育上，即老一代智障群體在其青少年期的教育需求高峰時，卻因為缺乏相關教育、照料資源而未獲得福利。年齡差異主要體現在照料上，年齡大的智障群體步入中年后，因為長期無法獲得福利帶來的習得無助感（認為沒有福利也無所謂）以及照料者（主要指父母）年齡偏大，難以獲得相關福利信息或不知道如何申請相關服務，從而轉為完全依靠親屬照料。

表5 各類型福利無獲得的Logit 嵌套模型

除此之外，智障等級對就業服務無獲得、教育服務無獲得的效應值均為正值且顯著，說明對1 級或2 級智障者而言，他們沒有獲得就業服務、教育服務的發生比分別是其他智障者的2.568 倍（b=0.943，S.E.=0.328，p＜0.01）、2.866 倍（b=1.053，S.E.=0.48，p＜0.05）。智障類型和自理能力因子則分別對社會參與無獲得、教育服務無獲得有顯著影響。簡單來說，智障者自理能力越高，參與社會生活的可能性就越大。這說明個體是否能獲得相關福利服務，一定程度上和他自身的特點如智障等級、自理能力、智障類型、年齡相關。當前福利服務體系對智障群體的覆蓋面存在內部差異，存在部分類型群體較易接受服務，部分類型（尤其是智障等級高、自理能力較差）的群體可能存在“福利空白”。

除照料服務外，家庭變量同樣對其余三種類型服務獲得有顯著影響，其中社會網絡因子對社會參與無獲得、就業服務無獲得、教育服務無獲得的效應系數均為負值且顯著，這說明家庭社會網絡規模越大，智障者在社會參與、就業服務、教育康復方面無法獲得服務的可能性就越低。“低保救助”對社會參與無獲得、就業服務無獲得的效應系數均為正值且顯著，說明低保救助家庭的智障者更有可能遭遇服務無獲得，該結果與現實經驗也是相符合的。由于參與社會活動需要有相應陪護人，低收入家庭人員為了生計奔忙，因而沒有時間、精力來協助智障人士參與社會活動。在工療站、庇護工場等場所就業的經濟收益實際很少，而且就業過程比純粹居家看護要付出更多的精力，面臨更大的社會壓力，因此低收入家庭的照料者并不會出于增加家庭收入的需要而尋求相關服務。此外，低收入家庭的照料者（包括社會大眾）對殘障人士就業的態度還停留在“改善家庭收入的手段而已”，忽略了就業對于殘障人士融入社會的意義，忽略了就業本身是每個公民的勞動權利。智障人士就業并非取決于智障人士本人的意愿，而是家庭照料者的態度。相比之下富裕家庭對智障人士就業持有更支持的態度。雖然在表5 中，低保救助對照料服務無獲得、教育服務無獲得的主效應不顯著，但是這并不能得出無論享受低保與否皆不影響照料服務或教育服務的結論。首先，在未納入交互變量前，“低保救助”對照料服務無獲得的效應值是顯著的（b=1.354，S.E.=0.397，p＜0.01）、對社會參與無獲得的效應值接近顯著（b=0.63，S.E.=0.352，p＜0.10）；而在納入交互項后，其與個體變量的交互項都存在顯著效應，說明低保救助，或者直接影響服務無獲得的發生比，或者通過調節其他個體變量的影響系數而帶來影響。以低保救助和性別交互項的系數為例，以非低保家庭—女性智障人士作為參照組，計算低保救助、性別的效應值可以發現，照料服務無獲得模型中低保救助—男性的logit 系數為1.737，低保救助—女性的系數值為0.044，非低保救助—男性系數值為-0.323，意味著低保救助—男性照料無獲得的發生比是非低保救助—男性的7.84 倍，是低保救助—女性的5.43 倍，是非低保救助—女性的5.68倍。在男性智障人士中，其所在的家庭是否享受低保帶來的服務無獲得的差異更大。社會參與無獲得模型則恰恰相反，是否屬于低保家庭對男性的影響并不大，但是對智障女性而言，來自低保家庭的服務無獲得發生比是非低保家庭的4.95 倍。這說明性別對各項因變量的主效應雖然不顯著，但是家庭是否享受低保的情況，會對性別在照料服務無獲得、社會參與無獲得方面帶來影響。

“低保救助”與年齡的交互項還對就業服務無獲得有顯著影響，通過計算方程系數可以得知年齡每增大1 歲，對低保家庭智障人士而言，其就業服務無獲得發生比就降低1.87%，對于非低保家庭則意味著增加5.33%。因為交互項及其具體系數值并非本文的關注點，所以本文不詳細展開分析。

上述結果支持研究假設1，即各類型福利的無獲得受個體變量和家庭經濟資本、社會資本的影響。那么這種影響機制是否純粹源自福利供給內容的缺乏（不足），即市場、國家、社會三大主體并沒有提供對特定智障群體的福利服務？還是部分源于福利供給主體之間的非獨立性，即福利輸送機制的問題？為此需要進一步考察不同主體提供的服務無獲得是否會受到個體變量和家庭變量的影響。

（二）智障人士對各主體供給福利的無獲得受到個體變量和家庭變量的部分影響

在調查前期訪談過程中，筆者發現部分家庭照料者甚至不知道有哪些類型的服務，這無疑會阻礙他們對服務的使用。因此，本文納入了安置場所認知變量這個控制變量，以控制家庭照料者信息渠道不通暢而導致無法獲得服務，然后分析個體變量和家庭變量對服務獲得的影響。表6 分別列舉了因變量為不同主體服務無獲得的各項嵌套模型回歸系數和標準誤。

表6 各主體供給福利無獲得的Logit 嵌套模型

如表6 所示，年齡對市場服務無獲得、政府服務無獲得有顯著效應，但影響方向相反。年齡每增大1 歲，沒有獲得市場服務的發生比就減少9.67%，政府服務缺失的發生比則增大15.29%。自理能力因子對社會服務無獲得有顯著效應，自理能力每增加1 個標準差，社會服務無獲得的發生比則減少31.41%。性別也對政府服務無獲得的回歸系數接近顯著，說明智障男性未曾獲得政府服務的可能性比女性要低。結合現行福利體系的運行來看，個體變量對不同供給主體服務獲得的影響，部分反映了政府、社會、市場三大供給主體在服務供給方面的側重點，政府主體供給的服務側重智障未成年人群體，社會主體供給的服務主要面對自理能力較佳的智障群體，市場主體供給的服務側重成年人群體。需要強調的是，由于因變量指標設置的困難，本文所考察的服務供給內容是有一定限制的，例如社區志愿者服務、民政領導節日慰問、智障群體家庭向市場購買照料服務等內容并未被納入考察范圍，這給結果推論帶來了一定的限制性。

這部分解釋了市場服務何以在個體變量和家庭變量上都沒有顯著效應，市場的福利供給本質上是以商品化的形式提供服務的，因此家庭經濟資本理應對市場福利獲得有影響。由于本文對市場服務的界定是“企業工作經歷”，而且主要考察“未獲得”而非“獲得程度”，因而有可能是上述原因在結果中未能反映。

家庭變量中社會網絡對三個主體供給福利的主效應皆不顯著，但是與性別的交互項對政府服務未獲得的影響顯著。社會網絡因子每增加1 個單位，對智障男性而言，政府服務無獲得發生比減少70.74%；對智障女性而言，政府服務無獲得發生比增加11.85%。社會網絡因子對社會供給服務未獲得的效應系數不顯著，與控制變量“安置場所認知”存在共線性。在安置場所認知變量未被納入時，社會網絡因子的主效應接近顯著（b=-0.285，S.E.=0.156，p＜0.1），“低保救助”的主效應顯著（b=0.753，S.E.=0.336，p＜0.05）；在納入安置場所認知變量后，“是否了解社會主體開辦的服務信息”顯著，社會網絡與“低保救助”的主效應變得不顯著，這進一步說明了家庭變量對社會服務獲得的作用機制，服務信息獲得渠道是家庭變量影響服務獲得的中介變量。

應重視“低保救助”對三種福利未獲得的效應系數皆為正值，尤其是對政府服務無獲得的系數值達到顯著水平，這意味著和非低保家庭相比，來自低保家庭的智障群體在獲得福利服務方面存在一定劣勢，他們遭遇政府服務無獲得的發生比是非低保家庭的4.473 倍。這個結果很可能與當前政府福利資源供給不足的背景有關。當政府向智障群體提供某種福利資源（尤其是學校教育、康復訓練等）但不充分，而需要家庭提供部分學費、交通費和住宿費時，智障人士所在家庭的家庭經濟資本很有可能決定了智障人士的福利獲得可能性，即部分家庭因為無法提供這些費用而放棄政府福利。

上述結果支持研究假設2，即智障人士對各主體供給福利的無獲得受到個體變量和家庭變量的部分影響。

四、結論與討論

（一）中國的福利三角供給主體關系：嵌入非互補

本文研究結果顯示，身處低保家庭對智障人士獲得照料服務、社會參與服務、教育康復服務、就業服務、社會供給服務、政府供給服務都有不利影響。智障成年人的福利獲得，并非僅依賴于主體福利供給的內容，還取決于家庭經濟資本、社會資本的多寡，說明家庭和其他供給主體并不是完全的獨立關系，家庭通過直接效應和交互效應對福利獲得產生影響，前者是家庭直接影響了其他主體提供的福利獲得，后者是家庭影響了不同類型福利獲得。

結合中國本土情景可以發現，上述結果與國家—社會福利供給總量不足和供給方式有密切關系。一方面，國家—社會福利供給總量不足導致家庭成員必須承擔起福利“兜底”責任，并為智障人士爭取福利的責任；另一方面，中國行政管理體系具備“條塊分割”的特征，所謂“上面千條線，下面一根針”，各類行政工作和社區信息往往在街道辦（乃至在居委會）進行匯總。從筆者的社區服務和調查經驗來看，無論是政府、市場還是社會的各類型福利服務信息，都必然要通過居委會等一線部門進入社區、接觸居民，居委會對居民的服務管理往往以“家庭”而非“個體”為單位。在福利具體落實的過程中，雖然既有政策規定了弱勢群體具備服務獲得資格，但是福利輸送并不像維穩、信訪等工作那樣具備考核壓力，而且在資源總量不足的情況下所制定的任何福利分配方案都很可能帶來新的社區沖突。基層部門或以家庭為單位來平衡各方利益，或“多一事不如少一事”，通過有意識地保持“信息不對稱”的“被動公開”方式，即不主動告知、增設辦理程序等土政策來減少福利服務使用量，從而導致家庭成為爭奪福利獲得的潛在影響因素，社會資本越豐富的家庭，越有可能獲得有關信息，從中獲益。上述兩個方面強化了弱勢者福利獲得對家庭環境的依賴關系。因此，筆者認為以“嵌入”代替“互補”來描述中國福利供給機制更為恰當，即國家、社會、市場與服務接受者的互動是嵌入家庭系統中實現的。

（二）中國福利供給的嵌入機制可能帶來隱性社會排斥

景天魁提出，福利供給應處理好政府和市場的關系、國家—社會—家庭—個人的責任關系。①景天魁等：《福利社會學》，北京師范大學出版社，2010 年，第438 頁。東亞福利體制所具備的生產主義、家庭中心和儒教特色都表明，東亞地區的家庭扮演著更重要的福利責任，家庭成員是福利生產的重要力量，家族身份是福利分配的重要資格。②萬國威、張瀟：《東亞福利體制的理論共識與學術爭議——基于30 年間SSCI 與CSSCI 論文的研究述評》，《中國公共政策評論》2016 年第1 期。制度設計者需要進一步思考的是，研究所揭示的這種“東亞特色”的責任關系、供給機制是否合理和合意？這就必須將其置于社會公平和社會正義的要求下加以審視，尤其是政府福利供給，本來是作為西方社會去商品化的努力而出現的，它試圖通過公民社會權利的確定、擴張來抗拒自由放任的市場經濟帶來的社會和人的商品化，以及階級分化和對立造成的貧富差別和社會不穩定，以達到社會的公平和正義。①錢寧：《社會正義、公民權利和集體主義——論社會福利的政治與道德基礎》，云南大學出版社、云南人民出版社，2011 年，第179-180 頁。對于無力自我照料的弱勢者而言，福利供給守住公平底線是最為關鍵的，也是政府的責任，而不能依靠市場機制追求利益最大化。②景天魁、畢天云：《論底線公平福利模式》，《社會科學戰線》2011 年第5 期。

筆者認為，“嵌入家庭”比“家庭中心”更能反映東亞福利體制中家庭作為生產者、分配者、中介者等多重復雜角色，也有助于揭示其潛在的福利排斥風險。政府福利供給的獲得情況與家庭變量有關，國家、市場與服務接受者的互動是嵌入家庭系統中的，這意味著很有可能部分弱勢者由于其家庭背景而被隱性排斥在福利制度之外。倘若家庭文化瓦解，家庭成員不再自發自覺保護弱勢者權益，弱勢者的權益不僅將無法得到保護甚至有被踐踏的危險，新聞媒體報道類似的悲劇并不在少數。東亞福利體制的“家庭中心”特點有可能掩蓋了福利分配在弱勢群體內部的不平等和社會排斥。這種排斥具體可以分為兩種類型：被動排斥和主動排斥。被動排斥是指家庭成員試圖為弱勢者爭取福利權益，但在競爭本已匱乏的福利資源過程中因家庭資本的不利條件而使弱勢者無法獲得福利，體現為家庭變量對因變量的直接效應上；主動排斥則是家庭成員為自身或家庭考慮，替弱勢者做出權益決策（如放棄爭取），甚至將投放給弱勢者的福利資源轉移到家庭其他成員身上，體現為家庭變量對因變量的交互效應。

因此，在制度設計的過程中，政府應重視家庭主體在福利供給、獲得過程中的關鍵作用。除通過加大資源投入總量、發展社會工作服務等方式，增加服務對象獲得福利的機會外，還應引入“家庭福利政策”，制度設計應以“家庭福利”結合“個體福利”，消除福利獲得障礙。對于這類福利體系的設計，除了應考慮對弱勢者本身提供福利支持外，政府還應當聯合市場、社會等多元主體共同設計有關弱勢者家庭的福利體系，如提供照料津貼、情感支持、政策咨詢、權益維護等服務，只有這樣才能最終消除福利獲得過程中的障礙，以保障福利獲得的公平性。