城鎮低保中錯保群體的勞動供給行為

孫婧芳

(1.中國社會科學院 經濟研究所，北京 100836 2.中國社會科學院大學 經濟學院，北京 102488)

一、問題提出和文獻綜述

社會救助是社會保障中的重要環節，發揮著安全兜底的功能，保障貧困家庭及低收入家庭獲得最基本的生活需求，免于陷入貧困的境地。德國在1860年頒布了第一部社會救濟法，開啟了國家社會救助的先河。中國社會救助的起步比較晚，城市居民最低生活保障制度(以下簡稱“低保”)開啟了中國的社會救助體系，經歷了20多年的發展，已經成為中國社會救助的核心內容。1988—1999年中國城市貧困發生率不斷提升[1]，中國國有企業改革使下崗職工的基本生活保障成為城市面臨的重大問題。為此，1997年國務院發布了《關于在全國建立城市居民最低生活保障制度的通知》，要求在“1999年底以前，縣級市和縣政府所在地的鎮要建立起這項制度。”[2]1998—2002年，獲得低保的人數急劇增長，從1998年的184.1萬人快速上升至2002年的2 064.7萬人。此后獲得保障的人數呈現小幅上升，2010年之后則呈現下降趨勢，2017年獲得低保的人數為1 261.0萬人[3]。

關于如何開展社會救助以及社會救助過程中相關問題的研究主要集中在以下三個方面：一是社會救助目標群體、救助水平的確定和調整以及制度設計等[4-8]；二是社會救助的瞄準有效性、減貧效果、再分配效應[6，9-17]；三是社會救助的負向激勵[18-23]。關于中國低保制度的文獻很少涉及低保負向激勵方面的研究，這可能是因為中國城鎮低保的瞄準率與發展中國家的同類社會救助相比非常成功[13]，同時低保在城市減貧方面取得了顯著效果[15-17]。

關于中國低保負激勵的研究體現在福利依賴以及就業效應[24-26]。已有關于低保福利依賴和就業效應的研究多以描述性分析、小范圍調查數據為主；利用全國范圍調查數據的研究側重于福利依賴，對就業的影響主要集中在是否參與就業。關于城鎮低保就業效應的研究結論并不一致。蘭劍和慈勤英(2016)利用在湖北省和遼寧省的城市低保調查發現，反福利依賴政策具有“雙重效用”，既可以促進低保受助者就業，也可能降低未就業受助者找工作的積極性與再就業意愿，強化受助者的救助依賴心理，導致新的福利依賴問題[26]。亦有研究發現，低保沒有對低保對象的就業造成負向激勵效應[27-28]，而且中國的城鎮低保對于失業人員的勞動意愿也無顯著影響[29]。相對于城鎮低保就業效應的研究，關于農村低保就業效應的研究則更為鮮見。韓華為(2019)研究發現，獲得農村低保會顯著降低有勞動能力受助者的就業激勵，獲得較高救助金額對受助者就業產生的負向激勵強于獲得較低救助金額對受助者就業的影響[30]。

已有關于中國低保勞動供給效應的分析相對缺乏，是否參與就業僅是勞動供給效應的一個方面。勞動者可以在參與就業的同時減少勞動供給。例如，供給較低的勞動時長，提供較低的勞動生產率。計劃經濟時期出現的“出工一窩蜂，干活大呼隆”，即體現了就業參與和低勞動生產率共存的現象。相對于參與就業而言，現有關于中國低保對勞動生產率的分析則相對鮮見。基于此，本文從三個維度來分析城鎮低保的勞動力供給效應，從而更加全面地揭示低保對勞動力供給的作用機制：一是低保是否會影響勞動力的就業參與；二是低保家庭勞動力的月工資收入是否顯著偏低；三是低保家庭勞動力月工作時長和小時工資是否顯著偏低，從而揭示月工資收入差異的構成來源。另外，如果低保家庭勞動力與非低保家庭勞動力在月工資、月工作時長、小時工資上存在顯著差異，那么這些差異是否由勞動力特征所決定？這一問題涉及中國最低生活保障制度的政策效果與社會安全兜底的功效，同時也關系到最低生活保障制度的建設與完善。值得注意的是，低保家庭勞動力的就業參與、工資收入與是否獲得低保具有較強的內生性，為此本文在梳理低保獲得條件的基礎上，對內生性問題和遺漏變量問題進行闡述，并提出解決方案，以期提高實證分析結果的可信性。

二、社會救助與受助者的勞動供給

從靜態勞動力供給來看，當非勞動收入越大時，其收入效應越大，對勞動力供給的擠出也就越多。例如，能夠獲得較大遺產的群體，其勞動參與率將會出現較大幅度的降低，而且那些能夠預見自己將來會獲得較大遺產的群體的勞動參與率從一開始就比較低[31]。社會救助作為一項非勞動收入，其與勞動力供給之間的關系一直受到學者的關注。基于美國對“有撫養子女家庭救助”(aid to families with dependent children，AFDC)的研究發現，AFDC確實帶來了不可忽視的就業負向激勵，但是影響程度卻存在很大差異，AFDC對周工作時間的影響為1～9.8小時不等[19]。福利水平較高的荷蘭為單親母親提供了一項激勵就業的救助，在申請過程中忽略了申請者的收入和就業情況，研究發現，該計劃對外來移民中單親母親的就業具有顯著推動作用，而對本地單親母親則幾乎不具有影響[32]。這反映出，即使社會救助不考慮申請者的就業和收入，依然難以激勵本地單親母親就業。換一個角度來看，社會救助確實給本地單親母親就業帶來了負向激勵。

中國的低保同樣是一種非繳費性社會救助，獲得低保的家庭相當于得到了一部分非勞動收入。因此，低保政策也可能存在勞動供給負向激勵，降低低保家庭勞動力的供給。首先，對就業參與而言，從中國低保實施的審核過程來看，低保可能并不會影響低保家庭勞動力是否從事就業的決策。這是因為低保審核過程中對就業存在一定的要求。雖然低保政策并不要求申請家庭必須有勞動就業收入，但是在調研過程中發現，當申請低保的家庭中存在勞動年齡人口并且具有一定勞動能力的情況下，如果沒有就業則難以通過審核，除非家中有完全不能自理需要被照料的人。基于審核過程中對就業的隱性要求，低保家庭勞動力的就業參與應該不會與非低保家庭的存在明顯不同。

其次，對勞動供給時長和勞動效率而言，較高的低保福利可能會帶來勞動供給負向激勵。僅從低保補貼來看，中國城鎮低保補貼額度比較低。中國城鎮低保補貼實行的是差額補貼，獲得低保補貼的家庭，其家庭收入并不會大幅高于低保線(1)低保雖然是差額補貼，但在實際操作中并不能細化到每個家庭與低保線之間的差距，完全的細化將會帶來更多繁雜的工作以及監督管理成本。因此，將低保補貼進行分類，根據不同的類別進行補貼。假設低保線是400元/人·月，一個家庭的人均收入是350元，屬于第N類補貼家庭，第N類補貼的金額是60元/人·月，那么該家庭獲得低保補貼之后，其家庭人均收入僅是略高于低保線。。單就低保標準而言，2018年城鎮的低保線為579.7元/人·月[33]，該標準略高于2018年五等分收入組中最低收入組的平均收入6 440.5元/人·年[34]，同時低保線遠低于最低工資標準[35]。由此可見，低保雖然是一項非勞動收入，但并不能算作大額的非勞動收入。

同時值得注意的是，低保金補貼之外附加在低保資格上的各項福利。這些由低保所帶來的各項福利無疑會大幅提高低保的收益，增強低保的收入效應。低保家庭不僅可以獲得低保金補貼，使其可支配收入達到低保標準，而且可以獲得其他的相關福利。例如，教育補貼、取暖補貼、社保補貼、較高的醫療報銷比例及申請廉租房等。這些由低保引致的福利中，大多數都會與低保身份同有同無，但廉租房是一個特例。廉租房的獲得條件是明確的，但是退出機制卻難以推行。一旦獲得廉租房，入住之后則與是否仍然是低保家庭無關。廉租房的收入條件從2003年《城鎮最低收入家庭廉租住房管理辦法》的最低收入家庭到2007年《廉租住房保障辦法》的低收入家庭，雖然都沒有明確限定在低保家庭，但低保家庭作為最低收入的家庭，在申請廉租房時具有優先權。

低保及附加在其上的各項福利，無疑大幅提高了低保家庭可以獲得的非勞動收入，收入效應可能會有所凸顯。然而，根據前文的分析可知，當審核對就業存在隱性要求時，低保對勞動力是否參與就業的影響可能較低。低保及其附加福利帶來的較高非勞動收入的收入效應更可能會體現在降低勞動時長和勞動生產率層面。然而，在檢驗低保對就業的負激勵時，存在較強的內生性，因為低保家庭正是因為低就業、低收入而獲得了低保。關于這個問題的處理最直接的方法是使用多期面板數據，在控制不隨時間變化的個體特征之后，來分析不同時期低保與勞動力供給的關系。另一個方法是，通過有效的工具變量解決兩者之間的內生性問題。遺憾的是，這兩個有效的方法因為數據的限制都難以實現。

本文利用錯保群體來降低勞動供給、就業收入與低保之間的內生性問題。根據上述關于低保獲得條件和低保附加福利的梳理可知，獲得低保的群體一定是獲得低保補貼之前家庭人均收入低于低保線的家庭。對于家庭人均收入高于低保線的錯保家庭而言，家庭人均收入與低保獲得之間存在的內生性問題并不嚴重。同時根據已有研究可以發現，中國錯保家庭的規模并不低，低保家庭中有40%是錯保家庭[8]。錯保群體的存在是因為收入審核難度較高和低保違約成本極低共同帶來的。相對于是否就業的審核來看，低保家庭勞動力的工資水平、工作時長非常難于審核。與此同時，低保的違約成本非常低。即使申請者瞞報收入的行為被發現，如果是在申請過程，則不予批準；如果是在獲得批準之后，則僅是退回相關補貼，再無其他的附加違約成本。瞞報收入的成本幾乎為零。從就業收入審核的難度和低保違約成本來看，收入不符合低保要求的錯保家庭更可能是通過瞞報收入而獲得低保資格。如果錯保家庭通過瞞報收入獲得低保，并沒有將自身的勞動收入降至低保線之下，但同時還減少了勞動供給，那么減少的勞動供給更可能來自低保及其福利的收入效應，低保政策很可能存在“養懶漢”的問題。

另一個可能存在的問題是，盡管錯保家庭的收入高于低保線，但他們更可能是收入高于低保線群體中的低收入群體，可能具有較強的同質性。一方面，在實證模型分析中采用聚類分析。另一方面，可能存在遺漏了既影響錯保家庭獲得低保，又影響其勞動力市場表現的因素。關于遺漏變量的問題，從錯保群體獲得低保的情況來看，除了瞞報收入之外，他們可能還需要具備一定的關系，或者是更擅長運用關系來實現目標。本文使用中國收入分配調查項目(CHIP)問卷中“在過去3年中，您或您家中的成員是否向您的親戚或朋友提出過借錢的要求”以及“您是如何獲得這份工作的”來識別家庭對關系運用的傾向及可能性。

三、描述性分析與模型設定

(一)描述性分析

本文使用的數據來自中國收入分配調查項目(CHIP)2013年調查數據。數據內容包括住戶個人層面的基本信息、就業信息，以及家庭層面的基本信息、主要收支信息和一些專題性問題。其中涉及是否是低保戶的信息，為本文的研究提供了較好的微觀數據基礎。

基于低保獲得與家庭人均收入、勞動者個人收入之間可能存在內生性的問題，為了盡可能地降低內生性，本文將研究的目標群體集中在錯保家庭。2013年CHIP調查中沒有關于轉移支付的低保補貼金額，無法獲得每個家庭沒有獲得低保補貼之前的可支配收入，所以，在計算家庭人均可支配收入時，本文采用了再分配之后的家庭可支配收入。由此帶來的問題是，由于低保家庭在獲得低保補貼金之后的可支配收入可能會略高于低保線，從而無法以各個區縣的低保線來判斷該家庭是否為錯保家庭。為了避免將應保家庭誤識別為錯保家庭，本文以被調查縣的兩倍低保線作為標準，研究對象是被訪者家庭人均可支配收入在兩倍低保線以上的家庭。當家庭人均可支配收入在兩倍低保線及以上，且該家庭是低保家庭時，則被視為錯保家庭。同時，基于全國平均低保線與人均可支配收入五等分組中的低收入組相當的特征，本文以省人均可支配的0.3倍、0.4倍作為另外兩條衡量錯保家庭的標準，以降低由分組帶來的偏誤，同時起到驗證實證結果穩健性的作用。在此，本文對錯保家庭中16～60歲的勞動年齡人口的個體、家庭、就業和工資特征進行分析。表1和表2報告了相關指標的描述性統計。

表1 錯保家庭和非低保家庭勞動力的個體及家庭特征

表2 錯保家庭和非低保家庭勞動力的就業及收入特征

首先，描述錯保家庭和非低保家庭勞動力的個體特征和家庭特征。根據表1可知，在三個樣本篩選標準下，錯保家庭和非低保家庭勞動力在個體特征和家庭特征上基本一致，兩者之間的差異也同樣具有一致性。以兩倍收入低保線為標準篩選的樣本均值為例，可以發現：錯保家庭勞動力在受教育年限、自評健康以及是否有配偶上都顯著低于非低保家庭；錯保家庭和非低保家庭在性別上不具有顯著差異；盡管在年齡上存在一定差異，但顯著性比較低。從家庭特征來看，錯保家庭中健康狀況較差人員占比和60歲以上老人占比顯著高于非低保家庭的，但是在家庭中學生占比上，兩者之間不存在顯著差異。從描述性分析的結果來看，平均而言，錯保家庭更可能具有較重的家庭照料負擔，同時錯保家庭勞動力的人力資本水平普遍偏低。

其次，對錯保家庭和非低保家庭勞動力的就業特征和收入特征進行描述性分析(見表2)。CHIP2013數據中，除了包含主要工作的月工作時長之外，還包含了其他工作的月工作時長，由此可以更為全面地反映勞動者的勞動供給情況。本文將被訪者各工作的工作時長、月工資進行加總，獲得被訪者全月的總工作時長和月工資。根據表2可知，錯保家庭勞動力的勞動參與率顯著低于非低保家庭。錯保家庭的勞動力中通過親友介紹獲得工作的比例要顯著高于非低保家庭。錯保家庭勞動力從事主要工作的年數，即工作經驗，也顯著低于非低保家庭。由于低保的衡量是以月收入來判斷的，本文使用勞動者從事的全部就業的月工資和月工作時長來衡量勞動供給，這也可以反映為了獲得較高月收入而從事多份工作的情況。同時，進一步從勞動生產率的角度對小時工資進行分析。根據表2可知，錯保家庭勞動力的月工資顯著低于非低保家庭，月工作時長與非低保家庭的并無顯著差異，小時工資的差異也是顯著的。這在一定程度上意味著，錯保家庭勞動力較低的月收入可能來自較低的小時工資。這可能是錯保家庭勞動力人力資本水平較低和家庭照料負擔較重導致其較低的勞動生產率，僅能獲得較低的小時工資。然而，這只是描述性分析的結果，并沒有控制其他特征因素，因此還有待進一步的實證分析。

(二)實證模型設定

勞動力市場中存在著樣本選擇，為了解決樣本選擇問題，赫克曼(Heckman，1979)提出了兩步估計法，以矯正因樣本選擇帶來的偏差[36]。初始的B-O分解以及后續的分解方法[37-39]，并沒有考慮勞動力市場的樣本選擇問題，但是忽略樣本選擇問題，將會導致工資估計的偏差，以存在偏差的工資估計結果進行的分解也很有可能存在偏差。為了解決這一問題，需要對樣本選擇下的B-O分解進行了討論[37]。

在分解過程中，對于樣本選擇問題最直接的處理方法是，在分解時剔除樣本選擇效應，對剔除之后的部分進行標準的B-O分解。以勞動力市場中男性和女性之間的差異為例，分解存在樣本選擇情況下男性和女性勞動力之間的工資歧視：

(1)

(2)

為了簡化，本文假設男性勞動力的工資不存在樣本選擇問題。式(2)可以簡化為式(3)，其中男性的工資方程通過OLS估計得到，而女性的工資方程根據考慮樣本選擇的估計方法得到：

(3)

基于這一分析方法，本文首先利用Logit模型對影響16～60歲之間勞動年齡人口是否參與就業的因素進行分析，包括是否有低保、教育年限、健康狀況、性別、年齡、近3年所在家庭是否有借貸、婚姻狀況、家庭中老年人占比、學生占比、健康狀況較差人員占比以及省份虛擬變量。解釋變量中加入是否具有低保，是為了說明錯保家庭和非低保家庭的勞動年齡人口在參與就業上是否存在差異。其次，基于眀瑟方程對影響勞動力月工資、月工作時長和小時工資的因素進行分析，包括是否有低保、受教育年限、自評健康、性別、獲得工作的方式、工作經驗、工作單位性質以及省份虛擬變量。在工資方程和月工作時長中，使用與工作獲得具有密切聯系的工作獲得方式來體現運用社會關系的情況。

本文基于樣本選擇模型，根據眀瑟勞動力工資決定方程[41]，分析低保與勞動力就業、月工資、月工作時長和小時工資之間的關系。勞動力就業、工資、工作時長的模型分別設定為：

L*i=H′iγ+εi

=γ0+γ1dibaoi+γ2edui+γ3healthi+γ4genderi+γ5agei+γ6jiedaii

+γ7couplei+γ8oldi+γ9stui+γ10disi+γ10provi+εi

(4)

Yi=X′iβ+ui

=β0+β1dibaoi+β2edui+β3healthi+β5genderi+β6obtainjob

+β7expi+β8exp2i+β9jobi+β10provi+ui

(5)

在就業方程L*i中加入家庭中60歲以上老人占比、學生占比和健康狀況較差人員占比的原因在于，這三類人員一方面是非勞動力，另一方面可能需要花費更多的時間進行照料，或者通過家庭中其他人員的就業來保障其所需要的花費。在式(5)中，Yi分別表示勞動力i的月工資對數、月工作時長和小時工資對數。然而，值得注意的是，樣本選擇問題并非一定存在。因此，本文首先根據樣本選擇估計的方法，對月工資對數、月工作時長、小時工資對數進行估計，根據估計結果判斷是否存在樣本選擇。對于不存在樣本選擇的情況，則采用OLS估計。此后，依據是否存在樣本選擇的判斷結果，采用不同的分解方式。

表3 變量名列表及變量描述

四、實證結果分析

根據前文的分析，本文分別對城鎮低保家庭的勞動力供給與非低保家庭的進行比較分析，主要包括是否就業、月工資、月工作時長和小時工資四個方面。為了避免因樣本篩選標準帶來的偏差，本文在實證分析時，分別對兩倍低保線收入、省人均可支配收入×0.3和省人均可支配收入×0.4以上的群體進行分析。

(一)低保與參與就業

本部分利用Logit模型分析低保對勞動力就業的影響。根據表4可知，以不同收入標準進行樣本篩選的實證估計結果基本一致。雖然估計系數存在一定的差異，但影響方向是一致的。

表4 低保與是否參與就業：Logit模型的邊際效應

實證結果顯示，錯保家庭勞動年齡人口的勞動參與顯著高于非低保家庭。這一結果與通常認為的社會救助負向激勵恰好相反，社會救助并沒有降低就業的可能性，反而具有提高就業參與的作用。在沒有針對低保出臺相關激勵就業政策的情況下，這可能是因為，低保的分類制度以及審核過程中的主觀判斷，要求有能力就業的勞動力為就業狀態。這些家庭人均可支配收入在兩倍低保線以上的家庭在申請低保時，同樣被要求家中有勞動能力的勞動力為就業狀態。在其他條件相同的情況下，低保家庭勞動力的就業參與更高，可能是為了滿足低保申請時的就業要求，盡管這一要求在很多情況下都是隱性的。然而，單從是否參與就業這個單一指標并不能反映出勞動力就業情況的全貌，勞動力可能只是參與了就業，但是其工作的工作時間較短、小時工資較低。鑒于此，本文進一步分析了低保與勞動力月工資、月工作時長和小時工資之間的關系。

(二)低保與月工資

基于勞動力供給中存在樣本選擇的問題，本文在對影響月工資的因素進行分析時，采用了樣本選擇模型。首先，根據表5可以發現，錯保家庭勞動力的月工資顯著低于非低保家庭勞動力的月工資。從錯保家庭與非低保家庭勞動力月工資的分解來看(見表6)，非低保家庭勞動力的月工資顯著高于錯保家庭，在月工資的差異中，特征差異占比低于結構特征占比，即兩者之間月工資的差異主要來自于結構差異。錯保家庭勞動力從事工作的月工資顯著低于其個體特征所決定的月工資，且兩者之間存在較大的差異。這種差異在月工作時長和小時工資上如何體現，則有待進一步的分析。如果僅體現在月工作時長上，那么錯保家庭勞動力并沒有降低其勞動生產率，只是從事了工作時間較短的工作；如果僅體現在小時工資上，那么錯保家庭則降低了其勞動生產率，從事了相對簡單輕省的工作；如果在月工作時長和小時工資上均有體現，那么錯保家庭勞動力從事工作的時間和勞動生產率都偏低。然而，無論來自月工作時長還是來自于小時工資，低保對勞動力供給都存在一定的負向激勵。

表5 低保對月工資的影響：基于Heckman兩階段估計結果

表6 錯保家庭與非低保家庭勞動力月工資的B-O分解

其次，就通過親友獲得工作的影響來看，通過親友獲得工作的群體的月工資顯著低于通過勞動力市場獲得工作的群體的月工資。這意味著，在其他條件不變的情況下，通過親友關系反而獲得了較低的工資收入。如果將通過親友獲得工作和低保與月工資的關系同時考慮，可以發現，通過親友找工作獲得了較低的月工資，有低保群體的月工資也顯著偏低。那么這兩者之間存在的聯系可能是，擅長運用關系的人更可能通過社會關系獲得有利于自己的低保，也可能同樣運用關系尋找符合自己需求的工作。表5列(2)、列(4)和列(6)的估計結果中剔除了“獲得工作方式”這一變量，該結果顯示，低保的作用將會有所提高，這是因為將通過親友獲得工作的作用疊加到了“低保”上，也驗證了低保和運用關系之間存在一定的聯系。

(三)低保與月工作時長、小時工資

在分析月工資的基礎上，進一步分析低保與月工作時長和小時工資的關系，以及月工作時長和小時工資在錯保家庭和非低保家庭勞動力之間差異的來源。月工作時長的估計結果見表7。在三個篩選樣本的標準下，實證結果是一致的，這也在一定程度上體現了模型的穩健性。

表7 低保與月工作時長：基于Heckman兩階段估計結果

首先，就低保與月工作時長的關系來看，錯保家庭勞動力的月工作時長顯著短于非低保家庭。這體現出，在其他條件相同的情況下，錯保家庭勞動力的月工作時長較低。低保在月工作時長上體現出顯著的負向激勵。基于低保獲得條件的分析，這部分收入高于低保線的錯保家庭更可能是通過瞞報收入的方式來獲得低保資格。既然可以瞞報收入，則減少勞動力供給時長的激勵則相對較低。然而，從實證結果來看，錯保家庭勞動力的月工作時長卻顯著偏低。由此，可以在一定程度上體現出，錯保家庭的勞動力沒有全力以赴地在勞動力市場中從事就業，而是選擇了月工作時長比較短的工作。對于這部分錯保對象而言，低保政策在實施過程中可能存在“養懶漢”的情況。

其次，根據考慮了樣本選擇的B-O分解，進一步對錯保家庭和非低保家庭勞動力月工作時長差異的來源進行分解(2)本文在進行B-O分解時，由于錯保家庭勞動力樣本量的限制，對錯保家庭勞動力的實證分析中沒有包含省份虛擬變量。。按照被訪者特征來看，非低保家庭勞動力的月工作時長應該顯著低于錯保家庭，兩者之間的差異有10.55個小時。如果將非低保家庭的月工作時長視為是由市場決定的水平，那么按照個體特征，錯保家庭勞動力的月工作時長應該顯著地比其多10.55個小時。然而，錯保家庭勞動力的月工作時長僅比其多3.91個小時。從結構差異來看，低保這個分類使錯保家庭勞動力的月工作時長比非低保家庭勞動力的月工作時長減少了7.78個小時，從而縮小了由個體特征差異所帶來的工作時長差異。由此可見，錯保家庭勞動力并沒有按照其個體特征所決定的月工作時長進行工作，而是從事相對較短的工作時間。

小時工資的估計結果和分解結果見表9和表10。表9同時列出了三個篩選標準的實證估計結果，可以看出三者之間的差異不大。基于估計結果，可以發現：

表8 錯保家庭與非低保家庭勞動力月工作時長的B-O分解

表9 低保對小時工資的影響：基于Heckman兩階段估計結果

在其他條件相同的情況下，錯保家庭勞動力的小時工資顯著低于非低保家庭勞動力的小時工資。這進一步體現出，低保的負向激勵不僅體現在月工作時長上，而且同時體現在小時工資中。與月工作時長的作用機制相一致，盡管在瞞報收入可行的情況下，低保家庭勞動力的小時工資依然低于非低保家庭的，這在一定程度上體現出低保政策的負向激勵。同時，在小時工資的估計結果中，通過親友獲得工作群體的小時工資要顯著低于通過勞動力市場獲得工作群體的小時工資。這與月工作時長的結果相一致。表10的分解結果顯示，非低保家庭勞動力的小時工資顯著高于低保家庭勞動力的小時工資。這一顯著差異的來源中僅有50%左右來自被訪者個體特征的差異，而剩余的部分則是由兩個群體之間回報率的差異導致的。與月工作時長一致，低保家庭勞動力未從事與其個體特征相對應的工作，而從事小時工資較低的工作。

表10 錯保家庭與非低保家庭勞動力小時工資的B-O分解

這一結果與一般情況下思維邏輯截然不同。在一般情況下，勞動力往往是為了獲得更好的工作、更高的工資收入而尋求社會關系。即使是為了尋找輕省的工作，更多的是尋找勞動強度低、工作時間短的工作，但要盡可能地保證收入。盡管存在勞動力供給曲線向后彎折的情況，但是這一結果通常發生在收入水平比較高的階段。然而，對于低保家庭的勞動力而言，似乎并非如此，他們不僅從事了月工作時間比較短的工作，而且小時工資也顯著偏低。這一反常的邏輯更加突出了這部分勞動力沒有全力就業的特征。低保申請時對就業的隱性要求推動了不愿就業群體的就業參與。然而，低保將這部分不愿就業的群體納入保障范圍，依然給人留下了“養懶漢”的直觀印象，從而帶來了不利的社會影響。

與此同時，值得注意的是，本文分析的目標群體是錯保家庭的勞動力。從收入衡量標準來看，這些勞動力的家庭人均收入是高于低保線的。也就是說，這部分錯保家庭的存在本身能夠體現出低保存在“補貼富人”的情況。綜合來看，將低保補貼給予不具備低保資格的家庭，會帶來低保資金的巨大浪費，降低了低保資金的使用效率；同時，這些錯保家庭的勞動力并沒有按照其個體特征決定的月工作時長、小時工資進行就業，而是從事月工作時長短、小時工資低的工作，這無疑帶來勞動效率的損失。“補貼富人”與“養懶漢”的同時存在更有可能加劇居民對低保的詬病。

(四)錯保家庭與中低收入非保家庭的勞動供給差異

為了進一步驗證以上分析的穩定性，本文將樣本家庭人均收入的均值作為收入限制，縮小樣本范圍，即將家庭人均收入高于兩倍低保線并低于家庭人均收入均值的非低保家庭勞動力作為參考對象，從而使錯保家庭和非低保家庭更具同質性。實證結果如表11所示。

表11 低保對中等收入以下家庭勞動力的影響：以兩倍低保線為標準

首先，就低保對勞動力就業的影響來看，錯保家庭勞動力參與就業的概率顯著高于非低保家庭，這與表4的結果一致。這說明，盡管縮小了收入范圍，增強了錯保家庭和非低保家庭的同質性，但錯保家庭的勞動力并沒有降低其就業參與。其次，就月工資、月工作時長和小時工資的實證結果來看，錯保家庭勞動力的月工資、月工作時長和小時工資顯著低于非低保家庭勞動力的水平。這與前文表5、表7和表9的結果一致。與前文不同的是，低保對錯保家庭勞動力月工資和小時工資的影響在統計上是顯著的，但影響程度有所減弱；另外，盡管低保對錯保家庭勞動力月工作時長的影響也同樣在統計上是顯著的，但影響程度卻有所加強。最后，從B-O分解結果來看(見表12)，錯保家庭勞動力與家庭人均收入低于均值的勞動力的月工資差距比表6中的差距縮小了，從表6中每月相差1 208.07元降至613.41元，然而，兩者之間的差異依然主要來自結構差異，而且結構差異所占的比例有一定幅度的提高。同時，該差異不僅在統計上是顯著的，在絕對值上同樣是巨大的。兩者月工資之間相差的613.41元，相當于家庭人均收入低于均值的勞動力月收入的23.5%，而且，該差距中的66.11%是由結構差異帶來的，即由低保政策帶來的。兩者在月工作時長上的差異幾乎沒有變化，從表8中的3.914個小時略微增加至表12中的4.090小時，然而，由結構差異引起的部分卻有所擴大。與月工資相同，兩者在小時工資上的差異也縮小了，從表10中的0.522縮小至表12中的0.262，但結構差異依然較大。

表12 錯保家庭與非低保家庭勞動力供給的B-O分解：以兩倍低保線為標準

綜合來看，當縮小樣本收入范圍進一步增強錯保家庭和非低保家庭的同質性時，錯保家庭和非低保家庭勞動力在月工資和小時工資上的差距縮小了，但是差距來源中結構差異依然占較高比重，月工資差異中結構差異仍舊大于稟賦差異。這與前文一致，同樣顯示出，錯保家庭勞動力選擇了月工資小時工資較低、月工作時長較短的工作。

五、結論及政策建議

中國城鎮最低生活保障已經經歷了二十多年的發展，起到了一定的兜底作用。然而，值得討論的是，低保作為一項非勞動收入可能給勞動供給帶來影響。特別是，通過對低保政策和其他補貼政策的梳理可以發現，低保政策不僅僅包含低保補貼，使其獲得低保補貼之后可以達到相應的收入水平，而且在低保政策上捆綁了一系列的福利政策，涉及教育、醫療和住房等多個方面。獲得低保資格成為享受其他福利政策的前置條件。將低保補貼和附加在其上的福利綜合考慮時，低保提供的救助水平大幅提高，這提高了因低保而獲得的非勞動收入。與此同時，瞞報收入的申報家庭所面臨的違約成本卻極低，僅體現在當期低保補貼和各類福利的收回，對其之后的申請和信用體系沒有不良影響。根據中國低保政策實施的特征以及相關理論，本文根據CHIP2013的調查數據，從是否參與就業、月工資、月工作時長和小時工資四個方面分析了城鎮低保的勞動力供給效應，更加全面地揭示了低保對勞動力供給的作用機制，研究發現：

首先，低保政策并沒有降低錯保家庭勞動年齡人口的就業參與率。雖然針對低保出臺的就業激勵政策十分有限，但是低保補貼的分類制度以及審核過程中的主觀判斷，隱性要求有就業能力的勞動力參與就業。其次，低保在勞動力月工資、月工作時長和小時工資三個維度上都具有負效應，錯保家庭勞動力的月工資、月工作時長和月工資顯著低于非低保家庭勞動力的相應水平。根據B-O分解結果可知，錯保家庭勞動力和非低保家庭勞動力在月工資和小時工資上的差異，主要由結構特征決定，個體特征導致的差異低于50%。在對月工作時長進行選擇性處理之后的B-O分解結果顯示，結構特征效應與個體特征效應是反向的，而且結構特征效應幾乎抵消了個體特征效應。綜合這三個方面表明，低保家庭勞動力從事的工作并不是按其個體特征決定的，其勞動力供給低于其個體特征決定的水平。低保存在“養懶漢”的情況。特別是，本文的研究對象是錯保家庭，這些家庭成為低保家庭本身就意味著低保存在“補貼富人”的情況，那么在“補貼富人”和“養懶漢”并存的情況下，低保資金的使用效率將會受到巨大損失。

上述結論是在被訪者如實回答其就業信息的情況下得到的。然而，同時需要注意的是，錯保家庭的被訪者可能會傾向于低報月工資、月工作時長，那么本文的結果則是根據低報的數據得到的，從而高估了低保對勞動力供給的負向激勵。如果被訪者普遍存在低報的現象，則現實中的實際情況可能是，錯保家庭勞動力并沒有減少勞動供給，而是按照其個體特征所決定的水平進行勞動供給。由此，這些錯保家庭雖然獲得了低保，但主要是通過瞞報收入獲得的，并沒有減少其在勞動力市場中所應該獲得的收入，這進一步體現出低保具有補貼富人的特征。另外，如果錯保家庭勞動力在調查中沒有低報收入，那么低保對勞動力供給存在顯著的負向激勵，錯保家庭勞動力的勞動供給顯著偏低。

基于此，中國城鎮最低生活保障制度有待進一步完善。一是明確低保政策的目標在于兜底，以保障低收入群體的基本生存生活需求。低保是一項非繳費型的社會救助，其目標在于避免陷入貧困。二是完善以低保為前置條件的福利政策，降低因獲得低保資格而帶來的非勞動收入。較高的低保附加值將會增加低保的吸引力，也更可能導致福利依賴；而且也會增強非勞動收入的收入效應，給勞動力供給帶來負向激勵。另外，當低保成為一攬子政策的復合體時，雖然增加了低保家庭可獲得的福利，但同時帶來了新的收入不平等和扭曲。在綜合統計了其他福利之后，低保家庭的總收入極有可能超過那些略高于低保線而沒有獲得低保的家庭的總收入。這不僅帶來了收入扭曲，而且更可能會帶來社會對低保政策的詬病。三是完善低保政策的審核和違約制度，提高違約成本。較低的違約成本和有限的審核，勞動力可以通過瞞報的方式獲得低保資格。除了通過完善低保制度降低錯保率之外，鑒于低保存在勞動力供給負向激勵的情況，有必要出臺相關的就業激勵政策，促進低保家庭的勞動力供給。就業激勵政策涉及多個方面，而且存在較大的效果差異，針對就業激勵政策的分析有待進一步討論。