社會救助：相對貧困治理中的作用與差異

張軍 梁萍

摘要： 黨的二十大報告明確指出，保障和改善民生沒有終點，只有一次次新的出發。為鞏固脫貧攻堅成果，建立相對貧困治理長效機制，助力鄉村振興，研究了社會救助在相對貧困治理中的作用。從定性的角度分析了社會救助在相對貧困治理中的減貧作用以及城鄉之間存在差距的原因；從定量的角度建立面板數據固定效應模型，對城鄉社會救助的減貧作用進行了實證分析，結果發現：單變量模型中社會救助的作用顯著且城鄉差距較大，多變量模型中社會救助的減貧作用并不顯著。未來可以通過提升社會救助的目標定位，統籌城鄉社會救助體系以及豐富社會救助項目等措施來健全現行社會救助體系。

關鍵詞：社會救助；絕對貧困；相對貧困；統籌城鄉

中圖分類號：C913.7

文獻標識碼：A文章編號：1673－4513（2023）－02－006－10

作者簡介：

張軍（1978-），男，重慶人，教授，博士，主要研究方向：社會保障理論與實踐、福利文化與社會政策研究。

梁萍（1996-），女，重慶人，碩士，主要研究方向：社會保障與收入分配研究。

基金項目：

國家社科基金重大項目“中華民族傳統福利文化研究”的子課題“中華民族傳統國家福利制度”（12&ZD112）。

一、引言

一般而言，貧困是指家庭和個人因物質條件、生存能力、生態環境等原因而難以獲得足夠的生活資料和服務，陷入生活困難，無法維持基本生活的狀態。從人的需求層次出發，貧困是指由于各種因素造成的、使人的自由全面發展本性所需要的各種生存與發展方面的需求得不到滿足實現的一種存在狀態。不同國家或同一國家的不同發展階段都存在著貧困問題，這直接威脅到貧困群體的生存權與發展權，不利于社會的穩定發展。因此，各國家為促進經濟發展與社會進步，相繼展開一系列的減貧工作，目前大部分發展中國家也在消除絕對貧困中得到顯著成效。2022年10月，習近平總書記在二十大報告中指出，我們經過接續奮斗，實現了小康這個中華民族的千年夢想，打贏了人類歷史上規模最大的脫貧攻堅戰。農村貧困人口全部脫貧，貧困人口的收入和福利水平大幅提高，“兩不愁，三保障”全面實現，教育、醫療、住房、飲水等條件明顯改善，既滿足了基本的生存需要，也為后續的發展奠定了基礎。

社會救助作為國家與社會面向由貧困人口與不幸者組成的社會脆弱群體提供款物接濟和幫扶的一種生活保障制度，不僅在保障人民基本生活中具有基礎性和兜底性作用，并且在反貧困進程中發揮著至關重要的作用。據民政部官方統計，截至2021年5月，社會救助累計支出1022.8億元，占民政事業費支出的65.97%；農村最低生活保障人數3566.7萬人，城市最低生活保障人數781.7萬人。但是，隨著經濟與社會的發展，我國社會救助制度目前面臨著新的問題與挑戰。2020年3月，習近平總書記出席決戰決勝脫貧攻堅座談會時指出，脫貧摘帽不是終點，而是新生活、新奮斗黨的起點，這表明隨著貧困縣全部摘帽，貧困治理由脫貧攻堅全面轉向鞏固脫貧成效，建立解決相對貧困的長效機制的新階段。2021年3月，李克強總理在全國兩會上指出，“十四五”時期，不僅要加強基本民生保障，還要更好滿足人民群眾精神文化需求，這表明貧困治理中要保障貧困群體的生存以及發展的權利。

社會救助在相對貧困治理中的作用

因此，在相對貧困治理階段，社會救助制度如何作用于減貧工作，以及社會救助在城鄉反貧困過程中發揮的作用是否存在差異與存在差異的原因，是值得研究的方向。從我國的反貧困實踐可以看出，社會救助在消除絕對貧困工作中發揮了重要的兜底保障作用；從社會救助的功能目標、救助項目以及相助對象可以得出，在未來相對貧困治理的進程中，社會救助依然能夠發揮其民生“安全網”的作用，并幫扶相對貧困人口融入社會，提升其發展空間。

二、文獻綜述

就研究對象而言，近年來國外學者主要從低收入群體救助的角度出發，研究政府社會救助政策或救助計劃在改善低收入群體生活水平方面的作用。例如，Wherry（2016）從社會救助政策在減貧工作方面的長期與短期作用出發，分析了公共醫療救助計劃為低收入群體提供的幫扶；Urbina（2018）通過研究美國社會救助政策下的營養補充計劃，分析了政府激勵行為對低收入群體生活水平的影響，以及對其日常生活購買行為的影響。而國內學者主要從農村貧困居民群體的角度出發，研究了社會救助政策的反貧困效果。例如，向運華（2016）從政府經濟救助、醫療救助、教育救助及保障性基礎設施建設等出發，研究社會救助對居民家庭收入和貧困狀況的影響程度；韓華為（2017）從農村最低生活保障制度的瞄準效果、救助方式以及減貧效應等出發，研究了中國農村低保救助制度的保護效果，并對農村低保救助的行為激勵效應進行了開拓性檢驗。

就研究方法而言，國外學者主要運用了定量與定性相結合的方法，研究社會救助對于減緩貧困發生率的貢獻。例如，Senna（2016）利用向量自回歸模型以及誤差修正模型研究了主要宏觀經濟變量與社會救助政策之間的關系，并發現社會救助支出水平的高低會影響貧困發生率；Smith（2017）通過重復比例風險模型分析了加拿大安大略省社會救助推出率方面的重要特征，結果發現性別、年齡、移民身份、家庭結構都顯著影響社會救助退出的可能性；Hakovirta（2019）通過LIS收入數據構建了交互效應模型，分析了兒童撫養救助在減少兒童貧困方面的貢獻。而國內學者主要采用定性與定量分析相結合的方式分析了社會救助的反貧困作用，部分學者僅采用定性分析方法，對是社會救助理論進行了深入探析。例如，楊穗（2018）從定性分析的角度梳理了改革開放40多年來社會救助在減貧進程中的定位演變，分析了社會救助制度的減貧作用以及現階段社會救助減貧存在的問題；李方舟（2019）從定性分析的角度梳理社會救助制度與扶貧政策的演變和發展歷程，并闡述二者的目標人群、任務與功能定位、救助標準與項目內容等，研究了社會救助制度與扶貧政策的整合的減貧效果。另外，陳婷（2019）運用了面板數據空間聚類方法，王璇（2021）采用了面板數據回歸模型以及雙重差分傾向得分匹配方法。

就研究結論而言，國外學者對于社會救助的反貧困作用持有不同看法。例如，Apata（2018）認為社會救助對受益人收入增加和貧困狀況改善存在顯著的影響；Jessica（2017）認為1968至2013年間幼兒貧困率下降在很大程度上是由于社會救助發揮的作用；而Winchester（2021）認為，雖然社會救助財政支出有助于緩解經濟壓力，但救助計劃的結構具有較強的物質性，許多家庭仍然需要社會資源來獲得醫療保健等其他基本需要的滿足。國內學者也對社會救助反貧困作用持有不同的看法。例如，趙英麗（2017）認為社會救助制度具有顯著的減貧效應，其中最低生活保障制度和五保供養制度具有良好的減貧效應；而韓華為（2017）認為社會救助雖然對低保家庭的減貧效果顯著，但對應樣本的減貧效果不太理想；徐超（2017）還認為低保制度對貧困脆弱性并未產生明顯的改善效果，反而有可能增加家庭未來陷入貧困的可能性。

綜上所述，目前國內外學者的研究對象主要集中于對某一特定群體的研究，例如低收入群體、農村貧困居民群體等，少有文章通過界定相對貧困群體進而對城鄉的狀況進行對比分析。另外，雖然各研究學者從不同的研究角度對社會救助在反貧困中的作用進行了定量和定性分析，但國內大多數學者對于反相對貧困作用的研究主要集中于定性研究，少有文章利用定量研究的方式去估計社會救助在相對貧困治理中的作用。最后，在絕對貧困治理中，學者們對于社會救助發揮作用具有不同的看法，例如存在顯著作用、無顯著作用以及可能存在副作用等，那么社會救助在相對貧困治理中存在哪種作用，值得深入研究。因此，本文總結了已有研究成果，進而梳理了社會救助與相對貧困的理論基礎與研究假設，并利用2007—2019年我國31個省市自治區的面板數據，對社會救助在相對貧困治理中的作用進行了實證分析。其中，在模型部分構建了面板上數據固定效應模型，將城鄉社會救助具體情況分別進行數據估計，進行對比分析，以便驗證假設以及提出具有針對性的對策，為其他學者提供參考。

三、研究假設與理論分析

本文的研究假設主要有兩個：一是社會救助在相對貧困治理中存在顯著作用，二是社會救助在城鄉相對貧困治理中的作用存在差異。

（一）社會救助在相對貧困治理中存在作用

從我國的反貧困工作可以看出，反貧困的基本目標在于預防貧困以及緩解貧困，那么在相對貧困治理階段，社會救助制度的主要作用不僅在于緩解相對貧困問題，還在于預防絕對貧困問題。國際上普遍將一個國家低于中位數收入一定比例的人口歸于相對貧困群體，這說明相對貧困會長期存在于一個國家的發展之中。緩解相對貧困問題的主要方向有兩個：一是大力發展經濟，通過做大“蛋糕”提升相對貧困者的收入；二是完善收入分配，通過做好“蛋糕”的分配提升相對貧困者的收入。在實際中，經濟發展與收入分配給減貧工作都帶來了積極的作用。而社會救助不僅可以推動經濟發展，還可以通過“收入再分配”來縮小貧富差距，進而緩解相對貧困問題。

首先，經濟發展的主要推動力來自于勞動貢獻、資本貢獻以及技術貢獻，其中社會救助制度通過教育救助、住房救助以及就業救助等來幫助相對貧困對象，對其進行教育培訓以及就業指導，從而提高其勞動生產率。另外，社會救助制度通過扶貧救助政策，幫助相對貧困地區進行基礎設施的建設，間接地增加了地區的發展資本，從而提高相對貧困地區經濟增長潛力。其次，社會救助制度可以通過政府“收入再分配”，將發達地區稅收轉移至欠發達地區，將高收入者的稅收轉移至低收入者，提高貧困者的收入水平，進而縮小收入差距，緩解相對貧困現象。其中，社會救助包括貨幣救助、實物救助以及服務救助，政府的實物救助通過購買救助物資拉動了內需，也可以間接促進經濟增長。最后，經濟增長不僅可以帶來貧困對象的收入增長，還可以帶來社會救助資金支出的增長。伴隨著生活條件提升，貧困對象的身體健康以及工作能力也會有所改善，進一步積累了我國的人力資本。因此，社會救助制度有助于我國“做大蛋糕，做好分配”，進一步有助于緩解相對貧困問題。

另外，從功能目標、救助項目、救助對象以及救助標準來看，社會救助制度在相對貧困治理中也可以發揮積極的作用。從功能目標與救助項目來看，社會救助是國家與社會向脆弱群體提供款物接濟和幫扶的一種生活保障制度，目的是幫助社會脆弱群體擺脫生存危機，進而維護社會秩序的穩定。社會救助除了具有“救急難”基本功能之外，還具有醫療、教育、住房、就業、災害救助等補充性功能。可見，社會救助可以服務于維持貧困人口的基本生活，改善其生活條件，進而縮小貧富收入差距；還可以服務于相對貧困治理的工作，如通過上述補充性功能，來維護貧困人口的發展權，提高其融入社會的能力，進而促進經濟社會的穩定與可持續發展。從救助對象與救助標準來看，由《城市居民最低生活保障條例》與《關于在全國建立農村最低生活保障制度的通知》中的內容可以看出，相對貧困群體不僅包括社會救助的所有保障對象，還包括了邊緣貧困群體以及新增相對貧困群體。且由《社會救助暫行辦法》規定，最低生活保障標準應根據當地經濟社會發展水平和物價變動情況適時調整，那么相對貧困治理階段，救助標準也會據區域經濟社會發展情況進行調整，進而保障相對貧困人口的基本生活，進而在相對貧困治理中發揮作用。

（二）城鄉社會救助在相對貧困治理中的作

用存在差異

自新中國成立以及社會主義建設開啟以來，我國經濟社會發展的重心就由農村地區轉向了城市地區。經過70多年的發展與積累，城市的經濟社會發展不僅快于農村地區，且各類優勢資源也不斷由農村涌入城市，最終導致城市與農村在很多方面都處于分割的狀態。

從經濟社會發展來看，雖然一個地區的社會救助水平與政治環境、人口結構、社會傳統等多種因素密切相關，但歸根到底還是由經濟發展水平決定的。由于省市的發展重心在城市地區，各種經濟要素與資源向城市集聚，進而導致城鄉居民的生活水平以及收入水平差距拉大，如城市居民人均可支配收入高于農村居民，且城市家庭恩格爾系數低于農村家庭。另外，城市社會救助不僅資金來源廣泛，且資金投入與運用快捷。

從救助制度建設來看，社會救助制度開始于20世紀90年代，城市最低生活保障首先在上海試點，1999年正式在全國范圍內建立起城鎮低保制度。而農村最低生活保障制度于2007年才逐漸進入全面實施階段。政策的建立與完善對于其發揮初始目標功能非常重要，城鄉社會救助制度的建立存在時間差，這對后來制度的完善與發展造成了很大的影響，進而對制度發揮的效果也造成了影響。

從文化素養教育來看，農村居民的學歷情況較城市居民差，部分居民由于文化水平較低，在接受了社會救助之后，可能會成為坐等政府救助的“懶漢”，進而不愿意主動去參與工作，導致代際貧困的現象。另外，部分居民由于受教育程度不高，思想觀念相對保守，政策意識相對淡薄，可能會存在不了解社會救助政策的情況，最終導致無法合理運用救助政策改善生活。相對而言，城市居民的學歷情況良好，且社會救助政策的普及相對落實，城市社會救助工作的實施相對較農村地區快捷、透明。

從基礎設施與人員配備來看，城市地區的社會救助有專設部門，且每一片區域都可能設置了單獨的救助站，配備了救助專業人員。在農村一般沒有單獨設置社會救助相關部門，也沒有配備社會救助專業工作人員，而是當地的工作人員兼任社會救助工作人員，這可能會導致社會救助工作的管理與實施難以真正落實，進而削弱救助政策的作用。由于農村貧困人口對于社會救助政策的需求相對較大，如果政府人員的救助政策解讀不明確，工作不到位，那么會大大降低社會救助制度在減貧工作中的效果。

三、研究設計

（一）模型設定

短面板數據的估計策略主要有混合回歸模型、固定效應模型與隨機效應模型。本文主要采用了“個體效應模型”，即假定個體的回歸方程擁有相同的斜率，但可以有不同的截距項，以此來捕捉異質性。具體公式如下：

在選擇時，主要通過對原始數據進行F檢驗與Hausman檢驗，其中，F檢驗主要用來篩選固定效應模型與混合回歸模型；Hausman檢驗主要用來篩選固定效應模型與隨機效應模型。

（二）變量選取及數據來源

1.被解釋變量 被解釋變量為減貧效應指數（a），即城鄉最低生活保障標準占相對貧困線的比重。其中，相對貧困線為城鄉居民人均可支配收入的60%。因為社會救助制度以最低生活保障制度為核心，減貧效應指數可以理解為某地區社會救助緩解相對貧困的能力。

2.解釋變量 解釋變量為民政社會救助支出水平（sa），即社會救助支出占民政事業費用總支出的比重。

3.控制變量 本文根據城鄉經濟社會發展的特點選取了6個控制變量：一是人均地區生產總值（lngdp），即地區生產總值占總人口的比重，在實證中進行取對數標準化處理；二是城鄉收入差距（gap），即城鎮居民人均可支配收入占農村居民可支配收入的比重；三是社會保障支出水平（ss），即社會保障與就業支出占財政總支出的比重；四是恩格爾系數（e），即居民人均食品消費支出占消費總支出的比重；五是城鎮化水平（ul），即城鎮人口占年末常住人口的比重；六是失業率（ur），即城鎮登記失業率。

4.數據來源與描述性統計 由于2007年農村低保制度才逐漸進入全面實施階段，所以本文選取了2007至2019年我國31個省、市、自治區的面板數據，建立了個體效應模型。本文所使用的數據主要來自《2008至2020年中國民政統計年鑒》《中國統計年鑒》《各地區統計年鑒》以及國家統計局、EPSDATA數據庫等。另外，各個變量的描述性統計如表1所示：

可見，樣本中城市減貧效應指數的最大值為0.50，而最小值為0.20，從均值分布可以看出，總體數據呈中等偏下趨勢；而農村減貧效應指數最大值達0.85，而最小值僅0.16。另外，城鄉恩格爾系數的分布差距不明顯，社會救助支出水平的最大值高達93%，最小值僅為8%。最后，樣本主體共計31個，時間跨度為13年，總體樣本數據為3720個。

四、實證分析與結果

（一）減貧效應指數的城鄉的對比

為展示減貧效應指數的時間變化趨勢以及城鄉對比，在此以2007年、2013年以及2019年各省市的截面數據為例進行分析。具體情況如圖1至3所示：

可見，2007年，減貧效應指數的城鄉差異較小，數值整體保持在0.2至0.5之間。其中，廣東省和四川省的農村社會救助減貧效應指數明顯較城市高，而吉林省、西藏自治區與寧夏回族自治區的農村社會救助減貧效應指數較城市低。另外，農村地區的社會救助減貧效應指數的區域差異較城市大。特別的，四川省出現高達0.85的農村社會救助減貧效應指數，主要是由于2007年四川省農村最低生活保障為1814元/人每年，在全國居于第5位，而農村居民純收入為3547元，在全國排到第20位，因此測算的農村社會救助減貧效應指數較高。

2013年，減貧效應指數的城鄉差異變大，所有省市的農村社會救助減貧效應指數較城市高，數值整體保持在0.3至0.6之間，城市社會救助減貧效應指數保持在0.3至0.4左右，而農村社會救助減貧效應指數較2013年整體提高。其中，北京市、內蒙古自治區、江蘇省、海南省以及甘肅省的農村社會救助減貧效應指數明顯較城市高。另外，農村地區的社會救助減貧效應指數的區域差異較城市大。

2019年，減貧效應指數的城鄉差異進一步擴大，城市社會救助減貧效應指數保持在0.3至0.4左右，而農村社會救助減貧效應指數較2013年整體提高。其中，北京市、上海市、安徽省的農村社會救助減貧效應指數明顯較城市高。另外，農村地區社會救助減貧效應指數的區域差異較城市大。綜上所述，2007年至2019年，我國社會救助減貧效應指數的城鄉差異逐年增大；城市社會救助減貧效應指數保持在0.3至0.4左右，而農村社會救助減貧效應指數上升幅度較大。另外，農村社會救助減貧效應指數的橫向區域差異較城市大。

（二）城鄉固定效應模型回歸分析

1.變量檢驗 由于非平穩面板數據建模之后可能會造成偽回歸的現象，因此本文對所有變量進行單位根檢驗。另外，本文的面板數據屬于短面板數據，因此采用HT與LLC檢驗。具體情況如表2所示：

由HT檢驗可以看出，標準化人均GDP、城鄉收入差距、城鎮化率與城鎮登記失業率沒有通過單位根檢驗，而由LLC檢驗可以看出，經過一階差分后所有變量都通過了檢驗，所有變量都可以拒絕有單位根這個原假設。另外，在進行面板模型回歸時，要檢驗變量之間是否存在嚴重的多重共線性。主要通過方差膨脹因子檢驗變量之間是否存在多重共線性。因為進行VIF檢驗之前，需要進行基礎混合回歸來輔助得出檢驗結果，所以在此直接分為城鄉兩個面板數據模型進

可見，通過檢驗，發現雖然均值大于1，但所有變量的值都小于10，則說明各變量之間不存在嚴重的多重共線性，說明數據可以進行回歸分析。

2.城市固定效應模型回歸 首先，利用原始數據進行F檢驗與Hausman檢驗，選擇合適的面板數據分析模型，檢驗結果如表4所示：

可見，F檢驗的結果顯示，統計量值為50.95，P值為0，應選擇固定效應模型；Hausman檢驗的結果顯示，統計量值為15.75，P值為0.0461，說明在5%的顯著性水平上拒絕原假設，應選擇固定效應模型。進而，對于城市社會救助的減貧效果進行固定效應模型分析，并對所涉及的變量逐一回歸，回歸結果如表5所示：

由回歸結果可以看出，首先，在沒有添加控制變量時，社會救助支出水平與城市社會救助減貧效應指數呈負相關，且非常顯著；其次，在添加了其他控制變量之后，社會救助支出水平與城市社會救助減貧效應指數呈正相關，但相關系數較小，僅為0.04左右；另外，城市居民恩格爾系數、城鄉收入差距與城市社會救助減貧效應指數呈顯負相關；人均GDP、財政社會保障支出水平也與城市社會救助減貧效應指數呈顯正相關。

3.農村固定效應模型回歸 首先，利用原始數據進行F檢驗與Hausman檢驗，選擇合適的面板數據分析模型，檢驗結果如表6所示：

可見，F檢驗的結果顯示統計量值為13.05，P值為0，應選擇固定效應模型；Hausman檢驗的結果顯示，統計量值為27.73，P值為0.0005，說明在1%的顯著性水平上拒絕原假設，應選擇固定效應模型。進而，對于農村社會救助的減貧效果進行固定效應模型分析，并對所涉及的變量逐一回歸，回歸結果如表7所示：

由回歸結果可以看出，首先，在沒有添加控制變量時，社會救助支出水平與農村社會救助減貧效應指數呈負相關，且非常顯著；其次，在添加了其他控制變量之后，社會救助支出水平與農村社會救助減貧效應指數依然呈負相關，但相關系數較小且不顯著；另外，農村居民恩格爾系數、失業率與農村社會救助減貧效應指數顯著負相關；人均GDP、城鄉收入差距、城鎮化率與財政社會保障支出水平也與城市社會救助減貧效應指數呈顯正相關。

五、結語

（一）主要研究結論

首先，2007至2019年我國城鄉社會救助的減貧效應指數的差異逐年擴大，農村社會救助減貧效應指數的增幅較城市大，且農村內部的區域橫向差異較城市內部的區域差異大。這說明農村最低生活保障標準占相對貧困線的比重整體較城市高，這也對應于近些年來國家在脫貧攻堅工作上主要使用了“精準扶貧”的戰略，從攻堅克難出發再到全面普及的“鄉村振興”戰略。

其次，對于固定效應模型分析部分，在未添加控制變量時，社會救助支出水平與城鄉社會救助減貧效應指數呈顯著負相關，且城市的回歸系數絕對值較農村高0.3，這說明城鄉單變量回歸來看，社會救助對城市相對貧困治理的作用高于農村，但這個作用是反向的；在添加了控制變量之后，社會救助支出水平與城鄉減貧效應指數的相關性下降，其中，城市的回歸系數由負轉為正相關，農村的回歸系數為負，且檢驗不顯著，這說明社會救助在城市相對貧困治理中可以發揮正向的作用。

最后，從控制變量的角度分析。對于恩格爾系數，城市與農村回歸模型的回歸系數都為負，且不顯著，這說明恩格爾系數與減貧效應之間相關性不大；對于人均GDP，城市回歸模型中的回歸系數為正，但不顯著；農村回歸模型中回歸系數也為正，且在1%的顯著性水平上；對于城鄉收入差距，城市回歸模型中的回歸系數為負，且在1%的顯著性水平上顯著；農村回歸模型中回歸系數為正，且在1%的顯著性水平上顯著；對于城鎮化率，城市回歸模型中的回歸系數為負，但不顯著；農村回歸模型中回歸系數為正，較為顯著；對于失業率，城市回歸模型中的回歸系數為正，但不顯著；農村回歸模型中回歸系數為負，顯示非常顯著；對于財政社會保障支出水平，城市與農村回歸模型中的回歸系數都為正，顯示非常顯著，這說明財政社會保障水平在相對貧困治理中發揮作用，且在農村減貧中的作用較城市高。

（二）政策建議

首先，要提升社會救助的目標定位。黨的二十大擘畫了新時代中國特色社會主義的宏偉藍圖，科學謀劃了未來五年乃至更長時期黨和國家事業發展的目標任務和大政方針。在新的歷史時期，社會救助應該將基礎性、兜底性的目標提升至保障貧困地區的發展性目標，要將目標定位從解決絕對貧困問題轉向緩解相對貧困問題。兜底保障的標準在于民生的底線，而隨著經濟社會的發展，我國民生的底線隨之提高，社會救助不僅要擴大保障范圍，提高保障標準，還要通過兜底性救助與發展性救助相結合的救助方式來維持相對貧困群體的基本生活需要。通過提高社會救助事業的目標定位，從頂層設計出發，全面引導我國各省市社會救助的優化方案，助力推進相對貧困治理工作順利進行。

其次，要統籌城鄉社會救助體系。要把黨的二十大精神轉化為指導實踐、推動工作的強大力量，緊緊抓住解決不平衡不充分的發展問題，著力在補短板、強弱項、固底板、揚優勢上下功夫，推動經濟社會持續健康發展。由于城鄉經濟社會發展、收入差距、最低生活保障情況的影響，城鄉社會救助在相對貧困治理中的作用也存在差異，因此建立健全統籌城鄉的社會救助體系至關重要。要建立長期效應對相對貧困的治理體系，改善城鄉二元結構狀態，整合城鄉居民的基本信息，建立統籌城鄉的扶貧機制。通過建立城鄉居民信息數據庫，實現現代網絡的一體化管理，促進社會救助政策的實施，促進社會救助資源在城鄉之間有效流動。另外，要統籌城鄉社會救助標準的動態調整機制，從立法的角度確定標準的調整時間、幅度，還有資金來源與運用等。

再次，要豐富社會救助的救助方式。深入貫徹黨的二十大精神，要全力防住控住疫情，全力穩住經濟、發展經濟，持續保障和改善民生，維護社會大局穩定安定。對于新的發展階段，社會救助的體系框架需要完善，需要建立健全保障型與發展型的救助項目。首先，在保障型的救助方面，可以通過增加護理救助的方式來幫扶弱勢家庭，讓這些家庭中有能力勞動的人可以投身市場，創造價值并增加提高生活質量的可能性。另外，在發展型的救助方面，可以通過增加就業救助、教育救助以及心理救助，幫扶失業農村工人、留守兒童以及孤寡老人等，提高他們融入社會和全面發展的機會，進而提升貧困群體的幸福感，真正實現“助人自助”。

最后，要適當調整社會救助的標準。要把以人民為中心的思想落到實處，保障和改善民生沒有終點，只有一次次新的出發。相對貧困治理階段不僅要確保貧困對象的基本生活，還要為其提供一些發展能力以及發展機會的幫扶。因為最低生活保障雖然能夠保障貧困群體的基本生活，有效地緩解貧困，但對于貧困對象的可持續作用非常有限，不利于貧困對象的自我脫貧以及全面發展。因此，對于社會救助對象的救助標準，在原有的基礎上需要進行針對性地提高，不僅要考慮整體的基本生活保障，還要針對具體家庭情況進行針對性救助，根據實際情況調整救助標準，解決群眾面臨的相對貧困問題。

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Abstract： In order to consolidate the achievements of poverty alleviation， establish a longterm mechanism of relative poverty control and help rural revitalization， the role of social assistance in relative poverty control was studied. How social assistance plays a more active role in the governance of relative poverty is a challenge for social assistance in the new era. From the perspective of qualitative analysis， social assistance plays a role in the governance of relative poverty， and there are differences between urban and rural social assistance. From the perspective of quantitative analysis， the role of social assistance in the univariate model is significant and the gap between urban and rural areas is large， while the role of social assistance in the multivariate model is not significant. The social assistance system can be optimized by improving the goal orientation， coordinating the urban and rural system and enriching the relief methods.

Keywords：social assistance; relative poverty; integration of urban and rural areas

（責任編輯：侯凈雯）