公共转移支付是否减少了贫穷的脆弱性？_转移支付论文

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      脆弱性是未来陷入贫困的概率，是对贫困的事前测度，具有前瞻性。在过去的30多年里，中国的反贫困工作取得了巨大进展，从收入和消费的角度来衡量，贫困发生率均大幅度下降。世界银行(2009)把中国贫困减少的原因归结如下：第一，经济增长带来的就业和收入增长。第二，通过公共转移支付的扩张为贫弱人群提供社会保护。研究中国公共转移支付对贫困影响的文献不多(都阳和Albert Park，2007)，研究中国公共转移支付对贫困脆弱性影响的文献则更加罕见。

      贫困是监测社会经济发展程度的重要指标，然而，标准的贫困指数只是在一个特定的时间点静态地度量了家庭的福利水平，没有将家庭的未来福利或与未来福利相关的风险考虑进去，只是一种事后测度，据此制定的反贫困政策是有局限的。因此，近年来涌现出了不少针对发展中国家贫困脆弱性问题的研究文献(Bronfman，2010；Günther & Harttgen，2009；Raghbendra et al.，2010；杨文等，2012)，比如Chronic Poverty Research Centre(2005)的报告指出，尽管拉丁美洲的慢性贫困在高位上运行，但暂时性贫困问题比慢性贫困还严重，在非正规劳动力市场中就业的个体应对风险冲击的能力有限，公共卫生服务供给数量和质量不足也使得家庭暴露在风险之下，即使平均收入没有落入贫困线以下，贫困脆弱性程度依然较高，导致一些家庭不得不增加借贷或变卖资产来维持生存。

      研究贫困脆弱性的文献克服了贫困在测度未来家庭经济状况方面的不足，但是研究脆弱性需要面板数据，而发展中国家往往缺少微观面板数据，Chaudhuri et al.(2002)提出了一种使用2—3轮有限面板数据来估计脆弱性的方法。这种改进的截面数据方法缓解了面板数据不足的问题，该方法还假定脆弱性具有随机特征，这些特征又受到个体、家庭变量及环境变量的影响。另外，除了这种测度脆弱性也可称之为期望贫困的脆弱性(Vulnerability as Expected Poverty，VEP)的理论方法外，还有Ligon & Schechter(2003)的期望效用的脆弱性理论(Vulnerability as Low Expected Utility，VEU)、Dercon & Krishnan(2000)的风险暴露的脆弱性理论(Vulnerability as Uninsured Exposure to Risk，VER)。

      基于Chaudhuri et al.(2002)理论方法研究脆弱性的文献主要集中在两个方面：其一是脆弱性的测度研究。比如，Bronfman(2010)利用面板调查数据测度了智利的贫困脆弱性，研究结果表明贫困脆弱性影响到的人群比实际贫困影响的人群多。Zhang & Wan(2008)基于中国健康与营养调查(CHNS)的面板数据研究指出，其他条件保持不变，高贫困线下的脆弱性预测精确性较高，在永久收入服从对数正态分布时，未来是贫困的概率为50%作为脆弱线比较合适。其二是脆弱性影响因素分析。Günther & Harttgen(2009)对马达加斯加的脆弱性进行了分层研究，并把消费冲击定义在家庭和社区两个层面，研究结果显示，家庭层面的冲击构成了城市脆弱性的主因，农村脆弱性更易受社区层面冲击的影响。其他学者也比较了家庭层面和社区层面对脆弱性影响的大小(Harrower & Hoddinott，2004；Christiaensen & Subbarao，2004)。Bourguignon & Goh(2004)使用重复的截面数据构造了伪面板数据并与实际的面板数据分析结果相对照，表明这两类数据的实证结果基本相同，失业是导致脆弱性最重要的因素。

      公共政策对贫困脆弱性影响的研究更多地聚焦于贫困方面，比如Agostini & Brown(2007)研究发现，现金补助对降低贫困和不平等有显著作用。都阳和Albert Park(2007)利用两轮城市微观调查数据研究表明，对于城市贫困的救助手段在城市经济体制转型过程中发生了明显的变化。而且，和国际上类似的项目相比较，中国的救助体系具有较好的救助效率。Jha et al.(2009)分析了印度对工作补助和对食品补助两种公共政策在缓解贫困、营养不良、脆弱性中的作用，倾向值匹配和处理效应模型方法得到的结论是，加入两种公共政策的个体的贫困、营养不良和脆弱性均有显著降低。

      本文的目的是利用中国微观调查面板数据把城乡纳入同一分析框架实证检验公共转移支付对贫困脆弱性的影响。文中定义的贫困脆弱性是前瞻性的度量，它是测度家庭暴露于未来风险、冲击以及易受经济不稳定影响而给家庭生存及家庭成员发展能力带来约束的一种事前估计。对非贫困者而言，脆弱性是指陷入贫困的风险，对贫困者而言，脆弱性是指变得更加贫困。理论分析采用Chaudhuri(2003)、Chaudhuri et al.(2002)提出的测度脆弱性的框架，然后利用倾向值匹配得分的倍差方法加以纠偏，来检验中国的公共转移支付对脆弱性的影响。另外，在效应分析中我们还对慢性贫困和暂时性贫困进行了分组讨论。

      文章结构安排如下：第二部分是理论模型与数据介绍；第三部分是贫困脆弱性的测度及贫困脆弱性决定因素考察；第四部分为公共转移支付对贫困脆弱性影响的分析；最后是基本结论。

      二、方法与数据

      (一)方法

      我们使用纠正选择性及内生性偏差的方法来评估公共转移支付对贫困脆弱性的影响，即基于Chaudhuri et al.(2002)、Bronfman(2010)的估计方法，计算出脆弱性，并使用倾向值得分(PSM)的倍差方法(difference-in-difference，DID)来分析公共转移支付对贫困脆弱性的效应。测量贫困脆弱性的基本方程为：

      

      其中，

代表个体h在t时期的收入，

是一些个体或家庭特征变量。在本文中我们主要纳入了以下变量，即年龄、教育、婚姻、家庭规模、工作状况等变量。为控制地区间的固定效应，我们还把以哑变量表示的城乡、东中西部变量纳入分析，利用式(4)可得到预测因变量

及残差项

。

      

      在估计中，我们采用了1美元、1.25美元及2美元的贫困线标准。①值得注意的是，脆弱性研究中，脆弱性的门槛值确定具有主观随意性，所以本文使用了两个脆弱性的门槛值来做敏感性分析：如果预测出的个体家庭人均对数收入低于贫困线以下50%的概率值，作为脆弱性的第一个门槛值；如果预测出的家庭人均对数收入低于贫困线以下75%的概率值，作为脆弱性的第二个门槛值，也称为高脆弱性。

      因为接受公共转移支付并不是随机发生的，利用简单的均值分析接受公共转移支付组和非接受组之间的差异，将会受到选择性偏差、公共转移支付分配目标定位特点带来的内生性问题。为克服此类问题，本文采用了倾向值匹配方法(PSM)，该方法在可观测的变量基础上把具有相近特征的个体相匹配，并且利用Neighbor、Radius、Kernel方法计算平均处理效应(ATT)。另外，本文还基于倍差方法(difference-in-difference，DID)对PSM匹配组之间的平均脆弱性进行了ATT的效应估计②(Imbens & Wooldridge，2007；Caliendo & Kopeinig，2005)。

      (二)数据

      本研究使用的数据取自“中国健康和营养调查”(CHNS)数据集。该调查覆盖9个省(辽宁、黑龙江、山东、江苏、河南、湖北、湖南、广西、贵州)的城镇和农村，采用多阶段分层整群随机抽样方法。从1989年开始，该调查迄今已进行了8次(1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年及2009年)，虽然这一调查不是专门为研究贫困问题而设计的，但调查中包括了收入、转移支付和家庭及个人特征的信息，为我们研究贫困的脆弱性提供了可能。本文选取了最后两轮都参与的家庭，剔除掉户主小于16岁及重要变量缺失的家庭，得到了一个容量为2835户家庭的5670个样本，没有采用更长年份的数据，一方面是因为年份越长样本的数量下降越快③，另一方面也是考虑到研究的时效性问题。CHNS调查提供了家庭净收入的计算数据，它等于家庭总收入减去家庭总支出，家庭总收入由以下部分组成，家庭小手工业和小商业收入、家庭渔业收入、家庭养殖收入、家庭农业收入、家庭果菜园收入、退休金收入、非退休的工资收入、补助收入、其他收入。家庭总支出包括家庭小手工业和小商业支出、家庭渔业支出、家庭养殖支出、家庭农业支出、家庭果菜园支出。虽然这里的家庭净收入概念与传统的净收入概念有一些不同，但因为该调查的家庭支出项中并没有包括全部的家庭支出(比如食品支出)数据，因此本文退而求其次使用了CHNS调查的家庭净收入定义。家庭人均收入用按CPI折算到2009年家庭总收入除以家庭规模计算得到。公共转移支付是不以取得劳务和商品为报偿的政府支出，所以，本研究以困难补助、残疾补助或福利金的现金收入作为公共转移支付的代理变量。另外，养老金的归类并不确定。Lustig(2011)认为养老金收入应包含在资本收入中，因为在缴费型的养老保险系统中，养老金是从储蓄中得到的收入。还有学者认为养老金应为公共转移支付的组成部分。我们采用Lustig(2011)的定义，没有把养老金归入公共转移支付。④本文的分析单位为家庭，在脆弱性分析中除包含家庭特征变量外，我们还把户主的特征变量纳入进来。

      基期2006年的变量均值的描述详见表1。从表1中可以看出，在户主特征变量中，全部样本均值与收到公共转移支付样本均值的比较表明，户主为女性、年龄较长者、不在婚、教育程度较低者以及无工作的家庭收到公共转移支付的概率较高，这可能与我们定义的公共转移支付的类型有关。

      

      

      

      三、贫困、脆弱性测度

      以面板数据为基础，我们分析了以1美元、1.25美元及2美元贫困线为标准的贫困的转移情况，动态面板数据反映的贫困的转移情况可以使我们分析哪些群体从未脱离过贫困(慢性贫困)，哪些群体只在特定时间处于贫困线以下(暂时性贫困)，贫困转移矩阵参见表2。

      表2中的贫困转移矩阵表明，2006年到2009年见证了较大的社会流动性存在，以1.25美元贫困线为例，在2009年，11%的贫困是新增加的贫困，意味着这些群体在2006年并非贫困，2006年68%的贫困群体能脱离贫困，而有32%的贫困群体依然保持贫困。如果把贫困线提高到2美元，2009年新增加的贫困高达16%，2006年只有略微超半数的贫困群体能脱贫，近一半的贫困群体依然贫困。

      尽管从下文截面分析中可得贫困人头发生率逐年下降的结论，但表3的面板数据分析的贫困动态特征结果说明，无论贫困线划在哪里，都有超过1/4的群体在某一个年份中经历了贫困，这同时也说明中国居民遭受的脆弱性不容小觑。

      对家庭人均收入以及误差项方差的FGLS方法计量结果表明⑤，除少数几个变量外，大多数变量系数在2006、2009年表现出了相同的符号。下面我们主要分析对数家庭人均收入方程回归结果，户主性别对收入的影响并没有明确的答案，户主的性别只在2006年对收入产生了作用，但在2009年并没有表现出显著性。户主年龄(年龄的平方)对收入的影响只是在2009年表现出了正向的(负向的)统计显著性，但2006、2009年户主年龄及年龄平方的回归系数符号表现出了一致性。这暗示随着家庭中户主年龄的增长，收入呈现非线性增长态势。在婚户主的收入比未婚、丧偶、离婚、分居等非在婚户主的收入高。教育程度是决定收入的一个重要变量，而且随着教育程度的提高其对收入的边际影响也越来越大。户主是否工作对2009年的收入在5%的水平上有影响但对2006年的收入影响不显著，这说明该变量与收入之间的联系并不十分强。家庭人口越多，收入水平越低。家庭中工作人口数量越多，收入水平也相应较高。家庭中从事自雇活动的人口数量越多，收入水平越低，这可能是由自雇活动这种职业性质决定的，非正规就业部门的声望、社会保障及收入还与正规部门存在较大差异。东部地区家庭人均收入显著地高于中西部地区，地区收入差距在每一个调查年份都显著地存在着。城市调查点的居民家庭人均收入在2009年显著地高于农村调查点，但在2006年，城市调查点居民家庭人均收入与农村调查点相比并没有显著的差异。这种现象表明可能与CHNS调查中定义的城乡有关，该调查把县城居民列为农村调查点，而在县城却存在着一些薪酬较高的部门，这些部门的人员收入远比CHNS调查中定义的城市调查点中弱势人群(比如城市下岗的自雇工作者)的收入高得多。这种结果的出现在误差项方差回归的方程中得到一些呼应，比如家庭自雇者的人数对方差的影响表现出了显著的正向效应，说明自雇群体的收入风险较高。

      被调查者2006、2009年分城乡的脆弱性估计结果见表4。这里提供了两条脆弱性的标准线，一个标准是预测的个体家庭人均对数收入低于贫困线以下50%的概率值，另一个把预测的家庭人均对数收入低于贫困线以下75%的概率值作为高脆弱性标准。

      

      

      从表4的估计结果中可以看出，中国2006-2009年的贫困及脆弱性存在如下几个特点：第一，无论采用哪一条贫困线，全部样本以及城乡分组样本的脆弱性、高脆弱性、贫困人头发生率都呈现逐年下降态势。第二，农村贫困及贫困脆弱性均高于城市，中国农村的贫困依然是一个不容回避的问题，换言之，中国反贫困的重点依然应该放在农村。第三，随着贫困线标准的提高，贫困发生率与脆弱性之间的差异越来越小。比如，当贫困线为1美元时，2006年全部样本的脆弱性与贫困率相差7%左右，2009年二者相差6%左右，而当贫困线设定为2美元时，2006年全部样本的脆弱性与贫困率相差5%左右，2009年二者仅相差2%左右。此外，表4中还显示出了这样一个信息，当贫困线设定为2美元时，2006年全部样本、城乡分组样本及2009年城市样本的脆弱性均高于贫困发生率。

      下面我们转入2006年估计的脆弱性与2009年实际贫困发生率的比较研究，比较结果参见表5。

      表5的结果表明，当贫困线设定1、1.25及2美元时，2006年经历过脆弱性的样本在2009年有22%、26%、40%陷入了贫困，2006年没有经历过脆弱性的个体其在2009年陷入贫困的概率分别为12%、15%、20%。当然，这里的比较研究并没有区分如就业状况改善或公共转移支付增加带来的变化。

      接下来我们考察哪些因素会影响贫困及贫困脆弱性。2006年和2009年的Probit模型估计结果显示⑥，户主的性别对贫困的影响不显著，但男性对脆弱性产生了显著的正向影响。这与常识相背离，其中的原因可能在于，女性户主比男性户主面临更多的生产、生活不测，需要女性户主采取各种手段增加收入来减少脆弱性的产生。户主年龄对贫困、脆弱性的影响是凸性的，随着户主年龄的增加，贫困及脆弱性先减少，而后随着年龄的增加再增加。这与生命周期理论不谋而合，说明最年轻的和最年长的人比中年人更易遭受贫困、脆弱性的侵袭。当然，年龄这个因素对2006年的贫困并没有表现出统计显著性。户主在婚较之于不在婚者的贫困及脆弱性有减少趋势，但该变量对2009年的贫困影响在统计上并不显著。教育程度的提高无一例外地对贫困、脆弱性下降起到了显著的推动作用。有工作的户主其家庭人均预测收入低于贫困线的概率相应减少，而该变量对贫困的影响没有明确的答案。家庭规模越大，陷入贫困及脆弱性的概率也越高。儿童数量对贫困没有影响，但对脆弱性有很强的负向作用。其中的原因可能与女性户主变量对脆弱性影响背后的原因相同，是一种“责任”驱使家庭主要成员千方百计增加收入来摆脱脆弱性。家庭中工作的成员越多其陷入贫困、脆弱性的概率越低。由于自雇这种非正规就业渠道的收入所限，家庭中自雇成员越多其陷入贫困、脆弱性的概率也越高。东部地区居民的贫困及脆弱性显著地低于中西部。城市调查点的脆弱性显著地低于农村，在贫困的回归中，城市贫困呈现出比农村贫困较低的趋势，但在2009年该趋势的显著性没有显现。总而言之，尽管有一些变量影响到脆弱性而没有影响到贫困，但绝大多数变量对贫困、脆弱性的影响方向呈现出基本相同的态势。

      

      四、公共转移支付与贫困脆弱性

      表6汇报了以收入分位划分的接受公共转移支付比例情况。从表6中可以看出，无论是时间数列还是城乡分组，最穷的个体收到公共转移支付的比例都是最高的，最富的个体收到公共转移支付的比例都是最低的。2006年，在低收入分位上，较贫困的城镇居民接受公共转移支付的比例高于农村相应收入分位接受的公共转移支付，而在高收入分位上，较富裕的城镇居民接受公共转移支付的比例低于农村相应收入分位接受的公共转移支付，这说明本文定义的这种具有扶贫性质的公共转移支付在农村更易被拥有较多社会资本的富人得到，农村的公共转移支付漏损状况比城镇严重，面向农村家庭的公共转移支付分配机制还有待完善。当然，在2009年，在最高收入分位上，面向城市家庭的公共转移支付比例高于相应收入分位上的农村比例，城市公共转移支付同样也存在漏损。⑦

      除了对全部样本的研究外，本文还把样本进行了如下分组分析：在全部考察年份中都处于贫困状态的样本归为慢性贫困，在考察年份中至少经历过1次贫困的归为暂时性贫困。通过这样的分组来进一步研究接受公共转移支付与否对脆弱性产生的影响。另外，本研究还以2006年是否接受了公共转移支付为分组标志把样本分为两组，第一组为2006年未收到公共转移支付，第二组为2006年收到公共转移支付。收到公共转移支付和未收到公共转移支付组别的脆弱性及贫困发生率情况参见表7。因为贫困线并不影响分析结果，这里只列出了贫困线为1美元的情况。另外，以高脆弱性为门槛值的分析结果与脆弱性为50%门槛值的分析结果类似，下文只汇报脆弱性为50%门槛值的分析结果。

      

      表7中的数据表明，从2006年到2009年，第二组(2006年收到公共转移支付)的脆弱性下降了8%，第一组(2006年未收到公共转移支付)的脆弱性下降了11%。无论是对慢性贫困还是暂时性贫困而言，2006-2009年，第二组脆弱性下降的百分比均小于第一组。原因可能在于，没有收到公共转移支付的家庭有更高的教育、健康水平和更高的保险市场、金融市场的可及性，应对负向冲击风险、处理风险的能力更强。表7中的数据表明公共转移支付对脆弱性也有一些作用，比如2006年收到公共转移支付的慢性贫困组，其脆弱性从44%下降到31%，下降了13%。这其中的原因可能在于，对慢性贫困而言，公共转移支付在收入中占了较大比例，公共转移支付降低了收入的方差。另外，对全部样本而言，2006年收到公共转移支付组其贫困下降百分比比未收到公共转移支付的贫困下降百分比大，这也说明公共转移支付对减贫有一些作用。

      仅仅以是否收到、收到公共转移支付的频次为基础比较计算出的脆弱性均值会受到选择性偏差的影响，因为公共转移支付在人群中的分配并非随机。实际上，我们不能假定公共转移支付瞄准的强制严格标准，那么，只是通过估计接受公共转移支付和没有接受公共转移支付之间的脆弱性差异评估公共转移支付对脆弱性的影响就会存在不足，这种脆弱性的差异可能是仅由公共转移支付接受者是被有意识挑选出来造成的。为正确评估公共转移支付的脆弱性影响，我们需要考虑到在不存在公共转移支付时结果变量会是什么即反事实状况，选择适当的控制组反映公共转移支付对包括慢性和暂时性贫困组的脆弱性影响。本文首先使用倾向值匹配(PSM)方法构造出处理组和控制组，然后利用倍差(difference-in-difference，DD)来评估公共转移支付对脆弱性的影响，倍差方法能比较控制组和处理组随时间变动的脆弱性变化。表8上半部分汇报了PSM方法计算出的2009年处理效应对全部样本脆弱性的平均影响，下半部分是使用PSM方法后的倍差(DD)计算结果，其中，平均处理效应(ATT)分别采用Neighbor、Radius、Kernel方法计算。城乡分组的结论与下述的全部样本、慢性贫困样本、暂时性贫困样本的平均处理效应的作用方向、显著性基本相同，为节省篇幅，不再汇报城乡分组的具体ATT结果。

      ATT估计结果显示，无论把贫困线定在何处，除radius方法外，估计效应的影响均不显著。换言之，第一组、第二组各自的脆弱性与非处理组相比上升了2%—4%，这其中的原因可能是福利依赖助长了懒惰进而引致劳动供给下降造成的，其他的处理效应对2009年的脆弱性没有显著的影响。倍差方法(DID)表明，贫困线划定为1美元时，2006年收到公共转移支付的组其2009年的脆弱性下降5%，贫困线为1.25美元时，该组在2009年的脆弱性下降大约3%，如果把贫困线划定为2美元，2006年收到公共转移支付的组其2009年的脆弱性呈现轻微的上升态势。接下来的分析集中于对慢性贫困和暂时性贫困的研究，探讨公共转移支付是否降低了这些组的脆弱性。慢性贫困指的是在全部考察年份中都处于贫困状态，暂时性贫困是指在考察年份中至少经历过1次贫困。分组的估计结果分别汇报于表9、表10中。

      在暂时性贫困中，分别划定1美元、1.25美元、2美元贫困线时，2006年接受公共转移支付组和未接受公共转移支付对2009年各自的脆弱性几乎都没有显著影响(除基于2美元贫困线用kernel方法估计的ATT外)。但倍差方法显示，在贫困线为1美元时，那些在2006年接受了公共转移支付的个体，其在2009年的脆弱性下降了大约6%左右，而当贫困线设置为1.25美元、2美元时，那些在2006年收到公共转移支付的组其脆弱性分别上升5%、2%。

      在慢性贫困中，无论把贫困线设置在何处，也无论采用哪种匹配方法，PSM平均处理效应结果都表明，在2009年第一组、第二组的处理效应均没有表现出统计显著性。倍差方法显示，在贫困线为1美元时，那些在2006年接受了公共转移支付的个体，其在2009年的脆弱性下降了大约4%左右；而当贫困线设置为1.25美元、2美元时，那些在2006年收到公共转移支付的组其脆弱性则分别下降4%、2%左右。

      

      公共转移支付对脆弱性几乎没有任何影响，可能的原因如下：其一，公共转移支付的覆盖面有限且水平较低，仅以1美元为例，前文分析表明2006年贫困发生率为24%，脆弱性为17%，而收到公共转移支付的比例仅为3%。人均公共转移支付数额仅占全部样本家庭人均平均收入的15%，公共转移支付数额低于贫困线。其二，公共转移支付没能直接与劳动力市场相关联，而变化多端的工种、不稳定的就业、收入的风险这些因素又直接会把非贫困个体带入贫困，或使贫困者陷入更深的贫困。其三，公共转移支付减贫的识别、瞄准机制不完善。目前还没有单一的标准来识别城市贫困人口，在什么是最合适的城市贫困线标准的问题上带有很大的不确定性，而且流动人口没有被包括在城市部门之内。中国农村目前区域瞄准的减贫机制中虽然有区域逐渐细分到社区的机制，但面向贫困家庭的瞄准机制仍不存在，不能对真正的贫困群体进行直接有效的扶持，公共转移支付区域瞄准的减贫由于存在多层的代理链条，易导致目标瞄准偏离，公共转移支付漏损，非贫困人口享用了公共转移支付。公共转移支付项目扶贫自上而下的名额配给制度使贫困进入和退出的动态监测受阻，转移支付的效率下降。

      

      

      本文利用两轮微观调查面板数据实证检验中国公共转移支付对家庭贫困脆弱性的影响。采用Chaudhuri et al.(2002)提出的理论框架测度贫困脆弱性，再利用倾向值匹配得分的倍差方法纠正选择性偏误后检验公共转移支付的效应。另外，在效应分析中还对慢性贫困和暂时性贫困进行了分组讨论。结果显示，尽管贫困发生率呈现下降态势，但仍有1/4的群体在某一个年份中经历了贫困，说明城乡家庭遭受脆弱性的比例不容忽视；随着贫困线标准的提高，贫困发生率与脆弱性之间的差异越来越小；教育程度、家庭规模、就业状态、工作性质及地区变量同时同方向地影响到贫困及脆弱性；无论贫困线划在何处，公共转移支付对慢性贫困和暂时性贫困的脆弱性基本没有任何影响。

      上述结果表明仅评估公共政策的减贫效果还远远不够，应加入对减少贫困脆弱性效果的考量。为此，应根据贫困脆弱性的决定因素及公共政策自身的不足制定相应的公共转移支付政策。第一，改进贫困识别瞄准机制。在农村用面向家庭的扶贫方法来取代面向地区的扶贫方法。贫困人口是一个具有异质性的人群，造成贫困脆弱性的原因是由于人力资本低下、无法从事非农工作，还是无法劳动的家庭成员的拖累？抑或是可耕作的土地有限？可用面向家庭的公共转移支付方案来解决差异化问题。在城市则结合收入调查方法开发代理工具瞄准方法，例如，可以采用家庭人口结构、劳动力参与率、居住特征等作为代理工具。第二，设定公共转移支付受益条件。转移支付目标不仅仅是为了给予贫困者以现金补助，而是为了提高接受者的人力资本水平。脆弱性的决定因素分析表明，教育程度反向地影响到脆弱性，所以受益条件应该从健康、教育、营养等多方面来设置。比如，限定接受公共转移支付家庭优先用于某一用途的行为，不会被其他家庭支出所替代，使得公共转移支付预防脆弱性的作用增强。当然，对一些贫困的老人家庭、人力资本难以提升的家庭其受益条件可作相应调整。第三，拓展和改善城乡社会保障的覆盖面，提高保障水平，促进流动人口的保障覆盖。第四，加强统计监测和评估能力，对家庭贫困及贫困脆弱性的进入退出进行动态评估，提高公共转移支付反贫困的效率。

      作者感谢匿名审稿人的意见，文责自负。

      ①为稳健性计，本文使用了按PPP计算的国际贫困线的三种标准，即人均1美元/天、1.25美元/天、2美元/天，并结合汇率及经CHNS数据库提供的不同地区城乡生活成本调整，得到以人民币衡量的新国际贫困线。

      ②即使同时使用这些方法，内生性问题可能依然存在，这也构成了本文的不足之一。

      ③尽管如此，本文仍对包含2004年的三轮调查面板数据进行了分析，结论基本相同。

      ④即使把养老金归为公共转移支付后的分析结果也没有改变。另外，本文还把与工作(或工作单位)相关的补助收入归入转移支付，这类更加弱意义上的公共转移支付归类也没有改变分析结果。

      ⑤为简化分析，此处略去具体的计量结果分析表格，感兴趣的读者可以向作者索取。

      ⑥为简化分析，此处略去具体的计量结果分析表格，感兴趣的读者可以向作者索取。

      ⑦开着豪车领取低保这种经常见诸媒体的现象佐证了公共转移支付存在漏损。

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