社会排斥对中国相对贫困的影响效应研究——基于CFPS 2018的经验分析

边 恕 纪晓晨

(辽宁大学公共管理学院，辽宁沈阳，110136)

一、引言

战胜绝对贫困后，贫困人群的基本经济条件得到保障。但是扶贫攻坚并未“毕其功于一役”，绝对脱贫人群在公共服务、社会参与等维度仍然存在着与社会经济发展水平不匹配的情况，其中的大部分将转化为相对贫困人群[1]。习近平总书记提出：“2020年全面建成小康社会之后，我们将消除绝对贫困，但相对贫困仍将长期存在。到那时，现在针对绝对贫困的脱贫攻坚举措要逐步调整为针对相对贫困的日常性帮扶措施[2]。”党的十九届四中全会也明确要求，坚决打赢脱贫攻坚战，建立解决相对贫困的长效机制。

建立解决相对贫困的长效机制，需要由单一的经济贫困治理转向消除经济贫困和消除社会排斥并重。相对贫困不仅反映经济维度的收入差距，也与社会维度的社会排斥密切相关。Townsend认为，个人和家庭陷入相对贫困状态是由于其缺乏参与社会活动的资源，被社会排斥在外，本应拥有的机会被相对剥夺[3]。而社会排斥是能力剥夺导致贫困的动态过程[4]。从我国相对贫困治理实践来看，与社会排斥相关的公共服务、参与机会等维度仍在现有的相对贫困评估中被边缘化[5]，具体而言，住房、就业、社会福利等方面均存在对相对贫困人口的社会排斥[6-8]。因而，建立解决相对贫困长效机制需要消除社会排斥，倡导包容性增长[9]。但在当前中国环境下，社会排斥对相对贫困人群的影响效应是怎样的？这是本文想要回答的问题。本文的边际贡献在于，从总体层面和不同群体层面评估社会排斥对相对贫困人群的异质性影响，并从社会建设角度为构建解决相对贫困的长效机制提供有效思路。

二、社会排斥和相对贫困：文献梳理和理论机制

(一)文献梳理

Townsend最早明确了相对贫困的定义。他认为，个人和家庭缺乏饮食、住房、娱乐等参与社会活动的资源，不足以达到社会习俗和社会文化认可的生活水平，被社会排斥在外，本应拥有的资源和机会被剥夺，进而陷入了相对贫困状态[10]。这说明，相对贫困是与社会认可水平比较的、多维度的相对匮乏状态。贫困的概念从经济维度的绝对匮乏扩展到经济、社会等多维度的相对剥夺和排斥。在测度上，研究者也对相对贫困的社会性、多维性给予了足够的重视。Baulch等有关贫困测度的研究包含了社会性、多维性思想[11]。Atkinson则将多维贫困测度概括为社会福利和计数方法两类[12]。Alkire和Foster提出的AF方法是较为完善的多维贫困测度方法[13]，并被联合国所采用。Bray、王小林和冯贺霞等的研究也提出了相对贫困的多维测量方法[14-15]。

贫困的社会性和多维性使研究者更加重视从社会视角研究贫困，尤其是能力贫困观点被提出后，能力剥夺的社会排斥与贫困的关系逐渐受到重视[16]。社会排斥起源于20世纪70年代的法国，最初指特定人群不被社会福利制度保护并长久隔绝于社会之外的状态。后续有关研究焦点则从福利排斥拓展到多维度排斥。许多研究者认为，社会排斥是在多个维度上减少个体或群体的社会参与度和充分实现能力的机会的动态过程，而非一种状态。如 Gordon、Adelman和Ashworth认为，社会排斥指大多数人参与的一系列社会关系、社会活动的缺失和否定过程[17]。世界银行认为，社会排斥是由经济、政治、社会和文化等渠道驱动的动态、多维不平等过程，在个人、家庭、群体、社区、国家等不同层面导致的一系列隔绝行为。它表现为特定人群在获得资源、能力、权利和健康等方面的不平等[18]。方长春认为，社会排斥是以机制限制个体或群体获取特定资源，阻碍其进入特定的阶层、身份等[19]。因而，社会排斥是一个多维的、动态的过程。这种认知有助于精确建构社会排斥与贫困的关系，制定相应的社会政策[20]。

从社会排斥和贫困的关系来看，社会排斥并不等同于贫困，而是独立的、与贫困相关的动态过程。虽然在政策层面上，英国政府、欧盟等将消除贫困和解决社会排斥作为并列的社会政策目标，二者甚至可以相互替代[21-22]，但从研究来看，两者具有明显的独立性。如Akinson指出，社会排斥并不等同于贫困，从时间序列来看，社会排斥与贫困之间存在一定相关性[23]。Devicienti和Poggi也以计量方法证实了社会排斥和贫困是两个独立的过程，而且社会排斥对贫困具有溢出效应[24]。Berthoud和Bryan则发现，贫困人群收入上升后，社会排斥度没有马上下降[25]。Figari研究发现，相比当前的收入水平，过去的收入水平和社会排斥度之间的相关性更高[26]。从两者之间的因果机理来看，Sen认为社会排斥是能力贫困的关系根源，其内在特征会导致社会关系维度的能力剥夺，进而引发相对贫困，并对除社会关系外的其他剥夺维度产生交互影响，使特定人群陷入能力贫困[27]。克莱尔·肖特认为，社会排斥是不同维度能力剥夺和贫困的来源，因而要通过反对社会排斥来解决贫困[28]。

我国有关社会排斥的研究也从不同维度和群体样本证实了社会排斥的存在。如方菲通过研究湖北省相关农户的数据发现，农村低保对象遭受了来自经济和社会方面的排斥[29]。高帅等运用Biprobit模型发现，社会排斥对农民工形成了就业排斥和相关权利剥夺，导致农民工出现多维贫困[30]。方长春发现，基于住房的社会排斥机制开始形成，城市外来移民与原有居民相比在住房上处于明显的弱势地位[31]。方珂等认为，现有社会政策带有一定负激励效应，有可能会引发社会排斥，加剧贫困人群的贫困状况[32]。因而研究者从理论层面提出了通过消除社会排斥降低贫困的提议。张瑶认为，应当积极将遭受社会排斥的贫困成员纳入经济、政治和文化生活体系中，以保障贫困成员的平等参与权利和平等发展权利[33]。赵武和王姣玥主张通过包容性创新解决社会排斥带来的贫困和能力低下问题[34]。

(二)理论机制

从能力贫困框架出发，相关研究已经确立了社会排斥和贫困之间的因果机制，但不同于绝对贫困，具有社会性和多维性的相对贫困和社会排斥更加密不可分，因此需要在后绝对贫困时代背景下形成对社会排斥和相对贫困的因果机制认知。而从现有文献来看，当前对社会排斥视角下的贫困治理研究多基于社会保障、就业、住房等单一渠道进行分析。因而本文将社会排斥引入能力贫困框架，并从交换权利所依赖的就业、社会福利和社会关系三个维度来分析社会排斥对相对贫困的影响机制。

相对贫困背景下，社会排斥对个人能力实现的影响主要集中于交换权利。个人的相对贫困主要来源于相对于社会认可水平的能力剥夺。是否出现能力剥夺则取决于个人的资源禀赋和交换权利(1)Sen(1985)认为，交换权利是指市场经济条件下个人可将自己拥有的商品转换成另一种商品。它依赖于个人的社会地位、市场交换和社会保障制度。本文遵循该定义。。本文从这两个方面构建理论机制，理论机制设计见图1。绝对贫困消除后，个人的资源禀赋已经可以保证个人生存和摆脱贫困，而交换权利则不然。根据阿马蒂亚·森的可行能力理论，交换权利依赖于市场交换、国家所提供的社会福利和社会关系等[35]。社会排斥可使个人隔绝于此三种体系之外，无法行使交换权利，进而遭受能力剥夺和陷入相对贫困。具体来说，在直接影响上，社会排斥使特定人群隔绝于社会关系之外，导致其没有能力与他人建立自由联系，遭受相对剥夺，能力实现的机会减少。在间接影响上，社会排斥会使特定人群的经济状况下降，间接导致就业、社会福利等多维度交换权利缺失和相对于社会认可水平的剥夺。

图1 社会排斥对相对贫困的影响效应

1.就业排斥与相对贫困

就业排斥指个体在劳动力市场遭受排斥，无法进行生产、分配、交换、消费等经济活动，难以获得收入和消费品。从直接作用来看，就业排斥使特定群体遭受相对剥夺，其在劳动力市场的交换权利恶化，劳动能力实现的进程受阻，生活水准难以达到社会认可的水平，由此，该群体陷入相对贫困。从间接作用来看，就业排斥还将迫使特定群体不得不减少对健康、教育、生活水平等其他维度的投入，导致生存维度之外的其他维度上形成相对剥夺。由此，贫困群体从整体上更难达到社会认可的水准，从而陷入相对贫困。

2.社会福利排斥与相对贫困

社会福利排斥指个人因不具有公民资格或长期居住条件而被排斥在社会福利制度之外，无法享有养老、医疗等社会保障或公共服务权利。社会福利制度是市场交换和生产过程的补充，是由个体交换权利组成的。社会福利排斥会通过直接或间接效应增加易贫群体陷入相对贫困的概率。从直接效应来看，社会福利排斥使特定群体缺乏社会均等的福利待遇，社会交换权利被损害，该群体在养老、健康等方面受到相对剥夺，进而陷入相对贫困。从间接效应来看，社会福利排斥使特定群体风险抵抗能力下降，因此，该群体可能会付出额外的自我保障货币化成本，这会挤占他们在教育、住房、医疗等其他维度上的生计资本的投入，间接影响其以劳动力为主的交换权利和在其他维度上的能力实现。由于社会福利的约束，贫困居民“因病致贫、因教育返贫”的风险更大[36-37]。

3.社会关系排斥与相对贫困

社会关系排斥指个人因被排斥出家庭和社会关系之外，无法获得来自社会其他成员或社会制度的支持与互动，影响了自身能力的发展与实现。社会关系不仅取决于个人财务状况和公共福利状况等客观条件，还受到自我社会地位感知、自我归属感等主观条件的影响。社会关系可以帮助特定人群通过市场机制下的交换权利应对多维度的相对剥夺，并影响个人对其生活目标、经济决策等问题的主观认知。社会关系排斥则削弱了贫困人群通过市场行使交换权利的效果，加剧了贫困人群的相对剥夺程度和贫困程度，并损害贫困人群的社会归属、认知和决策能力。在主观社会关系排斥的影响下，贫困人群对自身的定位会趋于负面，风险认知、决策和行动能力会偏向保守，进而影响自身减贫能力的实现。

三、数据说明与指标选取

本文选用中国家庭追踪调查(CFPS)2018年的个人、家庭层面数据进行研究。由于社会排斥强调社会参与，而大部分社会活动的参与主体为成年人,因而本文选取18岁以上的成年人作为样本，并剔除有相关缺失指标的个体，最终获得有效样本28004个。

关于指标选取，本文根据社会排斥与相对贫困的机理分析，从个人交换权利涉及的就业、社会福利、社会关系三个方面建立模型，评估社会排斥对相对贫困的总体影响以及不同类型社会排斥对不同性别、不同年龄相对贫困人群的异质性影响效应。

本文的被解释变量为相对贫困。本文从收入和多维贫困两方面对相对贫困进行认定，并设置相应的两类二值变量作为被解释变量，它们分别是“个体是否处于收入相对贫困状况”(rp1)、“个体是否处于多维相对贫困状况”(rp2)。从经验研究来看，以往研究大多基于家庭收入的分位数水平来评判相对贫困状态。随着扶贫攻坚工作的全面胜利，以收入水平作为评判标准的绝对贫困已经被消除。这就意味着以单一的收入水平标准很难全面衡量当前我国的相对贫困状况。对此，林闽钢认为，应当采取“收入加多维”的方式进行相对贫困识别。王小林等也认为，在原有以收入识别贫困的基础上，需要运用多维贫困指数来衡量相对贫困[38]。因而本文从这两个方面选择被解释变量。

本文通过收入分位数水平识别收入相对贫困家庭，具体来说，是将收入处于总体收入分位数后1/4的家庭认定为收入相对贫困家庭。若样本个体所属家庭为收入相对贫困家庭，则该样本个体被认定为收入相对贫困人口，此时被解释变量rp1赋值为1，否则赋值为0。

本文通过多维贫困指数识别多维相对贫困家庭。借鉴郭熙保等的研究[39]，以及“两不愁、三保障”等因素，根据CFPS2018年的个人、家庭层面数据，利用A-F双界线法编制多维贫困指数，如果家庭在三个或三个以上维度发生贫困，将被认定为多维相对贫困家庭。若样本个体所属家庭为多维相对贫困家庭，则该样本个体被认定为多维相对贫困人口，此时被解释变量rp2赋值为1，否则赋值为0。多维贫困指数指标选取如表1所示。

表1 多维贫困指数指标说明

本文的解释变量为社会排斥，涵盖了就业排斥、社会福利排斥、社会关系排斥三大类指标(2)本文认为，社会排斥主要反映人口的社会参与度，并对个人的交换权利产生影响。贫困人口在交换权利受到影响后，会主动选择或者被安排不参与就业、社会福利等活动。即使不参与社会活动是贫困人口的主观选择，也是受到社会排斥的结果。因而，本文不区分主观感知和客观形成的社会排斥。。其一，用“劳动人口是否具有全职工作经历”衡量就业排斥(employd)指标。根据已有研究，我国有相当部分人口没有全职工作经历。Room、李骏等均发现，不稳定、非全职工作经历使劳动力人口在劳动力市场中遭受社会排斥，不利于其进入劳动力市场[40-41]。因而把就业排斥指标操作化为“劳动人口是否具有全职工作经历”，具体地，若自2016年1月1日起既没有全职工作经历也没有在求学，即被视为遭受就业市场排斥。其二，以“成年人是否拥有养老保险”衡量社会福利排斥(pend)指标。现有研究表明，2017年全国城乡养老保险覆盖率达到82.02%[42]，相较住房公积金、收入补贴等社会福利指标，养老保险覆盖面更广、普惠性更强，但仍有部分人口未得到养老保险的覆盖。养老保险方面的社会福利排斥会对贫困人口的减贫能力造成实质性影响，因而本文选取“成年人是否拥有养老保险”反映社会福利排斥指标。其三，以“成年人自评社会地位”衡量社会关系排斥(socd)指标。本研究所指的社会关系排斥主要是指个人是否承受了外界对自身参与社会生活机会的剥夺，而社会生活的参与和个人的社会地位有密切关系，因此本文选择“成年人自评社会地位”反映社会关系排斥指标(3)本文认为，自身对社会地位的感知能反映社会关系排斥带来的结果。理由有二：第一，社会关系排斥反映了个体在社会网络中被边缘化，而个人对自身社会地位的感知一定程度上可以刻画这种效应；第二，社会地位衡量了自身在社会关系网络中的重要性(林南，1999)，若个人在社会关系网络中重要程度很低，即有可能会被排斥。，具体依据为CFPS入户调查中的问题“您给自己的社会地位打几分？”。主要解释变量的具体指标设定见表2。

表2 社会排斥指标说明

此外，对于控制变量的选取，本文在个人层面选择年龄、性别、婚姻状况、是否有本地户口、是否有城市户口五个指标，在家庭层面选择家庭金融资本、物质资本、社会资本、家庭人口规模四个指标，在地区层面选择所在省份是否为东部地区或西部地区两个指标。利用Winsorize方法对金融资本、物质资本等相关偏离较大的指标做缩尾处理。具体控制变量指标说明见表3。

社会排斥与相对贫困关系的计量估计式如下：

(1)

其中，rp表示个体相对贫困状况，具体可用rp1和rp2两种形式表示，rp1表示“个体是否处于收入相对贫困状况”，rp2表示“个体是否处于多维相对贫困状况”。pend表示社会福利排斥，employd表示就业排斥，socd表示社会关系排斥，xi表示其他控制变量(i≥4)，β1、β2、β3分别表示社会福利排斥、就业排斥和社会关系排斥的回归系数，βi表示控制变量的回归系数(i≥4)，εi表示随机误差项。

本文选用变量的描述性统计情况见表4。

四、社会排斥对相对贫困的总体影响效应——基于总体样本

根据上文分析，社会排斥与个人相对贫困有密切的关系，因此本文首先基于总样本分析社会排斥对收入相对贫困和多维相对贫困的影响，采用Probit方法进行回归，估计结果见表5。

表3 控制变量指标说明

表4 描述性统计

表5 Probit回归结果

(续表5)

从社会排斥对相对贫困的影响来看，无论是以收入还是以多维贫困指数来衡量相对贫困，就业排斥、社会福利排斥均会使个体陷入相对贫困的概率上升。这说明，社会排斥会增加个人陷入相对贫困的风险。但在两个模型中，社会关系排斥对个体相对贫困发生概率的影响不显著。对于这一结果，本文认为，可能是内生性问题导致估计结果出现偏误。

提高收入水平会增强个体参加社会保险的意愿，而个体参加社会保险有利于摆脱贫困；此外，提高收入水平较高还有助于个体获得较高的社会地位和较多的社会关系，使其拥有获取信息的便利，进而有利于能力实现和摆脱贫困。社会保险、社会关系与相对贫困之间可能具有内生性，对此，本文选择工具变量法来处理内生性问题。借鉴周广肃和李力行的研究[43]，本文选取个体所属养老保险参与人口比重作为社会福利排斥的工具变量，采用“受访个体是否为党员(party)”作为社会关系的工具变量。原因是，加入中国共产党通常与受访者的家庭经济状况无关，而党员身份使个体拥有一定的社会地位，有影响他人的机会和能力，并且与社会其他成员能够建立较为密切的社会关系。本文选用IV-Probit方法进行估计，并控制稳健标准误。估计结果见表6。

从回归结果可以发现，无论是收入相对贫困模型还是多维相对贫困模型，就业排斥、社会福利排斥、社会关系排斥均对个人陷入相对贫困的概率产生显著正向影响，这说明上述三种社会排斥会增加个体陷入相对贫困的概率。

表6 IV-Probit回归结果

五、社会排斥对相对贫困的分项影响效应——基于性别及年龄分组

受社会文化、制度规范等因素的影响，社会排斥对女性、老年人等群体可能存在性别、年龄等差异化影响。因此，本文选用IV-Probit方法进行分组回归，分析社会排斥对相对贫困的影响是否具有性别和年龄的异质性。

(一)基于性别分组的分析

对样本进行性别分组估计，并基于似无相关模型的检验方法检验组间系数差异，考察社会排斥对不同性别群体陷入相对贫困概率的影响，结果见表7。其中，就业排斥项组间效应差异在5%的显著性水平下不显著，说明如果考虑性别差异条件，就业排斥对男女陷入相对贫困的概率差异在5%的显著性水平下不具有统计意义；社会福利排斥、社会关系排斥项组间估计系数在5%的显著性水平下差异显著，社会福利排斥、社会关系排斥使女性陷入相对贫困的概率大于男性，说明女性更容易受社会福利、社会关系排斥的影响。

表7 基于性别差异的回归结果

究其原因，本文认为，女性退休时间较男性更早，且会把大量时间用于家务，参与社会劳动的时间被相对压缩，进而劳动价值被低估。此外，女性预期寿命较男性更长，如果缺少社会保障，则女性相对于男性更容易因养老或患病而致贫。相对于男性，女性在劳动价值和社会分工方面无法占据优势地位，更依赖通过社会关系及在关系中的相对地位来提高自身收入及其他方面生活水准的路径。因此，一旦存在社会关系排斥，则女性更易陷入相对贫困。

(二)基于年龄差异的分析

本文还从年龄差异角度对样本进行分组，根据工作年龄、社会活动参与等方面的不同，将样本分为青年组(18～35岁)、老年组(60岁以上)进行估计，并与上文的全样本组进行比较，研究社会排斥对不同年龄群体陷入相对贫困概率的影响，结果见表8。

从青年组估计结果中可以发现，就业排斥、社会福利排斥、社会关系排斥对青年群体陷入相对贫困的概率均产生显著影响。与全样本相比，就业排斥、社会福利排斥项组间效应差异在5%的显著性水平下不显著。但在收入相对贫困模型中，社会关系排斥项组间效应差异在5%的显著性水平下显著。该模型中社会关系排斥对青年个体陷入相对贫困概率的影响较同等条件下全样本更大。以上估计结果说明：青年群体遭受的就业、社会福利等方面的社会排斥与社会总体水平的差异不具有统计意义；但相对总体，青年群体更容易由于社会关系排斥而陷入收入相对贫困。可能的解释是，青年群体没有经过长期资本积累，收入方面更依赖社会关系、社会地位，一旦社会关系遭到排斥，其更容易陷入收入相对贫困。

从老年组估计结果中可以发现，就业排斥、社会福利排斥、社会关系排斥对老年群体陷入相对贫困的概率均产生显著影响。与全样本相比，就业排斥、社会关系排斥项组间效应差异在5%的显著性水平下不显著。但无论是在收入相对贫困模型中还是在多维相对贫困模型中，社会福利排斥项组间效应差异均在5%的显著性水平下显著。比较来看，社会福利排斥对老年个体陷入收入相对贫困和多维相对贫困概率的影响均较同等条件下的全样本更大。可能的解释是：老年群体在劳动力市场上竞争力不强，其收入来源主要是养老金，该群体一旦遭受社会福利排斥，其收入在总体收入分布中的地位会下降；而老年人遭受社会福利排斥，也容易引致其他维度的相对剥夺，因此，该群体也更容易陷入多维相对贫困。

表8 基于年龄差异的回归结果

六、稳健性检验

本文采用两种方式进行稳健性检验。

其一，对数据进行匹配处理。采用面板Logit方法，选取2012—2018年的面板数据对模型重新进行估计；选用固定效应模型估计，并控制时间效应。检验结果见表9。

表9 稳健性检验结果1

其二，变换被解释变量。首先，变换收入相对贫困指标范围。将收入相对贫困认定标准从客观变换为主观，即在受访者被提问“您的个人收入在本地属于什么水平？”时，如果自评分(评分范围为0～5，0为最低水平，5为最高水平)小于3时，即被主观上视为收入相对贫困(rp3)。其次，改变多维相对贫困维度数。将多维贫困模型的相对贫困认定标准维数由三维变换为二维。根据前文编制的多维贫困指数，当家庭在两个或两个以上维度被认定为贫困时，则被视为处于多维贫困状态，属于该家庭的成员被认定为相对贫困(rp4)。本文使用的估计方法依然为IV-Probit方法，并控制针对个体的聚类稳健标准误。检验结果见表10。

表10 稳健性检验结果2

表9和表10的结果都显示，社会排斥主要变量的估计系数的趋势方向和原估计一致，说明本文的研究结果具有稳健性。

七、结论和建议

本文利用CFPS2018年的数据，基于总体样本和分性别、分年龄样本，实证分析了社会排斥对相对贫困的影响效应。结果发现，就业排斥、社会福利排斥、社会关系排斥均对个人陷入相对贫困的概率产生显著正向影响。不同于以往将相对贫困归因于经济发展，本文认为社会排斥也是导致相对贫困的一个重要原因。从性别差异来看，相较于男性，社会福利排斥和社会关系排斥使女性陷入相对贫困的概率更大。从年龄差异来看，社会关系排斥更容易导致青年群体陷入相对贫困，而社会福利排斥则更容易使老年群体陷入相对贫困。

综合上述分析，在消除绝对贫困之后，本文提出如下政策建议：首先，要重视社会建设和社会治理在新时期脱贫攻坚工作中的作用，不仅要从经济角度提高相对贫困人口的收入，还要从社会治理角度逐步消除对相对贫困群体的社会排斥，促进长效脱贫和社会建设协调统一。其次，要推动经济包容性增长，通过就业服务、福利保障、社会工作服务等多种政策工具，促进就业机会、基本公共服务等的均等化，逐步消除这些领域中对于相对贫困群体的社会排斥，实现社会融合。再次，促进社会治理机制和方式的创新，为相对贫困群体提供有效的社会网络和信息交流途径。防止贫困“污名化”，逐步消除对相对贫困群体的社会关系排斥，建立和谐友善的社会关系。最后，应当从社会保障制度设计、待遇提升等方面保障特殊相对贫困群体的权益，通过推动性别平权化、教育均等化来提高女性、青年等群体的社会融合程度。