社会资本与农村相对贫困

2022-06-14杨志健

理论观察 2022年2期

杨志健

摘要：2020年我国脱贫攻坚战已取得全面胜利，对相对贫困的治理将成为我国后扶贫时代的工作重心。农村相对贫困的形成受到哪些因素的影响？如何防止农村脱贫人口再次返贫？本文基于CGSS2015调查数据，运用中介效应模型实证检验了社会资本与农村相对贫困的影响机制。研究发现：个体的社会资本会对农村相对贫困具有显著负向影响;同时个体的社会资本会通过公共服务满意度间接影响相对贫困。政府应该重视这一中介传导机制，积极培育农民社会资本，逐步实现基本公共服务均等化，建立更加多维综合的保障体系缓解相对贫困。

關键词：社会资本;农村相对贫困;公共服务满意度;中介效应

中图分类号：C912.3;F323.8文献标识码：A 文章编号：1009 — 2234（2022）02 — 0084 — 06

一、问题的提出

共同富裕是社会主义的本质要求，是中国式现代化的重要特征。要实现14亿人的共同富裕，首要任务便是消除全国范围内的绝对贫困现象。2020年，我国新时代脱贫攻坚任务顺利完成，消除了绝对贫困和区域性整体贫困。在脱贫攻坚战取得全面胜利后，当前我国贫困治理工作逐渐转向以解决相对贫困为目标的共富性反贫困阶段〔1〕。

与传统的绝对贫困表现为物质层面的绝对匮乏或不平等不同，相对贫困更多表现为一种相对剥夺。布思、朗特里通过对英国贫困状况进行调查研究后提出的贫困标准为家庭成员维持身体机能的最低生活需求〔2〕，这一标准指向的是绝对贫困概念。然而，基于这一思路进行的提高穷人最低生活水平的反贫困举措却未能在二战后的福利国家建设中消除贫困现象，相反，这一时期的贫困率不降反升。发达国家投入数以万亿美元的反贫困援助却收效甚微的伊斯特利悲剧警醒我们应该转换看待贫困现象的思维。皮特·汤森从“相对剥夺”的视角重新阐释了相对贫困的含义，他认为贫困不仅是指物质资源的缺乏，社会排斥和社会剥夺的维度也应考虑在内〔3〕，即对贫困的理解还应包括个体以他人或其他社会群体为参照系进行社会比较所感受到的被剥夺程度。班纳吉和德弗罗通过研究发现，在贫困家庭的生活开支中，节日和聚会的花销占据了其中很大一部分比重，即使可能付出食不果腹的代价，他们也愿意追求一些远超其支付能力的“奢侈”消费，借此来寻求“社会身份”和“社群融入”〔4〕。因此，“比较性需求”引起的“比较贫困”现象更值得我们关注。而当贫困的定义包含相对剥夺的维度时，贫困自然而然就变成了一个多维概念，穷人会在不同领域进行社会比较，进而产生不同维度的相对剥夺和缺失感。阿马蒂亚·森提出的能力贫困、权利贫困概念便是多维贫困的重要表现，森将贫困的本质理解为获取正常生活水平能力的被剥夺，这种能力缺失不仅包括获取收入的能力，还包括在保持健康、受到良好自身教育以及取得其他社会成就的能力〔5〕。

对于相对贫困的治理将是后扶贫时代的工作重心，要治理这样的难题首先必须厘清哪些因素会导致相对贫困的产生。学者们主要基于脆弱性架、社会排斥和可持续生计三种分析框架展开研究〔6〕，这三种框架的侧重点依次对应于“环境因素”“制度因素”和“主体因素”。由于相对贫困更倾向于贫困者的主观感知，在相对贫困视域下，“主体因素”的致贫效应更明显，而“制度因素”的脱贫意味则更强。主体因素对应于个体的资本积累，不同于传统资本形式的物质和人力资本，社会资本通过构建非正式的制度和社会网络，帮助个体获得更有利的资源配置，进而减少贫困状况的发生。制度因素则对应现实中的制度安排，作为对资源进行权威性、合法性的分配，制度供给对于相对贫困的发生与否以及程度高低影响重大。作为一种制度实践，公共服务的供给直接体现了公共资源的再分配过程〔7〕，农民对于公共服务供给质量的评价会影响相对贫困感知。同时已有研究表明，农户的社会资本作为非正式制度的构成部分，会正向影响其公共产品满意度〔8〕。既然农民的社会资本对公共服务满意度、相对贫困都具有显著影响，公共服务满意度也会影响农民基于主观对比判断形成的相对贫困，那么社会资本是否会通过公共服务满意度对农村相对贫困的形成产生影响，即公共服务是否在社会资本与相对贫困的关系中发挥中介作用，这是本文想要尝试解答的问题。

二、文献综述与研究假设

（一）社会资本与农村相对贫困

“社会资本”概念最先由布迪厄明确提出，随后科尔曼给出了对社会资本的更广泛的理解，他认为社会资本的作用不只在于个人收益的提升，它还可以作为一种公共资源解决集体行动问题，帕特南则将社会资本理论进一步扩展到更为宏观的民主治理研究中〔9〕。社会资本是社会组织的特征，如信任、规范和网络，它们能够通过促进协调和合作提高社会效率〔10〕。大量实证研究表明社会资本具有明显的减贫效应。例如社会网络可发挥传统物质资本的替代或互补作用，从而显著提高贫困家庭的劳动效率和产出水平，产出水平的提高带来的收入增加反过来也能增强贫困家庭的社交能力，进而巩固并扩大其社会资本，这种良性循环最终加大了贫困家庭跳出绝对贫困陷阱的概率。社会信任在促进农村贫困家庭的增收方面扮演着重要角色。封闭性是许多经济发展水平低下的村庄的共有特征，而在日复一日的长期重复交易过程中，熟人信任提高了各方主体进行合作的可能性，并且相互之间愿意提供更便利和更高质量的公共服务，从而克服搭便车的难题，促进家庭增收〔11〕。基于此，本文提出第一个假设：

H1：社会资本对农村相对贫困具有显著负向影响。

（二）社会资本与公共服务满意度

个体的社会资本越丰富，往往也认为政府更负责任、具有更高的政府满意度，并且愿意相互合作提供公共产品，这大大降低了政府的供给成本并使服务质量得到极大的提升，从而改善他们对公共服务绩效的主观评价。在农村地区，社会资本水平较高的农户在使用同样的公共物品过程中可能会得到更多的帮助，能与更多的人进行合作以及信息沟通，因而其使用效果会越明显，满意度也越高。另外，社会资本本身也可能会改变公共物品供给满意度。例如社会资本丰富的农户一般具有较高的社会信任感和较好的人际关系，也会认同相应的社会规范，与其他农户相处和谐，从而能提高其对村庄公共物品的供给评价;而与其他农户相处不和谐、缺乏信任感的农户即使得到相同的公共物品，也会减少评价值〔12〕。基于此，本文提出第二个假设：F401CB15-9C1A-4282-9587-3D66633753E6

H2：社会资本对公共服务满意度具有显著正向影响。

（三）公共服务满意度与农村相对贫困

提高基本公共服务均等化水平，是我国“十四五”时期的明确要求。基本公共服务均等化是实现共同富裕的关键环节。首先，农村基本公共服务供给的目的就是保障相对贫困人群的基本生活需求，提高贫困家庭的生活质量;其次，基本公共服务的减贫效应内在包含着相对贫困人口的能力建设，这些公共服务对贫困群体的“可行能力”发展具有积极作用，能够最大程度上保障获得未来发展的机会平等。可以予以佐证的是相关研究表明在众多基本公共服务中，社会保障类对贫困农民生活水平的提升幅度最大，而医疗卫生和公共教育等基本公共服务对贫困群体的“赋能”效果更明显，可以有效赋予农民自我发展能力，从而真正提升其自主脱贫能力〔13〕。另外，政府提供公共服务的政策目标是让民众享受更大范围与更优质的公共服务，只有民众基于自身使用的主观满意度评价才能真实反映公共服务供给的直接效果〔14〕。基于此，本文提出第三个假设：

H3：公共服务满意度对农村相对贫困具有显著负向影响。

相比于社会资本匮乏者，社会资本较为丰富的贫困户可能通过社会信任建构起来的社会网络在获得或使用公共服务过程中获得更多的帮助，提升自身对公共服务的满意度，进而降低基于相对剥夺感产生的相对贫困感知。因此，本文提出第四个假设：

H4：公共服务满意度在社会资本与农村相对贫困的关系中发挥中介作用，即社会资本通过公共服务满意度间接影响农村相对贫困。

综上所述，本文的分析框架如图1所示：

三、研究设计

（一）数据来源

本文研究数据来源于2015年中国社会综合调查（CGSS2015），中国社会综合调查（CGSS）由中国人民大学与全国各地学术科研机构共同完成，是当前认可度最高，使用次数最多的一项综合性调查。2015年度调查包括28个省、自治区和直辖市，经由多阶段分层概率抽样方法获得最终数据。CGSS2015共有10968份样本数据，包含城乡和其他户口类型，以户口所在地在农村为初始条件进行筛选，由于蓝印户口、军籍和没有户口的样本均只有个位数，不影响总体问卷情况，故将其剔除，再根据其他变量测量需要进行清洗，最终保留有效样本量6128份。

（二）变量测量

1.被解釋变量

本文的被解释变量是农村相对贫困。相对贫困是个体以他人或其他社会群体为参照进行社会比较产生的主观贫困感。相比于客观贫困，主观贫困更具综合性，无论是单一经济维度上的客观贫困还是多维贫困，最终都会反映到主观贫困上。因此，本文借鉴刘波等人〔15〕的经验，采用CGSS2015中的一道题目“您家的家庭经济状况在所在地属于哪一档”，将认为家庭经济状况在所在地属于“远低于平均水平”的受访者界定为相对贫困，赋值为1;其他界定为非相对贫困，赋值为0。

2.解释变量

本文解释变量为社会资本。帕特南从社会资本的角度分析意大利南北部治理绩效差异时强调社会信任是社会资本的最关键因素，互惠规范和公民参与网络产生社会信任〔9〕。因此，本文以问卷题目“总的来说，您同不同意在这个社会上，绝大多数人都是可以信任的？”所代表的社会信任来测量受访者的社会资本拥有量。剔除缺失值后，将选项“非常不同意”“比较不同意”“说不上同意不同意”“比较同意”“非常同意”分别赋值为1—5分，得分越高，拥有社会资本量越多。

3.中介变量

中介变量为公共服务满意度，CGSS2015从公共服务的充足程度、分布均衡程度、便利程度和普惠性程度四个维度代表对公共服务供给的总体满意度让受访者评价，选项为“非常不满意”“不太满意”“说不上满意不满意”“比较满意”“非常满意”，剔除缺失值后分别赋值为1—5分。四个维度Cronbachs alpha系数为0.890，信度较高;采用主成分分析法进行因子分析，共抽取出一个特征值大于1的因子，命名为“公共服务满意度因子”。因子分析的KMO值为0.833，Bartlett球形检验p值小于0.001，效度良好，该因子方差贡献率为75.29%。

4.控制变量

根据以往研究并结合中国实际情况，选取受访者的性别、年龄、受教育程度、政治面貌、地区五个变量作为控制变量。处理如下：（1）性别：男=1，女=0;（2）年龄：由于问卷中以出生年进行询问，以调查年份2015年减去出生年得出当时年龄;（3）受教育程度：小学及以下=1，初高中=2，大学及以上=3;（4）政治面貌：非党员=0，党员=1;（5）地区：根据国家统计局划分标准，以经济发展水平划分为东中西部，西部=0，中部=1，东部=2。具体情况如表1所示：

从表1可以看出，农村相对贫困状况均值为0.067，认为自身家庭经济状况远低于当地平均水平的人较少。社会资本均值为3.497，大于中间临界值3，公共服务满意度因子均值为0，更靠近最大值2.377，即超过一半的农民自我感觉社会资本状况和公共服务满意度良好。受访者中，女性占比较高，但总体性别分布较为均衡;平均年龄为49.891岁，多为初高中及以下学历，教育程度整体偏低，党员身份较少，受访者多位于中西部地区。F401CB15-9C1A-4282-9587-3D66633753E6

四、实证分析

（一）相关性分析

运用stata15.1统计分析软件对所有解释变量进行多重共线性检验，方差膨胀因子（VIF）为1.19，远小于10，表明不存在多重共线性，随后进行相关性分析，结果如表2所示。

由表2可知，社会资本、公共服务满意度都与农村相对贫困具有明显相关关系，相关系数分别为-0.030和-0.051，两者都在1%水平下具有统计显著性。同时社会资本与公共服务满意度也具有显著相关关系，相关系数为0.130，在1%水平下显著。在控制变量中，除性别外，年龄、受教育程度、政治面貌、地区均与农村相对贫困存在不同程度的相关关系（系数从-0.115到0.108）。变量间的相关关系初步验证了本文的假设是合理的，但要验证变量间的具体影响以及是否具有中介效应，还需要进行下一步的分析。

（二）中介效应检验

由于本文被解释变量农村相对贫困为二分类变量，中介变量公共服务满意度为连续变量，为了更准确检验中介效应，采用广义结构方程（gsem）模型。在对解释变量、中介变量和被解释变量进行标准化处理以后，中介效应结果如表3所示：

模型1表示控制变量对中介变量的影响，模型2表示控制变量和解释变量对中介变量的影响。可以发现在其他条件不变的前提下，社会资本对公共服务满意度在0.01水平下具有显著影响，回归系数为0.120，社会资本存量增加，农民公共服务满意度提升的概率也随之增加。假设H2成立。模型3表示控制变量对被解释变量的影响，模型4加入了解释变量，结果表明在控制其他变量情况下，社会资本对相对贫困的影响在0.01水平下显著，回归系数为-0.043，表明社会资本的减贫作用明显，假设H1成立。模型5表示控制变量和中介变量对被解释变量的影响，可以看出公共服务满意度依然与相对贫困具有负向相关关系，公共服务满意度越高，相对贫困感知越弱，假设H3成立。模型6同时纳入解释变量和中介变量，结果表明在控制住其他条件的情况下，即使加入了公共服务满意度，社会资本对相对贫困的影响仍然显著，而且影响是减弱的（回归系数从-0.043变为-0.031），说明社会资本对相对贫困的影响部分是通过公共服务满意度传递的，即公共服务满意度在社会资本和相对贫困之间的关系中发挥中介作用，假设H4成立。

此外，在可能影响农村相对贫困形成的控制变量中，性別、政治面貌和地区的影响不具有显著性，年龄对相对贫困状况正向相关，年龄越大，认为自己相比其他人更贫困;受教育程度则负向影响相对贫困状况，受教育程度越高，相对贫困感知越弱。

五、结论与讨论

本文主要基于CGSS2015的调查数据，运用中介效应模型实证检验了社会资本与农村相对贫困的影响机制，并探讨了公共服务满意度在其中的中介作用。主要结论如下：

第一，个体的社会资本对农村相对贫困具有显著负向影响。相对贫困现象将长期存在，对相对贫困的缓解甚至消除是实现共同富裕的应有之义。相对贫困的形成受个体社会资本存量的影响，社会资本越丰富，越能在生存和发展过程中获得额外的资源支持，缩小与富裕家庭的经济差距，进而降低相对贫困感知。同时个体社会资本总量能够有效阻断贫困的代际传递〔16〕，社会资本总量越多，贫困代际传递的概率越小。这对于政府部门的政策启示在于，要重视对农村地区农户社会资本的培育，积极帮助贫困户建立和维护社会网络;还可促进扶贫相关的社团组织的建立与发展，最大限度发挥社会资本的减贫作用，让贫困户积极参与组织建设，增强自身脱贫意愿和动力，在参与式扶贫中增强劳动技能，逐步摆脱相对贫困。

第二，农民的社会资本会通过公共服务满意度间接影响相对贫困感知。以往的研究多关注单方面的社会资本对公共产品供给评价的影响或者城乡公共服务均等化水平、民众公共服务满意度等对减贫脱贫的影响机制，本文将两者结合起来，证实了公共服务满意度在社会资本对农村相对贫困的影响中发挥中介作用，农民通过社会资本所构建起来的非正式制度和社会网络会提高或降低其在使用公共服务过程中的满意度，进而影响基于相对剥夺感知形成的相对贫困程度。因此实现基本公共服务均等化依然是降低相对贫困状况的重要方式，公共服务可以发挥兜底保障作用，完善城乡之间、农村之间的公共服务建设，逐步弥合不合理的差距，才能消除“不患寡而患不均”的落差感，缓解相对贫困。

第三，已有研究表明，社会资本是双向的，既可能存在积极性社会资本，也可能存在消极性社会资本。消极性社会资本的负面效应在于某些特定群体可能会凭借强大的社会资本排斥外部创新、限制个人自由甚至伤害力量弱小的群体〔17〕，从而加剧社会不平等。消极性社会资本水平越高的群体是否会反过来敌视旨在保障社会公平的基本公共服务，对公共服务供给持负面评价，进而影响其相对贫困感知？将消极性社会资本纳入中介模型考察是一个具有现实意义的尝试，但目前学界对于积极性社会资本和消极性社会资本的区分和操作化并不多，可待未来进一步的研究。

第四，在控制变量中，年龄对农村相对贫困存在显著正向影响，年龄越大，认为自己相比其他人更贫困。可能的原因是随着城市化进程的加快，中青年劳动力向城市转移，农村逐渐沦为孤寡老人留守的“空巢社会”，生活水平低下，相对贫困感知较强。受教育程度对农村相对贫困具有显著负向影响。这一方面可能是由于能够支付教育成本的家庭经济状况本身就良好，尤其是从受访者的年龄分布来看，很大一部分受访者的学习年代义务教育尚未完全普及，另一方面，随着知识学习的增多，对自身财富和社会发展的认识也更加客观理性，不再基于单一的经济维度进行评价，而倾向于从精神获得、个人社会成长等多维角度进行评判，相对剥夺感减弱。地区因素对农村相对贫困不具有显著影响，可能的解释是本文采用的衡量农村相对贫困状况的问题是受访者家庭经济状况与当地平均水平的对比，因此不具有空间异质性。这诸多影响因素表明对农村相对贫困的治理又将是一场长期攻坚战，政府应根据贫困现象的新特点建立更加多维综合的保障体系。F401CB15-9C1A-4282-9587-3D66633753E6

最后，本文的局限性主要体现在：一是仅仅基于二手调查数据进行实证分析，受限于问卷题目的限制，可能不能完全代表各个变量的各项维度，未来可对变量内部做进一步细致的区分，以探究这一中介机制的具体运行过程;二是由于变量测量的需要，选取的调查数据相对比较陈旧，未来可选择更新的全国统计数据并进行动态比较分析。

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