社會資本與農村相對貧困

楊志健

摘 要：2020年我國脫貧攻堅戰(zhàn)已取得全面勝利，對相對貧困的治理將成為我國后扶貧時代的工作重心。農村相對貧困的形成受到哪些因素的影響？如何防止農村脫貧人口再次返貧？本文基于CGSS2015調查數據，運用中介效應模型實證檢驗了社會資本與農村相對貧困的影響機制。研究發(fā)現：個體的社會資本會對農村相對貧困具有顯著負向影響;同時個體的社會資本會通過公共服務滿意度間接影響相對貧困。政府應該重視這一中介傳導機制，積極培育農民社會資本，逐步實現基本公共服務均等化，建立更加多維綜合的保障體系緩解相對貧困。

關鍵詞：社會資本;農村相對貧困;公共服務滿意度;中介效應

中圖分類號：C912.3;F323.8文獻標識碼：A 文章編號：1009 — 2234（2022）02 — 0084 — 06

一、問題的提出

共同富裕是社會主義的本質要求，是中國式現代化的重要特征。要實現14億人的共同富裕，首要任務便是消除全國范圍內的絕對貧困現象。2020年，我國新時代脫貧攻堅任務順利完成，消除了絕對貧困和區(qū)域性整體貧困。在脫貧攻堅戰(zhàn)取得全面勝利后，當前我國貧困治理工作逐漸轉向以解決相對貧困為目標的共富性反貧困階段〔1〕。

與傳統的絕對貧困表現為物質層面的絕對匱乏或不平等不同，相對貧困更多表現為一種相對剝奪。布思、朗特里通過對英國貧困狀況進行調查研究后提出的貧困標準為家庭成員維持身體機能的最低生活需求〔2〕，這一標準指向的是絕對貧困概念。然而，基于這一思路進行的提高窮人最低生活水平的反貧困舉措卻未能在二戰(zhàn)后的福利國家建設中消除貧困現象，相反，這一時期的貧困率不降反升。發(fā)達國家投入數以萬億美元的反貧困援助卻收效甚微的伊斯特利悲劇警醒我們應該轉換看待貧困現象的思維。皮特·湯森從“相對剝奪”的視角重新闡釋了相對貧困的含義，他認為貧困不僅是指物質資源的缺乏，社會排斥和社會剝奪的維度也應考慮在內〔3〕，即對貧困的理解還應包括個體以他人或其他社會群體為參照系進行社會比較所感受到的被剝奪程度。班納吉和德弗羅通過研究發(fā)現，在貧困家庭的生活開支中，節(jié)日和聚會的花銷占據了其中很大一部分比重，即使可能付出食不果腹的代價，他們也愿意追求一些遠超其支付能力的“奢侈”消費，借此來尋求“社會身份”和“社群融入”〔4〕。因此，“比較性需求”引起的“比較貧困”現象更值得我們關注。而當貧困的定義包含相對剝奪的維度時，貧困自然而然就變成了一個多維概念，窮人會在不同領域進行社會比較，進而產生不同維度的相對剝奪和缺失感。阿馬蒂亞·森提出的能力貧困、權利貧困概念便是多維貧困的重要表現，森將貧困的本質理解為獲取正常生活水平能力的被剝奪，這種能力缺失不僅包括獲取收入的能力，還包括在保持健康、受到良好自身教育以及取得其他社會成就的能力〔5〕。

對于相對貧困的治理將是后扶貧時代的工作重心，要治理這樣的難題首先必須厘清哪些因素會導致相對貧困的產生。學者們主要基于脆弱性架、社會排斥和可持續(xù)生計三種分析框架展開研究〔6〕，這三種框架的側重點依次對應于“環(huán)境因素”“制度因素”和“主體因素”。由于相對貧困更傾向于貧困者的主觀感知，在相對貧困視域下，“主體因素”的致貧效應更明顯，而“制度因素”的脫貧意味則更強。主體因素對應于個體的資本積累，不同于傳統資本形式的物質和人力資本，社會資本通過構建非正式的制度和社會網絡，幫助個體獲得更有利的資源配置，進而減少貧困狀況的發(fā)生。制度因素則對應現實中的制度安排，作為對資源進行權威性、合法性的分配，制度供給對于相對貧困的發(fā)生與否以及程度高低影響重大。作為一種制度實踐，公共服務的供給直接體現了公共資源的再分配過程〔7〕，農民對于公共服務供給質量的評價會影響相對貧困感知。同時已有研究表明，農戶的社會資本作為非正式制度的構成部分，會正向影響其公共產品滿意度〔8〕。既然農民的社會資本對公共服務滿意度、相對貧困都具有顯著影響，公共服務滿意度也會影響農民基于主觀對比判斷形成的相對貧困，那么社會資本是否會通過公共服務滿意度對農村相對貧困的形成產生影響，即公共服務是否在社會資本與相對貧困的關系中發(fā)揮中介作用，這是本文想要嘗試解答的問題。

二、文獻綜述與研究假設

（一）社會資本與農村相對貧困

“社會資本”概念最先由布迪厄明確提出，隨后科爾曼給出了對社會資本的更廣泛的理解，他認為社會資本的作用不只在于個人收益的提升，它還可以作為一種公共資源解決集體行動問題，帕特南則將社會資本理論進一步擴展到更為宏觀的民主治理研究中〔9〕。社會資本是社會組織的特征，如信任、規(guī)范和網絡，它們能夠通過促進協調和合作提高社會效率〔10〕。大量實證研究表明社會資本具有明顯的減貧效應。例如社會網絡可發(fā)揮傳統物質資本的替代或互補作用，從而顯著提高貧困家庭的勞動效率和產出水平，產出水平的提高帶來的收入增加反過來也能增強貧困家庭的社交能力，進而鞏固并擴大其社會資本，這種良性循環(huán)最終加大了貧困家庭跳出絕對貧困陷阱的概率。社會信任在促進農村貧困家庭的增收方面扮演著重要角色。封閉性是許多經濟發(fā)展水平低下的村莊的共有特征，而在日復一日的長期重復交易過程中，熟人信任提高了各方主體進行合作的可能性，并且相互之間愿意提供更便利和更高質量的公共服務，從而克服搭便車的難題，促進家庭增收〔11〕?；诖耍疚奶岢龅谝粋€假設：

H1：社會資本對農村相對貧困具有顯著負向影響。

（二）社會資本與公共服務滿意度

個體的社會資本越豐富，往往也認為政府更負責任、具有更高的政府滿意度，并且愿意相互合作提供公共產品，這大大降低了政府的供給成本并使服務質量得到極大的提升，從而改善他們對公共服務績效的主觀評價。在農村地區(qū)，社會資本水平較高的農戶在使用同樣的公共物品過程中可能會得到更多的幫助，能與更多的人進行合作以及信息溝通，因而其使用效果會越明顯，滿意度也越高。另外，社會資本本身也可能會改變公共物品供給滿意度。例如社會資本豐富的農戶一般具有較高的社會信任感和較好的人際關系，也會認同相應的社會規(guī)范，與其他農戶相處和諧，從而能提高其對村莊公共物品的供給評價;而與其他農戶相處不和諧、缺乏信任感的農戶即使得到相同的公共物品，也會減少評價值〔12〕。基于此，本文提出第二個假設：F401CB15-9C1A-4282-9587-3D66633753E6

H2：社會資本對公共服務滿意度具有顯著正向影響。

（三）公共服務滿意度與農村相對貧困

提高基本公共服務均等化水平，是我國“十四五”時期的明確要求?；竟卜站然菍崿F共同富裕的關鍵環(huán)節(jié)。首先，農村基本公共服務供給的目的就是保障相對貧困人群的基本生活需求，提高貧困家庭的生活質量;其次，基本公共服務的減貧效應內在包含著相對貧困人口的能力建設，這些公共服務對貧困群體的“可行能力”發(fā)展具有積極作用，能夠最大程度上保障獲得未來發(fā)展的機會平等。可以予以佐證的是相關研究表明在眾多基本公共服務中，社會保障類對貧困農民生活水平的提升幅度最大，而醫(yī)療衛(wèi)生和公共教育等基本公共服務對貧困群體的“賦能”效果更明顯，可以有效賦予農民自我發(fā)展能力，從而真正提升其自主脫貧能力〔13〕。另外，政府提供公共服務的政策目標是讓民眾享受更大范圍與更優(yōu)質的公共服務，只有民眾基于自身使用的主觀滿意度評價才能真實反映公共服務供給的直接效果〔14〕。基于此，本文提出第三個假設：

H3：公共服務滿意度對農村相對貧困具有顯著負向影響。

相比于社會資本匱乏者，社會資本較為豐富的貧困戶可能通過社會信任建構起來的社會網絡在獲得或使用公共服務過程中獲得更多的幫助，提升自身對公共服務的滿意度，進而降低基于相對剝奪感產生的相對貧困感知。因此，本文提出第四個假設：

H4：公共服務滿意度在社會資本與農村相對貧困的關系中發(fā)揮中介作用，即社會資本通過公共服務滿意度間接影響農村相對貧困。

綜上所述，本文的分析框架如圖1所示：

三、研究設計

（一）數據來源

本文研究數據來源于2015年中國社會綜合調查（CGSS2015），中國社會綜合調查（CGSS）由中國人民大學與全國各地學術科研機構共同完成，是當前認可度最高，使用次數最多的一項綜合性調查。2015年度調查包括28個省、自治區(qū)和直轄市，經由多階段分層概率抽樣方法獲得最終數據。CGSS2015共有10968份樣本數據，包含城鄉(xiāng)和其他戶口類型，以戶口所在地在農村為初始條件進行篩選，由于藍印戶口、軍籍和沒有戶口的樣本均只有個位數，不影響總體問卷情況，故將其剔除，再根據其他變量測量需要進行清洗，最終保留有效樣本量6128份。

（二）變量測量

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是農村相對貧困。相對貧困是個體以他人或其他社會群體為參照進行社會比較產生的主觀貧困感。相比于客觀貧困，主觀貧困更具綜合性，無論是單一經濟維度上的客觀貧困還是多維貧困，最終都會反映到主觀貧困上。因此，本文借鑒劉波等人〔15〕的經驗，采用CGSS2015中的一道題目“您家的家庭經濟狀況在所在地屬于哪一檔”，將認為家庭經濟狀況在所在地屬于“遠低于平均水平”的受訪者界定為相對貧困，賦值為1;其他界定為非相對貧困，賦值為0。

2.解釋變量

本文解釋變量為社會資本。帕特南從社會資本的角度分析意大利南北部治理績效差異時強調社會信任是社會資本的最關鍵因素，互惠規(guī)范和公民參與網絡產生社會信任〔9〕。 因此，本文以問卷題目“總的來說，您同不同意在這個社會上，絕大多數人都是可以信任的？”所代表的社會信任來測量受訪者的社會資本擁有量。剔除缺失值后，將選項“非常不同意”“比較不同意”“說不上同意不同意”“比較同意”“非常同意”分別賦值為1—5分，得分越高，擁有社會資本量越多。

3.中介變量

中介變量為公共服務滿意度，CGSS2015從公共服務的充足程度、分布均衡程度、便利程度和普惠性程度四個維度代表對公共服務供給的總體滿意度讓受訪者評價，選項為“非常不滿意”“不太滿意”“說不上滿意不滿意”“比較滿意”“非常滿意”，剔除缺失值后分別賦值為1—5分。四個維度Cronbachs alpha系數為0.890，信度較高;采用主成分分析法進行因子分析，共抽取出一個特征值大于1的因子，命名為“公共服務滿意度因子”。因子分析的KMO值為0.833，Bartlett球形檢驗p值小于0.001，效度良好，該因子方差貢獻率為75.29%。

4.控制變量

根據以往研究并結合中國實際情況，選取受訪者的性別、年齡、受教育程度、政治面貌、地區(qū)五個變量作為控制變量。處理如下：（1）性別：男=1，女=0;（2）年齡：由于問卷中以出生年進行詢問，以調查年份2015年減去出生年得出當時年齡;（3）受教育程度：小學及以下=1，初高中=2，大學及以上=3;（4）政治面貌：非黨員=0，黨員=1;（5）地區(qū)：根據國家統計局劃分標準，以經濟發(fā)展水平劃分為東中西部，西部=0，中部=1，東部=2。具體情況如表1所示：

從表1可以看出，農村相對貧困狀況均值為0.067，認為自身家庭經濟狀況遠低于當地平均水平的人較少。社會資本均值為3.497，大于中間臨界值3，公共服務滿意度因子均值為0，更靠近最大值2.377，即超過一半的農民自我感覺社會資本狀況和公共服務滿意度良好。受訪者中，女性占比較高，但總體性別分布較為均衡;平均年齡為49.891歲，多為初高中及以下學歷，教育程度整體偏低，黨員身份較少，受訪者多位于中西部地區(qū)。F401CB15-9C1A-4282-9587-3D66633753E6

四、實證分析

（一）相關性分析

運用stata15.1統計分析軟件對所有解釋變量進行多重共線性檢驗，方差膨脹因子（VIF）為1.19，遠小于10，表明不存在多重共線性，隨后進行相關性分析，結果如表2所示。

由表2可知，社會資本、公共服務滿意度都與農村相對貧困具有明顯相關關系，相關系數分別為-0.030和-0.051，兩者都在1%水平下具有統計顯著性。同時社會資本與公共服務滿意度也具有顯著相關關系，相關系數為0.130，在1%水平下顯著。在控制變量中，除性別外，年齡、受教育程度、政治面貌、地區(qū)均與農村相對貧困存在不同程度的相關關系（系數從-0.115到0.108）。變量間的相關關系初步驗證了本文的假設是合理的，但要驗證變量間的具體影響以及是否具有中介效應，還需要進行下一步的分析。

（二）中介效應檢驗

由于本文被解釋變量農村相對貧困為二分類變量，中介變量公共服務滿意度為連續(xù)變量，為了更準確檢驗中介效應，采用廣義結構方程（gsem）模型。在對解釋變量、中介變量和被解釋變量進行標準化處理以后，中介效應結果如表3所示：

模型1表示控制變量對中介變量的影響，模型2表示控制變量和解釋變量對中介變量的影響。可以發(fā)現在其他條件不變的前提下，社會資本對公共服務滿意度在0.01水平下具有顯著影響，回歸系數為0.120，社會資本存量增加，農民公共服務滿意度提升的概率也隨之增加。假設H2成立。模型3表示控制變量對被解釋變量的影響，模型4加入了解釋變量，結果表明在控制其他變量情況下，社會資本對相對貧困的影響在0.01水平下顯著，回歸系數為-0.043，表明社會資本的減貧作用明顯，假設H1成立。模型5表示控制變量和中介變量對被解釋變量的影響，可以看出公共服務滿意度依然與相對貧困具有負向相關關系，公共服務滿意度越高，相對貧困感知越弱，假設H3成立。模型6同時納入解釋變量和中介變量，結果表明在控制住其他條件的情況下，即使加入了公共服務滿意度，社會資本對相對貧困的影響仍然顯著，而且影響是減弱的（回歸系數從-0.043變?yōu)?0.031），說明社會資本對相對貧困的影響部分是通過公共服務滿意度傳遞的，即公共服務滿意度在社會資本和相對貧困之間的關系中發(fā)揮中介作用，假設H4成立。

此外，在可能影響農村相對貧困形成的控制變量中，性別、政治面貌和地區(qū)的影響不具有顯著性，年齡對相對貧困狀況正向相關，年齡越大，認為自己相比其他人更貧困;受教育程度則負向影響相對貧困狀況，受教育程度越高，相對貧困感知越弱。

五、結論與討論

本文主要基于CGSS2015的調查數據，運用中介效應模型實證檢驗了社會資本與農村相對貧困的影響機制，并探討了公共服務滿意度在其中的中介作用。主要結論如下：

第一， 個體的社會資本對農村相對貧困具有顯著負向影響。相對貧困現象將長期存在，對相對貧困的緩解甚至消除是實現共同富裕的應有之義。相對貧困的形成受個體社會資本存量的影響，社會資本越豐富，越能在生存和發(fā)展過程中獲得額外的資源支持，縮小與富裕家庭的經濟差距，進而降低相對貧困感知。同時個體社會資本總量能夠有效阻斷貧困的代際傳遞〔16〕，社會資本總量越多，貧困代際傳遞的概率越小。這對于政府部門的政策啟示在于，要重視對農村地區(qū)農戶社會資本的培育，積極幫助貧困戶建立和維護社會網絡;還可促進扶貧相關的社團組織的建立與發(fā)展，最大限度發(fā)揮社會資本的減貧作用，讓貧困戶積極參與組織建設，增強自身脫貧意愿和動力，在參與式扶貧中增強勞動技能，逐步擺脫相對貧困。

第二， 農民的社會資本會通過公共服務滿意度間接影響相對貧困感知。以往的研究多關注單方面的社會資本對公共產品供給評價的影響或者城鄉(xiāng)公共服務均等化水平、民眾公共服務滿意度等對減貧脫貧的影響機制，本文將兩者結合起來，證實了公共服務滿意度在社會資本對農村相對貧困的影響中發(fā)揮中介作用，農民通過社會資本所構建起來的非正式制度和社會網絡會提高或降低其在使用公共服務過程中的滿意度，進而影響基于相對剝奪感知形成的相對貧困程度。因此實現基本公共服務均等化依然是降低相對貧困狀況的重要方式，公共服務可以發(fā)揮兜底保障作用，完善城鄉(xiāng)之間、農村之間的公共服務建設，逐步彌合不合理的差距，才能消除“不患寡而患不均”的落差感，緩解相對貧困。

第三， 已有研究表明，社會資本是雙向的，既可能存在積極性社會資本，也可能存在消極性社會資本。消極性社會資本的負面效應在于某些特定群體可能會憑借強大的社會資本排斥外部創(chuàng)新、限制個人自由甚至傷害力量弱小的群體〔17〕，從而加劇社會不平等。消極性社會資本水平越高的群體是否會反過來敵視旨在保障社會公平的基本公共服務，對公共服務供給持負面評價，進而影響其相對貧困感知？將消極性社會資本納入中介模型考察是一個具有現實意義的嘗試，但目前學界對于積極性社會資本和消極性社會資本的區(qū)分和操作化并不多，可待未來進一步的研究。

第四，在控制變量中，年齡對農村相對貧困存在顯著正向影響，年齡越大，認為自己相比其他人更貧困?？赡艿脑蚴请S著城市化進程的加快，中青年勞動力向城市轉移，農村逐漸淪為孤寡老人留守的“空巢社會”，生活水平低下，相對貧困感知較強。受教育程度對農村相對貧困具有顯著負向影響。這一方面可能是由于能夠支付教育成本的家庭經濟狀況本身就良好，尤其是從受訪者的年齡分布來看，很大一部分受訪者的學習年代義務教育尚未完全普及，另一方面，隨著知識學習的增多，對自身財富和社會發(fā)展的認識也更加客觀理性，不再基于單一的經濟維度進行評價，而傾向于從精神獲得、個人社會成長等多維角度進行評判，相對剝奪感減弱。地區(qū)因素對農村相對貧困不具有顯著影響，可能的解釋是本文采用的衡量農村相對貧困狀況的問題是受訪者家庭經濟狀況與當地平均水平的對比，因此不具有空間異質性。這諸多影響因素表明對農村相對貧困的治理又將是一場長期攻堅戰(zhàn)，政府應根據貧困現象的新特點建立更加多維綜合的保障體系。F401CB15-9C1A-4282-9587-3D66633753E6

最后，本文的局限性主要體現在：一是僅僅基于二手調查數據進行實證分析，受限于問卷題目的限制，可能不能完全代表各個變量的各項維度，未來可對變量內部做進一步細致的區(qū)分，以探究這一中介機制的具體運行過程;二是由于變量測量的需要，選取的調查數據相對比較陳舊，未來可選擇更新的全國統計數據并進行動態(tài)比較分析。

〔參 考 文 獻〕

〔1〕張琦.論緩解相對貧困的長效機制〔J〕.上海交通大學學報：哲學社會科學版，2020，28（06）：

16-20.

〔2〕楊立雄，謝丹丹.“絕對的相對”，抑或“相對的絕對”——湯森和森的貧困理論比較〔J〕.財經科學，2007，（01）：59-66.

〔3〕向德平，向凱.多元與發(fā)展：相對貧困的內涵及治理〔J〕.華中科技大學學報：社會科學版，2020，

34（02）：31-38.

〔4〕A. V. Banerjee， E. Duflo. The Economic Lives of the Poor〔J〕. Journal of Economic Perspectives，

2007，（01）.

〔5〕阿馬蒂亞·森.評估不平等和貧困的概念性挑戰(zhàn)〔J〕.中國社會科學文摘，2003，（05）：102-103.

〔6〕唐麗霞，李小云，左停.社會排斥、脆弱性和可持續(xù)生計：貧困的三種分析框架及比較〔J〕.貴州社會科學，2010，（12）：4-10.

〔7〕許源源，徐圳.公共服務供給、生計資本轉換與相對貧困的形成——基于CGSS2015數據的實證分析〔J〕.公共管理學報，2020，17（04）：140-151+175.

〔8〕廖媛紅.制度因素與農村公共品的滿意度研究〔J〕.經濟社會體制比較，2013，（06）：121-132.

〔9〕周紅云.社會資本：布迪厄、科爾曼和帕特南的比較〔J〕.經濟社會體制比較，2003，（04）：46-53.

〔10〕羅伯特·帕特南.使民主運轉起來〔M〕.王列，賴海榕，譯.江西：江西人民出版社，2001：35-36.

〔11〕王強.社會資本的反貧困機制——基于農村困難家庭全國性調查的實證研究〔J〕.學習與實踐，2019，（06）：83-95.

〔12〕李超，孟慶國，郗希.社會資本與農村公共物品供給評價〔J〕.公共管理評論，2016，（02）：64-83.

〔13〕郝曉薇，黃念兵，莊穎.鄉(xiāng)村振興視角下公共服務對農村多維貧困減貧效應研究〔J〕.中國軟科學，2019，（01）：72-81.

〔14〕黃六招.社會資本、政府角色認知影響公共服務績效的主觀評價嗎？——基于CGSS2015的中國經驗證據〔J〕.領導科學論壇，2020，（15）：16-29.

〔15〕劉波，王修華，彭建剛.主觀貧困影響因素研究——基于CGSS（2012—2013）的實證研究〔J〕.中國軟科學，2017，（07）：139-151.

〔16〕焦克源，陳晨.社會資本對農村貧困代際傳遞影響機制研究〔J〕.中國人口·資源與環(huán)境，2020，

30（04）：166-176.

〔17〕黃六招.社會資本、政府角色認知影響公共服務績效的主觀評價嗎？——基于CGSS2015的中國經驗證據〔J〕.領導科學論壇，2020，（15）：16-29.〔責任編輯：孫玉婷〕F401CB15-9C1A-4282-9587-3D66633753E6