貧困生補助會帶來福利污名效應嗎？
——基于“中國教育追蹤調查”數據的實證分析

周驥騰

(中國人民大學 社會學理論與方法研究中心，北京 100872)

一、研究背景與問題提出

教育是阻斷貧困代際傳遞的治本之策，也是提升人力資本，推動經濟發展與社會進步的重要動力。教育扶貧一直是中國脫貧攻堅戰略的重要組成部分。黨的十九大報告明確指出：“注重扶貧同扶志、扶智相結合。”針對貧困家庭學生，特別是義務教育階段學生的補助是中國教育扶貧政策體系中的重要一環。歷經十幾年的發展，中國逐漸建立起了所有學段全覆蓋、公辦民辦學校全覆蓋、家庭經濟困難學生全覆蓋的資助體系?！吨袊鴮W生資助發展報告(2020年)》顯示，2020年全國累計資助人次達到14617.50萬，累計資助金額2408.20億元。其中，資助義務教育學生7368.28萬人次，資助金額574.51億元；2175.45萬義務教育家庭經濟困難學生享受生活費補助政策，資助金額217.36億元；3797.83萬學生享受營養膳食補助政策，資助金額314.79億元。

隨著教育扶貧工作的持續深入，財政投入的不斷增加，教育扶貧相關政策的實施效果也越來越成為學界和政府關注的焦點問題。現有研究從宏觀層面的教育扶貧政策實施績效[1]、教育財政投入的補差效應[2]、基本公共教育服務均等化狀況[3]，以及微觀層面的教育扶貧對個體的人力資本[4]、收入水平[5]、學業表現[6]、健康狀況[7]等方面做出了廣泛而深入的研究。但對于微觀層面中受助于教育扶貧相關政策可能給貧困家庭青少年帶來心理貶損及社會排斥的風險，即福利污名效應關注不足。故而本文基于中國教育追蹤調查(CEPS)2014年、2015年兩期追蹤數據，使用雙重差分傾向值匹配法(PSM-DID)，從心理效應和社會關系效應兩個方面對貧困生補助獲得對青少年的福利污名效應進行了評估，并對福利污名效應的城鄉、性別差異進行了考察。

二、文獻回顧

學術界對“福利污名”的定義是：福利接受者因獲得福利而付出的社會、心理成本[8]。福利污名是社會建構的產物，在被污名化情況下，福利接受者被視為背離了內嵌文化中預設的經濟自給自足的社會規范。因此，當以經濟因素篩選救助對象時，獲得福利的過程往往強化了受助者在經濟、道德上的不利地位，使福利接受者感到被貶低、被污名，增加受助者的福利恥感，對其主觀福祉和關系福祉產生負面影響。[9-10]隨著學術界對福利污名問題的日益關注，相關社會政策可能帶來的福利污名問題也被引入到了政策評估研究的視野之中。

國內關于福利污名的研究主要關注中國城鄉低保制度和扶貧政策可能帶來的福利污名風險及其后果。研究發現，低保制度雖然在一定程度上緩解了貧困人口的經濟困難，提升了其主觀福利水平[11]與政治信任[12]，但是低保對象往往會在經濟生活、社會交往與勞動參與中遭到排斥[13]，使得其社會關系網絡被壓縮，社會資本被剝奪[14]。在被打上“低保對象”的標簽并且面臨社會排斥之后，低保對象會產生自我評價降低、就業意愿降低、不公正感知增加等消極心理。[15-16]如果社會政策的制定與執行過程中沒有很好地解決福利污名問題，則可能在低保對象識別的過程中出現瞄準偏差現象，導致對貧困人口的排斥和福利資源的漏出。[17]

相關福利項目給青少年帶來的福利污名問題也不容忽視。污名化過程通常包括了貼標簽、刻板印象、社會隔離、地位喪失、歧視五個維度[18]。有選擇性的福利項目會將學生劃分為受助與非受助兩個群體，并給受助學生打上相應的污名化標簽。在這種情況下，參與福利項目可能會導致學生的自我貶損與低自尊，產生認為自己能力較差、不受歡迎等消極自我評價，以及被排斥、被邊緣的心理感受。不僅如此，這種標簽化的區分也會使學生面臨被其他同學孤立的風險。相關問題也引起了學術界的關注，例如有國外研究[19-20]評估了免費午餐項目給青少年帶來的福利污名效應，指出福利污名是影響免費午餐項目參與率的重要原因，提供普遍的免費午餐而非只針對貧困學生對改善學生學業表現與健康狀況更有好處。既有研究對中國教育扶貧相關政策可能給青少年帶來的污名化影響缺乏足夠關注，為彌補這一缺失，本文利用中國教育追蹤調查數據，以義務教育階段貧困生補助為例，考察獲得補助對青少年的心理健康及社會關系的影響，檢驗貧困生補助的福利污名效應。

三、數據、變量與方法

(一)數據來源與樣本選擇

本文使用的數據來源于中國人民大學中國調查數據中心設計并實施的“中國教育追蹤調查”(CEPS)2014年、2015年兩期追蹤數據。CEPS是國內首個從初中階段開始、針對青少年學生群體的大規模全國性追蹤調查項目，因此本文的分析結果具有很好的全國代表性。調查采用多階段概率與規模成比例(PPS)抽樣法，以2013-2014學年為基線，以七年級(初中一年級)和九年級(初中三年級)兩個同期群為調查起點，在全國范圍內抽取了112所學校、438個班級、約2萬名學生展開問卷調查。2014-2015學年的追蹤調查以基線調查時七年級的全部學生為追訪對象(九年級樣本不在追蹤調查的范圍之內)。本文使用了CEPS的2014年、2015年兩期，學生、家長和學校三個層次的樣本。根據研究內容，剔除不適用和關鍵變量缺失的樣本后，最終進入分析的有效樣本有9640個。

(二)變量操作化

1.因變量。參考相關研究，本文將福利污名效應操作化為主觀福祉效應和關系福祉效應兩個維度[21-22]，并根據青少年的現實狀況進一步將其細分為心理健康、學習積極性、對未來信心以及最好的朋友數量四個指標。具體操作化方式如下。

(1)心理健康方面，CEPS設計了心理健康量表，詢問學生“過去七天內，是否有如下感覺”的頻率，賦值為“1=從不”“2=很少”“3=有時”“4=經?！薄?=總是”，由于CEPS2014、2015兩期問卷的心理健康量表不完全一致，本文采用兩期重合的四個條目進行測量，分別是“沮喪”“不快樂”“生活沒有意思”“悲傷”，四個條目的克隆巴赫信度系數為0.8526，證明量表具有較好的內部一致性。本文將其得分加總，得到取值范圍為4～20的心理健康指標，得分越高，表明心理健康狀況越差。(2)學習積極性方面，CEPS詢問了學生關于其學習積極性的3個問題，分別是“就算身體有點不舒服，或者有其他理由可以留在家里，我仍然會盡量去上學”“就算是我不喜歡的功課，我也會盡全力去做”“就算功課需要花好長時間才能做完，我仍然會不斷地盡力去做”，賦值為“1=完全不同意”“2=不太同意”“3=比較同意”“4=完全同意”，3個問題的克隆巴赫信度系數為0.7633，量表具有較好的內部一致性。本文將其得分加總，得到取值范圍為3～12的學習積極性指標，得分越高表示學習積極性越高。(3)對未來的信心方面，CEPS詢問了學生“你對自己的未來有沒有信心”，賦值為“1=根本沒有信心”“2=不太有信心”“3=比較有信心”“4=很有信心”，得分越高，表示對未來越有信心。(4)朋友數量方面，用“你有幾個最好的朋友”條目來測量。

2.自變量。本文關注的問題是貧困生補助獲得對青少年心理和社會關系的影響，自變量為貧困生補助。CEPS詢問了學生家長“本學期孩子是否獲得了助學金/貧困生補助”，本文將“獲得了”賦值為1，“未獲得”賦值為0。

3.控制變量。本文包含了3個層次的控制變量，分別是個體、家庭和學校。個體層次包括性別(女生為參照)、年齡、年齡的平方/100、戶口(非農戶口為參照)、獨生子女(非獨生子女為參照)。家庭層次自評家庭經濟狀況(5分)和父母最高受教育年限(沒受過任何教育=0年、小學=6年、初中=9年、中專/技校/職業高中=11年、高中=12年、大學?？?15年、大學本科=16年、研究生及以上=19年)。學校層次包括學校性質(公立學校、民辦公助、普通民辦學校、民辦打工子弟學校)，學校區位(中心城區、邊緣城區、城鄉結合部、鎮、農村)，學校所在地區(東部、中部、西部)。

本文各變量描述統計如表1所示。

表 1 主要變量描述統計

(三)估計方法

本文使用的估計方法為雙重差分傾向值匹配法(PSM-DID)，具體估計步驟是：首先計算青少年獲得貧困生補助的傾向值；進而利用傾向值對處理組和控制組進行匹配，以解決樣本選擇性偏差，使處理組和控制組滿足共同趨勢假設；最后基于匹配后的樣本，利用雙重差分法將處理組的前后變化減去控制組的前后變化，計算得到貧困生補助對青少年心理和社會關系的處理組平均處理效應(Average Treatment Effect on the Treated, ATT)。PSM-DID的估計方法可以表示為：

τPSM-DIDATT={E[Yit|Di=1,p(Xit)=p]-E[Yit|Di=0,p(Xit)=p]}

-{E[Yit-1|Di=1,p(Xit)=p]-E[Yit-1|Di=1,p(Xit)=p]}

其中，p(Xit)為傾向值，Yit為個體i在t期的潛在結果，Di表示接受貧困生補助與否，{E[Yit|Di=1,p(Xit)=p]-E[Yit|Di=0,p(Xit)=p]}表示八年級學生處理組和控制組的結果差異，{E[Yit-1|Di=1,p(Xit)=p]-E[Yit-1|Di=1,p(Xit)=p]}表示七年級學生處理組和控制組的結果差異，二者之差即為處理組的平均處理效應。通過以上估計策略，可以有效度量貧困生補助獲得對青少年主觀和社會關系福祉的實際影響。

四、實證結果與分析

(一)傾向值匹配

本文首先以“學生是否獲得貧困生補助”為因變量，使用logit模型預測傾向值。如表2所示，模型的PseudoR2達到了24.03%，擬合結果較為理想，表明控制變量對學生是否獲得貧困生補助具有較強的解釋力。具體而言，從個體特征來看，女生、少數民族、農業戶口、非獨生子女學生更有可能獲得貧困生補助；從家庭特征來看，父母受教育程度越低、家庭經濟狀況越差的學生更有可能獲得貧困生補助；從學校屬性來看，民辦公助或民辦打工子弟學校、農村或鄉鎮學校、中西部地區學校的學生更有可能獲得貧困生補助。

表 2 預測傾向值的logit回歸分析

得到傾向值之后，本文對處理組和控制組的樣本進行了傾向值匹配，具體匹配方法為核匹配，采用默認帶寬。表3報告了匹配前后的平衡性檢驗結果，結果顯示匹配后處理組和控制組各控制變量的標準化偏差最大為5%，遠小于10%的偏差標準[23]，且匹配后各控制變量的T檢驗結果也均不顯著。此外，匹配后模型的PseudoR2從0.236大幅下降到0.002，對模型的卡方檢驗從顯著變為不顯著，不拒絕干預組和控制組無系統差異的原假設，表明匹配獲得了良好的效果，有效消除了處理組和控制組學生間可觀測變量的個體差異，平衡性檢驗通過。

表 3 匹配前后控制變量均值、偏差及組間差異檢驗

PSM-DID方法還要求處理組和控制組滿足共同支撐假設，即處理組和控制組的傾向值有足夠大的重疊區域，以保證處理組和控制組有更好的可比性。圖1展示了處理組和控制組的傾向值分布柱狀圖，由此可知，所有控制組樣本均在共同取值區間之內，僅有少數處理組樣本在共同取值區間之外，共同支撐檢驗通過。

(二)貧困生補助對青少年的福利污名效應

表4報告了基于PSM-DID方法估計的貧困生補助獲得對青少年主觀福祉與關系福祉兩個維度，心理健康、學習積極性、對未來信心和朋友數量四個指標的估計結果。結果表明：主觀福祉方面，貧困生補助顯著提升了青少年的學習積極性，但對其心理健康和對未來的信心有顯著的消極影響，這證明青少年在一定程度上存在福利恥感心理；關系福祉方面，貧困生補助對朋友數量指標的處理組平均處理效應顯著為負，證明獲得福利對青少年的社會關系有不利影響，這既有可能是青少年因福利恥感而對自己的評價降低，認為自己交友能力差，對未來信心低等,也可能是因為被打上“貧困生”標簽之后，青少年面臨一定程度的社會排斥。無論在社會生活中是因何種成因出現，以上結果證明了貧困生補助確實存在福利污名效應。

圖 1 處理組和控制組的傾向值分布

表 4 貧困生補助福利污名效應的PSM-DID估計結果

1.貧困生補助福利污名效應的城鄉差異

表5報告了分城鄉子樣本估計得到的PSM-DID估計結果。結果顯示，貧困生補助的福利污名效應存在明顯的城鄉差異。具體而言，貧困生補助對城鄉青少年的心理健康均有消極影響；學習積極性方面，補助獲得顯著提升了農村青少年的學習積極性，但對城市學生影響不明顯；對未來信心方面，補助獲得降低了城市青少年對未來的信心，但對農村青少年的影響不明顯；朋友數量方面，補助獲得顯著降低了農村青少年的朋友數量，但對城市青少年影響不明顯。上述結果表明，貧困生補助的福利污名效應在城鄉青少年中都存在，但對城市學生影響更為明顯。

表 5 貧困生補助福利污名效應：分城鄉估計

2.貧困生補助福利污名效應的性別差異

表6報告了分性別子樣本估計得到的PSM-DID估計結果。結果顯示，貧困生補助的福利污名效應存在明顯的性別差異。具體而言，貧困生補助對男女青少年的心理健康均有消極影響；學習積極性方面，補助獲得顯著提升了女性青少年的學習積極性，但對男性青少年影響不明顯；對未來信心方面，補助獲得降低了男性青少年對未來的信心，但對女性青少年的影響不明顯；朋友數量方面，補助獲得顯著降低了男性青少年的朋友數量，但對女性青少年影響不明顯。上述結果表明，貧困生補助的福利污名效應在男女青少年中都存在，但對男性青少年影響更為明顯。

表 6 貧困生補助福利污名效應：分性別估計

五、結論與討論

福利污名是社會政策研究的重要議題，消除福利污名對提升政策效果、改善受助者福利狀況具有重要的意義。本文以義務教育階段貧困生補助為例，基于中國教育追蹤調查(CEPS)2014年、2015年兩期追蹤數據，使用雙重差分傾向值匹配法(PSM-DID)，從主觀福祉與社會關系福祉兩個維度對貧困生補助對初中學生的福利污名效應進行了實證檢驗。研究發現，雖然貧困生補助提升了學生的學習積極性，但對青少年的心理健康、對未來的信心、朋友數量有消極影響。分樣本回歸結果顯示，不同群體的受助學生心理健康狀況均變差了。本文的研究結果表明，貧困生補助給受助學生提供了經濟支持，緩解了貧困家庭學生的經濟困難，對其學習積極性也有著積極影響，但福利污名效應的存在可能會使青少年面臨一定程度的心理貶損與社會排斥。

此外，研究表明，貧困生補助獲得對受助學生的主觀福祉與關系福祉的影響存在較為明顯的群體差異，對學生學習積極性的提升作用主要表現在農村、女生群體上，而消極影響的福利污名效應在城市、男生群體中更為突出。從這一結果可以發現，在正面效應方面，貧困生補助存在著明顯的“補差效應”[24]，即扶助政策給在社會結構中處于弱勢地位的農村、女生群體帶來了更大的增益效果。原因可能在于，農村、女生群體往往在教育資源獲得方面居于不利的境地[25]，與此同時，扶助政策又能給相關弱勢群體帶來更高的教育回報率[26]，因此，對這些群體來說，獲得貧困生補助的正面效應更大。當政策補助提供給在固有社會場域中獲得更多優勢資源的城市、男生群體時，補差的效果則隨之減弱，面臨著邊際收益遞減的困境，反而帶來了主觀福祉與關系福祉方面的負面沖擊。不僅如此，城市、男生群體在傳統文化環境中處于優勢地位，因受助而面臨的刻板印象、污名化問題以及社會關系“擠出效應”有可能更為嚴重。這意味著未來需要針對不同類型的扶助政策在不同維度對不同群體的影響進行更為細致的分析，特別是需要考慮固有的刻板印象、文化觀念等對政策實施帶來的影響，才能超越單一維度的評價體系，獲得相關政策的實施效果和社會影響的全面圖景。

根據本文的研究結果，可以得到如下幾方面的政策啟示。第一，教育扶貧政策應當認識到助學補助政策實施過程中存在福利污名的情況，在政策制定和執行過程中需進一步完善其目標定位，建立更為全面的政策評估體系，不能僅僅滿足于解決貧困家庭學生的經濟負擔問題，還要注意政策設計、受助對象識別、政策執行等過程對青少年心理健康和社會關系可能產生的不利影響。第二，本文研究發現，對城市、男性青少年來說，福利污名效應更為明顯，而對學習積極性的激勵不足。這一方面可能與青春期學生的心理特征有關，另一方面，也可能是因為過往的教育扶貧政策，通常更多地關注農村地區貧困家庭學生，而往往忽視了城市、男性貧困學生群體的心理需求，因此在教育基本公共服務均等化的背景下，相關教育扶貧政策應關注到這一學生群體的特殊性。第三，已有研究發現，對受助對象的識別、調查與區分過程是福利污名產生的重要原因，故而可以利用大數據等技術手段，開發更為匿名化、人性化的識別方式，還需要改善文化環境，消除對受助群體的刻板印象，實現教育精準扶貧。