贫困生补助会带来福利污名效应吗？——基于“中国教育追踪调查”数据的实证分析

周骥腾

(中国人民大学 社会学理论与方法研究中心，北京 100872)

一、研究背景与问题提出

教育是阻断贫困代际传递的治本之策，也是提升人力资本，推动经济发展与社会进步的重要动力。教育扶贫一直是中国脱贫攻坚战略的重要组成部分。党的十九大报告明确指出：“注重扶贫同扶志、扶智相结合。”针对贫困家庭学生，特别是义务教育阶段学生的补助是中国教育扶贫政策体系中的重要一环。历经十几年的发展，中国逐渐建立起了所有学段全覆盖、公办民办学校全覆盖、家庭经济困难学生全覆盖的资助体系。《中国学生资助发展报告(2020年)》显示，2020年全国累计资助人次达到14617.50万，累计资助金额2408.20亿元。其中，资助义务教育学生7368.28万人次，资助金额574.51亿元；2175.45万义务教育家庭经济困难学生享受生活费补助政策，资助金额217.36亿元；3797.83万学生享受营养膳食补助政策，资助金额314.79亿元。

随着教育扶贫工作的持续深入，财政投入的不断增加，教育扶贫相关政策的实施效果也越来越成为学界和政府关注的焦点问题。现有研究从宏观层面的教育扶贫政策实施绩效[1]、教育财政投入的补差效应[2]、基本公共教育服务均等化状况[3]，以及微观层面的教育扶贫对个体的人力资本[4]、收入水平[5]、学业表现[6]、健康状况[7]等方面做出了广泛而深入的研究。但对于微观层面中受助于教育扶贫相关政策可能给贫困家庭青少年带来心理贬损及社会排斥的风险，即福利污名效应关注不足。故而本文基于中国教育追踪调查(CEPS)2014年、2015年两期追踪数据，使用双重差分倾向值匹配法(PSM-DID)，从心理效应和社会关系效应两个方面对贫困生补助获得对青少年的福利污名效应进行了评估，并对福利污名效应的城乡、性别差异进行了考察。

二、文献回顾

学术界对“福利污名”的定义是：福利接受者因获得福利而付出的社会、心理成本[8]。福利污名是社会建构的产物，在被污名化情况下，福利接受者被视为背离了内嵌文化中预设的经济自给自足的社会规范。因此，当以经济因素筛选救助对象时，获得福利的过程往往强化了受助者在经济、道德上的不利地位，使福利接受者感到被贬低、被污名，增加受助者的福利耻感，对其主观福祉和关系福祉产生负面影响。[9-10]随着学术界对福利污名问题的日益关注，相关社会政策可能带来的福利污名问题也被引入到了政策评估研究的视野之中。

国内关于福利污名的研究主要关注中国城乡低保制度和扶贫政策可能带来的福利污名风险及其后果。研究发现，低保制度虽然在一定程度上缓解了贫困人口的经济困难，提升了其主观福利水平[11]与政治信任[12]，但是低保对象往往会在经济生活、社会交往与劳动参与中遭到排斥[13]，使得其社会关系网络被压缩，社会资本被剥夺[14]。在被打上“低保对象”的标签并且面临社会排斥之后，低保对象会产生自我评价降低、就业意愿降低、不公正感知增加等消极心理。[15-16]如果社会政策的制定与执行过程中没有很好地解决福利污名问题，则可能在低保对象识别的过程中出现瞄准偏差现象，导致对贫困人口的排斥和福利资源的漏出。[17]

相关福利项目给青少年带来的福利污名问题也不容忽视。污名化过程通常包括了贴标签、刻板印象、社会隔离、地位丧失、歧视五个维度[18]。有选择性的福利项目会将学生划分为受助与非受助两个群体，并给受助学生打上相应的污名化标签。在这种情况下，参与福利项目可能会导致学生的自我贬损与低自尊，产生认为自己能力较差、不受欢迎等消极自我评价，以及被排斥、被边缘的心理感受。不仅如此，这种标签化的区分也会使学生面临被其他同学孤立的风险。相关问题也引起了学术界的关注，例如有国外研究[19-20]评估了免费午餐项目给青少年带来的福利污名效应，指出福利污名是影响免费午餐项目参与率的重要原因，提供普遍的免费午餐而非只针对贫困学生对改善学生学业表现与健康状况更有好处。既有研究对中国教育扶贫相关政策可能给青少年带来的污名化影响缺乏足够关注，为弥补这一缺失，本文利用中国教育追踪调查数据，以义务教育阶段贫困生补助为例，考察获得补助对青少年的心理健康及社会关系的影响，检验贫困生补助的福利污名效应。

三、数据、变量与方法

(一)数据来源与样本选择

本文使用的数据来源于中国人民大学中国调查数据中心设计并实施的“中国教育追踪调查”(CEPS)2014年、2015年两期追踪数据。CEPS是国内首个从初中阶段开始、针对青少年学生群体的大规模全国性追踪调查项目，因此本文的分析结果具有很好的全国代表性。调查采用多阶段概率与规模成比例(PPS)抽样法，以2013-2014学年为基线，以七年级(初中一年级)和九年级(初中三年级)两个同期群为调查起点，在全国范围内抽取了112所学校、438个班级、约2万名学生展开问卷调查。2014-2015学年的追踪调查以基线调查时七年级的全部学生为追访对象(九年级样本不在追踪调查的范围之内)。本文使用了CEPS的2014年、2015年两期，学生、家长和学校三个层次的样本。根据研究内容，剔除不适用和关键变量缺失的样本后，最终进入分析的有效样本有9640个。

(二)变量操作化

1.因变量。参考相关研究，本文将福利污名效应操作化为主观福祉效应和关系福祉效应两个维度[21-22]，并根据青少年的现实状况进一步将其细分为心理健康、学习积极性、对未来信心以及最好的朋友数量四个指标。具体操作化方式如下。

(1)心理健康方面，CEPS设计了心理健康量表，询问学生“过去七天内，是否有如下感觉”的频率，赋值为“1=从不”“2=很少”“3=有时”“4=经常”“5=总是”，由于CEPS2014、2015两期问卷的心理健康量表不完全一致，本文采用两期重合的四个条目进行测量，分别是“沮丧”“不快乐”“生活没有意思”“悲伤”，四个条目的克隆巴赫信度系数为0.8526，证明量表具有较好的内部一致性。本文将其得分加总，得到取值范围为4～20的心理健康指标，得分越高，表明心理健康状况越差。(2)学习积极性方面，CEPS询问了学生关于其学习积极性的3个问题，分别是“就算身体有点不舒服，或者有其他理由可以留在家里，我仍然会尽量去上学”“就算是我不喜欢的功课，我也会尽全力去做”“就算功课需要花好长时间才能做完，我仍然会不断地尽力去做”，赋值为“1=完全不同意”“2=不太同意”“3=比较同意”“4=完全同意”，3个问题的克隆巴赫信度系数为0.7633，量表具有较好的内部一致性。本文将其得分加总，得到取值范围为3～12的学习积极性指标，得分越高表示学习积极性越高。(3)对未来的信心方面，CEPS询问了学生“你对自己的未来有没有信心”，赋值为“1=根本没有信心”“2=不太有信心”“3=比较有信心”“4=很有信心”，得分越高，表示对未来越有信心。(4)朋友数量方面，用“你有几个最好的朋友”条目来测量。

2.自变量。本文关注的问题是贫困生补助获得对青少年心理和社会关系的影响，自变量为贫困生补助。CEPS询问了学生家长“本学期孩子是否获得了助学金/贫困生补助”，本文将“获得了”赋值为1，“未获得”赋值为0。

3.控制变量。本文包含了3个层次的控制变量，分别是个体、家庭和学校。个体层次包括性别(女生为参照)、年龄、年龄的平方/100、户口(非农户口为参照)、独生子女(非独生子女为参照)。家庭层次自评家庭经济状况(5分)和父母最高受教育年限(没受过任何教育=0年、小学=6年、初中=9年、中专/技校/职业高中=11年、高中=12年、大学专科=15年、大学本科=16年、研究生及以上=19年)。学校层次包括学校性质(公立学校、民办公助、普通民办学校、民办打工子弟学校)，学校区位(中心城区、边缘城区、城乡结合部、镇、农村)，学校所在地区(东部、中部、西部)。

本文各变量描述统计如表1所示。

表 1 主要变量描述统计

(三)估计方法

本文使用的估计方法为双重差分倾向值匹配法(PSM-DID)，具体估计步骤是：首先计算青少年获得贫困生补助的倾向值；进而利用倾向值对处理组和控制组进行匹配，以解决样本选择性偏差，使处理组和控制组满足共同趋势假设；最后基于匹配后的样本，利用双重差分法将处理组的前后变化减去控制组的前后变化，计算得到贫困生补助对青少年心理和社会关系的处理组平均处理效应(Average Treatment Effect on the Treated, ATT)。PSM-DID的估计方法可以表示为：

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)为倾向值，Yit为个体i在t期的潜在结果，Di表示接受贫困生补助与否，{E[Yit|Di=1,p(Xit)=p]-E[Yit|Di=0,p(Xit)=p]}表示八年级学生处理组和控制组的结果差异，{E[Yit-1|Di=1,p(Xit)=p]-E[Yit-1|Di=1,p(Xit)=p]}表示七年级学生处理组和控制组的结果差异，二者之差即为处理组的平均处理效应。通过以上估计策略，可以有效度量贫困生补助获得对青少年主观和社会关系福祉的实际影响。

四、实证结果与分析

(一)倾向值匹配

本文首先以“学生是否获得贫困生补助”为因变量，使用logit模型预测倾向值。如表2所示，模型的PseudoR2达到了24.03%，拟合结果较为理想，表明控制变量对学生是否获得贫困生补助具有较强的解释力。具体而言，从个体特征来看，女生、少数民族、农业户口、非独生子女学生更有可能获得贫困生补助；从家庭特征来看，父母受教育程度越低、家庭经济状况越差的学生更有可能获得贫困生补助；从学校属性来看，民办公助或民办打工子弟学校、农村或乡镇学校、中西部地区学校的学生更有可能获得贫困生补助。

表 2 预测倾向值的logit回归分析

得到倾向值之后，本文对处理组和控制组的样本进行了倾向值匹配，具体匹配方法为核匹配，采用默认带宽。表3报告了匹配前后的平衡性检验结果，结果显示匹配后处理组和控制组各控制变量的标准化偏差最大为5%，远小于10%的偏差标准[23]，且匹配后各控制变量的T检验结果也均不显著。此外，匹配后模型的PseudoR2从0.236大幅下降到0.002，对模型的卡方检验从显著变为不显著，不拒绝干预组和控制组无系统差异的原假设，表明匹配获得了良好的效果，有效消除了处理组和控制组学生间可观测变量的个体差异，平衡性检验通过。

表 3 匹配前后控制变量均值、偏差及组间差异检验

PSM-DID方法还要求处理组和控制组满足共同支撑假设，即处理组和控制组的倾向值有足够大的重叠区域，以保证处理组和控制组有更好的可比性。图1展示了处理组和控制组的倾向值分布柱状图，由此可知，所有控制组样本均在共同取值区间之内，仅有少数处理组样本在共同取值区间之外，共同支撑检验通过。

(二)贫困生补助对青少年的福利污名效应

表4报告了基于PSM-DID方法估计的贫困生补助获得对青少年主观福祉与关系福祉两个维度，心理健康、学习积极性、对未来信心和朋友数量四个指标的估计结果。结果表明：主观福祉方面，贫困生补助显著提升了青少年的学习积极性，但对其心理健康和对未来的信心有显著的消极影响，这证明青少年在一定程度上存在福利耻感心理；关系福祉方面，贫困生补助对朋友数量指标的处理组平均处理效应显著为负，证明获得福利对青少年的社会关系有不利影响，这既有可能是青少年因福利耻感而对自己的评价降低，认为自己交友能力差，对未来信心低等,也可能是因为被打上“贫困生”标签之后，青少年面临一定程度的社会排斥。无论在社会生活中是因何种成因出现，以上结果证明了贫困生补助确实存在福利污名效应。

图 1 处理组和控制组的倾向值分布

表 4 贫困生补助福利污名效应的PSM-DID估计结果

1.贫困生补助福利污名效应的城乡差异

表5报告了分城乡子样本估计得到的PSM-DID估计结果。结果显示，贫困生补助的福利污名效应存在明显的城乡差异。具体而言，贫困生补助对城乡青少年的心理健康均有消极影响；学习积极性方面，补助获得显著提升了农村青少年的学习积极性，但对城市学生影响不明显；对未来信心方面，补助获得降低了城市青少年对未来的信心，但对农村青少年的影响不明显；朋友数量方面，补助获得显著降低了农村青少年的朋友数量，但对城市青少年影响不明显。上述结果表明，贫困生补助的福利污名效应在城乡青少年中都存在，但对城市学生影响更为明显。

表 5 贫困生补助福利污名效应：分城乡估计

2.贫困生补助福利污名效应的性别差异

表6报告了分性别子样本估计得到的PSM-DID估计结果。结果显示，贫困生补助的福利污名效应存在明显的性别差异。具体而言，贫困生补助对男女青少年的心理健康均有消极影响；学习积极性方面，补助获得显著提升了女性青少年的学习积极性，但对男性青少年影响不明显；对未来信心方面，补助获得降低了男性青少年对未来的信心，但对女性青少年的影响不明显；朋友数量方面，补助获得显著降低了男性青少年的朋友数量，但对女性青少年影响不明显。上述结果表明，贫困生补助的福利污名效应在男女青少年中都存在，但对男性青少年影响更为明显。

表 6 贫困生补助福利污名效应：分性别估计

五、结论与讨论

福利污名是社会政策研究的重要议题，消除福利污名对提升政策效果、改善受助者福利状况具有重要的意义。本文以义务教育阶段贫困生补助为例，基于中国教育追踪调查(CEPS)2014年、2015年两期追踪数据，使用双重差分倾向值匹配法(PSM-DID)，从主观福祉与社会关系福祉两个维度对贫困生补助对初中学生的福利污名效应进行了实证检验。研究发现，虽然贫困生补助提升了学生的学习积极性，但对青少年的心理健康、对未来的信心、朋友数量有消极影响。分样本回归结果显示，不同群体的受助学生心理健康状况均变差了。本文的研究结果表明，贫困生补助给受助学生提供了经济支持，缓解了贫困家庭学生的经济困难，对其学习积极性也有着积极影响，但福利污名效应的存在可能会使青少年面临一定程度的心理贬损与社会排斥。

此外，研究表明，贫困生补助获得对受助学生的主观福祉与关系福祉的影响存在较为明显的群体差异，对学生学习积极性的提升作用主要表现在农村、女生群体上，而消极影响的福利污名效应在城市、男生群体中更为突出。从这一结果可以发现，在正面效应方面，贫困生补助存在着明显的“补差效应”[24]，即扶助政策给在社会结构中处于弱势地位的农村、女生群体带来了更大的增益效果。原因可能在于，农村、女生群体往往在教育资源获得方面居于不利的境地[25]，与此同时，扶助政策又能给相关弱势群体带来更高的教育回报率[26]，因此，对这些群体来说，获得贫困生补助的正面效应更大。当政策补助提供给在固有社会场域中获得更多优势资源的城市、男生群体时，补差的效果则随之减弱，面临着边际收益递减的困境，反而带来了主观福祉与关系福祉方面的负面冲击。不仅如此，城市、男生群体在传统文化环境中处于优势地位，因受助而面临的刻板印象、污名化问题以及社会关系“挤出效应”有可能更为严重。这意味着未来需要针对不同类型的扶助政策在不同维度对不同群体的影响进行更为细致的分析，特别是需要考虑固有的刻板印象、文化观念等对政策实施带来的影响，才能超越单一维度的评价体系，获得相关政策的实施效果和社会影响的全面图景。

根据本文的研究结果，可以得到如下几方面的政策启示。第一，教育扶贫政策应当认识到助学补助政策实施过程中存在福利污名的情况，在政策制定和执行过程中需进一步完善其目标定位，建立更为全面的政策评估体系，不能仅仅满足于解决贫困家庭学生的经济负担问题，还要注意政策设计、受助对象识别、政策执行等过程对青少年心理健康和社会关系可能产生的不利影响。第二，本文研究发现，对城市、男性青少年来说，福利污名效应更为明显，而对学习积极性的激励不足。这一方面可能与青春期学生的心理特征有关，另一方面，也可能是因为过往的教育扶贫政策，通常更多地关注农村地区贫困家庭学生，而往往忽视了城市、男性贫困学生群体的心理需求，因此在教育基本公共服务均等化的背景下，相关教育扶贫政策应关注到这一学生群体的特殊性。第三，已有研究发现，对受助对象的识别、调查与区分过程是福利污名产生的重要原因，故而可以利用大数据等技术手段，开发更为匿名化、人性化的识别方式，还需要改善文化环境，消除对受助群体的刻板印象，实现教育精准扶贫。