岳經(jīng)綸 程 璆

(中山大學(xué)政治與公共事務(wù)管理學(xué)院，廣東廣州，510275)

中華人民共和國自成立以來，在與貧困斗爭的長期實(shí)踐中，逐漸總結(jié)出“在發(fā)展中解決貧困”的治理模式[1]：更深刻地認(rèn)識貧困的動態(tài)性和復(fù)雜性；涵蓋更多元的扶貧主體，由單一政府轉(zhuǎn)變?yōu)榘?、社會、市場及貧困人口自身的多元主體；探索更加以人為本的識別策略，由識別貧困地區(qū)轉(zhuǎn)向識別貧困人群；制定更精準(zhǔn)化的扶貧方案，由開發(fā)式扶貧轉(zhuǎn)向兩輪驅(qū)動協(xié)同減貧[2]。這種扶貧模式雖然較好地與中國場景相融合，但也面臨著世界性難題，即有限的扶貧資源存在瞄準(zhǔn)偏差問題[3-4]。瞄準(zhǔn)是社會救助政策執(zhí)行過程中的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，現(xiàn)階段瞄準(zhǔn)偏差所導(dǎo)致的負(fù)面效應(yīng)日益突出，出現(xiàn)了資源漏出偏離、貧困人口社會參與有限、貧富差距持續(xù)拉大、返貧風(fēng)險(xiǎn)性增強(qiáng)等問題[5]?；诖?，研究當(dāng)下中國社會救助政策的瞄準(zhǔn)偏差對扶貧治理和社會穩(wěn)定具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

瞄準(zhǔn)偏差在貧困和反貧困效應(yīng)的相關(guān)研究中得到廣泛關(guān)注[6-7]。目前可以將關(guān)于瞄準(zhǔn)偏差的研究主要?dú)w納為發(fā)生機(jī)制與認(rèn)知態(tài)度兩個方面，本文主要研究瞄準(zhǔn)偏差感知的影響因素，不同于反映瞄準(zhǔn)偏差的事實(shí)測量結(jié)果，瞄準(zhǔn)偏差感知是公眾對瞄準(zhǔn)結(jié)果的主觀態(tài)度。已有研究對瞄準(zhǔn)偏差的概念、類型和測量進(jìn)行了討論，并探究了發(fā)生偏差的解釋性因素，資格障礙、技術(shù)路徑、政治過程、個體特征等均為影響瞄準(zhǔn)偏差的重要因素[8]，但對作為“文化結(jié)果”的福利污名的影響卻缺乏深入探討。如何在社會政策實(shí)施中削弱或消除污名化，讓貧困者更有尊嚴(yán)地獲取公共資源，已成為當(dāng)下社會政策研究中富有生命力的重要話題[9]。因此，將貧困者主觀文化感受的福利污名與瞄準(zhǔn)偏差感知相連接，有助于增強(qiáng)對社會救助政策中文化相容性的理解。鑒于此，本文試圖構(gòu)建福利污名對瞄準(zhǔn)偏差感知影響的解釋框架，并予以實(shí)證檢驗(yàn)，以期為提高貧困救助的瞄準(zhǔn)效率和相關(guān)政策的制定提供數(shù)據(jù)參考。

一、相關(guān)理論與文獻(xiàn)回顧

(一)福利污名及其解釋

美國社會學(xué)家戈夫曼首次對污名進(jìn)行概念化：當(dāng)個人的特質(zhì)使其與眾不同，并被歸類到壞的、危險(xiǎn)的、虛弱的類群時，其形象會遭到貶損，這種特質(zhì)就成為一種污名[10]。隨著社會的發(fā)展與進(jìn)步，污名的概念和相關(guān)理論不僅在關(guān)涉特定疾病(如軀體殘障、精神疾病、艾滋病、癌癥、糖尿病、肥胖癥等)、性別、種族、特殊社會群體(如罪犯、乞丐、流動人口等)的研究中成為重要概念，而且也在反污名、反歧視的政策和社會實(shí)踐中發(fā)揮著重要的影響力[11-12]。受污名概念的影響，社會政策研究人員提出了“福利污名”的概念，用以描述社會援助計(jì)劃或更廣泛的社會福利制度可能對貧困者造成的污名效應(yīng)[13]。

福利污名的研究通常與社會救助緊密聯(lián)系，污名不僅會降低貧困者的福利，還會限制領(lǐng)取福利的人數(shù)，并被認(rèn)為是社會救助遵循了選擇性原則的結(jié)果[14]。根據(jù)福利污名發(fā)生的具體情境，學(xué)者們總結(jié)出二元論和三元論兩種福利污名的解釋路徑。兩者均認(rèn)為福利污名是社會對某些個體或群體的貶低性、侮辱性的標(biāo)簽，被貼上標(biāo)簽者由此產(chǎn)生羞愧、恥辱乃至犯罪感，并導(dǎo)致了社會對他們的不公正待遇。不同之處在于，二元論將福利污名區(qū)分為“身份”污名和“程序”污名兩個方面，其中前者是指選擇性救助中的“身份”認(rèn)定本身就伴隨著恥辱感，后者則關(guān)注在接受救濟(jì)時遭遇的繁復(fù)程序及工作人員的無禮對待等[15]。三元論在二元論的基礎(chǔ)上將福利污名劃分為個體污名、社會污名和制度污名三個方面[16]，進(jìn)一步觀測貧困者自身、非貧困者和救助申領(lǐng)過程三種情境下污名的作用機(jī)制。

(二)瞄準(zhǔn)偏差及其類型

對于瞄準(zhǔn)偏差的描述與解釋，研究者通常采用世界銀行通行的辦法：在將人口劃分為貧困人口與非貧困人口后，觀察和評估社會政策資源是否最終分配于貧困人口，并將存在不符合政策標(biāo)準(zhǔn)的受益者及符合政策標(biāo)準(zhǔn)的未受益者的現(xiàn)象總稱為瞄準(zhǔn)偏差[17]。由于貧困測量的復(fù)雜性和反貧困政策的多元性，這種簡單的二分操作往往無法完全反映現(xiàn)實(shí)。相比之下，類型學(xué)作為更合適的劃分辦法，被用于對瞄準(zhǔn)偏差的劃分與測量，并反映不同類型的瞄準(zhǔn)偏差的特征差異。其特點(diǎn)是首先對瞄準(zhǔn)本身從對象、范圍、結(jié)果和過程進(jìn)行不同維度的分類，進(jìn)而得出相應(yīng)類型的瞄準(zhǔn)偏差。目前，對瞄準(zhǔn)機(jī)制經(jīng)典的類型學(xué)劃分包括廣義瞄準(zhǔn)與狹義瞄準(zhǔn)兩種[18]。前者是指包括反貧困政策在內(nèi)的眾多社會政策均傾向于保護(hù)貧困者，或至少為貧困者提供均等的公共資源；后者則直接針對反貧困政策本身，并確保在具體的政策(如低保制度)實(shí)施過程中，能將貧困者納入其中，而排除不在其目標(biāo)范圍內(nèi)的非貧困者。相比而言，狹義瞄準(zhǔn)能更精準(zhǔn)地反映社會救助政策實(shí)踐中的現(xiàn)實(shí)狀況。社會救助政策的執(zhí)行目標(biāo)著眼于貧困者本身，保證貧困者能按時按量獲得應(yīng)得的救助補(bǔ)貼。

按照狹義瞄準(zhǔn)的標(biāo)準(zhǔn)，許多研究發(fā)現(xiàn)，社會救助政策在逐級實(shí)施的過程中未能完全實(shí)現(xiàn)瞄準(zhǔn)的預(yù)期目標(biāo)，存在擠出效應(yīng)、目標(biāo)偏離、標(biāo)提量減的現(xiàn)象[19-20]。這種社會救助資源發(fā)生“擠出”和“遺漏”的現(xiàn)象即為瞄準(zhǔn)偏差，進(jìn)一步將其劃分為排斥性偏差和內(nèi)含性偏差兩種類型：排斥性偏差，即部分貧困者未能得到貧困資源的覆蓋，其應(yīng)得利益受損，反貧困目標(biāo)未能落實(shí)；內(nèi)含性偏差，即非貧困者被納入反貧困政策中，擠占了貧困者的應(yīng)得資源，造成瞄準(zhǔn)目標(biāo)的偏離。相應(yīng)的，個人對于兩種瞄準(zhǔn)偏差結(jié)果的主觀感知可以分為排斥性偏差感知和內(nèi)含性偏差感知。

如圖1所示，關(guān)于社會救助政策瞄準(zhǔn)的所有可能結(jié)果均在三個區(qū)域中得以體現(xiàn)，具體包括“瞄準(zhǔn)成功”“排斥性偏差”和“內(nèi)含性偏差”三種結(jié)果。在理想狀態(tài)下，完全瞄準(zhǔn)意味著既沒有貧困者被排斥在社會救助資源之外，也沒有非貧困者被納入項(xiàng)目之中，即圖中A“瞄準(zhǔn)成功”的部分。然而，現(xiàn)實(shí)的社會救助過程中會出現(xiàn)瞄準(zhǔn)失敗的結(jié)果，并表現(xiàn)為B“排斥性偏差”與C“內(nèi)含性偏差”兩種情況。因此，在識別瞄準(zhǔn)偏差時，為綜合地反映社會救助瞄準(zhǔn)差異的總體情況，既應(yīng)考慮貧困者未能獲得扶貧福利的排斥性偏差，也不能忽視非貧困者被納入扶貧覆蓋范圍的內(nèi)含性偏差。

(三)福利污名影響瞄準(zhǔn)偏差感知的解釋框架

學(xué)界對瞄準(zhǔn)偏差發(fā)生機(jī)制的研究集中于技術(shù)分析視角和政策過程視角兩個方面[21]。前者假定社會救助政策的瞄準(zhǔn)機(jī)制存在技術(shù)性的路徑依賴，任何既定設(shè)計(jì)的技術(shù)路線在與復(fù)雜的現(xiàn)實(shí)環(huán)境相遇時，其實(shí)際效率會由于簡約性和通常性的內(nèi)在要求與社會環(huán)境的復(fù)雜多元性相矛盾而大打折扣，并導(dǎo)致瞄準(zhǔn)偏差。后者的核心觀點(diǎn)是，社會救助資源配置中存在現(xiàn)有權(quán)力運(yùn)作和權(quán)力結(jié)構(gòu)再生產(chǎn)兩個政治過程，當(dāng)國家治理的政治性訴求與社會發(fā)展訴求在縱向?qū)υ捴邪l(fā)生沖突和矛盾時，會產(chǎn)生瞄準(zhǔn)偏差[22]。雖然兩種解釋路徑分別基于規(guī)范主義和經(jīng)驗(yàn)主義的分析范式，對瞄準(zhǔn)偏差給出了各自的理論解釋，但對瞄準(zhǔn)偏差的經(jīng)驗(yàn)過程均興趣闕如，也未能對社會救助政策本身及其面臨的合法性問題做出有效回應(yīng)?？梢园l(fā)現(xiàn)，逐級下沉的社會救助資源會面臨整體社會或地方性社會的文化嵌入[23]，而技術(shù)路徑和政治過程的分析視角常?；乇苓@個問題或難以對瞄準(zhǔn)機(jī)制落地時的文化情境做出有效解讀。因此，文化視角是分析瞄準(zhǔn)偏差不容忽視的重要因素。

圖1 瞄準(zhǔn)機(jī)制的三種結(jié)果

不同于技術(shù)視角和政治視角，文化視角更關(guān)注作為公共干預(yù)的社會政策如何被地方性倫理文化所接受。具體而言，其背后的隱含假設(shè)是：貧困與恥辱感相連會導(dǎo)致福利污名，若社會救助政策的制定與實(shí)施未能兼顧福利污名問題，則會導(dǎo)致瞄準(zhǔn)偏差。例如，在鄉(xiāng)村社會中，由于差序格局和熟人社會的文化結(jié)構(gòu)，低保政策放大了救助資源對貧困者的影響。特別是心理方面，羞恥感伴隨的污名作用給貧困者造成的阻礙效應(yīng)已在大量經(jīng)驗(yàn)研究中得到了證實(shí)，部分貧困者因?yàn)樾邜u感和污名化而放棄了社會救助政策或扶貧項(xiàng)目，進(jìn)而導(dǎo)致了瞄準(zhǔn)偏差現(xiàn)象的出現(xiàn)[24]。因此，關(guān)于瞄準(zhǔn)偏差的論證邏輯，可以從羞恥感和福利污名化這一普遍性問題出發(fā)，從文化和福利價(jià)值觀的角度對瞄準(zhǔn)偏差展開研究。

威廉姆森認(rèn)為福利污名的產(chǎn)生主要源于四個方面：貧困者個人被認(rèn)為是反社會或不受歡迎的，貧困者自身認(rèn)為對福利的依賴導(dǎo)致其地位低于經(jīng)濟(jì)上自給自足的個人、他人給予貧困者負(fù)面標(biāo)簽及申領(lǐng)福利過程中遭受歧視待遇[25]。這種總體性的解釋恰好與福利污名的三元解釋維度相對應(yīng)，并基本涵蓋了福利污名發(fā)生的不同情境：一是個體污名，來源于貧困者的自我感受；二是社會污名，來自非貧困者對貧困者的評價(jià)；三是制度污名，來自貧困者對福利救助機(jī)構(gòu)和救助過程的評價(jià)。三種污名與瞄準(zhǔn)偏差感知的邏輯關(guān)系，不應(yīng)只停留在狹義的理解層面，而應(yīng)具有更豐富的外延。據(jù)此，文章構(gòu)建了福利污名影響瞄準(zhǔn)偏差感知的解釋框架(圖2)，并分別提出了個體污名、社會污名和制度污名與瞄準(zhǔn)偏差感知的研究假設(shè)。

圖2 福利污名影響瞄準(zhǔn)偏差感知的解釋框架

1.個體污名與瞄準(zhǔn)偏差感知

鮑曼對個體污名的內(nèi)涵進(jìn)行了歸納，認(rèn)為個體污名來源于貧困者的自我主觀感受，是指貧困者自身認(rèn)為申領(lǐng)福利是可恥的現(xiàn)象[26]。但對個體污名的理解不應(yīng)局限于“個人的恥辱感”，個體污名對瞄準(zhǔn)偏差感知的影響機(jī)理應(yīng)包含“自我比較”和“缺乏互惠”兩種路徑。前者著眼于個人經(jīng)濟(jì)狀況，福利接受者將自身當(dāng)前狀態(tài)與其理想狀態(tài)相對照，若低于預(yù)期(或處于較低收入水平)則會產(chǎn)生羞愧感；后者著眼于社會互惠，不同于其他社會交往模式，慈善能給予物質(zhì)救助但不強(qiáng)制要求作為“免費(fèi)贈予”的回饋[27]，貧困者在申領(lǐng)救助時常常居于“有求于人”的被動位置，不但難以獲得類似互惠所能提供的地位和尊重，甚至?xí)媾R歧視和貶損風(fēng)險(xiǎn)。因此，無論是“自我比較”還是“缺乏互惠”，均會滋生一定的自我否定情緒，進(jìn)而影響到個人對社會救助政策瞄準(zhǔn)結(jié)果的客觀判斷，據(jù)此提出假設(shè)1。

假設(shè)1：個體污名的自我否定越強(qiáng)烈，個人對瞄準(zhǔn)偏差的感知越強(qiáng)。

2.社會污名與瞄準(zhǔn)偏差感知

社會污名與非貧困者的行為和態(tài)度相關(guān)聯(lián)，并直接影響到貧困者的自我感受[28]。非貧困者對福利接受者的歧視會帶來污名效應(yīng)，這種來自其他社會成員的評價(jià)最終影響到貧困者自身的判斷。具體而言，社會污名在影響個人的瞄準(zhǔn)偏差感知上存在不同的情形。當(dāng)貧困被視為是社會結(jié)構(gòu)所導(dǎo)致，且人們具有較強(qiáng)烈的社會權(quán)利意識時，社會污名的影響可能是最小的；但若貧困與個人失敗關(guān)聯(lián)，貧困者則會被貼上“浪費(fèi)”“懶惰”“無能”等恥辱標(biāo)簽，這些會強(qiáng)化貧困者的自我否定。如Li和Walker的研究發(fā)現(xiàn)，村民對同村的貧困戶和五保戶雖均存在歧視，但對于后者的歧視程度更強(qiáng)[29]，這也進(jìn)而影響到村民對于低保和五保兩種不同社會救助制度的判斷與評價(jià)。因此，社會污名對個人關(guān)于社會政策瞄準(zhǔn)結(jié)果的判斷不能一概而論，據(jù)此提出假設(shè)2。

假設(shè)2：社會污名對個人瞄準(zhǔn)偏差感知存在影響。

3.制度污名與瞄準(zhǔn)偏差感知

制度污名存在于社會救助制度的結(jié)構(gòu)、設(shè)計(jì)及執(zhí)行等各個環(huán)節(jié)之中。對制度污名的理解不應(yīng)局限于“福利救助過程中的不公正待遇”。一般認(rèn)為，結(jié)構(gòu)化的社會福利制度及個人對于社會福利制度的綜合評價(jià)(包括扶助標(biāo)準(zhǔn)、條例規(guī)定等)均會影響個人對社會救助政策的判斷。社會救助政策每一環(huán)節(jié)的設(shè)定常常被有意強(qiáng)加于貧困者，以約束或規(guī)制貧困者的個人行為，但有時卻產(chǎn)生政策制定不力的意外后果[30]。以美國食品券(營養(yǎng)補(bǔ)給援助計(jì)劃SNAP)為例，Gideon Yaniv發(fā)現(xiàn)，接受社會援助的人在社區(qū)中會面臨污名帶來的風(fēng)險(xiǎn)，領(lǐng)取者甚至被要求穿著特別的制服參與勞務(wù)，且由于該領(lǐng)取計(jì)劃結(jié)果對公眾開放，領(lǐng)取者會面臨可能的歧視和偏見[31]。這些意外后果會加重貧困者本人的自我否定情緒和其他社會成員的偏見意識，影響個人對社會救助政策的最終判斷，據(jù)此提出假設(shè)3。

假設(shè)3：制度污名會強(qiáng)化個人的瞄準(zhǔn)偏差感知。

4.福利污名的交互作用與瞄準(zhǔn)偏差感知

值得注意的是，三種污名的發(fā)生不僅有各自獨(dú)立的發(fā)生機(jī)制，彼此之間也存在相互影響。Li和Walker的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村社會中非貧困者對貧困者的偏見和歧視會加重貧困者自身的自我否定傾向[32]，即社會污名強(qiáng)化了個體污名的作用。因此，有必要進(jìn)一步論證個體污名、社會污名和制度污名三種污名彼此的交互效應(yīng)對瞄準(zhǔn)偏差感知的影響，據(jù)此提出假設(shè)4。

假設(shè)4：個體污名、社會污名和制度污名三種污名彼此間交互影響，并影響個人瞄準(zhǔn)偏差感知。

二、數(shù)據(jù)、變量與描述性分析

(一)數(shù)據(jù)與變量

本文采用的數(shù)據(jù)來源于中山大學(xué)“公眾福利態(tài)度調(diào)查”團(tuán)隊(duì)開展的“2018年全國公眾福利態(tài)度調(diào)查”的樣本數(shù)據(jù)。該團(tuán)隊(duì)首先在2017年對廣東省21個地市進(jìn)行調(diào)查，后將調(diào)查范圍擴(kuò)展到東部(廣東)、中部(湖北)和西部(陜西)3個省份的44個地級市，因而此項(xiàng)調(diào)查是具有全國代表性的公眾福利態(tài)度調(diào)查。問卷內(nèi)容包括收入不平等感知、貧困、社會團(tuán)結(jié)與社會風(fēng)險(xiǎn)、工作倫理、公平原則、幸福感、社會照顧等多個模塊，涵蓋了公眾對社會政策認(rèn)知態(tài)度的豐富信息，且與本研究的議題十分契合。此次調(diào)查的原始數(shù)據(jù)樣本為13817個，為了保證數(shù)據(jù)的完整性，本文對主要解釋變量進(jìn)行處理后，獲得有效樣本9848個。

本文主要的被解釋變量是瞄準(zhǔn)偏差感知，來源于問卷中受訪者對所處城市低保瞄準(zhǔn)偏差的主觀感知情況，具體包括排斥性偏差感知和內(nèi)含性偏差感知兩種情況，分別來自問卷中“你身邊有符合‘低?！瘲l件但沒能享受‘低?！龅募彝帷焙汀澳闵磉呌胁环稀捅！瘲l件但卻能享受‘低保’待遇的家庭嗎”兩個問題，其回答均分為“基本沒有”“有一少部分”和“普遍”三個等級，數(shù)值越大，代表當(dāng)?shù)氐捅Ｃ闇?zhǔn)偏差的情況越嚴(yán)重。

解釋變量包括個體污名、社會污名、制度污名及控制變量。其中，個體污名用受訪者自身的相對個人收入狀況(以中位選項(xiàng)為劃分依據(jù))和地區(qū)收入不平等感知來衡量，以表征對自身生活境遇的自我比較。社會污名用受訪者對窮人致貧原因的看法進(jìn)行衡量，包括“窮人懶惰或缺乏勤儉美德”“窮人缺乏必要的教育和技能”兩個問題，以反映個人對貧困(窮人)的態(tài)度。制度污名用受訪者對低保制度和政府扶貧的兩個評價(jià)狀況進(jìn)行衡量，包括“目前‘低?！侥軡M足基本開支嗎”和“改善窮人的生活水平主要是政府的責(zé)任嗎”?？刂谱兞堪ㄐ詣e、年齡、受教育年數(shù)(由受教育程度轉(zhuǎn)化)、婚姻狀況(已婚與未婚)、戶口類型(農(nóng)業(yè)戶口與非農(nóng)戶口)、樣本省份(廣東、湖北和陜西)。

(二)描述性分析

表1列出了排斥性偏差感知和內(nèi)含性偏差感知兩組樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，兩組樣本量分別為8581個和8461個。受訪者以35歲的中年人為主，男性略多于女性，受教育年數(shù)均達(dá)到12年，已婚比例均超過6成，農(nóng)業(yè)戶口占比高于非農(nóng)戶口，樣本在廣東、湖北和陜西三省的比例分布大體為4∶3∶3。

從統(tǒng)計(jì)結(jié)果看，兩種類型瞄準(zhǔn)偏差的均值均略大于1.6，說明瞄準(zhǔn)偏差的情況確實(shí)存在。對三個解釋變量進(jìn)行考察：其一，個體污名方面，受訪者對自己和家庭的評價(jià)系數(shù)不高，去年年收入相對狀況一般，均值均接近0.63，不平等感知較強(qiáng)，均值均略超過0.6；其二，社會污名方面，認(rèn)為窮人懶惰的均值均約為0.24，而認(rèn)為窮人缺乏教育和技能的則均接近0.48，說明總體上受訪者對于窮人致貧的態(tài)度以務(wù)實(shí)取向?yàn)橹?，不存在顯著的歧視性態(tài)度；其三，制度污名方面，認(rèn)為當(dāng)前的低保水平難以滿足實(shí)際開支需要的比例均接近45%，僅有接近10%的人認(rèn)為改善窮人的生活水平主要是政府的責(zé)任，這說明雖然大部分人對低?，F(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)存在不滿，但也能認(rèn)識到改善窮人生活并非完全由政府擔(dān)責(zé)。

上述描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果初步表明，排斥性偏差和內(nèi)含性偏差這兩種瞄準(zhǔn)偏差感知確實(shí)存在，個人在自我比較、對窮人的態(tài)度及對低保社會救助評價(jià)中也確實(shí)存在理論闡釋中的福利污名。為了詳細(xì)論證福利污名對瞄準(zhǔn)偏差感知的影響機(jī)制，需要進(jìn)一步進(jìn)行多元回歸分析。

本文分別選取了三組變量作為個體污名、社會污名和制度污名的工具變量。具體來說，個體污名選取“家庭收入階層自評”和“家庭收入未來預(yù)期”為工具變量，社會污名選取“不勞而獲可恥”和“不工作會懶惰”為工具變量，制度污名選取“消除不平等很重要”“滿足基本需求重要”和“社會保障制度完善”為工具變量。選擇工具變量的原因在于以下三點(diǎn)：首先，相應(yīng)的工具變量都能一定程度上體現(xiàn)個體、社會和制度三種污名，滿足工具變量的相關(guān)性要求；其次，選擇的工具變量是對于既定問題的獨(dú)立看法或觀念，不受其他因素的影響，從而滿足工具變量外生性的要求；第三，選取的這三組工具變量不會對瞄準(zhǔn)偏差感知產(chǎn)生直接影響，而是分別通過個體、社會和制度三個方面的污名效應(yīng)對瞄準(zhǔn)偏差感知發(fā)生作用。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、模型估計(jì)結(jié)果與分析

(一)計(jì)量模型選擇

在回歸分析中，有序概率模型(包括有序Logit模型、有序Probit模型)常被運(yùn)用于因變量為定序變量的情形。本文的因變量為排斥性偏差感知和內(nèi)含性偏差感知，兩者均為定序變量。為了考察福利污名對兩種瞄準(zhǔn)偏差的影響，本文采用有序Logit進(jìn)行估計(jì)，模型設(shè)定如下：

上式中，Yi為因變量，即排斥性偏差和內(nèi)含性偏差兩種瞄準(zhǔn)偏差，Xi表示自變量的向量，ui為隨機(jī)擾動項(xiàng)，F(xiàn)(.)為某非線性函數(shù)。其具體的模型為：

(2)式中 β1，β2，…，βn-1為切割點(diǎn)，均為待估計(jì)參數(shù)；Y?i為受訪者i潛在的瞄準(zhǔn)偏差感知，由于這個值無法直接觀測，將其設(shè)定為潛變量，且需要滿足：

已有研究發(fā)現(xiàn)，不論采用OLS模型還是有序Logit模型或有序Probit模型，變量系數(shù)和顯著性并不會存在明顯的差異，且相比后兩種模型，OLS模型的回歸結(jié)果更能直觀地呈現(xiàn)出邊際效益。因此，本文在采用有序Logit回歸模型進(jìn)行分析的同時，也將OLS模型的回歸結(jié)果予以比對，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

另外，為了分析福利污名三個方面的相互影響及對瞄準(zhǔn)偏差感知的影響，在進(jìn)行主效應(yīng)回歸后，將進(jìn)一步論證個體污名、社會污名和制度污名三種污名彼此的交互效應(yīng)對排斥性偏差和內(nèi)含性偏差的影響。

值得注意的是，由于本文的瞄準(zhǔn)偏差感知和福利污名的代理變量均為個人主觀變量，因此某些無法觀測的心理機(jī)制可能導(dǎo)致反向因果的關(guān)系，或者非常重要的未被觀察到的遺漏變量可能同時影響著瞄準(zhǔn)偏差感知和福利污名，造成福利污名對瞄準(zhǔn)偏差感知影響的估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)內(nèi)生性偏誤。為此，本文采用兩階段最小二乘法(2SLS)，進(jìn)一步對個體污名、社會污名和制度污名進(jìn)行三組工具變量的參數(shù)估計(jì)，并分別依次采用弱工具變量檢驗(yàn)、過度識別檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)來判斷各自工具變量的有效性、外生性和變量的內(nèi)生性狀況，以檢驗(yàn)分析結(jié)果的穩(wěn)健性。

(二)福利污名對瞄準(zhǔn)偏差影響的回歸分析

表2列出了福利污名對瞄準(zhǔn)偏差的回歸分析結(jié)果，列(1)和列(2)為采用有序Logit(O_Logit)模型的結(jié)果，列(3)和列(4)為采用OLS模型的回歸結(jié)果。其中，列(1)和列(3)為福利污名對排斥性偏差的影響，列(2)和列(4)為福利污名對內(nèi)含性偏差的影響。總體來看，假設(shè)1～假設(shè)3得到了驗(yàn)證。無論是有序Logit模型還是OLS模型的估計(jì)結(jié)果都說明，個體污名、社會污名和制度污名的各核心變量及控制變量在回歸系數(shù)方向和顯著性狀況上基本一致，因此估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性較好。

個體污名的影響。從個體污名的兩個測量變量來看，個人對自身或家庭的否定越強(qiáng)烈，則瞄準(zhǔn)偏差感知會越強(qiáng)。具體而言，個人不平等感知對兩種瞄準(zhǔn)偏差均產(chǎn)生正向顯著影響，即不平等的感知會加劇個人對排斥性偏差和內(nèi)含性偏差的評價(jià)；而個人去年的年收入狀況則產(chǎn)生負(fù)向顯著影響，即收入狀況越差，瞄準(zhǔn)偏差感知越強(qiáng)。特別的，不平等感知雖然在1%統(tǒng)計(jì)水平上對排斥性偏差和內(nèi)含性偏差產(chǎn)生負(fù)向影響，但后者的回歸系數(shù)要大于前者，說明不平等感知對內(nèi)含性偏差情緒的影響更強(qiáng)。合理的解釋是，現(xiàn)實(shí)生活中不論貧困者還是非貧困者，在對瞄準(zhǔn)偏差的認(rèn)知上均存在“差序格局”的特征，即對于“漏貧”和“錯貧”兩種不公平現(xiàn)象，普通群眾會更關(guān)注擠占扶貧資源的錯貧結(jié)果[33]。

社會污名的影響。從社會污名的兩個測量變量來看，僅有對窮人的生性懶惰的刻板印象會增強(qiáng)排斥性偏差感知，缺乏能力變量對兩種偏差的影響均不顯著。這與現(xiàn)實(shí)情況一致，當(dāng)人們崇尚勤勞時，對將不勞作不務(wù)實(shí)的窮人劃入救助對象的結(jié)果會存在質(zhì)疑，并對漏貧現(xiàn)象采取默許態(tài)度。

制度污名的影響。從制度污名的兩個觀測變量來看，對低保制度的評價(jià)和政府責(zé)任主體的認(rèn)知均會強(qiáng)化瞄準(zhǔn)偏差感知。具體而言，對低保支出標(biāo)準(zhǔn)的評價(jià)會負(fù)向顯著影響兩種偏差感知，即對低保支出當(dāng)前的評價(jià)越滿意，則越不會出現(xiàn)瞄準(zhǔn)偏差。而若認(rèn)為改善窮人生活的主要責(zé)任在于政府而非其他(個人或個人與政府共擔(dān))，瞄準(zhǔn)偏差感知更強(qiáng)。可能的解釋是，在低保制度的評價(jià)中，個人存在明顯的福利依賴傾向，不只是低保申領(lǐng)者，普通人也會對消除貧困中的政府角色和作用存在依賴心理[34]，并強(qiáng)化了個人的低保瞄準(zhǔn)偏差感知。

表2 福利污名對瞄準(zhǔn)偏差感知的回歸分析

控制變量的影響。年齡越大，受教育年數(shù)越高，瞄準(zhǔn)偏差感知越弱。已婚人群比未婚人群的瞄準(zhǔn)偏差感知更強(qiáng)烈，農(nóng)村樣本比城市樣本的瞄準(zhǔn)偏差更強(qiáng)烈。省份差異方面，以陜西為參照組，處于沿海地區(qū)的廣東對瞄準(zhǔn)偏差感知更弱，而中部省份的影響不顯著。

(三)個體污名、社會污名與制度污名的交互效應(yīng)分析

在探討自變量對因變量的影響時，很多研究局限于主效應(yīng)分析，并假設(shè)每個自變量對因變量的影響不受其他自變量取值的影響。但現(xiàn)實(shí)中，單個自變量對因變量的影響很可能受到其他自變量取值的影響，比如本文的三種污名相互間可能存在彼此強(qiáng)化或削弱的作用，即彼此間存在相互調(diào)節(jié)的效應(yīng)。一般而言，調(diào)節(jié)效應(yīng)包括兩種方向，一種是正向調(diào)節(jié)，另一種則是負(fù)向調(diào)節(jié)。以個體污名和社會污名兩者交互項(xiàng)對瞄準(zhǔn)偏差的影響為例，正向調(diào)節(jié)表明社會污名的作用強(qiáng)化了個體污名對瞄準(zhǔn)偏差的感知，負(fù)向調(diào)節(jié)則說明是弱化作用。據(jù)此，將測量個體污名、社會污名與制度污名的變量分別構(gòu)建交互項(xiàng)，并將交互項(xiàng)加入模型中進(jìn)行擬合，以驗(yàn)證個體污名、社會污名與制度污名三者之間可能存在的交互效應(yīng)及對瞄準(zhǔn)偏差的影響。

從表3可以看出，假設(shè)4得到驗(yàn)證，但在三種污名的測量變量所構(gòu)建的交互項(xiàng)中，僅有兩個交互項(xiàng)的影響是顯著的，且在有序Logit模型和OLS模型中的回歸結(jié)果保持一致。具體而言，其一，社會污名會強(qiáng)化個體污名對瞄準(zhǔn)偏差感知的影響，對窮人生性懶惰的刻板印象會強(qiáng)化收入不平等感知對內(nèi)含性偏差感知的影響。其二，社會污名會強(qiáng)化制度污名對內(nèi)含性偏差感知的影響，對窮人缺乏能力的歧視觀念會強(qiáng)化低保難以滿足開支對排斥性偏差感知的影響。該交互項(xiàng)的結(jié)果可以從一個社會心理學(xué)的角度解釋，對社會現(xiàn)象特別是某類人群先入為主的刻板印象存在“移情”效果，并影響對該類人群相關(guān)政策制度的最終評價(jià)。譬如，對窮人的歧視偏見，會導(dǎo)致人們增加對救助制度程序過程的關(guān)注，并質(zhì)疑不務(wù)實(shí)不勞作的窮人被納入救助對象范疇中，進(jìn)而強(qiáng)化了個人的內(nèi)含性偏差感知。

表3 福利污名對瞄準(zhǔn)偏差感知的交互效應(yīng)分析

四、福利污名變量的內(nèi)生性處理

為了驗(yàn)證福利污名主觀變量的內(nèi)生性問題，本文采用兩階段最小二乘法(2SLS)，對個體污名、社會污名和制度污名分別進(jìn)行工具變量的參數(shù)估計(jì)，并相應(yīng)地采用弱工具變量檢驗(yàn)、過度識別檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)來判斷各個工具變量的有效性、外生性和變量的內(nèi)生性，以檢驗(yàn)分析結(jié)果的穩(wěn)健性。

(一)個體污名變量的內(nèi)生性處理

為解決個體污名主觀變量可能存在的內(nèi)生性問題，本文生成一個新的虛擬變量：當(dāng)且僅當(dāng)“收入狀況”和“收入不平等”兩個變量同時取值為1時，將該虛擬變量賦值為1，并命名其為“積極個體認(rèn)知”，同時采用“您的家庭所屬的收入階層”(家庭收入階層自評)和“您和您家人的生活在未來一年中相比目前會如何”(家庭收入未來預(yù)期)兩個變量作為“積極個體認(rèn)知”的工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)與分析。

從表4可以看出，在兩個第一階段回歸中，以“積極個體認(rèn)知”為因變量時，兩個2SLS回歸中“家庭收入階層自評”變量均產(chǎn)生顯著影響，聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量也大于10，說明不存在弱工具變量問題；第二階段中“積極個體認(rèn)知”變量在1%統(tǒng)計(jì)水平上呈正向顯著性。另外，兩個2SLS回歸中的Sargan檢驗(yàn)和Basmann檢驗(yàn)的p值均大于0.1，說明無法在10%統(tǒng)計(jì)水平上拒絕工具變量符合外生性條件的原假設(shè)；內(nèi)生性Hausman檢驗(yàn)的p值分別為0.311和0.310，說明無法推翻“積極個體認(rèn)知”為外生變量的原假設(shè)。從有序Logit模型和OLS模型回歸結(jié)果來看，“積極個體認(rèn)知”對排斥性偏差感知和內(nèi)含性偏差感知均產(chǎn)生正向顯著影響，這證實(shí)了本文分析結(jié)果的穩(wěn)健性。

(二)社會污名變量的內(nèi)生性處理

為解決社會污名主觀變量可能存在的內(nèi)生性問題，本文生成一個新的虛擬變量：當(dāng)且僅當(dāng)“生性懶惰”和“缺乏能力”兩個變量同時取值為1時，將該虛擬變量賦值為1，并命名其為“積極社會認(rèn)知”，同時采用“是否認(rèn)為不勞而獲可恥”和“是否認(rèn)為不工作會使人懶惰”兩個變量作為“積極社會認(rèn)知”的工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)與分析。

從表5可以看出，在兩個第一階段回歸中，以“積極社會認(rèn)知”為因變量時，兩個2SLS回歸中“不勞而獲可恥”變量均產(chǎn)生正向顯著影響，聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量也大于10，說明不存在弱工具變量問題；第二階段中“積極社會認(rèn)知”變量不顯著。兩個2SLS回歸中的Sargan檢驗(yàn)和Basmann檢驗(yàn)的p值均大于0.1，說明無法在10%統(tǒng)計(jì)水平上拒絕工具變量符合外生性條件的原假設(shè)；內(nèi)生性Hausman檢驗(yàn)的p值分別為0.968和0.966，說明無法推翻“積極社會認(rèn)知”為外生變量的原假設(shè)。從有序Logit模型和OLS模型回歸結(jié)果來看，“積極社會認(rèn)知”對排斥性偏差感知和內(nèi)含性偏差感知均未產(chǎn)生顯著影響，這與上文的回歸結(jié)果保持一致。

表4 積極個體認(rèn)知對瞄準(zhǔn)偏差感知的TSLS回歸結(jié)果

表5 積極社會認(rèn)知對瞄準(zhǔn)偏差感知的TSLS回歸結(jié)果

(三)制度污名變量的內(nèi)生性處理

為解決制度污名主觀變量可能存在的內(nèi)生性問題，本文生成一個新的虛擬變量：當(dāng)且僅當(dāng)“低保難以滿足開支”和“扶貧責(zé)任在于政府”兩個變量同時取值為1時，將該虛擬變量賦值為1，并命名其為“積極制度認(rèn)知”，同時采用“是否認(rèn)為消除不平等感知很重要”“是否認(rèn)為保證基本生活需求很重要”和“是否認(rèn)為當(dāng)前社會保障制度完善”三個變量作為“積極制度認(rèn)知”的工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)與分析。

從表6可以看出，在第一階段回歸中，以“積極制度認(rèn)知”為因變量時，聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量大于10，說明不存在弱工具變量問題；第二階段中“積極制度認(rèn)知”變量不顯著。在第一階段回歸中，排斥性偏差感知中的“社會保障制度完善”變量在1%統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著，內(nèi)含性偏差感知中“消除不平等很重要”變量和“社會保障制度完善”變量均正向顯著；第二階段中“積極制度認(rèn)知”變量均正向顯著。兩個2SLS回歸中的Sargan檢驗(yàn)和Basmann檢驗(yàn)的p值均大于0.05，說明無法在5%的統(tǒng)計(jì)水平上拒絕工具變量符合外生性條件的原假設(shè)；內(nèi)生性Hausman檢驗(yàn)的p值分別為0.956和0.927，無法推翻“積極制度認(rèn)知”為外生變量的原假設(shè)。從有序Logit模型和OLS模型回歸結(jié)果來看，“積極制度認(rèn)知”對排斥性偏差和內(nèi)含性偏差均產(chǎn)生正向顯著影響，再次印證了本文實(shí)證分析結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 積極制度認(rèn)知對瞄準(zhǔn)偏差感知的TSLS回歸結(jié)果

五、結(jié)論與討論

本文構(gòu)建了福利污名對瞄準(zhǔn)偏差感知影響的解釋框架，基于2018年全國福利態(tài)度調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用有序Logit模型分析了福利污名對瞄準(zhǔn)偏差感知的影響，并進(jìn)一步檢驗(yàn)了個體污名、社會污名和制度污名三種污名的交互效應(yīng)對瞄準(zhǔn)偏差感知的影響。在對福利污名的三個維度分別進(jìn)行內(nèi)生性分析后，得到本文的主要研究結(jié)論：第一，包括排斥性偏差感知和內(nèi)含性偏差感知的兩種瞄準(zhǔn)偏差感知普遍存在，前者強(qiáng)于后者；第二，個體污名和制度污名會強(qiáng)化個人瞄準(zhǔn)偏差感知，對窮人生性懶惰的刻板印象和歧視觀念會增強(qiáng)排斥性偏差感知；第三，三種污名的交互效應(yīng)會對排斥性偏差感知和內(nèi)含性偏差感知存在不同影響，社會污名會強(qiáng)化個體污名對內(nèi)含性偏差感知的影響，社會污名會強(qiáng)化制度污名對排斥性偏差感知的影響。

本文的研究結(jié)果具有一定的政策啟示。最低生活保障制度作為我國居民基本生活的兜底保護(hù)網(wǎng)，高效地發(fā)揮作用對贏得脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)具有重要意義。在最低生活保障制度的執(zhí)行實(shí)施過程中，各級政府在制定相關(guān)政策時，應(yīng)關(guān)注福利污名對瞄準(zhǔn)偏差現(xiàn)象的影響，如何在社會救助資源的傳遞過程中削弱福利污名的影響是精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略的重要議題。

首先，在具體社會救助政策的執(zhí)行層面，需要考慮社會救助的“文化相容性”，將政策設(shè)計(jì)融入基層社會的文化環(huán)境中。目前，社會救助政策受到鄉(xiāng)土人情和文化的影響，如最低生活保障制度和特困人員供養(yǎng)制度(五保)在基層落地的過程中會面臨差別對待，低保身份及其附加權(quán)利受到更多人的追逐和青睞，五保戶卻常常受到村民的疏遠(yuǎn)與排斥。因此，應(yīng)因地制宜地制定相應(yīng)的實(shí)施細(xì)則，將村莊文化和現(xiàn)實(shí)情況納入考量，以避免等量齊觀的標(biāo)準(zhǔn)造成的“政策落地難”的問題，防止文本與修辭造成的偏見和歧視。

其次，在基層的扶貧與社會救助工作中，要兼顧瞄準(zhǔn)效率與文化相容性，既要考慮應(yīng)用低保對象識別方法提升貧困瞄準(zhǔn)效率，也應(yīng)防止片面追求瞄準(zhǔn)精度給申請人帶來的污名損害。一方面，在家計(jì)調(diào)查識別貧困人群的過程中，依靠社區(qū)瞄準(zhǔn)機(jī)制的信息優(yōu)勢，充分利用附著于社區(qū)網(wǎng)絡(luò)中的家戶福利信息來精準(zhǔn)識別貧困家庭。在具體執(zhí)行中，依據(jù)家計(jì)調(diào)查的評分結(jié)果，運(yùn)用社區(qū)瞄準(zhǔn)機(jī)制排除評分不在瞄準(zhǔn)范圍的家庭，然后在剩余家庭中通過民主評議、民情監(jiān)督員陳述和民意代表投票等社區(qū)瞄準(zhǔn)程序來確定低保資格。另一方面，由于在申請過程中公開貧困者及福利獲取者的信息會對貧困者產(chǎn)生較大的污名風(fēng)險(xiǎn)，因此在評議環(huán)節(jié)可以匿名化處理申請人信息，并公開會議流程，提供復(fù)議渠道，最大限度地保障申請人利益。

第三，在福利申領(lǐng)方面，為防止附屬性權(quán)利所導(dǎo)致的身份特權(quán)和不公平現(xiàn)象，社會救助政策應(yīng)以公共服務(wù)均等化為發(fā)展方向，并逐漸由補(bǔ)缺性救助向普惠性救助轉(zhuǎn)變。一方面，要夯實(shí)最低生活保障制度和特困人員供養(yǎng)制度的地位，逐步提高最低生活保障的救助標(biāo)準(zhǔn)，繼續(xù)發(fā)揮兜底作用；另一方面，要針對不同救助對象劃定不同的救助標(biāo)準(zhǔn)，健全差異化的救助服務(wù)。除了在物質(zhì)層面保證社會救助項(xiàng)目的覆蓋面和受益群體，還應(yīng)在價(jià)值層面保障居民的社會權(quán)利，維護(hù)公平正義。

本文存在一些不足之處。其一，本文所指的瞄準(zhǔn)偏差不是事實(shí)測度的“錯貧”和“漏貧”結(jié)果，而是個人對低保實(shí)施現(xiàn)狀的一種主觀評價(jià)。這種瞄準(zhǔn)偏差感知雖然一定意義上能代表瞄準(zhǔn)偏差結(jié)果，但運(yùn)用實(shí)際測度的“錯貧”和“漏貧”數(shù)據(jù)會更有說服力。其二，由于目前對福利污名沒有清晰的指標(biāo)設(shè)計(jì)，本文對福利污名的測度均來自問卷中的代理變量，受到問卷和數(shù)據(jù)的限制，變量的操作化和效度水平無法做到理想化，這些不足之處值得未來的研究參考和改進(jìn)。