邊 恕 紀曉晨

(遼寧大學公共管理學院，遼寧沈陽，110136)

一、引言

戰(zhàn)勝絕對貧困后，貧困人群的基本經濟條件得到保障。但是扶貧攻堅并未“畢其功于一役”，絕對脫貧人群在公共服務、社會參與等維度仍然存在著與社會經濟發(fā)展水平不匹配的情況，其中的大部分將轉化為相對貧困人群[1]。習近平總書記提出：“2020年全面建成小康社會之后，我們將消除絕對貧困，但相對貧困仍將長期存在。到那時，現(xiàn)在針對絕對貧困的脫貧攻堅舉措要逐步調整為針對相對貧困的日常性幫扶措施[2]?！秉h的十九屆四中全會也明確要求，堅決打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，建立解決相對貧困的長效機制。

建立解決相對貧困的長效機制，需要由單一的經濟貧困治理轉向消除經濟貧困和消除社會排斥并重。相對貧困不僅反映經濟維度的收入差距，也與社會維度的社會排斥密切相關。Townsend認為，個人和家庭陷入相對貧困狀態(tài)是由于其缺乏參與社會活動的資源，被社會排斥在外，本應擁有的機會被相對剝奪[3]。而社會排斥是能力剝奪導致貧困的動態(tài)過程[4]。從我國相對貧困治理實踐來看，與社會排斥相關的公共服務、參與機會等維度仍在現(xiàn)有的相對貧困評估中被邊緣化[5]，具體而言，住房、就業(yè)、社會福利等方面均存在對相對貧困人口的社會排斥[6-8]。因而，建立解決相對貧困長效機制需要消除社會排斥，倡導包容性增長[9]。但在當前中國環(huán)境下，社會排斥對相對貧困人群的影響效應是怎樣的？這是本文想要回答的問題。本文的邊際貢獻在于，從總體層面和不同群體層面評估社會排斥對相對貧困人群的異質性影響，并從社會建設角度為構建解決相對貧困的長效機制提供有效思路。

二、社會排斥和相對貧困：文獻梳理和理論機制

(一)文獻梳理

Townsend最早明確了相對貧困的定義。他認為，個人和家庭缺乏飲食、住房、娛樂等參與社會活動的資源，不足以達到社會習俗和社會文化認可的生活水平，被社會排斥在外，本應擁有的資源和機會被剝奪，進而陷入了相對貧困狀態(tài)[10]。這說明，相對貧困是與社會認可水平比較的、多維度的相對匱乏狀態(tài)。貧困的概念從經濟維度的絕對匱乏擴展到經濟、社會等多維度的相對剝奪和排斥。在測度上，研究者也對相對貧困的社會性、多維性給予了足夠的重視。Baulch等有關貧困測度的研究包含了社會性、多維性思想[11]。Atkinson則將多維貧困測度概括為社會福利和計數方法兩類[12]。Alkire和Foster提出的AF方法是較為完善的多維貧困測度方法[13]，并被聯(lián)合國所采用。Bray、王小林和馮賀霞等的研究也提出了相對貧困的多維測量方法[14-15]。

貧困的社會性和多維性使研究者更加重視從社會視角研究貧困，尤其是能力貧困觀點被提出后，能力剝奪的社會排斥與貧困的關系逐漸受到重視[16]。社會排斥起源于20世紀70年代的法國，最初指特定人群不被社會福利制度保護并長久隔絕于社會之外的狀態(tài)。后續(xù)有關研究焦點則從福利排斥拓展到多維度排斥。許多研究者認為，社會排斥是在多個維度上減少個體或群體的社會參與度和充分實現(xiàn)能力的機會的動態(tài)過程，而非一種狀態(tài)。如 Gordon、Adelman和Ashworth認為，社會排斥指大多數人參與的一系列社會關系、社會活動的缺失和否定過程[17]。世界銀行認為，社會排斥是由經濟、政治、社會和文化等渠道驅動的動態(tài)、多維不平等過程，在個人、家庭、群體、社區(qū)、國家等不同層面導致的一系列隔絕行為。它表現(xiàn)為特定人群在獲得資源、能力、權利和健康等方面的不平等[18]。方長春認為，社會排斥是以機制限制個體或群體獲取特定資源，阻礙其進入特定的階層、身份等[19]。因而，社會排斥是一個多維的、動態(tài)的過程。這種認知有助于精確建構社會排斥與貧困的關系，制定相應的社會政策[20]。

從社會排斥和貧困的關系來看，社會排斥并不等同于貧困，而是獨立的、與貧困相關的動態(tài)過程。雖然在政策層面上，英國政府、歐盟等將消除貧困和解決社會排斥作為并列的社會政策目標，二者甚至可以相互替代[21-22]，但從研究來看，兩者具有明顯的獨立性。如Akinson指出，社會排斥并不等同于貧困，從時間序列來看，社會排斥與貧困之間存在一定相關性[23]。Devicienti和Poggi也以計量方法證實了社會排斥和貧困是兩個獨立的過程，而且社會排斥對貧困具有溢出效應[24]。Berthoud和Bryan則發(fā)現(xiàn)，貧困人群收入上升后，社會排斥度沒有馬上下降[25]。Figari研究發(fā)現(xiàn)，相比當前的收入水平，過去的收入水平和社會排斥度之間的相關性更高[26]。從兩者之間的因果機理來看，Sen認為社會排斥是能力貧困的關系根源，其內在特征會導致社會關系維度的能力剝奪，進而引發(fā)相對貧困，并對除社會關系外的其他剝奪維度產生交互影響，使特定人群陷入能力貧困[27]?？巳R爾·肖特認為，社會排斥是不同維度能力剝奪和貧困的來源，因而要通過反對社會排斥來解決貧困[28]。

我國有關社會排斥的研究也從不同維度和群體樣本證實了社會排斥的存在。如方菲通過研究湖北省相關農戶的數據發(fā)現(xiàn)，農村低保對象遭受了來自經濟和社會方面的排斥[29]。高帥等運用Biprobit模型發(fā)現(xiàn)，社會排斥對農民工形成了就業(yè)排斥和相關權利剝奪，導致農民工出現(xiàn)多維貧困[30]。方長春發(fā)現(xiàn)，基于住房的社會排斥機制開始形成，城市外來移民與原有居民相比在住房上處于明顯的弱勢地位[31]。方珂等認為，現(xiàn)有社會政策帶有一定負激勵效應，有可能會引發(fā)社會排斥，加劇貧困人群的貧困狀況[32]。因而研究者從理論層面提出了通過消除社會排斥降低貧困的提議。張瑤認為，應當積極將遭受社會排斥的貧困成員納入經濟、政治和文化生活體系中，以保障貧困成員的平等參與權利和平等發(fā)展權利[33]。趙武和王姣玥主張通過包容性創(chuàng)新解決社會排斥帶來的貧困和能力低下問題[34]。

(二)理論機制

從能力貧困框架出發(fā)，相關研究已經確立了社會排斥和貧困之間的因果機制，但不同于絕對貧困，具有社會性和多維性的相對貧困和社會排斥更加密不可分，因此需要在后絕對貧困時代背景下形成對社會排斥和相對貧困的因果機制認知。而從現(xiàn)有文獻來看，當前對社會排斥視角下的貧困治理研究多基于社會保障、就業(yè)、住房等單一渠道進行分析。因而本文將社會排斥引入能力貧困框架，并從交換權利所依賴的就業(yè)、社會福利和社會關系三個維度來分析社會排斥對相對貧困的影響機制。

相對貧困背景下，社會排斥對個人能力實現(xiàn)的影響主要集中于交換權利。個人的相對貧困主要來源于相對于社會認可水平的能力剝奪。是否出現(xiàn)能力剝奪則取決于個人的資源稟賦和交換權利(1)Sen(1985)認為，交換權利是指市場經濟條件下個人可將自己擁有的商品轉換成另一種商品。它依賴于個人的社會地位、市場交換和社會保障制度。本文遵循該定義。。本文從這兩個方面構建理論機制，理論機制設計見圖1。絕對貧困消除后，個人的資源稟賦已經可以保證個人生存和擺脫貧困，而交換權利則不然。根據阿馬蒂亞·森的可行能力理論，交換權利依賴于市場交換、國家所提供的社會福利和社會關系等[35]。社會排斥可使個人隔絕于此三種體系之外，無法行使交換權利，進而遭受能力剝奪和陷入相對貧困。具體來說，在直接影響上，社會排斥使特定人群隔絕于社會關系之外，導致其沒有能力與他人建立自由聯(lián)系，遭受相對剝奪，能力實現(xiàn)的機會減少。在間接影響上，社會排斥會使特定人群的經濟狀況下降，間接導致就業(yè)、社會福利等多維度交換權利缺失和相對于社會認可水平的剝奪。

圖1 社會排斥對相對貧困的影響效應

1.就業(yè)排斥與相對貧困

就業(yè)排斥指個體在勞動力市場遭受排斥，無法進行生產、分配、交換、消費等經濟活動，難以獲得收入和消費品。從直接作用來看，就業(yè)排斥使特定群體遭受相對剝奪，其在勞動力市場的交換權利惡化，勞動能力實現(xiàn)的進程受阻，生活水準難以達到社會認可的水平，由此，該群體陷入相對貧困。從間接作用來看，就業(yè)排斥還將迫使特定群體不得不減少對健康、教育、生活水平等其他維度的投入，導致生存維度之外的其他維度上形成相對剝奪。由此，貧困群體從整體上更難達到社會認可的水準，從而陷入相對貧困。

2.社會福利排斥與相對貧困

社會福利排斥指個人因不具有公民資格或長期居住條件而被排斥在社會福利制度之外，無法享有養(yǎng)老、醫(yī)療等社會保障或公共服務權利。社會福利制度是市場交換和生產過程的補充，是由個體交換權利組成的。社會福利排斥會通過直接或間接效應增加易貧群體陷入相對貧困的概率。從直接效應來看，社會福利排斥使特定群體缺乏社會均等的福利待遇，社會交換權利被損害，該群體在養(yǎng)老、健康等方面受到相對剝奪，進而陷入相對貧困。從間接效應來看，社會福利排斥使特定群體風險抵抗能力下降，因此，該群體可能會付出額外的自我保障貨幣化成本，這會擠占他們在教育、住房、醫(yī)療等其他維度上的生計資本的投入，間接影響其以勞動力為主的交換權利和在其他維度上的能力實現(xiàn)。由于社會福利的約束，貧困居民“因病致貧、因教育返貧”的風險更大[36-37]。

3.社會關系排斥與相對貧困

社會關系排斥指個人因被排斥出家庭和社會關系之外，無法獲得來自社會其他成員或社會制度的支持與互動，影響了自身能力的發(fā)展與實現(xiàn)。社會關系不僅取決于個人財務狀況和公共福利狀況等客觀條件，還受到自我社會地位感知、自我歸屬感等主觀條件的影響。社會關系可以幫助特定人群通過市場機制下的交換權利應對多維度的相對剝奪，并影響個人對其生活目標、經濟決策等問題的主觀認知。社會關系排斥則削弱了貧困人群通過市場行使交換權利的效果，加劇了貧困人群的相對剝奪程度和貧困程度，并損害貧困人群的社會歸屬、認知和決策能力。在主觀社會關系排斥的影響下，貧困人群對自身的定位會趨于負面，風險認知、決策和行動能力會偏向保守，進而影響自身減貧能力的實現(xiàn)。

三、數據說明與指標選取

本文選用中國家庭追蹤調查(CFPS)2018年的個人、家庭層面數據進行研究。由于社會排斥強調社會參與，而大部分社會活動的參與主體為成年人,因而本文選取18歲以上的成年人作為樣本，并剔除有相關缺失指標的個體，最終獲得有效樣本28004個。

關于指標選取，本文根據社會排斥與相對貧困的機理分析，從個人交換權利涉及的就業(yè)、社會福利、社會關系三個方面建立模型，評估社會排斥對相對貧困的總體影響以及不同類型社會排斥對不同性別、不同年齡相對貧困人群的異質性影響效應。

本文的被解釋變量為相對貧困。本文從收入和多維貧困兩方面對相對貧困進行認定，并設置相應的兩類二值變量作為被解釋變量，它們分別是“個體是否處于收入相對貧困狀況”(rp1)、“個體是否處于多維相對貧困狀況”(rp2)。從經驗研究來看，以往研究大多基于家庭收入的分位數水平來評判相對貧困狀態(tài)。隨著扶貧攻堅工作的全面勝利，以收入水平作為評判標準的絕對貧困已經被消除。這就意味著以單一的收入水平標準很難全面衡量當前我國的相對貧困狀況。對此，林閩鋼認為，應當采取“收入加多維”的方式進行相對貧困識別。王小林等也認為，在原有以收入識別貧困的基礎上，需要運用多維貧困指數來衡量相對貧困[38]。因而本文從這兩個方面選擇被解釋變量。

本文通過收入分位數水平識別收入相對貧困家庭，具體來說，是將收入處于總體收入分位數后1/4的家庭認定為收入相對貧困家庭。若樣本個體所屬家庭為收入相對貧困家庭，則該樣本個體被認定為收入相對貧困人口，此時被解釋變量rp1賦值為1，否則賦值為0。

本文通過多維貧困指數識別多維相對貧困家庭。借鑒郭熙保等的研究[39]，以及“兩不愁、三保障”等因素，根據CFPS2018年的個人、家庭層面數據，利用A-F雙界線法編制多維貧困指數，如果家庭在三個或三個以上維度發(fā)生貧困，將被認定為多維相對貧困家庭。若樣本個體所屬家庭為多維相對貧困家庭，則該樣本個體被認定為多維相對貧困人口，此時被解釋變量rp2賦值為1，否則賦值為0。多維貧困指數指標選取如表1所示。

表1 多維貧困指數指標說明

本文的解釋變量為社會排斥，涵蓋了就業(yè)排斥、社會福利排斥、社會關系排斥三大類指標(2)本文認為，社會排斥主要反映人口的社會參與度，并對個人的交換權利產生影響。貧困人口在交換權利受到影響后，會主動選擇或者被安排不參與就業(yè)、社會福利等活動。即使不參與社會活動是貧困人口的主觀選擇，也是受到社會排斥的結果。因而，本文不區(qū)分主觀感知和客觀形成的社會排斥。。其一，用“勞動人口是否具有全職工作經歷”衡量就業(yè)排斥(employd)指標。根據已有研究，我國有相當部分人口沒有全職工作經歷。Room、李駿等均發(fā)現(xiàn)，不穩(wěn)定、非全職工作經歷使勞動力人口在勞動力市場中遭受社會排斥，不利于其進入勞動力市場[40-41]。因而把就業(yè)排斥指標操作化為“勞動人口是否具有全職工作經歷”，具體地，若自2016年1月1日起既沒有全職工作經歷也沒有在求學，即被視為遭受就業(yè)市場排斥。其二，以“成年人是否擁有養(yǎng)老保險”衡量社會福利排斥(pend)指標。現(xiàn)有研究表明，2017年全國城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險覆蓋率達到82.02%[42]，相較住房公積金、收入補貼等社會福利指標，養(yǎng)老保險覆蓋面更廣、普惠性更強，但仍有部分人口未得到養(yǎng)老保險的覆蓋。養(yǎng)老保險方面的社會福利排斥會對貧困人口的減貧能力造成實質性影響，因而本文選取“成年人是否擁有養(yǎng)老保險”反映社會福利排斥指標。其三，以“成年人自評社會地位”衡量社會關系排斥(socd)指標。本研究所指的社會關系排斥主要是指個人是否承受了外界對自身參與社會生活機會的剝奪，而社會生活的參與和個人的社會地位有密切關系，因此本文選擇“成年人自評社會地位”反映社會關系排斥指標(3)本文認為，自身對社會地位的感知能反映社會關系排斥帶來的結果。理由有二：第一，社會關系排斥反映了個體在社會網絡中被邊緣化，而個人對自身社會地位的感知一定程度上可以刻畫這種效應；第二，社會地位衡量了自身在社會關系網絡中的重要性(林南，1999)，若個人在社會關系網絡中重要程度很低，即有可能會被排斥。，具體依據為CFPS入戶調查中的問題“您給自己的社會地位打幾分？”。主要解釋變量的具體指標設定見表2。

表2 社會排斥指標說明

此外，對于控制變量的選取，本文在個人層面選擇年齡、性別、婚姻狀況、是否有本地戶口、是否有城市戶口五個指標，在家庭層面選擇家庭金融資本、物質資本、社會資本、家庭人口規(guī)模四個指標，在地區(qū)層面選擇所在省份是否為東部地區(qū)或西部地區(qū)兩個指標。利用Winsorize方法對金融資本、物質資本等相關偏離較大的指標做縮尾處理。具體控制變量指標說明見表3。

社會排斥與相對貧困關系的計量估計式如下：

(1)

其中，rp表示個體相對貧困狀況，具體可用rp1和rp2兩種形式表示，rp1表示“個體是否處于收入相對貧困狀況”，rp2表示“個體是否處于多維相對貧困狀況”。pend表示社會福利排斥，employd表示就業(yè)排斥，socd表示社會關系排斥，xi表示其他控制變量(i≥4)，β1、β2、β3分別表示社會福利排斥、就業(yè)排斥和社會關系排斥的回歸系數，βi表示控制變量的回歸系數(i≥4)，εi表示隨機誤差項。

本文選用變量的描述性統(tǒng)計情況見表4。

四、社會排斥對相對貧困的總體影響效應——基于總體樣本

根據上文分析，社會排斥與個人相對貧困有密切的關系，因此本文首先基于總樣本分析社會排斥對收入相對貧困和多維相對貧困的影響，采用Probit方法進行回歸，估計結果見表5。

表3 控制變量指標說明

表4 描述性統(tǒng)計

表5 Probit回歸結果

(續(xù)表5)

從社會排斥對相對貧困的影響來看，無論是以收入還是以多維貧困指數來衡量相對貧困，就業(yè)排斥、社會福利排斥均會使個體陷入相對貧困的概率上升。這說明，社會排斥會增加個人陷入相對貧困的風險。但在兩個模型中，社會關系排斥對個體相對貧困發(fā)生概率的影響不顯著。對于這一結果，本文認為，可能是內生性問題導致估計結果出現(xiàn)偏誤。

提高收入水平會增強個體參加社會保險的意愿，而個體參加社會保險有利于擺脫貧困；此外，提高收入水平較高還有助于個體獲得較高的社會地位和較多的社會關系，使其擁有獲取信息的便利，進而有利于能力實現(xiàn)和擺脫貧困。社會保險、社會關系與相對貧困之間可能具有內生性，對此，本文選擇工具變量法來處理內生性問題。借鑒周廣肅和李力行的研究[43]，本文選取個體所屬養(yǎng)老保險參與人口比重作為社會福利排斥的工具變量，采用“受訪個體是否為黨員(party)”作為社會關系的工具變量。原因是，加入中國共產黨通常與受訪者的家庭經濟狀況無關，而黨員身份使個體擁有一定的社會地位，有影響他人的機會和能力，并且與社會其他成員能夠建立較為密切的社會關系。本文選用IV-Probit方法進行估計，并控制穩(wěn)健標準誤。估計結果見表6。

從回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，無論是收入相對貧困模型還是多維相對貧困模型，就業(yè)排斥、社會福利排斥、社會關系排斥均對個人陷入相對貧困的概率產生顯著正向影響，這說明上述三種社會排斥會增加個體陷入相對貧困的概率。

表6 IV-Probit回歸結果

五、社會排斥對相對貧困的分項影響效應——基于性別及年齡分組

受社會文化、制度規(guī)范等因素的影響，社會排斥對女性、老年人等群體可能存在性別、年齡等差異化影響。因此，本文選用IV-Probit方法進行分組回歸，分析社會排斥對相對貧困的影響是否具有性別和年齡的異質性。

(一)基于性別分組的分析

對樣本進行性別分組估計，并基于似無相關模型的檢驗方法檢驗組間系數差異，考察社會排斥對不同性別群體陷入相對貧困概率的影響，結果見表7。其中，就業(yè)排斥項組間效應差異在5%的顯著性水平下不顯著，說明如果考慮性別差異條件，就業(yè)排斥對男女陷入相對貧困的概率差異在5%的顯著性水平下不具有統(tǒng)計意義；社會福利排斥、社會關系排斥項組間估計系數在5%的顯著性水平下差異顯著，社會福利排斥、社會關系排斥使女性陷入相對貧困的概率大于男性，說明女性更容易受社會福利、社會關系排斥的影響。

表7 基于性別差異的回歸結果

究其原因，本文認為，女性退休時間較男性更早，且會把大量時間用于家務，參與社會勞動的時間被相對壓縮，進而勞動價值被低估。此外，女性預期壽命較男性更長，如果缺少社會保障，則女性相對于男性更容易因養(yǎng)老或患病而致貧。相對于男性，女性在勞動價值和社會分工方面無法占據優(yōu)勢地位，更依賴通過社會關系及在關系中的相對地位來提高自身收入及其他方面生活水準的路徑。因此，一旦存在社會關系排斥，則女性更易陷入相對貧困。

(二)基于年齡差異的分析

本文還從年齡差異角度對樣本進行分組，根據工作年齡、社會活動參與等方面的不同，將樣本分為青年組(18～35歲)、老年組(60歲以上)進行估計，并與上文的全樣本組進行比較，研究社會排斥對不同年齡群體陷入相對貧困概率的影響，結果見表8。

從青年組估計結果中可以發(fā)現(xiàn)，就業(yè)排斥、社會福利排斥、社會關系排斥對青年群體陷入相對貧困的概率均產生顯著影響。與全樣本相比，就業(yè)排斥、社會福利排斥項組間效應差異在5%的顯著性水平下不顯著。但在收入相對貧困模型中，社會關系排斥項組間效應差異在5%的顯著性水平下顯著。該模型中社會關系排斥對青年個體陷入相對貧困概率的影響較同等條件下全樣本更大。以上估計結果說明：青年群體遭受的就業(yè)、社會福利等方面的社會排斥與社會總體水平的差異不具有統(tǒng)計意義；但相對總體，青年群體更容易由于社會關系排斥而陷入收入相對貧困?？赡艿慕忉屖?，青年群體沒有經過長期資本積累，收入方面更依賴社會關系、社會地位，一旦社會關系遭到排斥，其更容易陷入收入相對貧困。

從老年組估計結果中可以發(fā)現(xiàn)，就業(yè)排斥、社會福利排斥、社會關系排斥對老年群體陷入相對貧困的概率均產生顯著影響。與全樣本相比，就業(yè)排斥、社會關系排斥項組間效應差異在5%的顯著性水平下不顯著。但無論是在收入相對貧困模型中還是在多維相對貧困模型中，社會福利排斥項組間效應差異均在5%的顯著性水平下顯著。比較來看，社會福利排斥對老年個體陷入收入相對貧困和多維相對貧困概率的影響均較同等條件下的全樣本更大?？赡艿慕忉屖牵豪夏耆后w在勞動力市場上競爭力不強，其收入來源主要是養(yǎng)老金，該群體一旦遭受社會福利排斥，其收入在總體收入分布中的地位會下降；而老年人遭受社會福利排斥，也容易引致其他維度的相對剝奪，因此，該群體也更容易陷入多維相對貧困。

表8 基于年齡差異的回歸結果

六、穩(wěn)健性檢驗

本文采用兩種方式進行穩(wěn)健性檢驗。

其一，對數據進行匹配處理。采用面板Logit方法，選取2012—2018年的面板數據對模型重新進行估計；選用固定效應模型估計，并控制時間效應。檢驗結果見表9。

表9 穩(wěn)健性檢驗結果1

其二，變換被解釋變量。首先，變換收入相對貧困指標范圍。將收入相對貧困認定標準從客觀變換為主觀，即在受訪者被提問“您的個人收入在本地屬于什么水平？”時，如果自評分(評分范圍為0～5，0為最低水平，5為最高水平)小于3時，即被主觀上視為收入相對貧困(rp3)。其次，改變多維相對貧困維度數。將多維貧困模型的相對貧困認定標準維數由三維變換為二維。根據前文編制的多維貧困指數，當家庭在兩個或兩個以上維度被認定為貧困時，則被視為處于多維貧困狀態(tài)，屬于該家庭的成員被認定為相對貧困(rp4)。本文使用的估計方法依然為IV-Probit方法，并控制針對個體的聚類穩(wěn)健標準誤。檢驗結果見表10。

表10 穩(wěn)健性檢驗結果2

表9和表10的結果都顯示，社會排斥主要變量的估計系數的趨勢方向和原估計一致，說明本文的研究結果具有穩(wěn)健性。

七、結論和建議

本文利用CFPS2018年的數據，基于總體樣本和分性別、分年齡樣本，實證分析了社會排斥對相對貧困的影響效應。結果發(fā)現(xiàn)，就業(yè)排斥、社會福利排斥、社會關系排斥均對個人陷入相對貧困的概率產生顯著正向影響。不同于以往將相對貧困歸因于經濟發(fā)展，本文認為社會排斥也是導致相對貧困的一個重要原因。從性別差異來看，相較于男性，社會福利排斥和社會關系排斥使女性陷入相對貧困的概率更大。從年齡差異來看，社會關系排斥更容易導致青年群體陷入相對貧困，而社會福利排斥則更容易使老年群體陷入相對貧困。

綜合上述分析，在消除絕對貧困之后，本文提出如下政策建議：首先，要重視社會建設和社會治理在新時期脫貧攻堅工作中的作用，不僅要從經濟角度提高相對貧困人口的收入，還要從社會治理角度逐步消除對相對貧困群體的社會排斥，促進長效脫貧和社會建設協(xié)調統(tǒng)一。其次，要推動經濟包容性增長，通過就業(yè)服務、福利保障、社會工作服務等多種政策工具，促進就業(yè)機會、基本公共服務等的均等化，逐步消除這些領域中對于相對貧困群體的社會排斥，實現(xiàn)社會融合。再次，促進社會治理機制和方式的創(chuàng)新，為相對貧困群體提供有效的社會網絡和信息交流途徑。防止貧困“污名化”，逐步消除對相對貧困群體的社會關系排斥，建立和諧友善的社會關系。最后，應當從社會保障制度設計、待遇提升等方面保障特殊相對貧困群體的權益，通過推動性別平權化、教育均等化來提高女性、青年等群體的社會融合程度。