肖 萌 丁 華 李飛躍

(1.天津師范大學(xué) 應(yīng)用社會(huì)學(xué)系，天津 300387；2.北京大學(xué) 中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心，北京 100871；3.南開大學(xué) 國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易系，天津 300071)

女性貧困問題在中國由來已久。全國婦聯(lián)連續(xù)三期的中國婦女社會(huì)地位調(diào)查顯示，2000年中國城鎮(zhèn)低收入的女性比例已高出男性19.3個(gè)百分點(diǎn)，2010年該比例進(jìn)一步增至19.6%。女性與男性在從業(yè)率上的差距亦從1990年的13.9%增至2000年的17.8%，并在2010年擴(kuò)大到19.7%[1]=[2]。中國社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展雖然對(duì)女性絕對(duì)收入的增長發(fā)揮了積極作用，但女性相對(duì)于男性所面臨的貧困、失業(yè)等風(fēng)險(xiǎn)則在持續(xù)增大。而就中國現(xiàn)有的女性貧困研究來看，其大多停留在定性與理論論述層面，在少量的定量研究中則存在著性別比較視角缺失、貧困概念體系單一等問題。這些研究局限造成國內(nèi)學(xué)界對(duì)中國女性貧困程度與成因認(rèn)知的模糊，進(jìn)而影響了具有性別意識(shí)的反貧困戰(zhàn)略的發(fā)展。為此，本研究旨在以定量方法為基礎(chǔ)，在更多元的貧困概念體系下構(gòu)筑性別比較分析框架，探究女性貧困的獨(dú)特因素及更為精準(zhǔn)的女性貧困治理機(jī)制。

一、文獻(xiàn)回顧

西方學(xué)界對(duì)女性貧困的研究大致可以分為個(gè)體、家庭、勞動(dòng)力市場、性別觀念幾種基本視角。個(gè)體視域下的女性貧困研究主要關(guān)注個(gè)人的人力資本稟賦對(duì)女性貧困風(fēng)險(xiǎn)的影響。無論女性相比于男性較低的受教育水平，是源于父代對(duì)子代男孩教育投資的偏好，還是夫妻對(duì)家庭產(chǎn)出最大化理性計(jì)算后的投資決策結(jié)果[注]該理論認(rèn)為家庭中兩性不同的勞動(dòng)分工，是兩性對(duì)各自投資的成本收益進(jìn)行權(quán)衡比較后，而進(jìn)行的理性家庭投資組合決策。出于收益最大化的理性原則，男性選擇對(duì)個(gè)人職業(yè)發(fā)展有益的人力資本進(jìn)行更多投資，而女性則優(yōu)先考慮在家庭/家務(wù)活動(dòng)中進(jìn)行投入(Blau，F(xiàn).,et al.,The Economics of Women,Men and Work,New Jersey:Pearson Prentice Hall,2006;Ehrenberg,R.and Smith,R.,Modern Labor Economics:Theory and Public Policy,Person Addison Wesley,2006)。[3]=[4]，女性在人力資本投入(包括教育、職業(yè)培訓(xùn)和專業(yè)經(jīng)驗(yàn))方面相對(duì)不足的現(xiàn)實(shí)都造成其在勞動(dòng)力市場競爭中的弱勢地位，使其面臨更高的貧困風(fēng)險(xiǎn)[5]。庫馬爾(Abhishek Kumar)認(rèn)為，受教育水平除了通過就業(yè)直接影響貧困，還會(huì)通過子女?dāng)?shù)量和衛(wèi)生保健而間接作用于貧困[6]。

婚姻家庭視角強(qiáng)調(diào)不同婚姻家庭類型中的女性角色地位以及女性在家庭生命周期中的生存狀態(tài)對(duì)女性貧困的影響。關(guān)于婚姻對(duì)女性貧困的影響研究可以追溯到20世紀(jì)70年代，在美國離婚率不斷上升、婚外生育增多、女戶主家庭大量涌現(xiàn)的社會(huì)背景下，皮爾斯(Pearce D.)最早提出了“貧困女性化”概念[7]。此后大量研究都表明，女戶主家庭中的女性由于需要同時(shí)扮演養(yǎng)家者和家務(wù)勞動(dòng)提供者的雙重角色，常常難以獲取家庭正常生活所需的經(jīng)濟(jì)資源，從而面臨較高的貧困風(fēng)險(xiǎn)[8]。子女出生及撫育這一重要的家庭生命周期過程，也是家庭視域下的女性貧困研究要點(diǎn)。塞恩斯伯里(Sainsbury,D.)的研究顯示，未成年人的人口數(shù)量會(huì)對(duì)女性的貧困產(chǎn)生顯著的影響作用[9]。斯蒂文(Steven Pressman)發(fā)現(xiàn)，對(duì)于單親母親而言，其子女?dāng)?shù)量越多、子女年齡越小，其從事短期、兼職性質(zhì)的工作的可能性就越大[10]。

勞動(dòng)力市場視角關(guān)注女性的勞動(dòng)力市場參與水平和參與形式對(duì)其貧困程度的影響。伴隨經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，女性的勞動(dòng)參與意愿與勞動(dòng)參與率與先前相比已有了很大的提高，但相對(duì)于男性來講，女性的勞動(dòng)參與率依然處于相對(duì)較低的水平[11]。芬諾夫(Finnoff，K.)認(rèn)為，發(fā)展中國家的女性就業(yè)者集中于非正規(guī)部門就業(yè)，這是女性容易陷入貧困最主要和最直接的原因[12]?；羧鹚沟?Horrace,W.C.& Oaxaca,R.L.)基于對(duì)東南亞地區(qū)勞動(dòng)力市場的觀察發(fā)現(xiàn)，即便女性可以進(jìn)入正規(guī)就業(yè)領(lǐng)域，女性的工資收入也要顯著低于男性[13]。

性別觀念視角強(qiáng)調(diào)文化、行為規(guī)范等因素對(duì)女性貧困的獨(dú)立影響作用。巴斯圖斯等(Bastos A.,Casaca S.F.,Nunes F.,et al.)研究者認(rèn)為，不應(yīng)將女性承擔(dān)更多家庭無償勞動(dòng)等家庭內(nèi)部不平等的性別分工單純歸因于前述個(gè)體視角中提及的“家庭理性投資策略”，也不能將工作場域中所存在的職業(yè)隔離與性別工資差距簡單歸咎于女性受教育水平不足[14]。諸多研究顯示，在控制教育水平變量的情況下，女性的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)和非正規(guī)就業(yè)可能還是顯著高于男性[15]，正說明了傳統(tǒng)的社會(huì)性別角色觀念及性別歧視仍滲透于工作場域，限制著女性在勞動(dòng)力市場中的平等參與[16]。此外，還有不少研究者提出，一個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)平等性的總體增進(jìn)，并不能確保性別平等的同步提升[17]=[18]。正如貝司麥克等(Bussemaker,J.,Kersbergen,K.V.)的研究所示，很多西方福利國家雖已有效降低了總貧困率，取得了國家內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)平等，但依然維持著傳統(tǒng)的男性養(yǎng)家者的性別角色和低婦女勞動(dòng)力市場參與率[19]，表明女性貧困及貧困女性化問題的產(chǎn)生，有著不同于男性貧困的復(fù)雜獨(dú)特的文化影響機(jī)制[20]。

對(duì)于中國女性貧困問題的發(fā)生機(jī)制，國內(nèi)學(xué)界大多是基于定性研究方法展開討論，既有結(jié)論主要包括以下幾方面：人力資本不足是女性貧困的主因[21]；婦科病及性傳播疾病的增多加大了女性健康貧困的風(fēng)險(xiǎn)[22]=[23]=[24]；單親家庭救助制度缺位是離婚婦女貧困的重要原因[25]=[26]；性別歧視及勞動(dòng)力市場權(quán)益缺失增加了婦女的失業(yè)貧困風(fēng)險(xiǎn)[27]=[28]，性別平等意識(shí)與發(fā)展意識(shí)不足增大了女性脫貧的難度[29]=[30]=[31]=[32]。此外，還有少部分研究者運(yùn)用定量方法對(duì)女性貧困的決定因素進(jìn)行了分析。如王增文[33]、張曉穎[34]對(duì)老年女性和流動(dòng)?jì)D女貧困成因的分析，及陳銀娥[35]對(duì)女性總體的貧困影響因素的討論。

總體來看，關(guān)于中國女性貧困的研究還主要局限于定性研究層面，而既有的定量研究則仍存在兩方面的研究不足：首先，現(xiàn)有研究對(duì)貧困的測量單一沿用主流貧困測量方法，即以貧困線或最低生活保障線為標(biāo)準(zhǔn)，以“家庭”或“戶”為收入測量單位，將所有家庭人均收入低于貧困線或低保線的人口，不論其性別、年齡、個(gè)人可支配收入數(shù)量，都統(tǒng)一確定為貧困人口。這種以家戶為單位的貧困測量方法具有一定局限性，其假定家庭收入是在家庭成員間平均分配的，從而忽視了家庭內(nèi)部資源分配的差異。事實(shí)上，大量西方研究發(fā)現(xiàn)，一個(gè)根據(jù)家庭人均收入測量方法被定義為非貧困的家庭，其中的某些家庭成員特別是婦女和兒童，仍有可能面臨嚴(yán)重的貧困問題[36]=[37]=[38]。中國亦有類似的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，即家庭內(nèi)部基本生活資源的消費(fèi)存在性別等級(jí)之分，且表現(xiàn)為女性弱勢[39]。其次，既有研究雖然在理論層面上都認(rèn)同女性貧困問題的特殊性，但是在實(shí)證研究設(shè)計(jì)中，均只對(duì)女性的貧困成因進(jìn)行獨(dú)立分析，未能將男性同時(shí)納入分析框架。這種研究設(shè)計(jì)雖然可以展現(xiàn)女性貧困的決定因素，但是無法清晰地揭示男女兩性貧困發(fā)生機(jī)制的差異性及其背后的深層原因，由此給出的反貧困政策建議亦難以準(zhǔn)確映射“社會(huì)性別意識(shí)”。

基于上述研究不足，本文嘗試從兩方面推進(jìn)中國的女性貧困研究。首先，在貧困的測度上，除了遵循以家庭為單位的傳統(tǒng)貧困測量手段——以家庭人均收入低于貧困線為內(nèi)涵的貧困測量法之外，本研究還將以個(gè)人可支配收入低于貧困線為標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)個(gè)體的收入狀況進(jìn)行測量，從而更清晰地揭示個(gè)人從勞動(dòng)力市場中獲得基本生存資源的獨(dú)立能力。我們認(rèn)為，對(duì)于擁有勞動(dòng)力市場參與意愿(本研究不納入自愿失業(yè)樣本)但缺乏就業(yè)機(jī)會(huì)，或就業(yè)參與水平較低乃至難以從市場中獲得高于貧困標(biāo)準(zhǔn)的物質(zhì)資料的個(gè)人而言，即便其有可能獲得家庭成員的收入支持，使其家庭的人均收入高于貧困線，其個(gè)人仍面臨著發(fā)展機(jī)會(huì)的匱乏和市場參與權(quán)利的貧困。其次，無論是在以家庭為單位還是以個(gè)體為單位的貧困回歸模型中，我們都將把男性和女性同時(shí)納入分析樣本，從而對(duì)男女兩性陷入貧困的影響機(jī)制的差異、原因和對(duì)策進(jìn)行深入的對(duì)比研究分析。

二、數(shù)據(jù)與方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究所使用的數(shù)據(jù)主要來自于北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的2014年中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)。為提高抽樣的代表性，CFPS 采用了多階段、內(nèi)隱分層和與人口規(guī)模成比例的系統(tǒng)概率抽樣設(shè)計(jì)。其調(diào)查對(duì)象是中國(除香港、澳門、臺(tái)灣以及西藏自治區(qū)、青海省)29個(gè)省、市、自治區(qū)的家庭戶以及樣本家庭戶的所有家庭成員。該調(diào)查旨在通過對(duì)來自全國代表性的樣本村居、家庭、家庭成員的跟蹤調(diào)查，以反映中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)變遷狀況。其調(diào)查方法嚴(yán)謹(jǐn)，覆蓋面廣，代表性強(qiáng)，數(shù)據(jù)質(zhì)量較有保障[40]。CFPS2014原始數(shù)據(jù)庫由村居、家庭成員、家庭、成人和少兒5個(gè)數(shù)據(jù)集組成，我們?cè)诩彝?shù)據(jù)集中提取了家庭收入信息，在家庭成員數(shù)據(jù)集中提取生成了“未成年子女?dāng)?shù)量”的信息，在成人數(shù)據(jù)集中提取了戶主的人口特征、就業(yè)、婚姻、性別觀念等個(gè)人信息。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)個(gè)人編碼將三部分?jǐn)?shù)據(jù)匹配為一個(gè)總的數(shù)據(jù)集。

考慮到CFPS2014關(guān)于個(gè)人勞動(dòng)收入的調(diào)查只涉及非農(nóng)業(yè)人口及本文將勞動(dòng)力市場參與情況作為核心變量的研究需要，我們刪除了農(nóng)業(yè)人口與非農(nóng)業(yè)人口中的喪失勞動(dòng)能力者樣本，共獲取到5917個(gè)有勞動(dòng)能力的非農(nóng)人口樣本(男，16-60歲；女，16-55歲)。以上樣本中，就業(yè)者和失業(yè)者樣本量分別為4584和1258。在失業(yè)者樣本中，對(duì)于“沒有工作的原因”問題,51個(gè)樣本的選擇是“不需要工作/不想工作”，即屬于所謂的“自愿失業(yè)”。雖然“自愿失業(yè)者”的樣本量并不是很大，但考慮到影響其市場參與和勞動(dòng)收入不足的機(jī)制具有一定的獨(dú)特性，譬如能夠獲得勞動(dòng)力市場以外的收入支持，抑或是受特定價(jià)值觀念的影響而主動(dòng)選擇退出勞動(dòng)力市場，這有別于我們所想要研究的有意愿參與市場就業(yè)，但缺乏參與機(jī)會(huì)或能力而陷入個(gè)體收入不足的情況。我們據(jù)此刪除了“自愿失業(yè)者”樣本，將剩余的由在業(yè)者和非自愿失業(yè)者構(gòu)成的5866個(gè)樣本納入貧困成因回歸分析(見表1)。

表1 調(diào)查樣本基本情況

(二)變量

1.因變量

根據(jù)本文的研究需要，我們?cè)O(shè)置了以下兩個(gè)因變量：其一是被調(diào)查者的家庭人均收入是否低于當(dāng)?shù)氐捅＞€的“家庭貧困”變量，其二是被調(diào)查者個(gè)人的可支配收入是否低于當(dāng)?shù)氐捅＞€的“個(gè)體收入?yún)T乏”變量[注]低保標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)來自于2014年中國民政統(tǒng)計(jì)年鑒。。前者是在考慮家庭成員互濟(jì)功能的基礎(chǔ)上，對(duì)家庭中的個(gè)人是否貧困的判斷;后者則是將個(gè)人作為勞動(dòng)力市場中的獨(dú)立個(gè)體，是對(duì)個(gè)人是否具有從市場中獲得基本生存資源的獨(dú)立能力的考量。

2.自變量

(1)人口學(xué)因素：戶主年齡為連續(xù)型數(shù)值變量；戶主性別為二元虛擬變量，男性為1，女性為0；戶主教育水平處理為五分類變量，分別為文盲、小學(xué)、初中、高中/中專、大專及以上；戶主健康狀況分為較差、一般、較好三類。

(2)勞動(dòng)力市場參與情況：戶主就業(yè)處理為三分類變量，分別為失業(yè)/無業(yè)、非正規(guī)就業(yè)及正規(guī)就業(yè)。

(3)婚姻家庭情況：戶主婚姻狀況處理為四分類變量，分別為在婚、未婚/同居、離婚、喪偶；子女情況處理為二分類變量，分別是有未成年子女和無未成年子女。非在業(yè)人口比重為家庭中無就業(yè)活動(dòng)人口與家庭總?cè)丝谥取?/p>

(4)性別觀念：將“男人應(yīng)以事業(yè)為主，女人應(yīng)以家庭為主”“女人干得好不如嫁得好”及“男女應(yīng)平等分擔(dān)家務(wù)”三種觀念，分別定義為“性別角色”變量、“婚嫁觀念”變量和“家務(wù)分擔(dān)”變量。變量取值1-5分別代表非常不同意、比較不同意、一般同意、比較同意、非常同意。

三、研究結(jié)果

(一)“家庭貧困”影響因素的全樣本分析

表2所顯示的是，基于全部樣本得出的家庭貧困影響因素的回歸分析結(jié)果。在具體模型設(shè)置中，我們?cè)O(shè)計(jì)了4個(gè)嵌套模型。模型1顯示的是基本人口特征對(duì)家庭貧困的影響；模型2在控制了人口特征因素后，考察性別觀念對(duì)家庭貧困風(fēng)險(xiǎn)的影響作用；模型3探討了在控制人口特征和性別觀念后，勞動(dòng)力市場參與情況對(duì)家庭貧困可能性的影響；模型4綜合考察了人口特征、就業(yè)、婚姻家庭及性別觀念對(duì)家庭貧困的影響作用。

研究發(fā)現(xiàn)：(1)就人口學(xué)特征因素來看，健康狀況和教育水平對(duì)家庭貧困發(fā)生著顯著且穩(wěn)健的影響。在各模型中，健康較差都顯著增加著家庭貧困的可能性；教育水平對(duì)家庭貧困發(fā)揮了顯著的負(fù)向影響，隨著受教育程度的提高，家庭貧困的概率越來越小。年齡的提高會(huì)顯著增加家庭貧困的風(fēng)險(xiǎn)(模型4)。(2)就勞動(dòng)力市場參與情況的影響而言，相較于正規(guī)就業(yè)者，非正規(guī)就業(yè)者和失業(yè)者家庭貧困的風(fēng)險(xiǎn)在各模型中都顯著增加。(3)婚姻狀況對(duì)家庭貧困發(fā)揮著顯著作用。與在婚的戶主相比，未婚/同居、離婚、喪偶的戶主家庭貧困的可能性都顯著提高。(4)性別觀念變量無顯著性影響。

(二)“家庭貧困”影響因素的性別比較分析

考慮到男戶主和女戶主陷入家庭貧困的影響因素有可能不同，我們根據(jù)性別對(duì)調(diào)查對(duì)象進(jìn)行了分組(見表3)?；貧w結(jié)果顯示，基本人口特征因素對(duì)男戶主家庭貧困的影響總體強(qiáng)于對(duì)女戶主家庭貧困的影響。具體來看，如模型6和模型8所示，健康較差女戶主家庭貧困的可能性是健康較好女戶主的1.742倍，而健康較差男戶主家庭貧困的可能性則是健康較好男戶主的2.999倍。學(xué)歷為高中、初中、小學(xué)、文盲的男戶主家庭貧困的可能性分別是大專及以上學(xué)歷的男戶主的3.302倍、3.709倍、4.319倍和7.119倍。學(xué)歷為高中、初中、小學(xué)、文盲的女戶主家庭貧困的可能性則分別是大專及以上學(xué)歷的女戶主的1.918倍、2.220倍、2.757倍和3.855倍。可以發(fā)現(xiàn)，在各教育層次上，教育對(duì)男戶主的影響都明顯強(qiáng)于女戶主，且統(tǒng)計(jì)上的顯著性影響主要發(fā)生于男性組。

在勞動(dòng)力市場參與情況影響因素中，就業(yè)狀況對(duì)男戶主家庭貧困的影響作用亦要強(qiáng)于女戶主。對(duì)于男戶主而言，失業(yè)者家庭貧困的可能性是正規(guī)就業(yè)者的3.250倍(模型6)。而對(duì)于女戶主來講，失業(yè)者家庭貧困的可能性是正規(guī)就業(yè)者的2.580倍(模型8) 。

就婚姻家庭影響因素來看，婚姻對(duì)女戶主家庭貧困產(chǎn)生了更強(qiáng)和更顯著的影響作用。對(duì)于女戶主來說，未婚/同居、離婚、喪偶者家庭貧困的可能性分別是已婚者的3.044倍、2.123倍和2.828倍。而就男戶主來看，離婚家庭貧困的可能性是已婚者的1.507倍,未婚和喪偶對(duì)男戶主家庭貧困無顯著影響。

表2 “家庭貧困”影響因素的二元Logistic回歸結(jié)果[Exp(B)值]

注：*P<0.05,** P<0.01,*** P<0.001。

表3 “家庭貧困”影響因素的性別比較分析[Exp(B)值]

注：*P<0.05,** P<0.01,*** P<0.001。

(三)“個(gè)體收入?yún)T乏”的影響因素及其性別比較分析

表4反映的是“個(gè)體收入?yún)T乏”，即個(gè)人可支配收入低于低保線的影響因素。模型9和模型10是基于樣本總體的分析，模型11和模型12是對(duì)男性樣本的分析、模型13和模型14是對(duì)女性樣本的分析?？紤]到性別觀念有可能通過就業(yè)這一特殊的中介變量影響收入，在對(duì)各組人群的分析中我們都分別建模，在控制性別觀念的基礎(chǔ)上再納入就業(yè)變量，以更清晰地揭示性別觀念是否會(huì)通過就業(yè)影響個(gè)體收入。結(jié)果顯示，對(duì)于樣本總體來說，性別為女性、年齡增高、學(xué)歷較低、健康較差及就業(yè)層次降低都會(huì)對(duì)個(gè)體收入不足產(chǎn)生顯著的正向影響。就性別觀念的影響來看，性別角色變量在模型9中對(duì)個(gè)體收入?yún)T乏產(chǎn)生了顯著影響，但在模型10中則不再顯著，說明該變量確實(shí)會(huì)通過就業(yè)的中介效應(yīng)間接影響收入?；橐黾彝ヒ蛩貙?duì)個(gè)體收入?yún)T乏無顯著性影響[注]研究采用聯(lián)立方程的方法，檢測了個(gè)體收入和婚姻間有可能存在的內(nèi)生性問題，即個(gè)體收入和婚姻之間是否發(fā)生著互為因果的關(guān)系。具體構(gòu)建的方程為“l(fā)owincome=α0+α1marriage+α2χi+μi(1)”,“marriage=β0+β1lowincome+β2χk+μk(2)”。收入方程為公式(1)，其中marriage表示是否已婚，χi是影個(gè)體收入不足的其它控制變量，μi是隨機(jī)誤差項(xiàng)；婚姻方程為公式(2)，其中l(wèi)owincome表示收入不足，χk表示其它影響婚姻的控制變量，μk為隨機(jī)誤差項(xiàng)。具體檢驗(yàn)步驟如下：首先，作marriage對(duì)lowincome的logit回歸，得到marriage的估計(jì)值marriage_hat和殘差值u′。其次，作lowincome對(duì)marriage_hat和u′的logit回歸，并對(duì)u′的系數(shù)作t檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示u′不顯著，表明個(gè)體收入和婚姻間不存在內(nèi)生性問題。。

表4 “個(gè)體收入?yún)T乏”影響因素的性別比較分析[Exp(B)值]

注：*P<0.05,** P<0.01,*** P<0.001。

就男性組別而言：(1)在人口特征因素中，年齡因素和健康因素具有顯著影響。健康較差男性面臨個(gè)體收入?yún)T乏的可能性是健康較好男性的2.023倍(模型12)。(2)婚姻家庭狀況和性別觀念無顯著影響。(3)就業(yè)狀況對(duì)男性具有顯著的影響作用。失業(yè)/無業(yè)的男性個(gè)人收入不足的可能性是擁有正式工作的男性的63.88倍。

就女性組別而言：(1)在人口特征因素中，年齡、健康和教育水平因素具有顯著性影響。高中、初中、小學(xué)、文盲學(xué)歷的女性面臨個(gè)體收入?yún)T乏的可能性分別是大專及以上學(xué)歷女性的2.606倍、2.813倍、2.617倍和3.402倍。健康較差女性面臨個(gè)體收入?yún)T乏的可能性是健康較好女性的2.282倍(模型14)。(2)就性別觀念的影響來看，性別角色變量在模型13中對(duì)個(gè)體收入?yún)T乏產(chǎn)生了顯著正向影響，即女性對(duì)“男人應(yīng)以事業(yè)為主，女人應(yīng)以家庭為主”的觀念越為支持，其面臨個(gè)體收入?yún)T乏的風(fēng)險(xiǎn)越高。家務(wù)分擔(dān)變量對(duì)個(gè)體收入?yún)T乏產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，即女性越支持“男人應(yīng)該平等分擔(dān)家務(wù)”的觀點(diǎn)，其陷入個(gè)體收入?yún)T乏的概率越小。在模型14中，性別角色和家務(wù)分擔(dān)變量都不再顯著，說明上述性別觀念對(duì)個(gè)體收入?yún)T乏的顯著影響是由就業(yè)的中介效應(yīng)造成的，即女性對(duì)傳統(tǒng)性別角色和家務(wù)分擔(dān)模式的認(rèn)同度的增高，會(huì)導(dǎo)致其勞動(dòng)力市場參與水平的下降，進(jìn)而增加個(gè)體收入?yún)T乏的概率?；橐黾彝顩r對(duì)女性無顯著影響作用。(3)就業(yè)對(duì)于女性具有顯著的影響作用，非正規(guī)就業(yè)女性和失業(yè)女性個(gè)體收入不足的可能性，分別是正規(guī)就業(yè)女性的3.272倍和176.7倍。

四、結(jié)論與啟示

第一，在不同的貧困測量體系下，我們所觀察到的貧困決定因素有所差別。對(duì)比模型4和模型10可以發(fā)現(xiàn)，“家庭貧困”和“個(gè)體收入?yún)T乏”既受相同因素也受不同因素的影響。相同因素包括一系列的基本人口特征和勞動(dòng)力市場參與情況變量，表現(xiàn)為戶主越年輕、健康狀況越好、受教育水平和就業(yè)層次越高，無論其所在家庭還是其個(gè)人都會(huì)面臨更低的貧困風(fēng)險(xiǎn)。

對(duì)“家庭貧困”和“個(gè)體收入?yún)T乏”產(chǎn)生顯著不同影響的則是婚姻變量。與在婚戶主相比，未婚、離婚、喪偶戶主個(gè)人收入低于貧困線的風(fēng)險(xiǎn)未顯著增加，但是其家庭貧困的可能性會(huì)顯著升高。這意味著，對(duì)于中國有勞動(dòng)能力的城鄉(xiāng)非農(nóng)業(yè)人口而言，非婚模式雖不會(huì)對(duì)個(gè)人基本的勞動(dòng)力市場資源獲取能力產(chǎn)生消極影響，但如果將觀察單位從個(gè)人拓展至家庭，非婚模式在家庭成員互濟(jì)功能方面的缺陷及其對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響便展現(xiàn)出來。譬如，單親家庭的父/母親與完整家庭的父/母親雖然在個(gè)人收入上并無顯著差異，但由于單親家庭父/母親缺乏配偶收入支持而需要獨(dú)自負(fù)擔(dān)育兒支出，家庭人均收入不足的風(fēng)險(xiǎn)性便會(huì)顯著提高。

第二，在不同的貧困測量體系下，男女兩性的貧困影響因素存在顯著差異。對(duì)比表3和表4可以看出，在“家庭貧困”分析模型中，人口基本特征和勞動(dòng)力市場參與情況對(duì)男性的影響要強(qiáng)于對(duì)女性的影響，婚姻狀況對(duì)女性家庭貧困的作用則大于男性。而在“個(gè)體收入?yún)T乏”影響因素中，人口基本特征中的教育變量及勞動(dòng)力市場參與情況都對(duì)女性產(chǎn)生了更強(qiáng)的影響作用。

男女兩性貧困的影響因素之所以會(huì)出現(xiàn)上述差異是因?yàn)?，在“家庭貧困”模型中，我們?duì)貧困影響因素的考察是以家庭為單位進(jìn)行的。由于在中國，男性對(duì)家庭收入的貢獻(xiàn)作用通常要強(qiáng)于女性[41]，相對(duì)于女性家庭成員而言，男性家庭成員的就業(yè)情況及與其就業(yè)密切相關(guān)的教育、健康特征，便會(huì)對(duì)整個(gè)家庭的貧困程度及“家庭貧困”風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生更強(qiáng)的解釋力。此外，國內(nèi)學(xué)界已有大量實(shí)證數(shù)據(jù)顯示中國的婚配模式存在著“婚姻梯度”。特別是在教育和收入維度上，女性表現(xiàn)為明顯的向上梯度婚，即女性通常會(huì)選擇教育和就業(yè)水平高于自己的男性作為配偶[42]=[43]。上述理論有助于我們理解為何相比于女戶主，男戶主的教育和就業(yè)水平不足會(huì)對(duì)家庭的“家庭貧困”風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生更強(qiáng)的影響。至于我們?cè)诨貧w分析結(jié)果中所看到的，女性在經(jīng)歷離婚、喪偶等非婚模式時(shí)，會(huì)面臨更大的人均家庭收入下降以至貧困的風(fēng)險(xiǎn)，其實(shí)也與“婚姻梯度”有密切關(guān)系。受“男高女低”的婚配模式影響，女戶主離婚所損失的來自于原男配偶的經(jīng)濟(jì)支持，通常要大于男戶主離婚所喪失的女配偶經(jīng)濟(jì)支持，其陷入家庭貧困的可能性自然要較高。

在“個(gè)體收入?yún)T乏”模型中，貧困影響因素的分析是基于個(gè)人進(jìn)行的?？梢钥闯?，當(dāng)我們超越家庭范疇，將男性和女性作為獨(dú)立個(gè)體來觀察個(gè)人的低收入風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，女性在市場活動(dòng)中多緯度的脆弱性便凸顯出來。與“家庭貧困”模型中基本人口特征和就業(yè)情況全部對(duì)男性發(fā)揮出更大作用不同，在“個(gè)體收入?yún)T乏”模型中，教育及就業(yè)情況變量對(duì)女性的影響都超過了男性。這說明與男性相比，受教育水平不足和就業(yè)層次降低會(huì)對(duì)女性個(gè)人的勞動(dòng)力市場參與及個(gè)人收入水平產(chǎn)生更為不利的影響。

第三，性別觀念仍是誘發(fā)女性貧困的深層次原因。研究發(fā)現(xiàn)，性別觀念會(huì)通過就業(yè)中介變量影響個(gè)體收入?yún)T乏，且該影響特別顯著地作用于女性。具體表現(xiàn)為，女性對(duì)傳統(tǒng)性別分工和家務(wù)分擔(dān)模式認(rèn)同度的增高，會(huì)導(dǎo)致其勞動(dòng)力市場參與水平的下降，進(jìn)而增加其個(gè)體收入?yún)T乏的可能性。除家庭內(nèi)部性別分工觀念的影響，家庭以外的職業(yè)場域及社會(huì)環(huán)境中所存在著不平等的性別分工觀念亦可能是導(dǎo)致女性貧困的潛在影響因素。原因在于，當(dāng)我們對(duì)個(gè)體、家庭、就業(yè)變量進(jìn)行充分控制的條件下，發(fā)現(xiàn)女性陷入個(gè)體貧困的風(fēng)險(xiǎn)仍然是男性的3.205倍[1/EXP(B)=1/0.312=3.205](模型10)。這與克萊森(Klasen,S.)與塞圭諾(Seguino,S.)等研究者在控制各類人口及家庭特征變量下，所觀察到的女性更高的失業(yè)和低收入風(fēng)險(xiǎn)相類似[44]=[45]。同時(shí)也再次印證了巴斯圖斯關(guān)于教育水平、工作經(jīng)驗(yàn)等外顯變量無法解釋兩性收入差異的原因，在于工作領(lǐng)域的性別分工并不完全取決于勞動(dòng)者的人力資本水平，還與職場性別偏好密切相關(guān)。女性所面臨的職場區(qū)隔及其所導(dǎo)致的低收入風(fēng)險(xiǎn)，很大程度上是“社會(huì)建構(gòu)”的結(jié)果。

基于上述研究發(fā)現(xiàn)，我們認(rèn)為可以從以下幾個(gè)方面來緩解女性貧困：首先，應(yīng)向離婚及喪偶貧困女性提供多元化的社會(huì)支持。研究發(fā)現(xiàn)，與在婚模式相比，離婚、喪偶會(huì)顯著提高家庭貧困的風(fēng)險(xiǎn)，且該風(fēng)險(xiǎn)對(duì)女戶主家庭的負(fù)面影響要強(qiáng)于對(duì)男戶主家庭的影響。為此，應(yīng)積極發(fā)展各類社會(huì)福利及社會(huì)服務(wù)項(xiàng)目，增強(qiáng)女性對(duì)婚姻解體及其所引發(fā)的貧困風(fēng)險(xiǎn)的應(yīng)對(duì)能力。其次，應(yīng)促進(jìn)女性人力資本及勞動(dòng)力市場參與水平的提升。研究顯示，盡管在家庭單元下，女性的貧困風(fēng)險(xiǎn)受婚姻梯度的影響得以一定程度的分散，但從個(gè)體角度來看，女性仍然面臨著比男性更高的個(gè)人收入不足可能，且其個(gè)人收入更易受到教育水平和就業(yè)層次低下的負(fù)面影響。為此，應(yīng)關(guān)注女性的教育與培訓(xùn)，并通過改善用工環(huán)境、生育保障服務(wù)等多種方式促進(jìn)女性就業(yè)。只有通過教育和就業(yè)參與水平的提升，女性才能從根本上提高個(gè)人的抗貧困能力，也才能在離婚風(fēng)險(xiǎn)不斷上升的社會(huì)背景下，更有效地應(yīng)對(duì)婚姻問題所引發(fā)的家庭貧困問題。最后，還應(yīng)在國家的反貧困戰(zhàn)略中，進(jìn)一步貫徹男女平等基本國策，為婦女?dāng)[脫貧困，全面實(shí)現(xiàn)小康社會(huì)奠定更加牢固的社會(huì)文化基礎(chǔ)。