王化起，吳 倩，趙 晶

（東南大學人文學院，江蘇 南京， 210009）

一、從物質(zhì)到能力：兒童反貧困政策的轉向

獨立的兒童生活保障政策意味著我國反貧困事業(yè)發(fā)展到了新階段。傳統(tǒng)的反貧困范式強調(diào)補充家庭收入不足，而新反貧困范式則著眼于發(fā)展能力或人力資本的培養(yǎng)。[1-2]當代學者認為，貧困的本質(zhì)并不是物質(zhì)匱乏，而是能力不足。明顯缺乏某些最基本的能力不僅會威脅基本物質(zhì)生活，減少社會參與，也會帶來羞恥等消極心理感受。[3-6]我國最低生活保障制度(以下簡稱“低?！?就屬于物質(zhì)取向的傳統(tǒng)反貧困范式。它面向城市收入不足的貧困家庭，為其補充基本生活所需收入。該制度后來進一步涵括了低保附加和低保邊緣群體。前者指低保家庭有老人、兒童、殘疾或重大疾病時，就按照低保標準的一定比例附加增額。例如，甲市在2004年和2008年的低保實施細則中就規(guī)定了低保標準的10%、20%、30%和低保邊緣四類附加情況。①這種情況下，兒童生活保障附著于家庭低保，而且內(nèi)容也局限于物質(zhì)補充。

兒童基本生活保障項目(以下簡稱“兒基保”)則屬于能力取向的新反貧困范式。2010年政府就直接面向孤兒群體制訂了專門的生活救助政策。《國務院辦公廳關于加強孤兒保障工作的意見》規(guī)定以救助金方式向機構養(yǎng)育和社會散居孤兒提供基本生存保障，同時還提供教育、醫(yī)療康復、就業(yè)幫扶等一系列促進兒童全面發(fā)展的救助和服務。[7]到2016年，兒基保的覆蓋群體進一步擴大。國務院發(fā)布的《關于加強困境兒童保障工作的意見》進一步將事實孤兒、有家庭但無生活來源、家庭監(jiān)護無力、突發(fā)性生活困難的兒童也納入受保護范圍中。[8]

兒基保與家庭保護、學校保護、社會保護和司法保護等諸多保護政策相互協(xié)同，共同構成我國兒童反貧困政策體系。在家庭保護方面，家庭監(jiān)護困境成為重點干預目標。2013—2014年，民政部在一百個城市進行了困境兒童社會保護的試點。其在傳統(tǒng)的對流浪乞討等群體進行保護之外，還為監(jiān)護缺失、監(jiān)護侵害、事實孤兒等人員提供保護。2016年，國務院制定了農(nóng)村留守兒童群體關愛保護的法規(guī)。在貧困救助之外，該政策規(guī)定了監(jiān)護侵害、監(jiān)護缺失和父母監(jiān)護行為監(jiān)護等方面的干預?；谠摲ㄒ?guī)，民政部等執(zhí)行部門設計了“合力監(jiān)護制度”，希望以親屬朋友的委托監(jiān)護、行政部門或村居委會的臨時監(jiān)護以及撤銷監(jiān)護人資格以防止監(jiān)護侵害或遺棄等措施來彌補家庭監(jiān)護不足。

兒基保目前尚處于建設初期，在政策決策和實施中面臨著很多困難；通過與低保的對比，有助于進一步說明它的現(xiàn)行特點、實際效果、存在的問題以及未來改進的路徑。低保是我國社會救助體系的主體項目。它不僅規(guī)定了居民獲得經(jīng)濟救助的資格，也實際成為其他類型救助和保護的通用資格標準。[9-10]相比之下，兒基保不僅面向未成年人單獨設定救助資格，更將家庭監(jiān)護困境納入干預目標，以幫助未成年人實現(xiàn)更好發(fā)展，由此體現(xiàn)了能力取向的現(xiàn)代反貧困工作的要旨。為此，本文將首先描述獲得生活保障的兒童的家庭監(jiān)護特征，初步比較兩類項目在家庭監(jiān)護方面的差異，然后進一步通過回歸模型檢驗六類家庭監(jiān)護因素對這兩類保障項目的具體影響。

二、文獻回顧與研究設計

(一) 低保制度建設難點

實施低保政策20年來，制度建設已較為完善，但在實施效果、獲得資格和干預過程等方面依然存在一些難點。

一是低保是否造成福利依賴存在爭議。已有研究綜合定性和定量資料，分析發(fā)現(xiàn)低保并沒有造成福利依賴。對于接受低保的家庭而言，低保的作用很關鍵，而且救助對象也存在較強的改善生活與再就業(yè)的意愿。[11]當然，依然需要警惕福利依賴的出現(xiàn)，并在政策層面加以避免。

二是對低保對象的識別出現(xiàn)了瞄準偏差。中央政府始終將家庭人均收入作為識別標準，具體可分為恩格爾系數(shù)法、基本生活費用支出法等。[10]2012年國務院《關于進一步加強和改進最低生活保障工作的意見》則進一步明確居民低保資格的認定主要根據(jù)戶籍、家庭收入和家庭財產(chǎn)三個條件確定。[12]但政策的實際執(zhí)行中則存在家庭收入核算不準確、基層宣傳工作不到位、工作人員專業(yè)性有待提高、識別標準的把握不規(guī)范等問題。[13-15]同時有少數(shù)政策救助對象并不符合政策資格規(guī)定[13]。

三是低保的政策覆蓋群體偏窄，沒有容納更多類型的貧困家庭。相對于收入型貧困，家庭因短期應急或教育、醫(yī)療康復等大項開支而陷入經(jīng)濟困難的支出型貧困也大量存在。[16]前者屬于絕對貧困范疇，而后者則屬于相對經(jīng)濟貧困。低保應當識別此類支出型貧困家庭并加以覆蓋[17]。研究發(fā)現(xiàn)，城市地區(qū)實際影響家庭獲得低保的因素為在讀學生數(shù)量、教育開支水平、病殘人數(shù)等因素[13]，而在農(nóng)村地區(qū)實際影響因素則是教育或醫(yī)療等大項開支、60歲以上老人數(shù)量等因素。[17][11]因此對支出型貧困家庭的覆蓋水平還應進一步提高[18]。

(二) 文獻回顧

兒童生活保障研究著力于說明該類政策的效果及其影響因素。給兒童發(fā)放現(xiàn)金補助的干預策略確實具有顯著的減貧效果。[19-20]但是，兒童及其家庭監(jiān)護人的能力始終會影響政策干預的實際效果。例如，父母的收入或教育等方面的差異就會影響他們對政策的利用，從而使得同一政策在不同家庭中的效果也不一致。[21]中國孤棄兒童政策研究就關注家庭收養(yǎng)、寄養(yǎng)以及官辦福利機構等安置措施的效果及其影響，對其替代監(jiān)護效果的影響因素進行了分析。[22-24]而散居孤兒則由多由家庭親屬進行監(jiān)護，特別是由爺爺奶奶等進行隔代監(jiān)護，農(nóng)村地區(qū)尤其如此。[25-26]

學者也注重分析兒童反貧困的政策過程。發(fā)達國家的經(jīng)驗說明，兒童福利政策過程始終嵌入在政策網(wǎng)中。政府自上而下的政策設計需要兼容其他利益相關者的訴求[27]。歐洲地區(qū)多國比較研究發(fā)現(xiàn)，兒童及家長參與政策決策的方式和程度對正式兒童福利制度的實施效果有影響[28]。在印度，加強兒童反貧困政策的統(tǒng)籌性、救助標準的提高和干預指標的完善都可推動兒童反貧困工作的前進。[29]而中美比較研究也證實，我國政府和社會組織的低政策組織程度降低了兒童虐待干預政策的效果。[30]

由此可知，現(xiàn)有反貧困政策容易出現(xiàn)對象識別偏差、群體覆蓋狹窄，或政策效果存在負面效應等問題。其原因往往在于救助對象并非孤立原子，而是始終嵌入在家庭等社會環(huán)境之中。兒童自身不存在困境，但因所在家庭或社區(qū)問題而陷入困境的現(xiàn)象比比皆是。與專注于保障經(jīng)濟收入的低保相比，兒基保則更需要保障兒童發(fā)展，因此更需要明確家庭、社區(qū)或福利機構等方面的嵌入機制。這不僅對政策實踐提出了挑戰(zhàn)，也為學術研究帶來很多困難。中國農(nóng)村留守兒童研究發(fā)現(xiàn)，該群體是否會因為留守而發(fā)生心理健康或社會適應問題存在爭議，關于問題發(fā)生機制的判斷以及對應的干預主張也不盡相同。一些學者認為，家庭監(jiān)護困境，如因父母外出務工所帶來的監(jiān)護缺失會對兒童心理或行為造成負面影響，因此主張從親子關系、日常積極生活事件等方面開展保護。[31-32]同時也有學者認為兒童留守困境的根源在于城鄉(xiāng)二元結構、資本逐利等宏觀結構性因素，應去除留守兒童標簽，多部門協(xié)同發(fā)揮政策的作用。[33-34]更有研究發(fā)現(xiàn)家庭監(jiān)護困境并不必然導致兒童心理或行為問題，因此主張發(fā)揮兒童的抗逆力或韌性等能力，并在社區(qū)或?qū)W校層面提供兒童照顧服務、兒童生活技能訓練等干預。[35-37]為此，本文聚焦于兒童的家庭環(huán)境，希望更深入地說明獲得生活保障的兒童面臨哪些家庭監(jiān)護困境，并因此產(chǎn)生什么樣的政策影響。

(三) 研究設計

過往研究已經(jīng)注意到家庭需求或家庭參與能力等因素對兒童福利政策的影響，但對家庭內(nèi)部成員之間的互動機制揭露不足，導致家庭內(nèi)部尋找、獲得和使用兒童福利項目的過程黑箱化。已有研究指出監(jiān)護是家庭內(nèi)部兒童發(fā)展福利供給的關鍵機制。因此本文希望進一步廓清家庭監(jiān)護影響兒童福利項目類型的具體機制，以揭示家庭內(nèi)部的具體福利政策過程及其重點難點。

具體而言，本文將比較低保和兒基保在家庭監(jiān)護困境方面的差異，并以此為基礎說明它對兒童生活保障類項目的具體影響。根據(jù)上述政策梳理可知，兒基保相比低保更多考慮家庭監(jiān)護困境。這里的監(jiān)護困境涵蓋監(jiān)護人構成、監(jiān)護困境類型和困境程度三個因素。之所以選擇這三個指標，是基于樣本來源地甲市的兒童保護和救助經(jīng)驗。該市特別關注兒童監(jiān)護人的現(xiàn)狀，并著重分類兒童監(jiān)護困境和區(qū)分監(jiān)護困境的嚴重程度。最后形成四項研究假設。

H1：家庭監(jiān)護人影響兒童生活保障的類型。與父母監(jiān)護相比，隔代或親屬監(jiān)護的兒童更可能獲得生活保障，特別是兒基保。

H2：家庭監(jiān)護類型影響兒童生活保障的類型。與次要監(jiān)護困境或無監(jiān)護困境相比，處于主要監(jiān)護困境的兒童更可能獲得生活保障。其中，兒童更多獲得兒基保項目。

H3：監(jiān)護困境等級影響兒童生活保障的類型監(jiān)護。困境等級越嚴重，兒童就更可能獲得生活保障。其中，兒童更多獲得兒基保項目。

H4：家庭監(jiān)護人構成、監(jiān)護困境類型和等級存在交互效應，共同影響兒童生活保障項目類型。

三、數(shù)據(jù)來源、變量說明與分析模型

本文使用的數(shù)據(jù)來自東部沿海地區(qū)甲市J區(qū)民政部門于2018年6月15日—7月15日進行的困境兒童入戶調(diào)查信息。該市低保和兒基保制度建設都處于全國前列，也是兒童社會保護試點城市之一。位于該市郊區(qū)的J區(qū)，長期以來社會經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低，但2015年后成為重點開發(fā)地區(qū)，發(fā)展速度很快。此次調(diào)查覆蓋該區(qū)直轄的7個街道的全部63個社區(qū)?；谌撼闃拥姆椒?，社區(qū)工作人員經(jīng)過培訓，使用統(tǒng)一制訂的《未成年人困境評估表》 《未成年人保護對象評估意見書》，共采集了429個兒童的監(jiān)護困境與生活保障數(shù)據(jù)，其中有效個案415例，無效個案14例，有效率為96.7%。

被解釋變量為生活保障項目類型。原始數(shù)據(jù)經(jīng)過初步整理，形成5個選項，即低保、低保邊緣、孤兒保障、重病重殘保障和無保障。對以上選項進行計算并重新編碼，則形成低保、兒基保和無三個選項。其中，“低保”由原低保和低保邊緣合并而成；“兒基?！庇晒聝汉椭夭≈貧埡喜⒍桑弧盁o”就是原來的無保障選項，指兒童沒有使用保障項目的情況。賦值分別為0=無，1=兒基保，2=低保。

第一個解釋變量為家庭監(jiān)護人構成。原始數(shù)據(jù)經(jīng)過初步整理，形成為父親、母親、爺爺、奶奶、外公、外婆和其他親屬7個選項。對這些選項進行計算并重新編碼，則形成父母監(jiān)護、隔代監(jiān)護和親屬監(jiān)護三個選項。其中，父母監(jiān)護由父親和母親選項合并而成，隔代監(jiān)護則由爺爺、奶奶、外公、外婆選項合并而成，其他親屬則對應為親屬監(jiān)護。再經(jīng)過第二次編碼、計算和第三次編碼，這三個選項構成新變量“家庭監(jiān)護人構成”，賦值為1=父母監(jiān)護，2=隔代監(jiān)護，3=親屬監(jiān)護。

第二個解釋變量為家庭監(jiān)護困境類型。官方困境評估表整理數(shù)據(jù)顯示，兒童困境類型包括流浪乞討、留守流動、重病重殘、監(jiān)護缺失、監(jiān)護無力、家庭暴力、特殊困難、孤兒共八類，加上新建選項“無困境”，共九類。但因為本樣本不存在“流浪乞討”和“留守流動”的情況，予以剔除。筆者進一步將特殊困難一類編碼為“次要監(jiān)護困境”。這是因為“特殊困難”指向難以歸類的一些特殊家庭監(jiān)護困境，而且往往與經(jīng)濟貧困相聯(lián)系。按照甲市2016年出臺的困境未成年人分類保障政策規(guī)定，它是指受侵害和虐待、部分涉案、單親家庭、家庭生活困難因而留守、家庭貧困難以順利成長等情況下的未成年人。同時，考慮到監(jiān)護困境的原始分類類別太多，為避免樣本量過小而出現(xiàn)統(tǒng)計檢驗結論錯誤，筆者通過第二次編碼、計算和第三次編碼，將剩余五類監(jiān)護困境都歸為“主要監(jiān)護困境”。最后，筆者直接采用無困境選項，形成了“監(jiān)護困境類型”的第三個選項。賦值為1=主要困境，2=次要困境，3=無困境。

第三個解釋變量為家庭監(jiān)護困境等級，它又具體分為貧困、監(jiān)護缺失、監(jiān)護不當和自身病殘困境等級四個子變量。甲市官方困境評估表在評估兒童困境程度時設立三個等級，并以一級困境為最嚴重，二級為較嚴重，三級為輕微。鑒于有的兒童遭遇一種以上的困境，困境級別也不相同，而且三個級別過于粗放，每一級內(nèi)部都可繼續(xù)細分，因此筆者對困境等級進行重新編碼，以替代先前級別劃分。八類兒童困境按照貧困、監(jiān)護缺失、監(jiān)護不當和重病重殘四個新類別進行重新分類并分級，以凸顯家庭監(jiān)護、經(jīng)濟貧困和自身病殘等核心兒童發(fā)展困境。新設定的每一類困境都揀選了11—16個指涉其核心內(nèi)涵的經(jīng)驗指標，除了病殘賦值范圍為1—4分，其他單個指標按嚴重程度也分三級，賦值1—3分。它們都是正向指標，賦值越高，困境程度越嚴重，而且每一類的指標都可進行加總。例如，貧困總分為20，監(jiān)護缺失總分為24，監(jiān)護不當總分為25。最后，對每一類困境都進行非等距的分級，劃分六級。0分表示無此類困境，即0級；1—2分表示一級輕微，即1級；3—4分表示中度嚴重，即2級；5—6分表示較為嚴重，即3級；7—9分表示十分嚴重，即4級；10分及以上表示極為嚴重，即5級。

考慮到被解釋變量是三個水平的無序多分類變量，本文采用多元logistic 回歸模型來解釋變量對生活保障項目類型的作用。任一生活保障項目的概率為P(y=生活保障項目類型)，以低保水平為參照，可建立兩個回歸方程，合寫為其中，j包含兩個水平，即無保障j=1，兒基保j=2；αjκ是函數(shù)的常數(shù)項；xκ為影響土地規(guī)模經(jīng)營發(fā)生的六個解釋變量；βjκ分別是兩個水平上每個解釋變量的回歸系數(shù)。以上變量的界定、賦值和基本參數(shù)見表1。

表1 兒童生活保障及其影響因素的描述

四、研究發(fā)現(xiàn)

(一) 描述統(tǒng)計

本次共調(diào)查的有效樣本中，男性209人，女性206人，性別比例幾乎相等。而年齡分布也是均衡的：1—19歲的每個年齡至少1人，比例范圍在0.2%—10.4%之間，13—16歲兒童人數(shù)最多。就居住地而言，樣本數(shù)最多街道占全體的38.9%，樣本數(shù)其次的街道占全體的16.1%。最后，已入學兒童在各個教育階段都有分布，尤其以初中以上和初中二年級最多。值得注意的是，14.8%的兒童應入學但未就學。

就“生活保障類型”進行統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，低保項目人數(shù)最多，無保障的兒童其次，兒基保人數(shù)最少。整個樣本的有效樣本數(shù)為332人，缺失97人。其中，低保人數(shù)184人，兒基保人數(shù)52人。三者的有效百分比分別為55.4%、28.9%和15.7%。

就“監(jiān)護人構成”進行統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，樣本中大多數(shù)兒童都是父親或母親監(jiān)護。整個樣本的有效樣本377人，缺失52人。其中，父母監(jiān)護者為288人，有效百分比為76.4%。而隔代監(jiān)護者為77人，有效百分比為20.4%。其他親屬監(jiān)護者人數(shù)最少，為12人，占比為3.2%。

針對困境類型的描述統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，主要監(jiān)護困境人數(shù)比次要監(jiān)護困境人數(shù)還少。這一點出乎筆者意料。整個樣本的有效樣本為352人，缺失77人。主要監(jiān)護困境有效百分比為46.3%，人數(shù)為186人。次要監(jiān)護困境有效百分比為46.9%，人數(shù)達到188人。在前者的范疇之中，重病重殘人數(shù)最多，達到93人。其次是監(jiān)護缺失52人，再次是監(jiān)護無力33人。另有孤兒7人，家庭暴力2人。

就家庭監(jiān)護困境級別而言，397個有效樣本中，有354名兒童都在不同程度上處于貧困之中，共計達89.2%，其中達到中度和比較嚴重貧困的兒童比例之和為63.2%。相對而言，遭遇監(jiān)護缺失的兒童為總體的72%，另有34%的兒童遭遇監(jiān)護不當困境，28.2%的兒童遭遇重病重殘困境。

六個解釋變量與生活保障政策可以進一步通過交叉表過程進行描述，得到結果如表2所示。一類解釋變量所對應的兒童生活保障類型出現(xiàn)明顯差異。究其原因，一是在監(jiān)護困境類型方面，獲得低保者集中于次要困境，而獲得兒基保者則集中于主要困境；二是在貧困困境等級方面，獲得低保者集中于中等貧困及以上水平，而獲得兒基保者的分布同樣較為分散；三是在監(jiān)護缺失困境等級方面，獲得低保者集中于無缺失或輕微缺失，而獲得兒基保者的分布同樣較為分散；四是在兒童自身困境等級方面，獲得低保者集中于無困境，但獲得兒基保者的分布則較為分散。另一類解釋變量所對應的兒童生活保障類型則沒有明顯差異。無論在監(jiān)護人構成還是監(jiān)護失當困境等級方面，使用低?；騼夯５膬和壤植级驾^相似，不存在明顯不同。

(二) 回歸分析

本文采用SPSS for mac 23 軟件進行回歸分析。回歸模型的操作要點如下。一是在因子與協(xié)變量設置方面，將六個變量全部作為因子納入分析，而不設置協(xié)變量。為了集中論證家庭監(jiān)護變量的影響，兒童的年齡、性別和教育年限等個人基本信息都沒有進入分析。這六個因子的水平各自以最高水平即最后一個類別為參照。各水平的參數(shù)估計見表3。二是為了篩選方程中的自變量，筆者選擇設定/步進模式，以向前步進法篩選因子，得到表4。除這兩個表，另有一些統(tǒng)計結果基于篇幅限制并未列出。

表2 兒童生活保障類型與其解釋變量的百分比交互表

表3 生活保障類型多分類logistic分析的參數(shù)估計

表4 生活保障類型多分類logistic分析的模型擬合信息

未列出的模型擬合信息表顯示，帶有六個因子的模型的-2對數(shù)似然比檢驗的顯著性為P=0.000＜0.001，說明該模型的擬合優(yōu)度好于只包含常數(shù)項的模型。進一步對該模型進行似然比檢驗可以發(fā)現(xiàn)，家庭監(jiān)護人構成和自身監(jiān)護失當?shù)燃壍淖饔貌⒉伙@著，其他四個因子的作用統(tǒng)計顯著，如表4所示。這說明關于家庭監(jiān)護人對生活保障項目存在影響的假設H1并不成立。

表3的參數(shù)估計顯示，“無保障”與低保對比時，在監(jiān)護困境類型、貧困等級和監(jiān)護缺失等級的七個水平具有顯著影響。存在家庭監(jiān)護困境時，無論是主要還是次要類型，兒童都更可能獲得低保而不是“無保障”。自變量每增加一個單位，主要與次要困境水平的無保障與低保的優(yōu)勢比比值分別是改變之前的0.131倍和0.152倍。其對數(shù)值分別平均減少2.03和1.881。這說明，與得不到生活保障相比，家庭監(jiān)護困境一旦發(fā)生，兒童都更可能被納入到低保中。值得注意的是，無論是從優(yōu)勢比比值還是從自然對數(shù)來看，次要困境相比較主要困境的結果都改善了。這說明，越是處于次要監(jiān)護困境，兒童就越可能得到低保。這與該變量的界定即以兒童因家庭而陷入經(jīng)濟貧困為主要內(nèi)涵是一致的。所以，假設H2部分成立，但其中關于主要監(jiān)護困境更可能得到保障的判斷不成立。

在兒童貧困等級方面，貧困程度越低，則兒童就越可能得到“無保障”而不是低保。當兒童處于無貧困的水平時，“無保障”的偏回歸系數(shù)為正。自變量每增加一個單位，無保障與低保的優(yōu)勢比比值是改變之前的37.475倍，其對數(shù)值平均增加3.624。因此，沒有經(jīng)濟貧困的監(jiān)護困境兒童更可能得到“無保障”而不是低保附加或低保邊緣等生活保障；到了輕微貧困等級時，則可得到類似的發(fā)現(xiàn)。自變量每增加一個單位，無保障與低保的優(yōu)勢比比值是改變之前的7.042倍，其對數(shù)值平均增加1.952。這也說明，輕微經(jīng)濟貧困的監(jiān)護困境兒童也傾向于得不到生活保障。值得注意的是，輕微貧困水平與無貧困相比，無保障與低保的優(yōu)勢比比值倍數(shù)在縮小。這意味著該處境下兒童得不到保障的可能性在降低。換言之，隨著貧困程度提高，兒童得到低保的可能性在相對增加。所以，假設H3關于貧困困境程度越嚴重則越可能得到生活保障的判斷成立。

在兒童監(jiān)護缺失等級方面，監(jiān)護缺失程度越低，則兒童就越不可能得到低保。當兒童處于無監(jiān)護缺失水平時，“無保障”的偏回歸系數(shù)為正。自變量每增加一個單位，無保障與低保的優(yōu)勢比比值的對數(shù)值平均增加16.569。因此，沒有監(jiān)護缺失的困境兒童更可能得到“無保障”而不是低保。到了輕微監(jiān)護缺失或中等嚴重的監(jiān)護缺失水平時，則得到類似的發(fā)現(xiàn)。自變量每增加一個單位，無保障與低保的優(yōu)勢比比值的對數(shù)值平均增加16.746和18.461。這都說明，輕微和較嚴重的監(jiān)護缺失困境兒童也傾向于得不到生活保障。值得注意的是，較嚴重的監(jiān)護缺失水平與前兩者相比，無保障與低保的優(yōu)勢比比值倍數(shù)在縮小。這意味著該處境下兒童得不到保障的可能性在降低。換言之，隨著監(jiān)護缺失的嚴重性增加，兒童得到低保的可能性在相對增加。所以，假設H3關于監(jiān)護缺失困境程度越嚴重則越可能得到生活保障的判斷成立。

同時，將兒基保與低保對比時，貧困和兒童自身病殘困境的四個水平具有顯著影響。在貧困等級方面，貧困程度越低，就越可能得到兒基保而不是低保。當兒童處于無貧困狀態(tài)時，兒基保的偏回歸系數(shù)為正。自變量每增加一個單位，兒基保與低保的優(yōu)勢比比值是改變之前的36.151倍，其對數(shù)值平均增加3.588。因此，沒有經(jīng)濟貧困的監(jiān)護困境兒童更可能得到兒基保而不是低保。輕微貧困水平也可以證實這個觀點。自變量每增加一個單位，兒基保與低保的優(yōu)勢比比值是改變之前的17.795倍，其對數(shù)值平均增加2.879。這也說明，輕微經(jīng)濟貧困的監(jiān)護困境兒童更可能得到兒基保的救助。值得注意的是，從無貧困到輕微貧困，隨著貧困水平的提高，兒基保與低保的優(yōu)勢比比值及其自然對數(shù)都在減少。這意味著兒童獲得兒基保的可能性在相對降低。因此，假設H3關于貧困困境等級越高則越可能得到兒基保的判斷不成立。

在自身困境方面，病殘程度越低，兒童越可能獲得低保而不是兒基保。當兒童處于無自身困境的水平時，自變量每增加一個單位，兒基保與低保的優(yōu)勢比比值是改變之前的0.11倍，其對數(shù)值平均減少4.552。因此，當兒童病殘程度非常低時，兒童更多會被納入到低保中。輕微水平的自身困境狀況也說明了這一點。自變量每增加一個單位，兒基保相對于低保的優(yōu)勢比是改變之前的0.53倍，其對數(shù)值平均減少2.930。這說明，輕微的病殘也會導致兒童更可能獲得低保而不是兒基保。值得注意的是，無論從對數(shù)值還是優(yōu)勢比比值來看，隨著病殘程度的加重，兒基保與低保的優(yōu)勢比及其自然對數(shù)都在減少。這意味著兒童獲得兒基保的可能性在相對增加。因此，假設H3關于兒童自身困境等級越高則越可能得到兒基保的判斷成立。

上述模型的擬合效果較好，預測效果較佳。擬合優(yōu)度檢驗表顯示，無論皮爾遜卡方(P=0.717)還是偏差卡方(P=0.995)都在0.05的水平上不顯著，因此帶有自變量篩選的定制模型與全因子模型之間并無顯著差異。雖然此分析樣本中存在246個頻率為零的單元格(59.9%)導致這兩項擬合優(yōu)度檢驗的有效性并不確定，但其他檢驗工具則說明簡約模型已達到較理想的擬合效果。Cox-Snell、Nagelkerke和McFadden的偽決定系數(shù)分別為0.551、0.643、0.413，數(shù)值較接近于1，說明該定制模型的擬合效果較好。另外，模型預測分類結果也證明了這一點。結果顯示，定制模型在兒童獲得兒基保方面的預測準確率達到72.7%，在兒童獲得低保方面的預測正確率達到84.5%，而針對所有選項的總體預測準確率達到75.1%?？偠灾?，關于因子之間存在交互作用的假設H4并不成立。

另外，上述模型無法對“無保障”與兒基保兩個選項進行比較，不能充分說明家庭監(jiān)護等因素對兒基保的影響。為此，本研究重新以“無保障”或“兒基保”為參照設定多元logistic模型，分別得到了logit(兒基保/無保障)和logit(無保障/兒基保)模型。限于篇幅，相關結果不再一一列出。結果發(fā)現(xiàn)，新方程的似然比檢驗、擬合優(yōu)度檢驗、模型預測分類結果都與參照低保的兩個logit方程的對應指標完全一致，只是因子各個水平的回歸系數(shù)不同。在logit(兒基保/無保障)模型中，包括家庭監(jiān)護困境類型在內(nèi)，所有因子的各個水平都不顯著。在logit(無保障/兒基保)模型中，僅有監(jiān)護缺失=0、1、2這三個水平統(tǒng)計顯著，且偏回歸系數(shù)均為正。家庭監(jiān)護困境類型因子各個水平也不顯著?？傊?，以上所有多元logistic模型都說明家庭監(jiān)護類型對兒基保并無顯著影響。所以假設H2關于主要監(jiān)護困境更可能獲得兒基保的判斷不成立。

五、結論與建議

基于甲市J區(qū)七個街道的困境兒童樣本，本文以多個回歸模型驗證了家庭監(jiān)護對兒童生活保障類型的影響，比較了兒基保與低保的政策異同。一是兩類政策不存在類型差異的家庭監(jiān)護困境情況。家庭監(jiān)護人的各個水平對兒童生活保障政策類型沒有顯著影響。監(jiān)護失當困境程度的影響也是類似。二是兩類政策無法進行比較的家庭監(jiān)護困境情況。家庭監(jiān)護困境一旦存在，不論屬于主要類型還是次要類型，都會讓兒童更多獲得低保，但它也對兒基保項目沒有影響。同時，監(jiān)護缺失困境對生活保障政策的影響類似。監(jiān)護缺失程度越高，兒童就越可能得到低保，但它也對兒基保項目沒有影響。只是家庭監(jiān)護缺失難以識別，兒童即便遭遇中等嚴重的缺失困境也依然不容易獲得低保。三是低保與兒基?？梢灾苯舆M行比較的家庭監(jiān)護困境情況。經(jīng)濟貧困不僅是次要家庭監(jiān)護困境范疇的核心，其嚴重水平的區(qū)分也會對生活保障政策產(chǎn)生顯著影響。貧困程度越低，兒童就越不容易獲得生活保障。即便得到生活保障，也更可能得到兒基保而不是低保的救助。而兒童自身病殘等級也對其具有顯著影響。兒童病殘程度越低，越不容易獲得兒基保。隨著病殘困境嚴重程度的增加，兒童就更可能獲得兒基保而不是低保。

上述發(fā)現(xiàn)有助于減少與家庭監(jiān)護困境干預相關的一些迷思，并推動兒童反貧困政策的發(fā)展。一方面，解決經(jīng)濟貧困依然是當代兒童反貧困工作的關鍵。這意味著低保和兒基保都應繼續(xù)完善。很多學者乃至一線的兒童保護工作者都有一個模糊的共識，即隨著我國社會經(jīng)濟的快速發(fā)展，特別是近幾年以消除絕對貧困為目標的反貧困工作的加強，政策重點應從消除兒童及其家庭的絕對物質(zhì)匱乏轉向家庭監(jiān)護困境等相對貧困，在東部沿海城市地區(qū)尤其應該如此。這也得到了能力取向的反貧困理論以及發(fā)達工業(yè)國家反貧困工作的經(jīng)驗的印證。本文并不是要否定上述理論和經(jīng)驗，而是要說明兩者并行不悖。如阿瑪?shù)賮啞ど瓘娬{(diào)的那樣，最低必要能力與最低物質(zhì)生活水平是內(nèi)在一致的，它們始終都應是反貧困工作的絕對標準。[3-4]另一方面，家庭監(jiān)護困境的識別與發(fā)現(xiàn)是生活保障政策過程的難點。其根本原因在于監(jiān)護缺失和監(jiān)護失當本身就屬于較難識別的社會問題。近些年事實孤兒的識別和保障取得了很大進展，但其他類型的監(jiān)護缺失以及家庭傷害和疏忽等失當行為，則依然很難識別。為此，學界應進一步深化相關問題的研究，并將學術研究與政策干預有效結合起來。例如，監(jiān)護人構成類型實際并沒有被納入到政策過程中。農(nóng)村留守兒童研究已說明隔代或親屬監(jiān)護等替代性家庭監(jiān)護的積極作用，[33-34]但這在城市兒童反貧困工作中并沒有得到貫徹。這可能是與反貧困工作的城鄉(xiāng)二元結構有關。建議城市兒童反貧困工作重視這一因素，并落實到高風險兒童群體的預防監(jiān)控等環(huán)節(jié)。

本研究在樣本規(guī)模和指標設定方面還存在不足，需要進一步改進。一是樣本規(guī)模偏小，需要擴大。甲市一個區(qū)的數(shù)據(jù)有限，而解釋變量較多，限制了分析方法的使用，也妨礙了分析結果的有效性。將來可以尋找其他城市或地區(qū)的數(shù)據(jù)，以擴大樣本規(guī)模并進行區(qū)域間比較，增加樣本結論的普遍性。二是監(jiān)護困境等級的四個因子在海森矩陣計算中出現(xiàn)了奇異值，說明應當對其加以排除或合并。在將來的研究里，這些都有待進一步提升。

注釋①甲市《城鄉(xiāng)居民最低生活保障條例實施細則》(甲政辦發(fā)[2004]159號、甲政發(fā)[2008]54號)，見“北大法律信息網(wǎng)”http://www.pkulaw.cn，查閱時間2019年10—11月。