儿童相对贫困现状及其影响因素研究——基于2021年四川凉山州的实证调查.pdf

一、引 言消除儿童相对贫困不仅是阻断社会贫困再生产的关键环节，也是实现共同富裕目标的内在要求。党的十九大以来，中共中央、国务院印发了 中国妇女发展纲要（20212030 年）中国儿童发展纲要（20212030 年）等系列政策文件，强调应进一步落实儿童优先原则并大力发展儿童反贫困事业。根据联合国开发计划署（UNDP）发布的 2021年全球多维贫困指数 报告，在全球109个国家的59亿调查人口中，被确定为处于多维贫困状态的有 13 亿人，占比 21.7%。其中，6.44 亿为 18 岁以下儿童。这说明儿童比成年人面临着更高的贫困风险。然而，在以往研究中，多数学者普遍认为儿童相对贫困是家庭贫困，关于儿童相对贫困影响因素的研究也主要是从微观家庭层面展开。实质上，儿童相对贫困是一种集经济、文化、物质以及环境等多重因素于一体的社会结构性问题，既受微观个体和家庭层面因素的影响，也受宏观层面社会支持因素的差异性制约。当前，在反贫困目标发生重大战略调整和重视贫困人口多维度减贫的新发展阶段，对儿童相对贫困现状及影响因素进行研究，有助于深刻理解儿童相对贫困的本质内涵及形成原因，从而为2020后脱贫时代有效治理儿童相对贫困提供理论来源和决策参考。因此，本研究以四川省凉山州易地扶贫搬迁社区 715 岁儿童为调查对象，同时结合问卷数据和深度访谈资料，从个体特征、家庭结构和社会支持三个维度，分析儿童相对贫困的现状及其影响因素，在此基础上收稿日期：2023-05-08本刊网址 在线期刊：http：/ 马克思主义学院，福州 350118）摘要：使用2021年四川凉山州儿童专题调查数据，运用二元Logistic回归模型分析个体特征、家庭结构和社会支持三种因素对儿童相对贫困的影响。研究发现：儿童普遍陷入了难有实质性发展的相对贫困，低龄儿童、女童、残疾儿童、隔代抚养儿童以及单亲家庭儿童等面临的相对贫困问题突出；年龄、性别、身体健康状况等个体特征，家庭人口规模、隔代抚养状况、是否单亲家庭等家庭结构差异以及是否享受低保政策福利、是否享受社区儿童服务等社会支持差异对儿童相对贫困存在显著影响。因此，建议根据儿童相对贫困的组群差异，实施“物质+服务”的减贫措施；重视来自家庭结构的代际传递影响，确保儿童分类救助政策的全面以及关注儿童需求的社会保护或社会福利体系，补齐易地扶贫搬迁社区公共服务短板。关键词：儿童贫困；个体特征；家庭结构；社会支持中图分类号：C913.7；D669.5；F323.8文章标志码：A文章编号：1006-6152（2023）05-0099-10DOI：10.16388/42-1843/c.2023.05.011第 42 卷第 5 期2023 年 10 月江汉学术Jianghan AcademicVol.42No.5Oct，202399江汉学术总第 42 卷提出有效治理儿童相对贫困的政策建议。二、文献综述与研究假设（一）文献综述如何消除儿童贫困、阻断社会贫困再生产已成为学术界重点关注的一项减贫议题。儿童贫困并不仅仅指涉单一的家庭收入低下，而是多种因素综合作用的结果。关于儿童致贫因素的多维性观点，已在学界形成了基本共识。目前，涉及儿童贫困问题的研究主要包括儿童贫困的趋势与特征、儿童贫困的影响因素以及儿童贫困的减贫策略等方面。学术界对儿童贫困形态研究经历了从单维收入贫困向多维相对贫困的认知变迁，诸多研究者也开始从多维视角出发来度量儿童贫困的趋势与表征。高琴、王一（2022）采用 Alkire-Foster方法估算儿童多维贫困状况，发现全国处于多维贫困儿童的比例从总体上大幅下降，农村地区儿童的多维匮乏程度却存在明显的性别和年龄差异1。吕文慧等（2018）指出，因父母照料缺失，农村留守儿童比非留守儿童面临更为恶劣的生存状态，但其贫困状况不存在系统的性别差异2。这与张赟（2018）、亓迪等（2019）研究发现农村留守儿童（或有留守经历的儿童）相对于非留守儿童更易遭受贫困的分析结论保持一致3-4。王卓、郭真华（2022）研究认为，儿童贫困存在显著的组内差异，低龄儿童、女童、留守儿童以及多兄弟姐妹儿童等普遍处于更为严重的贫困境地5。沈扬扬等（2022）从资源分配的视角分析儿童贫困问题，指出由于家庭资源配置和儿童抚养方式的差异，残障儿童、双女童家庭、居住在单亲或重组家庭的儿童比其他儿童遭受的多维贫困度差距更高6。从儿童贫困影响因素方面来看，为解释各因素对儿童多维贫困空间分异产生的作用，蔡佩汝等（2021）从地理学视角进行了定量分析。研究表明，教育环境与抚养能力、城镇化水平与医疗资源、家庭情况与抚养能力是影响儿童多维贫困的主导交互因素7。也有部分研究者从家庭代际视角分析造成儿童贫困的主要原因。例如，葛岩等（2018）借助 CHNS 数据库实证检验了儿童跨期贫困状况及其致贫因素。研究发现，户主性别、年龄、婚姻状态以及家庭收入等对儿童多维贫困产生显著影响8。陈宜治、任志远（2022）则使用CFPS数据库重点探讨了家庭代际性对儿童多维贫困的影响。研究显示，家长的受教育程度和健康状况是造成儿童贫困的主要因素，而家长的婚姻幸福和社会地位对儿童贫困水平存在显著的负向影响9。此外，根据儿童贫困发生的内在动因和外在诱因，相关学者还从个体性别10、年龄11、家庭规模12、家庭类型13、城乡属性14以及社会发展状况15等方面展开了研究。作为社会的依赖型人口，儿童贫困的原因具有多面性，其福祉往往无法脱离家庭和社会。有学者从个体层面对儿童多维贫困的致贫因素展开探讨。崔洪荣（2021）等分析了个体特征、父母特征和家庭特征对儿童贫困的影响，发现对解释儿童贫困差异的最大贡献主要来自父母的特征16。还有学者从公共服务供给的视角进行了研究。汪燕敏、金静（2013）认为，阻止贫困代际转移、减少儿童贫困要实行服务偏向、公共供给为主的家庭津贴政策17。樊丹迪等（2020）指出，促进家庭资源在各性别儿童间的公平分配、增加贫困社区公共服务的可获得性以及加大对贫困家庭的人力资本投入有利于缓解儿童遭受不平等的程度18。杨晨晨、刘云燕（2019）认为，儿童贫困的根本原因在于传统家庭结构解构带来的父母缺位、农村公共服务供给失灵等。对此提出应根据儿童的年龄特征和家庭的结构类型为诸如贫困儿童家庭、隔代教养家庭以及低收入家庭等弱势家庭提供一对一的“菜单式服务”19。金梅（2020）研究指出，瞄准贫困儿童及家庭的公共服务需求现状，考虑贫困儿童及家庭公共服务需求的差异化，制定贫困儿童异质性公共服务清单，是有效缓解儿童贫困的关键20。综上所述，现有研究从微观层面的个体或家庭因素以及宏观层面的制度性因素等方面对儿童贫困的影响因素展开了实证检验，并取得了丰1002023 年第 5 期郭真华：儿童相对贫困现状及其影响因素研究硕的研究成果。然而，学界仍未充分考虑来自个体、家庭和社会等多层次结构差异对儿童相对贫困的影响，造成多数研究片面地将贫困儿童致贫原因归咎于个体及家庭层面，低估甚至忽视了个体和家庭以外的制度性或非制度性社会因素的影响。因此，基于已有相关成果，本研究拟从“个体特征”“家庭结构”和“社会支持”三个维度分析儿童相对贫困的影响因素。（二）研究假设1.个体特征对儿童相对贫困的影响贫困的个体差异是一个客观存在，表现在性别、年龄和身体健康状况等方面。在地域身份性别三重属性影响下，男孩偏好社会中的女童普遍处于劣势地位21，女童贫困发生率远远高于男童。在社会表征理论视角下，儿童贫困的表征具有明显的年龄效应。儿童年龄与遭受贫困的概率成正相关关系，说明儿童年龄越大，越容易陷入贫困22。残疾与贫困是人类社会发展永恒的主题。受身体或生理因素的制约，尤其是自我发展能力的缺失，残疾儿童面临严重的社会排斥和机会剥夺23。可见，个体特征在不同程度上影响儿童遭受相对贫困的风险性。基于此，本研究提出第一个研究假设：H1：个体特征的差异性对儿童相对贫困具有显著影响。为了更好地验证这一假设，本研究将之细化为以下操作性假设：H1a：年龄差异对儿童相对贫困具有显著影响。H1b：性别差异对儿童相对贫困具有显著影响。H1c：身体健康状况对儿童相对贫困具有显著影响。2.家庭结构对儿童相对贫困的影响家庭结构是指基于代际视角的儿童家庭的原生结构状态，包括家庭人口要素和家庭模式要素两个方面。家庭结构会直接或间接地影响家庭的经济状况、家庭成员的精神状态和家庭心理氛围，进而对儿童的生存与发展产生作用。研究发现，单亲家庭、隔代家庭和女性户主家庭等对儿童遭受的贫困冲击更加敏感24-25，家庭人口规模的增大会加深儿童在资源分配上的相对剥夺感26。事实上，不完整的家庭结构和长期经历的贫困状态将更深地形塑儿童的“贫困亚文化”惯习，限制他们获取来自收入或非收入层面的发展资源和机会。基于此，本研究将户主性别、家庭人口规模、隔代抚养状况以及是否单亲家庭等因素综合考虑在内，并提出第二个研究假设：H2：家庭结构的差异性对儿童相对贫困具有显著影响。为了更好地验证这一假设，本研究将之细化为以下操作性假设：H2a：户主性别差异对儿童相对贫困具有显著影响。H2b：家庭人口规模对儿童相对贫困具有显著影响。H2c：隔代抚养状况对儿童相对贫困具有显著影响。H2d：是否单亲家庭对儿童相对贫困具有显著影响。3.社会支持对儿童相对贫困的影响贫困代际传递理论认为，对儿童相对贫困的原因分析还需考察个体和家庭以外的社会支持因素的影响。贫困儿童群体的社会支持主要来自政府、社会机构及街道社区等提供的正式性社会支持，具体包括低保政策福利和社区儿童服务等内容。研究发现，面向贫困儿童的最低生活保障制度发挥着巨大的减贫效应27，显著正向影响贫困儿童的认知发展能力28。在适度普惠型社会福利背景下，作为一种面向弱势儿童群体的福利，社区儿童服务能够满足儿童的发展性需要或缺失性需要29。本质上看，社会支持是一种既包含客观物质，又包含主观情绪感受的综合性因素，会对贫困儿童多维可行能力的提升产生广泛影响。基于此，本研究提出第三个研究假设：H3：社会支持的差异性对儿童相对贫困具有显著影响。为了更好地验证这一假设，本研究将之细化101江汉学术总第 42 卷为以下操作性假设：H3a：是否享受低保政策福利对儿童相对贫困具有显著影响。H3b：是否享受社区儿童服务对儿童相对贫困具有显著影响。三、数据来源与变量定义（一）数据来源本研究所用数据源于2021年四川省凉山州715岁儿童专题调查数据库，该数据由四川大学中国西部反贫困研究中心实施，重点关注了儿童在生存、健康、教育、保护和参与5个维度上的货币与非货币性福利，包括家庭结构、就业状况、社会支持和政策保障等诸多研究主题。综合考虑原深度贫困民族地区的地理区位特征、经济发展水平和人口空间分布因素，该项调查重点选取了凉山州金阳县有“千户彝寨”之称的易地扶贫搬迁集中安置点 D社区为田野调研地。调查样本覆盖了金阳县14个乡镇38个原深度贫困村共525户家庭的儿童相对贫困信息，具有较高的代表性和典型性。删除相关变量的缺失值和异常值后，最终获取有效样本500份。从性别构成上看，接受问卷调查的男、女儿童占比各为 50%。从年龄分布来看，79 岁低龄儿童 168 人，占比为 33.6%；1012 岁中龄儿童180人，占比为36.0%；1315岁大龄儿童152人，占比为 30.4%。从独生子女状况来看，非独生子女儿童492人，占比高达98.4%；非独生子女儿童仅有8人，占比1.6%。调研社区多数青壮劳动力因面临家庭生计转型困境而选择外出务工，儿童留守在家。其中，留守儿童 268 人，占比53.6%；非留守儿童 232人，占比 46.4%。从是否生活在单亲家庭来看，单亲家庭儿童93人，占比18.6%；非单亲家庭儿童 407人，占比 81.4%。此外，92.6%的受访儿童生活在男性户主家庭，生活在女性户主家庭的受访儿童仅占比7.4%。（二）变量定义被解释变量：儿童相对贫困状况，用儿童的相对贫困状态来表征，包括“相对贫困”和“非相对贫困”两种。同时使用儿童相对贫困测量指标体系（见表1）来加以衡量，即在设定的贫困阈值K=0.3条件下，儿童在该指标体系中存在任意1.5个维度约 6项指标被剥夺则视为相对贫困。被解释变量主要采取类别变量（0/1）的形式进行二项赋值（相对贫困=1，非相对贫困=0），设定虚拟变量。解释变量：1.个体特征，具体选取儿童的年龄、性别以及身体健康状况 3项变量。其中，身体健康状况以是否残疾儿童来表征。2.家庭结构，具体选取户主性别状况、家庭人口规模、隔代抚养状况以及是否单亲家庭4项变量。其中，用“家庭常住人口”来表征家庭人口规模，用题项“过去 12个月，你在家里最主要由谁照管”来表征儿童是否留守，用“户主的婚姻状况”来表征儿童单亲与否。3.社会支持，具体选取是否享受低保政策福利和是否享受社区儿童服务 2项变量。其中，用题项“过去 12个月，你是否参与过社区儿童之家的活动”来表征儿童社区服务享受情况。变量定义与描述性统计（见表2）。四、实证结果分析（一）儿童相对贫困的现状分析表 3 报告了儿童相对贫困的基本情况。结果显示，调查样本中发生相对贫困的儿童有349人，占比 69.8%；非相对贫困儿童有 151人，占比30.2%。总体看来，儿童相对贫困状况呈现以下几点特征：第一，儿童相对贫困具有显著的年龄和性别差异，且不同健康状况的儿童其相对贫困发生状况也存在较大差异。1315岁大龄儿童、男童、非残疾儿童更不易陷入相对贫困。79岁低龄儿童和1012岁中龄儿童处于相对贫困的人数占比均在 70%以上。有 71.6%的女童陷入了相对贫困，比男童高出了3.6个百分点。残疾儿童的相对贫困发生率达87.2%，比非残疾儿童高出了18.9个百分点，且仅有12.8%的残疾儿童处于非相对贫困。1022023 年第 5 期郭真华：儿童相对贫困现状及其影响因素研究第二，家庭结构背景不同的儿童，相对贫困状况存在较大差异。男性户主家庭儿童、家庭人口规模在5人以上儿童、非隔代抚养儿童以及非单亲家庭儿童更不易陷入相对贫困。生活在女性户主家庭的儿童处于相对贫困的人数占比为75.7%，比生活在男性户主家庭的儿童高出了5.3个百分点。家庭人口规模越大，儿童越不容易遭受相对贫困。其中，家庭人口规模在5人及以下的儿童处于相对贫困的人数占比达 81.0%。隔代抚养儿童和单亲家庭儿童处于相对贫困的人数占比均超过了70%。第三，儿童相对贫困的发生情况因社会支持的差异性而有所不同。具体而言，享受社会支持的儿童更不易遭受相对贫困。未享受低保政策福利的儿童处于相对贫困的人数占比为76.3%，享受低保政策福利的儿童中处于非相对贫困的人数占比超过了 30%。未享受社区儿童服务的儿童中处于相对贫困的人数占比达77.4%，比享受社区儿童服务的儿童高出了13.4个百分点，且享受社区儿童服务的儿童中处于非相对贫困的表1儿童相对贫困测量指标体系维度生存健康教育保护参与指标户籍一日三餐住房条件家庭照顾经济贫困健康状况医疗保险医疗服务可及性饮用水卫生设施能源环境适龄入学字典拥有信息获取家校距离家庭暴力校园暴力社会暴力日常生活学习决定业余爱好相对贫困定义儿童未上户口赋值为1，否则为0儿童每天只吃2餐（及以下），或者每天感觉“不能吃饱”（或者“不清楚”）赋值为1；否则为0人均住房面积不超过15平方米赋值为1，否则为0父亲或母亲不是儿童最主要的生活照料者赋值为1；否则为0儿童所在家庭被列为“低保户”，或者“有负债”赋值为1；否则为0过去12个月，儿童因病就医次数超过3次赋值为1；否则为0儿童没有医疗保险赋值为1，否则为0儿童所在家庭距离就医的医疗诊所超过5公里赋值为1，否则为0儿童所在家庭使用湖水、河水、池塘水等地表水、未受到保护的浅井水（深度5m）或取水不便赋值为1；否则为0儿童所在家庭使用非冲水或非本户独用厕所赋值为1；否则为0儿童所在家庭使用以柴草、秸秆、牲畜粪便、木材、木炭或煤为生活燃料赋值为1；否则为0儿童晚于适龄年龄2年以上接受义务教育或未曾接受过任何学前教育赋值为1；否则为0儿童家中没有字典赋值为1；否则为0儿童无法从电视、广播、报纸、杂志、互联网、手机等任意三种传播媒介获取信息资料赋值为1；否则为0儿童所在家庭距离入读的学校在5公里及以上赋值为1；否则为0过去12个月，儿童“经常”或“偶尔”受到家人的打骂赋值为1；否则为0过去12个月，儿童“经常”或“偶尔”受到老师和同学的打骂赋值为1；否则为0过去12个月，儿童“经常”或“偶尔”受到校外社会人员的打骂赋值为1；否则为0儿童不能自由支配日常生活（吃饭、穿衣、娱乐）赋值为1；否则为0儿童无法自主决定学习（何时学、怎么学、学什么）赋值为1；否则为0儿童不能自主决定业余爱好赋值为1，否则为0表2变量定义与描述性统计变量类别被解释变量解释变量个体特征家庭结构社会支持变量名称儿童相对贫困状态年龄性别身体健康状况户主性别家庭人口规模隔代抚养状况是否单亲家庭是否享受低保政策福利是否享受社区儿童服务定义与赋值存在任意1.5个维度约6项指标被剥夺视为相对贫困，赋值为1；否则为07-9岁=1，10-12岁=2，13-15岁=3男=1，女=0残疾=1，非残疾=0男=1，女=05个以上=1，5个及以下=0隔代抚养=1，非隔代抚养=0单亲家庭=1，非单亲家庭=0是=1，否=0是=1，否=0均值0.69810.920.5000.0800.9306.5000.4120.1720.3720.430标准差0.4592.5040.5010.2680.2621.5050.4930.3780.4840.496103江汉学术总第 42 卷人数占比为36.0%。（二）儿童相对贫困影响因素的回归分析本研究的被解释变量“儿童相对贫困状态”是一个二分类变量，故使用二元 Logistic 回归模型分析儿童相对贫困的影响因素。在回归模型中，将被解释变量“儿童相对贫困状态”设为 Y，服从二项分布，取值为 0 或 1。当二分类变量 Y取值为 1 时，表示儿童处于相对贫困；当 Y 取值为0时，表示儿童处于非相对贫困。解释变量为儿童相对贫困的各影响因素，设为X1、X2，X9，其函数表达式如下：Logit（Y）=In P/（1-P）=0+1X19X9+式中，In P/（1-P）表示儿童相对贫困事件发生与不发生概率之比的自然对数；X1为个体年龄，X2为个体性别，X3为个体身体健康状况，X4为户主性别，X5为家庭人口规模，X6为隔代抚养状况，X7为是否单亲家庭，X8为是否享受低保政策福利，X9为是否享受社区儿童服务。0为截距项，1，2，9代表各变量的待估回归系数，用以解释自变量对儿童相对贫困的影响程度和影响方向；为随机残差项。由表4的回归分析结果可以得知：1.从个体特征变量来看，个体的年龄、性别和身体健康状况对儿童相对贫困存在显著影响，研究假设 H1a、H1b和 H1c均通过检验。回归结果显示：儿童相对贫困受个体年龄差异的显著影响。年龄越大，儿童陷入相对贫困的概率就越小。与79岁低龄儿童相比，1012岁中龄儿童和1315岁大龄儿童更不易陷入相对贫困，特别是1315岁大龄儿童遭受相对贫困的风险最低，其优势比为0.266。可见，随着个体年龄的增长，儿童的自我认知能力和基本可行能力均会得到有效提升，从而弱化他们遭遇相对贫困的风险性。儿童相对贫困受个体性别差异的显著影响。从社会性别视角来看，女童比男童面临更高的相对贫困风险，她们发生相对贫困的可能性是男童的1.195倍。一方面，女童往往在家庭内部资源分配中处于从属地位；另一方面，社会性别差异的逐渐扩大化，导致贫困更加呈现出“女性化”脸谱。表3儿童相对贫困情况（N=500，单位：%）变量名称年龄性别身体健康状况户主性别家庭人口规模隔代抚养状况是否单亲家庭是否享受低保政策福利是否享受社区儿童服务变量定义7-9岁10-12岁13-15岁男女残疾非残疾男女5个及以下5个以上隔代抚养非隔代抚养是否是否是否相对贫困（N=349）频数1371308217017934315321286828116618362287207142181168有效百分比（%）81.572.254.068.071.687.268.369.375.781.067.580.662.272.169.365.976.364.077.4非相对贫困（N=151）频数3150708071514614291613540111241271074410249有效百分比（%）18.527.846.032.028.412.831.730.724.319.032.519.437.827.930.734.123.736.022.61042023 年第 5 期郭真华：儿童相对贫困现状及其影响因素研究表4儿童相对贫困影响因素的Logistic回归分析结果变量个体特征年龄（7-9岁）10-12岁13-15岁性别（女）是否残疾（非残疾）家庭结构户主性别（女）家庭人口规模（5个及以下）隔代抚养状况（非隔代抚养）是否单亲家庭（非单亲家庭）社会支持是否享受低保政策福利（否）是否享受社区儿童服务（否）常数项-2对数似然H&L检验样本量模型10.615*（0.261）0.266*（0.259）0.837*（0.202）3.182*（0.501）4.436*（0.228）575.6610.286500模型20.621*（0.267）0.260*（0.267）0.762*（0.209）3.053*（0.512）0.858（0.489）0.466*（0.315）2.526*（0.228）1.816*（0.325）7.656*（0.614）550.5590.788500模型30.607*（0.270）0.276*（0.276）0.805*（0.212）3.173*（0.512）0.802（0.497）0.477*（0.318）2.585*（0.231）1.684*（0.337）0.706*（0.231）0.608*（0.224）5.375*（0.632）539.6890.174500注：（1）儿童相对贫困影响因素的系数估计值为优势比（odds ratio）；（2）括号内为稳健性标准误；（3）*、*、*分别表示在1%、5%和10%的置信水平上显著。儿童相对贫困受个体健康状况差异的显著影响。残疾儿童面临相对贫困的风险比非残疾儿童更高。与非残疾儿童相比，残疾儿童遭受相对贫困的概率会增加 218.2%。研究表明，当个体被建构为残疾儿童，就会遭遇观念、交往、教育以及环境等方面的排斥30。事实上，身体上的残疾往往会弱化儿童在教育、保护和参与等维度的基本可行能力，使他们比非残疾儿童面临更高的相对贫困风险。2.在家庭结构变量中，家庭人口规模、隔代抚养状况和是否单亲家庭均显著影响儿童相对贫困，研究假设H2b、H2c和H2d均通过检验。令人意外的是，户主性别对儿童相对贫困的影响并不显著，假设H2a未通过检验。回归结果显示：家庭人口规模越大，儿童面临的相对贫困风险就越小。与家庭人口规模在 5人及以下的儿童相比，家庭人口规模超过5人的儿童更不易遭受相对贫困，其优势比为 0.466。这与杜凤莲等（2011）研究发现家庭人口规模每增加1人，儿童遭受贫困的可能性就会提高的分析结论存在明显差异26。实地调研发现，家庭人口规模大意味着可利用的劳动力数量多，家庭资本存量较为雄厚。因此，家庭人口规模越大，越有利于提高家庭抵御贫困风险的抗逆力能力，从而降低子女的贫困发生率。隔代抚养儿童比非隔代抚养儿童面临更高的相对贫困风险。与非隔代抚养儿童相比，隔代抚养儿童遭遇相对贫困的概率会增加 152.6%。经验证据表明，常年生活在“亲代缺位”的不完整家庭结构中的儿童其多维可行能力的提升会受到这一家庭缺损或离散状态的显著负面影响31。因此，在生活、亲情、心理、学习、道德、安全以及行为等方面的贫困经历，将加剧儿童遭受相对贫困的风险性。单亲家庭儿童比非单亲家庭儿童更易陷入相对贫困。从优势比来看，单亲家庭儿童遭受相对贫困的概率是非单亲家庭儿童的1.816倍，高出了81.6%。出现此种状况的原因，在于家庭是儿童社会化的基本单位，但单亲家庭环境的特殊性会使儿童社会化出现问题。家庭功能的缺损、家庭关系的剧变以及家庭结构的阶梯均会导致“家庭”这一重要场所难以真正发挥其社会化功能，进而弱化儿童基本可行能力的提升与拓展，并遭受比非单亲家庭儿童更为强烈的相对剥夺感。3.从社会支持变量来看，是否享受低保政策福利和是否享受社区儿童服务均在5%的统计水平上对儿童相对贫困产生显著的负向影响，研究假设H3a和H3b均通过检验。回归结果显示：在是否享受低保政策福利方面，未享受低保105江汉学术总第 42 卷政策福利的儿童遭受相对贫困的概率是享受低保政策福利儿童的1.416倍。与未享受低保政策福利的儿童相比，享受低保政策福利的儿童不陷入相对贫困的可能性会增加29.4%。事实上，作为社会的兜底安全网，最低生活保障制度能够在一定程度上降低儿童遭受相对贫困的风险性。然而，当儿童所在家庭的收入水平持续低下，且社会保障缺失时，无疑会加剧儿童陷入相对贫困的概率。在是否享受社区儿童服务方面，与未享受社区儿童服务的儿童相比，享受社区儿童服务的儿童更不易陷入相对贫困，其遭受相对贫困的概率是未享受社区儿童服务儿童的0.608倍。作为社区服务的主要内容之一，社区儿童服务指向社会内全体儿童的成长发展需求，能够提升儿童在交往、学习和自我实现等方面的基本可行能力。因此，对儿童而言，若未能及时享受社区儿童服务可能会不利于其在信息获取和社会参与等层面基本可行能力的拓展，同时也将严重阻碍他们进一步提升抵御相对贫困风险的抗逆能力。（三）稳健性检验为进一步验证二元Logistic回归分析结果的可信度，本研究采取替换被解释变量的方式进行稳健性检验。在贫困测度领域，儿童相对贫困缺失得分是一项非常重要的贫困判定指标。因此，将被解释变量由原来的“儿童相对贫困状态”替换成“儿童相对贫困缺失得分”，同时使用普通最小二乘法进行OLS线性回归分析，用以检验各变量对儿童相对贫困影响的稳健性。结果显示，3 个回归模型的 F 统计量所对应的 P 值均为0.000，并在设定的 5%统计水平上显著，表明影响儿童相对贫困的各解释变量与被解释变量之间的关系是显著的。3个模型的调整 R2分别为0.142、0.206 和 0.236，表明稳健性检验结果表现出较好的拟合优度，影响儿童相对贫困的各解释变量对被解释变量具有较强的说服力。总体而言，稳健性检验结果与前文分析结果保持基本一致（见表5）。表5儿童相对贫困影响因素的OLS回归分析结果解释变量年龄性别是否残疾户主性别家庭人口规模隔代抚养状况是否单亲家庭是否享受低保政策福利是否享受社区儿童服务常数项F调整R2被解释变量：儿童相对贫困缺失得分模型1-0.052*（0.006）-0.011*（0.010）0.047*（0.018）0.469*（0.014）28.451*0.142模型2-0.049*（0.027）-0.015*（0.009）0.041*（0.017）-0.019（0.020）-0.015*（0.012）0.059*（0.010）0.005*（0.014）0.474*（0.027）19.505*0.206模型3-0.049*（0.006）-0.011*（0.009）0.043*（0.017）-0.017（0.020）-0.010*（0.012）0.059*（0.009）0.014*（0.014）-0.042*（0.010）-0.011*（0.009）0.466*（0.027）18.124*0.236注：（1）括号内为稳健性标准误；（2）*、*、*分别代表在1%、5%和10%的统计水平上显著。五、结论与建议本研究聚焦儿童相对贫困问题，从微观层面的个体特征、家庭结构和宏观层面的社会支持入手，使用2021年四川凉山州儿童专题调查数据，分析儿童相对贫困的基本情况及其影响因素，得出如下主要研究结论：第一，儿童普遍陷入了难有实质性发展的相对贫困处境。79岁低龄儿童、女童、残疾儿童、隔代抚养儿童以及单亲家庭儿童等更易陷入相对贫困，其占比分别为81.5%、71.6%、87.2%、80.6%和 71.1%。第二，年龄、性别以及身体健康状况等人口学特征是影响儿童相对贫困的重要因素。性别的影响最大，女童显著处于劣势。年龄越小、身患残疾的儿童更易陷入相对贫困。第三，家庭结构差异是影响儿童相对贫困的主要因素。户主性别对儿童相对贫困不产生影响，而家庭人口规模、隔代抚养状况以及是否单亲家庭等变量均对儿童相对贫困1062023 年第 5 期郭真华：儿童相对贫困现状及其影响因素研究产生显著影响。令人意外的是，家庭人口规模对儿童相对贫困产生了显著的负向影响。家庭人口规模越大，儿童陷入相对贫困的概率就越小。第四，是否享受低保政策福利和是否享受社区儿童服务均对儿童相对贫困产生显著影响。与未得到政策或服务支持的儿童相比，享受低保政策福利和社区儿童服务的儿童更不易遭受相对贫困。基于以上分析结论，本研究对瞄准儿童群体的减贫战略提出如下几点政策建议：第一，根据儿童相对贫困的组群差异，实施“物质+服务”的减贫措施。一方面，以现金或实物为主要递送方式的儿童福利资源应更具针对性，以提高相对贫困儿童家庭内部资源的可获得性；同时优先考虑采取“类型救助”手段，重点关注“三区三州”原深度贫困地区的孤儿、残疾儿童以及事实无人抚养儿童等。另一方面，以服务形式为主要供给内容的福利资源，应基于儿童的性别和年龄特征，满足他们在教育、医疗、参与、信息获取等方面的发展需求，实现提高相对贫困儿童社会救助精准性的目标。此外，受稀缺资源对儿童不平等分配的非理性家庭决策影响，女童在家庭内部资源的分配上明显比男童处于劣势地位。因此，为防止女童的权利和发展需求被忽视、被阻碍或被边缘化，国家、社会、社区、学校以及家庭等多元行动主体应努力改变导致女童无法得到平等待遇的态度和政策，并切实保障女童所能获取到的成长资源和机会与其他儿童保持同等的社会水准。第二，重视来自家庭结构的代际传递影响，确保儿童分类救助政策的全面性。研究表明，家庭结构是造成贫困本身及其代际传递的一项基本因素，如家庭中子女众多、隔代教养、父母离异或单亲家庭等均有可能导致儿童陷入相对贫困。因此，重视对儿童父母内生发展动力的提升，切实保障儿童家庭的完整程度是主要途径。首先，在制度安排上，应将扶贫政策机制从外在的“父权”治理向内在的“赋权”治理转变。针对留守儿童家庭、多子女家庭、残疾儿童家庭等表现出的经济负担重、抚育能力弱和发展需求受限的多维贫困特征，可通过建立以儿童发展账户为主要载体的家庭资产福利政策体系，精准助力儿童相对贫困治理从“物质救助”向“精神扶贫”的无缝对接。其次，在扶贫手段上，加强对搬迁家庭的就业帮扶力度，重塑其家庭福利保障功能。在对无土安置的搬迁家庭的扶持上，可通过劳务输出、技能培训以及开发新的公益性岗位等方式，帮助他们尽快融入劳动力就业市场。对于有土安置的搬迁家庭来说，可通过支柱性产业培育、内外部资源整合以及社会支持网络重建等方式，稳步提高家庭收入，降低对贫困的敏感性。第三，关注儿童需求的社会保护或社会福利体系，补齐易地扶贫搬迁社区公共服务的短板。当前，由于宏观层面上的社会福利分层使得现有的安置社区儿童服务机制不健全，造成儿童成为已脱贫人口中面临返贫风险最高的群体之一。面临儿童在获取制度性社会支持方面处于弱势地位的减贫困境，一方面应整合社会福利资源，发挥儿童社会工作的柔性扶贫优势。在对贫困儿童及家庭现有可行能力水平进行科学评估的基础上，应当确保儿童分类保障服务与儿童发展需求的高度契合；同时通过采取心理疏导、活动参与以及交往平台建设等内外部赋权手段，提升贫困儿童在陌生性社区获取自我认同性身份和自我适应结构性压力的抗逆力能力。另一方面，除了依靠政府部门给予的现金补助或转移支付等兜底保障政策外，还应在长期内加强对安置社区在教育、医疗等方面的公共基础设施建设，实现儿童多维可行能力的提升和相关公共服务的均等化。从长远来看，要实现贫困儿童的根本性脱贫目标，还应为搬迁家庭提供生计转型的发展渠道，通过实施针对性的供给型、需求型和环境型相对贫困治理政策工具，有效激励贫困儿童及家庭参与社区治理的积极性。参考文献：1 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