中國城市貧困家庭生計資本與生計策略*

高功敬

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中國城市貧困家庭生計資本與生計策略*

高功敬

反貧困的要義不能局限于收入與消費維持基礎(chǔ)上的基本需要滿足，而應(yīng)聚焦于貧困個體或家庭的可持續(xù)生計，社會政策的目標(biāo)和機制應(yīng)由維持性生計理念向可持續(xù)性生計理念轉(zhuǎn)變。通過探討城市貧困家庭各種生計資本類型對其生計策略的相關(guān)效應(yīng)，澄清了建構(gòu)中國城市貧困家庭可持續(xù)生計系統(tǒng)的關(guān)鍵要素：(1)金融資產(chǎn)對城市貧困家庭主要生計策略均具有顯著性影響。通過制度化方式促進金融資產(chǎn)積累不能僅局限于中產(chǎn)及以上階層，而應(yīng)拓展其包容性，使窮人能夠有效可及各種制度化金融資產(chǎn)積累渠道。(2)加強知識更新與職業(yè)技能培訓(xùn)是建構(gòu)城市貧困家庭可持續(xù)生計系統(tǒng)的必由之路。(3)促進社會救助理念與運作機制由生計維持型向發(fā)展型轉(zhuǎn)變是建構(gòu)城市貧困家庭可持續(xù)生計系統(tǒng)的關(guān)鍵一環(huán)。(4)未成年子女貧困家庭應(yīng)成為政策支持的重點對象。(5)對生活是否擁有信心是影響城市貧困家庭可持續(xù)生計的重要變量。

城市貧困家庭；生計資本；生計策略；可持續(xù)生計

一、 背景與問題

長期以來，中國貧困現(xiàn)象主要聚焦于農(nóng)村貧困人口。相比之下，中國城市貧困現(xiàn)象作為一個重要社會問題，主要是伴隨著20世紀(jì)90年代經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整與國企改革的大背景下逐漸顯現(xiàn)的。*唐鈞：《當(dāng)前中國城市貧困的形成與現(xiàn)狀》，《中國黨政干部論壇》2003年第2期。進入新世紀(jì)后，在工業(yè)化與城市化推動下，農(nóng)村人口加速向城市轉(zhuǎn)移，中國城市貧困問題日益凸顯，城市反貧困在中國反貧困體系中將逐步占據(jù)主導(dǎo)地位。

20世紀(jì)90年代以來，基于人類對貧困現(xiàn)象的復(fù)雜性體認(rèn)及其內(nèi)涵的拓展性理解，國際學(xué)術(shù)界逐漸強調(diào)：反貧困的要義不能局限于收入與消費維持基礎(chǔ)上的基本需要滿足，而應(yīng)聚焦于貧困個體或家庭的可持續(xù)生計，社會政策的目標(biāo)和機制應(yīng)由維持性生計理念向可持續(xù)性生計理念轉(zhuǎn)變。盡管中國城市貧困問題日益成為國內(nèi)反貧困政策實踐與學(xué)術(shù)研究的重要關(guān)切，然而，國內(nèi)學(xué)術(shù)界對城市貧困群體可持續(xù)生計方面的研究還十分薄弱。關(guān)信平和唐鈞是較早研究中國城市貧困問題的學(xué)者。關(guān)信平認(rèn)為中國城市貧困問題將逐步朝著長期化和穩(wěn)固化方向發(fā)展，城市貧困問題難以解決的關(guān)鍵在于貧困群體的機會匱乏與能力匱乏。*關(guān)信平：《現(xiàn)階段中國城市的貧困問題及反貧困政策》，《江蘇社會科學(xué)》2003年第2期。唐鈞較早地倡導(dǎo)對中國城市貧困群體開展可持續(xù)生計研究，于2003年發(fā)表的《城市扶貧與可持續(xù)生計》一文，從可持續(xù)生計的角度探討了城市反貧困的政策措施。*唐鈞：《城市扶貧與可持續(xù)生計》，《江蘇社會科學(xué)》2003年第2期；唐鈞：《可持續(xù)生計與城市就業(yè)》，《中國民政》2004年第2期。經(jīng)過初期倡導(dǎo)之后，將可持續(xù)生計理念與框架運用于城市反貧困的研究近乎停滯。直到近幾年，國內(nèi)學(xué)界開始重視使用可持續(xù)生計框架對城市貧困問題進行理論探討。有學(xué)者分析了城市新貧困人口可持續(xù)生計面臨的脆弱性背景，指出經(jīng)濟社會轉(zhuǎn)型、生計資本匱乏、城市管理制度、不利的社會文化以及不利的經(jīng)濟社會環(huán)境等對于城市新貧困人口生計脆弱性的影響。*劉璐琳：《可持續(xù)生計視角下城市新貧困問題治理研究》，《宏觀經(jīng)濟管理》2012年第12期。也有學(xué)者探討了城市貧困群體區(qū)別于農(nóng)村貧困群體的脆弱性特征以及中國城市貧困群體可持續(xù)生計框架的基本要素。*胡彬彬：《可持續(xù)生計：一個城市減貧的新范式》，《社會工作》2015年第1期。然而，現(xiàn)有框架存在著簡單化、籠統(tǒng)化以及缺乏可行性等缺陷，并沒有具體建立起適切于中國城市貧困群體可持續(xù)生計的一般分析框架，也缺乏必要的實證研究基礎(chǔ)。在對中國城市貧困群體可持續(xù)生計實證研究方面，目前學(xué)術(shù)界研究著力點散亂，本就不多的實證研究在測量指標(biāo)、分析視角以及樣本規(guī)模上也存在著明顯的缺陷。中國城市貧困群體可持續(xù)生計框架及其有效政策路徑的構(gòu)建，需要在實證研究的基礎(chǔ)上，澄清城市貧困群體可持續(xù)生計的關(guān)鍵影響要素，尤其需要明確影響城市貧困家庭基本生計策略選擇的主要因素。

本文主要通過建構(gòu)多元回歸(OLS)模型，重點探討城市貧困家庭各類生計資本對其生計策略的影響，以期澄清建構(gòu)中國城市貧困家庭可持續(xù)生計系統(tǒng)的關(guān)鍵要素。個體或家庭所擁有的生計資本是其運用生計策略、應(yīng)對脆弱性風(fēng)險、維持生計系統(tǒng)的資源基礎(chǔ)，是測量個體或家庭貧困程度或脆弱性程度的基本指標(biāo)，也是可持續(xù)生計框架分析的核心內(nèi)容和整合性反貧困政策的基本切入點或著力點。通常，對城市家庭可持續(xù)生計具有重要影響的五大基本生計資本(資產(chǎn))主要包括：人力資本、住房資產(chǎn)*房產(chǎn)具有雙重性，不僅具有居住等消費功用，而且是現(xiàn)代金融制度下的基本抵押品和投資品，具有重要的保值增值功能，具有顯著的金融資產(chǎn)性質(zhì)。因此，住房資產(chǎn)作為雙重性質(zhì)的重要生計資產(chǎn)，應(yīng)單獨列出，作為城市家庭生計資本測量中與人力資本、金融資本、社會資本以及其他物質(zhì)資本同等重要的基本維度。、物質(zhì)資本、金融資本以及社會資本。生計策略*之所以采用“生計策略”(Livelihood Strategies，也有的譯成“生計戰(zhàn)略”)一詞而非“生計途徑”或“生計手段”，主要原因是該詞能夠精準(zhǔn)呈現(xiàn)生計活動的主體性、動態(tài)性、整體性、多樣性以及富含積極主動的謀略籌劃、自主選擇與執(zhí)行實施等復(fù)雜意涵，這些特征與發(fā)展型社會政策理念下可持續(xù)生計框架所表達(dá)的基本原則完全相吻合。相比而言，“生計途徑”以及“生計手段”等其他相關(guān)詞匯都不能精確傳遞 “生計策略”一詞的多維意涵。是指貧困家庭實際或可能擁有的謀生之道，是貧困家庭為維持生計主動運用生計資本進一步創(chuàng)造或拓展生計資本的活動。生計策略體現(xiàn)著貧困家庭的可行能力或可行選擇，對城市貧困家庭而言，重要的生計策略通常包括謀求職業(yè)(尤其是非正規(guī)就業(yè))、開展可行的經(jīng)營活動、獲得職業(yè)與技能培訓(xùn)、小額信貸、資產(chǎn)積累與建設(shè)、消費支出管理以及尋求各類正式或非正式的救助政策支持等活動。本文所探討的城市貧困家庭生計策略范疇主要包括勞動力市場參與、就業(yè)方式、社會救助支持以及消費支出活動四大基本領(lǐng)域，這些基本生計策略范疇集中反映了當(dāng)前城市貧困家庭所通常擁有的現(xiàn)實可行選擇。簡言之，本文擬逐一實證分析城市貧困家庭基本生計策略的主要影響因素，重點剖析主要生計資本的相關(guān)效應(yīng)。

二、 研究方法與模型設(shè)定

本文使用的研究方法是抽樣調(diào)查法。在具體抽樣上，主要使用多階段抽樣法，在山東省濟南、青島、聊城以及青海省的西寧市計劃共抽取2600戶貧困家庭展開調(diào)查。首先，本文從上述四個城市中抽取了五個區(qū)，分別是濟南的市中區(qū)與槐蔭區(qū)、青島的市北區(qū)、聊城的東昌府區(qū)以及西寧的城中區(qū)；其次，從所選的五個區(qū)共計57個街道辦事處中，按照等距抽樣法抽取了13個街道辦事處；再次，從每個街道辦事處等距抽取4個社區(qū)；最后，從每個社區(qū)所提供的貧困家庭名冊中等距抽取50戶，共計2600戶。課題組于2012年7月至9月開展抽樣調(diào)查工作，實際完成有效樣本數(shù)為2487戶，占計劃樣本的95.65%。

本文選擇的自變量主要包括城市貧困家庭類型的人口統(tǒng)計學(xué)變量、所建構(gòu)的城市貧困家庭五大生計資本(標(biāo)準(zhǔn)分)、家庭夫妻關(guān)系與生活信心變量。具體情況簡介如下。

其一，家庭類型的人口統(tǒng)計學(xué)變量。作為控制變量，主要包括：(1)家庭人口數(shù)，本次抽樣調(diào)查的城市貧困家庭平均人口數(shù)為2.8人。(2)未成年子女家庭，這是一個二分變量，未成年子女家庭變量值設(shè)置為1，沒有未成年子女家庭作為對照組，變量值設(shè)置為0。(3)在校大學(xué)生子女家庭，有在校大學(xué)生子女的家庭變量值為1，沒有的作為對照組，變量值為0。(4)家庭有離退休老人，有離退休老人的家庭變量值設(shè)置為1，沒有的作為對照組，變量值為0。(5)在婚狀態(tài)家庭，當(dāng)前處于婚姻狀態(tài)的家庭變量值為1，沒有的為0。(6)單親家庭，處在單親狀態(tài)的家庭變量值為1，不是單親家庭的變量值設(shè)置為0。(7)城市低保家庭，目前享有城市低保的家庭變量值為1，沒有享有城市低保的貧困家庭變量值為0。從這些家庭類型變量設(shè)置來看，大多屬于二份變量，除了作為控制變量外，我們希望了解未成年子女家庭、單親家庭以及城市低保家庭與相應(yīng)的參照家庭，在不同的生計策略取向上是否存在著顯著性差異。

其二，城市貧困家庭五大生計資本變量。本文對城市貧困家庭的生計資本進行了建構(gòu)、測量與標(biāo)準(zhǔn)化處理，相應(yīng)地獲得了城市貧困家庭的人力資本水平、住房資產(chǎn)水平、金融資本水平、(非房)物質(zhì)資本水平以及社會資本水平五大生計資本變量。本文對城市貧困家庭五大基本生計資本的測量簡介如下：(1)人力資本主要包括教育水平、健康水平、勞動能力、職業(yè)技能以及其他各種個體能動性要素。本文對城市貧困家庭人力資本的測量，主要包括家庭成年人口的平均受教育年限、最高受教育年限；家庭所有成員患病、殘障、自理能力以及身體健康狀況自評情況；家庭有勞動能力人口數(shù)量；家庭擁有專業(yè)技術(shù)證數(shù)量與技能培訓(xùn)人次等。(2)本文對住房資產(chǎn)的測量主要包括有無房產(chǎn)、房產(chǎn)價值以及居住面積等。城市貧困家庭的住房類型通常包括商品房(包括自建房)、房改房、繼承房產(chǎn)、市場租房、廉租房、公租房(包括單位宿舍)、拆遷安置回遷房以及其他(包括借住等)。(3)物質(zhì)資本是直接或間接用于生產(chǎn)性或投資性生計活動的物品、工具或其他有形財富，是家庭賴以生存與發(fā)展的基礎(chǔ)性資產(chǎn)。城市家庭所擁有的典型物質(zhì)資本主要包括交通工具、生產(chǎn)工具、通訊資產(chǎn)工具、家庭耐用品等項目。*物質(zhì)資本通常也包括房產(chǎn)，在城市貧困家庭所擁有的物質(zhì)資本中，鑒于房產(chǎn)的特殊性及其在城市家庭中的重要性，已作為基本生計資本單獨測量，因此，本部分所指稱的物質(zhì)資本不再包括房產(chǎn)，而是指城市貧困家庭除房產(chǎn)之外的其他物質(zhì)資本類型。另外，家庭耐用消費品不僅是單純的消費品，而且具有直接提高家務(wù)勞動效率的功能，具有長期的生產(chǎn)性效應(yīng)。參見邁克爾·謝若登《資產(chǎn)與窮人——一項新的美國福利政策》，高鑒國譯，商務(wù)印書館2005年版，第123頁。本文通過21個具體項目測量了城市貧困家庭的物質(zhì)資本擁有量。(4)金融資本是指用于積累性、生產(chǎn)性或投資性活動的貨幣流動量，而非指明確用于當(dāng)下消費與支出的現(xiàn)金流，收支結(jié)余、信貸、家庭儲蓄、有價證券(股權(quán)、債券)、各類保險、住房公積金等都屬于典型的金融資本范疇。本文對城市貧困家庭金融資本的測量指標(biāo)主要包括月收支結(jié)余額水平、家庭儲蓄額、家庭信貸水平、家庭擁有的養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險以及住房公積金情況。(5)社會資本是嵌入到關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的社會資源，家庭社會資本是家庭生計維持系統(tǒng)中重要的資本類型。本文所測量的社會資本主要包括如下兩個方面：一是家庭所獲得的政府機構(gòu)、社區(qū)組織、其他非營利性組織等較為正式的社會性支持水平，通過一組李克特量表式的陳述來測量；二是家庭所擁有的非正式社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，主要通過“遇到急事找到人幫忙”以及“遇到暫時經(jīng)濟困難能借到錢” 等變量來測量。通過對五大生計資本的標(biāo)準(zhǔn)化處理后獲得各自標(biāo)準(zhǔn)分，限于篇幅，本文僅把經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理之后的結(jié)果呈現(xiàn)如下。*對城市貧困家庭五大生計資本指標(biāo)體系的建構(gòu)、測量及其標(biāo)準(zhǔn)化處理的詳細(xì)情況，鑒于篇幅過大，此不贅述，詳情參見高功敬、陳岱云、梁麗霞《中國城市貧困家庭生計資本指標(biāo)測量及現(xiàn)狀分析》，《濟南大學(xué)學(xué)報》2016年第3期。

表1 城市貧困家庭生計資本標(biāo)準(zhǔn)得分一覽表

另外，本文需要詳細(xì)考察人力資本構(gòu)成子變量的具體效應(yīng)，因此，人力資本變量被其所構(gòu)成的實際調(diào)查的子變量所取代，分別為：家庭成年人平均受教育水平、家庭健康自評(取值為逆序，即得分越高，健康越差)、家庭患病人數(shù)、家庭殘障人數(shù)、家庭自理困難人數(shù)、家庭擁有專業(yè)技術(shù)證數(shù)量、家庭成員近年來技能培訓(xùn)人次以及家庭勞動就業(yè)人數(shù)。通過OLS模型適用條件的逐一審查表明，對人力資本的拆分考察在技術(shù)上也避免了生計資本之間存在著的共線性問題。其三，家庭夫妻關(guān)系變量與生活信心變量。選擇這兩個變量進入OLS模型，主要是考察一下家庭夫妻關(guān)系以及生活信心對于城市貧困家庭不同的生計策略取向的影響情況。家庭夫妻關(guān)系變量與生活信心變量的取值被轉(zhuǎn)換為二分變量：好=1，不好=0。

基于研究目的，所選定的因變量分別為：(1)實際反映城市貧困家庭勞動力市場參與水平的家庭工資性收入、家庭工資性收入占總收入的比例，以及家庭勞務(wù)性收入、家庭勞務(wù)性收入占總收入的比例。(2)反映城市貧困家庭勞動力市場參與方式的正規(guī)就業(yè)收入與非正規(guī)就業(yè)收入，所謂正規(guī)就業(yè)是指正式簽訂了勞動合同的就業(yè)，而非正規(guī)就業(yè)是指沒有正式簽訂勞動合同的就業(yè)。(3)救助性收入以及制度性救助性收入。(4)維持型消費支出與發(fā)展型消費支出。上述四類因變量基本上反映了當(dāng)前城市貧困家庭的基本生計策略取向。據(jù)此，本文分別構(gòu)建了相應(yīng)的OLS模型，經(jīng)逐一檢驗，相應(yīng)模型擬合度較好，模型設(shè)定完全符合OLS模型的前提要求。

三、 生計資本與勞動力市場參與

通過勞動力市場參與獲取收入是城市貧困家庭的基本生計策略。工資性收入與包括經(jīng)營性收入在內(nèi)的勞務(wù)性收入水平反映了城市貧困家庭勞動力市場參與程度。本部分主要通過建構(gòu)城市貧困家庭工資性收入及其占比(工資性收入占總收入的比例)以及勞務(wù)性收入及其占比OLS模型，詳細(xì)考察影響城市貧困家庭勞動力市場參與的主要因素，重點分析五大生計資本的具體效應(yīng)。城市貧困家庭工資性收入及其占比OLS模型的解釋力分別達(dá)到了59.4%、66.9%，且均通過了假設(shè)檢驗，具有較高的解釋力。(參見表2)

表2 城市貧困家庭工資性收入及其占比影響因素OLS模型

注：*、**、***分別表示p<0.05、p<0.01、p<0.001，下同。

模型1.1顯示，城市貧困家庭五大資本中只有家庭金融資產(chǎn)(標(biāo)準(zhǔn)分)以及人力資本中的成年人平均受教育水平、家庭健康自評、家庭患病人數(shù)、家庭專業(yè)技術(shù)證數(shù)量、家庭成員技能培訓(xùn)人次、家庭勞動就業(yè)人數(shù)變量對家庭工資性收入產(chǎn)生了顯著性影響。家庭金融資產(chǎn)每提高一個單位，相應(yīng)的家庭工資性收入平均增加577.4元，由此可見，家庭金融資產(chǎn)對于家庭工資性收入具有重要的影響。在人力資本構(gòu)成的各自變量中，對家庭工資性收入具有顯著性影響最大的因素是家庭勞動就業(yè)人數(shù)(標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.345)，而家庭成員培訓(xùn)人次、家庭專業(yè)技術(shù)證數(shù)量分別緊隨其后。在家庭類型的統(tǒng)計學(xué)變量中，城市貧困家庭人口數(shù)量每增加1人，該家庭的工資性收入均值相應(yīng)地減少264.4元，說明城市貧困家庭人口數(shù)量越多，工資性收入越低。這表明人口較多的城市貧困家庭成員能夠有效參與勞動力市場的人數(shù)并不比其他類型的家庭多，而且人口較多的城市貧困家庭往往有未成年子女撫養(yǎng)以及老人贍養(yǎng)，其人口撫養(yǎng)比與贍養(yǎng)比通常高于其他類型家庭，這在很大程度上制約了人口較多的城市貧困家庭有勞動能力成員勞動力市場參與程度。城市低保家庭相對于非低保家庭而言，其獲得的工資性收入平均減少697.6元，表明城市低保家庭的工資性收入顯著低于非低保貧困家庭，這在很大程度上可以反映出現(xiàn)有的城市低保制度顯著抑制了城市低保家庭的勞動力市場參與，基本屬于生計維持型的，而非發(fā)展型的。單親家庭相對于非單親家庭而言，工作性收入平均增加了328.8元，單親家庭的勞動力市場參與程度顯著高于非單親家庭，這可能反映出單親家庭面臨著極大的生活壓力而必須投入到勞動力市場中的現(xiàn)實窘?jīng)r。另外，對于未來生活更具有信心的城市貧困家庭，其工作性收入平均增加了111.6元，生活信心對于城市貧困家庭勞動力市場參與具有顯著性影響。

模型1.1探討的是城市貧困家庭工資性收入的相關(guān)影響因素及其程度，反映的只是城市貧困家庭絕對工資性收入的影響因素狀況，并不能解釋工資性收入占比(工資性收入占總收入的比重)相應(yīng)情況，而工資性收入占比影響因素的分析可以進一步揭示工資性收入水平的影響因素狀況，是對模型1.1的重要補充。模型1.2表明，在城市貧困家庭的五大生計資本中，金融資產(chǎn)水平依然是一個重要的顯著性影響因素，城市貧困家庭金融資產(chǎn)水平每提升1個單位，相應(yīng)的工資性收入占比將提高16.6%。在模型1.2中，社會資本則成為一個顯著的影響因素，社會資本(標(biāo)準(zhǔn)分)每提升1個單位，城市貧困家庭的工資性收入占比相應(yīng)地提高19.2%。在人力資本構(gòu)成的自變量中，成年人平均受教育水平、家庭專業(yè)技術(shù)證數(shù)量以及家庭患病人數(shù)對工資性收入占比不再具有顯著影響，而家庭健康自評水平、家庭殘障人數(shù)、家庭自理困難人數(shù)以及家庭成員技能培訓(xùn)人次對城市貧困家庭工資性收入占比具有統(tǒng)計學(xué)意義。成年人平均受教育水平以及專業(yè)技術(shù)證數(shù)量對城市貧困家庭工資性收入占比不具有統(tǒng)計學(xué)意義的現(xiàn)實，很可能反映出當(dāng)前城市貧困家庭以前所接受的教育以及先前所擁有的專業(yè)技術(shù)培訓(xùn)已經(jīng)不再適應(yīng)當(dāng)前勞動力市場需求，亟需知識更新以及新的專業(yè)技能培訓(xùn)。這從城市貧困家庭成員技能培訓(xùn)人次這一變量的效應(yīng)中也能夠得到進一步的支持。家庭成員技能培訓(xùn)人次變量無論是在模型1.1中還是在模型1.2中都具有顯著性意義，說明近期技能培訓(xùn)對于城市貧困家庭知識技能更新的重要性。換言之，相對于城市貧困家庭成員以前接受的教育以及所擁有的專業(yè)技能證而言，近年來所接受的職業(yè)技能培訓(xùn)更能夠促進其市場勞動力參與水平，對其工作性收入及工資性收入所占比重具有更積極的意義。另外，在模型1.2中，城市低保家庭相對于城市非低保家庭而言，其工資性收入占比平均下降了22.9%，這與模型1.1中反映出來的實際含義基本一致。家庭夫妻關(guān)系以及家庭生活信心對于城市貧困家庭的工資收入占比也具有顯著性影響。

由于工資性收入及其占比反映的只是城市貧困家庭勞動力市場參與狀況中的被雇傭內(nèi)容，沒有包括城市貧困家庭中自雇等經(jīng)營性收入，并不能完整地反映城市貧困家庭勞動力市場參與狀況。城市貧困家庭收入結(jié)構(gòu)中主要是工資性收入，而經(jīng)營性收入相對較低。因此，綜合考量，本文建構(gòu)了城市貧困家庭勞務(wù)性收入均值及其占比的影響因素OLS模型，其中城市貧困家庭的勞務(wù)性收入是其工資性收入與經(jīng)營性收入之和。

表3 城市貧困家庭勞務(wù)性收入及其占比影響因素OLS模型

續(xù)表

從城市貧困家庭勞務(wù)性收入及其占比影響因素兩個OLS模型中可以看出，城市貧困家庭的金融資本依然都具有顯著性，金融資本每提升1個單位，城市貧困家庭的勞務(wù)性收入均值相應(yīng)地提高641.5元，而勞務(wù)性收入占比則相應(yīng)地增加19.2個百分點。在城市貧困家庭的人力資本中，家庭健康自評得分、家庭成員技能培訓(xùn)人次以及家庭勞動就業(yè)人數(shù)對城市貧困家庭勞務(wù)性收入及其占比也都具有統(tǒng)計學(xué)意義。在城市貧困家庭人力資本中，成年人平均受教育水平、家庭患病人數(shù)、家庭專業(yè)技術(shù)證數(shù)量在模型2.1中顯著，而在模型2.2中不顯著，家庭殘障人數(shù)以及家庭自理困難人數(shù)在模型2.1中不顯著，而在模型2.2中顯著。這充分說明，在城市貧困家庭人力資本對其勞務(wù)性收入及其占比的影響中，技能培訓(xùn)要素依然是一個顯著性因素，城市貧困家庭成員的知識更新、及時有效的技能培訓(xùn)對于其勞動力市場參與及其收入提升具有十分重要的影響。城市貧困家庭的社會資本水平在模型2.1中不顯著，在模型2.2中顯著，其社會資本每提升1個單位，勞務(wù)性收入占比相應(yīng)地提高17.3個百分點。家庭夫妻關(guān)系的好壞對于城市貧困家庭的勞務(wù)性收入占比的提升也具有顯著性影響。另外，對未來的生活信心狀況無論是對于家庭勞務(wù)性收入還是對于勞務(wù)性收入占比而言，都具有顯著的影響。生活信心因素對于城市貧困家庭的勞動力市場參與的影響不容忽視，需要從政策或制度上給予其生計系統(tǒng)有力支持，讓其能夠現(xiàn)實地生發(fā)出對未來生活的信心、看到希望。關(guān)于家庭類型的人口統(tǒng)計學(xué)變量中，單親家庭在模型2.1中具有顯著性意義，單親家庭相對于非單親家庭而言，其勞務(wù)性收入平均增加了298.1元，其基本含義與上文工資性收入模型中的含義一致，在生活壓力下，單親家庭的可行選擇相對較少，不得不參加勞動力市場獲取相應(yīng)的勞務(wù)性收入以維持生計。城市低保家庭相對于非低保家庭而言，其平均勞務(wù)性收入減少了1035.1元，平均勞務(wù)性收入占比下降了26.8個百分點，這再次說明，當(dāng)前城市低保政策對低保家庭的勞動力市場參與具有顯著的抑制作用，其嚴(yán)苛的收入與財產(chǎn)審查規(guī)定使城市低保家庭成員不愿意也沒必要進行積極的勞動力市場參與。

綜上，金融資產(chǎn)與人力資本對于城市貧困家庭的勞動力市場參與影響至關(guān)重要。在人力資本中，除了家庭勞動就業(yè)人數(shù)(難以改變的客觀因素)外，影響最大的能動性因素是反映近期城市貧困家庭職業(yè)技能水平的家庭成員技能培訓(xùn)人次這一變量。城市貧困家庭教育水平以及家庭成員擁有的專業(yè)技術(shù)證在模型1.1、模型2.1中顯著，而在模型1.2、模型2.2中不顯著，反映了城市貧困家庭先前所擁有的知識技能已經(jīng)較為陳舊，遠(yuǎn)不能適應(yīng)當(dāng)今飛速變化的勞動力市場對基本知識與具體技能的最新需求。在具有能動性或可干預(yù)因素中，生活信心也是對反映家庭勞動力市場參與水平的家庭工資性收入及其占比的一個重要影響因素。因此，城市貧困家庭可持續(xù)生計系統(tǒng)的建構(gòu)，從勞動力市場參與角度，需要在制度上促進城市貧困家庭金融資產(chǎn)的積累，加大城市貧困家庭成員的職業(yè)技能培訓(xùn)力度，促進城市貧困家庭成員的知識技能更新步伐，推動城市低保制度由單純的生計維持型向發(fā)展型轉(zhuǎn)變，通過整合各種有效政策措施提升城市貧困家庭成員對未來生活的信心，使其對可持續(xù)生計懷有現(xiàn)實的希望。

四、 生計資本與就業(yè)方式

本文在調(diào)查城市貧困家庭收入時區(qū)分了正規(guī)就業(yè)(正式工作)工資收入與非正規(guī)就業(yè)(臨時打工)工資收入，前者是指有正式書面勞動合同的工作收入，而后者則是指沒有正式書面勞動合同的工作收入。據(jù)此，建構(gòu)了關(guān)于城市貧困家庭正規(guī)就業(yè)收入與非正規(guī)就業(yè)收入的OLS模型(見表4)，探討影響城市貧困家庭就業(yè)方式的主要因素。在城市貧困家庭正規(guī)就業(yè)收入的OLS模型中，五大資本類型中金融資產(chǎn)、社會資本與人力資本對城市貧困家庭正規(guī)就業(yè)收入具有顯著性影響。城市貧困家庭金融資產(chǎn)每增加1個單位，其正規(guī)就業(yè)收入平均增加591.5元；社會資本每增加1個單位，其正規(guī)收入平均提高637.8元。在人力資本構(gòu)成中，成年人平均受教育水平、家庭專業(yè)技術(shù)證數(shù)量以及家庭勞動就業(yè)人數(shù)對城市貧困家庭正規(guī)就業(yè)收入具有顯著性影響。城市低保家庭相對于非低保家庭而言，正規(guī)就業(yè)收入則平均下降了476.0元，而對未來生活充滿信心的家庭相對于信心匱乏的家庭而言，正規(guī)就業(yè)收入將會提高206.3元。在城市貧困家庭非正規(guī)就業(yè)收入的OLS模型中，五大生計資本中只有社會資本與人力資本中的部分變量具有統(tǒng)計學(xué)意義。社會資本每增加1個單位，非正規(guī)就業(yè)的收入平均相應(yīng)地提高388.7元。社會資本對于城市貧困家庭從事正規(guī)就業(yè)或非正規(guī)就業(yè)都產(chǎn)生了積極的顯著影響。在人力資本構(gòu)成中，家庭健康自評(逆序)、家庭自理困難人數(shù)、家庭專業(yè)技術(shù)證、家庭成員技能培訓(xùn)人次以及家庭勞動就業(yè)人數(shù)，對于城市貧困家庭的非正規(guī)就業(yè)產(chǎn)生了顯著性影響。其中家庭健康自評(逆序)每提高1個單位、家庭專業(yè)技術(shù)證每增加1個、家庭成員技能培訓(xùn)人次每增加1人次以及家庭勞動就業(yè)人數(shù)每增加1人，則非歸正規(guī)就業(yè)收入平均分別提高82.8元、219.5元、312.7元以及162.5元。而家庭自理困難人數(shù)每增加1人，城市貧困家庭非正規(guī)就業(yè)收入則下降140.0元。由此可見，家庭成員所擁有的專業(yè)技術(shù)證數(shù)量對于城市貧困家庭正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)收入都產(chǎn)生了顯著的積極作用，但其對正規(guī)就業(yè)收入的影響顯然比非正規(guī)就業(yè)收入的影響大。家庭成員所接受的培訓(xùn)人次對正規(guī)就業(yè)沒有產(chǎn)生顯著性影響，但對城市貧困家庭的非正規(guī)就業(yè)收入影響顯著。由于城市貧困家庭成員所從事的職業(yè)大多屬于非正規(guī)就業(yè)，對其進行有效及時的職業(yè)技能培訓(xùn)非常有利于提高其非正規(guī)就業(yè)市場的參與程度。但要促進城市貧困家庭正規(guī)就業(yè)市場的勞動力參與，不僅要加大職業(yè)技能培訓(xùn)的力度，而且要持續(xù)性地對其進行培訓(xùn)以獲得相應(yīng)的職業(yè)技能水平。在家庭類型等控制變量中，在校大學(xué)生子女家庭相對于非在校大學(xué)生子女家庭而言，非正規(guī)就業(yè)收入平均下降了122.1元，這在一定程度上表明城市貧困家庭的子女考上大學(xué)之后，其參與非正規(guī)就業(yè)市場的積極性顯著下降。在婚狀態(tài)家庭相對于非在婚狀態(tài)家庭而言，非正規(guī)就業(yè)收入相應(yīng)地平均增加259.0元。對未來生活懷有信心的城市貧困家庭比生活信心匱乏的家庭，在正規(guī)就業(yè)收入和非正規(guī)就業(yè)收入上均有顯著提升。

表4 城市貧困家庭正規(guī)就業(yè)收入與非正規(guī)就業(yè)收入OLS模型

五、 生計資本與社會救助

社會救助性收入是城市貧困家庭第二大收入來源，尋求社會救助支持是其重要的生計策略。為考察生計資本與社會救助之間的關(guān)系，本文建構(gòu)了城市貧困家庭救助性收入及其占比的影響因素OLS模型(見表5)。模型4.1表明，城市貧困家庭的生計資本中，只有家庭殘障人數(shù)這一因素對城市貧困家庭救助性收入有顯著性影響，現(xiàn)有社會救助主要針對的是城市家庭中最貧困的群體。模型4.2表明，社會資本因素具有顯著的統(tǒng)計學(xué)意義，對城市貧困家庭獲取較多社會救助收入具有重要作用。在人力資本構(gòu)成中，家庭健康自評(逆序)、家庭患病人數(shù)以及家庭勞動就業(yè)人數(shù)對城市貧困家庭社會救助性收入占比具有顯著性影響。城市低保家庭相對于非低保家庭而言，其生計策略更多地依賴社會救助收入，其社會救助收入占比相對非低保家庭而言平均增加了41.4%。值得注意的是，未成年子女家庭相對于沒有未成年子女的家庭而言，其接受社會救助性收入占比平均增加了3.7個百分點，未成年子女家庭的生計維持負(fù)擔(dān)相對較重，需要更多的社會救助支持。有無生活信心也對社會救助性收入占比產(chǎn)生了顯著性作用，有生活信心的城市貧困家庭接受社會救助性收入占總收入的比重有顯著性下降。

表5 城市貧困家庭救助性收入及其占比影響因素OLS模型

社會救助性收入可分為制度救助性收入以及非制度救助性收入，前者來源于政府所提供的正式救助，而后者來源于社會性力量所提供的臨時性救助。在制度救助性收入影響因素OLS模型中，五大資本中只有人力資本因素具有顯著性影響，其中家庭殘障人數(shù)以及家庭自理困難人數(shù)具有重要影響。這不難理解，制度救助性收入尤其針對殘障家庭以及自理困難家庭。成年人平均受教育水平以及家庭專業(yè)技術(shù)證數(shù)量因素對城市貧困家庭制度救助性收入具有顯著的負(fù)效用，換言之，平均教育水平與專業(yè)技術(shù)水平越好的家庭，其相應(yīng)的制度救助性收入越少。城市低保家庭相對于非低保家庭而言，其獲得的制度救助性收入平均高出641.5元，其中主要是城市低保金的貢獻。在制度救助性收入占比的影響因素OLS模型中，家庭健康自評(逆序)、家庭勞動就業(yè)人數(shù)、家庭患病人數(shù)以及社會資本變量也具有顯著性影響。另外，在家庭類型的人口統(tǒng)計學(xué)變量中，家庭人口數(shù)是城市貧困家庭的制度救助性收入占比的重要影響因素，而城市低保家庭相對于非低保家庭而言，其制度救助性收入占比顯著高出40.9%。生活信心變量也是影響城市貧困家庭制度救助性收入占比的顯著因素。

表6 城市貧困家庭制度救助性收入及其占比影響因素OLS模型

六、 生計資本與消費方式

城市貧困家庭的消費方式(結(jié)構(gòu))在很大程度上反映了其運用家庭可支配收入所開展的生計活動狀況，體現(xiàn)了城市貧困家庭通常采取的生計策略取向。本部分重點考察城市貧困家庭生計資本對于不同取向的消費方式的影響。本文把城市貧困家庭的消費內(nèi)容根據(jù)消費支出的不同取向分成維持型消費與發(fā)展型消費*本文根據(jù)消費支出類型的性質(zhì)，把抽樣調(diào)查中城市貧困家庭具體消費支出項目區(qū)分出維持型消費支出與發(fā)展型消費支出。所謂維持型消費支出是指消費支出項目直接用于滿足當(dāng)下基本生存需求，具體包括：食品類支出(9小項)、居住類支出(3小項)、水電煤類支出(3小項)、日用品類支出(1小項)、服裝類支出(2小項)、洗理類支出(2小項)以及交通類支出(1小項)等；發(fā)展型消費支出則是指消費支出項目用于滿足家庭未來長期的可持續(xù)發(fā)展目的或具有直接促進家庭長遠(yuǎn)發(fā)展的消費支出，具體包括成人教育培訓(xùn)類支出(1小項)、兒童教育成長類支出(3小項)、文體類支出(3小項)、資訊類支出(3小項)、社交類支出(2小項)以及保險類支出(3小項)等。詳情參見高功敬、陳岱云、梁麗霞《中國城市貧困家庭生計資本指標(biāo)測量及現(xiàn)狀分析》，《濟南大學(xué)學(xué)報》2016年第3期。，建構(gòu)出城市貧困家庭維持型消費與發(fā)展型消費影響因素OLS模型(見表7)。下表顯示，在對城市貧困家庭維持型消費支出與發(fā)展型消費支出都具有顯著性影響的因素有如下方面：家庭人口數(shù)、未成年子女家庭、低保家庭、人力資本中的成年人平均受教育程度與家庭患病人數(shù)以及金融資產(chǎn)。具體而言，城市貧困家庭人口數(shù)每增加1人，維持型消費平均增加208.8元，發(fā)展型消費相應(yīng)地增加201.6元。未成年子女家庭相對于沒有未成年子女的家庭而言，其維持型消費支出與發(fā)展型消費支出平均增加了174.4元與109.2元。城市低保家庭相對于非低保家庭而言，其維持型消費支出與發(fā)展型消費支出則平均下降531.5元與561.5元。在維持型消費支出模型中，在校大學(xué)生子女家庭相對于非在校大學(xué)生家庭而言，其維持型消費支出顯著下降了209.0元。在人力資本構(gòu)成變量中，成年人平均受教育水平、家庭患病人數(shù)對于維持型消費支出與發(fā)展型消費支出均具有統(tǒng)計學(xué)意義。家庭勞動就業(yè)人數(shù)對發(fā)展型消費支出具有顯著的負(fù)效應(yīng)，每增加1人，發(fā)展型消費平均減少185.5元。家庭金融資產(chǎn)對于維持型消費與發(fā)展型消費均具有顯著的正效應(yīng)，城市貧困家庭金融資產(chǎn)每增加1個單位，相應(yīng)的維持型消費支出與發(fā)展型消費支出平均顯著增加1350.0元與531.9元。由此可見，除了作為控制變量的家庭類型因素外，五大生計資本中，只有金融資產(chǎn)變量以及部分人力資本子變量對于城市貧困家庭的不同的消費取向均產(chǎn)生了顯著性影響。促進城市貧困家庭的可持續(xù)生計，需要在消費結(jié)構(gòu)中提升發(fā)展型消費支出的比重。從城市貧困家庭生計資本類型對其消費方式的影響角度來看，提升城市貧困家庭的金融資產(chǎn)水平以及人力資本水平應(yīng)成為未來城市反貧困政策的主要著力點。

表7 城市貧困家庭維持型消費與發(fā)展型消費影響因素OLS模型

續(xù)表

七、 結(jié)論與討論

通過對城市貧困家庭生計策略取向影響因素的實證分析，我們可以得出如下基本結(jié)論。

1. 金融資產(chǎn)對城市貧困家庭可持續(xù)生計具有重要的顯著性影響，政府應(yīng)重視采取各種制度化方式促進城市貧困家庭金融資產(chǎn)積累的必要性。上述實證分析充分表明，金融資產(chǎn)因素對于中國城市貧困家庭的勞動力市場參與水平、就業(yè)方式以及發(fā)展型支出等重要生計策略取向均具有顯著性影響。長期以來，由于認(rèn)識水平或各種偏見的局限，對于金融資產(chǎn)在城市貧困家庭生計維持系統(tǒng)以及可持續(xù)生計發(fā)展上的重要性被有意或無意地嚴(yán)重忽視了。包括儲蓄、信貸、保險、住房公積金以及投資等在內(nèi)的金融資產(chǎn)的制度性積累，對于城市貧困家庭可持續(xù)生計至關(guān)重要。邁克爾·謝若登所大力倡導(dǎo)的資產(chǎn)建設(shè)福利理論主要強調(diào)的就是，通過制度化方式促進窮人金融資產(chǎn)的積累，并充分發(fā)揮金融資產(chǎn)積累過程中對于窮人各種生計資本與生計策略的積極效應(yīng)。*邁克爾·謝若登：《資產(chǎn)與窮人——一項新的美國福利政策》，高鑒國譯，商務(wù)印書館2005年版，第180頁。通過制度化方式促進金融資產(chǎn)積累不能僅僅局限于中產(chǎn)及以上階層，而應(yīng)基于發(fā)展型社會政策理念，拓展其包容性，使窮人能夠切實有效可及低利率信貸支持、稅收減免與轉(zhuǎn)移支付以及住房公積金等各種制度化金融資產(chǎn)積累渠道。這應(yīng)成為未來中國城市反貧困政策的主要著力點。

2. 加強知識更新與職業(yè)技能培訓(xùn)是建構(gòu)城市貧困家庭可持續(xù)生計系統(tǒng)的必由之路。實證研究表明，在城市貧困家庭人力資本對勞務(wù)性收入及其占比的影響中，技能培訓(xùn)要素是一個非常重要的顯著性因素。當(dāng)前城市貧困家庭先前所擁有的知識技能較為陳舊，已遠(yuǎn)不能適應(yīng)當(dāng)今飛速變化的勞動力市場對相關(guān)知識與具體技能的最新需求。城市貧困家庭成員的知識更新以及及時有效的技能培訓(xùn)對于其勞動力市場參與及其收入提升具有十分重要的影響。

3. 促進社會救助制度理念與機制由生計維持型向發(fā)展型轉(zhuǎn)變。當(dāng)前中國社會救助理念與機制總體上屬于生計維持型，發(fā)展型特征不明顯。城市低保政策雖然在一定程度上對于城市低保戶生計維持發(fā)揮了關(guān)鍵性作用，但由于其嚴(yán)苛而頻繁的經(jīng)濟與財產(chǎn)審查機制，嚴(yán)重抑制了城市低保家庭成員勞動力市場參與的積極性。低保政策只是城市貧困家庭救助體系中一項主要內(nèi)容，其他社會救助政策的理念與機制基本上也是生計維持型的，且缺乏整合性。因此，促進制度性救助理念與機制由生計維持型向發(fā)展型轉(zhuǎn)變是建構(gòu)城市貧困家庭可持續(xù)生計系統(tǒng)的關(guān)鍵一環(huán)。

4. 未成年子女貧困家庭應(yīng)成為城市貧困家庭政策支持的重點對象。社會化理論及其相關(guān)研究充分表明，家庭環(huán)境對于兒童的健康成長極其關(guān)鍵。貧困家庭的兒童成長教育不僅是家庭的根本利益所在和基本人權(quán)要求，也是民族振興與國家可持續(xù)發(fā)展的基本條件。實證研究表明，未成年子女貧困家庭相對于沒有未成年子女貧困家庭而言，其生計維持負(fù)擔(dān)相對較重，其維持型消費支出與發(fā)展型消費支出都顯著高于沒有未成年子女的貧困家庭，需要更多的、更有針對性的社會救助支持。

5. 對生活是否擁有信心是影響城市貧困家庭可持續(xù)生計建構(gòu)的重要變量。實證研究表明，對未來生活有信心的城市貧困家庭相對于信心不足的家庭而言，其勞動力市場參與水平顯著較高，對于社會救助的依賴明顯減少。不僅如此，對未來生活充滿信心也是城市貧困家庭生活質(zhì)量的基本內(nèi)容。當(dāng)然，對于城市貧困家庭而言，對未來生活充滿信心不是建立在空中樓閣之上，除了家庭成員的共同努力外，更需要從政策制度上賦予其生活信心生發(fā)的土壤。這就需要從制度上促進城市貧困家庭金融資產(chǎn)的積累，加大城市貧困家庭成員的職業(yè)技能培訓(xùn)力度，促進城市貧困家庭成員的知識技能更新步伐，推動社會救助制度由單純的生計維持型向發(fā)展型轉(zhuǎn)變，通過整合各種有效政策措施提振城市貧困家庭成員對未來生活的信心，使其對可持續(xù)生計懷有現(xiàn)實的期許，看到經(jīng)過自身不斷努力可以改變的希望。

(責(zé)任編輯：薛立勇)

China Urban Poverty Families’ Livelihood Capital and Livelihood Strategies

Gao Gongjing

The specific effects of urban poverty families’ livelihood capital on their livelihood strategies are discussed and the key factors concerning the establishment of China urban poverty families’ sustainable livelihood framework are clarified in this article by constructing and analyzing the multiple regression models. Some conclusions are taken as follows: (1) The financial capital has positive effects on urban poverty families’ basic livelihood strategies. The improvement of financial capital accumulation through institutionalization does not confine them to the middle and above class and their conclusiveness should been expanded in order to make the poor families share the various ways of financial capital accumulation. (2) It is difficult for urban poverty families to satisfy the demands of new knowledge and skills resulting from the labor market. It is necessary to strengthen knowledge updating and occupational skills training nowadays. (3) To translate the ideas and mechanisms of social relief from maintainable livelihood model into sustainable livelihood model is one of the key mechanisms for establishing China urban poverty families’ sustainable livelihood framework. (4) The minor children urban poverty families’ should be emphasized in social policy supports. (5)The living confidence factor is one of important variables that affecting the establishment of China urban poverty families’ sustainable livelihood framework.

Urban Poverty Families; Livelihood Capital; Livelihood Strategies; Sustainable Livelihood

2016-06-01

* 本文系國家社科基金項目“發(fā)展型社會政策理念下城市貧困家庭可持續(xù)生計研究”(項目編號：11CSH061)、山東省社科規(guī)劃研究項目“習(xí)近平關(guān)于創(chuàng)新社會治理體制重要論述研究”(項目編號：14CXJJ15)的階段性成果。

C913.7

A

0257-5833(2016)10-0085-14

高功敬，博士，濟南大學(xué)政法學(xué)院副教授 (山東 濟南 250022)