我国城乡女性贫困成因与治理方式研究

李颖慧，窦苗苗，杜为公

（1.河南财政金融学院 旅游管理学院，河南 郑州 451464；2.南方科技大学，广东 深圳 518055；3.武汉轻工大学 经济与管理学院，湖北 武汉 430070）

一、引言

随着女性在经济发展中话语权的增加，女性日益成为发展理念和发展指标的重要组成部分，“女性贫困化”主题（Pearce，1978）因此受到政府和学界越来越多的重视，第四届世界妇女大会就明确将“女性与贫困”作为重点关注的领域之一。实证研究表明，我国女性更为贫困，女性拥有更少的资源、权力、机会和外部支持，比男性更易陷入贫困（李芝兰，2007）。尽管我国的贫困治理政策取得了显著成效，按照人均纯收入2300 元的新贫困线标准，农村贫困人口已从1978 年的77039 万人减少到2015年的5515万人，但政府政策更多地瞄准的是贫困人口普遍性的需求，如基础设施、基本公共服务、基层组织建设等，回应女性贫困人口的特殊困难较为有限。因此分析女性存在的劣势、确定造成女性贫困的影响因素、提出有针对性的治理措施，对丰富贫困治理理论研究、实现“十三五”脱贫目标具有十分重要的理论和现实意义。

二、文献回顾与理论分析

（一）国外女性贫困研究包括三个方面的内容

（1）市场准入机会与女性贫困。缺少土地市场、劳动力市场、信贷市场和保险市场的准入机会是造成女性贫困的重要原因。发展中国家的女性土地拥有量极少，部分国家女性的产权和共有产权被正式取消，在一些拉美国家，女性占有的土地量甚至不足10%，继承权和土地所有权的相关法律使得女性缺少土地市场的准入机会。发展中国家的女性由于缺少抵押品，受到信贷市场的准入歧视，女性需要借助男性亲属的帮助获得贷款，但女性如果为户主则较难获得这种帮助。（2）女性身心健康与女性贫困。女性身心健康与贫困存在双向作用机制，女性身心健康越恶劣的国家人均收入水平越低，中低收入国家的贫困女性更易患肥胖、高血压等慢性疾病，在家庭中更易受到暴力伤害。女性贫困会影响子女的身心健康，如增加子女患肥胖症、心血管病的风险，造成子女心理疾病和行为不良，从而造成贫困的代际传递。（3）社会福利政策与女性贫困。将社会性别分析法贯穿社会福利政策制定、实施和评估的始终，是女性贫困领域的社会性别主流化趋势。处于工作年龄的低收入女性也易陷入贫困，较高的生活成本迫使其成为“穷忙族”。

（二）国内女性贫困研究较少，集中探讨女性自我决定能力与女性贫困

社会资本缺失和社会能力不足是导致女性贫困的主要原因。贫困女性的社会网络规模小、差异不大，社会资本存量少、质量低，可转让和继承的社会资本不足。女性教育的缺失阻碍了女性能力的提升，进而造成生活的贫困。农村女性在接受教育、价值观念、个体主体性、思维方式、生活方式等方面落后于当代经济发展，从而影响自身生存和发展。女性贫困已成为一种贫困再生产的机制，比男性更容易造成贫困的代际传递。

三、数据、变量和模型

（一）数据来源

中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，CGSS）是我国最早的全国性、综合性、连续性学术调查项目，该调查采用多阶段分层随机抽样的方法在城市和农村地区抽取样本，建立具有全国代表性的样本数据库，是研究中国社会最主要的数据来源。CGSS2013一共拥有11438个样本数据，本研究根据需要剔除掉个人年收入缺失的数据后将分析样本缩小至10242 个，其中男性样本5228 个，女性样本5014个。

（二）变量选取

2017 年人均纯收入2300 元为新的国家扶贫线标准，因而本研究设定个人年收入2300元作为贫困人口的分界线，大于或等于2300 元的为非贫困人口。

（三）模型设定

设被解释变量为二元变量，构建二元变量的logit回归模型如下：

其中：pi表示贫困群体脱贫的概率；Varki表示表1 中的核心变量；Controlji表示表1 中的控制变量；β表示各解释变量的系数；ε表示残差项，假设残差服从标准正态分布。在模型建立前已对解释变量之间的共线性进行检验，证实各变量间均不存在高度的共线性。

四、实证分析

（一）描述性统计分析

各变量的描述性统计分析如表1所示。

由表1可知，中国女性和男性在资源禀赋特征、个人特征、家庭特征、父母特征和地域特征方面差异较小，或不存在显著差异，但仍然存在以下显著劣势：（1）贫困人口数量多，贫困发生率高。就“是否为非贫困人口”均值看，女性为0.729，男性为0.889。（2）受教育程度低，平均受教育水平在初中以下。就“教育”均值看，女性为1.782，男性为2.148。（3）健康状况显著低于男性。就“健康”均值看，女性为3.651，男性为3.781。（4）就业率更低，更多的人处于失业或无业状态。就“就业”均值看，女性为0.554，男性为0.731。（5）社会地位低，拥有更少的话语权。就“社会地位”均值看，女性为0.059，男性为0.156。上述变量均值差均在1%水平显著，从这些变量出发研究女性贫困问题能够更好地回应女性的特殊困难。“婚姻”均值差不显著，但婚姻女性和男性紧密联系在一起，这是在制定女性减贫策略中不可忽视的重要因素。

（二）基本模型

回归模型在不同设定条件下的回归结果如表1所示，所有模型均使用聚类稳健标准误以修正抽样由村委会或居委会为整体可能带来的偏差，其中模型（1）至（6）是logit回归模型，模型（7）是OLS回归模型，各变量的显著性和系数方向基本一致，模型十分稳健。

对表1中基本模型（6）的估计结果分析可知：

（1）教育的回归系数为0.328，且在1%水平显著，表明教育对贫困女性脱贫有显著的积极影响。教育能提高劳动生产率，对个人收入增长具有很强的正向外部效应。贫困女性接受教育的年限越长，个人收入和议价能力提高越快，越可以增加贫困女性脱贫的概率。

（2）健康的回归系数为0.191，且在1%水平显著，表明良好的健康水平有利于贫困女性脱贫。贫困女性往往从事体力劳动，收入的获得依赖健康的身体，在生病或受伤等健康受损的情况下往往花费更多、收入更少。而且女性面对疾病更加脆弱，女性的健康状况恶化甚至会影响子女的健康水平，进而造成贫困的代际传递，恶化社会的贫困问题。因此，提高女性健康水平对治理女性贫困具有重要的意义。

表1 女性样本回归结果

（3）婚姻的回归系数为-0.320，且在5%水平显著，表明有配偶的女性更容易陷入贫困。有配偶的女性一般承担了大量的家庭无偿劳动，导致大量时间被占用，特别是在抚养、教育子女上承担更多责任，部分女性甚至因此失业。所以，要特别关注已婚女性的贫困问题。

（4）就业的回归系数为1.944，且在1%水平显著，表明就业能够显著增加贫困女性脱贫的概率。就业可以获得较为稳定的收入，比靠政府救济和亲朋接济的无业承受风险的能力更强，从事农业、非农业的工作能够显著提高贫困女性收入，增加贫困女性脱贫的概率。

（5）社会地位的回归系数为1.233，且在1%水平显著，表明提高女性社会地位有利于治理女性贫困问题。受传统观念和习俗的影响，女性社会地位普遍不高，在选举、参政等方面处于劣势，应对经济环境变动的能力不足。因此，对女性赋权是促进贫困女性脱贫的重要因素。

根据控制变量发现的一些结论基本符合现有文献的研究。户口类型与女性贫困关系密切，农业户口的女性更易陷入贫困，这是因为农村产业相对落后，提供的就业机会少，女性获得收入的手段更加有限。年龄的系数显著为正，而年龄平方的系数显著为负，说明女性的年龄与脱贫呈现倒U形关系，与多数文献分析一致。家庭规模过大对女性脱贫有负面影响，因为家庭规模过大会加重女性的抚养负担。但本研究发现父母特征与女性贫困关系并不显著，可能的原因除社会重男轻女的风气导致父母对女儿教育的重视不够外，还可能在于女性结婚嫁人后与父母的联系减弱，不能充分利用父母资源获得更多的机会和能力。

（三）城乡与年龄分层模型

表2是城乡和年龄分层模型回归结果。按照被调查女性样本户口类型将其区分为城市女性样本和农村女性样本，见模型（8）和模型（9）。同时考虑时代的差异，将女性样本按照出生年龄划分为：①1949 年（含）以前；②1950—1969 年（含）；③1970—1979年（含）；④1980年（含）以后。回归结果见模型（10）至（13）。

对表2的估计结果分析可知：

（1）教育对城乡贫困女性脱贫均存在显著的正面作用，但系数显示教育对城市贫困女性的脱贫作用更大。这是因为城市的工作条件和工作机会较农村更好，获得的收入更高。城市贫困女性主要从事产业生产或服务业工作，教育对其职业技能水平的提高具有重要的作用；而农村贫困女性主要从事农业生产，更多依靠经验性的生产知识。健康对农村贫困女性的脱贫具有显著的正面作用，但对城市贫困女性的脱贫作用不显著。这是因为农村贫困女性从事的农业生产更多属于重体力活，对健康水平的要求更高，而且农村女性在家庭中更易受到伤害。城市贫困女性从事产业生产或者服务业工作，对健康水平要求较低，而且城市的医疗保障体系更加完善，城市贫困女性更容易获得有效的治疗和救助。婚姻与城乡贫困女性脱贫负相关，有配偶的女性更易陷入贫困，这与模型（6）中的结论基本一致。就业对城乡贫困女性脱贫作用均十分显著，系数显示就业对城市贫困女性作用更大。这主要是因为城市工作机会多，获得的收入高，城市贫困女性一般只要努力工作就可以越过年收入2300 元的贫困线标准。农村贫困女性即使努力工作，收入的获得还依赖天气、市场等多方面因素的影响。社会地位对城市贫困女性脱贫有显著作用，对农村贫困女性脱贫作用不显著。这说明女性话语权的提升能够为城市贫困女性脱贫带来更大的作用。城市贫困女性从事产业生产和服务业工作，对宏观经济政策和微观环境变动较农村贫困女性敏感，提高其应对能力需要增强其话语权。

（2）对于1949 年以前出生的女性，教育、健康、就业和社会地位对其脱贫有十分积极的作用，但婚姻与贫困女性脱贫负相关。这一年代出生的女性遭受社会歧视和家庭男女不平等最严重，婚姻使其承担更多的家庭无偿劳动，甚至身心受到伤害，从而加重贫困问题。就业的回归系数为0.957，远低于其他年代出生的女性，说明这一年代出生的女性即使参与就业获得的收入也较其他年代出生的女性少。对于1950—1969 年出生的女性（即“50 后”“60后”女性），教育、健康、就业和社会地位能显著影响脱贫，婚姻与脱贫关系不显著。这说明随着新中国的成立，家庭男女不平等的状态得到了极大的改善，女性通过婚姻获取的社会资源和发展机会逐步抵消了因承担家庭劳动和责任带给收入的负面影响，婚姻不再对女性脱贫有显著的负面影响。对于1970—1979 年出生的女性（即“70 后”女性），教育、就业与其脱贫关系密切，健康、婚姻和社会地位则无显著影响。这一年代出生的女性成长在改革开放的初期，拥有比其他年代多得多的致富机会，接受良好教育能够开阔视野，利于发现商机，实现收入的大幅度增长。对于1980年以后出生的女性（即“80 后”“90 后”女性），就业与其脱贫关系密切，教育、健康、婚姻和社会地位则无显著影响。这一年代出生的女性绝大多数在城市工作和生活，只要参与就业，很容易获得年收入超过2300元的工作。因此，衡量这类群体的贫困，需要提高现有的年收入2300元的贫困线标准。

（3）进一步分析，本研究发现随着出生年代的推进，婚姻和社会地位对贫困女性脱贫的作用逐渐减弱，这再一次证明了新中国的成立对提高女性社会地位、实现家庭男女平等的巨大意义。研究注意到对于1949年以前出生的女性，父亲的政治面貌与女性脱贫显著负相关，从中可知新中国的成立是由无数共产党人牺牲自己的利益，甚至是牺牲自己子女的利益换来的。

表2 女性样本城乡和年龄分层模型

五、结论

新中国成立后，尽管女性在各方面都取得了进步，但与男性相比仍然存在劣势，研究贫困问题需要重点关注女性贫困问题。本研究认为教育、健康、婚姻、就业、社会地位与女性贫困密切相关，并通过实证分析验证了上述结论。实证研究表明：（1）教育和就业是影响女性贫困的最重要的因素，对不同地区和不同年龄段的贫困女性均有非常显著的脱贫作用。（2）健康和社会地位显著影响女性贫困。分城乡看，健康对农村贫困女性脱贫作用较大，社会地位对城市贫困女性脱贫作用较大；分年龄看，健康和社会地位均对1969年及以前出生的贫困女性脱贫作用较大。（3）婚姻与贫困女性脱贫显著负相关，但进一步的分析表明婚姻对女性脱贫的负面影响主要体现在1949年以前出生的女性身上。

因此，治理女性贫困既要采取加强女性教育和保障女性就业的一般性措施，同时要针对贫困女性的城乡和年龄差异采取有针对性的措施。（1）继续完善基础教育和职业教育，推行贫困女性教育支持计划，提升贫困女性的文化程度，营造重视教育的环境，支持公共图书馆、社区、学校等场所免费定期开设相关讲座，充分利用网络、微信、电视等媒体宣传教育理念。（2）做好宏观调控工作，保持失业率在合理的水平。联系企业针对贫困女性举办各种招聘会、推介会，创造更多、更好的工作机会。（3）重点关注农村贫困女性的健康问题。农村贫困女性主要从事体力劳动，健康显著影响收入增长，因病致贫、因病返贫的现象较为普遍，要增加保健康的财政投资，加强对农村医疗条件的改善，定期组织医疗团队为农村贫困女性免费体检等。（4）完善基层组织建设，扩大城市基层选举，增强城市女性政治话语权。城市工作的贫困女性对国家宏观政策调整和企业微观规模变动敏感，增强话语权是提高城市贫困女性应对贫困能力的重要途径。（5）关注中老年女性贫困，特别是新中国成立前出生的女性，其遭受最大的社会歧视和家庭不平等，贫困问题尤为严重，应制定有针对性的福利政策。