中國城市貧困現象的實證研究

王 鍇

（南京大學政府管理學院，江蘇南京 210000）

黨的十八大以來，我國脫貧攻堅力度不斷加大，速度不斷加快，成績不斷顯現。習近平總書記在十九大報告中強調，要求堅決打贏脫貧攻堅戰，確保到2020年我國現行標準下農村貧困人口實現脫貧。屆時，當農村絕對貧困全面消除之后，更大規模、更復雜的相對貧困群體將突顯出來[1]。這些貧困群體大多以散點狀分布于城市區域中，與集中連片的農村絕對貧困群體相比，其所處環境的整體經濟水平更高，基礎設施也更加完善。其中不乏許多身處經濟發達城市如上海、廣州，但自身卻陷入極度貧困的群體。這體現出城市貧困與農村貧困的差別，城市的經濟發展并沒有能夠帶動其區域內所有人的自我發展，沒有實現“水漲船高”，一部分人在與城市經濟發展的互動過程中失敗了。對這部分群體來說，城市經濟的高速發展反而可能造成更大的貧困差距，從相對貧困視角來看，其貧困深度將大于農村貧困。隨著中國城市化率越過50%，中國開始進入城市型社會[2]，這一問題將愈加凸顯。因此，準確理解城市貧困的特點，把握其成因，探討其對策，是打贏脫貧攻堅戰后下一步工作的難點和重點，也是中國貧困治理的新目標。

一、文獻回顧

法國古典社會學家迪爾凱姆在其《社會學方法的準則》一書中提出了“社會事實”的概念。“這類事實由存在于個人之身外，但又具有使個人不能不服從的強制力的行為方式、思維方式和感覺方式構成。 ”[3]25它是“社會的”，而非“個人的”，是個體“結晶化了的生活”[3]33。 用這樣的概念思考城市貧困，可以提出一個問題，即城市貧困是“社會事實”嗎？如果它是，則意味著城市貧困的成因是社會性的，是社會性成因在個體身上的表現。如果不是，表明城市貧困的成因是個體性的，屬于個體生活際遇。正如迪爾凱姆所做的自殺研究，是從個體行為中尋求社會原因，是觀察不同群體的自殺率，并非探究每一個個體自殺的原因。也只有“社會事實”，才具有社會科學研究的價值和意義。

學術界關于城市貧困成因的探討，大致可分為個體視角、結構視角之爭。在個體視角下，貧困通常被視作個人的責任，這類理論也有時也被描述成“歸咎于受害人”（blame the victim）[4]486。美國當代著名的自由主義政策科學學者查爾斯·莫里（Charles Murray）在他出版于1984年的成名之作《脫離實際：美國 1950—1980年的社會政策》（Losing Ground： American Social Policy， 1950–1980）中，將貧困的原因歸咎于貧困者自身，他認為，在美國實施的許多社會福利項目，都傾向于增加貧困，而不是減少貧困，因為這些福利項目創造一種激勵短視行為的措施，這不利于長遠利益[5]。隨后莫里在1994年與心理學家理查德·J.赫恩斯坦（Richard J.Herrnstein）聯合出版的《鐘形曲線》（THE BELL CURVE）一書中，直接討論了社會人口中的智商問題，他基于一種人類生態學的視角，窮人之所以貧困，是因為智商不足造成的，智商會對人的財富收入、工作表現以及婚姻產生多種影響[6]。在他看來，人都是具有理性的，就單親母子問題而言，問題關鍵在于女性在沒有工作的情況下選擇生育，而美國的福利政策正在鼓勵這種行為。莫里甚至強調需要用“污名化”去迫使窮人工作[7]。

結構視角強調使用結構或制度去解釋貧困。該視角將貧困歸因于其所處的社會制度（blame the system），認為個體之所以貧困是由于社會的原因，而非個體的無能，個體的貧困是社會制度在個體身上的反映。美國學者威廉·朱利葉斯·威爾遜（William Julius Wilson）通過對美國城市中內城區存在的暴力犯罪、非婚生育、女性戶主家庭和福利依賴的問題的描述，指出這些現象這不能使用個體視角來解釋，而應當基于城市經濟體系的變遷，工廠手工業的衰落、就業郊區化和不斷增長的低工資的服務業等因素來解釋。另外如馬克思的階級論，以及邁克爾·哈林頓（Michael Harrington）和奧斯卡·劉易斯（Oscar Lewis）的貧困文化實際也屬于結構視角的解釋。國內有些學者將劉易斯等人的貧困文化理論理解為貧困是文化缺陷導致的，并將此歸納為 “西方社會對貧困的傲慢與偏見”[8]，或是將劉易斯的貧困文化理論歸結為個體主義范式的貧困理論，認為“貧困文化理論過度強調貧困心理因素因而體現出一個觀點，即窮人是懶惰的”[9]，本文認為這是有待商榷的。首先劉易斯和哈林頓同屬左派[10]，其次正如吉登斯的評述，這些貧困文化理論的原初解釋者是將貧困文化作為一種貧困的結果（consequence）而非原因（cause）[4]495。

目前學界內最新的研究，包括國內學者對中國實踐的研究，都強調一種中間視角，將個體視角和結構視角進行嫁接[11]。既關注產生城市貧困的制度性因素[12-14]，也關注個體的能動性。[15-16]綜合來看，當前這樣一種中間視角的解釋，已逐漸成為對該問題研究的一種共識，這也是學術問題不斷爭論、思考不斷深入、研究不斷成熟的表現。但是基于中間視角解釋貧困成因的系統性理論還不多，基本都處于宏觀層面理念的探討，而相關的實證研究還比較少，這也是這一問題后續的研究方向。

二、理論與假設

通過對文獻的研究可知，解釋中國城市貧困的成因不能使用單一結構視角或個體視角，而應當使用一種“中間視角”。在這一方面，吉登斯的結構化理論具有較強的解釋力。因此通過對結構化理論的演繹，可以得出有關中國城市貧困成因的理論假設。

（一）結構化理論與城市貧困

在討論城市貧困成因的過程中，無論是結構視角還是個體視角，其實都是在將結構與個體進行二元對立。而這也是社會學理論界一直以來的一對矛盾爭論點。二十世紀八十年代之后，社會學理論界出現了將這二元對立現象進行整合的趨勢，其代表人物之一就是英國社會學家安東尼·吉登斯。吉登斯通過對個體和結構的雙向論證，指出結構兼具制約性和使動性，同時個體也具有主觀實踐意識和話語意識，因此個體是行動的主體。基于此，吉登斯發展出了他的結構化理論，嘗試化解社會學理論界對于個體與結構對立的長期爭論。

所謂結構，就是一系列的權力與支配，它們控制、約束、維持、促進著個體的一切行為活動。要實現這一目的，需要兩個客體中介，那就是規則和資源。規則和資源的運行方式體現著權力的運行方式。具體來看，規則包括的表意性符碼和規范性規則是規則存在的兩種不同形式，“規則指行為的規范和表意性符碼，其中規范包括政治、經濟的法律制度，表意性符碼則是具有意義的符號”[17]。規范性規則和表意性符碼在許多不同的學者研究中都存在不同的解讀，筆者傾向于將規范性規范界定為是一系列正式的、人為設計的約束個體行為的規范，是明確的和可見的。而表意性符碼則是個體或群體在日常生活實踐中，形成的“行為結晶”，是人們自發和無意間形成對自我的控制約束體制，并且人們自覺地遵從，如民俗、風俗、社會觀念等。由此可見無論是規范性規則還是表意性符碼，都是來自于人自身，因此也可以說，規則是人們自我設計的自我約束體制。

資源包括配置性資源和和權威性資源。配置性資源是指“權力生成過程中所需要的物質資源，包括自然環境和人工物質產品，來源于人對自然的支配”。權威性資源是指“權力生成過程中所需要的非物質資源，來源于駕馭人的活動能力，是某些行動者相對其他行動者的支配地位的結果”。由此可以看出，這兩類資源的差別在于一個指對物的控制，一個指對人的控制。所謂結構化，是指“支配結構維續或轉換的條件，從而也構成了社會系統再生產的條件”[18]80。正如吉登斯所說，規則和資源不是分開的，“不能脫離資源來談規則”[18]80。在筆者看來，所謂規則就是通過控制資源的方式來影響人們自身，規則是人自我創造的，但資源不一定是，因為資源也可能是客觀自然的產物。

因此，在城市貧困問題的解釋上，吉登斯的結構與結構主義者的結構是有區別的。結構主義者通常將結構狹義地理解為經濟結構或社會政治結構，總之是外在于人的一種控制力量。但吉登斯的結構中自然地就包含著人自身，因為結構是人自我設計出來的。

在吉登斯看來，個體之所以能夠參與社會結構的創造，是在于個體的具有意識。吉登斯將人類的意識分為實踐意識、話語意識和無意識。所謂實踐意識就是人類知曉有關行動的社會條件并且就這樣去做了的意識。而話語意識是比實踐意識更高一層的意識，行動者不僅知道如何去做，還能用語言形容出來并進行自我反思。例如對自我行動狀態的描述，行動的好與壞能做出判斷等。個體有意識去參與行動，但也受到結構的制約。結構并非是居高臨下的，相反，對于個體行動者而言，在行動的過程中，也在不斷建構、加強和穩定著結構。在個體與結構之間表現出一種“二重性”，這兩者是雙向建構，雙重整合的。吉登斯認為，個體的意識同時受到其所處時空的影響，這就產生了區域化和例行化兩個概念[19]。所謂區域化是指在統一的場域里，社會群體保持著內部統一的均衡，而與其他場域的群體則產生分化。例如語言就是一種區域化的產物，不同語言區的群體由于不同語言的組織形式，而具有了差異化的思維方式。另外，一個地域有一個地域的風俗、鄉俗和交往習慣等。

總之，從結構化理論的個體意識層面來看，城市貧困的成因中有個體行動者自我選擇的因素，當然也可能是個體無意識造成的。但無論如何，結構化視角下的個體意識是與個體主義視角的貧困解釋有較大區別的。個體主義視角將貧困完全看作個體自身責任，但在結構化理論下，個體之所以如此所思和所為，既具有自身緣由，也受到來自社會結構的影響，使其有時不得不如此所思和所為。結合前述對結構層面的探討，可以得出一個基本的結論就是，在結構化理論看來，城市貧困源自一種二重性的原因，是個體與社會結構互動的結果。

（二）理論本土化與假設提出

中國當代的城市貧困應當可以確定地說是產生于20世紀80年代后期，隨著改革開放的深入，市場經濟體制的逐步建立而突顯出來的問題。如上述分析，結構化理論可以用來解釋城市貧困，那么在當代中國的語境下，這一解釋的具體內容是什么呢？

結合結構化理論，本文認為中國城市貧困成因大致有如下幾點。

1.結構規則缺乏

結構規則是指結構層面的規范性規則和表意性符碼。在城市貧困問題上，通常表現為一系列不利于窮人的制度、政策、以及社會慣習。這些規則直接作用在結構資源上，對個體造成一種剝奪。例如戶口制度作為一種規范性規則，它作用在教育資源上，使得部分群體因此規則而缺乏足夠的教育資源。20世紀90年代由于國有企業改革而下崗的職工，就是由于在結構規則層面的缺乏，使其被排斥在工作崗位之外，喪失了原有的各類資源。在家庭層面，許多家庭內部的規則直接影響著家庭內部資源的分配，家庭作為一個整體也受到社會結構層面的制約，影響著整個家庭的資源獲得。正如許多學者研究中國傳統社會的貧困時表示，中國傳統社會的貧困主要原因就是缺乏來自家庭的幫助。個體如果不符合這些結構層面的規則，或者說在這些規則下處于不利狀態，就會表現出與結構的不相容，比如無法融入家庭、無法融入社區、無法被當地政府接納等，也就形成了所謂的排斥。

2.結構資源缺乏

結構資源是指個體從結構層面所獲得的資源，這類資源生產者包括家庭、政府和社會等，在資源生產出來之后，基于結構規則進行分配。個體對這類資源占有量的多少，直接導致個體福利程度的高低。例如社會保險資源，由于不同的個體基于不同的結構規則所獲得的社會保險資源量存在區別，有的地區社會保險制度完善，待遇水平較高，則社會保險資源量獲得較為充足，從而貧困程度較低。反之，有的個體因為不利于自己的結構規則，被排斥在政府和社會之外，無法獲得充足的社會保險資源量，從而造成自身的結構資源量相對匱乏，陷入貧困。

3.個體資源水平較低

個體資源是指個體自身所具備的基本素質，個體資源量的多少決定了個體能在多大程度上參與到與社會的互動中去。例如當前中國城市中比較普遍的因病致貧現象，一方面是因為個體因病而需要花費大量的醫療費，但又得不到有效的醫療保障，即在結構資源上的占有量較低。另一方面就是因為個體因病而無法參與工作，無法參與到與社會的互動中去。個體資源在很大程度上是個體自身的因素，既有先天因素也有后天因素，它所造成的情況就是，兩個在相同結構規則下占有相同結構資源量的個體，依然可能會出現一個陷入貧困而另一個則較為富有。因此，個體資源的水平也是在結構化過程中不容忽視的一項重要內容。

4.個體規則（意識）水平較低

個體規則也可表述為個體意識，它是個體如何運用自身資源的方式，也是個體對自我的認知和對行動的意識與安排。它包括個體的實踐意識（也就是行動意識），也包括個體的話語意識（即自我認同）。當個體的自我意識較為充足時，他會根據自身所處的時空環境，對自身當下及未來有明確的認識，并且會指導自己如何積極參與到結構化的過程中去。而當個體意識欠缺時，往往會表現出焦慮、自我否定、缺乏生活的信心、缺乏行為意識、缺乏工作動機等，安于現狀，不愿意去改變。例如在我國有些地區出現的“福利依賴”問題，就業年齡段人口主動失業，甚至出現“坐在門口曬太陽，等著政府送小康”的好吃懶做現象。這是個體自我意識的缺乏，缺乏主動去獲得和使用資源的意識。另一方面，也缺乏對自我的認知，不能認識到自己的行動能力和潛力。這會造成個體主動放棄參與到結構化的過程中去，而甘心被當作結構支配的客體。

綜上所述，我們可以依據結構化理論所提煉出的個體-結構、規則-資源這兩條主線，做出一個二維四面的類型學分析圖 （如圖1所示），至此，結合前文所述，本文提出假設：城市貧困源自因個體較低的“結構化水平”，它具體包括“個體資源”“個體意識”“結構資源”“結構規則”四個方面。

圖1 以“結構化水平”解釋城市貧困的二維類型學分析

三、基于CFPS數據的經驗實證

本文假設中國城市貧困的成因是個體的“結構化水平”較低，這是運用結構化理論對中國城市貧困進行的理論演繹所得出的結論。但這一假設是否符合實際呢？因此本文繼續通過量化實證的方法，首先對假設進行操作化，而后運用CFPS數據構建結構方程模型進行驗證。

（一）數據與方法

本文的基本方法論是唯物實證主義的方法論，基本邏輯為演繹法。首先在實踐經驗中提出問題，而后在文獻研究的基礎上，提出理論解釋并進行理論演繹，產生基本假設，進而通過實證數據分析驗證假設，回應理論。本文的數據來源為北京大學的“中國家庭追蹤調查”（CFPS）2016年的調研數據。該數據是兩年一期的追蹤調查數據，基線調查于2010年4月開始，2011年2月結束[20]。覆蓋了25個省、自治區、直轄市的人口，分層多階段抽樣設計使得樣本所在區域人口數占到全國的94.5%，是具有全國代表性的大型微觀綜合性社會調查數據[21]。該數據庫中的成人數據庫和家庭數據庫比較符合本文的需要，因此本文選擇將這兩個數據庫進行單獨與合并共同研究。在資料分析技術上采用了SPSS 17.0、STATA 12、AMOS 21等軟件進行數據分析、結構方程統計模型分析。

（二）相對貧困的測量——因變量的構建

綜合文獻研究，基于城市相對貧困的特點，本文認為采用相對剝奪的概念來進行貧困測量較為貼切。其中卡瓦尼（Kakwani）相對剝奪指數具有無量綱性、正規性、轉移不變性等優良性質[22]，而被解釋變量也是無量綱的，基于這些優點，本文采用卡瓦尼指數來測量相對貧困。其公式是：

公式含義是，在總群體X中，有n個樣本，其所有人的收入均值為μx，將收入水平從低到高排列，則第i個人的收入相對剝奪可以記為RD（x，xi）。通過這一公式可以看出，其實際的含義是，個體與其所在群體中，所有比其收入高的人的差值和，與群體所有人總收入的比。因此對于個體來說，其相對剝奪程度主要是靠其在總群體中的排序位置以及與他人的差距所決定。依據這一公式可以得出每一個人的RD值，是一個介于0～1之間的無量綱數值，當RD值等于1時，表示完全剝奪，其在群體中的處最末位，當RD值等于0時，表示完全不存在剝奪。這一方法相對于相對貧困線法，優勢在于克服了以一條絕對線將總群體分為“窮人”和“非窮人”兩個群體的局面，而根據每個人的實際情況，對應給出一個RD值，通過RD值的大小，反映其相對剝奪情況，相比于貧困線法，更加柔性，也更有利于對單個個體進行測量。

依據這一方法，本文對CFPS 2016數據庫中的城市居民進行了測算。首先對成人數據庫和家庭經濟數據庫按照家庭編號進行了合并，在選擇城市居民和剔除部分無效樣本后，得到總樣本含量n=15307個。而后依據文獻和實踐經驗，將因變量Y表述為“經濟相對剝奪”（潛變量），具體包括y1=“家庭人均收入RD值”、y2=“家庭人均金融資產RD值”和y3=“家庭人均房產RD值”三個觀測變量。

（三）探索性因子分析——自變量的構建

1.指標構建

本文的假設是“結構化水平”是造成貧困，即經濟相對剝奪的成因。因此需要根據結構化理論下提出的具體因子（潛變量），找出合適的指標（觀測變量），以構建自變量體系。由于目前關于結構化理論的研究并無將其量化處理的成果，無法為本文進行指標選擇和分類提供有效參考，韓瑩瑩的研究雖然列出了結構化各要素與城市貧困的關系圖，但并沒有給出數據論證[23]。所以本文選擇首先進行初次探索性因子分析，在篩選完指標后再進行二次因子分析，以得出有效的結果。

根據吉登斯結構化理論，決定個體是否貧困的因素是個體的“結構化水平”，包括“結構資源”“結構規則”“個體資源”和“個體意識”。因此，本文認為如果要將結構化理論與我國城市貧困研究結合起來，需要具體考察這四個區域在現實中的表現和具體指代的內容。

根據理論分析和問卷數據的實際情況，本文在綜合CFPS成人和家庭兩個數據庫后，并在請教有關專家的基礎上，初次構建了24個指標，其中個體層面指標9個，結構層面指標15個，指標構建結構如表1。

2.初次探索性因子分析

將指標對應的變量導入SPSS 17.0軟件，首先對各個指標進行峰度-偏度的正態分布檢驗，得出每個指標都基本符合正態分布，再進行單樣本T檢驗，得到每個指標的sig值都小于0.05，也就是說在95%的置信區間下，樣本存在顯著差異，數據有效。而后將數據導入因子分析，得出KMO檢驗值為0.844，比較接近1，說明矩陣是正定的，所選擇的指標適合做因子分析，不存在明顯共線干擾項，而Bartlett的sig值為0，小于0.05，說明分析的變量間存在相關關系。因子分析的結果如表2所示，共提取了7個公因子，累計貢獻率為56.575，貢獻率不高。根據旋轉成份矩陣具體來看，因子載荷最低的三個因子，單個對總體的貢獻率低于5%，并且一共只包含著5個變量，分別是：家庭教育資源、家庭內部融合水平、家庭社會關系構建、家庭風險意識、家庭規模。可以看出，這五個指標都屬于結構層面，并都與家庭有關。

表1 相關指標構建說明

續表

初次因子分析顯示家庭層面的幾個指標不能與其他指標共融，要求將其剔除。但這到底是否是事實？抑或數據收集或統計分析出現了問題？需要進一步結合實踐進行研究與思考。

3.二次因子分析與指標分類

為了進一步研究，本文根據初次因子分析的結果對指標進行了整理，將家庭內部融合水平、家庭規模、家庭教育資源、家庭風險意識以及家庭社會關系構建這五個指標剔除，而后進行二次因子分析。其結果與初次類似，KMO值接近1說明矩陣正定，sig值為0.00說明適合進行因子分析。共提取公因子4個，相比初次因子分析，單個因子的載荷量有所提升，具體數據如表2。所得結果已基本符合預期和理論假設。

4.結果解釋與因子命名

根據二次因子分析結果，結合本文對結構化理論的演繹闡釋，可以將四個因子按照個體-社會、資源-規則（意識）這兩個維度進行劃分，并分別命名為：F1=個體資源、F2=結構資源、F3=個體意識和F4=結構規則。

“個體資源”因子主要反映了個體參與結構互動的必要自身條件，是個體能否理解社會規則、獲取社會資源和產生個體意識的基礎，包含ax1=基礎智商、ax2=基礎情商、ax3=溝通表達、ax4=客觀健康以及ax5=理解能力。

“結構資源”因子包括bx1=教育資源占有量、bx2=養老保險資源占有量、bx3=醫療保險資源占有量、bx4=身份資源占有量、bx5=政治信息資源占有量、bx6=社會文化資源占有量以及bx7=配偶教育資源占有量，共7個指標。這7個指標共同反映了個體在社會互動過程中的結構資源占有量，決定了個體與社會互動程度的高低。

“結構規則”是結構運用資源控制個體的方式和途徑，由于沒有直接的指標和變量可以對這些規則在不同個體身上的不同運行進行直接描述，因此本文對結構規則的描述側重從結果的視角，認為可以通過結構規則在不同個體身上的運用的具體結果來反映它的差異，包括cx1=政府互動水平、cx2=社會融入水平、cx3=工作認可程度和cx4=社會地位。

“個體意識”是個體對自我的認知和認同，當個體自我意識較強，表明個體有較高的本體性安全感，自我的發展較為穩定，包括dx1=預期感受、dx2=生活感受和dx3=健康感受三個指標。

（四）結構方程模型分析——因果關系的證明

1.模型構建

結構方程模型（SEM）是應用線性方程系統表示觀測變量與潛變量之間以及潛變量之間關系的一種統計方法，其實質是一種廣義的一般線性模型[24]。進行結構方程模型分析，第一步是根據理論畫出結構關系圖，以描述各個因子和指標之間的關系。做出如圖2所示的結構關系圖。本文使用的分析模型是遞歸模型，采用的參數估計方法是廣義最小二乘估計法。

本文采用的結構方程運行軟件是AMOS 21，由于軟件要求數據中不允許有任何缺失值，因而本文在上述二次因子分析時對數據進行了刪減，最終得到有效樣本數為3 750份。本文的觀測指標共有22個，其中屬于外生變量的有19個，屬于內生變量的有3個。外生潛變量是個體資源、結構資源、個體意識和結構規則，內生潛變量是經濟相對剝奪。

2.結果解釋

將數據導入Amos 21軟件，得到如圖3所示的路徑系數圖。這是結構方程模型的第二步內容，也是核心內容。由于本文所采用的內生觀測變量都是0～1之間的無量綱數值，而外生觀測指標均為1以上的整數，直接比較系數的大小無意義。因此本文采用標準化系數輸出，其結果如表3所示。可以看出，個體資源、結構資源和結構規則三個因子對經濟相對剝奪都有明顯的負向影響，并且P值顯示在99.9%的置性區間內是顯著的，結果可接受。而個體意識因子卻與經濟相對剝奪表現出正向影響的關系，意味著個體本體性安全感越高，經濟剝奪情況反而越糟糕，這與我們的生活實踐和理論假設都是矛盾的，好在數值很小，也沒有通過顯著性檢驗，因而這一結果也可以拒絕。我們將此結果中四個因子對經濟相對剝奪的影響指數相加再乘以因子分析中的累積載荷量，可以得到個體的“結構化水平”這一潛變量對經濟相對剝奪的影響指數，經計算，該值為-0.5004。因此該模型在較大程度上解釋了本文提出的假設，即個體“結構化水平”對經濟相對剝奪存在較為顯著的負向影響作用。“結構化水平”提高一個單位，經濟相對剝奪將下降大約0.5個單位。

表2 二次因子分析19個指標旋轉成份矩陣

在結構方程模型的研究中，最后都需要報告模型的擬合程度，它們是反映模型得到數據支持程度的體現。本文的結構方程模型卡方為1 170.175，自由度df為199，由此得到卡方與自由度之比為5.880，一般來說，這一數值在4～5之間比較好。本文得到的結果雖然超過了5，但距離5不遠，同時有較大的樣本量支撐，因而結果也是可以接受的。RMR值為殘差均方跟，值越小代表誤差越小。GFI是擬合優度指數，一般要求大于0.9。AGIF是調整的擬合優度指數，也要求大于0.9。RMSEA是近似方差的均方根，小于0.05表示可接受。以上擬合指數都屬于絕對擬合指數。CFI是比較擬合指數，屬于相對擬合指數，一般也要求大于0.9。本文CFI雖然小于0.9，但并沒有進行不同模型比較研究的需要，同時綜合絕對擬合指數，可知本研究的模型總體是可靠和有效的。

3.非預期結果

通過標準化系數結果可以看出，結構資源、結構規則和個體資源都對經濟相對剝奪具有負向影響，并且在95%的置信區間里可靠。而各項指標對因子也具有很好的表現。但同時也出現了個體意識因子與經濟相對剝奪不能有效擬合的情況，在拒絕原假設的情況下甚至表現出稍許的正向影響。這是在今后的數據指標選擇以及模型構建上需要改進的。而這也是結果方程模型的局限之一，即只能驗證假設，而無法提出假設。模型的建構需要依據理論假設，所以這里就會產生一組矛盾，即模型理論不能共同滿足。但正如做結構方程的基本原理所說，“模型比較和修正的過程中，不應以追求模型指標的好壞為唯一目標，能否得到理論的支持才是更為重要的標準”[25]。

因此，進行社會科學研究僅僅停留在量化研究上是不夠的，這樣很容易產生“偽回歸”“偽理論”等情況，而是應該與質性研究結合起來。從這一點上說，本文所建構的結構方程模型雖然沒能百分之百地驗證之前提出的所有理論假設，但卻驗證了理論需要結合實際、量化研究與質性研究需要結合統一這一說法，因而也可以說是“失之東籬，收之桑榆”吧。

圖2 經濟相對剝奪與結構化水平結構關系圖

四、基于昆山市的個案實證

上述理論演繹和經驗實證已經基本上完成了本文的研究任務，得出結論城市貧困的成因源自個體的“結構化水平”較低。但結構方程模型中仍存在非預期性結果，個體意識是否會對貧困產生影響，以及各因子在現實中又是否成立，這都需要通過進一步的研究進行驗證。本文擬采用個案研究法，選取全國最富的縣級市昆山作為研究對象，以質性研究展開論述。

（一）總體概況

江蘇省昆山市位于長三角經濟圈，交通便利，經濟發達，連續多年被評為全國百強縣、中國中小城市綜合實力百強市之首。目前全市戶籍人口80余萬，常住人口240萬。2017年，全市GDP達到3 500億元，這一水平甚至超過了寧夏、青海和西藏三個省級單位。我們選擇昆山市這樣一個經濟發達的區域作為分析對象，一方面因為城市貧困救助的資金主要來自地方財政，所以昆山可以在一定程度上反映我國目前城市貧困治理的最高水平；另一方面，也可以反映出全國其他地區城市貧困在之后經濟發展中可能會出現的情況。

表3 結構化模型的標準化輸出結果及顯著性P值

圖3 經濟相對剝奪與結構化水平路徑系數輸出圖

昆山在2008年就實現了社會救助的城鄉并軌，當地官方已將城市和農村貧困合稱為“困難人群”，因此在昆山已無需特地強調“城市貧困”這一說法。當前昆山市2017年低保標準為875元/月，特困人員供養標準為1 225元/月。根據江蘇省的扶貧標準，人均年收入在6 000元以下的需要進行建檔立卡，針對性地進行扶貧工作。然而如果將這一標準放在昆山，那昆山市將無一人符合條件。通過訪談我們也可知，在昆山這樣一個經濟發達的城市之中，所謂的絕對貧困已經基本消除，而相對貧困卻依然存在。同時與全國其他地區相比，昆山的貧困標準明顯高于中西部城市，因此我國也存在較大的地域貧困差異。

“省里的要求是人均年收入在6 000元以下的需要建檔立卡，它其實是包含了救助資金的。但是如果包含了救助資金的話，我們目前低保金875元一個月，老早就超過這一標準了。這樣的話我們昆山沒有一個人要建檔立戶了，所以有的領導也一直說我們昆山沒有絕對貧困了。但是相對貧困還是有的，所以我們就把政府的救助這塊不算進去，把人均純收入低于6 000元的這部分人群納入救助幫扶對象，也就是建檔立卡對象。”

——昆山市民政局社會救助工作人員

表4 模型擬合結果報告

（二）基于結構化理論的昆山城市貧困成因分析：回應前文量化研究

1.“個體資源”和“結構資源”與貧困

根據前文量化分析，本文將城市貧困的成因實證解釋為個體的“結構化水平”較低，但前文在結構方程模型中對“個體意識”因子并沒有給出有效解釋，這樣需要結合質性研究方法進行全面分析。昆山市目前的貧困治理政策中將貧困對象主要劃分為四類人群，即老、病、殘、牢釋和吸毒人員。這四類人群中，以疾病和殘疾的比例最大，約占所有救助對象的90%。可見目前政府主要關注的貧困的表現是疾病和殘疾，按照之前的分析，這兩者都屬于“個體資源”的匱乏。這也印證了量化研究結果，即“個體資源”因子對“結構化水平”的貢獻在所有因子中最高。然而這只是一方面，個體因為自身身體的原因很難形成較好的“結構化水平”，但是如果“結構資源”因子“給力”，依然可以獲得較高的“結構化水平”。例如有些群體雖然患有重病，但擁有較好的醫療保障，家庭能夠給予較多的支持，那么這樣的群體也很難被稱為貧困群體，他們雖然患病在身，但依然能夠與社會形成較好的互動。所以疾病和殘疾并非貧困的成因，其成因是疾病帶來身體和精神上的損耗，使其無法繼續原有的工作獲得穩定的收入，以及較大的醫療康復支出，甚至影響家庭成員的工作收入。

2.“結構規則”與貧困

昆山貧困群體中存在一類人數較少的牢釋和吸毒人員。他們因為自身違法陷入貧困，很難像其他諸如生病和殘疾群體得到社會的認同。社會多數人群認為這是“自作自受”，并且認為將繳納的稅作為他們的救助金是不合理的。

“我們目前對這類群體是嚴控，因為幫助他們會受到社會很大的非議。像他們有的雖然出獄后在勞動年齡范圍內，我們也聯系企業推薦就業，但是一方面目前政府的權力沒有以前那么大了，二是現在企業都是民企，自主權很大，他們不一定會愿意要這樣的人。人家生病的那種貧困的大家都看得到的，也都能理解。他們拿救助是合理的。但是吸毒的那種群眾就很難理解，也不同意幫助。”

——昆山市民政局社會救助工作人員

由此可見，對于牢釋和吸毒人員，即使他們能夠改過是非，即使自身的“個體資源”良好，但也很難與社會形成良好互動，獲得較高的“結構化水平”，因為他們的“結構規則”因子“拖了后腿”。由于社會的排斥，他們很難在社會上立足。由于社會輿論對政府政策的影響，他們在政府的政策規則中也處于不利的位置，容易被排斥在社會和政府甚至家庭之外，陷入貧困。

3.“個體意識”與貧困

本文在上述的量化分析中還存在有一個遺留問題，即個體意識是否會影響貧困？昆山的救助政策中規定，對于勞動年齡段內有勞動能力但尚未就業的低保對象，拒絕接受職業介紹并且未自行求職達6個月以上，或者連續3次拒絕接受公共結業服務機構提供職業介紹的，停發本人的低保金。這是在政策中為了促進就業，避免由于部分群體由于思想意識問題而產生的“救助依賴”。現實中確實存在這樣的一部分群體，由于自己的不幸遭遇深陷貧困，因而產生了悲天憫人的心態，對自己自暴自棄，不愿也不認為自己可以改變自己的命運，形成了“等、靠、要”的思想。還有一部分群體，認為低保政策的許多附帶的救助項目比較實惠，因而在自己的收入已經超過規定標準時，也并不愿退保，甚至主動放棄工作而為了獲得低保。

“許多困難群體都沒有勞動能力，社會貧富差距的現實讓他們產生了集體悲觀、壓抑的心理，甚至導致自暴自棄，單純依靠政府保障生活，缺乏積極參與社會、改善現狀的勇氣。還有就是許多的困難家庭接觸最多的就是社區的工作人員，他們能提供的最多也就是一些安撫或者政府的一些經濟上的援助。但有些困難家庭尤其是那些突發重病、重殘的，在面對這種重大的人生變故時，絕望、崩潰的情緒蜂擁而至，基本上是很難接受的。有的會出現抑郁、焦慮或者其他的精神疾病，有的甚至出現自殺。那么還有一些困難家庭害怕他人的憐憫和社會的歧視，在平常生活中總是試探性地和他人交往，覺得自己比別人要矮一截。”

——昆山益加公益服務社工作人員

可見，在貧困者中，除了一些思想上“等、靠、要”而主觀意愿上不愿改變，不愿脫離救助體系的人員，我們暫且稱為主動的個體意識匱乏者之外，還有一些群體，他們由于對自己境遇的失望，對未來的不確定甚至無望。這樣的情況不但直接影響到他們的行動，還影響到其結構規則等其他方面的結構化因子，如自己主動放棄社會參與或者社會融入，從而造成個體的“結構化水平”較低。正如有學者指出，城市貧困的大量貧困和返貧者，不僅僅是因為無助，也是因為無望[27]。這樣的群體我們可稱為被動的個體意識匱乏者。他們也不希望自己身處貧困境地，也不希望一直依靠貧困救助而成為他人眼中的“弱者”，但是現實摧毀了他們的心理防線，只能被動地接受這樣一種情況。因此不管是主動的個體意識匱乏還是被動的個體意識匱乏，在現實中個體自身的思想意識確實會產生影響。

本文在實地調查中了解到，蓬曦社區現年46歲的居民張某，因患有尿毒癥無勞動能力，妻子在社區打零工，有一個正在上大學的女兒。幾年前，張某被查出患有尿毒癥，需要長期進行血透治療來維持生命。期間，面對生活的重擔，妻子不斷鼓勵自己的女兒：“就是傾家蕩產也會為你父親治病。”張某在治療期間，一直保持積極樂觀的心態，同時經常組織病友一起活動，互相鼓勵。女兒因家中突發變故導致中考發揮失常。高中期間，父親鼓勵女兒，不要放棄，要堅強面對。這給了女兒很大的激勵，高考時，女兒考上了理想的大學，選報了醫藥專業，也是希望能夠通過自己所學來幫助家人，幫助更多這樣的群體。張某患病期間，社區工作者多次進行走訪慰問，關心病情，幫助申請了低保邊緣醫療救助。并互相加了微信，隨時保持聯系，鄰居也會在逢年過節自發地進行走訪關心。2017年1月，昆山市精準救助幫扶政策向張某發放了2 000元干股。所謂“自助者天助”。張某一家積極樂觀的態度，不但感染了自己的女兒，還感染了社區工作者和鄰居。

張某一家雖然因病在“個體資源”和“結構資源”上產生了損失，但是由于“個體意識”和“結構規則”的影響，給了他們“結構化水平”向上的拉力。而這一事例也補充了前文量化研究中的非預期性結果，即“個體意識”對貧困有負向影響力。

需要再次強調，“結構化水平”中的四個因子是相互關聯的，也就是說這四個因子共同作用才能形成個體與社會的良好互動，才能有較好的“結構化水平”。現實經驗也印證了這一點，貧困并非僅僅源自單一因子影響，而是多個因子共同作用的結果。但是會存在某一個或兩個因子是其主要影響因子的情況。

“人民對美好生活的向往就是我們的奮斗目標。”現代城市貧困作為貧困治理的新目標，有著許多新特點和新成因。歸納來說，城市貧困表現為一種相對貧困，其成因是個體無法與周圍的環境形成良好互動，個體的發展沒有跟得上城市發展的步伐，表現為個體的“結構化水平”較低。本文認為，結構化水平具體包括了“個體資源”“個體意識”“結構資源”和“結構規則”，它們合力影響著個體的“結構化水平”，從而影響貧困。只有正確理解城市貧困的本質和成因，才能在貧困治理上更有針對性。“小康路上一個都不能少”，習近平總書記的這句話就是我們城市貧困治理的出發點和歸宿，也是對新形式下貧困治理提出的更高要求。