家庭监护对儿童生活保障类型的影响：一项政策比较研究

王化起，吴 倩，赵 晶

（东南大学人文学院，江苏 南京， 210009）

一、从物质到能力：儿童反贫困政策的转向

独立的儿童生活保障政策意味着我国反贫困事业发展到了新阶段。传统的反贫困范式强调补充家庭收入不足，而新反贫困范式则着眼于发展能力或人力资本的培养。[1-2]当代学者认为，贫困的本质并不是物质匮乏，而是能力不足。明显缺乏某些最基本的能力不仅会威胁基本物质生活，减少社会参与，也会带来羞耻等消极心理感受。[3-6]我国最低生活保障制度(以下简称“低保”)就属于物质取向的传统反贫困范式。它面向城市收入不足的贫困家庭，为其补充基本生活所需收入。该制度后来进一步涵括了低保附加和低保边缘群体。前者指低保家庭有老人、儿童、残疾或重大疾病时，就按照低保标准的一定比例附加增额。例如，甲市在2004年和2008年的低保实施细则中就规定了低保标准的10%、20%、30%和低保边缘四类附加情况。①这种情况下，儿童生活保障附着于家庭低保，而且内容也局限于物质补充。

儿童基本生活保障项目(以下简称“儿基保”)则属于能力取向的新反贫困范式。2010年政府就直接面向孤儿群体制订了专门的生活救助政策。《国务院办公厅关于加强孤儿保障工作的意见》规定以救助金方式向机构养育和社会散居孤儿提供基本生存保障，同时还提供教育、医疗康复、就业帮扶等一系列促进儿童全面发展的救助和服务。[7]到2016年，儿基保的覆盖群体进一步扩大。国务院发布的《关于加强困境儿童保障工作的意见》进一步将事实孤儿、有家庭但无生活来源、家庭监护无力、突发性生活困难的儿童也纳入受保护范围中。[8]

儿基保与家庭保护、学校保护、社会保护和司法保护等诸多保护政策相互协同，共同构成我国儿童反贫困政策体系。在家庭保护方面，家庭监护困境成为重点干预目标。2013—2014年，民政部在一百个城市进行了困境儿童社会保护的试点。其在传统的对流浪乞讨等群体进行保护之外，还为监护缺失、监护侵害、事实孤儿等人员提供保护。2016年，国务院制定了农村留守儿童群体关爱保护的法规。在贫困救助之外，该政策规定了监护侵害、监护缺失和父母监护行为监护等方面的干预。基于该法规，民政部等执行部门设计了“合力监护制度”，希望以亲属朋友的委托监护、行政部门或村居委会的临时监护以及撤销监护人资格以防止监护侵害或遗弃等措施来弥补家庭监护不足。

儿基保目前尚处于建设初期，在政策决策和实施中面临着很多困难；通过与低保的对比，有助于进一步说明它的现行特点、实际效果、存在的问题以及未来改进的路径。低保是我国社会救助体系的主体项目。它不仅规定了居民获得经济救助的资格，也实际成为其他类型救助和保护的通用资格标准。[9-10]相比之下，儿基保不仅面向未成年人单独设定救助资格，更将家庭监护困境纳入干预目标，以帮助未成年人实现更好发展，由此体现了能力取向的现代反贫困工作的要旨。为此，本文将首先描述获得生活保障的儿童的家庭监护特征，初步比较两类项目在家庭监护方面的差异，然后进一步通过回归模型检验六类家庭监护因素对这两类保障项目的具体影响。

二、文献回顾与研究设计

(一) 低保制度建设难点

实施低保政策20年来，制度建设已较为完善，但在实施效果、获得资格和干预过程等方面依然存在一些难点。

一是低保是否造成福利依赖存在争议。已有研究综合定性和定量资料，分析发现低保并没有造成福利依赖。对于接受低保的家庭而言，低保的作用很关键，而且救助对象也存在较强的改善生活与再就业的意愿。[11]当然，依然需要警惕福利依赖的出现，并在政策层面加以避免。

二是对低保对象的识别出现了瞄准偏差。中央政府始终将家庭人均收入作为识别标准，具体可分为恩格尔系数法、基本生活费用支出法等。[10]2012年国务院《关于进一步加强和改进最低生活保障工作的意见》则进一步明确居民低保资格的认定主要根据户籍、家庭收入和家庭财产三个条件确定。[12]但政策的实际执行中则存在家庭收入核算不准确、基层宣传工作不到位、工作人员专业性有待提高、识别标准的把握不规范等问题。[13-15]同时有少数政策救助对象并不符合政策资格规定[13]。

三是低保的政策覆盖群体偏窄，没有容纳更多类型的贫困家庭。相对于收入型贫困，家庭因短期应急或教育、医疗康复等大项开支而陷入经济困难的支出型贫困也大量存在。[16]前者属于绝对贫困范畴，而后者则属于相对经济贫困。低保应当识别此类支出型贫困家庭并加以覆盖[17]。研究发现，城市地区实际影响家庭获得低保的因素为在读学生数量、教育开支水平、病残人数等因素[13]，而在农村地区实际影响因素则是教育或医疗等大项开支、60岁以上老人数量等因素。[17][11]因此对支出型贫困家庭的覆盖水平还应进一步提高[18]。

(二) 文献回顾

儿童生活保障研究着力于说明该类政策的效果及其影响因素。给儿童发放现金补助的干预策略确实具有显著的减贫效果。[19-20]但是，儿童及其家庭监护人的能力始终会影响政策干预的实际效果。例如，父母的收入或教育等方面的差异就会影响他们对政策的利用，从而使得同一政策在不同家庭中的效果也不一致。[21]中国孤弃儿童政策研究就关注家庭收养、寄养以及官办福利机构等安置措施的效果及其影响，对其替代监护效果的影响因素进行了分析。[22-24]而散居孤儿则由多由家庭亲属进行监护，特别是由爷爷奶奶等进行隔代监护，农村地区尤其如此。[25-26]

学者也注重分析儿童反贫困的政策过程。发达国家的经验说明，儿童福利政策过程始终嵌入在政策网中。政府自上而下的政策设计需要兼容其他利益相关者的诉求[27]。欧洲地区多国比较研究发现，儿童及家长参与政策决策的方式和程度对正式儿童福利制度的实施效果有影响[28]。在印度，加强儿童反贫困政策的统筹性、救助标准的提高和干预指标的完善都可推动儿童反贫困工作的前进。[29]而中美比较研究也证实，我国政府和社会组织的低政策组织程度降低了儿童虐待干预政策的效果。[30]

由此可知，现有反贫困政策容易出现对象识别偏差、群体覆盖狭窄，或政策效果存在负面效应等问题。其原因往往在于救助对象并非孤立原子，而是始终嵌入在家庭等社会环境之中。儿童自身不存在困境，但因所在家庭或社区问题而陷入困境的现象比比皆是。与专注于保障经济收入的低保相比，儿基保则更需要保障儿童发展，因此更需要明确家庭、社区或福利机构等方面的嵌入机制。这不仅对政策实践提出了挑战，也为学术研究带来很多困难。中国农村留守儿童研究发现，该群体是否会因为留守而发生心理健康或社会适应问题存在争议，关于问题发生机制的判断以及对应的干预主张也不尽相同。一些学者认为，家庭监护困境，如因父母外出务工所带来的监护缺失会对儿童心理或行为造成负面影响，因此主张从亲子关系、日常积极生活事件等方面开展保护。[31-32]同时也有学者认为儿童留守困境的根源在于城乡二元结构、资本逐利等宏观结构性因素，应去除留守儿童标签，多部门协同发挥政策的作用。[33-34]更有研究发现家庭监护困境并不必然导致儿童心理或行为问题，因此主张发挥儿童的抗逆力或韧性等能力，并在社区或学校层面提供儿童照顾服务、儿童生活技能训练等干预。[35-37]为此，本文聚焦于儿童的家庭环境，希望更深入地说明获得生活保障的儿童面临哪些家庭监护困境，并因此产生什么样的政策影响。

(三) 研究设计

过往研究已经注意到家庭需求或家庭参与能力等因素对儿童福利政策的影响，但对家庭内部成员之间的互动机制揭露不足，导致家庭内部寻找、获得和使用儿童福利项目的过程黑箱化。已有研究指出监护是家庭内部儿童发展福利供给的关键机制。因此本文希望进一步廓清家庭监护影响儿童福利项目类型的具体机制，以揭示家庭内部的具体福利政策过程及其重点难点。

具体而言，本文将比较低保和儿基保在家庭监护困境方面的差异，并以此为基础说明它对儿童生活保障类项目的具体影响。根据上述政策梳理可知，儿基保相比低保更多考虑家庭监护困境。这里的监护困境涵盖监护人构成、监护困境类型和困境程度三个因素。之所以选择这三个指标，是基于样本来源地甲市的儿童保护和救助经验。该市特别关注儿童监护人的现状，并着重分类儿童监护困境和区分监护困境的严重程度。最后形成四项研究假设。

H1：家庭监护人影响儿童生活保障的类型。与父母监护相比，隔代或亲属监护的儿童更可能获得生活保障，特别是儿基保。

H2：家庭监护类型影响儿童生活保障的类型。与次要监护困境或无监护困境相比，处于主要监护困境的儿童更可能获得生活保障。其中，儿童更多获得儿基保项目。

H3：监护困境等级影响儿童生活保障的类型监护。困境等级越严重，儿童就更可能获得生活保障。其中，儿童更多获得儿基保项目。

H4：家庭监护人构成、监护困境类型和等级存在交互效应，共同影响儿童生活保障项目类型。

三、数据来源、变量说明与分析模型

本文使用的数据来自东部沿海地区甲市J区民政部门于2018年6月15日—7月15日进行的困境儿童入户调查信息。该市低保和儿基保制度建设都处于全国前列，也是儿童社会保护试点城市之一。位于该市郊区的J区，长期以来社会经济发展水平相对较低，但2015年后成为重点开发地区，发展速度很快。此次调查覆盖该区直辖的7个街道的全部63个社区。基于全群抽样的方法，社区工作人员经过培训，使用统一制订的《未成年人困境评估表》 《未成年人保护对象评估意见书》，共采集了429个儿童的监护困境与生活保障数据，其中有效个案415例，无效个案14例，有效率为96.7%。

被解释变量为生活保障项目类型。原始数据经过初步整理，形成5个选项，即低保、低保边缘、孤儿保障、重病重残保障和无保障。对以上选项进行计算并重新编码，则形成低保、儿基保和无三个选项。其中，“低保”由原低保和低保边缘合并而成；“儿基保”由孤儿和重病重残合并而成；“无”就是原来的无保障选项，指儿童没有使用保障项目的情况。赋值分别为0=无，1=儿基保，2=低保。

第一个解释变量为家庭监护人构成。原始数据经过初步整理，形成为父亲、母亲、爷爷、奶奶、外公、外婆和其他亲属7个选项。对这些选项进行计算并重新编码，则形成父母监护、隔代监护和亲属监护三个选项。其中，父母监护由父亲和母亲选项合并而成，隔代监护则由爷爷、奶奶、外公、外婆选项合并而成，其他亲属则对应为亲属监护。再经过第二次编码、计算和第三次编码，这三个选项构成新变量“家庭监护人构成”，赋值为1=父母监护，2=隔代监护，3=亲属监护。

第二个解释变量为家庭监护困境类型。官方困境评估表整理数据显示，儿童困境类型包括流浪乞讨、留守流动、重病重残、监护缺失、监护无力、家庭暴力、特殊困难、孤儿共八类，加上新建选项“无困境”，共九类。但因为本样本不存在“流浪乞讨”和“留守流动”的情况，予以剔除。笔者进一步将特殊困难一类编码为“次要监护困境”。这是因为“特殊困难”指向难以归类的一些特殊家庭监护困境，而且往往与经济贫困相联系。按照甲市2016年出台的困境未成年人分类保障政策规定，它是指受侵害和虐待、部分涉案、单亲家庭、家庭生活困难因而留守、家庭贫困难以顺利成长等情况下的未成年人。同时，考虑到监护困境的原始分类类别太多，为避免样本量过小而出现统计检验结论错误，笔者通过第二次编码、计算和第三次编码，将剩余五类监护困境都归为“主要监护困境”。最后，笔者直接采用无困境选项，形成了“监护困境类型”的第三个选项。赋值为1=主要困境，2=次要困境，3=无困境。

第三个解释变量为家庭监护困境等级，它又具体分为贫困、监护缺失、监护不当和自身病残困境等级四个子变量。甲市官方困境评估表在评估儿童困境程度时设立三个等级，并以一级困境为最严重，二级为较严重，三级为轻微。鉴于有的儿童遭遇一种以上的困境，困境级别也不相同，而且三个级别过于粗放，每一级内部都可继续细分，因此笔者对困境等级进行重新编码，以替代先前级别划分。八类儿童困境按照贫困、监护缺失、监护不当和重病重残四个新类别进行重新分类并分级，以凸显家庭监护、经济贫困和自身病残等核心儿童发展困境。新设定的每一类困境都拣选了11—16个指涉其核心内涵的经验指标，除了病残赋值范围为1—4分，其他单个指标按严重程度也分三级，赋值1—3分。它们都是正向指标，赋值越高，困境程度越严重，而且每一类的指标都可进行加总。例如，贫困总分为20，监护缺失总分为24，监护不当总分为25。最后，对每一类困境都进行非等距的分级，划分六级。0分表示无此类困境，即0级；1—2分表示一级轻微，即1级；3—4分表示中度严重，即2级；5—6分表示较为严重，即3级；7—9分表示十分严重，即4级；10分及以上表示极为严重，即5级。

考虑到被解释变量是三个水平的无序多分类变量，本文采用多元logistic 回归模型来解释变量对生活保障项目类型的作用。任一生活保障项目的概率为P(y=生活保障项目类型)，以低保水平为参照，可建立两个回归方程，合写为其中，j包含两个水平，即无保障j=1，儿基保j=2；αjκ是函数的常数项；xκ为影响土地规模经营发生的六个解释变量；βjκ分别是两个水平上每个解释变量的回归系数。以上变量的界定、赋值和基本参数见表1。

表1 儿童生活保障及其影响因素的描述

四、研究发现

(一) 描述统计

本次共调查的有效样本中，男性209人，女性206人，性别比例几乎相等。而年龄分布也是均衡的：1—19岁的每个年龄至少1人，比例范围在0.2%—10.4%之间，13—16岁儿童人数最多。就居住地而言，样本数最多街道占全体的38.9%，样本数其次的街道占全体的16.1%。最后，已入学儿童在各个教育阶段都有分布，尤其以初中以上和初中二年级最多。值得注意的是，14.8%的儿童应入学但未就学。

就“生活保障类型”进行统计发现，低保项目人数最多，无保障的儿童其次，儿基保人数最少。整个样本的有效样本数为332人，缺失97人。其中，低保人数184人，儿基保人数52人。三者的有效百分比分别为55.4%、28.9%和15.7%。

就“监护人构成”进行统计发现，样本中大多数儿童都是父亲或母亲监护。整个样本的有效样本377人，缺失52人。其中，父母监护者为288人，有效百分比为76.4%。而隔代监护者为77人，有效百分比为20.4%。其他亲属监护者人数最少，为12人，占比为3.2%。

针对困境类型的描述统计发现，主要监护困境人数比次要监护困境人数还少。这一点出乎笔者意料。整个样本的有效样本为352人，缺失77人。主要监护困境有效百分比为46.3%，人数为186人。次要监护困境有效百分比为46.9%，人数达到188人。在前者的范畴之中，重病重残人数最多，达到93人。其次是监护缺失52人，再次是监护无力33人。另有孤儿7人，家庭暴力2人。

就家庭监护困境级别而言，397个有效样本中，有354名儿童都在不同程度上处于贫困之中，共计达89.2%，其中达到中度和比较严重贫困的儿童比例之和为63.2%。相对而言，遭遇监护缺失的儿童为总体的72%，另有34%的儿童遭遇监护不当困境，28.2%的儿童遭遇重病重残困境。

六个解释变量与生活保障政策可以进一步通过交叉表过程进行描述，得到结果如表2所示。一类解释变量所对应的儿童生活保障类型出现明显差异。究其原因，一是在监护困境类型方面，获得低保者集中于次要困境，而获得儿基保者则集中于主要困境；二是在贫困困境等级方面，获得低保者集中于中等贫困及以上水平，而获得儿基保者的分布同样较为分散；三是在监护缺失困境等级方面，获得低保者集中于无缺失或轻微缺失，而获得儿基保者的分布同样较为分散；四是在儿童自身困境等级方面，获得低保者集中于无困境，但获得儿基保者的分布则较为分散。另一类解释变量所对应的儿童生活保障类型则没有明显差异。无论在监护人构成还是监护失当困境等级方面，使用低保或儿基保的儿童比例分布都较相似，不存在明显不同。

(二) 回归分析

本文采用SPSS for mac 23 软件进行回归分析。回归模型的操作要点如下。一是在因子与协变量设置方面，将六个变量全部作为因子纳入分析，而不设置协变量。为了集中论证家庭监护变量的影响，儿童的年龄、性别和教育年限等个人基本信息都没有进入分析。这六个因子的水平各自以最高水平即最后一个类别为参照。各水平的参数估计见表3。二是为了筛选方程中的自变量，笔者选择设定/步进模式，以向前步进法筛选因子，得到表4。除这两个表，另有一些统计结果基于篇幅限制并未列出。

表2 儿童生活保障类型与其解释变量的百分比交互表

表3 生活保障类型多分类logistic分析的参数估计

表4 生活保障类型多分类logistic分析的模型拟合信息

未列出的模型拟合信息表显示，带有六个因子的模型的-2对数似然比检验的显著性为P=0.000＜0.001，说明该模型的拟合优度好于只包含常数项的模型。进一步对该模型进行似然比检验可以发现，家庭监护人构成和自身监护失当等级的作用并不显著，其他四个因子的作用统计显著，如表4所示。这说明关于家庭监护人对生活保障项目存在影响的假设H1并不成立。

表3的参数估计显示，“无保障”与低保对比时，在监护困境类型、贫困等级和监护缺失等级的七个水平具有显著影响。存在家庭监护困境时，无论是主要还是次要类型，儿童都更可能获得低保而不是“无保障”。自变量每增加一个单位，主要与次要困境水平的无保障与低保的优势比比值分别是改变之前的0.131倍和0.152倍。其对数值分别平均减少2.03和1.881。这说明，与得不到生活保障相比，家庭监护困境一旦发生，儿童都更可能被纳入到低保中。值得注意的是，无论是从优势比比值还是从自然对数来看，次要困境相比较主要困境的结果都改善了。这说明，越是处于次要监护困境，儿童就越可能得到低保。这与该变量的界定即以儿童因家庭而陷入经济贫困为主要内涵是一致的。所以，假设H2部分成立，但其中关于主要监护困境更可能得到保障的判断不成立。

在儿童贫困等级方面，贫困程度越低，则儿童就越可能得到“无保障”而不是低保。当儿童处于无贫困的水平时，“无保障”的偏回归系数为正。自变量每增加一个单位，无保障与低保的优势比比值是改变之前的37.475倍，其对数值平均增加3.624。因此，没有经济贫困的监护困境儿童更可能得到“无保障”而不是低保附加或低保边缘等生活保障；到了轻微贫困等级时，则可得到类似的发现。自变量每增加一个单位，无保障与低保的优势比比值是改变之前的7.042倍，其对数值平均增加1.952。这也说明，轻微经济贫困的监护困境儿童也倾向于得不到生活保障。值得注意的是，轻微贫困水平与无贫困相比，无保障与低保的优势比比值倍数在缩小。这意味着该处境下儿童得不到保障的可能性在降低。换言之，随着贫困程度提高，儿童得到低保的可能性在相对增加。所以，假设H3关于贫困困境程度越严重则越可能得到生活保障的判断成立。

在儿童监护缺失等级方面，监护缺失程度越低，则儿童就越不可能得到低保。当儿童处于无监护缺失水平时，“无保障”的偏回归系数为正。自变量每增加一个单位，无保障与低保的优势比比值的对数值平均增加16.569。因此，没有监护缺失的困境儿童更可能得到“无保障”而不是低保。到了轻微监护缺失或中等严重的监护缺失水平时，则得到类似的发现。自变量每增加一个单位，无保障与低保的优势比比值的对数值平均增加16.746和18.461。这都说明，轻微和较严重的监护缺失困境儿童也倾向于得不到生活保障。值得注意的是，较严重的监护缺失水平与前两者相比，无保障与低保的优势比比值倍数在缩小。这意味着该处境下儿童得不到保障的可能性在降低。换言之，随着监护缺失的严重性增加，儿童得到低保的可能性在相对增加。所以，假设H3关于监护缺失困境程度越严重则越可能得到生活保障的判断成立。

同时，将儿基保与低保对比时，贫困和儿童自身病残困境的四个水平具有显著影响。在贫困等级方面，贫困程度越低，就越可能得到儿基保而不是低保。当儿童处于无贫困状态时，儿基保的偏回归系数为正。自变量每增加一个单位，儿基保与低保的优势比比值是改变之前的36.151倍，其对数值平均增加3.588。因此，没有经济贫困的监护困境儿童更可能得到儿基保而不是低保。轻微贫困水平也可以证实这个观点。自变量每增加一个单位，儿基保与低保的优势比比值是改变之前的17.795倍，其对数值平均增加2.879。这也说明，轻微经济贫困的监护困境儿童更可能得到儿基保的救助。值得注意的是，从无贫困到轻微贫困，随着贫困水平的提高，儿基保与低保的优势比比值及其自然对数都在减少。这意味着儿童获得儿基保的可能性在相对降低。因此，假设H3关于贫困困境等级越高则越可能得到儿基保的判断不成立。

在自身困境方面，病残程度越低，儿童越可能获得低保而不是儿基保。当儿童处于无自身困境的水平时，自变量每增加一个单位，儿基保与低保的优势比比值是改变之前的0.11倍，其对数值平均减少4.552。因此，当儿童病残程度非常低时，儿童更多会被纳入到低保中。轻微水平的自身困境状况也说明了这一点。自变量每增加一个单位，儿基保相对于低保的优势比是改变之前的0.53倍，其对数值平均减少2.930。这说明，轻微的病残也会导致儿童更可能获得低保而不是儿基保。值得注意的是，无论从对数值还是优势比比值来看，随着病残程度的加重，儿基保与低保的优势比及其自然对数都在减少。这意味着儿童获得儿基保的可能性在相对增加。因此，假设H3关于儿童自身困境等级越高则越可能得到儿基保的判断成立。

上述模型的拟合效果较好，预测效果较佳。拟合优度检验表显示，无论皮尔逊卡方(P=0.717)还是偏差卡方(P=0.995)都在0.05的水平上不显著，因此带有自变量筛选的定制模型与全因子模型之间并无显著差异。虽然此分析样本中存在246个频率为零的单元格(59.9%)导致这两项拟合优度检验的有效性并不确定，但其他检验工具则说明简约模型已达到较理想的拟合效果。Cox-Snell、Nagelkerke和McFadden的伪决定系数分别为0.551、0.643、0.413，数值较接近于1，说明该定制模型的拟合效果较好。另外，模型预测分类结果也证明了这一点。结果显示，定制模型在儿童获得儿基保方面的预测准确率达到72.7%，在儿童获得低保方面的预测正确率达到84.5%，而针对所有选项的总体预测准确率达到75.1%。总而言之，关于因子之间存在交互作用的假设H4并不成立。

另外，上述模型无法对“无保障”与儿基保两个选项进行比较，不能充分说明家庭监护等因素对儿基保的影响。为此，本研究重新以“无保障”或“儿基保”为参照设定多元logistic模型，分别得到了logit(儿基保/无保障)和logit(无保障/儿基保)模型。限于篇幅，相关结果不再一一列出。结果发现，新方程的似然比检验、拟合优度检验、模型预测分类结果都与参照低保的两个logit方程的对应指标完全一致，只是因子各个水平的回归系数不同。在logit(儿基保/无保障)模型中，包括家庭监护困境类型在内，所有因子的各个水平都不显著。在logit(无保障/儿基保)模型中，仅有监护缺失=0、1、2这三个水平统计显著，且偏回归系数均为正。家庭监护困境类型因子各个水平也不显著。总之，以上所有多元logistic模型都说明家庭监护类型对儿基保并无显著影响。所以假设H2关于主要监护困境更可能获得儿基保的判断不成立。

五、结论与建议

基于甲市J区七个街道的困境儿童样本，本文以多个回归模型验证了家庭监护对儿童生活保障类型的影响，比较了儿基保与低保的政策异同。一是两类政策不存在类型差异的家庭监护困境情况。家庭监护人的各个水平对儿童生活保障政策类型没有显著影响。监护失当困境程度的影响也是类似。二是两类政策无法进行比较的家庭监护困境情况。家庭监护困境一旦存在，不论属于主要类型还是次要类型，都会让儿童更多获得低保，但它也对儿基保项目没有影响。同时，监护缺失困境对生活保障政策的影响类似。监护缺失程度越高，儿童就越可能得到低保，但它也对儿基保项目没有影响。只是家庭监护缺失难以识别，儿童即便遭遇中等严重的缺失困境也依然不容易获得低保。三是低保与儿基保可以直接进行比较的家庭监护困境情况。经济贫困不仅是次要家庭监护困境范畴的核心，其严重水平的区分也会对生活保障政策产生显著影响。贫困程度越低，儿童就越不容易获得生活保障。即便得到生活保障，也更可能得到儿基保而不是低保的救助。而儿童自身病残等级也对其具有显著影响。儿童病残程度越低，越不容易获得儿基保。随着病残困境严重程度的增加，儿童就更可能获得儿基保而不是低保。

上述发现有助于减少与家庭监护困境干预相关的一些迷思，并推动儿童反贫困政策的发展。一方面，解决经济贫困依然是当代儿童反贫困工作的关键。这意味着低保和儿基保都应继续完善。很多学者乃至一线的儿童保护工作者都有一个模糊的共识，即随着我国社会经济的快速发展，特别是近几年以消除绝对贫困为目标的反贫困工作的加强，政策重点应从消除儿童及其家庭的绝对物质匮乏转向家庭监护困境等相对贫困，在东部沿海城市地区尤其应该如此。这也得到了能力取向的反贫困理论以及发达工业国家反贫困工作的经验的印证。本文并不是要否定上述理论和经验，而是要说明两者并行不悖。如阿玛蒂亚·森强调的那样，最低必要能力与最低物质生活水平是内在一致的，它们始终都应是反贫困工作的绝对标准。[3-4]另一方面，家庭监护困境的识别与发现是生活保障政策过程的难点。其根本原因在于监护缺失和监护失当本身就属于较难识别的社会问题。近些年事实孤儿的识别和保障取得了很大进展，但其他类型的监护缺失以及家庭伤害和疏忽等失当行为，则依然很难识别。为此，学界应进一步深化相关问题的研究，并将学术研究与政策干预有效结合起来。例如，监护人构成类型实际并没有被纳入到政策过程中。农村留守儿童研究已说明隔代或亲属监护等替代性家庭监护的积极作用，[33-34]但这在城市儿童反贫困工作中并没有得到贯彻。这可能是与反贫困工作的城乡二元结构有关。建议城市儿童反贫困工作重视这一因素，并落实到高风险儿童群体的预防监控等环节。

本研究在样本规模和指标设定方面还存在不足，需要进一步改进。一是样本规模偏小，需要扩大。甲市一个区的数据有限，而解释变量较多，限制了分析方法的使用，也妨碍了分析结果的有效性。将来可以寻找其他城市或地区的数据，以扩大样本规模并进行区域间比较，增加样本结论的普遍性。二是监护困境等级的四个因子在海森矩阵计算中出现了奇异值，说明应当对其加以排除或合并。在将来的研究里，这些都有待进一步提升。

注释①甲市《城乡居民最低生活保障条例实施细则》(甲政办发[2004]159号、甲政发[2008]54号)，见“北大法律信息网”http://www.pkulaw.cn，查阅时间2019年10—11月。