對貧困決定因素的性別比較研究*
——基于2014年中國家庭追蹤調查城鄉非農業人口的實證分析

肖 萌 丁 華 李飛躍

(1.天津師范大學 應用社會學系，天津 300387；2.北京大學 中國社會科學調查中心，北京 100871；3.南開大學 國際經濟貿易系，天津 300071)

女性貧困問題在中國由來已久。全國婦聯連續三期的中國婦女社會地位調查顯示，2000年中國城鎮低收入的女性比例已高出男性19.3個百分點，2010年該比例進一步增至19.6%。女性與男性在從業率上的差距亦從1990年的13.9%增至2000年的17.8%，并在2010年擴大到19.7%[1]=[2]。中國社會經濟的發展雖然對女性絕對收入的增長發揮了積極作用，但女性相對于男性所面臨的貧困、失業等風險則在持續增大。而就中國現有的女性貧困研究來看，其大多停留在定性與理論論述層面，在少量的定量研究中則存在著性別比較視角缺失、貧困概念體系單一等問題。這些研究局限造成國內學界對中國女性貧困程度與成因認知的模糊，進而影響了具有性別意識的反貧困戰略的發展。為此，本研究旨在以定量方法為基礎，在更多元的貧困概念體系下構筑性別比較分析框架，探究女性貧困的獨特因素及更為精準的女性貧困治理機制。

一、文獻回顧

西方學界對女性貧困的研究大致可以分為個體、家庭、勞動力市場、性別觀念幾種基本視角。個體視域下的女性貧困研究主要關注個人的人力資本稟賦對女性貧困風險的影響。無論女性相比于男性較低的受教育水平，是源于父代對子代男孩教育投資的偏好，還是夫妻對家庭產出最大化理性計算后的投資決策結果[注]該理論認為家庭中兩性不同的勞動分工，是兩性對各自投資的成本收益進行權衡比較后，而進行的理性家庭投資組合決策。出于收益最大化的理性原則，男性選擇對個人職業發展有益的人力資本進行更多投資，而女性則優先考慮在家庭/家務活動中進行投入(Blau，F.,et al.,The Economics of Women,Men and Work,New Jersey:Pearson Prentice Hall,2006;Ehrenberg,R.and Smith,R.,Modern Labor Economics:Theory and Public Policy,Person Addison Wesley,2006)。[3]=[4]，女性在人力資本投入(包括教育、職業培訓和專業經驗)方面相對不足的現實都造成其在勞動力市場競爭中的弱勢地位，使其面臨更高的貧困風險[5]。庫馬爾(Abhishek Kumar)認為，受教育水平除了通過就業直接影響貧困，還會通過子女數量和衛生保健而間接作用于貧困[6]。

婚姻家庭視角強調不同婚姻家庭類型中的女性角色地位以及女性在家庭生命周期中的生存狀態對女性貧困的影響。關于婚姻對女性貧困的影響研究可以追溯到20世紀70年代，在美國離婚率不斷上升、婚外生育增多、女戶主家庭大量涌現的社會背景下，皮爾斯(Pearce D.)最早提出了“貧困女性化”概念[7]。此后大量研究都表明，女戶主家庭中的女性由于需要同時扮演養家者和家務勞動提供者的雙重角色，常常難以獲取家庭正常生活所需的經濟資源，從而面臨較高的貧困風險[8]。子女出生及撫育這一重要的家庭生命周期過程，也是家庭視域下的女性貧困研究要點。塞恩斯伯里(Sainsbury,D.)的研究顯示，未成年人的人口數量會對女性的貧困產生顯著的影響作用[9]。斯蒂文(Steven Pressman)發現，對于單親母親而言，其子女數量越多、子女年齡越小，其從事短期、兼職性質的工作的可能性就越大[10]。

勞動力市場視角關注女性的勞動力市場參與水平和參與形式對其貧困程度的影響。伴隨經濟的發展，女性的勞動參與意愿與勞動參與率與先前相比已有了很大的提高，但相對于男性來講，女性的勞動參與率依然處于相對較低的水平[11]。芬諾夫(Finnoff，K.)認為，發展中國家的女性就業者集中于非正規部門就業，這是女性容易陷入貧困最主要和最直接的原因[12]。霍瑞斯等(Horrace,W.C.& Oaxaca,R.L.)基于對東南亞地區勞動力市場的觀察發現，即便女性可以進入正規就業領域，女性的工資收入也要顯著低于男性[13]。

性別觀念視角強調文化、行為規范等因素對女性貧困的獨立影響作用。巴斯圖斯等(Bastos A.,Casaca S.F.,Nunes F.,et al.)研究者認為，不應將女性承擔更多家庭無償勞動等家庭內部不平等的性別分工單純歸因于前述個體視角中提及的“家庭理性投資策略”，也不能將工作場域中所存在的職業隔離與性別工資差距簡單歸咎于女性受教育水平不足[14]。諸多研究顯示，在控制教育水平變量的情況下，女性的失業風險和非正規就業可能還是顯著高于男性[15]，正說明了傳統的社會性別角色觀念及性別歧視仍滲透于工作場域，限制著女性在勞動力市場中的平等參與[16]。此外，還有不少研究者提出，一個社會經濟平等性的總體增進，并不能確保性別平等的同步提升[17]=[18]。正如貝司麥克等(Bussemaker,J.,Kersbergen,K.V.)的研究所示，很多西方福利國家雖已有效降低了總貧困率，取得了國家內部的經濟平等，但依然維持著傳統的男性養家者的性別角色和低婦女勞動力市場參與率[19]，表明女性貧困及貧困女性化問題的產生，有著不同于男性貧困的復雜獨特的文化影響機制[20]。

對于中國女性貧困問題的發生機制，國內學界大多是基于定性研究方法展開討論，既有結論主要包括以下幾方面：人力資本不足是女性貧困的主因[21]；婦科病及性傳播疾病的增多加大了女性健康貧困的風險[22]=[23]=[24]；單親家庭救助制度缺位是離婚婦女貧困的重要原因[25]=[26]；性別歧視及勞動力市場權益缺失增加了婦女的失業貧困風險[27]=[28]，性別平等意識與發展意識不足增大了女性脫貧的難度[29]=[30]=[31]=[32]。此外，還有少部分研究者運用定量方法對女性貧困的決定因素進行了分析。如王增文[33]、張曉穎[34]對老年女性和流動婦女貧困成因的分析，及陳銀娥[35]對女性總體的貧困影響因素的討論。

總體來看，關于中國女性貧困的研究還主要局限于定性研究層面，而既有的定量研究則仍存在兩方面的研究不足：首先，現有研究對貧困的測量單一沿用主流貧困測量方法，即以貧困線或最低生活保障線為標準，以“家庭”或“戶”為收入測量單位，將所有家庭人均收入低于貧困線或低保線的人口，不論其性別、年齡、個人可支配收入數量，都統一確定為貧困人口。這種以家戶為單位的貧困測量方法具有一定局限性，其假定家庭收入是在家庭成員間平均分配的，從而忽視了家庭內部資源分配的差異。事實上，大量西方研究發現，一個根據家庭人均收入測量方法被定義為非貧困的家庭，其中的某些家庭成員特別是婦女和兒童，仍有可能面臨嚴重的貧困問題[36]=[37]=[38]。中國亦有類似的實證研究發現，即家庭內部基本生活資源的消費存在性別等級之分，且表現為女性弱勢[39]。其次，既有研究雖然在理論層面上都認同女性貧困問題的特殊性，但是在實證研究設計中，均只對女性的貧困成因進行獨立分析，未能將男性同時納入分析框架。這種研究設計雖然可以展現女性貧困的決定因素，但是無法清晰地揭示男女兩性貧困發生機制的差異性及其背后的深層原因，由此給出的反貧困政策建議亦難以準確映射“社會性別意識”。

基于上述研究不足，本文嘗試從兩方面推進中國的女性貧困研究。首先，在貧困的測度上，除了遵循以家庭為單位的傳統貧困測量手段——以家庭人均收入低于貧困線為內涵的貧困測量法之外，本研究還將以個人可支配收入低于貧困線為標準，對個體的收入狀況進行測量，從而更清晰地揭示個人從勞動力市場中獲得基本生存資源的獨立能力。我們認為，對于擁有勞動力市場參與意愿(本研究不納入自愿失業樣本)但缺乏就業機會，或就業參與水平較低乃至難以從市場中獲得高于貧困標準的物質資料的個人而言，即便其有可能獲得家庭成員的收入支持，使其家庭的人均收入高于貧困線，其個人仍面臨著發展機會的匱乏和市場參與權利的貧困。其次，無論是在以家庭為單位還是以個體為單位的貧困回歸模型中，我們都將把男性和女性同時納入分析樣本，從而對男女兩性陷入貧困的影響機制的差異、原因和對策進行深入的對比研究分析。

二、數據與方法

(一)數據來源

本研究所使用的數據主要來自于北京大學中國社會科學調查中心執行的2014年中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies，CFPS)。為提高抽樣的代表性，CFPS 采用了多階段、內隱分層和與人口規模成比例的系統概率抽樣設計。其調查對象是中國(除香港、澳門、臺灣以及西藏自治區、青海省)29個省、市、自治區的家庭戶以及樣本家庭戶的所有家庭成員。該調查旨在通過對來自全國代表性的樣本村居、家庭、家庭成員的跟蹤調查，以反映中國的經濟發展和社會變遷狀況。其調查方法嚴謹，覆蓋面廣，代表性強，數據質量較有保障[40]。CFPS2014原始數據庫由村居、家庭成員、家庭、成人和少兒5個數據集組成，我們在家庭數據集中提取了家庭收入信息，在家庭成員數據集中提取生成了“未成年子女數量”的信息，在成人數據集中提取了戶主的人口特征、就業、婚姻、性別觀念等個人信息。在此基礎上，根據個人編碼將三部分數據匹配為一個總的數據集。

考慮到CFPS2014關于個人勞動收入的調查只涉及非農業人口及本文將勞動力市場參與情況作為核心變量的研究需要，我們刪除了農業人口與非農業人口中的喪失勞動能力者樣本，共獲取到5917個有勞動能力的非農人口樣本(男，16-60歲；女，16-55歲)。以上樣本中，就業者和失業者樣本量分別為4584和1258。在失業者樣本中，對于“沒有工作的原因”問題,51個樣本的選擇是“不需要工作/不想工作”，即屬于所謂的“自愿失業”。雖然“自愿失業者”的樣本量并不是很大，但考慮到影響其市場參與和勞動收入不足的機制具有一定的獨特性，譬如能夠獲得勞動力市場以外的收入支持，抑或是受特定價值觀念的影響而主動選擇退出勞動力市場，這有別于我們所想要研究的有意愿參與市場就業，但缺乏參與機會或能力而陷入個體收入不足的情況。我們據此刪除了“自愿失業者”樣本，將剩余的由在業者和非自愿失業者構成的5866個樣本納入貧困成因回歸分析(見表1)。

表1 調查樣本基本情況

(二)變量

1.因變量

根據本文的研究需要，我們設置了以下兩個因變量：其一是被調查者的家庭人均收入是否低于當地低保線的“家庭貧困”變量，其二是被調查者個人的可支配收入是否低于當地低保線的“個體收入匱乏”變量[注]低保標準數據來自于2014年中國民政統計年鑒。。前者是在考慮家庭成員互濟功能的基礎上，對家庭中的個人是否貧困的判斷;后者則是將個人作為勞動力市場中的獨立個體，是對個人是否具有從市場中獲得基本生存資源的獨立能力的考量。

2.自變量

(1)人口學因素：戶主年齡為連續型數值變量；戶主性別為二元虛擬變量，男性為1，女性為0；戶主教育水平處理為五分類變量，分別為文盲、小學、初中、高中/中專、大專及以上；戶主健康狀況分為較差、一般、較好三類。

(2)勞動力市場參與情況：戶主就業處理為三分類變量，分別為失業/無業、非正規就業及正規就業。

(3)婚姻家庭情況：戶主婚姻狀況處理為四分類變量，分別為在婚、未婚/同居、離婚、喪偶；子女情況處理為二分類變量，分別是有未成年子女和無未成年子女。非在業人口比重為家庭中無就業活動人口與家庭總人口之比。

(4)性別觀念：將“男人應以事業為主，女人應以家庭為主”“女人干得好不如嫁得好”及“男女應平等分擔家務”三種觀念，分別定義為“性別角色”變量、“婚嫁觀念”變量和“家務分擔”變量。變量取值1-5分別代表非常不同意、比較不同意、一般同意、比較同意、非常同意。

三、研究結果

(一)“家庭貧困”影響因素的全樣本分析

表2所顯示的是，基于全部樣本得出的家庭貧困影響因素的回歸分析結果。在具體模型設置中，我們設計了4個嵌套模型。模型1顯示的是基本人口特征對家庭貧困的影響；模型2在控制了人口特征因素后，考察性別觀念對家庭貧困風險的影響作用；模型3探討了在控制人口特征和性別觀念后，勞動力市場參與情況對家庭貧困可能性的影響；模型4綜合考察了人口特征、就業、婚姻家庭及性別觀念對家庭貧困的影響作用。

研究發現：(1)就人口學特征因素來看，健康狀況和教育水平對家庭貧困發生著顯著且穩健的影響。在各模型中，健康較差都顯著增加著家庭貧困的可能性；教育水平對家庭貧困發揮了顯著的負向影響，隨著受教育程度的提高，家庭貧困的概率越來越小。年齡的提高會顯著增加家庭貧困的風險(模型4)。(2)就勞動力市場參與情況的影響而言，相較于正規就業者，非正規就業者和失業者家庭貧困的風險在各模型中都顯著增加。(3)婚姻狀況對家庭貧困發揮著顯著作用。與在婚的戶主相比，未婚/同居、離婚、喪偶的戶主家庭貧困的可能性都顯著提高。(4)性別觀念變量無顯著性影響。

(二)“家庭貧困”影響因素的性別比較分析

考慮到男戶主和女戶主陷入家庭貧困的影響因素有可能不同，我們根據性別對調查對象進行了分組(見表3)?；貧w結果顯示，基本人口特征因素對男戶主家庭貧困的影響總體強于對女戶主家庭貧困的影響。具體來看，如模型6和模型8所示，健康較差女戶主家庭貧困的可能性是健康較好女戶主的1.742倍，而健康較差男戶主家庭貧困的可能性則是健康較好男戶主的2.999倍。學歷為高中、初中、小學、文盲的男戶主家庭貧困的可能性分別是大專及以上學歷的男戶主的3.302倍、3.709倍、4.319倍和7.119倍。學歷為高中、初中、小學、文盲的女戶主家庭貧困的可能性則分別是大專及以上學歷的女戶主的1.918倍、2.220倍、2.757倍和3.855倍。可以發現，在各教育層次上，教育對男戶主的影響都明顯強于女戶主，且統計上的顯著性影響主要發生于男性組。

在勞動力市場參與情況影響因素中，就業狀況對男戶主家庭貧困的影響作用亦要強于女戶主。對于男戶主而言，失業者家庭貧困的可能性是正規就業者的3.250倍(模型6)。而對于女戶主來講，失業者家庭貧困的可能性是正規就業者的2.580倍(模型8) 。

就婚姻家庭影響因素來看，婚姻對女戶主家庭貧困產生了更強和更顯著的影響作用。對于女戶主來說，未婚/同居、離婚、喪偶者家庭貧困的可能性分別是已婚者的3.044倍、2.123倍和2.828倍。而就男戶主來看，離婚家庭貧困的可能性是已婚者的1.507倍,未婚和喪偶對男戶主家庭貧困無顯著影響。

表2 “家庭貧困”影響因素的二元Logistic回歸結果[Exp(B)值]

注：*P<0.05,** P<0.01,*** P<0.001。

表3 “家庭貧困”影響因素的性別比較分析[Exp(B)值]

注：*P<0.05,** P<0.01,*** P<0.001。

(三)“個體收入匱乏”的影響因素及其性別比較分析

表4反映的是“個體收入匱乏”，即個人可支配收入低于低保線的影響因素。模型9和模型10是基于樣本總體的分析，模型11和模型12是對男性樣本的分析、模型13和模型14是對女性樣本的分析?？紤]到性別觀念有可能通過就業這一特殊的中介變量影響收入，在對各組人群的分析中我們都分別建模，在控制性別觀念的基礎上再納入就業變量，以更清晰地揭示性別觀念是否會通過就業影響個體收入。結果顯示，對于樣本總體來說，性別為女性、年齡增高、學歷較低、健康較差及就業層次降低都會對個體收入不足產生顯著的正向影響。就性別觀念的影響來看，性別角色變量在模型9中對個體收入匱乏產生了顯著影響，但在模型10中則不再顯著，說明該變量確實會通過就業的中介效應間接影響收入?；橐黾彝ヒ蛩貙€體收入匱乏無顯著性影響[注]研究采用聯立方程的方法，檢測了個體收入和婚姻間有可能存在的內生性問題，即個體收入和婚姻之間是否發生著互為因果的關系。具體構建的方程為“lowincome=α0+α1marriage+α2χi+μi(1)”,“marriage=β0+β1lowincome+β2χk+μk(2)”。收入方程為公式(1)，其中marriage表示是否已婚，χi是影個體收入不足的其它控制變量，μi是隨機誤差項；婚姻方程為公式(2)，其中lowincome表示收入不足，χk表示其它影響婚姻的控制變量，μk為隨機誤差項。具體檢驗步驟如下：首先，作marriage對lowincome的logit回歸，得到marriage的估計值marriage_hat和殘差值u′。其次，作lowincome對marriage_hat和u′的logit回歸，并對u′的系數作t檢驗。檢驗結果顯示u′不顯著，表明個體收入和婚姻間不存在內生性問題。。

表4 “個體收入匱乏”影響因素的性別比較分析[Exp(B)值]

注：*P<0.05,** P<0.01,*** P<0.001。

就男性組別而言：(1)在人口特征因素中，年齡因素和健康因素具有顯著影響。健康較差男性面臨個體收入匱乏的可能性是健康較好男性的2.023倍(模型12)。(2)婚姻家庭狀況和性別觀念無顯著影響。(3)就業狀況對男性具有顯著的影響作用。失業/無業的男性個人收入不足的可能性是擁有正式工作的男性的63.88倍。

就女性組別而言：(1)在人口特征因素中，年齡、健康和教育水平因素具有顯著性影響。高中、初中、小學、文盲學歷的女性面臨個體收入匱乏的可能性分別是大專及以上學歷女性的2.606倍、2.813倍、2.617倍和3.402倍。健康較差女性面臨個體收入匱乏的可能性是健康較好女性的2.282倍(模型14)。(2)就性別觀念的影響來看，性別角色變量在模型13中對個體收入匱乏產生了顯著正向影響，即女性對“男人應以事業為主，女人應以家庭為主”的觀念越為支持，其面臨個體收入匱乏的風險越高。家務分擔變量對個體收入匱乏產生顯著負向影響，即女性越支持“男人應該平等分擔家務”的觀點，其陷入個體收入匱乏的概率越小。在模型14中，性別角色和家務分擔變量都不再顯著，說明上述性別觀念對個體收入匱乏的顯著影響是由就業的中介效應造成的，即女性對傳統性別角色和家務分擔模式的認同度的增高，會導致其勞動力市場參與水平的下降，進而增加個體收入匱乏的概率?；橐黾彝顩r對女性無顯著影響作用。(3)就業對于女性具有顯著的影響作用，非正規就業女性和失業女性個體收入不足的可能性，分別是正規就業女性的3.272倍和176.7倍。

四、結論與啟示

第一，在不同的貧困測量體系下，我們所觀察到的貧困決定因素有所差別。對比模型4和模型10可以發現，“家庭貧困”和“個體收入匱乏”既受相同因素也受不同因素的影響。相同因素包括一系列的基本人口特征和勞動力市場參與情況變量，表現為戶主越年輕、健康狀況越好、受教育水平和就業層次越高，無論其所在家庭還是其個人都會面臨更低的貧困風險。

對“家庭貧困”和“個體收入匱乏”產生顯著不同影響的則是婚姻變量。與在婚戶主相比，未婚、離婚、喪偶戶主個人收入低于貧困線的風險未顯著增加，但是其家庭貧困的可能性會顯著升高。這意味著，對于中國有勞動能力的城鄉非農業人口而言，非婚模式雖不會對個人基本的勞動力市場資源獲取能力產生消極影響，但如果將觀察單位從個人拓展至家庭，非婚模式在家庭成員互濟功能方面的缺陷及其對家庭經濟的負面影響便展現出來。譬如，單親家庭的父/母親與完整家庭的父/母親雖然在個人收入上并無顯著差異，但由于單親家庭父/母親缺乏配偶收入支持而需要獨自負擔育兒支出，家庭人均收入不足的風險性便會顯著提高。

第二，在不同的貧困測量體系下，男女兩性的貧困影響因素存在顯著差異。對比表3和表4可以看出，在“家庭貧困”分析模型中，人口基本特征和勞動力市場參與情況對男性的影響要強于對女性的影響，婚姻狀況對女性家庭貧困的作用則大于男性。而在“個體收入匱乏”影響因素中，人口基本特征中的教育變量及勞動力市場參與情況都對女性產生了更強的影響作用。

男女兩性貧困的影響因素之所以會出現上述差異是因為，在“家庭貧困”模型中，我們對貧困影響因素的考察是以家庭為單位進行的。由于在中國，男性對家庭收入的貢獻作用通常要強于女性[41]，相對于女性家庭成員而言，男性家庭成員的就業情況及與其就業密切相關的教育、健康特征，便會對整個家庭的貧困程度及“家庭貧困”風險產生更強的解釋力。此外，國內學界已有大量實證數據顯示中國的婚配模式存在著“婚姻梯度”。特別是在教育和收入維度上，女性表現為明顯的向上梯度婚，即女性通常會選擇教育和就業水平高于自己的男性作為配偶[42]=[43]。上述理論有助于我們理解為何相比于女戶主，男戶主的教育和就業水平不足會對家庭的“家庭貧困”風險產生更強的影響。至于我們在回歸分析結果中所看到的，女性在經歷離婚、喪偶等非婚模式時，會面臨更大的人均家庭收入下降以至貧困的風險，其實也與“婚姻梯度”有密切關系。受“男高女低”的婚配模式影響，女戶主離婚所損失的來自于原男配偶的經濟支持，通常要大于男戶主離婚所喪失的女配偶經濟支持，其陷入家庭貧困的可能性自然要較高。

在“個體收入匱乏”模型中，貧困影響因素的分析是基于個人進行的?？梢钥闯觯斘覀兂郊彝シ懂?，將男性和女性作為獨立個體來觀察個人的低收入風險時，女性在市場活動中多緯度的脆弱性便凸顯出來。與“家庭貧困”模型中基本人口特征和就業情況全部對男性發揮出更大作用不同，在“個體收入匱乏”模型中，教育及就業情況變量對女性的影響都超過了男性。這說明與男性相比，受教育水平不足和就業層次降低會對女性個人的勞動力市場參與及個人收入水平產生更為不利的影響。

第三，性別觀念仍是誘發女性貧困的深層次原因。研究發現，性別觀念會通過就業中介變量影響個體收入匱乏，且該影響特別顯著地作用于女性。具體表現為，女性對傳統性別分工和家務分擔模式認同度的增高，會導致其勞動力市場參與水平的下降，進而增加其個體收入匱乏的可能性。除家庭內部性別分工觀念的影響，家庭以外的職業場域及社會環境中所存在著不平等的性別分工觀念亦可能是導致女性貧困的潛在影響因素。原因在于，當我們對個體、家庭、就業變量進行充分控制的條件下，發現女性陷入個體貧困的風險仍然是男性的3.205倍[1/EXP(B)=1/0.312=3.205](模型10)。這與克萊森(Klasen,S.)與塞圭諾(Seguino,S.)等研究者在控制各類人口及家庭特征變量下，所觀察到的女性更高的失業和低收入風險相類似[44]=[45]。同時也再次印證了巴斯圖斯關于教育水平、工作經驗等外顯變量無法解釋兩性收入差異的原因，在于工作領域的性別分工并不完全取決于勞動者的人力資本水平，還與職場性別偏好密切相關。女性所面臨的職場區隔及其所導致的低收入風險，很大程度上是“社會建構”的結果。

基于上述研究發現，我們認為可以從以下幾個方面來緩解女性貧困：首先，應向離婚及喪偶貧困女性提供多元化的社會支持。研究發現，與在婚模式相比，離婚、喪偶會顯著提高家庭貧困的風險，且該風險對女戶主家庭的負面影響要強于對男戶主家庭的影響。為此，應積極發展各類社會福利及社會服務項目，增強女性對婚姻解體及其所引發的貧困風險的應對能力。其次，應促進女性人力資本及勞動力市場參與水平的提升。研究顯示，盡管在家庭單元下，女性的貧困風險受婚姻梯度的影響得以一定程度的分散，但從個體角度來看，女性仍然面臨著比男性更高的個人收入不足可能，且其個人收入更易受到教育水平和就業層次低下的負面影響。為此，應關注女性的教育與培訓，并通過改善用工環境、生育保障服務等多種方式促進女性就業。只有通過教育和就業參與水平的提升，女性才能從根本上提高個人的抗貧困能力，也才能在離婚風險不斷上升的社會背景下，更有效地應對婚姻問題所引發的家庭貧困問題。最后，還應在國家的反貧困戰略中，進一步貫徹男女平等基本國策，為婦女擺脫貧困，全面實現小康社會奠定更加牢固的社會文化基礎。