后脱贫攻坚时代城市家庭如何同步实现全面小康——基于贫困脆弱性视角的实证研究

后脱贫攻坚时代城市家庭如何同步实现全面小康—基于贫困脆弱性视角的实证研究
万里洋吴和成
(南京航空航天大学经济与管理学院，南京211106)
摘要：文章基于期望贫困理论，构建预期贫困概率模型，以贫困脆弱性视角探究在后脱贫攻坚时代城市家庭如何同步实现全面小康。

研究发现，相比传统生存型的慢性贫困,城市生活型和发展型的暂时性贫困更为普遍存在;女性户主善于规避风险，男性户主擅长缓解风险;孩子上学、婚姻以及生活困难感知程度的上升能够有效降低家庭贫闲脆弱性，而孩子和老人数量增多、负面情绪恶化以及成员重大疾病则成为冲击家庭稳定的重要风险;提高个体教育层次和获取住房所有权虽然可以强化家庭脱贫“造血”功能，但也会产生扰动效应;经济增长是城市减贫的必要不充分条件，爬行型和温和型通货膨胀对社会财富与经济结构的调整具有积极作用，而区域多样化发展则在城市脱贫可持续性发展中是一把“双刃剑”。

基于此，文章分别从提升家庭脱贫内生动力和加强地区宏观保障两个方面提出助力城市家庭同步实现全面小康的政策建议。

关键词:后脱贫攻坚时代;城市家庭;贫困脆弱性;可持续性发展
中图分类号:C913.7;F126.2 文献标志码:A文章编号：1001-862X(2020)06~0058-008
―、问题的提出
在全面建成小康社会的收官之际，我国精准 扶贫战略也正式步人后脱贫攻坚的冲刺阶段。

在 农村绝对贫困急剧减少、消除贫困如火如荼进行 的同时，城市家庭如何同步实现全面小康就显得 尤为关键。

一方面，中国城市的快速发展并未带 动共同富裕，未能实现“水涨船高”的效果，反而 因社会福利分配的差异化使得部分弱势群体与 城市发展相脱节，徘徊在贫困边缘。

⑴另一方面，中国正加速步人老龄化社会并将成为老龄化最 为严重的国家。

[2]在未富先老的趋势下，以城市下 岗失业为主体的贫困人口已蔓延至老年群体，而 老年贫困人口作为特殊的弱势群体，将成为我国 *社会主义初级阶段长期面临的巨大挑战。

[3]与农 村贫困不同，城市贫困所引发的冲突和不安定因 素更容易给弱势群体造成剥夺感，对社会危害性 更大W;同时城镇化和人口流动决定了农村贫困 向城市转移是一种必然走向[5]，城市内部经济发 展不平衡不充分问题也将愈加凸显[6]。

鉴于此，越来越多的学者意识到城市贫困在 未来反贫体系中的重要性,并展开了一系列的研 究与探讨。

其中，陈岱云等强调城市防贫要从婚 姻、生育、教育、健康以及政府支持等方面人手[7];单德朋发现通过金融教育改善金融素养是实现 城市减贫的有效途径[8];张永春等认为以低保对 象需求为参照，建立一套涵盖申保对象收人、健 康、劳动能力及家庭结构情况在内的四维指标能 够提升城市托底性救助绩效而何春等则发现
本刊网址•在线杂志:
*基金项目：国家社会科学基金项目“跨行政区域创新主体协同创新平台构建及运行机制研究”（16BGL033);江苏省研究生科研与 实践创新计划项目“中国城乡居民家庭贫困脆弱性研究”(KYCX19_0145)
作者简介：万里洋（1990-)，山东淄博人，南京航空航天大学经济与管理学院博士生，主要研究方向：评价理论与应用；吴和成 (1963—），江苏南京人，南京航空航天大学经济与管理学院教授，博士生导师，主要研究方向：数量经济与应用统计。

58
后脱贫攻坚时代城市家庭如何同步实现全面小康
城市更新有利于缓解城市贫困并通过创造就业 和提升人力资本得以实现W。

以往反贫研究和政 策设计重点关注的是过去和当前的生活状态，却 缺少对未来生存信息的获取与预判，以致政策设 计过于滞后，效果可持续性欠佳。

虽然城市贫困 规模小、贫困程度低，但除传统低保家庭外，还有 许多低收人群体、特殊困难群体以及临时困难群 体无法摆脱贫困“陷阱”。

[|1]因此，清晰认识和准 确预判后脱贫攻坚时代我国城市贫困形势、特 点,预见性识别复杂贫困，破解其成因、探索其对 策是坚决把民生底线兜住兜牢和切实全面建成 小康社会的重要前提和内在要求。

基于上述背景，本文专注于后脱贫攻坚时代 脱贫不持久和贫困对象识别难的问题，以贫困脆 弱性视角探寻城市家庭脱贫可持续性发展路径，助力我国城市居民同步实现全面小康。

二、城市家庭贫困脆弱性分析
(一)家庭贫困脆弱性定义与测量
基于Chaudhuri等学者的预期贫困理论，本 文将家庭贫困脆弱性定义为家庭未来因不确定 性因素影响而落入或持续处于贫困状态的概率，并构建预期贫困概率模型对城市家庭贫困脆弱 性进行测量，其基本形式如下：
K A i,=Pr(Welfareh M i<Poort+x\F{WelfareK,+i\l T))(1)其中，W W/ore/M+1是城市家庭/1在《+1期的 福利水平，ft>〇r,+,是f+1期贫困线，F(W^/ar e/l,,+l)为*+1期家庭福利分布函数，厂是观察期样本所 提供的信息，表示城市家庭当期贫困脆弱 性。

为获取家庭未来福利水平，通过建立以下计 量模型：
U(W e lfa re k)=(R C hl)'<p h l+X(2)
d=1
其中，表示城市家庭h在当期福 利水平（分布形式未知），/?&为当期影响家庭福 利的地区协变量向量，//Cw是反映家庭异质性特 点的第d维特征向量，％和&是家庭福利对各 维度解释变量的偏弹性系数向量，A为干扰项。

考虑到异方差性问题会对家庭福利的获取造成 不利影响，因此本文对式(2)进行异方差修正估 计。

首先，假设：
V a r(e J H)=
〇-f a2exp((RCh,)'p k+X(H C^)'0M)v k(3)
d = 1
其次，以OLS法估计(2)式所获残差匕替代⑶式A，得到拟合值各并求得ffe x p(各）;最后，以1达为权重，再以WLS法估计式(2)，即可得异 方差修正后的参数估计值。

经验证，城市家庭福利服从某形式下的正态 分布（验证结果见下文），则由（1)式可得家庭贫 困脆弱性为：
r U i P o o r^)
/(U( W elfares) )d{ U( Welfare h M ))
=〇
U iP o o r^-a R C,,,)'^X
I^-v1-—7 -⑷
\exp(ah l+(RCh)'^h l)+'^J (H C^'O^)
式(4)中，家庭福利通常被界定为是收入或消费的某种形式。

以收人评判贫困是指导当前扶 贫治理的主要依据,且在具体扶贫工作落实上也 是以是否摆脱收入贫困作为考核指标。

为避免家 庭主观因素对福利水平的干扰，防止将高收人、低消费家庭归人贫困范畴，从而切实反映绝对贫 困，本文将家庭人均收入(PCI)作为城市家庭的福利指标。

i/(P〇〇n+1)是未来既定形式下的贫困 线，考虑到我国现阶段小康社会的目标是消除绝 对贫困，且本文旨在探讨城市家庭同步实现全面 小康之道，因此本文将贫困线设定为国家2015 年发布的人均2800元/年。

(二) 数据来源
本文采用数据源于“中国健康和营养调査 (CHNS)”项目，部分地区数据取自《中国统计年 鉴》和各地区统计局。

CHNS项目是由中美研究机 构合作开发，并采用多阶段分层随机抽样对国民 进行微观调研，范围覆盖中国东部、中部、西部12 个省市地区。

为确保样本质量、数据完整性以及 研究时效性，本文最终选择该项目最新一期2015 年参与调查的城市居民作为研究对象，在将个人 数据整合为家庭数据，剔除重要变量缺失值及异 常值后，得到7607个城市家庭样本。

(三) 变量选择
本文所选变量主要涉及地区和家庭两个层 面。

其中，为考察不同地区发展特征对当地城市居
59
2020.6
民家庭的协同性影响，将传统地区虚拟变量进一 步按经济、社会、生态维度具体化为人均GDP、CPI、灾害经济损失等特征变量。

家庭层面则在梳 理以往研究基础上，从以下五个特征维度加以筛 选、补充：（1)人口特征，包含家庭规模、教育、抚 养比、抚养结构以及户主性别、年龄、年龄平方、教育、婚姻状况等变量。

（2)经济特征，选取家庭 工作人数来反映家庭经济来源情况，以是否有孩 子上学、是否有重大疾病以及医疗保险持有率来 反映家庭经济支出情况。

（3)物质资本特征，主 要包含住房面积、房屋所用权以及交通工具（三 轮车、自行车、摩托车、汽车)使用情况。

（4)心理 特征，通过成员情绪感知（心烦意乱程度）、压力 感知（紧张、压力程度）、生活感知（困难程度）三 方面来体现。

（5)其它特征，如家庭生活能源使用类型(碳、电、煤油、液化气、天然气、木材等)。

(四)城市家庭贫困脆弱性结果与分析
为满足模型假设要求,使模型设定更贴合城 市实际情况,首先对城市家庭福利的分布形式进 行检验，结果如表2所示。

在不同分布检验下，城 市居民家庭原形式(Ori.)、平方根形式(Sqrt)以及 两种对数形式(Ln、Log)中只有在平方根(Sqr)形 式下的收人水平接受正态分布检验原假设(Sig.为0.31)。

故此，模型(2)中被解释变量可明确为 是城市家庭人均收入的平方根形式Sqr(PCI)，且 服从正态分布。

此外，为验证测量方法合理性，本 文采用Breusch-Pagan(B-P)法和White法来检 验模型(2)的异方差性，并对传统0LS估计和异 方差修正估计的结果进行比较。

表2显示，B-P 检验值（0.032)和White检验值（0.005)均小于
表1变量说明
变量变量说明变量变量说明变量变量说明PGDP人均GDP对数(元）Sex户主性别，1男0女HouO住房所有权1是0否C PI居民消费价格指数M arry户主婚姻状况，1是0否Tricycle三轮车，1是0否NDL灾害经济损失对数(亿元）Age户主年龄Bicycle自行车，1是0否GeoH地质灾害发生次数/年Age2户主年龄平方M otor摩托车，1是0否Urbanl城市化指数Edu户主文化程度C ar汽车，1是0否PDI社区人口密度指数EduA家庭人均教育年限Emotion心烦意乱程度Diver多样性得分EduHH家庭最高文化程度Stress紧张和压力程度EcoC经济成分得分Size家庭规模Life生活困难程度Health健康质量评分DepR抚养比Coal碳，1是0否HouC住房构成得分O ld>60岁人数Elect电，1是0否
M arC市场成分得分Child<18岁人数Kero煤油，1是0否SocS社会服务评分W orker家庭工作人数LGas液化气，1是0否T raC交通成分评分School孩子上学，1是0否G as天然气，1是0否CEdu社区教育范畴评分Disease患有疾病,1是0否W ood木材，1是0否
M M ar现代市场成分评分M edI医疗保险持有率CCoal木炭，1是0否
H yg卫生评分
HouA住房面积(平方米）Other其它，1是0否
表2分布检验、异方差检验及估计对比
分布检验
Ori.Sqrt L n Log异方差检验St.Prob. St.Sig.St.Sig.St.Sig.St.Sig.B-P Test67.750.032
Norm al 2.370.000.960.31 4.570.00 4.570.00White Text1144.670.005 Uniform13.580.007.420.0023.440.0023.440.00估计对比R2Adj R2 Poisson Un.Un.Un.Un.Un.Un.Un.Un.O LS0.41310.3916 Exp. 6.800.0012.670.0019.280.0019.280.00异方差修正法0.61890.6050 60
后脱贫攻坚时代城市家庭如何同步实现全面小康
0.05,即在5%显著性水平下，模型（2)的OLS估
计存在异方差问题。

这就需要对原模型进行异
方差修正估计，而估计后的模型效果无论从R2
还是AdjR2上来看，异方差修正估计都明显优
于OLS，从而验证了本文估计方法的合理性。

表3是城市家庭贫困情况及其贫困脆弱性整
理结果，可以发现，贫困脆弱性家庭比例明显高于
贫困发生率。

这一方面表明贫困脆弱性不仅覆盖
绝对贫困群体，还包含潜在贫困群体;另一方面，
也反映出中国城市目前是慢性贫困与暂时性贫困
并存，且暂时性贫困现象更为严峻。

2.93%的贫困
率和19.38%脆弱率表明除了极端贫困外，还有更
多城市家庭徘徊在贫困边缘却难以察觉，随着城
镇化进程的加速推进，这类潜在贫困的范围还将
进一步扩大，城市贫困将成为未来贫困治理的长
期趋势。

从贫困脆弱性识别上来看，1.05%的城市
家庭（占贫困家庭35.90%)显露出持续贫困迹象，
而1.88%家庭（占贫困家庭64.10%)的贫困状态
属于暂时性。

由此反映出后脱贫攻坚时代我国城
市贫困现象和贫困群体的复杂性和多样性，相比
于慢性贫困，暂时性贫困群体更普遍存在于城市
社会中，并不断蔓延和固化，成为当前城市居民共
赴小康的巨大隐患。

这个结论的出现也揭示，除传
统无业的生存型贫困群体外，城市中还存在更多
生活型和发展型贫困群体。

虽然这部分群体有工
作，但劳动投入边际报酬的下降使得他们工作收
人在本质上是一种“内卷化”增长，因而越忙越穷，
无法彻底摆脱贫困陷阱，成为典型的潜在暂时性
贫困群体。

此外，在非贫困家庭中还有18.33%的
群体被识别出贫困脆弱性，这表明我国后脱贫攻
坚阶段的脱贫效果可持续性欠佳，即城市中始终
存在部分家庭的非贫状态无法得以保障并延续。

表3城市家庭贫困及其脆弱性水平
城市家庭比例城市家庭贫困
贫困率 2.93%
家庭贫困
脆弱性是否
贫困脆弱率19.38%是 1.05%18.33%贫困脆弱性均值0.0126否 1.88%78.74%
三、城市家庭可持续性脱贫路径识别与优化
(一)城市家庭可持续性脱贫路径识别
为明确城市家庭生活波动的根源，探寻城市家庭贫困脆弱性产生与否的决定因素，本文将贫 困脆弱性测量结果纳入二值选择模型理论并将 家庭未来是否有可能陷困视为家庭当期选择行 为的结果，进而从家庭多维特征视角对可持续性 脱贫路径进行识别。

如(5)式所示：
I= 1W D1W之0.5
叫〇< 0.5
其中，W表示城市家庭无法观测的潜在贫 困脆弱性水平是影响I V的特征变量集（即和W O，A fe是解释变量的参数向量,/V为 扰动项集合。

若城市家庭ft在《期具有贫困脆弱 性，那么观测到h=l，否则当1V20.5C门限值)时,1,否则，V f c=0。

那么：
P(V^l\C la,\k)=P(Vh；>0.5)
-P ij^hi >-{C h,)'X，h t)
P(V^)\C lt,Xlu)=P(Vh：<0.5)
=p〇x l：<-(c k y K)^F(-(c hl)'x l a)
其中，F是/^的分布函数，因此构建回归模型：
[t o=l-F(—(7)
即通过将城市家庭是否具有贫困脆弱性视 为关于它条件均值的一个回归来对家庭未来可 能性贫困的决定因素进行识别。

但由于函数F的 分布形式未知，故本文分别采用Probit模型和 Logit模型进行回归并加以效果对比，以优选Pro­bit模型进行研究。

W
表4是将城市家庭贫困脆弱性作为因变量的 Probit模型回归结果。

从地区协同性特征上来看，人均GDP、居民消费价格指数、灾害经济损失、社 区人口密度、经济成分、健康质量、住房构成、市场 成分、社会服务、交通成分能够明显抑制家庭贫困 脆弱性的形成，而地质灾害发生次数/年、多样性 发展、社区教育范畴、地区卫生条件却让家庭产生 贫困脆弱性的概率显著提高。

不难发现，地区经济 的发展整体上对缓解城市贫困具有拉动作用，却 也只是减贫的必要不充分条件。

虽然中国经济增 长总体上在城市减贫层面是亲民的，但高增长对 减贫的“滴涓效应”不断下降使得城市弱势群体难 以享有经济发展成果，仅靠经济增长的带动效应 已不足以成为决胜脱贫攻坚战的制胜法宝。

面对 经济增长不会自动向弱势群体倾斜的困境，加强 社会保障、基础设施以及生态城市建设就显得尤 为重要。

一方面健全的基础设施和良好的生态环 境能够为经济、社会的发展提供基础条件和持久
61
2020.6
动力，从机会(创造就业）、赋权(提供连通性）、保 障（资源获得性）三个方面助力城市家庭实现全 面小康。

另一方面，完善的社会保障体系能够为 城市家庭提供防护网，不仅能缓解社会分层化、缩小公平差距，还能增强城市家庭抵御经济和社 会风险的能力。

当然，也要避免经济、社会某些方 面发展的“矫枉过正”,如城市发展的过度多元化 会加剧社会碎片化从而产生社会不平等螺旋现 象，给弱势群体招致更多风险扰动；社区教育范 畴的扩展会造成家庭非理性教育观念的滋生，加 重家庭经济负担;地区卫生条件的提高则会伴随 昂贵的医疗支出，容易给家庭带来致命性冲击。

从家庭特征来看，人口特征在城市家庭中的 作用不尽相同，具体而言，男性户主以及家庭成员 最高文化程度、抚养比例、老年人和孩子数量的上 升能够显著增加贫困脆弱性产生概率，婚姻、年龄 平方以及家庭规模的增长则能明显起到抑制作 用。

由此说明，女性户主更善于规避风险，教育对 城市的减贫效应不再显著，养老和孩子抚养问题 则成为扰动家庭稳定的风险因素；婚姻状态能够 促进家庭稳定发展，而贫困脆弱性更趋向于年轻 化家庭。

在经济特征方面，孩子上学对家庭是否具 有贫困脆弱性的影响显著为负，而拥有重大疾病 史则能显著提高家庭贫困脆弱性的产生概率;虽 然工作人数和医疗保险持有率增加也表现出负向 作用，但效果并不明显。

从这一层面来讲,成员健 康问题会给家庭日常生活造成严重冲击，但医疗保险对健康风险的对冲效应却并不理想。

结合家 庭规模来看，城市家庭要想彻底摆脱贫困困境，需 注重家庭规模合理化，提升家庭收人规模在减贫 中的边际效应，实现家庭规模功能最大化。

在物质 资本特征方面，家庭贫困脆弱性的发展也与家庭 是否具有住房所有权、是否拥有三轮车、摩托车、汽车密切相关。

其中,拥有三轮车则会降低家庭脱 贫发展中的物质资本功效，而拥有住房所有权、使 用摩托车和汽车等能够提升家庭风险承载力，有 利于家庭脱贫可持续发展。

此外，在家庭心理特征 方面，成员情绪的恶化会显著加剧贫困脆弱性的 形成，随着家庭生活困难感知程度的上升，贫困脆 弱性产生几率会明显下降。

其他特征方面，家庭生 活能源的使用情况对贫困脆弱性的产生也发挥着 重要作用，其中碳、煤油、液化气的使用效果均具 有显著性。

(二)城市家庭可持续性脱贫路径优化
为助力城市同步实现全面小康，在识别城市 家庭可持续性脱贫路径的基础上，需进一步对脱 贫发展路径加以优化。

因此，本文利用PLS信息 分解优势，将所识别特征变量系统中的信息重新 组合，通过交叉有效性系数提取对家庭贫困脆弱 性具有最强解释性综合变量，以变量重要性指标 (VIP)实现对城市家庭脱贫可持续发展路径的优 化。

交叉有效性系数是对新增主成分能否对模型 预测功能有明显改进的判断指标，用以寻求恰当 的主成分个数，如(8)式所示：
表4城市家庭Probit模型估计结果
Var.Coef.Std.Err.Var.Coef.Std.E rr.Var.Coef.Std.E rr.Var.Coef.Std.E rr. PGDP-3.8345***0.7037Tra_C-0.3367“0.1381Size-0.7463**0.3171Bicycle-0.30010.2505 C PI-2.5436***0.5186CEdu0.4447"0.1819DepR 2.0002* 1.0815M otor-0.81『0.3101 NDL-0.6364***0.1854M M ar-0.20700.1466O ld 5.9352***0.6218C ar-8.383 广 1.8619 GeoH0.0039***0.0003H yg0.3125*0.1675Child 3.5595***0.5914Emotion 1.4100***0.2217 UrbanI0.08800.1208Sex 1.1584***0.3063W orker-0.13330.1891Stress-0.35470.2417 PDI-0.2694*0.1479M arry-2.6994…0.6023School-2.7689***0.3800Life-0.5653***0.1414 Diver 1.7743***0.2327Age-0.23990.1740Disease 1.7257***0.2569Coal 3.4709***0.5386 EcoC-0.6059***0.1783Age2-0.0057***0.0017M edI-0.57760.7065Elect0.55830.3453 Health-0.2880“0.1254Edu0.21440.1350HouA-0.00040.0014K ero17.4 广 1.6063 H ouC-1.3920***0.2297EduA-0.09030.0569H ouO-1.1563^0.3266LGas 4.4765***0.4961 M arC-0.3292***0.1212EduHH0.5163***0.1542Tricycle7.2333***0.7568_Cons333.09•“61.0658 SocS-0.379 广0.1270
注：标准误为异方差稳健标准误，***、**、*误分别为1%、5%、10%显著性水平。

62
后脱贫攻坚时代城市家庭如何同步实现全面小康
Q \=^~
PRESSk
~ssZT
其中，反映了提取所选特征变量中Cl,
(8)
q 个成分对4的预测能力;
X
明)2,
h = 1
p /?ess 4= x o
v f /^)2, i V m 表示用 fc -1 个成分
h = \
预测的家庭/i 贫困脆弱性，
代表去掉第/i 个
样本家庭后用A 个主成分预测的家庭A 贫困脆
弱性；当0\<〇.〇975时，认为c 4个成分贡献已不 显著，无法提高预测精度，可以终止成分提取，则 主成分的阶数可确定为11。

经验证，模型最终选 取4个主成分〇；1、(；2、(；3、(；4最为理想，且能解释因 变量V 中63.63%的变异信息。

（2>
VIP 是反映每个特征变量C ;,在解释家庭贫 困脆弱性V ,时的重要性程度，计算公式为：
… 則上-----------rY,Rd{V,；cm )w\
(9)K a \ V t ；C \,.........,〇k ) m = l
其中，V 7P 7表示第>个特征变量（；,的投影重 要性指标;/>是特征变量个数;/W (K ,;c J 表示c … 对7,的解释能力;/W (y ,;C l ，……，C 4)表示Cl，……，
c *对F ,的累计解释能力;是主轴《^的第>个
分量，被用于测量C ,,对构造Ct 成分的边际贡献。

VIPj=\
图1显示PLS 模型回归系数图，以此反映各 特征变量对城市家庭贫困脆弱性的作用方向；图 2呈现的是各特征变量投影重要性指标，反映各
特征变量通过已选主成分传递对城市家庭贫困 脆弱性的解释能力，并由此判断各特征变量在家 庭脱贫可持续性发展中的重要作用。

结合图1、图2来看，户主年龄平方(2.389)、 孩子数量（1.614)、老人数量（1.445)、孩子上学 (1.343)、家庭规模（1.275)、拥有汽车（1.035)、家 庭最高文化水平（0.948)
、
液化天然气使用
(0.930)、情绪感知(0.888 )、家庭抚养比(0.883)对 解释家庭贫困脆弱性的重要程度最为突出。

其 中，户主年龄平方、孩子上学、拥有汽车以及家庭 最高文化程度的作用方向为负，其余均表现为 正。

这表明家庭贫困脆弱性与家庭生命周期呈递 减函数关系，也比较符合当前社会现实，即家庭 在年轻阶段的所面临的负担和风险要多于中年
和老年阶段,在城市高压环境和多元化风险扰动 下更容易引发生活波动。

孩子上学、拥有汽车以
及家庭最高文化水平的上升能有效降低家庭贫 困脆弱性，强化家庭生活稳定状态。

相反，家庭规 模扩大，尤其是孩子和老人数量的增加会使家庭 抚养比例升高，随之而来的养老和抚养成本及风 险则会加剧贫困脆弱性的上升;而且家庭使用液
I I I | | 5 g § I I I I I i j | 1 ! I I p
I I I 1 I I J I
图2
特>正变量投影重要性指标
63
2020.6
化气能源以及成员负面情绪的恶化也会以诱发
健康风险或扰乱家庭良好氛围的方式对家庭稳 定造成潜在威胁，以致家庭贫困脆弱性上升。

从 这方面考虑，降低家庭规模，尤其是控制孩子、老 人数量以建立合理化家庭结构，使用清洁能源以 及营造和谐家庭氛围是提升城市家庭内源性脱 贫的重要路径。

除此之外，男性户主、婚姻状态以 及生活困难感知程度的增加对贫困脆弱性具有 抑制作用，可通过男性风险管理决策、强化风险 承载力以及激发成员危机意识等方式降低不确 定因素对家庭的扰动，提高家庭脱贫效果可持续 性。

煤油、碳能源、三轮车、摩托车在家庭中的效 用价值远小于经济支出，而住房所有权的获得和 健康风险又会使家庭长期面临沉重的经济负担 从而削弱家庭抵御额外风险的能力，家庭贫困脆 弱性上升。

因此，城市家庭要想摆脱贫困“陷阱”，也要充分考虑清洁能源、物质资本在家庭生活中 的效用价值;谨慎购房风险，避免放大杠杆风险 以透支家庭消费能力；注重成员日常健康管理，以防疾病风险对家庭的过度冲击。

在地区层面，大部分特征变量与城市家庭贫 困脆弱性存在负向关系，其中，C PI(1.038)、社区 人口密度指数（1.006)、人均GDP对数(0.971)及 多样性得分(0.922)的解释贡献度尤为重要。

这也 揭示了在我国后脱贫攻坚时代，爬行型和温和型 的通货膨胀并非绝对无益，相反有时还会对社会 财富与经济结构的调整有正面效果，利用得当，可以为经济调控服务，发挥“润滑剂”的作用来推 动经济增长。

对于资本市场来讲,温和的通货膨 胀还可能吸引更多的投资者介人以寻求更好的 投资收益。

从这一层面考虑，逐步提高物价水平 和稳定经济发展不仅能够改善居民消费结构，增 加城市发展和享受资料消费支出，还能够激发家 庭经济活力以提高居民实际购买力，创造并维持 “充分就业”以形成人口聚集效应，促进城市多元 化经济发展和家庭收人的增加，进而缓解家庭贫 困脆弱性。

与此同时，也不能忽略社区教育范畴、住房构成、卫生评分、自然灾害在城市家庭贫困 脆弱性中的正向拉动效应。

所以，通过加强社区 教育深度，深化住房制度改革以建立保障与市 场、租购并举的供应体系，深化医药卫生体制改 革，完善自然灾害监测、预防、应急管理体系等途 径为城市家庭脱贫可持续性发展提供宏观保障。

四、结论与政策含义
研究结果显示,家庭贫困脆弱性并非贫困群 体专有属性，在非贫困群体中更具普遍性;相比 于慢性贫困，暂时性贫困更广泛存在于城市社会 中。

在家庭微观层面，女性户主善于规避风险，男性户主则善于缓解风险；成员最高文化水平的上 升会给家庭带来更多的风险性决策，但也能强化 家庭风险应对能力;住房所有权的获得虽然能够 提高家庭风险承载力，但在经济状况不稳定情况 下也会对家庭造成严重冲击。

此外，家庭贫困脆 弱性与家庭生命周期呈现递减函数关系，年轻家 庭是城市全面小康实现进程所要重点关注的群 体。

孩子上学、拥有汽车、婚姻以及生活困难感知 程度的升高能够有效降低家庭贫困脆弱性;而家 庭孩子和老人数量增长、液化气能源使用以及家 庭负面情绪的恶化则成为扰动家庭稳定的重要 风险，而且使用煤油和碳能源、拥有三轮车和摩 托车以及成员具有重大疾病史也会加剧家庭生 活的波动。

在地区宏观层面，经济增长是城市减 贫必要不充分条件，爬行型和温和型通货膨胀也 会对社会财富与经济结构的调整带来正向效应，而创造并维持“充分就业”以形成人口聚集效应 和产业，带动区域经济增长能为城市家庭脱贫可 持续发展提供坚实保障和持续动力。

相反，社区 教育范畴、住房构成、卫生条件以及应对自然灾 害等方面的“矫枉过正”则会加剧社会碎片化而 造成社会不平等螺旋现象，影响家庭生活稳定，阻碍城市全面小康社会的落实。

此外，地区多样 性发展在城市后脱贫攻坚时代是把双刃剑:一方 面会给城市发展带来更多不确定性，产生多元化 未知风险扰动，激发家庭贫困脆弱性；另一方面 也会为城市家庭带来更多机遇和挑战，丰富家庭 经济来源途径，拓宽家庭风险应对策略，缓解贫 困脆弱性。

本文结论对于城市家庭同步实现全面小康 社会的政策含义在于：第一，年轻家庭需树立风 险防范意识，养成合理正确的理财观念，提高风 险规避和应对能力。

一是避免高估激情的价值而 倦于接纳理性的智慧，防止“情绪化”带动频繁跳 槽，以稳定的劳动就业为家庭提供经济保障缓解 年轻风险。

二是进行家庭资产配置，在预留家庭
64。