城鎮貧困居民范文10篇

摘要：通過對城鎮貧困居民家庭基本情況的調查分析，說明了當前城鎮貧困產生的根源，結合實際分析了以社會最低保障制度為主的社會救助制度的利弊，并結合實際提出有針對性的改進建議。

關鍵詞：貧困;社會保障;社會救助;地區收入差異

改革開放以來，國民經濟持續快速增長，城鎮居民個人收入總量迅速增加，人均收入和生活水平明顯提高。但是，與這一主要發展趨勢不協調的是城鎮貧困群體的不斷增加，城市貧困現象已經成為我國不可忽視的社會問題。雖然我國在社會救助方面已經采取了相應的措施，但仍存在一些弊端，我們必須盡一步完善社會救助制度，兼顧效率和公平，縮小地區、城鄉之間的差異，保障公民基本生活，促進社會公平，維護社會穩定。

1城市貧困居民現狀及其特點

1.1現狀

改革開放前，我國實行的是計劃經濟，對城鎮居民采取供給制度，城鎮居民總體生活水平雖不算太高，但較為穩定。城鎮貧困人員主要是“三無人員”（無生活來源，無勞動能力，無贍養人或扶養人），由于數量少，政府能較好地解決。改革開放后，隨著經濟體制改革的進一步深入，貧困人口的數量開始逐年增多，1997年達到281萬人，2000年達到402萬人，2003年已達到2053.6萬人。近幾年國家在解決農村貧困問題的同時，也加大了對解決城市貧困問題的力度，但是效果并不顯著。

摘要：通過對城鎮貧困居民家庭基本情況的調查分析，說明了當前城鎮貧困產生的根源，結合實際分析了以社會最低保障制度為主的社會救助制度的利弊，并結合實際提出有針對性的改進建議。

關鍵詞：貧困;社會保障;社會救助;地區收入差異

改革開放以來，國民經濟持續快速增長，城鎮居民個人收入總量迅速增加，人均收入和生活水平明顯提高。但是，與這一主要發展趨勢不協調的是城鎮貧困群體的不斷增加，城市貧困現象已經成為我國不可忽視的社會問題。雖然我國在社會救助方面已經采取了相應的措施，但仍存在一些弊端，我們必須盡一步完善社會救助制度，兼顧效率和公平，縮小地區、城鄉之間的差異，保障公民基本生活，促進社會公平，維護社會穩定。

1城市貧困居民現狀及其特點

1.1現狀

改革開放前，我國實行的是計劃經濟，對城鎮居民采取供給制度，城鎮居民總體生活水平雖不算太高，但較為穩定。城鎮貧困人員主要是“三無人員”（無生活來源，無勞動能力，無贍養人或扶養人），由于數量少，政府能較好地解決。改革開放后，隨著經濟體制改革的進一步深入，貧困人口的數量開始逐年增多，1997年達到281萬人，2000年達到402萬人，2003年已達到2053.6萬人。近幾年國家在解決農村貧困問題的同時，也加大了對解決城市貧困問題的力度，但是效果并不顯著。

摘要：通過對城鎮貧困居民家庭基本情況的調查分析，說明了當前城鎮貧困產生的根源，結合實際分析了以社會最低保障制度為主的社會救助制度的利弊，并結合實際提出有針對性的改進建議。

關鍵詞：貧困;社會保障;社會救助;地區收入差異

改革開放以來，國民經濟持續快速增長，城鎮居民個人收入總量迅速增加，人均收入和生活水平明顯提高。但是，與這一主要發展趨勢不協調的是城鎮貧困群體的不斷增加，城市貧困現象已經成為我國不可忽視的社會問題。雖然我國在社會救助方面已經采取了相應的措施，但仍存在一些弊端，我們必須盡一步完善社會救助制度，兼顧效率和公平，縮小地區、城鄉之間的差異，保障公民基本生活，促進社會公平，維護社會穩定。

1城市貧困居民現狀及其特點

1.1現狀

改革開放前，我國實行的是計劃經濟，對城鎮居民采取供給制度，城鎮居民總體生活水平雖不算太高，但較為穩定。城鎮貧困人員主要是“三無人員”（無生活來源，無勞動能力，無贍養人或扶養人），由于數量少，政府能較好地解決。改革開放后，隨著經濟體制改革的進一步深入，貧困人口的數量開始逐年增多，1997年達到281萬人，2000年達到402萬人，2003年已達到2053.6萬人。近幾年國家在解決農村貧困問題的同時，也加大了對解決城市貧困問題的力度，但是效果并不顯著。

改革開放以來，國民經濟持續快速增長，城鎮居民個人收入總量迅速增加，人均收入和生活水平明顯提高。但是，與這一主要發展趨勢不協調的是城鎮貧困群體的不斷增加，城市貧困現象已經成為我國不可忽視的社會問題。雖然我國在社會救助方面已經采取了相應的措施，但仍存在一些弊端，我們必須盡一步完善社會救助制度，兼顧效率和公平，縮小地區、城鄉之間的差異，保障公民基本生活，促進社會公平，維護社會穩定。

1城市貧困居民現狀及其特點

1.1現狀

改革開放前，我國實行的是計劃經濟，對城鎮居民采取供給制度，城鎮居民總體生活水平雖不算太高，但較為穩定。城鎮貧困人員主要是“三無人員”（無生活來源，無勞動能力，無贍養人或扶養人），由于數量少，政府能較好地解決。改革開放后，隨著經濟體制改革的進一步深入，貧困人口的數量開始逐年增多，1997年達到281萬人，2000年達到402萬人，2003年已達到2053.6萬人。近幾年國家在解決農村貧困問題的同時，也加大了對解決城市貧困問題的力度，但是效果并不顯著。

據國家統計局城調總隊抽樣調查顯示，1996年全國城市貧困率為4.2％，近幾年的城市貧困發生率基本為6%-8%,而20*年

我國城市貧困率為5.3%。城市貧困發生率有下降趨勢，但仍大大高于十年前水平。

貧困問題一直是困擾著我國經濟社會發展的難題，改革開放以來，隨著經濟的持續高速發展，我國的扶貧工作取得了顯著的成效，以最新的年收入2300元（2010年標準）為貧困標準線，我國的貧困人口由1978年的77039萬人減少到了2017年的3046萬人，貧困發生率也由97.5%降到了3.1%，貧困人口的規模和深度都得到了有效的控制。與此同時，由于我國人口基數龐大，區域經濟發展不平衡等現狀，我國的貧困問題依然嚴峻，扶貧減貧任務依然艱巨，尤其是老、少、邊、連片特困地區，脫貧困難重重，制約著2020年全面建成小康社會目標的實現。值得關注的是，我國的官方統計資料一般采用單一指標即貧困發生率來測度貧困人口的變化，僅從收入角度反映貧困人口數量的變化，對于除收入以外的醫療教育等隱性貧困并不敏感，因而很難從整體上把握貧困程度，制訂出相應的對策。因此，在對貧困進行測度時，采用多維貧困的視角[1]，除了常用的收入貧困外，加入了反映居民文化程度的“教育貧困”指標和反映居民可接受醫療服務程度的“醫療貧困”指標，以便更完整地反映居民的貧困狀況。隨著中國經濟進入新常態，城鎮化發展成為經濟增長的重要動力，研究城鎮化的多維減貧效應，具有一定的理論意義和現實意義。

1模型設定與變量說明

1.1理論假設。著名經濟學家羅森斯坦-羅丹和繆爾達爾認為：一國的人均收入必須邁過一定的門檻才能逐步發展起來，否則會陷入“貧困陷阱”中，進入難以擺脫的惡性循環。在“貧困陷阱”中主要制約力量來自資本積累，而發展中國家城鎮化的發展對于資本積累起著重要的作用，城鎮化將城鄉二元結構的閑置資源進行整合，提高資本積累率，從而使得經濟擺脫“貧困陷阱”而邁向更高水平的均衡狀態。結合相關學者的研究[2-13]，本文認為城鎮化推進貧困減緩主要通過經濟增長、產業結構優化和公共財政支出三個方面，因此提出以下三個假設：假設1：城鎮化發展導致資源集聚從而提高生產效率，帶動經濟增長從而提高人均收入以及對教育、醫療等資源的獲得性。假設2：城鎮化所帶來的人口遷徙一方面讓農村貧困人口直接接觸到了城鎮的優質資源，另一方面勞動力的流入刺激了服務業的發展，進而通過產業結構的優化實現減貧。假設3：政府在推動城鎮化的過程中加大財政公共支出力度，優化地區的基礎設施建設和社會保障等從而有益于貧困減緩。1.2模型設定。為了檢驗城鎮化發展與貧困減緩之間的關系，本文構建了基本計量模型：Povit=α0+α1Urbit+α2Macroit+vi+γt+μit（1）公式（1）中，Povit表示貧困程度，Urbit表示城鎮化率，Macroit表示宏觀控制變量，包括財政干預、人均GDP和產業結構三個指標,vi為不隨時間變化的個體固定效應，γt為時間固定效應，μit為隨機誤差項。為了更加準確地估計城鎮化減貧的空間溢出效應，本文在公式（1）的基礎上加入空間變量和滯后期獲得動態空間面板模型。Povit=ρåwijPovit+LnxTitβ+δåwijxTjt+λåwijμij+vi+γt+ϵit（2）公式（2）中，ρåwijPovit為被解釋變量的空間滯后項,ρ為滯后項系數，wij為空間權重矩陣，LnxTit為解釋變量，δåwijxTjt表示解釋變量的空間滯后項，δ表示其空間滯后項系數，åwijμij為擾動項空間滯后，λ為擾動項滯后系數，vi表示地區固定效應，γt表示時間固定效應，ϵit~(0，σ2)，通過對模型的相關系數進行控制可以得到不同類型的空間面板模型。當λ=0且δ=0時，可以得到空間滯后模型（SAR），空間滯后模型主要是度量被解釋變量存在的直接空間效應；當ρ=0且δ=0時，可以得到空間誤差模型（SEM），空間誤差模型主要度量被解釋變量除直接因素外的誤差項產生的空間效應；當只有λ=0時，可以得到空間杜賓模型（SDM）。對于如何選擇SAR、SEM、SDM三種空間面板模型，可以通過LM檢驗、Wald檢驗和LR檢驗來確定最合適的空間面板模型，為了便于比較和檢驗結果的穩定性，本文將三種模型同時進行了回歸分析。權重矩陣是空間計量分析中表達空間交互結構的紐帶，也是最為核心的步驟之一，本文采用的是空間嵌套權重矩陣，由鄰接矩陣和經濟權重矩陣相乘得到。采用嵌套矩陣一方面能夠較好地反映相鄰省域人口流動的空間特征,另一方面能體現不同省域之間經濟相互依賴的程度。嵌套權重矩陣wij以表1所示的方式得出，同時對其進行標準化處理。本文所涉及的變量主要分為被解釋變量、核心解釋變量和控制變量三部分，具體情況為：（1）被解釋變量。衡量貧困程度的指標通常有貧困發生率、SEN指數、GT指數等，這些指標都是以收入作為衡量的標準，在識別貧困程度上顯得過于片面，而貧困實際上是一個多維度的指標，故借鑒傅鵬等[14]的做法，通過收入貧困、教育貧困和醫療貧困三個維度來綜合表述貧困狀況。對于收入貧困，由于缺乏2010年前的貧困發生率數據，故采用單德朋等[10]的方法，選取恩格爾系數來衡量貧困狀況，在模型中各省份的恩格爾系數可分辨該地區發展的貧困程度，數值越大表明貧困程度越深，即為正向指標，部分年份統計年鑒中沒有給出恩格爾系數，本文利用食品支出在消費支出中所占的比重進行了計算，得出相應的數值；對于教育貧困，選取各省份15歲以上文盲人口所占比重來衡量，也為正向指標；對于醫療貧困，選取各省份每千人口衛生室人員數來表示，為負向指標，即數值越高貧困程度越低。（2）核心變量。本文的核心解釋變量為城鎮化水平（Urban），采用各地區城鎮人口占地區總人口比重即城鎮化率來衡量，人口城鎮化率能夠有效反映勞動力要素的聚集，從而對貧困人口的城鄉流動帶來的收入、教育、醫療等方面產生一定的影響，因此人口流動指標能較好地反映城鎮化水平。（3）控制變量。控制變量包括對減貧有明顯影響的其他因素，如：財政干預（Fin）、實際人均GDP（PGDP）和產業結構（Ind）。其中財政干預用各省份的政府財政公共支出占當年GDP的比重來表示，實際人均GDP以1978年為基期，除去通貨膨脹的影響得出，由于產業結構的層次主要由第三產業來推動，故選取第三產業增加值占GDP的比重來表示產業結構。

2數據描述與實證分析

2.1數據來源與統計性描述。為保證時間的長度，盡量避免中國城鎮化發展政策變遷對減貧的擾動影響，本文從《中國統計年鑒》《中國農村貧困監測報告》和《中國財政統計年鑒》選取了2005—2017年全國31個省份的面板數據，對被解釋變量、核心變量、控制變量進行了歸納整理（見表2），表2展示了各變量的統計性描述。2.2多維貧困的空間相關性分析。隨著城鎮化的發展，帶動資本和人口的廣泛流動，貧困的空間分布可能會存在著越來越強的空間相關性。為了驗證各省份之間收入貧困、教育貧困和醫療貧困的空間特征，本文使用空間自相關Moran’sI指數來進行檢驗，其計算公式為：MoranI=Måijwij×åijwij(x)i--x(x)j-xˉåi(xi-xˉ)2（3）其中，M為區域的數量，xi和-x分別表示某區域的樣本觀測值和總體樣本觀測均值，i=1，2，…，M。wij為i與j區域的空間權重賦值，如果兩地在地理空間上相鄰則賦值為1，否則為0，Moran’sI指數的取值范圍介于-1至1之間，數值越大意味著該指標的空間相關性越強，若取值為0則意味著不存在相關性。利用空間嵌套矩陣對2005—2017年全國31個省份的收入貧困、教育貧困和醫療貧困分別進行了Moran’sI指數的檢驗，結果如表3所示。表3的結果顯示，收入貧困、教育貧困和醫療貧困的Moran’sI指數絕大部分為正值且在1%的統計水平上顯著，表明我國各省份的三大貧困存在著顯著的空間集聚效應。收入貧困的莫蘭指數值隨著時間的推移先逐漸變大后逐漸變小，呈現出倒“U”型的發展趨勢，這表明我國收入貧困狀況在2005—2010年間呈現出愈發增強的空間集聚效應，之后空間集聚效應有所減緩。而教育貧困和醫療貧困的莫蘭指數值逐年減少，表明其貧困集聚狀況有減弱的長期趨勢。究其原因，可能在于近年來我國出臺了一系列新的扶貧措施，打破地域界限，加快了人口和資本跨區域流動，從而讓貧困集聚效應有所減弱。2.3空間模型的實證結果。本文以全國31個省份為研究對象，故采用固定效應模型更為合適，并且對面板數據進行Hausman檢驗，其結果也支持采用固定效應模型。本文采用空間嵌套權重矩陣，運用Stata14.0軟件進行空間面板估計，依次探究城鎮化等指標對收入貧困、教育貧困和醫療貧困的減貧效應；同時列出空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型的檢驗結果，這樣的好處在于可以直觀地進行對比，也能檢驗估計結果的平穩性，且每一種模型都根據空間固定效應、時間固定效應和雙固定效應進行控制，通過比較擬合優度R2選擇空間固定效應為最佳模型，最終得到了以下實證結果：（1）收入貧困分析。收入貧困的實證結果如表4所示。為了便于進行對比，本文將普通面板模型的回歸結果也放入表中，在表4各個模型的估計結果中，可以觀察到，SAR模型和SDM模型的擬合優度較高，且其空間相關系數ρ顯著大于零，表明我國居民的收入貧困在空間上存在顯著的正相關性，即呈現出區域性的貧困聚集。根據擬合優度最高的SDM模型的估計結果，城鎮化水平在1%的顯著水平下對收入貧困產生負向影響，其系數值為-0.1648，表明城鎮化水平每提高1%，收入貧困降低0.1648%。對于控制變量而言，發現產業結構和人均GDP指標顯著地有利于收入減貧，政府的財政干預顯著但反向作用于貧困減緩，其原因可能在于地方政府比較注重GDP的考核，故投放的財政支出大量用于基建等項目支出，而對于改善民生的項目投資較少，導致居民的收入貧困沒有得到有效改善。水平上顯著（下同）。（2）教育貧困分析。教育貧困的實證結果見下頁表5，在此同樣把普通面板回歸模型放置其中進行對比。觀察結果發現城鎮化發展對于教育減貧并沒有顯著的作用，可能的解釋是城鎮化對教育貧困存在著倒“U”型的影響，隨著城鎮化發展到一定程度，超過了門檻值使得其對教育貧困的影響變得非常有限，甚至抑制了教育貧困的減少。觀察擬合優度最高的空間杜賓模型可以發現空間自回歸系數ρ顯著大于零，故教育貧困也存在著空間集聚作用，各變量中除城鎮化對教育減貧有消極效果外，產業結構也對教育減貧有顯著的正向作用。這也解釋了服務業發展所導致的人力資本流動使得農村教育資源的流失更加嚴重，而財政干預和人均GDP指標顯著地有利于教育減貧，說明財政支出中逐年增長的教育支出改善了居民的教育水平，相對來說教育具有更多的公共品屬性，故服務于大眾的政府財政支出對于教育減貧有著一定的積極作用。（3）醫療貧困分析。醫療貧困的實證結果見表6。結果表明，不管使用哪種模型進行回歸，城鎮化對于醫療減貧的效果都是顯著的正相關，即促進了人們在醫療資源上的可得性，根據擬合優度R2的數值大小選擇最合適的模型可以發現，時間固定SDM模型效果更好，擬合度達到了0.8503，根據該模型的回歸結果可以看出空間相關系數ρ顯著為正，表明醫療貧困同收入貧困和教育貧困一樣具有空間集聚的特點。對醫療減貧的影響要素中，城鎮化水平、人均GDP和產業結構對醫療減貧具有顯著的促進作用，其中，城鎮化水平每提高1%，醫療貧困減少0.966%，說明人口的城鄉流動有利于醫療服務覆蓋面的擴大，經濟增長和服務業的發展也對醫療減貧產生了積極影響，而財政支出不利于醫療減貧，其原因可能與收入貧困類似，政府的財政支出向GDP績效的項目傾斜而忽視了醫療公共服務的投資。2.4直接效應和間接效應。通過空間杜賓模型（SDM）效應分解所得到的城鎮化減貧的效果如表7所示，其中直接效應是指本地區的城鎮化發展對本地區減貧的影響，而間接效應是指本地區的城鎮化對于周邊地區減貧的空間溢出作用。由表7可知，城鎮化發展對于本地區的收入貧困和醫療貧困均有著直接的抑制作用，但對教育貧困沒有明顯的效果，這與上文分析結果相似。對于空間溢出效應，城鎮化對周邊地區的收入貧困具有顯著的抑制作用，雖然對于醫療貧困的溢出效應不顯著但是為正，方向仍然保持一致。總的來說，各省份之間的減貧存在著明顯的空間關聯效應，而城鎮化的發展不僅有利于本地區的收入和醫療減貧，還能帶動周邊地區的發展，實現跨區域的聯動減貧。2.5分區域進行檢驗。為進一步考查上述解釋變量的多維減貧效應在不同區域有何差異，即檢驗其空間區域性特征，本文根據《中國統計年鑒》對于全國省份進行了東、中、西部三個地區的劃分，并分別對各地區的收入貧困、教育貧困和醫療貧困進行了檢驗，結果如表8所示。由表8可知，對于收入貧困而言，城鎮化指標只對西部地區都有著顯著的抑制作用，而對于東部和中部沒有顯著影響，說明待發展地區的城鎮化更有助于收入減貧，財政支出的減貧效果不太理想，與全國樣本的分析保持一致。人均GDP則有著區域分化的態勢，僅在東部和中部有著較強的減貧效果。而第三產業的減貧效果則在東、中、西部地區均有著顯著的作用，尤其是在西部地區系數值更高，說明越是經濟欠發達的地區，服務業的發展越能帶動貧困減少。對于教育貧困，與全國樣本類似，城鎮化發展不利于教育減貧，在東部地區甚至有顯著的正向作用，說明在越是城鎮化發展面臨飽和的發達地區，城鎮化對于教育減貧越失去了助推效果。財政干預對教育減貧有著一定的抑制作用但并不顯著，人均GDP的減貧效果最好，在東部地區系數值最高，中部其次，說明越是經濟發達的地區，經濟增長越能帶動教育減貧。至于醫療貧困，城鎮化水平在東、中、西部地區均有著1%水平上顯著的減貧作用，在東部地區系數值達到了最高的1.4671，表明經濟越發達，其醫療減貧效果越好。經濟增長的醫療減貧效應則在中部和西部地區產生積極作用，而服務業發展只在中部地區有著顯著的促進作用，財政干預對于醫療貧困沒有減緩作用，這與收入減貧有著相似的表現。

3結論

摘要：貧困是世界各國普遍存在的一種社會現象，消除貧困是全人類的共同愿望。隨著我國經濟體制改革的深入，經濟成份、經濟利益、就業方式、以及社會組織形式的多樣化，使社會群體、利益格局和分配機制發生了顯著變化。在人民群眾生活在總體水平不斷提高的同時，收入差距也在拉大，一部分人率先富裕起來，同時也出現了相當數量的城市貧困人口。本文將對關注這一群體并對其所處困境進行分析，試圖找出解決這一困境的方法。

關鍵詞：城鎮貧困人口、城市化、對策研究

一、造成城鎮人口貧困的原因

隨著改革開放帶來的經濟發展，城鎮居民的生活水平有了很大程度的提高，但是由于國家人口基數過大，以及由于歷史原因造成的種種問題，大多數城鎮居民的生活仍然處在一個較低的水平上。從收入分布的情況來看，大致呈橄欖形，即收入很高和收入很低的人群在城市人口中都是少數，大多數人的收入介入二者之間，屬于中等水平。社會上中等收入的群體所占比重越大，社會的穩定程度越高。這是我國社會穩定的一個重要基礎。隨著收入分配制度改革的深化，平均主義和“大鍋飯”式的分配方式逐漸被“效率優先、兼顧公平”的原則所取代，以按勞分配為主體、多種分配方式并存的局面初步形成。特別是近些年來，資本、技術等生產要素參與分配，提高企業管理人員和技術人員的報酬，使社會成員之間的收入差距進一步拉開，加之一些壟斷行業不合理分配造成的高收入和一些人或多或少的“灰色收入”，出現了一定數量的高收入人群。

與此同時，由于這樣或那樣的原因，城市中一些弱勢群體的生活卻沒有改善或改善很少，從而處于相對貧困狀態。一些城市由于主導產業為煤炭、森工、有色金屬等弱勢產業，加之產業結構過于單一，國有經濟成分比重過大，又處于產業結構調整的過程中，形成了低收入人口相對集中的貧困區。這部分人不僅是收入很低，而且生活的安全感比過去大為降低，導致不同程度的心理失衡，其中年齡較大、文化程度較低、技能單一的人對前途缺乏信心。進入九十年代后，貧富差距逐漸拉大，據中國國家統計局提供的數據，1997年20%的最高收入戶的人均收入是20%最低收入戶的3.1倍，1998年擴大到3.3倍；1997年城鎮居民10%的最高收入戶的人均收入是10%最低收入戶的4.2倍，1998年擴大到4.4倍。貧富差距的另一個側面是地區差別，東部和西部的經濟地區差距越來越大，容易導致地區歧視的產生，不斷擴大的貧富差距導致人們“相對貧困”感的增強，對社會心理造成很大沖擊，也是當今中國社會的一個極重要的不安定因素。同時，由于中國城鎮人口與單位制的結合相當緊密，個人完全依附在單位之中，因而使單位（企業）經營狀況對退休人員的收入產生最直接的影響。九十年代以來，為解決這個問題，政府開始推行“社會統籌與個人賬戶相結合”的新的養老保險方案，近年來，政府更是將“社會化管理”作為養老保險制度改革的重點來抓，但是由于一些企業確實處于很糟糕的經營狀況，無力支付，同時近年來下崗人數激增，所以養老保險的問題迄今并沒有得到根本解決。應當指出，在城市貧困人口中，大多屬于相對貧困狀態，真正處于赤貧狀態的人為數較少。

二、城鎮貧困人口的規模估計

根據官方公布的數字，截止2005年9月底，中國城市共有貧困人口2186萬人；[1]截至2004年底，中國農村共有絕對貧困人口2610萬人，[2]以及近6000萬低收入人口。城鄉貧困人口在構成、致貧原因等方面并不相同。在城市，下崗、失業、困難企業職工，以及上述人員的家屬構成了貧困人口的主體，經濟和社會結構調整是導致這部分人陷入貧困的主要原因；在農村，自然條件因素和個性因素同時對貧困起作用。上述城鄉貧困人口的差別與城鄉二元社會結構不無關系，與這一社會結構同樣關系密切的還有城市和農村各自獨立的社會制度，醫療保障制度也不例外。

一、城鄉貧困人口的衛生服務利用和醫療保障覆蓋

1.衛生服務利用之比較

2003年全國第三次衛生服務調查的數據顯示[3]了城市不同收入居民的健康和衛生服務利用情況。按照收入五等分法劃分，從最低收入的1/5家庭到最高收入的1/5家庭(從左到右)，兩周患病率呈上升趨勢，但是差別并不明顯(不過值得注意的是，該調查數據的來源是“居民自我報告”，如果考慮到收入不同的被調查者對患病的主觀判斷因素在內，結果可能略有不同)；然而，從因病臥床率的數據來看，收入最低的1/5家庭卻遠高于其他收入的家庭；同時低收入人口的未住院率和未就診比例均遠遠高于其他人口(見表1)。

表12003年城市不同收入居民健康和醫療服務利用情況

12345

近年來，在州、縣民政部門的關懷指導下，我鎮扶貧幫困工作緊緊圍繞鎮黨委、政府中心工作，結合年初確定的扶貧幫困工作目標，按照“有訪必復，有難必幫，有憂必分，有災必救”的工作承諾，充分發揮扶貧幫困工作在維護社會穩定，調節社會矛盾，促進社會公平的職能和作用，不斷推進居（村）民自治的進程，努力為人民排憂解難，著力做好低保、貧困戶建房、大病救助、臨時救助、救濟救助等工作，現將我鎮扶貧幫困工作開展情況匯報如下：

一、基本情況

下轄10個社區居委會，一個行政村，一個牧業大隊，無貧困村（居）委會，全鎮總戶數1599417戶，總人口4536451人，家庭生活困難居民占全鎮人口的5%。無勞動能力231337人，不贍養、撫養老人594人，不符合低保條件但生活困難人員45353人，年享受低保人524309人（其中遺屬136人，特殊政策享受低保268人，殘疾人158人，下崗失業16人，無勞動能力505人，老年人384人，學生214人，紅袖標341人，其它8565人），造成家庭生活困難的原因：一是居民文化低，無勞動技能；二是部分居民年老體弱患病，喪失勞動能力；三是因病反貧；四是就業難。截止年月，我鎮最低生活保障戶14512505戶，12524人，月發放保障金123125.09萬元，月共發放低保金455291.1萬元。

二、主要工作情況

（一）、組織機構完善，職責明確

根據上級規定設立了社會宗教事務辦公室及愛心捐且站等職能管理服務部門。制定了年度扶貧幫困工作計劃和相應的考核細則及目標責任書。

今年以來，全區市場物價出現了新一輪上漲，特別是居民生活息息相關的生活必需品價格漲幅較大。脂油、肉禽蛋、蔬菜、水產品等食品價格漲幅都超過了10.0%,物價大幅上漲對我區城鎮居民尤其是城鎮低收入居民的生活產生了一定影響。

一、全區城鎮居民的收支情況

（一）收入情況。1-5月，全區城鎮居民人均可支配收入為4974.22元，比上年同期增長13.8%；月人均994.84元。將全區100戶調查戶按相對收入不等距分組：1-5月份，低收入組居民家庭（占抽樣調查戶數的20%）人均可支配收入為2684.04元，月人均536.80元,僅占全區月平均人均可支配收入的53.95%。

（二）支出情況。1-5月份，全區城鎮居民人均消費性支出3417.46元。其中：居民人均食品消費支出1030.65元,恩格爾系數為39.7%，比上年同期高1.4個百分點，食品價格持續上漲成為主要因素。截至5月末，我區低收入組居民家庭人均消費性支出1180.49元，食品支出人均582.57元，月人均僅為116.51元,恩格爾系數為49.4%，比全區平均水平高9.7個百分點。

二、物價上漲對城市低收入居民家庭生活的影響

據資料顯示，1-5月份，全區低收入居民家庭,由于食品價格的上漲，對生活的影響十分明顯，具體表現在以下幾個方面：

上世紀80年代中后期，隨著改革開放的不斷深入和社會主義市場經濟體制的逐步建立，我國經濟高速發展，客觀上要求擴大高等教育規模，對高等教育經費的需求迅速膨脹，而且財政撥款遠不能滿足日益增長的需要，導致當時高等教育經費嚴重緊缺。1989年國家出臺了《關于普通高等學校收取學雜費和住宿費的規定》，高等教育成本分擔（以下簡稱成本分擔）制度開始在高校中進行試點，逐步推廣，如今各高校已經全面實行了收費制度。在教育制度改革初期，推行成本分擔政策對緩解高校經費緊張狀況，改善辦學條件起了巨大的作用，為高校大規模的擴招奠定了基礎。

但高校在實行收費制度不過十幾年的時間里，收費標準提高較快，以1990至2001年為例，學生人均學雜費由最初的不足100元上漲到2001年的將近4000元，1998年以前，歷年學生人均學雜費均低于農村家庭人均純收入，而到1998年兩者基本持平，1999-2001年間前者已經超過了后者，差距逐年增大，且增大的速度相當快（見表1）。近幾年，不斷上漲的學費讓工薪家庭越來越感覺負擔沉重，農村貧困家庭更是難以承受。如何確定合理的收費標準以保證高等教育公平（以下簡稱教育公平），讓貧困家庭子女不因經濟條件而喪失接受高等教育的機會已為專家學者和社會各界倍加關注。

本文擬從我國普通高等學校生均學雜費與同期農村居民家庭人均純收入（城鎮居民人均可支配收入）之間的關系入手，探討我國高等教育學費水平與社會實際承受力的適應性，分析我國高等教育成本分擔對高等教育公平的影響并提出政策建議。

成本分擔影響教育公平的理論分析

成本分擔是指教育成本由各個方面共同來承擔，一般認為承擔方主要包括：學生的家長、學生本人、政府、工商企業等。本文中的成本分擔主要指學生家長和學生本人以繳納學雜費的形式對教育成本進行部分補償。教育公平主要是指在高考分數達到國家規定錄取線的前提下，家庭經濟條件不同的學生享有同等接受高等教育的機會，即貧困家庭子女接受高等教育的機會不應由于經濟原因而受影響。我國成本分擔的主要形式是收取學雜費，新中國成立后相當長的時間里，基本上實行免費的高等教育。現在我國人民生活水平大大提高了，讓受教育者分擔部分教育成本已成為可能。由免費到收費的轉變是發展高等教育的需要，但一般說來，人們普遍認為收費在一定程度上限制了青年人接受高等教育的機會，因而主張收費越低越公平，最好是免費，這樣就不會有人因為交不起學費而不能夠上大學。

然而西方學者經過對免費的高等教育反思和驗證后，認為免費高等教育不利于教育公平，理由有二：首先，免費高等教育實際上是用納稅人的錢來供富有家庭的子女接受高等教育。如果高等教育實行免費，高等教育經費則需由主要來源于稅收的國家財政供給，而富有家庭的子女由于各種有利因素往往比其他階層的子女有相對較多的接受高等教育的機會，因此，免費高等教育實質上是讓富有家庭的子女占有了其他階層子女應該享用的國家對高等教育的投入。其次，接受高等教育會使個人獲得較高的收益，免費的高等教育是在用國家的錢為個人投資，因而對沒有接受高等教育的人是不公平的。