貧窮命運歸因之決定因素

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在族群部份，2002 年台灣客家人比起台灣閩南人贊同貧窮結構歸因，且達到顯 著水準。而大陸各省人則比台灣閩南人不贊同以結構性因素解釋貧窮的原因，但並 不顯著。在 2007 年，迴歸係數方向則相反，但並未達顯著水準。

（六） 兩年度之比較

兩年度之可解釋變異量數值並不高，2002 為 0.043，2007 年為 0.048。在兩個年 度均顯著之變項為教育年數、家庭所得及客觀階級位置。教育年數越高，越不贊同 結構性因素造成社會中的貧困。顯示台灣的教育並沒有啟蒙學子關注社會不平等之 面向。而資本家比起不在就業市場者不贊同社會經濟結構因素導致貧窮，則顯示同 過去研究，上層階級較不會支持挑戰社會現狀之結構歸因。收入對結構性因素導致 貧窮之歸因有負向效果，與 Reutter et al.（2006）研究一致。表示人們對經濟成就困 境進行歸因時，會選擇與自己利益或經驗較相符之選項。

三、貧窮命運歸因之決定因素

表 4-5 是貧窮命運歸因之迴歸分析結果。依變項為認為一個人會窮是命運不好 所導致，為一個等距變項，數值越高表示越贊同。

（一） 性別

在個人條件部份，性別對貧窮命運歸因的影響並不顯著，而且兩個年度的影響 方向並不相同。在 2002 年，性別對命運歸因有負向影響，也就是女性比起男性不贊 同窮人落入貧窮是由於命運不好，並未達顯著性。在 2007 年則相反，也未顯著。標 準化迴歸係數（不在表中）甚小，分別是 0.006 及 0.02，顯示性別對貧窮命運歸因 影響力不大。

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（二） 家庭背景

在家庭背景對貧窮命運歸因之影響部份，衡量家庭背景之變項包括父親教育年 數及求學時期之貧窮經驗。先從父親教育年數觀之，在 2002 年，父親教育年數對貧 窮結構歸因呈現正向影響，且達到顯著水準（p<0.05）。亦即受訪者父親教育程度越 高，越會贊同窮人是因為命運不好而落入貧窮，與假設不符。家庭背景較佳何以反 合較贊同命運歸因，目前本研究難以解釋。而在 2007 年，父親教育年數對依變項沒 有影響，標準化迴歸係數為 0。兩年度相比較，結果並不一致，父親教育程度之影 響似乎不明確。

接下來探討貧窮經驗部份，在 2002 年貧窮經驗對貧窮命運歸因有正向影響，亦 即有貧窮經驗者較易認為命運不好導致貧窮，未達顯著水準。2007 年有貧窮經驗者 則較不認為貧窮的主因在於命運較差，亦不顯著。由此可見，貧窮經驗對貧窮歸因 之影響並不明確。貧窮相關經驗之有無，不會影響民眾是否偏好以命運因素解釋貧 窮之發生。

（三） 社經地位

關於社經地位之影響部分，本研究以教育年數、客觀階級位置、公私部門及家 庭月收入代表社經地位。首先，探討教育年數之影響。在 2002 年，教育對貧窮命運 歸因有負向效果，且達到顯著水準（p<0.01）。教育程度越高，越不贊成窮人因為命 運不好而陷入窮困。與 Reutter et al.（2006）之研究結果一致，其指出低教育者及低 收入者對於命運歸因之支持反映其難以控制的日常生活、低能動性及樂觀，因而只 能聽天由命。在 2007 年，教育對命運歸因則幾乎沒有影響，標準化迴歸係數為 0。

可能原因是，觀察本章第一節之依變項次數分配表（見表 4-1，頁 35）可知，在 2007 年贊同命運歸因者減少，不贊同者增多，顯示該年度台灣民眾對命運歸因有較高之 共識，不論教育程度高低對命運因素之看法大略相同。

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接著探討客觀階級位置對命運歸因之影響。在 2002 年，受訪者為資本家比未就 業者不贊同命運因素造成貧窮，且達到顯著水準（p<0.01）。受訪者為受雇階級則比 起未就業者贊同命運因素導致貧窮，但未達顯著水準。顯示社會階級越高，越傾向 於不贊同非個人因素導致貧窮，而沒有工作者或受雇階級則較會採取命運歸因的觀 點。在 2007 年，資本家比起沒有工作者不贊同命運不好導致貧窮，但未達到顯著水 準，受雇階級之結果亦為如此。

將 2002 年及 2007 年資料進行比較，資本家比起不在就業市場者及受雇階級不 贊同命運之說，顯示客觀階級位置越高越不贊同命運因素造成經濟困境。客觀社會 階級位置越高，顯示在經濟成就上較為成功，具有生產工具且雇用員工，對自身經 濟狀況較有掌握力，故比起其他階級較不認為命運因素造成經濟成就困境。

公私部門在兩年度之影響並不相同。在 2002 年，公部門比起私部門從業者不贊 同命運歸因，但並不顯著。2007 年，公私部門對命運歸因則有正向影響，但亦未達 到顯著水準。亦即於公部門工作之受訪者比起在私部門者，傾向於贊同命運歸因。

兩年度之影響並不相同，可能的原因為何，需要進一步探究。

最後，探討收入對貧窮命運歸因之影響。在 2002 年，收入對命運歸因有負向影 響，但並不顯著。而在 2007 年，收入對命運歸因亦有負向影響，收入越高越不認為 命運因素導致貧困，且達到顯著水準，與 Reutter et al.（2006）研究發現一致。參照 兩年度之資料，收入越高者，越傾向於不贊同命運歸因。

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+p<0.1,*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001

（四） 社會心理

在社會心理變項部份，變項包括宗教虔誠度及主觀階級位置，沒有變項兩年度 均顯著。先討論主觀階級位置的部份。在 2002 年，受訪者主觀社會階級位置越高，

越傾向於不贊同貧窮是命運不好所致，與 Hunt（2004）之研究發現一致，且達到顯 著性（p<0.05）。此發現與客觀階級位置對貧窮歸因的影響發現一致，受訪者客觀及 主觀認定之社會階級位置越高，越不認為命運不好造成貧窮。不過，在 2007 年，主

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觀階級位置對貧窮命運歸因之影響同樣具負向效果，但並不顯著。

宗教虔誠度對命運因素之影響則不明確。在 2002 年，宗教虔誠度對命運歸因有 正向影響，符合宗教信仰越虔誠，將越贊同命運歸因之假設，但不顯著。在 2007 年則為負向影響，與研究假設不符，且達到顯著水準（p<0.1）。顯示即便宗教信仰 虔誠，並不會促使他／她認為命運因素造就窮人落入貧窮。

（五） 控制變項

一般會有年齡越大，越會相信命運之說的看法。然而在表 4-5 中並沒有顯示這 樣的結果。在 2002 年，年齡並不影響貧窮命運歸因，迴歸係數為 0。2007 年亦是如 此，甚至達到顯著水準（p<0.1）。由此可知，年齡並不會影響人們對於命運因素導 致窮人陷入經濟困境的看法。

在父親籍貫的部份，可看出台灣閩南人比起台灣客家及大陸各省人贊同命運不 好造成貧窮。在 2002 年，台灣客家人比起台灣閩南人不認為命運因素導致貧困。而 大陸各省人比起台灣閩南人的看法亦是如此，但未達顯著水準。在 2007 年，大陸各 省人比起台灣閩南人不贊成命運歸因，且達到顯著，p<0.05。台灣客家人亦比起台 灣閩南人不贊同，且達到顯著性。

（六） 兩年度之比較

整體觀察，2002 年比起 2007 年之模型判定係數稍高，2002 年為 0.03，2007 年 為 0.02，整體模型之解釋力並不高，可能還有其它因素尚待研究。在 2002 年，顯著 之變項為受訪者教育年數、父親教育程度及主觀階級位置。而 2007 年，顯著之變項 為受訪者之家庭所得及宗教虔誠度。模型中沒有變項在兩個年度均顯著，顯示這些 自變項解釋依變項之效果不太穩定。

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接下來，本文就個人、結構及命運歸因進行比較。先從判定係數觀之，最有模 型解釋力為結構歸因，其次為命運歸因及個人歸因。從本章第一節台灣民眾對貧窮 歸因的態度直方圖（見圖 4-1，頁 35）便可看出，台灣民眾對個人及命運歸因有較 高之共識，約有五成至八成以上民眾贊同個人歸因，約只有三成民眾贊同命運歸因。

而歸咎社會結構因素之選項則有較大之分歧，約有兩成贊同社會不公平，而約有六 成贊同沒有工作機會造成貧窮，因此較能以社會屬性變項解釋其中之差異。由此可 知，民眾對於個人歸因或命運歸因較具共識，而結構性歸因則有賴社經地位、家庭 背景等生活經驗型塑才得以產生。

此與 Kluegel 及 Smith 的美國研究發現一致。他們認為由於個人主義之思維已是 美國文化之核心，所以對個人歸因之擁護跨越社會階層及種族，而結構歸因之思維 則有賴於個人社會地位、生命經驗及所接觸之文化型塑而來，導致這些代表社會屬 性之變項具有較大之解釋力（Kluegel and Smith 1986：93）。本研究之結果亦顯示，

台灣民眾也有跨越社會階層贊同個人主義思維之傾向，而在結構歸因部份，則較受 到社經地位的影響。

比較個人歸因及結構歸因之表格，可以發現均是 2007 年較 2002 年之判定係數 較高。可能的原因是在整體經濟狀況較差之 2002 年，民眾對貧窮個人或結構歸因之 看法較為類似，不同社會屬性較難解釋貧窮歸因之差異，而經濟狀況較佳時，民眾 之看法較為分歧所致。

接著比較本研究自變項之四大面向對不同模型之解釋，從模型中可知，沒有任 何一個面向在三個表格均顯著。在個人歸因中，受訪者性別及家庭收入兩個年度均 顯著；在結構歸因中，唯有受訪者家庭收入達到顯著水準；在命運歸因中，沒有變 項兩個年度均顯著。由此可知，民眾之社經地位對於個人及結構歸因的影響甚為重 要。在命運歸因的部份，則可能需要其它類型之變項加入以提升模型解釋力。

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