貧窮結構歸因之決定因素

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年，年齡的效果為負向，亦沒有達到顯著水準。

在父親籍貫部份，2002 年父親籍貫為台灣客家人比起台灣閩南人贊同貧窮的原 因出於個人，且達顯著水準，p<0.01。此與一般對客家人強調勤奮的印象一致。父 親籍貫為大陸各省的人比起台灣閩南人不支持貧窮個人歸因，但未達顯著水準。在 2007 年，台灣客家人比起台灣閩南人不贊同將貧窮歸咎於個人，不過並不顯著。大 陸各省人則比起台灣閩南人不贊同貧窮個人歸因，且達顯著水準。比較兩年度之資 料，顯示外省人比起閩南人和客家人不贊同將貧窮歸因於個人。

（六）兩年度之比較

觀察 2002 年之模型，可解釋變異量為 0.014，數值不高。顯著之變項為代表個 人條件之性別（p<0.01）、家庭所得（p<0.05）及宗教虔誠度（p<0.05）。2007 年之 模型可解釋變異量為 0.03，較 2002 年多一些。以下是顯著之變項：性別、代表家庭 背景之貧窮經驗、社會心理面向的主觀階級位置（p<0.01）及家庭所得（p<0.05）。

在兩年度均顯著之變項為性別及收入。在兩個模型中，性別都有重要的影響，顯示 台灣女性較男性不贊同貧窮個人歸因。而家庭所得越高者，越傾向於認為個人特質 或生活習慣不佳導致經濟貧困。

二、貧窮結構歸因之決定因素

前節探討個人條件、社經地位、家庭背景及社會心理因素如何影響台灣民眾以 個人角度解釋在台灣社會窮人落入貧窮的原因。本節亦以同樣自變項，分析台灣民 眾何以以結構角度解釋貧窮的決定因素，此處之結構因素是指社會不公平及沒有工 作機會。

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（一） 性別

表 4-4 是以結構因素解釋窮人的經濟困境之迴歸分析結果。依變項是認為一個 人會窮是結構因素所導致，為等距變項，數值越高表示越贊同結構歸因。從表中可 看出，在個人條件部份，以 2002 年來看，性別對貧窮歸因有正向效果，也就是說女 性比起男性贊同以結構因素解釋貧窮，2007 年的資料亦是如此，但並不顯著，兩個 年度的結果差異不大。不符合假設 1。此研究結果與 Kluegel 及 Smith（1986）和 Hunt

（2004）的研究不符，他們發現女性較贊同結構歸因。但從迴歸係數的方向上觀察 卻展現同樣的趨勢，在社會中較易處於弱勢位置的女性，比起男性較看重結構因素 造成貧窮。

（二） 家庭背景

接下來探討家庭背景對貧窮結構歸因之影響。測量家庭背景之變項包括受訪者 父親教育年數和貧窮經驗。首先，探討受訪者父親教育年數部份，從表 4-4 可看出，

在 2002 年及 2007 年，受訪者父親教育年數對貧窮結構歸因有正向影響，表示受訪 者父親教育程度越高，越可能支持貧窮結構歸因，不過並不顯著。不符合假設 4-1。

在貧窮經驗的部份，2002 年之數據顯示，曾經因為家中經濟困境而在求學階段 出外打工者，越可能認為結構性因素造成窮人落入貧窮，且達到顯著水準。符合具 有貧窮相關經驗較會同意貧窮結構歸因之假設，與 Kallio 及 Niemelä（2014）的發 現相同。不過，在 2007 年，貧窮經驗對結構歸因有負向效果，過去的貧窮經驗反而 讓人較不贊同結構因素，但未達顯著水準。或許是 2007 年整體經濟狀況好轉，使得 這些有貧窮經驗的人，不贊同結構性因素對貧窮的影響。

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

（三） 社經地位

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而在 2007 年，教育年數越高，越傾向於不認為結構性因素造成貧窮，且達到顯 著水準，與研究假設一致。此與王方（2002a）之發現一致。在 2002 及 2007 年，教 育程度對結構歸因之影響相同，且符合研究假設 5-1，表示在台灣學校教育程度的提 升無益於增進對社會結構不公平程度之了解。

關於客觀階級位置之影響部分。從表 4-4 可知在 2002 年，受訪者處於資本家階 級比起無工作者不贊同將貧窮歸咎於結構性因素，並達到顯著水準，符合社會階級 越高，越不贊同結構歸因之假設。受雇階級也比起不在就業市場者，不贊同社會結 構因素造成貧窮的發生，但未達顯著水準。顯示出不在就業市場者比起其它階級注 意到結構性因素對台灣窮人的貧窮困境之影響。

在 2007 年，資本家階級同樣相較於沒有工作者不贊同結構因素導致貧窮，顯示 社會中階級位置最高者與其他階級之看法殊異。階級位置越高者，更否認社會經濟 結構造成窮人之經濟困境，因為社會階級位置越高，於社會中處於優勢位置，參與 社會中之經濟體系甚深，也就比較難以察覺形成自身優勢位置之結構性因素，或是 比起社會弱勢者更有誘因認同社會經濟現況。不過，在此年度受雇階級卻比起不在 就業市場者贊同結構歸因，與研究假設不符。原先預設階級位置越低，應較贊同結 構歸因，不在就業市場應比起受雇階級弱勢，然而結果卻與假設不符。可能的原因 是不在就業市場包含對象太廣而沒有辦法代表弱勢群體，因為此變項包含家管、目 前沒工作及退休，也許較難以衡量其真實經濟狀況。

至於在公部門或私部門工作對貧窮歸因之影響部份，表中顯示在 2002 年，受訪 者處於公部門較不贊同結構因素造成貧窮，與假設相符，但並未達顯著水準。在 2007 年，在公部門工作者也是比較不贊同結構歸因，符合研究假設，但未達顯著性。兩 年度之係數方向一致，顯示在台灣公部門工作者較不贊同社會結構性因素造成窮人 陷入經濟困境。

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收入對貧窮結構歸因有顯著影響。在 2002 年，收入對貧窮結構歸因有負向影響，

收入越高越不認為窮人因為社會或經濟環境因素落入貧窮。此與研究假設相符，且 達到顯著。在 2007 年，收入對貧窮結構歸因的效果與 2002 年相同，且達到顯著水 準。表示在台灣，高收入者越不會認為台灣社會之貧窮問題在於社會結構，而低收 入者較能看見貧窮之社會經濟環境因素，符合自利原則之假設。

（四） 社會心理

本研究代表社會心理之變項為宗教信仰虔誠度及主觀階級位置。表 4-4 顯示，

兩個年度宗教虔誠度對貧窮結構歸因的影響並不顯著。但從迴歸係數方向可知，宗 教虔誠度對貧窮結構歸因有正向效果，對宗教活動愈虔誠，愈贊同結構性因素造成 經濟困境之觀點，與研究假設不符。此變項標準化迴歸係數只有 0.01，顯示影響力 甚小。

在主觀階級位置部份，兩個年度之結果並不相同。在 2002 年，主觀階級位置對 貧窮結構歸因有正向影響。亦即主觀階級位置越高，越贊同結構因素導致貧窮，與 假設不符，但未達顯著水準。而 2007 年，主觀階級位置對結構歸因之影響為負向，

主觀階級位置越高，越不認為貧窮的原因出在社會結構，且達到顯著水準，符合假 設 6-2。

（五） 控制變項

以自利的觀點，年齡越長，越不贊同貧窮之原因為結構性因素（Kluegel and Smith 1986；Hunt 2004；Kreidl 2000；Wilson 1996）。台灣之研究結果，不論是 2002 年或 2007 年的模型，年齡均不會影響貧窮結構歸因，標準化迴歸係數為 0。顯示年 齡越長，不見得處於優勢位置或以優勢族群之姿態看待貧窮發生之原因。而年齡越 輕，亦不見得比較會採取支持社會公平之態度。

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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。