我國貧困代際傳遞及動態趨勢實證研究

文/馬文武 楊少壘 韓文龍

貧困代際傳遞就是指貧困狀態在代際之間的傳遞和復制。該概念是由美國經濟學家在20世紀60年代研究貧困階層長期不能脫貧而提出的，之后在美國等發達國家引起了廣泛研究。從研究來看，主要從發生機制上解讀貧困代際傳遞原理，如從父母受教育程度、基因遺傳與疾病、性別與營養投資、收入等家庭微觀因素去解釋貧困代際傳遞機理，以及從社會等級制度、種族差別、家族集團與家族榮譽、宗教和信仰等社會較宏觀因素去分析貧困代際傳遞原因。我國經歷了長達30多年經濟高速增長，國民收入水平顯著提高，在反貧困方面取得了舉世矚目的成就，但是至今我國農村還存在集中連片貧困區，在城市亦有規模龐大的城鎮低保人口。按照我國現行貧困標準，2017年底農村還有3046萬貧困人口，貧困似頑疾而難以祛除。同時，一些實證研究表明收入在代際之間存在明顯正相關關系，使得貧困代際傳遞可能具有普遍性，反貧困任務更為艱巨。

但受數據限制，對我國貧困代際傳遞實證研究還顯不足，特別是其動態變化特征研究有待深入。現有實證研究文獻，較多是通過研究代際收入流動性來側面反應貧困代際傳遞，鮮有將貧困變量納入模型正面研究。在方法上，主要是通過建立父輩收入對數對子代收入對數的回歸方程，估計彈性系數來衡量代際之間收入流動性大小，彈性系數越高，代際收入流動性越小。由于使用樣本數據和數據處理方法等存在差異，使得對于代際收入流動性的估計結果不一致，但與已有國家的相關研究結果相比，中國代際收入流動性還是偏低。同時，目前僅有的兩篇研究中國代際收入流動性趨勢的文章，均得出了代際收入流動性趨勢大體呈增強態勢特點。但不管是收入流動性較低的判斷，還是收入流動性趨勢增強的結論，都沒明確指出主要是由那些收入階層引起的，因而也不能據此推斷貧困代際傳遞的強弱。雖然有的研究通過構建收入流動矩陣，來揭示整體代際收入流動性趨勢增強的內部原因，但研究中存在兩個不足：一是，采用數據的時間年份有限，不能反映流動趨勢；二是，父輩和子代收入數據均來源于同一年，而其收入在同一時間很可能同時遭受暫時性沖擊，使代際收入具有正向關系從而低估收入流動性，但研究希望知道若干年后子代收入地位相對于父輩發生了怎樣的變化，顯然這樣的要求需要對不同年份父輩和子代配對，然后考察他們收入相對位置的變化。

介于目前研究情況，文章在如下方面做了拓展：一是選用不同年份的父輩與子代數據配對，減少收入變量之間的相關性，同時也大大減少了父輩貧困變量內生性問題；二是改變用彈性系數反應代際收入流動性從而研究代際貧困傳遞性方法，通過建立包含貧困變量的離散選擇模型，考察貧困機會來研究貧困代際傳遞性；三是跨時期動態考察貧困代際傳遞變化趨勢，并做城鄉比較分析。

整體性預判與模型、數據及變量

（一）整體性預判

為了對我國貧困代際傳遞狀況有一個整體預判，先從收入流動性視角，運用收入流動矩陣，依托CHNS數據，采用父輩和子代不同年份的數據進行匹配，父輩—子代匹配年份具體為：1989—1997年、1993—2000年、1997—2004年、2004—2011年。配對后四組數據配對樣本分別為398、405、251、231，構建五分位收入流動矩陣（mobility matrix），來分析低收入家庭代際收入流動性，通過對每一矩陣中代表低收入家庭元素P11的聯合考察，發現P11分別為22.5%、28.39%、21.56%、36.36%，說明低收入群體在經過若干年后，其孩子維持在低收入地位的比重（除1997—2004年）基本上呈上升趨勢，說明貧困代際傳遞性在增強。

（二）研究模型

但我們最想知道的是“孩子”從“窮爸爸”那繼承貧困的機會有多大、以及這種機會存在怎樣的變化趨勢、在城鄉之間差異怎樣？這些文章將通過構建計量模型加以研究。

由于父輩貧困，子代貧困均是虛擬變量，因此構建離散選擇模型。要研究貧困的機會，也就是研究貧困發生的條件概率，logit模型可以達到目的，具體設定形式如下：

式（1）中P=P(y=1|x)，表示子代發生貧困的條件概率，條件x中包含重要的解釋變量：父輩貧困，這樣將父輩貧困和子代貧困的概率直接聯系起來了。對式（1）變形可改寫為：

式中，“P/(1-P)”表示子代發生貧困的概率是不發生貧困概率的多少倍。假設xi增加一單位，對應子代貧困發生機會為P*，則“發生貧困的概率是不發生貧困概率的倍數”在xi變化前后之比為

exp(βi)在stata軟件中稱為幾率比（odds ratio），其含義表示的是解釋變量增加一單位引起幾率比變化的倍數。

最終我們結合本文研究的重點，對具體變量進行取舍后，用于參數估計的模型設定為

模型中Pi表示子代個體i發生貧困的概率，Xki為模型中影響子代貧困的自變量，具體包括父輩是否處于貧困狀態、父輩戶籍身份、父輩的職業階層、父輩文化背景、子代身體健康狀況、子代文化狀況、子代性別、子代年齡、子代年齡的平方、子代職業階層；βk表示各變量的回歸系數。Aji表示時間虛擬變量，在模型中作為控制變量，控制子代貧困發生機會的時間趨勢，γj則是時間虛擬變量的回歸系數。XAji代表由自變量、時間變量生成的交互變量，ckj為其回歸系數，用于反映各自變量對子代貧困發生機會影響效應隨著時間的變化情況，用以研究趨勢變化。

（三）數據說明

本文研究數據來源于CHNS數據庫，通過細致的數據處理，根據“CHNS Relationship File”中的關系代碼和個體收入中ID代碼，在每一年數據中匹配出父輩與子代配對樣本，再根據調查年份信息保留年齡在18-65歲的個體作為研究對象。在貧困線的選擇上，農村貧困線，按照世界銀行2005年的標準，為1.25美元/人日，通過購買力評價和農村價格指數調整到2011年為2389.04元人民幣/人年；城市貧困線，夏慶杰等（2007）認為，考慮到城市經濟發展水平，城市貧困線選擇每人每天2或3美元比較合適，綜合考慮，本文城市貧困線選擇為每人每天2美元，同理調整到2011年為3069.39元人民幣/人年。從配對樣本和全樣本反應出的貧困變化趨勢來看，具有一致性，且貧困發生率的測度結果無顯著差異，這種比對結論說明了本文配對樣本對于研究全國和城鄉結構層面上的貧困是有效的。

（四）變量

在計量模型研究中，涉及到的因變量為子代貧困，根據子代收入按困線確定是否貧困，設定虛擬變量，是=1，否=0。涉及到的自變量有父輩貧困、父輩收入、父輩戶籍身份、父輩的職業階層、子代職業階層、子代文化水平、子代健康、子代性別、子代年齡、時間變量、地域變量等；同時還設定了交互變量，為了考察某些因素對子代貧困發生機會的影響隨著時間的變化情況，由時間變量與其它一些變量生成了相應交互變量，由研究重點的不同，加入不同的交互變量形成了幾個模型，以此對估計結果進行分析。

模型估計及分析

對于本文研究所設定的模型方程（4），以子代是否貧困為因變量，通過一系列估計結果，抓住關鍵信息——平均邊際效應和幾率比，可以對貧困代際傳遞展開詳細分析。

（一）靜態分析

通過靜態維度分析表明，我國存在十分明顯的貧困代際傳遞性；父輩貧困機會增加1個百分點，子代貧困機會提高0.162個百分點；貧困家庭的孩子，是非貧困家庭的孩子陷入貧困機會的3.1018倍，貧困機會高出了210.48%。故父輩貧困與否對子代貧困影響甚大，貧困代際傳遞特征表現十分明顯。雖然貧困代際傳遞性很強，但是在城鄉表現不一致。城市貧困的代際傳遞要顯著低于農村貧困的代際傳遞，貧困代際傳遞機會大概是農村的76.9%，城鄉差異十分顯著。就各項特征變量來分析，父輩職業階層差異對于子代陷入貧困機會影響不是很大。但子代從事什么職業，對于自身陷入貧困機會影響較大；具體來看，工人、商業服務人員、辦事人員、專業技術人員、管理人員陷入貧困機會顯著低于農民，尤以管理人員陷入貧困機會最低，這從另外一個方面反映了我國行業收入差距較大的事實。從子代其他個人特征來看，越健康陷入貧困機會較低；教育能顯著降低貧困機會，每增加1年教育，可以降低貧困概率0.0046，說明提高子代人力資本積累對于增加收入、減少貧困代際傳遞是十分有效的途徑。個人年齡與貧困的關系呈現出先減少后增加的典型“U”型關系，這也符合個人收入與年齡之間的倒“U”型變化關系：個人隨著自己閱歷的增加、經驗的積累、知識的豐富等，其收入會隨著年齡不斷增加，故陷入貧困機會減少；但當個人年齡達到一定階段后，由于年老、健康程度下降等原因，導致個人收入開始降低，因此貧困機會開始增加。從性別變量看，系數估計顯著為負數，說明僅就個人性別而言，男性比女性陷入貧困機會要低約為12%，這與社會上男女性別收入差異關系相符合：一般而言男性工作收入要高于女性。

（二）動態分析

1.貧困代際傳遞分析

從模型估計結果看，子代貧困呈現遞減態勢，1993年貧困為1989年的76.36%，2000年為33.87%，到2011年變為12.13%，隨著時間的變化呈現明顯下降趨勢。但是貧困代際傳遞機會呈上升趨勢。在2000年后貧困代際傳遞性不僅十分明顯，而且還有進一步深化的現象。這與轉型期我國經濟社會結構解構和重構速度加快，各項資源有限和分配不公有關。貧困者作為社會弱勢群體，在社會和經濟轉型中無獲取這些有限資源的平等機會，使得貧困家庭孩子出入社會后的競爭能力不強，再次陷入貧困可能性增加，故推動了整個社會貧困代際傳遞性的提高。

縱觀我國貧困變化情況，隨著我國經濟不斷發展，收入水平不斷提高，以及政府實施一系列有效的城鄉扶貧政策，如城鄉“低保政策”、城鄉“醫療救助制度”，在農村實施的具有針對性“區域扶貧”、“移民搬遷”、“開發移民”等扶貧政策，在城市實施的“再就業工程”、“失業救濟制度”等，使得貧困發生面得到有效遏制，貧困線以下人口數量逐年大幅下降，反貧困成績斐然。但是伴隨貧困發生率不斷下降的是貧困代際傳遞的機會在增加，而這一特征又恰是有關部門和學界長期相對忽略之處，使得消除貧困的政策沒有聚焦代際貧困這一問題。因此，今后我國的反貧困政策要有意識考慮到貧困代際傳遞性增加這一問題，在反貧困政策中，多關注于貧困家庭孩子的教育和成長，盡量避免其將來重蹈父輩貧困的覆轍。

2.城鄉差異分析

進一步，本文要探究貧困代際傳遞城鄉差異的動態變化情況。

首先，不考慮代際傳遞性，子代貧困城鄉差異在時間維度上顯著。平均邊際效應和幾率比表明城市子代貧困發生機會低于農村，1991年低0.0821、1993年低0.0987、1997年低0.1986、2000年低0.3885、2004年低0.3547、2006年低0.4419、2009年低0.2651、2011年低0.6138，差距拉大趨勢明顯。幾率比顯示，1991年城市子代貧困機會為農村子代貧困機會的0.4624（0.7316×0.5829）倍，1993年為0.3805倍、1997年為0.1986倍、2009年為0.1271倍、2011年為0.0467倍。可以看出，子代陷入貧困機會的城鄉差距越來越明顯。

然后，考慮貧困代際傳遞性，分析貧困代際傳遞的城鄉差異動態變化趨勢。這一問題可由城鄉變量與時間變量的交互項再與父輩是否貧困的變量形成三變量的交互項反映。生成的三變量交互變量均不顯著，說明城鄉貧困代際傳遞及其差異性在時間維度上并無顯著的變化，具有一定穩定性。

結論與政策啟示

本文對我國城鄉貧困的代際傳遞性及其動態變化趨勢，采用計量模型從靜態和動態兩個維度進行了實證分析，得出的主要結論和相應政策啟示如下。

計量結果靜態維度分析表明，貧困代際傳遞特征在我國十分明顯；同時分城鄉看，農村貧困代際傳遞機會要明顯大于城市，且城鄉差距明顯。從子代貧困發生的影響因子分析中發現，個體行業差異對于其貧困發生機會影響顯著，但父輩行業差異對子代貧困機會的代際影響不明顯。這一方面，反應了我國行業收入差距較大，應努力打破行業壟斷，完善勞動力市場，促進人員在行業之間自由流動來破解這一難題；另一方面，說明行業對于收入進而對于貧困的影響主要存在于時間的截面維度上，無明顯代際傳遞的縱向影響特征。教育、健康對于降低子代貧困的作用巨大，關注貧困家庭孩子的教育，通過各種政策支持其人力資本的積累是掐斷貧困代際傳遞鏈條的有效途徑。我國貧困方面存在明顯的性別歧視，女性貧困發生機會要高于男性，關注女性貧困，促進女性在教育、就業等方面與男性享有平等的權利是減少性別歧視的有效途徑之一。貧困發生機會與年齡呈“U”關系，啟示政策制定應著力關注年輕人就業問題，為青年人創業、就業、擇業提供支持，同時制定和完善養老政策，讓老年人老有所依，避免老年貧困。

計量結果動態維度分析表明，雖然我國整體貧困水平呈現逐年下降趨勢，但是貧困家庭的代際傳遞機會基本表現為上升趨勢。同時，貧困代際傳遞機會的城鄉差異性無明顯變化，說明農村貧困代際傳遞機會大于城市的現狀無改善的跡象；另外，城鄉子代貧困機會差距自上世紀90年代以來在拉大，其實質體現了城鄉低收入群體的收入不平等。這些結論給反貧困政策制定以重要啟示：首先，就目前而言，反貧困要反貧困代際傳遞，要多關注貧困家庭子代的培養，為其成長、成才創造良好環境；其次，反貧困的同時要解決好城鄉差距問題，為城鄉居民特別是低收入群體在獲取資源方面創造一個公平、公正的社會環境，提供機會平等的競技場，以縮小城鄉收入差距，最終減少貧困代際傳遞的機會和縮小機會的城鄉差距。