先賦性還是自致性：城市流動人口貧困代際傳遞
——基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(2010—2014)的實證分析

張 強，李明元

(華南師范大學 政治與公共管理學院，廣州 510006;貴州師范大學 大數(shù)據(jù)與計算機科學學院，貴陽 550001)

一、研究問題與文獻回顧

貧困不僅是一個經(jīng)濟問題，更是一個值得關(guān)注的政治和社會問題。長期以來，基于農(nóng)業(yè)大國的基本國情和農(nóng)村人口貧困的現(xiàn)實，中國扶貧工作的重點是農(nóng)村貧困。隨著農(nóng)村扶貧政策的持續(xù)強化，尤其是十八大以來，中國農(nóng)村精準扶貧工作取得顯著成效：2013—2019年，中國減少了約9 295萬貧困人口，貧困發(fā)生率由10.2%下降到0.6%[1]。在此背景下，農(nóng)村扶貧已經(jīng)進入“查缺補漏，鞏固脫貧成效”的后扶貧時期。但是，隨著市場導向改革和城市化的快速發(fā)展，大量農(nóng)村富余人口持續(xù)快速流向大中城市。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示：中國流動人口規(guī)模從1982年的657萬人上升到2018年底的2.41億人。流動人口為中國城市經(jīng)濟社會發(fā)展做出了巨大貢獻，有研究認為：“人口流動對改革開放40年高速經(jīng)濟增長的貢獻率高達20%—30%。流動人口聚集度最高的珠三角地區(qū)，成為經(jīng)濟增長最快的地區(qū)。”《中國城市流動人口社會融合評估報告》(2019)調(diào)查顯示，新時代中國流動人口呈現(xiàn)出四個新變化：一是留居時間長，流動人口平均留居時間為5.7年；二是家庭化趨勢明顯，流動人口在流入地的平均家庭規(guī)模超過2.5人；三是新生代流動人口占主體，1980年以后出生的新生代流動人口占比達到64.7%；四是融入意愿強烈，超過一半流動人口有長期在流入地生活居住的打算。這些意味著流動人口在規(guī)模不斷擴大的同時，正逐漸從暫時性遷移、循環(huán)遷移轉(zhuǎn)向永久性遷移；伴隨而來的城市流動人口貧困問題日益凸顯，有研究顯示城市流動人口貧困發(fā)生率達到了28.87%[2]。然而，長期以來城市扶貧政策往往只關(guān)注城市戶籍人口貧困問題，對流動人口貧困問題關(guān)注不夠，城市流動貧困人口常常處于流出地政策管不著、流入地政策不愿管的“兩不管”尷尬境地。

貧困代際傳遞概念最早源于劉易斯的研究。他發(fā)現(xiàn)貧困以及導致貧困的相關(guān)條件和因素在代與代之間延續(xù)，并將此現(xiàn)象命名為“貧困代際傳遞”[3]。自此以后，貧困代際傳遞問題吸引了來自經(jīng)濟學、社會學、政治學和公共管理學等多學科的關(guān)注，研究成果主要聚焦于三大主題。

一是貧困代際傳遞影響因素及作用機制研究，主要有三個分析視角。其一，從個體視角探究貧困代際傳遞影響因素。布勞和鄧肯研究發(fā)現(xiàn)，如果貧困者受教育程度和職業(yè)地位都較低，貧困代際傳遞的可能性就會更大[4]。阿瑪?shù)賮啞ど瓌t認為，個體貧困歸根到底是能力的貧困[5]。楊帆等研究發(fā)現(xiàn)，父代稟賦對新生代農(nóng)民工的相對貧困沒有顯著影響，而子代教育、語言技能、專業(yè)技術(shù)恰恰相反[6]；Brooks Gun &Duncan、Anderson &Teng的研究卻得出了相反結(jié)論[7，8]。王卓等研究發(fā)現(xiàn)，父代人力和經(jīng)濟負資本會導致貧困代際傳遞[9]。其二，從貧困群體視角討論群體文化、群體類別如何影響貧困代際傳遞。劉易斯研究發(fā)現(xiàn)，貧困群體會產(chǎn)生不同于主流規(guī)范和價值觀的“亞文化”，對貧困群體及其后代產(chǎn)生負面影響，進而導致貧困的惡性循環(huán)[3]。張煥明研究發(fā)現(xiàn)，貧困農(nóng)民工家庭比一般農(nóng)民工家庭收入代際傳遞的差異性更顯著[10]。韓春研究發(fā)現(xiàn)，女性與男性相比更易于陷入貧困，且女性更容易把貧困傳遞給子代[11]。其三，從社會視角探討社會制度和結(jié)構(gòu)如何影響貧困代際傳遞。吉登斯認為，社會主義制度和資本主義制度下貧困代際傳遞有明顯不同，不同制度下階級傳遞內(nèi)容和效果大不一樣[12]。馬新研究發(fā)現(xiàn)，精英教育和教育產(chǎn)業(yè)化的目標取向加劇了教育不公平和貧困代際延續(xù)[13]。Mead認為，美國社會福利政策使享受福利的家庭易于產(chǎn)生依賴而不愿工作，進而影響子代貧困[14]。

二是貧困代際傳遞測量研究，主要有兩個分析視角。其一，運用代際收入彈性測量父代收入對子代收入的影響程度；代際收入彈性系數(shù)越小，貧困代際傳遞越不嚴重。Behrman &Taubman測量出美國代際收入彈性系數(shù)是0.2甚至更小[15]。但由于樣本的同質(zhì)性和短期性，代際收入彈性受到諸多質(zhì)疑。Solon對代際收入彈性進行了重要拓展，首次提出了家庭人力資本投資與政府公共教育投資會影響代際收入彈性[16]。趙紅霞等利用代際收入彈性測量出中國家庭代際收入彈性系數(shù)為0.385[17]。其二，通過收入轉(zhuǎn)移矩陣測量收入相對位置的變動。Rodger運用收入轉(zhuǎn)移矩陣測量發(fā)現(xiàn)，美國有色人種比白人的代際流動性更差且低于預(yù)期，約有50%有色人種擺脫貧困代際傳遞的子代家庭凈收入不到貧困線的兩倍[18]。方鳴運用收入均值法和百分比轉(zhuǎn)換矩陣法對中國城鄉(xiāng)居民代際流動性的測量結(jié)果表明，中國居民存在明顯的代際收入傳遞效應(yīng)，且存在明顯的地區(qū)差異[19]。

三是貧困代際傳遞阻斷研究，主要有兩個分析視角。其一，從貧困者個體及家庭、社會文化和社會制度等多維視角探究如何阻斷貧困代際傳遞。Moore認為，應(yīng)從社會文化和政治社會資本代際傳遞的理解差距著手，逐漸消除發(fā)展中國家的貧困問題[20]。段慧丹認為，只有從社會體制、政治制度、社會環(huán)境以及貧困者自身方面作出必要的調(diào)整和安排，才能使貧困者的后代不再重復上一代人的生存方式，阻斷貧困代際傳遞的惡性循環(huán)[21]。其二，從教育視角探究如何阻斷貧困代際傳遞。李曉明認為，只有維護貧困兒童受教育權(quán)利，才能避免他們未來在勞動力市場中處于弱勢地位，進而阻斷貧困代際傳遞[22]。王曉晨認為，教育是避免進城務(wù)工人員貧困代際傳遞的重要手段[23]。林相森等研究發(fā)現(xiàn)，教育水平提高在阻斷貧困代際傳遞中的貢獻最大，且隨著時間推移而增強[24]。

綜上，國內(nèi)外學者在貧困代際傳遞影響因素及作用機制、貧困代際傳遞測量和貧困代際傳遞阻斷等方面進行了大量研究，為本研究提供了有益借鑒。但是，也存在明顯不足：一是這些研究要么以農(nóng)村貧困人口為研究對象，要么以城市貧困人口為研究對象，而較少關(guān)注城市流動人口貧困代際傳遞問題；二是在貧困代際傳遞影響因素的研究上，主要關(guān)注經(jīng)濟資本，對社會資本、政治資本的關(guān)注較少。基于此，本文主要研究以下問題：城市流動人口貧困是否存在代際傳遞？城市流動人口貧困代際傳遞的主要影響因素有哪些？阻斷城市流動人口貧困代際傳遞的可能路徑是什么？

二、研究設(shè)計

(一)分析框架

貧困代際傳遞理論源于社會流動和社會地位研究，布勞(Blau)和鄧肯(Duncan)在該研究領(lǐng)域做出了開拓性貢獻。他們在《美國職業(yè)結(jié)構(gòu)》(The American Occupational Structure)中從先賦性和自致性的雙重視角構(gòu)建了職業(yè)地位代際傳遞因果模型(見圖1)，并采用路徑系數(shù)分析個人職業(yè)地位主要是受先賦性因素還是自致性因素的影響，進而判斷一個社會的開放性程度[4]。

后繼研究主要從兩個視角對布勞-鄧肯的地位獲得模型進行修正和完善。一是對職業(yè)地位影響因素的完善。Walder認為，共產(chǎn)主義國家中職業(yè)地位升遷不僅由教育決定，還受政治忠誠的影響[25]。周怡研究認為，后繼學者主要從性別、族群、同期群、單位類型、政治忠誠和網(wǎng)絡(luò)關(guān)系六個角度對地位獲得模型進行改造[26]。二是對路徑順序的修正。林南將父代單位類型置于子代教育之前，且將黨員身份加入子代職業(yè)和子代教育中[27]。布勞-鄧肯的地位獲得模型也有明顯局限。首先,將職業(yè)地位作為被解釋變量不夠直觀。通過職業(yè)量表的轉(zhuǎn)化雖然一定程度上能夠量化社會地位，但可靠性不太令人信服。其次，對職業(yè)地位獲得模型的修正雖然都遵循了先賦性和自致性分析框架，但具體維度相差很大，導致先賦性和自致性的可比性下降。雖然貧困代際傳遞理論源于社會流動和社會地位研究，但貧困代際傳遞是一種可能性而非確定性，且影響因素很多，因此很難直接用地位獲得模型來研究貧困代際傳遞。

貧困代際傳遞測量源于經(jīng)濟學家將代際收入變動引入社會流動研究。Becker &Tomes提出了收入分配與代際流動均衡理論，將收入作為最終反映個體社會經(jīng)濟地位的指標[28]。本文正是將收入而不是職業(yè)地位作為貧困代際傳遞的表征，即測量父代收入對子代收入的影響，進而探究哪些要素影響貧困代際傳遞。地位獲得模型雖然提供了先賦性和自致性的分析視角，但在貧困代際傳遞的影響因素上探討得不夠全面。個體的生存和發(fā)展取決于其擁有的資源，通過將資源轉(zhuǎn)化為資本而獲得回報，從而實現(xiàn)個體社會地位的提升。資本視角為貧困代際傳遞理論模型的完善提供了一個獨特視角：從馬克思的經(jīng)濟資本到舒爾茨的人力資本再到布迪厄的文化資本，林南將資本劃分為人力資本、制度資本和社會資本三種類型，其中人力資本主要是指教育水平、職業(yè)培訓和技能證書，制度資本與主流意識形態(tài)和權(quán)力相聯(lián)系(如單位性質(zhì))，社會資本是指嵌入社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的資本[29]。

綜上，我們基于地位獲得模型中先賦性和自致性的分析視角，從人力資本、制度資本和社會資本三個維度出發(fā)，構(gòu)建城市流動人口貧困代際傳遞的分析框架(見圖2)。其中，人力資本主要采用教育程度和健康狀況來測量，制度資本主要采用單位類型和職業(yè)層級來測量，社會資本主要采用社會關(guān)系和組織參與來測量。

(二)研究假設(shè)

1．社會資本與子代經(jīng)濟貧困

林南認為，擁有更好的社會資本能夠獲得更大的成功，社會資本的不平等導致社會地位等的不平等[29]。差序格局理論表明，父母會把社會資本傳遞給子女，從而導致進一步的貧富分化。格蘭諾維特(Granovette)研究發(fā)現(xiàn)，弱關(guān)系因其在信息流通過程中的橋梁作用而被視為個人機會和社區(qū)整合的必要因素，強關(guān)系因為限制了信息向更大范圍流通而在培育局部內(nèi)聚力的同時導致了總體的支離破碎[30]。而邊燕杰的研究發(fā)現(xiàn)，在中國場景下，盡管弱關(guān)系在信息傳播方面的作用非常大，但基于信任和義務(wù)的強關(guān)系在獲得代價更高、更難獲取的影響上有更大作用[31]。因此，我們提出假設(shè)：

H1 社會關(guān)系對子代經(jīng)濟貧困有顯著影響。

在高度組織化的現(xiàn)代社會中，除了繼承和利用父代社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)外，加入不同類型組織也是個體獲得異質(zhì)性資源的一個重要渠道。邊燕杰的研究發(fā)現(xiàn)，黨員身份會影響個體職業(yè)地位的獲得[31]。Walder的研究發(fā)現(xiàn)，在中國情境下，擁有黨員身份的人才能進入有權(quán)勢、有利益的政治精英行列[32]。但現(xiàn)有研究很少探討加入不同類型組織(中國共產(chǎn)黨、民主黨派、共青團、婦聯(lián)和一般社會組織等)對子代社會資本的獲得有何影響。本文將組織參與作為衡量社會資本的關(guān)鍵性指標。因此，我們提出假設(shè)：

H2 組織參與對子代經(jīng)濟貧困有顯著影響。

2．制度資本與子代經(jīng)濟貧困

布勞和鄧肯發(fā)現(xiàn)，父代職業(yè)和子代初始職業(yè)會對子代當前職業(yè)產(chǎn)生顯著的正向影響[4]。后來的研究加入了制度性因素予以拓展。邊燕杰等人研究發(fā)現(xiàn)，個體社會地位獲得與職業(yè)地位獲得關(guān)系較弱，而主要與個體在工作單位中的地位有關(guān)，個體在單位中的位置越高，越容易獲取資源；體制內(nèi)的人往往比體制外的人社會地位更高[31]。改革開放前，人們的生存和發(fā)展幾乎完全依靠體制內(nèi)的單位；而改革開放后，市場在資源配置中的作用日益重要，體制內(nèi)的單位對個體社會地位獲得的影響力快速下降。畢瑨等研究發(fā)現(xiàn)，家庭成員的職業(yè)性質(zhì)是貧困代際傳遞發(fā)生與否的基本因素，父代職業(yè)的弱勢限制著子女的就業(yè)選擇，從而降低就業(yè)機會，減少經(jīng)濟收入[33]。因此，我們提出假設(shè)：

H3 職業(yè)層級對子代經(jīng)濟貧困有顯著影響。

H4 單位類型對子代經(jīng)濟貧困有顯著影響。

3.人力資本與子代經(jīng)濟貧困

人力資本是指對商品生產(chǎn)過程中會產(chǎn)生增加價值的那部分勞動者的任何投資，包含技能和知識的獲得、健康和遷移，而受教育水平是其中的核心指標。布勞和鄧肯認為，受教育程度越低，貧困代際傳遞的可能性越大[4]。趙紅霞等的研究發(fā)現(xiàn)，貧困代際傳遞家庭中的子代受教育程度普遍較低且接受高等教育的機會較少，導致子代難以突破階層壁壘[34]。因此，我們提出假設(shè)：

H5 教育程度對子代經(jīng)濟貧困有顯著影響。

健康是衡量人力資本的重要指標。Moore研究發(fā)現(xiàn)，可遺傳和傳染性的疾病在貧困代際傳遞過程中起重要作用[20]。馬文武等人研究發(fā)現(xiàn)，子代越健康，其陷入貧困的可能性越低，健康對于阻斷子代貧困的作用巨大[35]。基于此，我們提出假設(shè)：

H6 健康狀況對子代經(jīng)濟貧困有顯著影響。

(三)數(shù)據(jù)的來源和處理

1.數(shù)據(jù)來源

文中數(shù)據(jù)來源于北京大學中國社會科學調(diào)查中心(ISSS)實施的中國家庭追蹤調(diào)查(Chinese Family Panel Studies,CFPS)，樣本覆蓋25個省、市、自治區(qū),反映中國經(jīng)濟、社會、人口、教育和健康的變遷。我們采用CFPS 2010年、2012年和2014年個體問卷中的成人問卷作為數(shù)據(jù)統(tǒng)計和分析的基礎(chǔ)，其中，測量城市流動人口貧困代際傳遞采用三年數(shù)據(jù)來反映其時序變化，城市流動人口貧困代際傳遞影響因素分析則采用CFPS 2014年的數(shù)據(jù)。

2.數(shù)據(jù)處理

(1)樣本選擇。我們采納國家衛(wèi)健委關(guān)于流動人口的界定，即戶籍不在本區(qū)縣且流動時長超過半年的人口。據(jù)此標準篩選CFPS 2014年成年人數(shù)據(jù)庫，得到城市流動人口樣本數(shù)1 942個。由于本文研究的是貧困代際傳遞，所以需要匹配父代和子代的相關(guān)數(shù)據(jù)。CFPS中每個個體都有唯一編碼，我們通過個體唯一編碼對樣本進行匹配，具體處理過程是：第一，從成年人問卷庫里挑選個人編號、個人年收入、父代編號、健康狀況、受教育程度等相關(guān)變量；第二，在成年人問卷庫中挑選出對應(yīng)變量，并添加表明父代變量的標識，將個人編碼標記為父代編碼，然后將數(shù)據(jù)排序，合并兩個文件，篩選出_merge=3(即父代—子代樣本)的觀測值共計537個；第三，對父代與子代的缺失值和特殊值進行處理。由于錄入誤差或受訪者不愿透露個人隱私，父代收入和子代收入核心變量0值過多；而直接將0值代入模型或刪掉會造成模型估計有誤差，故采用普遍認可的均值法進行填補。根據(jù)數(shù)據(jù)庫計算得出父代收入均值為10 767.11元，子代收入均值為20 194.2元。本文主要研究有收入的城市流動人口，按照中國法律規(guī)定的勞動力最低年齡標準設(shè)定年齡范圍為16—65歲。由此，篩選出有效樣本456個。

(2)城市流動人口貧困線的確定。目前，有關(guān)城市貧困的標準主要有絕對貧困標準、相對貧困標準和組合式貧困標準三類[36]。城市流動人口貧困多屬于相對貧困，常采用社會中等收入水平的一定比例來衡量。故此，我們采用城市人均收入與城市低保標準的中位數(shù)作為城市流動人口貧困線。由于CFPS 2014年數(shù)據(jù)實際調(diào)查的是受訪者2013年的情況，故需采用2013年相關(guān)數(shù)據(jù)。國家統(tǒng)計局公開數(shù)據(jù)顯示，2013年城市低保標準為373元/月/人，城市人均可支配收入為26 467元/年；本文據(jù)此測算出中國城市流動人口貧困線為10 995.5元/年/人，進而推算出中國流動人口相對貧困發(fā)生率為16.63%。

3.變量操作化

本文的因變量是子代經(jīng)濟貧困，將子代收入在[0，10 995.5]之間的觀測值編碼為1，將子代收入大于10 995.5的觀測值編碼為0。自變量包括父代收入(即父親收入和母親收入總和的平均值)、單位類型(將無單位、村委會、居委會、社會組織、私營企業(yè)編碼為0，代表“體制外”；將黨政機關(guān)、事業(yè)單位、人民團體、國有企業(yè)編碼為1，代表“體制內(nèi)”)、職業(yè)層級(將黨政機關(guān)、人民團體、事業(yè)單位或企業(yè)負責人編碼為7，將專業(yè)人員與技術(shù)人員編碼為6，將辦事人員和有關(guān)人員編碼為5，將服務(wù)人員編碼為4，將生產(chǎn)、運輸設(shè)備操作人員及有關(guān)人員編碼為3，將農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員編碼為2，將無職業(yè)者或無法分類編碼為1)、組織參與(將沒有加入任何社會組織編碼為1，將參加行業(yè)協(xié)會、社區(qū)組織、信仰團體等各類社會組織編碼為2，將參加婦聯(lián)、工商聯(lián)、工商會或共青團等人民團體編碼為3，將參加中國共產(chǎn)黨編碼為4)、社會關(guān)系(從1—10由低到高打分)、受教育程度(將小學及以下編碼為1、初中編碼為2、高中/中專/技校/職高編碼為3、大專及以上編碼為4)、健康狀況(從1—7由低到高打分)。控制變量包括性別(男性賦值為1，女性賦值為0)、年齡(將年齡16—25歲編碼為5，25—35歲編碼為4，35—45歲編碼為3，45—55歲編碼為2，55—65歲編碼為1)。

三、數(shù)據(jù)統(tǒng)計與分析

(一)城市流動人口貧困代際傳遞測量與分析

1.代際收入彈性計量模型

代際收入彈性是測量貧困代際傳遞水平的常用方法，旨在探求父代收入對子代收入的影響程度；其中，具有代表性的理論工具是Becker &Tomes構(gòu)建的收入分配與代際流動均衡理論，其計量模型如下：

Yi=α+βXi+εi

(1)

其中，Xi代表父代的持久收入對數(shù)，Yi為子代的持久收入對數(shù),εi為隨機擾動項。β的基本含義是當父代收入上升1%時，子代收入上升的百分比即是代際收入彈性系數(shù)。β取值范圍為0—1，β值越接近于1，表明代際收入傳遞性越高，社會階層流動性越差，代際收入分配越不公平，即貧困代際傳遞程度越嚴重[28]。

后續(xù)研究不斷對代際收入彈性系數(shù)的測量偏誤進行識別和糾正。這些測量偏誤主要為代理變量偏誤和樣本選擇偏誤。其中，代理變量偏誤包括暫時性收入偏誤和生命周期偏誤，樣本選擇偏誤主要包括樣本同質(zhì)偏誤和樣本同住偏誤[37]。在測量偏誤的糾正上，Solon采用多年收入平均值解決暫時性收入偏誤[16]。但由于多年收入數(shù)據(jù)難以獲得，也有學者贊同采用單年度收入。Haider &Solon認為，30歲早期和40歲中期的當前收入最接近持久性收入[38]。考慮到個體生命周期的影響，個體收入隨著年齡變化而發(fā)生倒“U”型變化，學界一般將年齡、年齡平方作為控制變量來降低誤差。基于此，調(diào)整后的城市流動人口貧困代際傳遞計量模型為：

Yi=α+βXi+γ1Agec+γ2Agec2+φ1Agef+φ2Agef2+εi

(2)

其中，Agec和Agec2分別為子女年齡的一次項和二次項，Agef和Agef2為父親年齡的一次項和二次項。

2.數(shù)據(jù)處理

測量代際收入彈性系數(shù)需要觀察其時序變化，需要匹配多年的數(shù)據(jù)；故此，我們采用了CFPS 2010年、2012年和2014年的數(shù)據(jù)。城市流動人口父代收入和子代收入是測量城市流動人口代際收入彈性系數(shù)的核心變量。CFPS數(shù)據(jù)庫中個人總收入包括工資性收入、經(jīng)營性收入、轉(zhuǎn)移性收入、財產(chǎn)性收入和其他收入五個部分；城市流動人口父代收入是其父親總收入和母親總收入之和。

3.統(tǒng)計結(jié)果與討論

按照如上方法處理數(shù)據(jù)后，2010年、2012年和2014年城市流動人口父代與子代匹配的樣本數(shù)分別為344、337和286個，樣本描述性統(tǒng)計見表1。

描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，城市流動人口父代收入呈波動狀態(tài)、子代收入逐年增加；城市流動人口子代年齡結(jié)構(gòu)偏向年輕化，三個年度的年齡平均值都在30歲以下；父代年齡均值在50歲以上，處于勞動力周期的末端。

根據(jù)(2)式，我們運用線性回歸模型測算城市流動人口代際收入彈性系數(shù)，模型回歸結(jié)果見表2。

表2 城市流動人口代際收入彈性系數(shù)回歸分析

回歸分析結(jié)果顯示，基于CFPS 2010年度數(shù)據(jù)的代際收入彈性系數(shù)具有統(tǒng)計上的顯著性，這說明城市流動人口貧困存在代際傳遞效應(yīng)；而基于CFPS 2012年和2014年的代際收入彈性系數(shù)則不具有統(tǒng)計上的顯著性，可能的原因是父代與子代匹配出來的樣本量過少。

(二)城市流動人口貧困代際傳遞的影響因素分析

城市流動人口貧困代際收入彈性系數(shù)為0.2，這表明貧困代際傳遞程度并不是很嚴重。基于前文的數(shù)據(jù)處理，共得到有效樣本456個。

1.描述性統(tǒng)計分析

表3 城市流動人口貧困代際傳遞主要變量的描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，城市流動人口貧困變量觀測值充足且缺失值較少，大部分變量的樣本數(shù)和樣本總數(shù)相同(見表3)。從子代經(jīng)濟貧困上看，城市流動人口子代貧困率約為16%，這是一個比較高的貧困發(fā)生率。(1)在制度資本維度，城市流動人口父代和子代進入體制內(nèi)的比例都較小。在職業(yè)層級上，城市流動人口父代和子代都處于社會職業(yè)階層中下層；但相對于父代而言，子代進入體制內(nèi)的比例提升了10%左右，其職業(yè)層級平均值高出了約1分，這表明城市流動人口子代在制度資本擁有量上比父代更為充足。(2)在人力資本維度，城市流動人口子代相比父代教育程度均值高出約1.2分，但父代和子代受教育程度處于高中及以下的占比較多，而處于大專及以上的占比過小；在健康狀況上，城市流動人口父代和子代健康狀況均值都在5.5分以上，二者沒有明顯差距。(3)在社會資本維度，城市流動人口父代和子代社會關(guān)系均值、組織參與均值均無明顯差異，這表明城市流動人口子代流入城市后其社會資本并沒有明顯增加。

2.二項logistic回歸分析及假設(shè)檢驗

將城市流動人口子代經(jīng)濟貧困作為因變量，父代和子代的制度資本、人力資本、社會資本以及父代收入作為自變量進行二分類logistic回歸(robust)分析。為了避免父代、子代涉及變量過多而影響模型的穩(wěn)健性，因此利用逐步回歸法(按照顯著度0.1納入模型)篩選變量納入模型。

回歸分析結(jié)果顯示，共有六個變量被納入模型，九個變量被排除，最終有四個變量具有統(tǒng)計上的顯著性，分別是父代收入、父代健康狀況、子代職業(yè)層級、子代年齡(見表4)。

表4 城市流動人口貧困代際傳遞Logistic回歸分析

就社會資本維度看，社會資本對城市流動人口子代經(jīng)濟貧困沒有顯著影響，故拒絕假設(shè)H1、H2。可能的原因是，流動人口遷徙導致了其社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的重構(gòu)困境：一方面，由于子代的空間流動，父代在原居住地積累的社會資本很難對子代經(jīng)濟收入產(chǎn)生影響；另一方面，流動人口多處于城市社會底層，面臨著社會融入、社會排斥等困境，因而很難積累有價值的社會資本。Nan Lin認為，良好的社會資本有三個特征：達高性、異質(zhì)性和廣泛性[29]。而流動人口在城市中能接觸到的社會層級較低，且社會交往主要依賴于以血緣和地緣為紐帶的社會網(wǎng)絡(luò)，此類社會資本異質(zhì)性較低且范圍狹窄。

就制度資本維度看，城市流動人口父代和子代單位類型都不會對貧困代際傳遞產(chǎn)生顯著影響，故拒絕假設(shè)H4。而子代職業(yè)層級對其經(jīng)濟貧困有顯著影響，故接受假設(shè)H3；但父代職業(yè)層級對子代經(jīng)濟貧困并沒有顯著影響。

就人力資本維度看，父代健康狀況對子代經(jīng)濟貧困有顯著影響，故接受假設(shè)H6。城市流動人口通常是家庭的主要經(jīng)濟支柱，原生家庭因病致貧的現(xiàn)象較為嚴重，因此父代健康會顯著影響子代經(jīng)濟貧困。城市流動人口父代年齡結(jié)構(gòu)偏大，健康狀況偏差，因此子代的經(jīng)濟負擔較大；而子代年齡結(jié)構(gòu)偏小，身體更健康、疾病抵抗力更強，故子代健康狀況對其經(jīng)濟貧困沒有顯著影響。父代和子代教育程度對子代經(jīng)濟貧困均沒有顯著影響，故拒絕假設(shè)H5；可能的解釋是父代和子代教育程度都較低，主要集中于初中和高中，這樣的教育程度并不會為流動人口帶來明顯的就業(yè)和晉升機會。

3.穩(wěn)健性檢驗

為驗證回歸分析結(jié)果的穩(wěn)健性，我們運用bootstrap法對CFPS 2014年子代和父代貧困匹配樣本進行1 000次重抽樣，對前文的二項Logistic回歸分析進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果見表5。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

從穩(wěn)健性檢驗結(jié)果來看，父代收入、父代健康狀況、子代職業(yè)層級、子代年齡四個解釋變量仍然對被解釋變量有顯著影響，表明假設(shè)檢驗的回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

四、結(jié)論與討論

本文利用代際收入彈性模型測量出中國城市流動人口2010年代際收入彈性系數(shù)為0.2。方鳴等人研究發(fā)現(xiàn)，同期中國農(nóng)村居民代際收入彈性系數(shù)為0.546，而城鎮(zhèn)居民代際收入彈性系數(shù)為0.584[39]；陳琳測算的中國居民代際收入彈性系數(shù)為0.427[40]；趙紅霞測算的中國家庭代際收入彈性系數(shù)為0.385[17]；Irene等研究發(fā)現(xiàn)，美國代際收入彈性系數(shù)為0.47，新加坡代際收入彈性系數(shù)為0.45[41]。可見，中國城市流動人口代際收入彈性系數(shù)并不大，這說明改革開放以來農(nóng)村富余人口向城市的持續(xù)快速流動，有助于縮小貧富差距。

城市流動人口子代經(jīng)濟貧困既受先賦性因素的影響，更受自致性因素的影響。一方面，父代收入和健康狀況對子代經(jīng)濟貧困有顯著影響。受中國特有的家庭觀念和財富傳遞傳統(tǒng)的影響，城市流動人口父代收入會直接影響子代經(jīng)濟貧困，父代年齡越大、越容易出現(xiàn)健康問題，加之農(nóng)村醫(yī)療保障體系不完善和家庭養(yǎng)老傳統(tǒng)，父代健康支出無疑會給子代帶來不同程度的經(jīng)濟負擔。

我媽在我小時候被查出白血病，到現(xiàn)在一直是輸血治療，還要經(jīng)常吃藥，病情嚴重的時候一年要十來萬，這幾年相對穩(wěn)定了一些，每年花幾萬就夠了。我已經(jīng)上班好幾年了，家里條件不好，我讀完初中就出來打工了。主要是做零工，之前學過修車，現(xiàn)在在我們市里面做水電工，先跟著師傅學技術(shù)，包我吃住，一個月也就兩三千元，剩下來的錢就寄到家里讓我媽買藥。(訪談資料，編號20202011WG)

另一方面，子代職業(yè)層級對其經(jīng)濟貧困有顯著影響。相對于父代來說，子代流入城市獲得了更多的就業(yè)機會和更廣闊的發(fā)展空間，其職業(yè)層級相比于父代顯著提高，經(jīng)濟收入也隨之提高。城市流動人口的流動本身就意味著由社會低層向上流動，其社會經(jīng)濟地位略好于非流動人口的低層人員[42]。

我小時候成績還蠻好的，小學升初中還是我們?nèi)?zhèn)第二名，但家里實在沒錢供我讀書，就輟學去沿海打工了。沒有什么文化就只能進廠做流水線工人，工資不高，而且沒有什么晉升空間。在廠里打工的話，職位越高，工資肯定越高啊，我們的學歷最多可以當小組長。要是當上車間主任那就更厲害了，一個月一萬多呢，但是我的學歷不夠，沒有機會。(訪談資料，編號20200210LL)

本文研究發(fā)現(xiàn)，教育程度、單位類型對個體貧困代際傳遞影響并不顯著，這不同于以往的研究結(jié)論。教育程度作為“地位獲得模型”的一個關(guān)鍵變量，其對個體職業(yè)地位獲得有顯著正向影響[4]。邊燕杰等人的研究也發(fā)現(xiàn)，教育程度和單位類型對個體社會地位有顯著影響[31]。那么，為什么教育程度對城市流動人口貧困代際傳遞沒有發(fā)揮顯著的作用呢？依據(jù)勞動力市場分割理論，勞動力市場被分割成(專業(yè)性)人才市場與(非技術(shù)性、體力)勞動力市場，絕大多數(shù)流動人口滯留于勞動力市場，收入和工作不穩(wěn)定，缺乏上升流動機會。教育程度對流動人口就業(yè)者職業(yè)地位獲得的影響要弱于對非流動人口就業(yè)者的影響[42]。一方面，可能是因為城市流動人口受教育程度普遍較低，難以對勞動力市場流動產(chǎn)生決定性影響；另一方面，由于城市流動人口職業(yè)技術(shù)教育和培訓的缺乏，大多從事較低層級的職業(yè)，非正式就業(yè)現(xiàn)象比較突出。本文使用的樣本數(shù)據(jù)表明，城市流動人口無職業(yè)或者無法分類職業(yè)的比例高達25%，而這一部分人急需專業(yè)技能培訓而非高等教育，這也解釋了為什么子代比父代教育程度進步很多(“大專及以上”比例達到了36%)，但對子代經(jīng)濟貧困沒有顯著影響。

基于中國場景，Nan &Yanjie對布勞和鄧肯的地位獲得模型進行了修正，加入了工作單位變量和黨員身份變量[27]。但本文研究發(fā)現(xiàn)，城市流動人口的流動性減弱了單位類型的作用，組織參與對子代是否貧困也沒有顯著影響，這說明制度性因素在流動人口貧困代際傳遞上的功能較弱。基于此，本文分析框架(見圖2)應(yīng)進一步修訂：一是在教育程度中加入職業(yè)技能培訓、自我學習等反映流動人口學習與就業(yè)密切聯(lián)系的教育指標；二是在制度資本維度中去除“單位類型”變量，探索真正影響流動人口子代經(jīng)濟貧困的測量指標；三是在職業(yè)層級上，應(yīng)關(guān)注流動人口就業(yè)中新出現(xiàn)的職業(yè)形態(tài)。