我国贫困代际传递及动态趋势实证研究

文/马文武 杨少垒 韩文龙

贫困代际传递就是指贫困状态在代际之间的传递和复制。该概念是由美国经济学家在20世纪60年代研究贫困阶层长期不能脱贫而提出的，之后在美国等发达国家引起了广泛研究。从研究来看，主要从发生机制上解读贫困代际传递原理，如从父母受教育程度、基因遗传与疾病、性别与营养投资、收入等家庭微观因素去解释贫困代际传递机理，以及从社会等级制度、种族差别、家族集团与家族荣誉、宗教和信仰等社会较宏观因素去分析贫困代际传递原因。我国经历了长达30多年经济高速增长，国民收入水平显著提高，在反贫困方面取得了举世瞩目的成就，但是至今我国农村还存在集中连片贫困区，在城市亦有规模庞大的城镇低保人口。按照我国现行贫困标准，2017年底农村还有3046万贫困人口，贫困似顽疾而难以祛除。同时，一些实证研究表明收入在代际之间存在明显正相关关系，使得贫困代际传递可能具有普遍性，反贫困任务更为艰巨。

但受数据限制，对我国贫困代际传递实证研究还显不足，特别是其动态变化特征研究有待深入。现有实证研究文献，较多是通过研究代际收入流动性来侧面反应贫困代际传递，鲜有将贫困变量纳入模型正面研究。在方法上，主要是通过建立父辈收入对数对子代收入对数的回归方程，估计弹性系数来衡量代际之间收入流动性大小，弹性系数越高，代际收入流动性越小。由于使用样本数据和数据处理方法等存在差异，使得对于代际收入流动性的估计结果不一致，但与已有国家的相关研究结果相比，中国代际收入流动性还是偏低。同时，目前仅有的两篇研究中国代际收入流动性趋势的文章，均得出了代际收入流动性趋势大体呈增强态势特点。但不管是收入流动性较低的判断，还是收入流动性趋势增强的结论，都没明确指出主要是由那些收入阶层引起的，因而也不能据此推断贫困代际传递的强弱。虽然有的研究通过构建收入流动矩阵，来揭示整体代际收入流动性趋势增强的内部原因，但研究中存在两个不足：一是，采用数据的时间年份有限，不能反映流动趋势；二是，父辈和子代收入数据均来源于同一年，而其收入在同一时间很可能同时遭受暂时性冲击，使代际收入具有正向关系从而低估收入流动性，但研究希望知道若干年后子代收入地位相对于父辈发生了怎样的变化，显然这样的要求需要对不同年份父辈和子代配对，然后考察他们收入相对位置的变化。

介于目前研究情况，文章在如下方面做了拓展：一是选用不同年份的父辈与子代数据配对，减少收入变量之间的相关性，同时也大大减少了父辈贫困变量内生性问题；二是改变用弹性系数反应代际收入流动性从而研究代际贫困传递性方法，通过建立包含贫困变量的离散选择模型，考察贫困机会来研究贫困代际传递性；三是跨时期动态考察贫困代际传递变化趋势，并做城乡比较分析。

整体性预判与模型、数据及变量

（一）整体性预判

为了对我国贫困代际传递状况有一个整体预判，先从收入流动性视角，运用收入流动矩阵，依托CHNS数据，采用父辈和子代不同年份的数据进行匹配，父辈—子代匹配年份具体为：1989—1997年、1993—2000年、1997—2004年、2004—2011年。配对后四组数据配对样本分别为398、405、251、231，构建五分位收入流动矩阵（mobility matrix），来分析低收入家庭代际收入流动性，通过对每一矩阵中代表低收入家庭元素P11的联合考察，发现P11分别为22.5%、28.39%、21.56%、36.36%，说明低收入群体在经过若干年后，其孩子维持在低收入地位的比重（除1997—2004年）基本上呈上升趋势，说明贫困代际传递性在增强。

（二）研究模型

但我们最想知道的是“孩子”从“穷爸爸”那继承贫困的机会有多大、以及这种机会存在怎样的变化趋势、在城乡之间差异怎样？这些文章将通过构建计量模型加以研究。

由于父辈贫困，子代贫困均是虚拟变量，因此构建离散选择模型。要研究贫困的机会，也就是研究贫困发生的条件概率，logit模型可以达到目的，具体设定形式如下：

式（1）中P=P(y=1|x)，表示子代发生贫困的条件概率，条件x中包含重要的解释变量：父辈贫困，这样将父辈贫困和子代贫困的概率直接联系起来了。对式（1）变形可改写为：

式中，“P/(1-P)”表示子代发生贫困的概率是不发生贫困概率的多少倍。假设xi增加一单位，对应子代贫困发生机会为P*，则“发生贫困的概率是不发生贫困概率的倍数”在xi变化前后之比为

exp(βi)在stata软件中称为几率比（odds ratio），其含义表示的是解释变量增加一单位引起几率比变化的倍数。

最终我们结合本文研究的重点，对具体变量进行取舍后，用于参数估计的模型设定为

模型中Pi表示子代个体i发生贫困的概率，Xki为模型中影响子代贫困的自变量，具体包括父辈是否处于贫困状态、父辈户籍身份、父辈的职业阶层、父辈文化背景、子代身体健康状况、子代文化状况、子代性别、子代年龄、子代年龄的平方、子代职业阶层；βk表示各变量的回归系数。Aji表示时间虚拟变量，在模型中作为控制变量，控制子代贫困发生机会的时间趋势，γj则是时间虚拟变量的回归系数。XAji代表由自变量、时间变量生成的交互变量，ckj为其回归系数，用于反映各自变量对子代贫困发生机会影响效应随着时间的变化情况，用以研究趋势变化。

（三）数据说明

本文研究数据来源于CHNS数据库，通过细致的数据处理，根据“CHNS Relationship File”中的关系代码和个体收入中ID代码，在每一年数据中匹配出父辈与子代配对样本，再根据调查年份信息保留年龄在18-65岁的个体作为研究对象。在贫困线的选择上，农村贫困线，按照世界银行2005年的标准，为1.25美元/人日，通过购买力评价和农村价格指数调整到2011年为2389.04元人民币/人年；城市贫困线，夏庆杰等（2007）认为，考虑到城市经济发展水平，城市贫困线选择每人每天2或3美元比较合适，综合考虑，本文城市贫困线选择为每人每天2美元，同理调整到2011年为3069.39元人民币/人年。从配对样本和全样本反应出的贫困变化趋势来看，具有一致性，且贫困发生率的测度结果无显著差异，这种比对结论说明了本文配对样本对于研究全国和城乡结构层面上的贫困是有效的。

（四）变量

在计量模型研究中，涉及到的因变量为子代贫困，根据子代收入按困线确定是否贫困，设定虚拟变量，是=1，否=0。涉及到的自变量有父辈贫困、父辈收入、父辈户籍身份、父辈的职业阶层、子代职业阶层、子代文化水平、子代健康、子代性别、子代年龄、时间变量、地域变量等；同时还设定了交互变量，为了考察某些因素对子代贫困发生机会的影响随着时间的变化情况，由时间变量与其它一些变量生成了相应交互变量，由研究重点的不同，加入不同的交互变量形成了几个模型，以此对估计结果进行分析。

模型估计及分析

对于本文研究所设定的模型方程（4），以子代是否贫困为因变量，通过一系列估计结果，抓住关键信息——平均边际效应和几率比，可以对贫困代际传递展开详细分析。

（一）静态分析

通过静态维度分析表明，我国存在十分明显的贫困代际传递性；父辈贫困机会增加1个百分点，子代贫困机会提高0.162个百分点；贫困家庭的孩子，是非贫困家庭的孩子陷入贫困机会的3.1018倍，贫困机会高出了210.48%。故父辈贫困与否对子代贫困影响甚大，贫困代际传递特征表现十分明显。虽然贫困代际传递性很强，但是在城乡表现不一致。城市贫困的代际传递要显著低于农村贫困的代际传递，贫困代际传递机会大概是农村的76.9%，城乡差异十分显著。就各项特征变量来分析，父辈职业阶层差异对于子代陷入贫困机会影响不是很大。但子代从事什么职业，对于自身陷入贫困机会影响较大；具体来看，工人、商业服务人员、办事人员、专业技术人员、管理人员陷入贫困机会显著低于农民，尤以管理人员陷入贫困机会最低，这从另外一个方面反映了我国行业收入差距较大的事实。从子代其他个人特征来看，越健康陷入贫困机会较低；教育能显著降低贫困机会，每增加1年教育，可以降低贫困概率0.0046，说明提高子代人力资本积累对于增加收入、减少贫困代际传递是十分有效的途径。个人年龄与贫困的关系呈现出先减少后增加的典型“U”型关系，这也符合个人收入与年龄之间的倒“U”型变化关系：个人随着自己阅历的增加、经验的积累、知识的丰富等，其收入会随着年龄不断增加，故陷入贫困机会减少；但当个人年龄达到一定阶段后，由于年老、健康程度下降等原因，导致个人收入开始降低，因此贫困机会开始增加。从性别变量看，系数估计显著为负数，说明仅就个人性别而言，男性比女性陷入贫困机会要低约为12%，这与社会上男女性别收入差异关系相符合：一般而言男性工作收入要高于女性。

（二）动态分析

1.贫困代际传递分析

从模型估计结果看，子代贫困呈现递减态势，1993年贫困为1989年的76.36%，2000年为33.87%，到2011年变为12.13%，随着时间的变化呈现明显下降趋势。但是贫困代际传递机会呈上升趋势。在2000年后贫困代际传递性不仅十分明显，而且还有进一步深化的现象。这与转型期我国经济社会结构解构和重构速度加快，各项资源有限和分配不公有关。贫困者作为社会弱势群体，在社会和经济转型中无获取这些有限资源的平等机会，使得贫困家庭孩子出入社会后的竞争能力不强，再次陷入贫困可能性增加，故推动了整个社会贫困代际传递性的提高。

纵观我国贫困变化情况，随着我国经济不断发展，收入水平不断提高，以及政府实施一系列有效的城乡扶贫政策，如城乡“低保政策”、城乡“医疗救助制度”，在农村实施的具有针对性“区域扶贫”、“移民搬迁”、“开发移民”等扶贫政策，在城市实施的“再就业工程”、“失业救济制度”等，使得贫困发生面得到有效遏制，贫困线以下人口数量逐年大幅下降，反贫困成绩斐然。但是伴随贫困发生率不断下降的是贫困代际传递的机会在增加，而这一特征又恰是有关部门和学界长期相对忽略之处，使得消除贫困的政策没有聚焦代际贫困这一问题。因此，今后我国的反贫困政策要有意识考虑到贫困代际传递性增加这一问题，在反贫困政策中，多关注于贫困家庭孩子的教育和成长，尽量避免其将来重蹈父辈贫困的覆辙。

2.城乡差异分析

进一步，本文要探究贫困代际传递城乡差异的动态变化情况。

首先，不考虑代际传递性，子代贫困城乡差异在时间维度上显著。平均边际效应和几率比表明城市子代贫困发生机会低于农村，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，差距拉大趋势明显。几率比显示，1991年城市子代贫困机会为农村子代贫困机会的0.4624（0.7316×0.5829）倍，1993年为0.3805倍、1997年为0.1986倍、2009年为0.1271倍、2011年为0.0467倍。可以看出，子代陷入贫困机会的城乡差距越来越明显。

然后，考虑贫困代际传递性，分析贫困代际传递的城乡差异动态变化趋势。这一问题可由城乡变量与时间变量的交互项再与父辈是否贫困的变量形成三变量的交互项反映。生成的三变量交互变量均不显著，说明城乡贫困代际传递及其差异性在时间维度上并无显著的变化，具有一定稳定性。

结论与政策启示

本文对我国城乡贫困的代际传递性及其动态变化趋势，采用计量模型从静态和动态两个维度进行了实证分析，得出的主要结论和相应政策启示如下。

计量结果静态维度分析表明，贫困代际传递特征在我国十分明显；同时分城乡看，农村贫困代际传递机会要明显大于城市，且城乡差距明显。从子代贫困发生的影响因子分析中发现，个体行业差异对于其贫困发生机会影响显著，但父辈行业差异对子代贫困机会的代际影响不明显。这一方面，反应了我国行业收入差距较大，应努力打破行业垄断，完善劳动力市场，促进人员在行业之间自由流动来破解这一难题；另一方面，说明行业对于收入进而对于贫困的影响主要存在于时间的截面维度上，无明显代际传递的纵向影响特征。教育、健康对于降低子代贫困的作用巨大，关注贫困家庭孩子的教育，通过各种政策支持其人力资本的积累是掐断贫困代际传递链条的有效途径。我国贫困方面存在明显的性别歧视，女性贫困发生机会要高于男性，关注女性贫困，促进女性在教育、就业等方面与男性享有平等的权利是减少性别歧视的有效途径之一。贫困发生机会与年龄呈“U”关系，启示政策制定应着力关注年轻人就业问题，为青年人创业、就业、择业提供支持，同时制定和完善养老政策，让老年人老有所依，避免老年贫困。

计量结果动态维度分析表明，虽然我国整体贫困水平呈现逐年下降趋势，但是贫困家庭的代际传递机会基本表现为上升趋势。同时，贫困代际传递机会的城乡差异性无明显变化，说明农村贫困代际传递机会大于城市的现状无改善的迹象；另外，城乡子代贫困机会差距自上世纪90年代以来在拉大，其实质体现了城乡低收入群体的收入不平等。这些结论给反贫困政策制定以重要启示：首先，就目前而言，反贫困要反贫困代际传递，要多关注贫困家庭子代的培养，为其成长、成才创造良好环境；其次，反贫困的同时要解决好城乡差距问题，为城乡居民特别是低收入群体在获取资源方面创造一个公平、公正的社会环境，提供机会平等的竞技场，以缩小城乡收入差距，最终减少贫困代际传递的机会和缩小机会的城乡差距。