黄潇-如何预防贫困的马太效应.docx

如何预防贫困的马太效应* 基金项目：重庆市社科基金项目“提高中等收入者比重的政策研究基于收入流动性”（2012QNJJ012）；重庆市教委人文社会科学研究项目“中低收入群体增收路径及重庆实践研究”（12SKH06）；中国博士后科学基金“劳动力迁移背景下的贫富分化传递机制研究”（2013M531977）；重庆工商大学科研经费（1255011）。作者简介：黄潇（1982），男，经济学博士，重庆工商大学经济学院讲师，研究领域为收入分配与经济增长。邮箱：；电话地址：重庆市南岸区学府大道19号，重庆工商大学经济学院。基于代际收入流动视角黄潇（重庆工商大学 经济学院，重庆，400067）摘要：代际收入流动的缺乏是引致贫困恶性循环马太效应的重要原因。在采用数理模型梳理代际收入流动形成机制的基础上，基于CGSS数据测度了贫困的代际收入流动性，并分析不同渠道对代际收入流动性的影响及其贡献程度。研究发现：贫困的代际收入流动性较低，父代贫困引致子代贫困的概率达60%；人力资本有助于促进代际收入流动且具有较高的贡献度，而财富资本和文化资本的贡献较低；以土地表征的生产资本反而未能促进代际收入流动。与非贫困相比，贫困群体代际收入流动较低主要在于社会资本的缺乏。因此，一方面应注重贫困群体的人力资本投入，另一方面可帮助其通过社会网络来获取收入机会以摆脱贫困。关键词：代际收入流动；贫困；传递机制How to Prevent the Mathew Effect of PovertyBased on the Intergenerational Income MobilityHUANG Xiao(School of Economics, Chongqing Technology and Business University, Chongqing, 400067)Abstract: The insufficiency of intergenerational income mobility is the main cause of poverty trap, which called the Mathew Effect of Poverty. After analyzing the mechanism of intergenerational income mobility using mathematical model, this paper measures the intergenerational income mobility among the poverty based on CGSS data, then estimates different channels influence and contribution to intergenerational income mobility. The results show that, the intergenerational income mobility of poverty is at low level, the probability of poor father resulting poor children is 60%. The human capital helps to promote intergenerational income mobility, it contributes to the mobility most, while the contribution from wealth capital and cultural capital are less. Surprisingly, the productive capital reflected by land doesnt promote intergenerational income mobility. Compare to the non-poor groups, the reason of lower intergenerational income mobility of the poverty lies in the lack of social capital accumulation. In order to escape the poverty, its necessary to pay attention to the human investment of the poverty, other attention must be paid to helping the poor to accumulation social capital.Key Words: Intergenerational Income Mobility; Poverty; Transmission Mechanism.一. 引言根据2011年官方最新公布的收入贫困线（2300元/年），我国尚有贫困人口1.28亿，占全部农村人口的13.9% 资料来源：2011年11月29日召开的中央扶贫开发工作会议。如何降低剩余贫困人口的规模、缓解其贫困深度值得深入研究，其中，贫困的代际收入流动是一个颇受关注的问题。所谓代际收入流动（Intergenerational Income Mobility），主要是考察一个人在收入分配中的位置在多大程度上由其父辈决定，代际收入流动性的大小体现出机会均等的特性。在我国收入分配差距较大的背景下 根据国家统计局2013年1月18日公布的收入基尼系数，2003-2012年间我国平均在0.48以上，超过0.4的警戒线水平。，贫困群体可能固守在父辈遗留下来的经济、社会环境而难以实现生存状态的改变，造成贫困在代际间传递的恶性循环马太效应。关注贫困群体的代际收入流动，既有利于促进收入分配动态调整的优化，在长期内减小收入分配差距；又有利于形成“良性”的社会流动渠道，促进机会均等以及缓解社会矛盾。那么，我国当前的贫困代际收入流动程度如何，受哪些因素的影响，不同影响渠道的贡献度怎样，相应的反贫困措施是什么？本文拟结合模型分析和基于CGSS（中国综合社会调查）的实证估计，对上述问题的回答提供一个实证支撑。二. 文献综述有关代际收入流动性的正式化理论研究始于Becker and Tomes(1986)，其基于人力资本理论来构造了一个动态投资模型，认为教育和父代禀赋的遗传是影响代际收入流动性大小的最主要内在机制。此后，越来越多的文献进一步从理论上探讨影响代际收入流动的原因，主要包括以下五个方面。一是人力资本投资，它一方面取决于家庭中父代对子代的教育投资水平（Becker and Tomes,1986），另一方面取决于政府的公共教育支出水平（Susan and Leonard,2008）；人力资本投资越充分，代际收入流动性往往越大。二是社会关系网络，因为父代对子代的社会资本投资有助于子代进入收入更高的职业，这会降低代际收入流动性（Dan and Fredrik,2007）。三是生理遗传，其认为子代从父代所继承的禀赋（例如，继承的智力、健康、认知等）会影响到子代的收入能力（Bjorklund et al,2007），进而作用于代际收入流动。四是婚配，因为个体更倾向于与自己父母有着相似收入、学历水平和社会地位的人结婚，以保持其收入地位或优势（Chadwick and Solon,2002）。五是文化资本传承，即父代的收入地位可转化为使子代受益的“家庭环境”、“社区环境”等，进而有助于子代保持或超越其收入阶层（Mayer,2002）。实证研究方面，大量文献致力于测度代际收入流动性大小，分析相关影响因素 关于代际收入流动性的估计，国际上存在大量文献，主要就不同国家（地区）的代际收入弹性进行了分析。当然，由于研究目标、数据、方法的差异，得出的结论也不一致。这类型的文献较多，在此不再一一列举。主要研究方法有两类：一是以子代收入作为因变量、父代收入作为自变量，运用回归方程估计出代际收入弹性（IGE），它反映出子代和父代之间的收入关联程度，也体现出代际收入流动性的大小；二是运用收入转换矩阵，以子代收入排序作为行向量，以父代收入排序作为列向量，则矩阵中的数值Pij就表示处于第i收入等级的父代其子代进入第j收入等级的比率。总的来看，多数文献采用第一类方法进行研究。然而，由于各国数据、模型设定和研究方法的差异，代际收入弹性的估计结果难以直接比较。近年来，国内学者开始从机会公平视角寻找引致收入分配差距扩大的深层次原因，其中，就包括从实证层面对我国代际收入流动性大小进行测度以及对相关作用机制的探讨。早期文献来自于姚先国、赵丽秋（2006），其利用CHNS数据（1989-2000）估计的代际收入弹性约为0.7，并且社会关系网络是代际传递的主要路径。基于CHNS数据，韩军辉（2010）发现1989-2004年间的代际收入弹性为0.466，说明代际收入流动性较弱。利用CGSS在2005的调查，方鸣、应瑞瑶（2010）采用双样本两阶段最小二乘法进行了估计，发现总体上中国居民代际收入流动性较差，城镇居民的代际收入流动性弱于农村，职业和教育是代际收入传递的两个重要因素。同样基于CGSS的数据，李小胜（2011）综合运用Atkinson回归和收入转换矩阵，分析发现城市的流动高于农村，中间收入群体的代际收入流动性较大而两端较小。孙三百等（2012）在估计出迁移概率的基础上，分析了其对代际收入弹性的影响，发现迁移者的代际收入弹性不到未迁移者的一半，教育在可识别的传递路径中贡献最大。陈琳、袁志刚（2012）采用CHIP在1988-2005的调查进行了分析，发现代际收入流动性呈现出先上升后稳定的特征，人力资本、社会资本和财富资本的贡献率累计达60%以上。林闽钢、张瑞丽（2012）则专门就贫困群体的代际收入传递进行了估计，发现贫困家庭的代际收入弹性大，收入流动性较差。既有研究虽对中国代际收入流动性进行了深入地探讨，但由于数据和研究方法的差异，得出的代际收入流动性测度结果并不一致。但总体来说，我国代际收入流动性处于较低水平；就影响因素而言，人力资本被认为是相对重要的影响渠道，而社会资本的作用正不断增强。消除贫困作为我国经济发展的重要目标，如何使剩余贫困人口脱贫极富挑战性，而促进贫困群体的代际收入流动无疑是一个值得高度关注的方向，需要对贫困代际收入流动性进行测度以及对相关作用机制进行分解；不仅如此，在引致贫困代际传递的不同渠道中，其贡献度的差异分析对相关反贫困政策的制定，具有显著意义。而这正是本文研究的特色所在。本文剩余部分安排如下：第三部分结合Becker and Tomes(1986)的理论分析框架，建立了一个数理模型，明晰了引致代际收入流动的主要原因；第四部分介绍了数据的来源、特征以及研究方法；第五部分分析了代际收入流动性的实证估计结果；最后在第六部分总结全文并提出政策建议。三理论分析Becker and Tomes(1986)构建的理论模型被认为是代际收入流动的经典分析框架，它基于人力资本理论，运用动态模型深入分析了代际收入的传递机制。该模型认为父代和子代之间的收入联系存在于两个方面：父代对子代的人力资本是一种经济行为，子代的人力资本积累取决于父代的投入水平；子代从父代继承了某些影响子代收入的先天特征，称之为禀赋，这种禀赋主要受基因或家庭、社区文化环境的影响 或者说，禀赋是不能被父母主观所控制，但同时又会对子代收入产生影响的因素，如运气、智力和同代相互影响等。虽然该模型的诸多假定限制了其普适性，但这却为后续研究的进一步完善建立了基础。就我国的现实情况而言，影响代际收入流动的因素是多方面的，归结起来主要在于以下几个因素。首先是教育的代际收入传递作用。在城乡间和优质教育资源分配不均的背景下，父代的收入优势转化为对子代教育投入的优势，使得穷人的子女更难获得优质教育、造成人力资本积累水平低下，最终降低代际收入流动性。已有关于中国代际收入流动性的探讨大多认为，教育是引致代际收入流动性变化的极为重要因素。其次，劳动力市场不完善，使得社会资本和权力寻租在很大程度影响到劳动者的职业和收入水平。近年来，“富二代”、“拼爹”等现象的频繁出现，说明上述因素正起到加速贫富分化的作用，也必然会对代际收入流动产生影响。最后，在收入分配差距较大的背景下，财富的代际传递也成为代际收入流动的重要途径之一。改革开放以来，中国居民的财产分布差距出现了快速而且明显扩大的趋势（李实 等；2005），其对于收入分配差距的贡献度不断上升，进而在一定程度起到了加深阶层固化、阻碍代际收入流动的作用。因此，可在Becker and Tomes（1986）经典模型的基础上进行扩展分析，模型的基本表述如下： （1）其中，t代表时期，Yt表示收入水平，Ht表示人力资本积累水平，Wt表示财富水平，lt表示不可观测到的运气因素；表示人力资本的回报率，它与社会平均技术水平Tt正相关，非技能劳动力占劳动力总量的比例（ft）负相关。于是，（1）式表明，个体的收入水平高低主要取决于其人力资本和财富的累积程度。根据Becker and Tomes（1986）的分析框架，人力资本主要由下式决定： （2）其中，x表示个体从父代身上遗传到的禀赋，他涵盖了私人教育投资、父代社会资本、家庭文化背景等多种因素。s表示公共教育支出水平，E表示社会的平均禀赋水平，而人力资本水平的高低与上述三个变量正相关。并且，社会平均禀赋Et还服从线性马尔科夫过程，其满足下式： （3）即，家庭i在第t期的禀赋取决于：社会平均禀赋的趋势项（t）+家庭i在t-1期的禀赋（）+非系统决定的运气、偏误部分（）。于是，总体而言，社会平均禀赋Et取决于上一期的社会平均禀赋Et-1，系数b衡量出二者的相关程度。接下来，再来看子代财富资本的决定，其取决于上一期的财富水平（Wt-1），利息率（rt-1）以及税率（t-1）。其中，当期财富水平与上一期财富水平和利息率正相关，与税率负相关。税收在财富代际传递中起到了再分配作用，是决定父代遗传多少的关键变量。即： （4）对父代而言，其目标是使子代的收入水平最大化，而子代的收入水平（Yt）又与其人力资本积累（Ht）和财富继承（Wt）正相关。于是，父代需要在收入约束下分配投资子代人力资本和留给子代财富的比例。假定人力资本的边际回报率为RH，财富资本的边际回报率为RW，当且仅当RH=RW时，父代才能形成均衡的投资策略。均衡条件为： （5） 上述均衡条件可如图1所示：W1W2H2H1OOWWH(E)H(E)财富的边际回报率人力资本投资边际回报率父代留给子代的遗产父代对子代的教育投资RH=RW图1图1左半部分表示人力资本投资边际回报率与教育投资量的关系，不难发现，教育投资需求曲线H斜率为负，说明随着教育投资的增加其边际回报率下降。在既定的人力资本回报率RH，具备更好禀赋的子代累积了更多的人力资本投资，即具备禀赋E的子代获得的人力资本投资大于E（OH2OH1）。同样地，图1右半部分表明具备更多前期财富的个体（WW），能获得高大的财富遗产，即OW2OW1。当且仅当RH=RW时，人力资本和财富的边际回报率相等，此时的家庭决策能使子代获得最大化收入。通过上述分析不难看出，子代收入的高低虽不直接取决于父代的收入或财富，但二者会通过子代继承的禀赋联系起来。而人力资本、财富资本等因素，在很大程度上决定着子代的收入获取能力，进而影响其收入水平。因此，人力资本等相关因素作为父代收入和子代收入的中间变量，构成了代际收入流动的重要渠道。四. 实证方法与数据（一）实证方法基本的代际收入弹性估计方程为： （6）其中，表示子代的对数收入、表示父代的对数收入，估计系数就是代际收入弹性。在理想情况下，采用永久性收入能够获得更为精确的估计结果；然而，要获取两代人的永久性收入需要长期追踪调查，国内外的大多数调查都难以满足该条件，转而采用单年收入进行估计。但是直接利用（6）式进行估计容易导致估计系数的向下偏误，可通过在（6）式右边加入子代年龄及其平方项、父代年龄及其平方项，来尽可能地降低这种偏误（Solon,1992）。则（6）式可改进为： （7）父代收入对子代收入的影响，可分为解直接效应和间接效应（Bowles et al,2002）。直接效应衡量了父亲收入和子代收入的显性相关程度，在数量上表现为父代和子代的代际收入弹性大小（）；同时，直接效应里面还包含了诸如运气等非观测因素。而间接效应则表明子代收入还受其个体特征的影响，上述理论分析中的人力资本、财富资本、社会资本等因素不仅影响着子代收入，而且这些变量的大小还在一定程度上取决于父亲的收入水平。因此，其具有典型的中间变量特征，也是代际收入传递的主要渠道。通过计算上述变量对代际收入流动的影响及其贡献度，有助于从机会公平视角制定出前瞻性反贫困政策。基于我国农村实际以及数据获得性，本文选取了人力资本、社会资本、生产资本、财富资本、文化资本作为父代影响子代的中间变量，并在实证上估计出上述各中间变量对代际收入流动性的影响。模型设定如（8）所示，其中Xi表示分别加入人力资本、生产资本、财富资本、社会资本、文化资本这个五个中间变量。 （8）基于（8）式，可分别依次加入上述五个中间变量进行估计，并将加入后的代际收入弹性估计值与未加入任何中间变量的（7）式进行比较，以考察不同变量对代际收入流动性会有怎样的影响。为考察不同渠道的传递贡献率，陈琳、袁志刚（2012）基于“父亲收入中间变量子代收入”这个逻辑架构，构建了一个包含投资方程和回报方程的实证分析架构。模型设定形式如下： （9） （10）（9）式为投资方程，（10）式为回报方程。其中，表示中间变量，当i=1,2，5时分别表示人力资本、生产资本、财富资本、社会资本、文化资本。于是，（9）和（10）表示父亲通过不同渠道的资本投资，最终从子代获取回报的过程。和分别为父代投资系数和子代回报率，则各中间变量对代际收入传递的贡献率就可由下式决定： （11） （12）其中，（12）式测度了不同中间变量对代际收入流动性的贡献率，上述五个中间变量的贡献率之和则构成了代际收入流动的间接效应，（1-间接效应）就是代际收入流动的直接效应。（二）数据描述本文采用CGSS（中国综合社会调查）在2006年的调查（实际反映的是2005年的情况）构建研究样本。该调查由中国人民大学社会学系和香港科技大学社会科学部共同完成，采用多阶段分层抽样的方式获得了10000个有效样本。为获得更为全面的样本信息，需要对样本进行筛选如下：（1）由于我国绝对贫困主要集中在农村，所以剔除了城市样本；（2）要估计代际收入弹性，必然涉及到子代和父代的收入数据，而原始样本中父代收入数据缺失较多；（3）剔除了子代年龄小于20岁、父代年龄大于65岁的样本，以及收入、父亲年龄、受教育水平、住房、职业等关键变量缺失或出现异常值的样本。最终，获得了456个农村样本，其中贫困样本有186个 贫困群体的界定取决于贫困线的选择。本文采用2011年中央扶贫开发工作会议上公布的“2300元/年”的官方贫困线。由于该标准是基于当年价格计算的，而样本的调查时间是在2005年，需按照农村居民消费价格指数（来源于中国统计年鉴2012）进行调整，调整后的贫困线为“1847元/年”，年收入低于该水平的个体则视作贫困。有文献采用工资性收入估计代际收入弹性，其认为工资性收入更能反映个体通过劳动获取收入的能力。但从本文的数据出发，宜采用总收入进行计算，原因在于：第一，近年来中国农村居民收入来源日益多样化，尽管工资性收入和财产性收入的占比逐渐上升 我国农村居民工资性收入和财产性收入占总收入的比重，在1995、2000、2011分别为16.88%、23.75%、32.46%，表明农村居民收入来源多样化，传统农业经营性收入占比降低（资料来源：根据中国统计年鉴2012整理）。，但农业经营性收入仍是农村居民收入的重要来源，仅采用某一类别的收入难以综合反映居民收入能力；二是因为CGSS数据未详细调查父亲的收入结构，也无法从中分离出不同类别的收入。人力资本采用个体的受教育年限进行测度。生产资本采用家庭人均耕地面积（单位：亩）进行测度，耕地作为农户最直接、最重要的生产资料，耕地面积的多少往往与农业产出正相关，因此，耕地面积的大小在一定程度上反映出农村居民生产资本的多寡。财富资本采用农户住房的市场价值进行测度，住房作为财富的主要载体，在很大程度上体现出个体财富的多少。就文化资本而言，广义的文化资本应涵盖社区、种族、风俗、家庭环境等因素，进而形成影响个体发展的文化环境；但受数据获得所限，采用家庭所拥有的图书数量作为代理指标也能在一定程度上反映出文化环境的特征，可作为在数据受限情况下的一种尝试。社会资本的定义较为宽泛，它是指个体通过掌握某种社会网络，以利用这种资源来获得一定量的收益。结合我国的实际情况看，个体的社会资本在很大程度上与其职业、单位性质、担任干部和政治面貌相关。据此，可根据上述四个指标构建社会资本变量，具体过程如下：基于调查样本，把职业划分为三类：一是农民；二是一般工人，包括非技能体力劳动者和从事简单事务性工作的人；三是个体经营业主。按照顺序，将上述三类职业分别赋予1、2、3的分值。政治面貌主要考察是否为党员，党员=1，非党员=0。担任村及以上干部则为1，否则为0。单位性质方面，通常把党政机关和事业单位视作国有部门，取值为1；而把其他单位（包括企业、个体户等）取值为0。对上述四个变量进行主成分分析，以获得反映个体社会资本多寡的综合性指标，职业、单位性质、担任干部、政治面貌的权重系数分别为0.5007、0.3961、0.5867、0.492 限于篇幅，在此未列出主成分分析的具体过程，相关原始资料备索。不难看出，是否担任干部和所属职业，对个体所拥有社会资本的影响较大。上述变量的统计描述如下表所示：表1 样本统计描述 类 别贫 困非贫困变量 指标均值标准差P25P50P75均值标准差P25P50P75父代对数收入7.620.936.917.608.297.960.847.608.018.52年龄58.244.8855596258.545.40555963子代对数收入年龄教育年限耕地面积房产价值社会资本文化资本7.1132.335.794.1810.555.563.448.459.310.421.096.912940.850.5017.3132621017.603683.3320.5028.6433.567.534.283.470.552.230.595.943.127.404.170.681.288.162961.331018.5234029.213894.550.993注：（1）P25、P50、P75分别表示在25%、50%和75%分位点上的值。（2）子代和父亲收入以元作为单位，耕地面积单位为亩，房产价值单位为万元，社会资本经标准化处理后无量纲。从表1不难看出，除年龄和人均耕地面积外，非贫困群体在各变量上的数值均高于贫困群体，体现出二者在收入水平以及获取收入能力方面的差距。子代年龄平均在33岁左右，父亲年龄平均在58岁左右，两代人相差约25岁，符合一般性的经验认识。在收入方面，贫困群体中子代收入均值低于父代，而非贫困群体中子代收入均值高于父代，说明贫困群体存在贫困深化的倾向，同时非贫困群体有着收入增长的趋势，体现出一定的收入差距两极分化特征。接下来，可基于样本数据并采用上述实证方法，来实证探讨贫困的代际收入传递特性。五实证结果分析（一）代际收入流动性的测度代际收入弹性反映出父代与子代的收入关联程度，该数值越大，说明代际收入继承性越强、代际收入流动性越弱。根据表2不难发现，农村贫困家庭的代际收入弹性为0.255，高于非贫困家庭的0.162，说明贫困家庭的代际收入流动性相对更低，贫困家庭的下一代更容易继承上一代的收入劣势。表2 贫困代际收入弹性的估计解释变量 类别贫困非贫困父亲收入的对数子代年龄子代年龄的平方父亲年龄父亲年龄的平方常数项0.255*（4.84）0.111*（1.99）0.0015*（1.71）0.0095（0.36）-0.0005（-0.34）1.209*（1.75）0.162*（3.46）-0.0425（-0.56）0.0007（0.65）0.133（0.88）-0.0012（-0.92）4.337*（2.76）Adj-R20.1460.137注：被解释变量为子代收入的对数，括号内为T值；*、*、*分别代表在10%、5%、1%水平上显著。为明晰代际收入流动的结构，可按照惯用的五等分组方式，计算样本总体（包含贫困和非贫困）的收入转换矩阵，相关结果如表3所示。总的来看，主对角线上的数值普遍大于矩阵中其他位置，这反映出收入具有较强的代际传递性。注意到，父代和子代位于第1、2收入等级的个体，其收入大都位于贫困线以下，属于贫困群体。于是，总体上父代贫困引致子代贫困的概率为0.6（0.42+0.15+0.27+0.36）2=0.6），亦即贫困群体的脱贫几率只有40%，体现出较强的贫困代际传递性。值得注意的是，父代处于最低收入等级并且其子代也陷入最低收入等级的概率为0.42，说明最贫困群体经历着更强的贫困代际传递，这进一步印证了上述代际收入弹性的估计结果。表3 收入转换矩阵子代的相对收入位置父代的相对收入位置12345123450.480.090.270.360.280.310.280.0020.280.26注：1-5依次表示收入处于以下分位点区间内（0，20%）、（20%，40%）、（40%，60%）、（60%，80%）、（80%，100%），1表明处于最低收入分层，5表明处于最高收入分层。那么，为何贫困群体会面临如此低的代际收入流动性呢？在此，可通过分析父辈的特征来加以阐述。如表4所示，就受教育程度而言，贫困群体的父亲平均水平为4.6年，明显低于非贫困群体的5.01年；就父亲的政治面貌来看，贫困群体父亲为党员的比例只有2.62%，也小于非贫困群体的7.87%；就收入水平来看，贫困群体父亲年均收入只有3136元，同样低于非贫困群体的4167元。因此，贫困群体的父代，无论在人力资本积累、社会资本积累以及收入能力方面，都要显著地低于非贫困群体。由此引致的贫困群体代际收入流动性较低，也就不难理解。表4 父辈的特征比较项目 类别贫困非贫困显著性父亲的平均受教育年限（年）父亲为党员的比例（%）父亲收入的均值（元）4.62.6231265.017.874167T=2.199（0.0285）*T=2.022（0.0201）*T=-2.3027（0.0219）*注：显著性检验采用T统计量进行均值对比，括号内为对应的P值，*代表在5%水平上显著。（二）代际收入流动性的影响因素考察为考察不同变量对贫困代际收入流动性的影响，可根据（8）式，依次分别估计加入人力资本、生产资本、财富资本、社会资本、文化资本后的代际收入弹性变化率。若加入某个变量后，代际收入弹性的估计值较未加入该变量有所降低，则说明该变量是引致代际收入弹性降低、代际收入流动性提高的因素。如此，可明晰重要变量对贫困代际收入流动的影响方向。相关估计结果如表5所示。表5 不同模型设定下的贫困代际收入弹性自变量因变量：子代收入的对数父亲收入的对数人力资本生产资本财富资本社会资本文化资本年龄及常数项0.235*（4.38）0.023*（2.02）是0.261*（4.94）-0.001*（-1.75）是0.251*（4.74）0.0002（0.57）是0.245*（4.68）0.0679*（2.61）是0.263*（4.67）-0.0187（-0.42）是IGE的变化率Adj-R2样本数-7.8%0.1591862.35%0.148186-1.57%0.144186-3.92%0.1421863.13%0.14186注：为节约篇幅，在此未列出年龄及其平方项、常数项的估计值，相关资料备索；括号内为T值；*、*、*分别代表在10%、5%、1%水平上显著；IGE的变化率是指，控制了不同变量后的代际收入弹性，与未控制任何变量的代际收入弹性变化率。人力资本是影响个体收入的重要因素，Becker and Tomes（1979）关于代际收入流动性的开创性模型分析就是基于人力资本理论。控制子代的受教育年限后，代际收入弹性值为0.235，较不控制任何个体特征的估计值（0.255）低7.8%。这说明，人力资本有助于提高代际收入流动性。因为农户非农就业机会的大小，在一定程度上通过人力资本的投资水平来传递（邢春冰，2006），并直接影响到贫困个体能否通过职业状态的改变来脱贫。所以，人力资本较为显著地影响着贫困代际收入流动性的大小，被认为是摆脱代际贫困的重要途径。土地作为农村家庭最主要的生产资料，其人均占有量的高低决定着农户生产资本的多少，在一定程度上与农户收入水平相关。在加入该控制变量后，代际收入弹性变化为0.261，较未控制任何变量时上升了2.35%。这意味着人均耕地面积越多的贫困户，反而面临着更低的代际收入流动性，即土地至少未能有效阻止贫困的代际传递。可能的原因在于：在农村剩余劳动力乡城迁移的背景下，掌握一定技能或渠道的劳动力纷纷到城镇寻求就业机会，而将其占有土地出租；而对于那些无法参与非农经济的贫困户而言，只能依靠土地获得相对低的收益，即使增加土地耕种面积其边际收益也难以超越非农劳务收入。传统农业的低收入以及土地的非流动性等制度约束，更使得原本作为“安家之本”的土地，在农村对子代的收入反而有了负面影响（陈琳，袁志刚，2012）。住房是典型的财富资本代理指标，住房的市场价值体现出家庭的财富水平。引入住房价值作为控制变量后，代际收入弹性值下降了1.56%，说明财富资本有助于促进代际收入流动性、防止贫困代际传递。然而，该变量的估计系数并不显著，说明上述效应尚未在本文的样本中得到统计验证。因为对农村地区而言，土地的不可流转降低了其稀缺性，建立在土地之上的住房也就无法像城镇房产一样存在资本升值收益。在我国当前的农村经济体制下，以房产表征的财富资本积累还不能显著地提升农户的代际收入流动性；特别是对处于偏远地区的贫困群体而言，地理区位劣势使得其难以通过资产交易来获取发展所需的资本，这会在很大程度上限制财富资本对代际收入流动性的促进作用。社会资本作为一种非市场力量，其有助于人们获取收入机会、提高收入水平和改变自身收入地位。社会资本本质上是一种支持性的网络关系，它包含职业、职位、单位性质等特征变量，可以为贫困群体提供保障或降低生产成本。在控制社会资本变量后的代际收入弹性估计值为0.245且显著为正，较不控制该变量时降低了3.92%，表明社会资本积累有助于形成更高的代际收入流动性。一是由于社会资本对农户收入有较大影响，有研究发现，社会资本解释了收入差距的12.1%13.4%（赵剑治、陆铭，2009）；二是从社会资本回报率的角度看，低收入农户社会资本的拥有量和回报率低于高收入农户（周晔馨，2012）；三是在物质资本和人力资本都比较贫瘠的农村贫困地区，社会资本在一定程度上发挥了“穷人资本”的功能，其对贫困起着明显的缓解作用（叶初升、罗连发，2011）。由此，社会资本有助于提高贫困农户的收入，并进而避免贫困代际传递。最后，文化资本也被认为是贫困代际传递的路径之一。一是父母的贫穷可能导致子女不良行为的产生，二是父母的贫穷会增大生活压力、进而限制其教育和社会机会，三是父母贫困还可能导致子女价值观的偏差（胡永远，2011）。从代际收入弹性的估计值来看，加入文化资本后为0.263，上升了3.13%，表现为文化资本未能促进贫困群体的代际收入流动。然而，该变量为负但不显著，说明上述影响在统计上还缺乏支撑。可能的原因在于采用家庭图书数量作为文化资本的代理指标，其并不能涵盖影响文化资本的其他因素，如家庭稳定性、社区环境、种族等。这种效应还有待采用更为丰富的数据进行检验。总的来说，人力资本和社会资本有助于促进代际收入流动，其中人力资本的影响程度最大；以住房价值表征的财富资本虽也体现出促进代际收入流动，但尚未在统计上得到足够支撑。以图书数量表征的文化资本对代际收入流动的影响还需进一步的实证支撑。而以土地表征的生产资本，反而引致了代际收入流动性的降低，成为导致贫困代际传递的因素。诚然，上述变量的代理指标都是基于CGSS数据样本进行选取，其结果也只是反映出基于样本的推断。而稳健结果的估计还需要更丰富的样本支撑，本文的结果可视作特定样本下的一个分析案例。（三）贫困代际传递渠道的贡献度分析接下来，可依据（9）式和（10）式的估计结果，结合（11）式和（12）式来计算不同渠道对贫困代际传递的贡献程度。为更加明晰贫困代际传递的机制，同时就贫困、非贫困、总体这三类样本进行了估计并进行对比分析，相关结果如表6所示。表6 贫困代际传递渠道的贡献度人力资本生产资本财富资本社会资本文化资本累计贫 困投资系数子代回报率贡献度（%）0.897*（2.8）0.0305*（2.68）12.2583.84*（2.01）-0.0001（-0.4）-3.757.311（0.85）0.0005（0.95）1.630.0889*（2.25）0.0304（0.24）1.210.389*（3.94）0.0236（0.48）4.11-15.45非贫困投资系数子代回报率贡献度（%）0.365*（2.78）0.0339*（2.61）5.540.743（1.27）0.0016（0.33）0.530.422*（1.93）0.0123*（2.38）2.320.0987*（2.63）0.2464*（4.32）10.890.158*（2.12）0.038（1.2）2.68-21.98总 体投资系数子代回报率贡献度（%）0.736*（3.75）0.0632*（4.09）20.8329.68*（1.98）-0.0001（-1.04）-1.322.463（0.76）0.0001（0.08）0.110.0683*（2.85）0.4114*（5.21）12.580.284*（3.94）0.0596（1.46）7.58-39.78注：括号内为T值；*、*、*分别代表在10%、5%、1%水平上显著；为节约篇幅，在此仅给出了关键系数的估计值，省略了（9）式和（10）式的完整估计结果，相关原始资料备索。首先来看贫困群体的代际收入传递渠道的贡献度。表6的结果表明，以受教育年限表征的人力资本，对贫困代际收入流动的解释力最高（12.25%），说明人力资本是决定贫困群体代际收入流动的最重要因素，这与既有关于中国农村代际收入流动性的研究结论基本一致。中国城乡二元经济格局的转变，使得劳动力的乡城迁移成为贫困人口脱贫的最主要动因。一方面，教育在可识别的代际收入传递路径中贡献最大，迁移进一步强化了这一影响（孙三百等，2012）；另一方面，城镇的教育收益率总是高于农村，且这一差距在2000年后逐渐增大（梁润，2011），使得教育在代际收入流动中的作用日益明显。所以，对贫困人口而言，教育的缺失也就意味着其代际收入流动性的低下、更加难以摆脱贫困的代际传递。生产资本对代际收入流动的贡献为负，源于生产资本与个体收入的回归系数为负。这表明在城镇化的背景下，耕种土地的多少不再简单地与收入成正比，由于农村土地的非流动性和农业生产效率偏低，限制了土地对农户收入增长的贡献。财富资本和人力资本的贡献率为正但总体较低，说明二者虽对贫困代际传递有一定影响但效应不大。最后，文化资本的贡献率（4.11%）仅次于人力资本，意味着文化贫困的消除，与经济贫困的消除一道，构成了从物质和精神两个维度消除贫困的主要抓手。所以，以文化知识、思想观念、行为规范为表征的社会文化建设，成为消除文化贫困的重要内容。进一步，可对比分析非贫困群体和样本总体的代际收入流动贡献度，以明晰促进贫困群体代际收入流动的改进方向。就非贫困群体而言，人力资本不再是引致代际收入流动的最主要因素，而社会资本的贡献度最高（10.89%）。因为非贫困群体大多接受了初中及以上教育，且受教育程度的离散程度相对较低 样本统计数据表明，贫困群体的受教育年限标准差为3.44，而非贫困群体的受教育年限标准差为3.02，说明非贫困群体的受教育程度分布相对均衡。参考文献：1陈琳 袁志刚，2012：中国代际收入流动性的趋势与内在传递机制，世界经济第6期。2方鸣 应瑞瑶，2010：中国城乡居民的代际收入流动及分解，中国人口资源与环境第5期。3胡永远 2011：代际收入传递性研究评述，经济学动态，第2期。4韩军辉 2010：基于面板数据的代际收入流动研究，中南财经政法大学学报，第4期。5梁润，2011：中国城乡教育收益率差异与收入差距，当代经济科学，第6期。6李树茁 杨绪松 任义科 靳小怡，2007：农民工的社会网络与职业阶层和流动：来自深圳调查的发现，当代经济科学，第1期。7李实 魏众 丁赛，2005：中国居民财产分布不均等及其原因的经验分析，经济研究，第6期。8林闽钢 张瑞丽，2012：农村贫困家庭代际传递研究基于CHNS数据的分析，农业技术经济，第1期。9李小胜，2011：中国城乡居民代际收入流动分析，统计与信息论坛，第9期。10邢春冰，2006：中国农村非农就业机会的代际流动，经济研究，第9期。11叶初升 罗连发，2011：社会资本、扶贫政策与贫困家庭福利基于贵州贫困地区农村家户调查的分层线性回归分析，财经科学，第7期。12姚先国 赵丽秋，2006：中国代际收入流动与传递路径研究：1989-2000，第六届中国经济学年会入选论文.13周晔馨，2012，社会资本是穷人的资本吗？基于中国农户收入的经验证据，管理世界，第7期。14赵剑治 陆铭，2009：关系对农村收入差距的贡献及其地区差异一项基于回归的分解分析，经济学（季刊），第9期。15Becker G.S., Tomes N. 1986.“Human Capital and the Rise and Fall of Families”，Journal of Labor Economics，4（3）：1-39. 16Bjorklund A.,Jantti M.,et al. 2007. “Nature and Nurture in the Intergenerational Transmission of Socioeconomic Status:Evidence from Swedish Children and their 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