金 靜，汪燕敏

（1．中南財經(jīng)政法大學(xué)會計學(xué)院，湖北武漢，3430073；2．安徽財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，安徽蚌埠，233030；3．安徽財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院，安徽蚌埠，233030）

經(jīng)濟·管理

我國貧困代際轉(zhuǎn)移測度

金 靜1,2，汪燕敏3

（1．中南財經(jīng)政法大學(xué)會計學(xué)院，湖北武漢，3430073；2．安徽財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，安徽蚌埠，233030；3．安徽財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院，安徽蚌埠，233030）

貧困代際轉(zhuǎn)移是指貧困在代際之間的傳遞，與普通家庭相比，貧困家庭的子女更容易陷入貧困。通過變量誤差模型和隨機效應(yīng)線性模型測量貧困代際轉(zhuǎn)移的程度，結(jié)果表明我國貧困代際轉(zhuǎn)移的程度比較嚴(yán)重，貧困家庭子女向上流動困難。這意味著，當(dāng)前的反貧困戰(zhàn)略要更關(guān)注兒童貧困，可行的政策選擇是引入非繳費型的兒童津貼。

貧困代際轉(zhuǎn)移；變量誤差模型；隨機效應(yīng)線性模型

一、前言

貧困代際轉(zhuǎn)移（intergenerational transmission of poverty）是指貧困在不同世代間的傳遞，也就是說，如果父輩長期生活在貧困中，其子女成年后比普通人更容易陷入貧困。代際貧困（Intergenerational Poverty）是貧困在世代間傳遞的產(chǎn)出（outcome），表示由于父輩的社會經(jīng)濟劣勢引起的子代貧困。

在我國，20世紀(jì)80年代末以來的經(jīng)濟與社會轉(zhuǎn)型產(chǎn)生了一些新型的貧困群體，包括“4050”人員、農(nóng)民工、失地農(nóng)民等。由于社會保障滯后，這些群體的很多家庭陷入了貧困代際轉(zhuǎn)移的窘境，這已為國內(nèi)一些學(xué)者所證明。[1-3]這些家庭中父輩的劣勢使其對子女人力資本投資存在障礙，結(jié)果是子女在成年后難以獲得高收入和穩(wěn)定的職業(yè)，社會保險金不能繳納完全。[4]這意味著貧困家庭的子女既不能避免收入突然喪失（失業(yè)或疾?。膊荒転樯鼩v程提供連續(xù)性。因此，與正常人相比，貧困家庭的子女整個生命周期都更容易陷入貧困。

貧困代際轉(zhuǎn)移程度可以通過三個指標(biāo)反映：福利領(lǐng)取的代際相關(guān)性，兄弟（姐妹）收入相關(guān)性，父子收入相關(guān)性。[5]20世紀(jì)90年代以來的實證研究大多是通過估計父母和子女之間的代際收入彈性（Intergenerational Income Elasticity）來測量代際轉(zhuǎn)移水平的，汪燕敏對相關(guān)研究給出了一個詳盡的綜述。[6]國內(nèi)目前已經(jīng)擁有包括父子兩代人的縱向數(shù)據(jù)，使得貧困在代際之間的傳遞程度可以測量。

二、數(shù)據(jù)處理

本研究使用的數(shù)據(jù)來自美國北卡羅來納大學(xué)圣殿山分校和中國疾病預(yù)防控制中心營養(yǎng)與健康所聯(lián)合執(zhí)行的中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）。該調(diào)查覆蓋了中國東部（遼寧、黑龍江、江蘇、山東）、中部（河南、湖北、湖南）和西部（廣西、貴州）9個省，2011年新增加了3個直轄市（北京、上海、重慶），2015年又納入了3個省份。首輪調(diào)查啟動于1989年，其他調(diào)查年份分別是1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009、2011和2015年。然而截至目前，只有2011年及其以前的數(shù)據(jù)可以公開獲得。

本研究進(jìn)行的是代際分析，需要父子兩代人的收入。為了減少生命周期效應(yīng)，父子收入觀測期需要間隔一代人的時間。兩代人觀測時間隔得越長，面板數(shù)據(jù)的樣本磨損越嚴(yán)重，可用的樣本數(shù)量越小。為了保證可用的樣本容量，選擇兒子收入觀測期為2009年，父親收入的觀測期為1989、1991和1993年。

選擇貧困群體樣本的關(guān)鍵是確定貧困線。一個自然的指標(biāo)是世界銀行根據(jù)購買力平價制定的貧困線標(biāo)準(zhǔn)：2．5美元和1．25美元。后者被稱作極端貧困線，主要用于衡量世界上最窮的國家（比如撒哈拉沙漠以南的一些非洲國家）的貧困狀況；而每天2．5美元的支出標(biāo)準(zhǔn)，主要用于溫飽型社會。由于我國已經(jīng)進(jìn)入了中等收入國家行列，本文采用的是第一個標(biāo)準(zhǔn)。

此外涉及到的問題就是美元如何折算為人民幣。學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為人民幣被低估，區(qū)別只是在于低估程度的多少。我們根據(jù)王澤填和姚洋的研究結(jié)論，[7]將人民幣的低估程度設(shè)為20%，這樣中國當(dāng)前的貧困線應(yīng)該為2．5×365×6．6×0．8=4964元。這個標(biāo)準(zhǔn)相對于當(dāng)前的貧困線來說無疑是高出太多，因此我們采用變通的方法。如果有孩子家庭戶主的收入低于4964元，則應(yīng)該被視為貧困戶。事實上在1990年代的中國，戶主一般是家里的經(jīng)濟支柱，其收入往往是家庭收入的主要來源，因此這個設(shè)定是比較合理的。

為了獲得個體的典型收入，選取勞動力市場上的勞動者，樣本年齡區(qū)間為25～68歲，家里有多個兒子的選取長者。為了排除極端值，剔除收入低于900元的兒子樣本。得到的樣本包括132對父子的528條記錄，樣本的數(shù)據(jù)特征如表1所示：

表1 樣本特征（N=132）

三、計量模型

估計代際關(guān)系的回歸模型如下：

（一）變量誤差模型下的代際收入彈性估計

假設(shè)臨時收入與持久收入關(guān)系如下：

式中， ity表示個體i在t時期的臨時收入對數(shù)； iy是持久收入（或稱永久收入）的對數(shù)； itv是 ity對 iy的測量誤差，表示各種收入沖擊，假設(shè)為與 iy無關(guān)；斜率系數(shù)是個常量，恒為1。

在經(jīng)典變量誤差模型的假設(shè)下（為了控制收入的剖面效應(yīng)，一般右側(cè)協(xié)變量還包括年齡和年齡平方），OLS回歸得到的β是不一致的。分別是父親臨時收入持久部分與測量誤差的方差。這種OLS因測量誤差而導(dǎo)致的偏誤被稱為衰減偏誤（Attenuation Bias），因為α總是小于1的，α被稱為衰減因子（Attenuation Factor）。

為了減少測量誤差的影響，國際上流行的做法是取多次收入觀測值對數(shù)的平均值。如果不同時期的測量誤差不相關(guān)，則：

其中，T為父親收入的重復(fù)觀測次數(shù)。

大多數(shù)情況下，經(jīng)濟時間序列都存在自相關(guān)性。如果父親收入的測量誤差項服從過程，則：

其中，ρ為父親收入的自相關(guān)系數(shù)。因此，在已知T的情況下，要求出衰減因子，就要獲得參數(shù)的估計值。

（二）隨機效應(yīng)模型下的衰減因子估計

在面板數(shù)據(jù)條件下，考慮到收入的年齡剖面效應(yīng)，父親當(dāng)期收入方程可以表示為：

其中： xis包括年齡和年齡平方。 y0i為個體i的永久性收入，方差為v 為測量誤差項，0is考慮到收入沖擊的自相關(guān)性，假設(shè)其為過程，ρ為自相關(guān)系數(shù)，方差為

由于 y0i與 xis不相關(guān)，因此可以使用隨機效應(yīng)模型。參數(shù)ρ、的估計值通過廣義最小二乘法（GLS）求出，將以上參數(shù)代入式（5）即可得到代際收入彈性的一致估計量。

四、計量結(jié)果

（一）OLS估計結(jié)果

表2顯示控制年齡剖面效應(yīng)后代際收入彈性的OLS估計量。被解釋變量兒子收入 1ity 為2009年調(diào)查收入的對數(shù)，解釋變量父親收入 0isy 為s年收入對數(shù)的平均值。第2列為1989年、1991年和1993年的單年數(shù)據(jù)，第3列為相鄰兩期平均（1989—1991年，1991—1993年），第4列為3期平均（1989—1993年）。所有的收入都被折算為2009年的價值。

表2 我國代際收入彈性的OLS估計

從表2可以看出，收入均值法雖然減少了樣本容量，但是比單期收入在統(tǒng)計上更顯著。這表明收入均值比單年數(shù)據(jù)（如截面數(shù)據(jù)、單年跟蹤數(shù)據(jù)）更適合作為持久收入的代理變量。此外，不同觀測期得到的代際收入彈性估計值差異較大，說明CHNS數(shù)據(jù)中臨時收入的變量誤差偏誤較大。

表3序列相關(guān)隨機效應(yīng)線性模型的參數(shù)估計

表3序列相關(guān)隨機效應(yīng)線性模型的參數(shù)估計

參數(shù)估計值 0．215 0．864 0

從表3可知，貧困家庭樣本父親的收入對數(shù)序列有兩個特點：收入的臨時沖擊在不同年份序列無關(guān)；臨時沖擊方差是持久收入方差的4倍。這表示樣本中勞動者的收入不確定性很高，當(dāng)前收入對于未來的經(jīng)濟狀況幾乎沒有預(yù)測能力。

考慮到中國1989—1993年的轉(zhuǎn)軌期特征和貧困群體就業(yè)的非正規(guī)性，勞動者收入的高度不穩(wěn)定性與當(dāng)時嚴(yán)重失衡的勞動力市場環(huán)境相驗證。相比之下，美國男性勞動者收入對數(shù)臨時沖擊的相關(guān)性很強，ρ約為0．5；臨時沖擊方差和持久收入方差的份額大致相當(dāng)，[8]顯示出成熟有序的勞動力市場秩序。

代際收入彈性為0．69，有什么涵義呢？假設(shè)收入的代際傳遞是如式（1）所示的自回歸過程，三口之家的貧困線是家庭總收入為居民平均收入的四分之一。那么0．69的代際收入彈性意味著要花上6代人的時間，貧困家庭的后代才可以完全擺脫父輩經(jīng)濟劣勢的影響（顯著性水平為10%）。

五、結(jié)論與政策建議

本研究利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)考察我國的貧困代際轉(zhuǎn)移現(xiàn)狀，計算出貧困家庭的父子收入代際彈性達(dá)到0．69。這意味著我國貧困代際轉(zhuǎn)移的程度比較嚴(yán)重，貧困家庭子女的地位獲得受到父輩經(jīng)濟劣勢的長期影響。貧困家庭成長的子女需要好幾代人的時間，才能擺脫父輩社會經(jīng)濟劣勢的影響。從國際上來看，我國貧困家庭代際流動性低于所有發(fā)達(dá)國家的代際流動水平，與拉美的巴西和智利相當(dāng)。而拉美這些國家正是由于存在較嚴(yán)重的貧困代際轉(zhuǎn)移，才深陷中等收入陷阱。

國內(nèi)外研究表明，對兒童進(jìn)行早期綜合干預(yù)能夠更有效地促進(jìn)兒童全面發(fā)展，最大程度發(fā)揮兒童潛能。[9]貧困及弱勢兒童尤其能從兒童早期發(fā)展干預(yù)工作中獲益，進(jìn)而阻斷貧困的代際傳遞。早期干預(yù)的常用工具是實行非繳費型兒童津貼[10]。根據(jù)SCIP（Social Citizenship Indicator Program）的統(tǒng)計，2005年發(fā)達(dá)國家100%都提供兒童津貼，其中近八成的國家實行的是普惠制。在匈牙利、盧森堡、愛爾蘭、澳大利亞，兒童津貼的數(shù)額超過了工人平均工資的5%，已經(jīng)成為貧困家庭收入的重要來源。[11]拉美和撒哈拉以南非洲約有60%的國家提供條件型兒童津貼（要求領(lǐng)取津貼的家庭接受兒童早期啟蒙、婦幼保健、培訓(xùn)育兒知識、家訪跟蹤、轉(zhuǎn)診轉(zhuǎn)介等服務(wù)）。絕大多數(shù)東歐和獨聯(lián)體國家也都實行了兒童津貼，如白俄羅斯和俄羅斯為3歲以下兒童提供津貼，羅馬尼亞、烏茲別克斯坦和烏克蘭為單親家庭提供兒童津貼?？梢姡瑸橛凶优彝ヌ峁﹥和蛸N受到人們的普遍支持，實行兒童津貼是世界性的潮流。

盡管實行兒童津貼會增加財政支出，但與貧困代際轉(zhuǎn)移所產(chǎn)生的社會成本相比，兒童津貼的凈收益還是很高的。中國目前已經(jīng)從經(jīng)濟落后、財力薄弱的發(fā)展中國家跨入中等收入國家行列，推行非繳費型兒童津貼在財政允許范圍內(nèi)。同時作為新興工業(yè)化國家，我國需要擁有一支具備較高技能的勞動力隊伍。轉(zhuǎn)型期國家的經(jīng)驗證據(jù)表明，越是對兒童充分保護(hù)的國家（如匈牙利、波蘭、捷克等），經(jīng)濟發(fā)展越是穩(wěn)健。因此，引入兒童津貼是我國減少兒童貧困，增加人力資本積累的必由之路。

[1] 高夢滔．高等教育投資回報率估算——基于西部三個城市的微觀數(shù)據(jù)[J]．統(tǒng)計研究,2007,24(9):69-76．

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[3] 姚先國,趙麗秋．中國代際收入流動與傳遞路徑研究:1989-2000[C]//第六屆中國經(jīng)濟學(xué)年會,2006．

[4] 畢向陽．制度與參與:下崗失業(yè)人員繳納基本養(yǎng)老保險行為研究[J]．社會學(xué)研究,2005,(2):103-131．

[5] Corcoran M．Rags to Rags:Poverty and Mobility in the United States[J]．Annual Review of Sociology,2003,21(1):237-267．

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[9] Heckman J J．Skill Formation and the Economics of Investing in Disadvantaged Children[J]．Science,2006,312(5782):1900-2．

[10] 汪燕敏．轉(zhuǎn)型中國的代際收入流動研究:水平測度與機制分析[D]．杭州:浙江大學(xué),2015．

[11] Bradshaw J．An International Perspective on Child Benefit Packages[J]．Children's Well-Being:Indicators and Research,2010:293-307．

（責(zé)任編輯 王 瓏）

The Measurement of Intergenerational Transmission of Poverty in China

JIN Jing1,2,Wang Yan-min3
（1．Accounting School,Zhongnan University of Economics and Law,Wuhan,430073,China;2．Accounting School,Anhui University of Finance and Economics,Bengbu,233030,China;3．Institute of Statistics and Applied Mathematics,Anhui University of Finance and Economics,Bengbu,233030,China)

The intergenerational transmission of poverty means poverty transmitted from one generation to the next．That is to say,the children from poor family are more vulnerable to poverty compared to that from the average people．The author measures the extent of intergenerational transmission of poverty with variable-measurement model and autoregressive panel data model．The result show the extent is severe in China．The children from poor family have difficulty in moving to upper class．It means that the anti-poverty strategy should focus on child poverty．So,the feasible policy is to introduce non-contributory child benefit．

intergenerational transmission of poverty;errors-in-variables model;random-effects linear models

F126

A

2095-2082（2017）03-0001-05

2017-04-12

2016年度安徽高校人文社科重點項目（SK2016A0021）；安徽財經(jīng)大學(xué)2016年度校級科研項目 （ACKY1628）；安徽財經(jīng)大學(xué)2017校級重點項目（ACKY1709ZDB）

1．金 靜（1980—），女，安徽渦陽人，中南財經(jīng)政法大學(xué)會計學(xué)院博士生，安徽財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院講師；2．汪燕敏（1980—），男，浙江江山人，安徽財經(jīng)大學(xué)助理研究員，經(jīng)濟學(xué)博士。