蘇宗敏

(廣西大學 商學院，廣西 南寧 530004)

一、引言

動機，在心理學上被認為是引起個體活動，維持并促使其朝著某一既定目標前行的內在動力。心理學的研究表明，動機一般涉及行為的發(fā)端、方向、強度和持續(xù)性等。在組織行為學中，動機主要是指激發(fā)人類行為的心理活動過程。通過鼓勵和激發(fā)，促使人類產生一種內部驅動力量，推動其朝著所期望的目標不斷前進的過程。所以，動機是人類大部分行為的基礎。本文擬運用經濟學理論中的效用函數(shù)來解釋家庭代際轉移的動機，假定代際間的經濟支持有利于人們追求效用最大化的目標，分別從成年子女、父母的角度出發(fā)，采用效用函數(shù)描述家庭成員代際間的經濟支持行為，然后建立回歸模型實證分析家庭代際轉移的動機。

二、文獻回顧

基于經濟人假設的主流經濟學普遍傾向于以效用最大化作為人類經濟行為的價值基礎。在有關家庭代際轉移動機的研究文獻中最具有代表性的理論解釋是利他主義動機假說(altruism motive hypothesis)和交換動機假說(exchange motive hypothesis)。

利他主義動機假說認為，家庭成員之間提供經濟幫助和生活照料是出于利他取向的。根據(jù)該假說，如果擁有經濟資源的家庭戶主具有利他主義的感情，他就會將經濟資源轉移給家庭的其他成員，以實現(xiàn)所有家庭成員消費總效用的最大化。此時，代際轉移的目的是家庭利益最大化。Becker等認為在利他主義之下的家庭經濟資源配置是非常有效的，它為家庭成員提供了在生命周期內存在外部不穩(wěn)定性時家庭平穩(wěn)消費的經濟保障；否則，家庭成員將需要依靠家庭之外的，諸如借貸或者購買保險等方式來應對各種風險與不穩(wěn)定性[1]。利他主義動機假說認為，家庭代際轉移是受到成員之間的利他主義感情驅動，但是這種感情很難觀測和量化，實證研究的直接數(shù)據(jù)難以獲取，所以，一般需要通過一些間接證據(jù)來判定，如父母擁有經濟資源的數(shù)量與他們收到成年子女轉移支付數(shù)量的相關程度很低，或者某個成年子女之間對父母的轉移支付相互獨立等等，則可以判定家庭代際轉移具有利他主義動機[2]。針對美國家庭的研究也支持了利他主義動機假說[3]。Li 等人的實證研究表明，中國父母對成年子女的代際轉移存在利他主義動機，他們通常會向教育程度和收入較低的子女提供更多的轉移[4]。

交換動機假說則認為，成年子女向父母提供日常生活照料是為了換取父母的遺產或物質回饋[5-6]。在交換動機模型中，如果轉移方為接受方提供服務，代際轉移就是接受方作為交換而做出的貨幣支付。Cox還總結了家庭代際轉移動機的理論模型，給出判定家庭代際轉移動機的具體方法：如果接受方的收入水平與代際轉移規(guī)模呈正相關，則純粹出于交換動機，但如果接受方收入水平與代際轉移規(guī)模呈負相關，則可能出于利他主義動機或交換動機。無論家庭代際轉移行為是受交換動機還是利他主義動機驅使，一般其發(fā)生的概率都與轉移方的收入水平正相關，而與接受方的收入水平負相關[6]。交換動機的假說在發(fā)展中國家更容易得到驗證。Cox和Rank針對美國以及Cox等針對秘魯?shù)膶嵶C結果，均支持交換動機假說[6-8]。江克忠等研究發(fā)現(xiàn)中國家庭的代際向上轉移規(guī)模與父母的收入水平之間存在顯著正相關，即隨著父母持有資產增多，獲得成年子女提供經濟幫助的規(guī)模也相應增加。這一結論也支持了中國家庭代際轉移總體呈現(xiàn)交換動機的特征[9]。但是，Knowles和Anker、Robert、Altonji等人的研究均發(fā)現(xiàn)家庭代際轉移存在混合動機[10-12]。寧滿秀和王小蓮研究也發(fā)現(xiàn)，交換動機和利他主義動機是隱藏在中國農村家庭代際轉移背后的兩種主要動機，在貧困線以上的家庭則以交換動機為主，而在貧困線以下的家庭以利他主義動機為主[13]。

除此之外，關于家庭代際轉移動機的解釋中比較有說服力的還有自我中心主義和非預期的遺產理論。自我中心主義認為，父母之所以會給予子女經濟上的支持或留下遺產，并非是出于利他主義動機或為了影響子女的行為，而只是因為他們會從給予的子女經濟支持或留下遺產這一行為本身獲取滿足感，也就是說，父母的效用函數(shù)依賴于他們能夠給予子女的經濟支持。非預期的遺產解釋的是父母去世后的遺產問題。傳統(tǒng)的生命周期模型假設個人是理性的，且掌握充分的信息，可以預測自己一生的收入，合理計劃一生的消費。所以，人們試圖使其一生的消費保持穩(wěn)定，儲蓄的主要動機是為了滿足退休后的平滑消費(即保持退休后的消費水平與退休前基本持平)。但是，由于現(xiàn)實世界有諸多的不確定性，有可能導致他們的實際壽命短于預期，積累財富沒有完全消費，便無意中成為他們留給子女的遺產[14]。

國內學者的研究對家庭代際向上轉移，即家庭養(yǎng)老的關注較多，對家庭代際向下轉移的關注較少。目前，國內還沒有文獻對家庭代際向下轉移的動機、影響因素等進行系統(tǒng)地實證研究。因此，對該問題的研究可以看作是當代家庭代際轉移中一種逆向代際關系的探討，具有一定的現(xiàn)實意義。

三、家庭代際轉移動機的理論假設

借鑒Cox提出的理論模型(記為理論模型Ⅰ)，以家庭為單位考慮效用，假設成年子女不僅在乎自身的福利狀況，同時也關心父母所享有的福利，即家庭總效用是成年子女和父母的福利共同作用的結果[6]?；诖?，構造一種成年子女與父母之間向上轉移支付的效用函數(shù)，具體形式為：

Uk=Uk(Ck，Sd，Vp(CP，Sd))

(1)

St.Ck=Ik-T

(2)

CP=IP+T

(3)

Vp(IP+T，Sd)≥V0(IP，0)

(4)

Cox認為該理論模型的描述同時適用于利他主義動機和交換動機的兩種情形，但僅有一種動機在效用函數(shù)的邊界上是有效的。成年子女對父母的經濟支持行為是基于利他主義動機還是交換動機取決于式(4)是否存在約束。更確切地說，如果基于利他主義動機，成年子女對老年父母提供的經濟支持隨著父母收入的增加而減少，即?T/?IP<0；隨著成年子女收入的增加而增加，即?T/?Ik>0。當式(4)不受約束時，利他主義動機在代際轉移行為中占據(jù)主導地位，即代際之間即使發(fā)生沒有互惠的勞務交換行為，成年子女仍會向父母提供經濟支持。當代際轉移行為受到式(4)的約束時，則表示代際轉移以交換動機為主，即成年子女對父母提供經濟支持是為了補償父母所提供的勞務Sd[6]。

一般認為，家庭代際向上轉移是一種基于自愿自主的支付行為，應該從經濟支持供給方的角度探尋動機；而家庭代際向下轉移則在很大程度上存在非自愿的因素，很可能屬于被動的支付行為。所以，在分析家庭向下代際轉移動機的時候，應該從經濟支持接受方的角度出發(fā)，將父母對成年子女的經濟支持行為(即家庭代際向下轉移支付)分為依賴動機和索取動機兩種。其中，依賴動機主要表現(xiàn)為成年子女不能自立或自給，沒有獨立生活的經濟能力，成年后仍然依靠父母的經濟支持來滿足基本生存需要。依賴動機更容易出現(xiàn)在低收入或無固定收入的群體中，因為他們沒有經濟能力養(yǎng)活自己，只能長期依賴父母。具有穩(wěn)定收入的年輕人群則更傾向于索取動機，這類人群雖然有經濟來源滿足自身的基本生活需求，但貪圖享受，通過向父母索取經濟支持，來追求更好的物質生活。

考慮到父母對成年子女經濟支持(向下代際轉移支付)的動機與理論模型Ⅰ所描述的情況存在較大區(qū)別，因此在現(xiàn)有研究成果的基礎之上，延伸出另一種效用函數(shù)(記為理論模型Ⅱ)刻畫家庭向下代際轉移的動機。

UP=UP(CP，Sd，Vk(Ck，Sd))

(5)

St.CP=IP-T

(6)

Ck=Ik+T

(7)

Vk(Ik+T，Sd)≥V0(Ik，0)

(8)

式(5)中，UP、Vk分別代表父母和成年子女的效用水平，Ck、CP、Sd、Ik、IP、T等的含義與模型Ⅰ相同，并且邊際效用?UP/?CP>0，?UP/?Sd<0，?Vp/?CP>0，?Vp/?Sd>0。式(6)和式(7)分別描述了父母和成年子女所面臨的預算約束條件，式(8)則描述了存在向下代際轉移所帶來的效用水平Vk要大于(至少等于)不存在轉移支付條件下的效用水平V0。一般而言，如果家庭代際向下轉移行為是基于依賴動機，則?T/?Ik<0；即轉移的規(guī)模隨著成年子女的收入增加而遞減，因為一旦成年子女的收入能夠維持自身的支出就會減少對父母的依賴程度。反之，如果基于索取動機，則?T/?IP>0；即家庭代際向下轉移的規(guī)模隨著父母的收入增加而遞增，因為成年子女認為父母擁有足夠的財富可以供自己揮霍，反而會變本加厲地繼續(xù)索取。

四、模型設定

(一)家庭代際轉移的選擇行為

建立“面板二值選擇模型”(binary choice model for panel data)分析家庭代際轉移的選擇行為，即判斷是否發(fā)生家庭代際轉移；并通過“潛變量”(latent variable)——凈轉移的回歸方程來解釋家庭代際轉移數(shù)量的影響因素。假設凈轉移量為：

(9)

(i=1，2，…，n；t=1，2，…，T)

(10)

給定xit、β、ui，則有：

(11)

如果ε服從邏輯分布，則為Logit模型：

(12)

面板二值選擇模型的估計方法包括隨機效應、固定效應與混合回歸。如果允許個體效應的存在，不同的個體擁有不同的ui。如果所有解釋變量xit與ui均不相關，稱式(12)為“隨機效應模型”(Random Effects Model，簡稱RE)。如果某個解釋變量xit與ui相關，則稱式(12)為固定效應模型(Fixed Effects Model，簡稱FE)。

隨著機器視覺技術、3 G技術、電子技術的不斷發(fā)展以及人們對農產品可視化生產程度和農產品質量安全水平要求的不斷提高，農產品生產過程全程可視化監(jiān)控已經逐漸成為精準農業(yè)的一個熱門發(fā)展方向[1]。農產品生產過程中傳統(tǒng)物理量參數(shù)的監(jiān)控已經無法滿足現(xiàn)代農業(yè)的發(fā)展趨勢。

(13)

p/(1-p)稱為“幾率”(odds)或“相對風險”(relative risk)。另一種解釋：假設xj增加一單位，從xj變?yōu)閤j+1，記p的新值為p*，則新幾率與原幾率之比可以寫成：

=exp(βj)

(14)

(二)家庭代際轉移凈額的影響因素

通過分析影響凈轉移額的關鍵因素來判斷家庭代際轉移的主要動機。凈轉移額指的是當同時存在方向相反的轉移時，以轉移金額大的一方確定轉移的方向，并以兩者的差額為轉移的凈額。所以，轉移凈額必然大于等于0。因此，將轉移凈額作為回歸模型時，應該視為受限被解釋變量。

對于回歸模型的被解釋變量，可能當yit≤c(或yit≥c)時，所有yit都被歸并為c值。雖有全部觀測數(shù)據(jù)，但某些數(shù)據(jù)的yit被壓縮在一個點上，此類數(shù)據(jù)被稱為“歸并數(shù)據(jù)”(censored data)。采用歸并數(shù)據(jù)進行的回歸，被稱為“歸并回歸”(censored regression)，yit的概率分布就變成由一個離散點與一個連續(xù)分布所組成的混合分布(mixed distribution)。考慮歸并數(shù)據(jù)的面板模型：

(15)

(16)

如果解釋變量xit與個體效應ui相關，則(15)式為固定效應模型(FE)；反之，則為隨機效應模型(RE)。對于固定效應的Tobit模型，由于找不到個體異質性ui的充分統(tǒng)計量，故無法進行條件最大似然估計估計(MLE)。如果直接在混合Tobit 回歸中加入個體虛擬變量(使用LSDV法)，估計結果也是不一致的。所以，以下研究僅考慮隨機效應的面板Tobit模型。在給定個體效應ui的情況下，個體i的條件分布可以表示為：

f(yi1，yi2，…，yit|ui)

(17)

類似地，可以通過檢驗假設H0∶σu=0成立與否來判斷是否存在個體異質性。另外，定義同一個體i在不同時期擾動項之間的自相關系數(shù)為：

ρ=Corr(ui+εit，ui+εis)

(18)

(三)變量選擇

結合中國健康與養(yǎng)老追蹤調查(簡稱CHARLS)中的調查項目，選取與受訪者及其子女的各種社會特征密切相關的變量，對家庭代際轉移的動機進行實證分析，由于CHARLS所收集數(shù)據(jù)中涉及受訪者的工資、獎金、補貼、津貼等數(shù)據(jù)缺失值較多，嚴重影響了實證分析的效果，所以考慮引入替代變量。鑒于中國家庭的高儲蓄率，無論與低收入國家還是和發(fā)達國家相比皆是如此[15]。通常情況下多數(shù)45歲以上的中老年人已經完成大部分的人生財富積累，有的甚至已啟用這筆財富來安度晚年。因此，進行實證分析時，將受訪者和配偶的流動資產替代其收入，即理論模型Ⅰ和理論模型Ⅱ中的IP，選取的變量如表1所示：

表1 變量選擇表

五、模型估計和結果分析

為分析家庭代際轉移的選擇行為，將表1中的變量引入面板二值選擇模型，即式(12)，具體模型估計結果見表2。

如表2所示，LR統(tǒng)計量為70.79，對應的p值為0.000 0；Wald統(tǒng)計量為145.76，對應的p值為0.000 0；無論固定效應還是隨機效應，面板Logit模型所有系數(shù)(除常數(shù)項外)的聯(lián)合顯著性都很高。但是Hausman檢驗的結果強烈拒絕隨機效應，接受固定效應。依據(jù)固定效應模型的估計結果，受訪者的最高學歷、健在孩子的數(shù)量、受訪者和配偶的流動資產、孩子及其配偶的收入等因素對家庭代際轉移發(fā)生的概率有顯著性影響。其中，受訪者的最高學歷、受訪者和配偶的流動資產增加有助于降低其對家庭養(yǎng)老的依賴程度，從而降低代際向上轉移的概率，但是會提高向下轉移的概率；收入水平高的子女向父母提供經濟支持的概率會有所上升，并減少向父母尋求經濟幫助的傾向。值得注意的是，健在子女的數(shù)量不僅不會提高其“養(yǎng)老”的概率，反而會提高“啃老”的可能性，這與我們的傳統(tǒng)認知有所不同。受訪者是否與孩子共同居住、未成年孫子女的數(shù)量、以及孫子女是否得到受訪者照顧等可能與父母提供勞務相關的因素均沒有明顯地影響家庭代際轉移的選擇行為的發(fā)生概率，代表實證結果并沒有明顯支持“成年子女對父母提供經濟支持是為了補償父母提供的勞務”，這一“交換動機”的理論假設。因此，就代際轉移的發(fā)生概率而言，可以初步判斷家庭代際向上轉移的動機可能以利他主義動機為主，而家庭代際向下轉移的則主要是以依賴動機為主。

為了分析家庭代際轉移凈額的影響因素，將表1中的變量引入面板Tobit模型，即式(15)，模型估計結果見表3。

表2 家庭代際轉移的選擇行為模型估計結果表

注：表中參數(shù)的估計值為幾率比(odds ratio)，括號中的數(shù)值代表標準差，***、**、*分別代表在1%、5%、10%的統(tǒng)計水平上顯著性，下同。LR和Wald統(tǒng)計量括號中的數(shù)值代表p值。數(shù)據(jù)來源于中國健康與養(yǎng)老追蹤調查http：//charls.pku.edu.cn/zh-CN，下同。

如表3所示，回歸模型的混合效應與隨機效應的估計結果基本保持一致；LR 統(tǒng)計量和Wald統(tǒng)計量的檢驗都顯示面板Tobit模型所有系數(shù)(除常數(shù)項外)的聯(lián)合顯著性很高。LR檢驗的結果認為存在個體效應，故隨機效應的面板Tobit回歸更為合理。根據(jù)表4的回歸結果，受訪者的健康狀況、最高學歷、婚姻狀態(tài)、受訪者和配偶的流動資產、未成年孫子女數(shù)量、與子女聯(lián)系的頻率、子女及其配偶的總收入等因素都會對家庭代際轉移的規(guī)模產生顯著影響。一方面，健康狀況不佳、處于單身(離異、喪偶、從未結婚)等狀態(tài)的受訪者對子女的依賴程度更高，對家庭經濟支持的“剛需”較強，因此獲得的代際經濟支持凈額明顯增加。而受教育程度更高、擁有流動資產較多的受訪者則對家庭經濟支持的“剛需”較弱，所以向上轉移的規(guī)模有所降低。而與父母聯(lián)系的頻率偏低、自身需要撫養(yǎng)的未成年孩子較多、收入水平較高的成年子女也許因為無法經常在生活上照料老年父母，所以傾向于為之提供更多的經濟幫助。另一方面，受教育程度高、擁有流動資產較多、與子女聯(lián)系并不密切、孫子女數(shù)量較多的受訪者傾向給予成年子女更多的經濟幫助，而健康狀況不佳、處于單身(離異、喪偶、從未結婚)等狀態(tài)的受訪者則可能因為自顧不暇，明顯減少了家庭代際向下轉移的規(guī)模。

根據(jù)父母的流動資產對家庭代際雙向(向上/向下)轉移的凈額均為正向影響，而成年子女的收入水平對家庭代際向上轉移的凈額有正向影響，對家庭代際向下轉移的凈額有負向影響，結合家庭代際轉移選擇行為的分析結果，可以進一步推斷當代中國的家庭代際轉移是一種混合了多種邏輯的復雜社會現(xiàn)象，同時表現(xiàn)出多種支付動機，即利他主義動機與交換動機并存。實證結果還顯示，在家庭代際向上轉移時，成年子女的收入水平對轉移凈額的影響程度明顯大于父母的流動資產所帶來的影響，因此可以判斷家庭代際向上轉移以利他主義動機為主；在家庭代際向下轉移時，父母的流動資產對轉移凈額起到了正向作用，而成年子女的收入水平對轉移凈額起到了負向作用，因此可以判斷家庭代際向下轉移以依賴動機為主。

表3 家庭代際轉移凈額影響因素模型估計結果表

表4 子女是否工作對家庭代際轉移影響的差異性檢驗表

注：工作包括務農、掙工資工作、從事個體、私營活動或不拿工資為家庭經營活動幫工等。

如表4所示，子女是否參加工作與家庭代際轉移的支付方向有著非常顯著的關聯(lián)。如果成年子女正在工作，具有比較穩(wěn)定的收入來源，那么普遍都會愿意給父母的老年生活提供力所能及的經濟幫助。有工作仍舊需要父母經濟援助的年輕人屬于社會中的少數(shù)群體。如果成年子女沒有工作，無穩(wěn)定的收入來源，那么靠父母的經濟支助過日子的可能性將大大提高。這也再次印證了家庭代際向上轉移以利他主義動機為主，而家庭代際向下轉移以依賴動機為主的結論。

六、結論與啟示

顯然，當代際經濟支持行為很可能直接影響那些帶有公共轉移支付性質的社會保障制度的實施效果時，分析家庭代際經濟支持行為的動機對于公共經濟政策的制定至關重要。因為，公共轉移支付會對以交換動機為主的家庭代際經濟支持將產生“擠入效應”，加強了收入再分配的效果，即在不降低家庭養(yǎng)老經濟支持水平的同時，公共養(yǎng)老金支付的增加將有助于降低老年貧困的發(fā)生率，提高老年人口的生活保障程度[7]。從社會福利角度來看，這樣的政策改進是帕累托有效的[16]。相反，對基于利他主義動機的家庭代際經濟支持行為而言，公共轉移支付會對家庭養(yǎng)老產生強烈的“擠出效應”，從而降低家庭養(yǎng)老的負擔。當然，老年人并非一個具有完全同質性的整體，同一公共政策的實施對于不同特征的老年人，可能產生不同的經濟效應[13]。

結合實際國情來看，無論是家庭代際向上轉移中的利他主義動機，還是家庭代際向下轉移中的依賴動機，都是基于轉移的接受方沒有充足的經濟資源滿足自身生活需要而產生的。目前，中國社會尚未實現(xiàn)全面小康，家庭代際轉移的功能主要體現(xiàn)在滿足家庭成員的基本生活需求。老年人口是社會的弱勢群體，隨著年齡的不斷增長，他們無法繼續(xù)從事社會勞動工作，收入水平必然有所下降，但是各種生活支出卻很可能不降反升。例如，根據(jù)自然規(guī)律，老年人的生理機能開始退化，健康狀況也隨著年齡的增長而衰弱，多數(shù)老年人都會受到疾病的困擾，所以醫(yī)療保健支出勢必會增加。但是，中國的社會保障水平偏低，仍然不具備足夠的經濟基礎和社會條件通過公共轉移支付的形式解決龐大的老年人口的養(yǎng)老問題。因此，私人轉移支付必須發(fā)揮作用來填補公共轉移支付留下的空白。而且，中國自古以來就有“養(yǎng)兒防老”的文化傳統(tǒng)，贍養(yǎng)老人是子女責無旁貸的義務。如果，當前中國家庭代際向上轉移以利他主義動機為主，那么成年子女對父母的經濟支持主要是出于對他們的關愛，同時沒有預期借此換取其他利益，這種為了家庭的共同福祉而進行的私人轉移支付，是需要成年子女付出一定代價的。有的經濟理論將撫養(yǎng)子女視作一種投資，雖然家庭代際轉移中難以避免地存在某些功利性因素，但不可否認的是親情、責任和義務等也發(fā)揮著非常重要的作用。所以，基于利他主義的私人轉移支付不能完全用理性的經濟學思維去解釋，因為情感和道德等因素的影響不能小覷。但是，無私地犧牲個人利益也是有一定限度的，如果父母養(yǎng)老長期依靠子女的經濟支持，那么其可持續(xù)性是值得商榷的。所以，當利他的私人轉移支付達到一定承受的限度時，發(fā)揮公共轉移支付的調節(jié)作用是必然的選擇。

就基于依賴動機的家庭代際向下轉移而言，好吃懶做也許并非成年子女的本意，如果他們有能力通過自己的工作獲得穩(wěn)定的收入，且足以支付其生活成本時，自然會減少對父輩的經濟依賴。但在現(xiàn)實社會中，許多年輕人在大學畢業(yè)之后，過著十分拮據(jù)的生活。由于收入微薄，“月光”基本成了他們生活的常態(tài)。年輕人通常需要娶妻生子、安家置業(yè)，其支出水平可能要比退休人群更高，因此也需要與之相匹配的更高的收入水平。但現(xiàn)實往往是殘酷的，《2016年中國大學生就業(yè)壓力調查報告》顯示：相較于上一年，2016年全國本科及以上學歷畢業(yè)生的月薪期望值呈現(xiàn)出一種普降趨勢，即總體平均期望月薪值由2015年的6 000元左右，降至2016年的不足5 000元。報告還指出，對比2014—2016年，大學畢業(yè)生的期望薪酬水平一直呈現(xiàn)出總體下降的趨勢?？梢哉f，在物價上漲幅度較大，資產價格水平普遍偏高的情況下，大學畢業(yè)生總體平均期望薪酬水平的降低就意味著年輕人變窮的趨勢已經形成。比如，年輕人的工資收入遠遠無法趕上飆漲的房價，不談一線大城市動輒近千萬的商品房，就連二、三線城市的房價也早已破萬，所以每月只有幾千元工資的年輕人多數(shù)是拿不出購房首付款的，這時候就需要父母拿出積蓄幫助年輕的子女們安家置業(yè)。于是，家庭代際向下轉移正在成為越來越普遍的現(xiàn)象。在年輕群體日益貧窮的大趨勢下，“買不起房子，養(yǎng)不起孩子”是當代眾多年輕人的生活寫照，但是依賴年邁父母繼續(xù)供養(yǎng)的“啃老”之舉也絕非長久之計。公共政策對于解決廣大年輕人群入不敷出的困境，讓年輕一代有機會通過誠實勞動、合法經營創(chuàng)造比父輩更多的財富，從而“擠出”家庭向下代際轉移，有著不可推卸的責任。