我國(guó)貧困代際轉(zhuǎn)移測(cè)度

金 靜，汪燕敏

（1．中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，湖北武漢，3430073；2．安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，安徽蚌埠，233030；3．安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院，安徽蚌埠，233030）

經(jīng)濟(jì)·管理

我國(guó)貧困代際轉(zhuǎn)移測(cè)度

金 靜1,2，汪燕敏3

（1．中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，湖北武漢，3430073；2．安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，安徽蚌埠，233030；3．安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)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(guò)變量誤差模型和隨機(jī)效應(yīng)線性模型測(cè)量貧困代際轉(zhuǎn)移的程度，結(jié)果表明我國(guó)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(dòng)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(fèi)型的兒童津貼。

貧困代際轉(zhuǎn)移；變量誤差模型；隨機(jī)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(shuō)，如果父輩長(zhǎng)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(huì)經(jīng)濟(jì)劣勢(shì)引起的子代貧困。

在我國(guó)，20世紀(jì)80年代末以來(lái)的經(jīng)濟(jì)與社會(huì)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(huì)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(guó)內(nèi)一些學(xué)者所證明。[1-3]這些家庭中父輩的劣勢(shì)使其對(duì)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(huì)保險(xiǎn)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(gè)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(guò)三個(gè)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(lái)的實(shí)證研究大多是通過(guò)估計(jì)父母和子女之間的代際收入彈性（Intergenerational Income Elasticity）來(lái)測(cè)量代際轉(zhuǎn)移水平的，汪燕敏對(duì)相關(guān)研究給出了一個(gè)詳盡的綜述。[6]國(guó)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(cè)量。

二、數(shù)據(jù)處理

本研究使用的數(shù)據(jù)來(lái)自美國(guó)北卡羅來(lái)納大學(xué)圣殿山分校和中國(guó)疾病預(yù)防控制中心營(yíng)養(yǎng)與健康所聯(lián)合執(zhí)行的中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）。該調(diào)查覆蓋了中國(guó)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(gè)省，2011年新增加了3個(gè)直轄市（北京、上海、重慶），2015年又納入了3個(gè)省份。首輪調(diào)查啟動(dòng)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(kāi)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(cè)期需要間隔一代人的時(shí)間。兩代人觀測(cè)時(shí)間隔得越長(zhǎng)，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(cè)期為2009年，父親收入的觀測(cè)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(gè)自然的指標(biāo)是世界銀行根據(jù)購(gòu)買(mǎi)力平價(jià)制定的貧困線標(biāo)準(zhǔn)：2．5美元和1．25美元。后者被稱(chēng)作極端貧困線，主要用于衡量世界上最窮的國(guó)家（比如撒哈拉沙漠以南的一些非洲國(guó)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(huì)。由于我國(guó)已經(jīng)進(jìn)入了中等收入國(guó)家行列，本文采用的是第一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)。

此外涉及到的問(wèn)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(guó)當(dāng)前的貧困線應(yīng)該為2．5×365×6．6×0．8=4964元。這個(gè)標(biāo)準(zhǔn)相對(duì)于當(dāng)前的貧困線來(lái)說(shuō)無(wú)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(shí)上在1990年代的中國(guó)，戶主一般是家里的經(jīng)濟(jì)支柱，其收入往往是家庭收入的主要來(lái)源，因此這個(gè)設(shè)定是比較合理的。

為了獲得個(gè)體的典型收入，選取勞動(dòng)力市場(chǎng)上的勞動(dòng)者，樣本年齡區(qū)間為25～68歲，家里有多個(gè)兒子的選取長(zhǎng)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(duì)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(jì)量模型

估計(jì)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(jì)

假設(shè)臨時(shí)收入與持久收入關(guān)系如下：

式中， ity表示個(gè)體i在t時(shí)期的臨時(shí)收入對(duì)數(shù)； iy是持久收入（或稱(chēng)永久收入）的對(duì)數(shù)； itv是 ity對(duì) iy的測(cè)量誤差，表示各種收入沖擊，假設(shè)為與 iy無(wú)關(guān)；斜率系數(shù)是個(gè)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(shí)收入持久部分與測(cè)量誤差的方差。這種OLS因測(cè)量誤差而導(dǎo)致的偏誤被稱(chēng)為衰減偏誤（Attenuation Bias），因?yàn)棣量偸切∮?的，α被稱(chēng)為衰減因子（Attenuation Factor）。

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

其中，T為父親收入的重復(fù)觀測(cè)次數(shù)。

大多數(shù)情況下，經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列都存在自相關(guān)性。如果父親收入的測(cè)量誤差項(xiàng)服從過(guò)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(jì)值。

（二）隨機(jī)效應(yīng)模型下的衰減因子估計(jì)

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(gè)體i的永久性收入，方差為v 為測(cè)量誤差項(xiàng)，0is考慮到收入沖擊的自相關(guān)性，假設(shè)其為過(guò)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(jī)效應(yīng)模型。參數(shù)ρ、的估計(jì)值通過(guò)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(jì)量。

四、計(jì)量結(jié)果

（一）OLS估計(jì)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(jì)量。被解釋變量?jī)鹤邮杖?1ity 為2009年調(diào)查收入的對(duì)數(shù)，解釋變量父親收入 0isy 為s年收入對(duì)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(jià)值。

表2 我國(guó)代際收入彈性的OLS估計(jì)

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(jì)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(cè)期得到的代際收入彈性估計(jì)值差異較大，說(shuō)明CHNS數(shù)據(jù)中臨時(shí)收入的變量誤差偏誤較大。

表3序列相關(guān)隨機(jī)效應(yīng)線性模型的參數(shù)估計(jì)

表3序列相關(guān)隨機(jī)效應(yīng)線性模型的參數(shù)估計(jì)

參數(shù)估計(jì)值 0．215 0．864 0

從表3可知，貧困家庭樣本父親的收入對(duì)數(shù)序列有兩個(gè)特點(diǎn)：收入的臨時(shí)沖擊在不同年份序列無(wú)關(guān)；臨時(shí)沖擊方差是持久收入方差的4倍。這表示樣本中勞動(dòng)者的收入不確定性很高，當(dāng)前收入對(duì)于未來(lái)的經(jīng)濟(jì)狀況幾乎沒(méi)有預(yù)測(cè)能力。

考慮到中國(guó)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(dòng)者收入的高度不穩(wěn)定性與當(dāng)時(shí)嚴(yán)重失衡的勞動(dòng)力市場(chǎng)環(huán)境相驗(yàn)證。相比之下，美國(guó)男性勞動(dòng)者收入對(duì)數(shù)臨時(shí)沖擊的相關(guān)性很強(qiáng)，ρ約為0．5；臨時(shí)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(dòng)力市場(chǎng)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(guò)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(shí)間，貧困家庭的后代才可以完全擺脫父輩經(jīng)濟(jì)劣勢(shì)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(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)考察我國(guó)的貧困代際轉(zhuǎn)移現(xiàn)狀，計(jì)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(guó)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(jì)劣勢(shì)的長(zhǎng)期影響。貧困家庭成長(zhǎng)的子女需要好幾代人的時(shí)間，才能擺脫父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)劣勢(shì)的影響。從國(guó)際上來(lái)看，我國(guó)貧困家庭代際流動(dòng)性低于所有發(fā)達(dá)國(guó)家的代際流動(dòng)水平，與拉美的巴西和智利相當(dāng)。而拉美這些國(guó)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(guó)內(nèi)外研究表明，對(duì)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(shì)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(shí)行非繳費(fèi)型兒童津貼[10]。根據(jù)SCIP（Social Citizenship Indicator Program）的統(tǒng)計(jì)，2005年發(fā)達(dá)國(guó)家100%都提供兒童津貼，其中近八成的國(guó)家實(shí)行的是普惠制。在匈牙利、盧森堡、愛(ài)爾蘭、澳大利亞，兒童津貼的數(shù)額超過(guò)了工人平均工資的5%，已經(jīng)成為貧困家庭收入的重要來(lái)源。[11]拉美和撒哈拉以南非洲約有60%的國(guó)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(shí)、家訪跟蹤、轉(zhuǎn)診轉(zhuǎn)介等服務(wù)）。絕大多數(shù)東歐和獨(dú)聯(lián)體國(guó)家也都實(shí)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?jiàn)，為有子女家庭提供兒童津貼受到人們的普遍支持，實(shí)行兒童津貼是世界性的潮流。

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

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

[2] 王海港．中國(guó)居民收入分配的代際流動(dòng)[J]．經(jīng)濟(jì)科學(xué),2005,(2):18-25．

[3] 姚先國(guó),趙麗秋．中國(guó)代際收入流動(dòng)與傳遞路徑研究:1989-2000[C]//第六屆中國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)年會(huì),2006．

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

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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(guó)的代際收入流動(dòng)研究:水平測(cè)度與機(jī)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(diǎn)項(xiàng)目（SK2016A0021）；安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)2016年度校級(jí)科研項(xiàng)目 （ACKY1628）；安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)2017校級(jí)重點(diǎn)項(xiàng)目（ACKY1709ZDB）

1．金 靜（1980—），女，安徽渦陽(yáng)人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院博士生，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院講師；2．汪燕敏（1980—），男，浙江江山人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)助理研究員，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士。