中國代際貧困的傳遞特征測度及財政治理研究

盧盛峰 時良彥 金 行

(武漢大學 經(jīng)濟與管理學院，湖北 武漢 430072)

一、引言與文獻綜述

近些年來，中國經(jīng)濟社會中不斷涌現(xiàn)的“富二代”“貧二代”等現(xiàn)象反映的是一種強者愈強、弱者愈弱的社會階層固化趨勢，以及貧困群體社會流動機會匱乏的狀態(tài)，折射出中國代際收入不平等的問題已經(jīng)日趨嚴峻(鄭輝 等，2009；顧輝，2014)。這種代際收入不平等對經(jīng)濟公平及社會和諧穩(wěn)定產(chǎn)生了一系列負面影響，并已經(jīng)成為當前中國社會最主要的問題之一。厘清代際貧困進入退出的動態(tài)演化狀況，是進行政策干預和設計的前提。本文將在定量甄別中國貧困代際傳遞的動態(tài)演化路徑基礎(chǔ)上，著重分析造成個體貧困代際傳遞的概率以及相關(guān)財政干預政策的效果。這一研究對于打破收入階層固化和增進社會公平具有重要的應用價值與理論價值。

在代際不平等傳遞路徑方面，早期研究更多從人力資本投資角度進行解釋，認為父輩的收入水平在一定程度上會決定子輩的人力資本水平，進而影響子輩的就業(yè)機會和收入水平(Becker et al.，1986；Restuccia et al.，2004)。與此同時，越來越多的研究關(guān)注父母的職業(yè)、受教育水平等對后代收入不平等的影響。Carmichael(2000)利用英國家庭調(diào)查數(shù)據(jù)研究20世紀90年代英國的職業(yè)流動性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，子女的職業(yè)成就很大程度上受父母職業(yè)的影響，尤其在兒子身上體現(xiàn)得更為明顯。Di Pietro et al.(2003)使用2000年意大利銀行家庭收入和財富調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗社會經(jīng)濟地位的代際傳遞，發(fā)現(xiàn)子輩的職業(yè)成就與父輩職業(yè)存在高度的相關(guān)性。此外，一些研究聚焦父輩與子輩同時受雇于一個工作單位的情形。Kramarz et al.(2011)使用瑞典雇主雇員數(shù)據(jù)集研究家庭網(wǎng)絡的重要性以及這些網(wǎng)絡對子女從學校過渡到工作的影響，發(fā)現(xiàn)父輩所在工作單位更有可能雇傭其子女進入該單位工作。Perez-Gonzalez(2006)以及Bennedsen et al.(2007)也得出類似的結(jié)論。大量研究證實代際流動導致的子輩機會不平等與收入不平等呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。Corak(2013)分析了美國的收入不平等與代際流動性，發(fā)現(xiàn)位居收入最高5%的父母，其子女更有可能獲得較高的收入，即機會不均等的加劇將會擴大子女收入不平等差異。Arawatari et al.(2013)也發(fā)現(xiàn)，除了澳大利亞和加拿大外，大多數(shù)OECD國家的收入不平等與代際流動均呈負相關(guān)關(guān)系。國內(nèi)研究方面，邢春冰(2006)對不同年份CHNS數(shù)據(jù)進行的分析表明，中國農(nóng)村地區(qū)代際間非農(nóng)就業(yè)機會一定程度上通過人力資本投資傳遞。吳愈曉(2010)使用1996 年全國抽樣數(shù)據(jù)，并結(jié)合事件史分析方法，檢驗中國農(nóng)村居民精英職業(yè)地位的獲得如何受到其改革前或新中國成立前家庭背景的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，具有精英家庭背景的農(nóng)民，改革后進入非農(nóng)職業(yè)的概率都比較高。

在收入不平等代際傳遞度量方面，已有研究大多從微觀角度切入，并基于子女收入在多大程度上受到父輩收入影響來度量(Mulligan，1997；Ichino et al.，2011)。如果父輩收入對子女收入存在重要影響，那么意味著社會收入流動性較弱，同時代際收入不平等的傳遞更強(Mazumder，2005)?；谶@一思路，一些國別研究分別測度了不同國家代際收入彈性系數(shù)，例如德國為0.11、芬蘭為0.28、瑞典為0.28、英國為0.4～0.6、美國為0.4(Bjorklund et al.，1997；Couch et al.，1997；Dearden et al.，1997；Pekkarinen et al.，2009；Bohlmark et al.，2006)。與其他國家相比，中國的收入代際不平等傳遞相當嚴重。王海港(2005)考察了中國1989—1997年4期家庭收入的變動，發(fā)現(xiàn)中國的父子代際收入彈性至少在0.5以上。黃瀟(2014)基于CGSS 2006，發(fā)現(xiàn)貧困群體的代際收入流動性較低，其代際收入彈性為非貧困群體的1.6倍，父代貧困引致子代貧困的概率高達60%。Gong et al.(2012)也得出類似的結(jié)論。與之相反，一些研究表明中國的代際收入流動性在增強。章奇等(2007)基于中國農(nóng)村調(diào)研數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)收入流動性的變動對收入差距變化的作用是在不斷上升的，考慮到收入流動性因素，收入分配問題可能沒有人們所想象的那樣嚴重。同樣地，孫文凱等(2007)基于農(nóng)業(yè)部1986—2001年間6省農(nóng)村固定觀察點數(shù)據(jù)，對農(nóng)村家庭收入流動進行了經(jīng)驗分析，發(fā)現(xiàn)其間農(nóng)戶收入流動程度呈現(xiàn)出先增大后穩(wěn)定的趨勢，顯著降低了持久性收入不平等。王朝明等(2008)基于7種收入流動性測度指標的研究也大致支持流動性增強的觀點。此外，近來的一些研究則側(cè)重于從空間分布、動態(tài)趨勢等方面，分析中國居民貧困代際傳遞問題(盧盛峰 等，2016；馬文武 等，2018；楊沫 等，2020)。

在改善代際收入不平等的措施方面，已有研究大多是基于社會層面的討論。政府無疑是最重要的決策主體之一，因此關(guān)于財政干預政策對貧困代際傳遞問題的作用成為學術(shù)界關(guān)注的焦點。Cardak et al.(2013)運用美國PSID數(shù)據(jù)，將代際收入彈性進行分解，分析公共支出政策對于代際貧困傳遞的影響機制，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在提高貧困個體人力資本投資方面，公共支出能夠發(fā)揮顯著的提升作用；不同性質(zhì)的公共支出，對解決代際不平等問題發(fā)揮的作用不盡相同。Harper et al.(2003) 認為，公共支出政策應當提供基本生活保障，以使得貧困家庭獲得維持生計的相關(guān)資本以及得到有效的公共服務，如教育、健康等。Villa(2018)指出，貧困個體幼年時形成的人力資本能夠有效改善將來的生產(chǎn)能力，而有條件轉(zhuǎn)移支付可以顯著改善兒童受教育水平、營養(yǎng)狀況等，進而提升人力資本。Meyer et al.(2018)利用美國收入調(diào)查數(shù)據(jù)，研究不同的政府轉(zhuǎn)移支付措施在促進社會公平方面的政策效果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)社會保障(OASDI)的實施最為有效，顯著減少了貧困率。潘星宇等(2018)指出，不論是在省級還是縣級層面上, 科教文衛(wèi)支出都對子女收入有著顯著的正向影響，提高了貧困家庭的人力資本投資能力。近來的一些研究都指出，政府教育支出在降低代際收入不平等、減少代際貧困上具有顯著作用(鄒薇 等，2019；張彤進 等，2019；柴文耕 等，2020)。

綜上，可以發(fā)現(xiàn)：首先，已有研究更多是從父輩與子女之間的代際收入彈性系數(shù)角度來識別和度量收入不平等代際傳遞狀況。這一處理方式必須基于參數(shù)的準確估計，而諸如基因等眾多外部因素都可能影響著父子雙方的收入狀況；同時，代際收入彈性思路的政策干預效果的有效識別和驗證更加困難，這也是很多研究估計系數(shù)存在較大差異的根本原因。其次，不平等代際傳遞的作用路徑研究更多從純理論上進行分析，尚未給出定量測度的有效方案，并且依然缺乏側(cè)重于不平等代際傳遞動態(tài)路徑分析的經(jīng)驗性研究。為此，本文將基于非參數(shù)Kaplan-Meier生存分析方法，定量測度代際貧困進入退出的動態(tài)演化狀況，并剖析傳遞路徑依賴、家戶異質(zhì)性特征及政府政策干預等對收入不平等代際傳遞的影響。

二、研究設計和數(shù)據(jù)來源

(一)研究設計

本文將基于父輩與子輩成熟勞動市場時期配對數(shù)據(jù)，在定義收入層次及貧困狀況基礎(chǔ)上，利用非參數(shù)Kaplan-Meier生存分析方法，測度代際貧困進入退出動態(tài)變動，并剖析傳遞路徑依賴、異質(zhì)性家戶特征及政策干預等對收入不平等代際傳遞的影響。

這里采用生存函數(shù)S(t)來定義過去t期的生存概率(也即t時期后落入貧困狀態(tài)的概率)。給定在離散的t1,…,tk期個體的瞬時貧困狀態(tài)，那么觀測到的過去t期落入貧困狀態(tài)的概率：

(1)

其中：nj是居民在j時期處于貧困狀態(tài)的數(shù)量；dj是tj時期落入貧困的數(shù)目，同時用t表示該段時間內(nèi)貧困的總次數(shù)。根據(jù)居民戶在貧困及非貧困狀態(tài)上的時間狀況及長度，Kaplan-Meier方法很容易作出估計。式(1)標準誤可以近似寫成：

(2)

基于在t期結(jié)束貧困或非貧困所花費的時間，風險率h(t)很容易從式(1)中算出：

(3)

式(3)是用于計算貧困進入率和退出率的基本方程。特定時期的風險率也對應著一個生存概率，用于描述持續(xù)的貧困比例。同時，離散時間風險概率hit可以被定義為：

hi(t)=pr(Ti=t/Ti≥t， Xit)

(4)

其中，Ti是貧困狀態(tài)結(jié)束時間點，Xit為家戶特征及其它變量的向量。在Ti=t時結(jié)束某一種狀態(tài)的總概率可以通過t0到t-1期的該狀態(tài)概率的連乘積形式給出，而在Ti>t期結(jié)束貧困狀態(tài)的概率同樣也可以通過前t期的貧困概率給出，表達如下：

(5)

這里進一步通過一個比例風險回歸模型，對上述方程進行刻畫：

h(t|Xit)=h0exp(Xitβi)

(6)

其中：h0是基準退出率(或進入率)，Xit是影響風險概率的因素向量。通過在式(6)中增加一個乘數(shù)形式的隨機誤差項來控制不可觀測的家戶異質(zhì)性，據(jù)此，瞬時風險率可以寫為：

h(t|Xit)=h0εitexp(Xitβi)=h0exp[Xitβi+log(εit)]

(7)

在度量貧困狀態(tài)及其影響因素基礎(chǔ)上，進一步對貧困延續(xù)性特征進行刻畫，并考慮狀態(tài)依賴、短暫沖擊以及異質(zhì)性家戶特征等方面：

Pit=φ(Pit-1,Xit,αi)

(8)

其中：P(·)是落入貧困狀態(tài)的概率，也即Pit在t時期第i家戶處于貧困狀態(tài)時取1，非貧困狀態(tài)取值為0；i=1,…,N而t=2,…,T；αi用于控制家戶的異質(zhì)性特征；其他變量含義與前文相同。

實證分析方程由Probit模型給出，并控制了家戶異質(zhì)性特征以及貧困狀態(tài)路徑依賴等因素的影響：

(9)

(10)

(二)數(shù)據(jù)來源和處理

本文數(shù)據(jù)來源于“中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)”數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫分別選取了地理特征、經(jīng)濟發(fā)展水平、公共資源等指標差異較大的9個省份進行調(diào)查，覆蓋中、東、西三大區(qū)域，包括遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西和貴州等省份。該數(shù)據(jù)庫在1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年以及2011年進行過九次調(diào)查，涵蓋了家庭人口特征、社會經(jīng)濟狀況、社區(qū)統(tǒng)計情況等方面的信息。目前該數(shù)據(jù)庫廣泛用于中國城鄉(xiāng)居民健康、醫(yī)療、勞動等領(lǐng)域的研究。

本文選取1991—2011年時間段的大樣本微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，并且根據(jù)居民個體編號、居民戶編號和調(diào)查年份將數(shù)據(jù)庫中“成人調(diào)查”和“住戶調(diào)查”這兩個子數(shù)據(jù)集結(jié)合在一起，然后通過匹配家庭成員的關(guān)系得到父親/子女匹配樣本和母親/子女匹配樣本。最終本文分析數(shù)據(jù)庫包含居民個體收入狀況、家庭成員收入狀況、個體年齡和受教育年限狀況，以及家庭成員特征等指標，并涉及35545個個體樣本。

為了準確地對研究對象進行分析，本文對數(shù)據(jù)還進行了進一步加工處理：其一，考慮到剛工作個體當前收入無法有效地衡量其穩(wěn)定收入情況，而過于年邁的父輩的當期收入也無法有效衡量其職業(yè)生涯穩(wěn)定的收入狀況，因此剔除了子輩年齡處于30周歲以下或者父輩年齡處于65周歲以上的樣本，以避免研究結(jié)果出現(xiàn)較大的偏誤(Bohlmark et al.，2006；盧盛峰 等，2016)；其二，同樣邏輯，根據(jù)問題b2b“是否屬于退休返聘類型”，進一步剔除了父輩或子輩屬于退休返聘的樣本；其三，考慮到正在上學的個體尚未進入勞動力市場進而無法獲得其收入狀態(tài)，根據(jù)問題a13“目前是否在上學”，剔除了子輩和父輩中正在上學的樣本；其四，為了有效區(qū)分未工作個體的社會地位，根據(jù)問題b2a“沒有工作的原因”，將正在找工作、殘疾、其他以及不知道什么原因?qū)е卤粍邮I(yè)的個體視為沒有固定職業(yè)，同時也剔除了由于做家務、讀書和退休等主動不參與工作的樣本；其五，為了保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，剔除了父輩和子輩個體收入缺失或為負值的樣本，并以左右兩端1%的比例剔除掉了收入異常值樣本。

三、中國居民代際貧困的動態(tài)演進路徑：統(tǒng)計性分析

(一)貧困狀態(tài)測度

已有研究大多采用國家貧困線標準來定義貧困水平，本文則同時采取五種不同的貧困線標準來度量個體的貧困狀態(tài)。具體而言：第一，以個體工資性收入是否達到當年全樣本工資性收入的平均水平來定義貧困狀態(tài)，超過則為非貧困，未超過則為貧困；第二，以個體工資性收入是否達到當年本省份居民工資性收入的平均水平來定義貧困，超過則為非貧困，未超過則為貧困；第三，以個體總收入是否達到當年全樣本總收入的平均水平來度量貧困，超過則為非貧困，未超過則為貧困；第四，以個體總收入是否達到當年本省份居民總收入的平均水平來度量貧困，超過則為非貧困，未超過則為貧困；第五，以個人總收入是否達到當年本省份物價平減后的實際貧困線來度量貧困，超過則為非貧困，未超過則為貧困。本文后續(xù)對貧困的度量都將采取以上五種衡量指標。

在貧困狀態(tài)識別基礎(chǔ)上，本文將父輩和子輩之間的貧困狀態(tài)演變歸納為三種變動趨勢：一是父輩貧困同時子輩也貧困，即貧困代際傳遞；二是父輩非貧困而子輩出現(xiàn)貧困狀態(tài)，即落入貧困；三是父輩貧困而子輩非貧困，即脫離貧困。這將構(gòu)成本文對居民貧困代際傳遞動態(tài)演進路徑特征進行分析的基礎(chǔ)。

(二)居民貧困代際傳遞：動態(tài)演進路徑

本文基于Kaplan-Meier生存分析方法來分析居民貧困的動態(tài)演進路徑。具體而言，以子輩脫離貧困作為事件的終點，以1991年調(diào)查期為基期，1993年是第二期，依次遞推，2011年是第七期，用生存和死亡曲線來推演子輩是否退出貧困以及所經(jīng)歷的期數(shù)，借以曲線形式直觀展現(xiàn)每一調(diào)查期子輩脫離貧困的概率。

圖1是在當年平均工資收入貧困線標準下，以子輩脫離貧困為終點事件所做的死亡曲線。其中，橫軸表示調(diào)查期，縱軸表示發(fā)生終點事件的概率，即當期脫離貧困的概率。隨著時間的推進，可以直觀地看到越來越多的個體脫離貧困。換而言之，子輩居民整體的貧困狀況是在不斷改善的。值得注意的是，按照父親是否貧困來分組繪圖得出的兩條死亡曲線顯示，非貧困父親的子輩脫離貧困的概率要明顯高于貧困父親的子輩。這和預期相一致。與此同時，兩條死亡曲線之間的垂直距離可以大致理解為貧富差距，垂直距離越大，貧富差距越大。因此，從圖1中也可以發(fā)現(xiàn)，收入差距在代際之間存在拉大趨勢。其他貧困線標準下的結(jié)果大體一致，限于篇幅這里不再一一展示。

圖1 父親/子女貧困狀態(tài)代際傳遞的動態(tài)演進

圖2是基于母親和子女匹配樣本數(shù)據(jù)做出的全國平均工資收入貧困線標準下的死亡曲線。其中，橫軸表示調(diào)查期，縱軸表示脫離貧困的概率。結(jié)果與圖1大體一致，非貧困母親的子女脫離貧困的概率要高于貧困母親的子女。稍有不同的是，兩個不同組別之間的收入差距在代際之間基本穩(wěn)定，并未呈現(xiàn)圖1中的拉大態(tài)勢。其他貧困線標準下的結(jié)果大體一致，限于篇幅這里也不再一一展示。

圖2 母親/子女貧困狀態(tài)代際傳遞的動態(tài)演進

四、實證結(jié)果分析

(一)貧困代際傳遞概率測算

1．估計方程設定

為了測算貧困代際傳遞的概率，這里構(gòu)建Logit模型來分析父輩貧困情況下子輩仍然貧困的概率。具體方程如下：

Povertyst=α+β0Povertyft+β2Indivit+β3Householdit+νc+φt+εit

(11)

其中：被解釋變量Povertyst度量子輩當年是否貧困，當子輩貧困的時候取1，當子輩非貧困的時候取0；Povertyft度量父輩當年貧困狀態(tài)，當父輩貧困的時候取1，當父輩非貧困的時候取0；β0是本文關(guān)注的核心參數(shù)，衡量貧困代際傳遞的程度，即父輩處于貧困狀態(tài)的時候其子女貧困的概率是多少。此外，本文控制了一系列個體特征變量、社會經(jīng)濟特征變量、縣市固定效應和年份固定效應。

2．實證測度結(jié)果

表1給出以父親/子女匹配樣本分析得到的貧困代際傳遞概率估計結(jié)果。

表1 貧困代際傳遞概率的測算(父親/子女匹配樣本)

由于本文采取五種貧困線標準度量貧困狀態(tài)，這里分別匯報了不同貧困線標準下貧困代際傳遞的概率。模型一是以個體工資收入是否達到當年平均工資收入度量的貧困線標準，可以看到貧困代際傳遞的概率是66.8%，即當父親貧困時，其子女貧困的概率是66.8%。模型二是以個體工資收入是否達到當年本省平均水平來度量的貧困線標準，結(jié)果顯示，貧困代際傳遞的概率大概為71%，略大于模型一所測算的貧困代際傳遞概率，說明省份內(nèi)貧困代際傳遞概率大于全國貧困代際傳遞概率，代際收入不平等問題在省份內(nèi)更為嚴峻。模型三和模型四則基于個體總收入來構(gòu)建兩種貧困線標準，其估計結(jié)果和模型一、二大體一致。模型五是以政府劃定的省份貧困線為標準得到的回歸結(jié)果，在省份貧困線標準下，貧困代際傳遞的概率高達79.6%。

表2給出以母親/子女匹配樣本測算貧困代際傳遞概率的估計結(jié)果。模型一和模型二分別以個體工資收入是否超過當年全國平均工資收入和當年本省份平均工資收入為貧困線標準，估計結(jié)果顯示：貧困代際傳遞概率分別為54.9%和53.4%。模型三和模型四則分別以個體總收入是否超過當年全國平均總收入和當年本省份平均總收入來測算的貧困代際傳遞概率，其概率值為55.8%和49.8%。這表明，在母親和子女貧困代際傳遞的過程中，省份內(nèi)貧困代際傳遞的概率低于全國貧困代際傳遞的概率。模型五則以政府規(guī)定的省份貧困線為標準，結(jié)果顯示貧困代際傳遞的概率為55.2%。綜合來看，母親/子女匹配樣本貧困代際傳遞的概率要低于父親/子女匹配樣本代際傳遞的概率，也即父親在貧困代際傳遞鏈條中起著至關(guān)重要的作用。

表2 貧困代際傳遞概率的測算(母親/子女匹配樣本)

(二)財政干預政策的效果

1．模型方程設定

通過以上分析，可以發(fā)現(xiàn)貧困代際傳遞既受子輩個體和父母個體特征的影響，也受社會經(jīng)濟環(huán)境特征的影響。近年來，政府一直強調(diào)“精準扶貧”，實施了一系列的扶貧政策，那么這些政策因素是否真的有效地阻斷了貧困代際傳遞呢？本文試圖進一步探究財政干預政策對阻斷貧困代際傳遞的有效性。為了對政策干預的效果進行檢驗，構(gòu)建以下計量方程：

Povertyit=α+β0Fiscalct+β2Indivit+β3Householdit+νc+φt+εit

(12)

其中，被解釋變量Povertyit表示是否貧困代際傳遞，在給定父輩為貧困下子輩也為貧困則取值為1，而給定父輩貧困但是子輩非貧困時取值為0。核心解釋變量是政府財政干預政策，分別考察政府基本建設支出、文教衛(wèi)生支出、行政管理支出和社會保障支出四類不同的財政支出指標，并分別根據(jù)地區(qū)總?cè)丝谶M行人均化處理。這里同樣也控制了個體特征和家戶特征等，并進一步通過縣市固定效應和年份固定效應來捕捉各種不可觀測因素的影響。需要特別說明的是，在這一部分分析中只保留了父輩為貧困的樣本，因此當子輩依然貧困時即發(fā)生了貧困代際傳遞，而當子輩非貧困則代表脫離貧困。

為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，在上述分析基礎(chǔ)上，進一步使用學生數(shù)量、教師數(shù)量和人均醫(yī)院床位數(shù)等指標，從公共服務產(chǎn)出角度，作為財政干預政策的代理變量，對上述結(jié)論進行再檢驗。之所以選取這些指標，是因為醫(yī)療和教育是基層政府提供的公共服務的主要構(gòu)成部分，同時也被認為是最有利于幫助貧困群體的公共服務投資項目。

2．實證檢驗結(jié)果

表3給出了父親/子女匹配樣本數(shù)據(jù)進行財政干預政策效果檢驗分析的結(jié)果。

表3 財政干預政策的效果檢驗(父親/子女匹配樣本)

依然按照五種貧困線標準分別對財政支出政策的有效性進行檢驗，具體而言：模型一和模型二基于當年個體工資收入來構(gòu)建貧困線標準；模型三和模型四基于當年個體總收入來構(gòu)建貧困線標準；模型五是以政府公布的省份貧困線為標準。從表3結(jié)果中不難看出，財政文教衛(wèi)生支出和社會保障支出對阻斷貧困代際傳遞有一定積極作用，基本建設支出則沒有顯著的影響，而行政管理支出反而加劇了貧困代際傳遞。

表4展示的是母親和子女匹配樣本財政干預阻斷貧困代際傳遞的有效性檢驗。與表3結(jié)論大體一致，在模型一中，文教衛(wèi)生支出和社會保障支出對阻斷貧困代際傳遞有顯著的作用，而行政管理支出會加劇貧困的代際傳遞。在模型二中，社會保障支出顯著地降低了貧困代際傳遞的概率，其他財政支出對貧困代際傳遞沒有顯著的影響。模型三中，文教衛(wèi)生支出顯著降低了貧困代際傳遞的概率，行政管理支出顯著增加了貧困代際傳遞的概率。模型四中，財政支出和貧困代際傳遞之間沒有顯著的關(guān)系。模型五中，文教衛(wèi)生支出和社會保障支出均在10%的顯著性水平上阻斷了貧困代際傳遞，行政管理支出顯著地增加了貧困代際傳遞的概率。

表4 財政干預政策的效果檢驗(母親/子女匹配樣本)

綜合來看，文教衛(wèi)生支出和社會保障支出對阻斷貧困代際傳遞有一定的積極作用，這一結(jié)論與現(xiàn)有文獻的研究結(jié)果一致(Nakamura et al.，2011；Villa，2018；潘星宇 等，2018)。正如之前研究發(fā)現(xiàn)的，子輩通過接受良好的教育積累人力資本可以顯著降低其貧困代際傳遞的概率，通過改善兒童受教育水平、營養(yǎng)狀況等提升人力資本。除了直接來自父母投資之外，政府支出是貧困個體積累人力資本的另一重要方式。政府教育支出一方面直接減緩了貧困人口的增長，另一方面通過人力資本積累有效改善將來的生產(chǎn)能力，因此文教衛(wèi)生支出提高了貧困家庭的人力資本投資能力，從而對子女收入有著顯著的正向影響。社會保障支出一方面可以通過保障貧困家庭的基本生活，從而使其有余力在子女教育方面投入更多，另一方面通過改善兒童營養(yǎng)狀況和健康狀況等，有效保障其人力資本的積累，因此社會保障支出保障了貧困家庭的人力資本投資能力，從而顯著提高了子女收入水平。

基本建設支出對阻斷貧困代際傳遞沒有顯著的影響。這可能是因為基本建設支出是覆蓋全社會的，并非針對少數(shù)群體的有偏向的財政干預政策，因此沒有很好地實現(xiàn)調(diào)節(jié)社會公平的效果。行政管理支出會加劇貧困代際傳遞，可以解釋為，在政府支出規(guī)模一定或大體確定的情況下，行政管理支出增加必然會削減社會服務性支出，如教育、醫(yī)療等領(lǐng)域的支出，從而提高了貧困代際傳遞的概率。

3．財政干預政策的再測度

為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，這里進一步使用醫(yī)院床位數(shù)、學生數(shù)量和教師數(shù)量作為財政支出的代理變量進行Logit回歸。其中，醫(yī)院床位數(shù)取的是每百人的醫(yī)院床位數(shù)，總學生數(shù)是九年義務教育覆蓋的小學生和中學生數(shù)量之和。

表5呈現(xiàn)了以父親和子女匹配樣本數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗的分析結(jié)果。依然是在五種貧困線標準下對財政干預政策的有效性的穩(wěn)健性檢驗。模型一和模型二分別以全國平均工資和省份平均工資為貧困線標準，可以發(fā)現(xiàn)，醫(yī)院床位數(shù)的增加能夠顯著地降低貧困代際傳遞概率，而總學生數(shù)和教師數(shù)對貧困代際傳遞沒有顯著影響。模型三以全國平均總收入為貧困線標準，而模型五以省份貧困線為標準，結(jié)果顯示，醫(yī)院床位數(shù)和教師數(shù)都并未有效地降低貧困代際傳遞概率，學生數(shù)量增加反而會加劇貧困代際傳遞。這表明中國教育領(lǐng)域的財政支出政策在公共服務生產(chǎn)和提供的效率方面依然有待進一步提升。模型四是以省份平均總收入為貧困線得到的回歸結(jié)果，在此標準下醫(yī)院床位數(shù)、學生數(shù)和教師數(shù)的增加都不能顯著阻斷貧困代際傳遞。

表5 財政干預政策有效性的穩(wěn)健性檢驗(父親/子女匹配樣本)

表6是基于母親和子女匹配樣本數(shù)據(jù)進行的穩(wěn)健性檢驗的分析結(jié)果。模型一以全國平均工資收入為貧困線標準，醫(yī)院床位數(shù)增加、教師數(shù)量增加可以顯著阻斷貧困代際傳遞，總學生數(shù)量會增加貧困代際傳遞的概率。模型二和模型三分別以省份平均工資收入以及總工資收入為貧困線標準，結(jié)果都表明醫(yī)院床位數(shù)增加對阻斷貧困代際傳遞依然有顯著正向影響，而學生數(shù)量和教師數(shù)量影響不顯著。而在省份平均總收入貧困線標準以及政府公布的省份貧困線標準下，醫(yī)院床位數(shù)、學生數(shù)量、教師數(shù)量對阻斷貧困代際傳遞均沒有顯著影響。

表6 財政干預政策有效性的穩(wěn)健性檢驗(母親/子女匹配樣本)

綜合來說，醫(yī)院床位數(shù)增加和教師數(shù)量增加對阻斷貧困代際傳遞有一定作用，而學生數(shù)量增加在一定程度上會加劇貧困的代際傳遞，這反映出財政支出在教育領(lǐng)域的政策力度以及教育公共服務的生產(chǎn)和供給效率依然有待提高。政府在醫(yī)療和教育領(lǐng)域的財政支出政策有一定的有效性，但是政策效果還不夠理想，仍有很大的提升空間，穩(wěn)健性檢驗的結(jié)論和上述有效性檢驗的發(fā)現(xiàn)大體一致。

五、結(jié)論和政策建議

基于1991—2011年中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)的九期追蹤數(shù)據(jù)，本文定量評估和測度了中國居民貧困代際傳遞的動態(tài)演化特征，并在此基礎(chǔ)上實證分析了中國居民代際貧困的風險概率和政府財政干預政策的效果。結(jié)果表明：從動態(tài)演進路徑來看，中國居民整體貧困狀況不斷改善，但是父輩非貧困的子女其脫離貧困的概率要高于父輩貧困的子女，社會貧富差距依然在不斷擴大；父輩與子輩貧困代際傳遞風險整體較高，同時父子(女)間傳遞風險高于母子(女)間傳遞風險；文教衛(wèi)生支出和社會保障支出對阻斷貧困代際傳遞有一定的積極作用，基本建設支出沒有顯著的影響，行政管理支出會加劇貧困的代際傳遞，也就是說，政府在醫(yī)療和教育領(lǐng)域的財政支出政策有一定成效，但是政策效果還不夠理想，仍有很大的提升空間。

以上結(jié)論表明，為了擺脫貧困代際傳遞的“貧困陷阱”，政府應加大財政政策的扶貧力度，一定程度上壓縮行政管理性支出，著重增加文教衛(wèi)生支出和社會保障支出。而在加大財政扶貧支出規(guī)模的同時，政府還應當提高教育、醫(yī)療領(lǐng)域財政資金的使用效率，更好地實現(xiàn) “精準扶貧”“精準阻貧”。