貧困代際傳遞的教育中介效應(yīng)分析

　　摘 要：本文使用含有個(gè)體 14 歲時(shí)階層認(rèn)同、父母特征等回顧性調(diào)查的中國(guó)微觀(guān)數(shù)據(jù)，引入人力資本積累作為中介變量分析貧困代際傳遞的渠道，研究童年期經(jīng)歷貧困的效應(yīng)。結(jié)果顯示：沒(méi)有經(jīng)歷兒童貧困的收入分布占優(yōu)于經(jīng)歷過(guò)兒童貧困的收入分布，這意味著兒童沒(méi)有經(jīng)歷貧困比兒童普遍貧困的社會(huì)福利水平更高;童年期經(jīng)歷貧困顯著地降低了成年后的收入水平，并使得成年后陷入貧困的概率顯著增加;教育作為中介變量在貧困代際傳遞中起著重要作用，兒童經(jīng)歷貧困引致的低教育水平占成人后收入下降效應(yīng)的比例為 20%左右，貧困線(xiàn)處于較高水平時(shí)，教育中介影響占貧困上升總效應(yīng)的比例也在 20%左右，達(dá)到高中及以上教育水平并不能完全克服兒童期貧困的不利影響;教育中介效應(yīng)存在著城鄉(xiāng)異質(zhì)性，城市貧困代際傳遞中教育中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于農(nóng)村。

　　本文源自經(jīng)濟(jì)科學(xué) 發(fā)表時(shí)間：2021-02-20《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》主辦單位： 北京大學(xué) 。期刊級(jí)別：北大核心 CSSCI。期刊周期： 雙月 。出版地點(diǎn)：北京市。國(guó)際刊號(hào)： ISSN1002-5839。國(guó)內(nèi)刊號(hào)：CN11-1564/F。歷史沿革： 現(xiàn)用刊名：經(jīng)濟(jì)科學(xué) 創(chuàng)刊時(shí)間：1979

　　關(guān)鍵詞：因果中介效應(yīng) 教育 貧困代際傳遞

　　一、引言與文獻(xiàn)綜述

　　兒童期貧困對(duì)其成人后的結(jié)果影響是學(xué)術(shù)研究和政策關(guān)注的焦點(diǎn)。2013 年中國(guó)絕對(duì)貧困兒童數(shù)量為 1 100 萬(wàn)，相對(duì)貧困兒童數(shù)量則高達(dá) 4 008 萬(wàn)(李曉明和楊文健，2018)。貧困會(huì)減少兒童受教育機(jī)會(huì)的可能性，同時(shí)，教育是擺脫貧困的主要途徑之一。貧困對(duì)家庭生活和兒童成長(zhǎng)后的所有方面都可能有不利影響。比如，一些研究表明(Duncan 等，1994; McLeod 和 Shanahan，1993)，兒童貧困不僅與輟學(xué)、低齡懷孕生育、精神及身體健康狀況不佳、反社會(huì)行為有關(guān)，也與成年后的失業(yè)相關(guān)聯(lián)。宋揚(yáng)和劉建宏(2019)運(yùn)用 CHARLS 生命歷程數(shù)據(jù)構(gòu)建度量每個(gè)個(gè)體兒童時(shí)期多維貧困的指標(biāo)體系，并以此為基礎(chǔ)量化分析兒童期多維貧困對(duì)后續(xù)人力資本積累、健康水平和勞動(dòng)收入狀況等方面的長(zhǎng)期影響，結(jié)果顯示，兒童期多維貧困對(duì)成年后健康狀況、教育水平和就業(yè)收入都有顯著的負(fù)向影響，而且隨著貧困維度的提高，其對(duì)成年后的負(fù)面影響不斷加深。兒童生活在貧困中的時(shí)間越長(zhǎng)，他們的教育程度就越低，社交和情感功能就越差(Miller 和 Korenman，1994)。歐盟統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)(Eurostat，2016)顯示歐盟內(nèi) 50.5%的兒童由于父母受教育程度低而面臨貧困風(fēng)險(xiǎn)，父母受教育程度高的兒童陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)的概率僅為 8%。

　　代際傳遞的經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)通常側(cè)重于對(duì)父母及其后代的代際收入彈性估計(jì)(Becker和 Tomes，1979;孫三百等，2012)。貧困代際傳遞(持續(xù))研究組成代際傳遞的一個(gè)特殊分支，它主要考察父母收入或經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)子女人力資本積累或勞動(dòng)力市場(chǎng)的影響。Rosa等(2017)對(duì)西班牙的研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體完成的中等教育程度(以此來(lái)表示擺脫貧困)基本上由其在青少年時(shí)期的家庭狀況來(lái)決定。Acemoglu和Pischke(2001)基于美國(guó)的微觀(guān)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)家庭收入增加10%時(shí)，子女大學(xué)入學(xué)概率增加1.4%。Ermisch等(2004)使用英國(guó)1991 —1999年家庭追蹤數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)兒童期的父母失業(yè)使子代教育程度下降5%。Castañeda和 Aldaz-Carroll(1999)研究了個(gè)人達(dá)到中等教育水平作為貧困門(mén)檻的可能性，并強(qiáng)調(diào)了性別和父母的教育水平在貧困代際傳遞中的作用，該研究還發(fā)現(xiàn)，家中的孩子數(shù)量和對(duì)他們的投資(表明資源被剝奪)之間存在負(fù)向關(guān)系。Blanden等(2007)分析了以?xún)鹤訛槔膬和诩彝ナ杖牒统赡旰笫杖胫g的關(guān)聯(lián)，探討了教育、能力、非認(rèn)知技能及勞動(dòng)力市場(chǎng)經(jīng)驗(yàn)在代際傳遞中的貢獻(xiàn)，這些中間變量的流動(dòng)系數(shù)估計(jì)通過(guò)分解方法得到。研究結(jié)論表明，教育在產(chǎn)生持久性方面起主導(dǎo)作用。認(rèn)知和非認(rèn)知技能都通過(guò)影響所獲得的教育水平間接起作用，認(rèn)知變量占代際持續(xù)性的20%，非認(rèn)知變量占10%。Aldaz-Carroll和Morán(2001)認(rèn)為收入和教育水平之間有雙向關(guān)聯(lián)，需要特別關(guān)注父母教育、種族、家庭人口結(jié)構(gòu)和兒童早期照料經(jīng)歷等類(lèi)因素，而非關(guān)注經(jīng)濟(jì)環(huán)境。

　　上述所列這些實(shí)證結(jié)論與Becker(1981)提出的兒童發(fā)展經(jīng)濟(jì)模型相吻合。經(jīng)濟(jì)資源豐富的家庭能購(gòu)買(mǎi)對(duì)幼兒發(fā)展的重要“投入”(例如營(yíng)養(yǎng)餐、安靜的家庭學(xué)習(xí)環(huán)境、安全的社區(qū)環(huán)境)。而家庭低收入可能會(huì)限制父母在兒童成長(zhǎng)期間購(gòu)買(mǎi)高質(zhì)量醫(yī)療保健和教育的能力。完成學(xué)業(yè)是勞動(dòng)力市場(chǎng)成功的重要決定因素，也為整個(gè)生命歷程中的健康奠定基礎(chǔ)。家庭壓力模型、家庭投資模型也為上述實(shí)證結(jié)果提供了良好的注解。貧困可能會(huì)導(dǎo)致家庭壓力并對(duì)父母的情緒健康和心理健康產(chǎn)生負(fù)面影響，進(jìn)而影響到兒童的行為和發(fā)育。換言之，不堪貧困重負(fù)的父母無(wú)法滿(mǎn)足子女的情感、認(rèn)知和照料需求(Conger，2002)。受過(guò)良好教育或經(jīng)濟(jì)資源豐富的父母則通過(guò)增加教育資料(如書(shū)籍)或教育活動(dòng)(閱讀)來(lái)保護(hù)孩子免受貧困的影響。家庭特征也可能通過(guò)一種稱(chēng)為社會(huì)選擇的過(guò)程來(lái)影響貧困與兒童發(fā)展之間的關(guān)系(Conger和Donnellan，2007)，該觀(guān)點(diǎn)假設(shè)父母特征的差異會(huì)引致收入差異，進(jìn)而影響兒童的發(fā)展。例如，具有誠(chéng)實(shí)、正直和可靠等親社會(huì)屬性的父母會(huì)將這些價(jià)值傳遞給他們的孩子，即使貧困到來(lái)這些優(yōu)良品質(zhì)的繼承也可以為他們提供保護(hù)。

　　雖然已有研究認(rèn)為兒童在貧困家庭中成長(zhǎng)與其成年后低于貧困線(xiàn)的可能性緊密相關(guān)，但并不能確定其中的因果關(guān)系，比如這可能由同時(shí)與兒童貧困和后來(lái)結(jié)果相關(guān)的其他因素(家庭結(jié)構(gòu)、社區(qū)影響和遺傳因素)所驅(qū)使(Luna和Michela，2018)。Solon(2004)研究發(fā)現(xiàn)教育差異往往會(huì)在幾代人之間持續(xù)存在，這種持續(xù)性解釋了代際工資相關(guān)性的很大一部分。貧困持續(xù)存在可能由父母背景對(duì)兒童在正規(guī)(和非正規(guī))教育中獲得的認(rèn)知技能影響所致。為此，理解認(rèn)知技能發(fā)展與減少貧困之間的相互作用將有助于設(shè)計(jì)更有效的政策干預(yù)措施。兒童成長(zhǎng)過(guò)程中的財(cái)務(wù)困難并不是其成年后結(jié)果的唯一決定因素，因其過(guò)程的復(fù)雜性，現(xiàn)實(shí)中研究者使用了不同的模型評(píng)估方法(Luna和Michela，2018)。兄弟姊妹差異模型和工具變量模型是其中的代表性方法，兄弟姊妹差異模型的估計(jì)值并非無(wú)偏，因?yàn)閮和囊恍┨囟ㄒ蛩厝钥赡軙?huì)導(dǎo)致潛在偏誤，而且估計(jì)樣本是特定類(lèi)型的家庭。工具變量模型的難點(diǎn)在于找到一種能確定兒童貧困同時(shí)對(duì)結(jié)果變量無(wú)直接影響的工具變量，工具變量的難獲得性導(dǎo)致弱工具變量偏誤問(wèn)題。其實(shí)，在研究貧困代際傳遞估計(jì)中還需要解決時(shí)間測(cè)度問(wèn)題及遺漏變量問(wèn)題。Barker(1988)認(rèn)為兒童認(rèn)知和社交技能的發(fā)展是一個(gè)耗費(fèi)時(shí)日的過(guò)程，比如青春期的成就不僅是青春期經(jīng)濟(jì)條件的產(chǎn)物，還可能是童年早中期甚或產(chǎn)前期經(jīng)濟(jì)條件的產(chǎn)物。如果童年期家庭收入不穩(wěn)定，收入效應(yīng)模型就會(huì)存在偏誤，大量證據(jù)表明家庭收入確實(shí)不穩(wěn)定，因此追蹤觀(guān)察家庭收入在塑造兒童福祉方面的作用至關(guān)重要。即使家庭收入在整個(gè)童年時(shí)期能得到很好的衡量，也難以分離家庭收入的因果影響，因?yàn)橛泻芏嘁蛩乜赡芡瑫r(shí)影響家庭收入和兒童福祉。父母的認(rèn)知能力是一個(gè)很好的例子，具有較高認(rèn)知能力的父母在勞動(dòng)力市場(chǎng)上通常更為成功。與此同時(shí)，他們更有可能為孩子提供更高質(zhì)量的學(xué)習(xí)環(huán)境，此方面的投入不存在預(yù)算約束。Blau(1999)、Mayer(1997)等研究發(fā)現(xiàn)一旦對(duì)遺漏變量偏差進(jìn)行糾正，家庭收入的影響將大幅減少。

　　本研究討論了如下問(wèn)題：童年期經(jīng)歷的貧困會(huì)導(dǎo)致成人后貧困嗎?如果是這樣，教育在其中扮演了何種角色?本文重點(diǎn)放在童年時(shí)期經(jīng)歷貧困的效應(yīng)研究上，因?yàn)檫@部分人群是反貧困、社會(huì)援助和社會(huì)保護(hù)計(jì)劃干預(yù)的目標(biāo)群體。本文的邊際貢獻(xiàn)在于，使用含有個(gè)體 14 歲時(shí)的階層認(rèn)同、父母特征等回顧性問(wèn)題的中國(guó)微觀(guān)數(shù)據(jù)，基于潛結(jié)果模型框架引入了人力資本積累作為中介變量分析貧困傳遞的渠道，量化了童年期經(jīng)歷貧困的效應(yīng)。結(jié)果顯示：童年期經(jīng)歷的貧困顯著地降低了成年后的收入水平，并使得成年后陷入貧困的概率增加，教育在貧困代際傳遞中起著重要作用，城市人力資本積累的中介效應(yīng)占總效應(yīng)比值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于農(nóng)村。

　　本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為方法與數(shù)據(jù)介紹;第三部分是包含兒童期貧困對(duì)成年后的收入及貧困影響、兒童期貧困及教育的分布、教育的中介效應(yīng)、穩(wěn)健性及敏感性的實(shí)證結(jié)果;最后是結(jié)論。

　　二、方法與數(shù)據(jù)

　　(一)估計(jì)策略

　　本文使用 Rubin(1974，1978)提出的因果推斷潛在結(jié)果方法。假設(shè)有 N 個(gè)個(gè)體： i=1,…,N。Ti 表示兒童在貧困家庭中成長(zhǎng)(Ti =1，稱(chēng)為處理組)，或兒童不在貧困家庭中成長(zhǎng)(Ti =0)。對(duì)每個(gè)個(gè)體而言，我們可觀(guān)測(cè)到一些預(yù)處理變量 Xi ，貧困及非貧困家庭中兒童的結(jié)果變量 (0) Yi 、 (0) Yi ，處理組的平均處理效應(yīng)(ATT)為： | 1 |1 |1 ( ) [ (1) (0) | 1] [ [ (1) (0) | 1, ]] [ [ (1) | 1, ]] [ [ (0) | 1, ]] i i ii ii i i i XT i i i i XT i i i XT i i i X EY Y T E EY Y T X E EY T X E EY T X ? ?? ?? ? ?? ? ?? ?? ? (1)

　　假設(shè)在給定變量 X 情況下，p(X)代表在貧困家庭中成長(zhǎng)的比率 p( ) Pr( 1| ) X T Xx ? ??? ? ET X x [| ]。按照 Rosenbaum 和 Rubin(1983)的方法，如果潛在結(jié)果 (0) Yi 在給定 X 情況下獨(dú)立于處理分配，它也獨(dú)立于 p( ) X ， (0) | ( ) Y T pX i ii ? ，對(duì)于給定的傾向值，接受處理可被視為是隨機(jī)的，即貧困和非貧困兒童平均觀(guān)測(cè)相同，此時(shí)的 ATT 效應(yīng)可寫(xiě)成如下形式： ( )| 1 ( )| 1 ( )| 1 [ (1) (0) | 1] [ [ (1) (0) | 1, ( )]] [ [ (1) | 1, ( )]] [ [ (0) | 1, ( )]] i i ii ii i i i pX T i i i i pX T i i i pX T i i i EY Y T E EY Y T p X E EY T p X E EY T p X ? ?? ?? ? ?? ? ?? ?? ? (2)

　　為分析這種平均效應(yīng)背后的機(jī)制，本文使用因果中介效應(yīng)模型。中介效應(yīng)分析旨在量化特定機(jī)制處理的效果，這種特定機(jī)制是人力資本積累(Luna 和 Michela，2018)。假設(shè) ( ) Mi t 代表個(gè)體 i 在處理 T=t 時(shí)中介變量的潛在值， (, ) Y tm i 代表在 T=t、M=m 時(shí)的潛在結(jié)果，可 137 觀(guān)測(cè)的結(jié)果 ( , ( )) YTM T ii ii 依賴(lài)于處理狀態(tài)和中介變量值。與平均處理效應(yīng)識(shí)別不同，在中介效應(yīng)模型中，識(shí)別直接和間接效應(yīng)需要更強(qiáng)的假定,即所謂的次序忽略性(sequential ignorability，SI)。 ( , ), ( ) | Ytm M t T X x i i ii ? ? ? (3) ( , ) ( ) | 1, Ytm M t T X x i ii i ? ? ?? (4)(3)、(4)式對(duì)于 t=0、t=1， Pr( | 1, ) 0 M mT X x i ii ? ? ?? 、 Pr( 1| ) 0 T Xx ? ? ? ，(3)

　　(3)、(4)式對(duì)于 t=0、t=1， Pr( | 1, ) 0 M mT X x i ii ? ? ?? 、 Pr( 1| ) 0 T Xx ? ? ? ，(3)式是標(biāo)準(zhǔn)的無(wú)混淆假設(shè)：在給定預(yù)處理變量條件下，處理分配獨(dú)立于潛在結(jié)果變量和潛在中介變量;(4)式表明中介變量的忽略性，即那些具有同貧困狀態(tài)、同可觀(guān)測(cè)特征的個(gè)體，其教育水平可視為是隨機(jī)分配的。為估計(jì)平均因果中介效應(yīng)(average causal mediation effect，ACME)和平均直接效應(yīng)(average direct effect，ADE)，本文首先估計(jì)潛在的結(jié)果和中介變量。當(dāng)中介變量為二元啞變量(教育是否達(dá)到高中及以上程度)時(shí)，使用 Probit 模型進(jìn)行估計(jì)： * 1{ 0} M M i i ? ? (5)

　　(5)式中， * M TX i i ii ??22 2 ?? ? ?? ? ? 。當(dāng)結(jié)果變量為連續(xù)型(家庭人均收入)時(shí)，使用如下線(xiàn)性模型： Y T TM M X i i ii i i i ?? ? ? ? ? ?33 3 ?? ? ? ? ? (6)

　　(6)式中如果結(jié)果變量為二元啞變量(成年人貧困)，使用 Probit 模型進(jìn)行估計(jì)， * 1{ 0} Y Y i i ? ? ，其中 * Y T TM M X i i ii i i i ??33 3 ?? ? ? ? ?? ? ? ? ? ，(6)式中引入的處理和中介變量的交叉乘積項(xiàng)可考察教育對(duì)收入的效應(yīng)是否與兒童期在貧困環(huán)境中成長(zhǎng)有關(guān)。在 SI 假定下，潛在結(jié)果的估計(jì)形式如下： 3 {0, ( )} ( ) ˆ ˆ Y Mt Mt X ii i i ?? ? ?? ?? (7)

　　Y Mt Mt Mt X ii i i i ??? ? ? ? ?? ? ?? (8)(7)、(8)式中 * ( ) 1{ ( ) 0} Mt M t i i ? ? ，其中 * 2 2ˆ ˆ Mi i ?? ? ?? ? t X? ，t=0,1。平均因果中介效應(yīng)(ACME)、平均直接效應(yīng)(ADE)分別通過(guò)下式來(lái)估計(jì)(Hicks 和 Tingley，2011)： 1 1 ˆ [ { , (1)} { , (0)}] n t ii ii i Y tM Y tM n ? ?? ? ? (9) 1 1 ˆ [ {1, ( )} {0, ( )}] n t ii i i i Y Mt Y Mt n ? ?? ? ? (10)

　　(二)數(shù)據(jù)

　　2015年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)于2018年1月1日在中國(guó)國(guó)家調(diào)查數(shù)據(jù)(CNSDA)的官網(wǎng)上發(fā)布。該調(diào)查覆蓋了全國(guó)除西藏、海南、新疆之外的28個(gè)省/市/自治區(qū)478個(gè)社區(qū)，在村、居層面采用基于地圖地址的抽樣方法，問(wèn)卷調(diào)查過(guò)程中采用了基于電腦輔助面訪(fǎng)技術(shù)(CAPI)的問(wèn)卷調(diào)查系統(tǒng)，一共完成個(gè)人問(wèn)卷調(diào)查10 968份。Chetty等(2014)研究表明，在32歲以后測(cè)量?jī)和杖霑r(shí)，衡量代際流動(dòng)性的生命周期偏差可以忽略不計(jì)。為使感興趣的結(jié)果在生命期內(nèi)保持一定程度的同質(zhì)性，我們將樣本限制在35—55 歲工作年齡的個(gè)體。剔除存在缺失值和無(wú)效值的樣本后獲得有效樣本數(shù)據(jù)3 984份。本研究把兒童期經(jīng)歷過(guò)貧困定義為14歲時(shí)家庭處于社會(huì)的最底層。①成人后的結(jié)果變量包括受訪(fǎng)者收入對(duì)數(shù)、受訪(fǎng)者是否貧困(貧困線(xiàn)定義為2$PPP);中介變量為完成高中及以上教育的概率。其他控制變量還包括受訪(fǎng)者的出生年份、性別、身體健康狀況、14歲時(shí)是否為單親、父母親的出生年份、父母親的教育程度、父母親的單位類(lèi)型、父母親的職務(wù)級(jí)別等變量，具體的變量定義及描述統(tǒng)計(jì)、控制變量檢驗(yàn)分別參見(jiàn)表1、表2。

　　受訪(fǎng)者 14 歲時(shí)家庭貧困的比例為 22.59%，在這些經(jīng)歷過(guò)兒童期貧困的個(gè)體中，更多的是單親家庭;經(jīng)歷過(guò)兒童期貧困的其父母的教育程度也比較低，比如，沒(méi)有經(jīng)歷過(guò)兒童期貧困的其父、母教育程度為初中以上的比例分別比經(jīng)歷過(guò)兒童期貧困的其父、母教育程度高 13%、7%。比較有趣的是，個(gè)體教育程度是否為高中以上的檢驗(yàn)中除在單親家庭這個(gè)變量上沒(méi)有差異以外，在其他變量上均呈現(xiàn)出較為顯著的差異，比如個(gè)體完成高中以上教育的其父、母完成初中以上教育的比例分別為 45%、28%，比個(gè)體沒(méi)有完成高中教育的其父、母分別高出 30%、23%。再比如，個(gè)體沒(méi)有完成高中以上教育的其父、母其自雇比例分別為 77%、82%，比個(gè)體完成高中教育的其父、母自雇比例分別高 36%、35%。個(gè)體完成高中以上教育程度的其父、母擔(dān)任行政職務(wù)的較多。表 2 還顯示，經(jīng)歷過(guò)兒童期貧困的個(gè)體成年后身體不健康的比例較高，個(gè)體教育程度是否為高中以上在身體健康狀況這個(gè)變量表現(xiàn)出了顯著的差異，完成高中教育程度的成年個(gè)體其身體不健康的比例較低。

　　三、實(shí)證分析

　　(一)個(gè)體兒童期貧困對(duì)成年后的收入及貧困影響

　　3 報(bào)告了使用糾偏匹配方法(Abadie 和 Imbens，2002，2006)①來(lái)消除相關(guān)偏差的 ATT 效應(yīng)，為檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性還使用雙重穩(wěn)健方法進(jìn)行了估算。

　　表 3 顯示，個(gè)體兒童期經(jīng)歷的貧困使得成年后的家庭人均收入顯著下降，成年后的貧困呈現(xiàn)顯著的上升。至于中間結(jié)果，ATT 效應(yīng)顯示個(gè)體兒童期經(jīng)歷的貧困使完成高中及以上教育的概率顯著下降。糾偏匹配方法和雙重穩(wěn)健方法計(jì)算出的方向、程度差異不大。城鄉(xiāng)分組結(jié)果顯示，兒童期經(jīng)歷的貧困使得農(nóng)村個(gè)體的收入下降程度更大，兒童期經(jīng)歷的貧困對(duì)城鄉(xiāng)個(gè)體的高中以上教育呈現(xiàn)較為顯著的抑制作用，兒童期經(jīng)歷的貧困對(duì)城市個(gè)體貧困則表現(xiàn)出了不顯著的正號(hào)。

　　(二)教育的中介效應(yīng)

　　前文分析表明，經(jīng)歷過(guò)兒童期貧困的個(gè)體獲得高中及以上教育程度的概率下降，教育程度為高中以下的個(gè)體其收入比高中以上教育程度的個(gè)體收入低，這種現(xiàn)象是否反映了人力資本積累這種中介角色呢?為此，我們使用中介效應(yīng)模型分析教育在代際貧困傳遞中的作用，即通過(guò)降低高中畢業(yè)的可能性來(lái)研究?jī)和诮?jīng)歷貧困是否會(huì)導(dǎo)致成年后收入水平的 下降。本文的中介變量為是否完成高中及以上教育，結(jié)果變量則是成年后的收入水平及陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)。本文首先基于(5)式模擬經(jīng)歷過(guò)和沒(méi)有經(jīng)歷過(guò)兒童期貧困的個(gè)體獲得高中及以上教育程度的概率，然后基于(6)式模擬潛在結(jié)果(貧困風(fēng)險(xiǎn)模型使用 Probit 模型)。表 4 報(bào)告了平均因果中介效應(yīng)、平均直接效應(yīng)及平均總效應(yīng)。①

　　表4的全部樣本結(jié)果顯示，總的收入效應(yīng)為-0.3454，陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)的效應(yīng)為0.0398;教育水平降低即接受高中教育的概率下降對(duì)收入下降、貧困增加的直接效應(yīng)分別為 -0.2724、0.0368，中介效應(yīng)分別為-0.073、0.003。收入下降、貧困增加的總效應(yīng)中分別有 21.14%和7.56%可歸因于教育的降低，即貧困家庭成長(zhǎng)的孩子其教育水平的降低分別占成人后收入下降、貧困上升總效應(yīng)的20%左右和近10%。這也說(shuō)明兒童期貧困對(duì)成年后收入及貧困的影響更多地表現(xiàn)為直接影響，其通過(guò)影響教育繼而影響成年后收入及貧困的中介影響相對(duì)較弱。教育在貧困代際傳遞中具有一定的復(fù)制原有家庭等級(jí)的功能，但這種復(fù)制功能相對(duì)較弱。總樣本收入、貧困中的直接效應(yīng)、中介效應(yīng)、總效應(yīng)都在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。另外，隨著貧困線(xiàn)的提高，中介影響占總影響的比例也在提高，比如當(dāng)貧困線(xiàn)為 10$PPP時(shí)，總樣本中介效應(yīng)占總影響的比例為22.5%。

　　城鄉(xiāng)分組樣本顯示，城市貧困家庭成長(zhǎng)的孩子其教育水平的降低占成年后收入下降、貧困上升總效應(yīng)的比例比農(nóng)村大，這從另一個(gè)側(cè)面說(shuō)明城市教育人力資本積累一旦受到阻礙，其在貧困代際傳遞中發(fā)揮的不利貢獻(xiàn)將比農(nóng)村更強(qiáng)，也說(shuō)明城市人力資本積累受阻后，縱向的階層移動(dòng)阻礙將更嚴(yán)重;由于有土地做最后的保障，加之即使農(nóng)村出身的高學(xué)歷個(gè)體由于家庭社會(huì)資本缺乏導(dǎo)致其在勞動(dòng)力市場(chǎng)上并不占優(yōu)，農(nóng)村教育人力資本積累的弱化對(duì)貧困代際傳遞作用相應(yīng)也較小。表 4 最后一列貧困線(xiàn)為 2$PPP 的貧困分析顯示，農(nóng)村中介影響占總影響的比例為只有 0.6%，且中介效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)上并沒(méi)有顯著性。當(dāng)然，在貧困線(xiàn)增加到 10$PPP 時(shí)，總樣本中的結(jié)果變量貧困分析涉及的總效應(yīng)、直接效應(yīng)、中介效應(yīng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，城鄉(xiāng)分組樣本中的結(jié)果變量貧困分析涉及的總效應(yīng)、直接效應(yīng)、中介效應(yīng)也都比較顯著，其他結(jié)論不變。本文教育人力資本的傳導(dǎo)機(jī)制還應(yīng)綜合不同因素來(lái)進(jìn)行解釋?zhuān)热珉m然受數(shù)據(jù)所限，本文的教育以受教育程度來(lái)衡量，但教育質(zhì)量的作用不容忽視。再如，貧困狀況從父母?jìng)鹘o子女的程度也取決于教育投資和這些投資的回報(bào)率的綜合影響，教育的財(cái)政支持及在勞動(dòng)力市場(chǎng)上獲得的報(bào)酬也很重要，而這又會(huì)受到兒童成長(zhǎng)中的社會(huì)及市場(chǎng)運(yùn)行方式的影響。總之，父母貧困可能與較低的健康、營(yíng)養(yǎng)和住房水平有關(guān)，所有這些都會(huì)影響兒童的發(fā)展及其未來(lái)的收入。此外，家庭和社會(huì)環(huán)境是塑造信仰和價(jià)值觀(guān)的地方，這些可能會(huì)影響兒童對(duì)未來(lái)工作、健康和家庭的態(tài)度。

　　(三)中介效應(yīng)的敏感性分析

　　非混淆假設(shè)及次序忽略性(SI)假設(shè)是否滿(mǎn)足與數(shù)據(jù)質(zhì)量有較強(qiáng)關(guān)系，如果有不可觀(guān)測(cè)的混淆因素同時(shí)影響教育水平和收入水平，SI 假設(shè)不再成立，平均因果中介效應(yīng)和平均直接效應(yīng)的估計(jì)也不再有效。比如，預(yù)先存在的認(rèn)知或非認(rèn)知問(wèn)題可能會(huì)降低高中畢業(yè)的可能性、降低收入水平的可能性。為了處理違反 SI 假設(shè)的情況，本文通過(guò)敏感性分析來(lái)評(píng)估未觀(guān)察到的混雜因素的作用。

　　在敏感性分析中假設(shè)(5)、(6)式的誤差項(xiàng) i2 ? 、 i3 ? ( 2 3 3 var i ? ? ? )分別服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布、正態(tài)分布，即 2 (0,1) ? i ? N 、 2 3 3 (0, ) ? i ? N ? ，并假設(shè) 2 3 (,) i i ? ? 服從均值為 0、協(xié)方差為 2 ?? 3 的二元正態(tài)分布( ? 為兩誤差項(xiàng)之間的相關(guān)系數(shù))。在這些假設(shè)基礎(chǔ)上中介效應(yīng)可作為 ? 的函數(shù)來(lái)考察，當(dāng) ? 為 0 時(shí)，SI 假設(shè)成立，即中介模型和結(jié)果模型的誤差項(xiàng)之間沒(méi)有關(guān)聯(lián)，否則當(dāng) ? 不為 0 時(shí) SI 假設(shè)不再成立。在本研究中平均因果中介效應(yīng)等于 0 時(shí)的 ? 值為 0.3， ? 的符號(hào)為正，說(shuō)明不可觀(guān)測(cè)的混淆因素同方向地影響著教育和收入，這也意味著如果適度違反 SI 假設(shè)真正的中介效應(yīng)可能為 0。

　　上述參數(shù)本身很難直接解釋?zhuān)覀儞Q一個(gè)方法對(duì)其進(jìn)行分析，即采用敏感性與 2 R 這個(gè)判斷系數(shù)相結(jié)合的方法。混淆因素Ui 存在時(shí)，中介模型及結(jié)果模型的誤差項(xiàng) ij ? ? , 2,3 ij ? ? j i U j ? ? ? 為Ui 的函數(shù)。其中，? j 為每個(gè)方程的未知參數(shù)。此時(shí)的敏感分析是基于中介模型和結(jié)果模型中混淆因素解釋的部分占原始方差的比例來(lái)進(jìn)行的。 2 ˆ RM ? 2 2 {var( ) var( )} / var( ) ? ? ii i ? ? M 、 2 3 3 ˆ {var( ) var( )} / var( ) RYi i i ? ? ? ?? Y ，該設(shè)計(jì)中 ? 為不可解釋方差的函數(shù)， 2* 2* 22 33 1 var( ) / var ; 1 var( ) / var R R M i iY i i ?? ?? ? ? ? ? 。平均因果中介效應(yīng)與判斷系數(shù) 2 R 之間的關(guān)系可表示為中介變量和結(jié)果變量的 2 R 的乘積，對(duì)于不可解釋的方差而言， * * 2 3 sgn( ) ? ?? ? RM RY 、對(duì)于原始方差而言， 2 2 2 3 ˆ ˆ sgn( ) / (1 )(1 ) ? ?? ? ?? RM R RR Y MY (Hicks 和 Tingley，2011)。

　　表 5 的結(jié)果顯示，如果前述結(jié)論改變， 2 ˆ RM 、 2 ˆ RY 都必須非常高，說(shuō)明中介效應(yīng)對(duì)收入的影響在偏離 SI 假設(shè)時(shí)仍十分穩(wěn)健。當(dāng)然，此處的穩(wěn)健性分析仍不能解決中間混淆因素的影響問(wèn)題，比如兒童期的貧困可能引致健康低下，健康欠佳可能會(huì)負(fù)向影響更高的教育程度及更好的工作概率，此時(shí)估計(jì)的非直接效應(yīng)會(huì)有偏誤。

　　相對(duì)于因?yàn)榧彝ヘ毨?dǎo)致教育低，從而導(dǎo)致個(gè)體成年之后收入低或者貧困發(fā)生率高，人們其實(shí)更加關(guān)注的是對(duì)于家庭貧困的人來(lái)說(shuō)，接受較高的教育之后是否能夠擺脫貧困，即我們更關(guān)注的是“教育能否改變命運(yùn)?”這個(gè)問(wèn)題。為此，這里僅僅將 14 歲時(shí)家庭貧困的人口作為研究對(duì)象，來(lái)分析那些獲得了更高教育程度的人在成年之后貧困發(fā)生率的情況，分析結(jié)果顯示：當(dāng)使用 2$PPP 的貧困線(xiàn)時(shí)，教育程度為初中及以下、高中畢業(yè)、大專(zhuān)以上個(gè)體的貧困率分別為 8.74%、4.49%、0，當(dāng)使用 5$PPP 的貧困線(xiàn)時(shí)，教育程度為初中及以下、高中畢業(yè)、大專(zhuān)以上個(gè)體的貧困率分別為 26.5%、 12.3%、0，這說(shuō)明教育在改變個(gè)體命運(yùn)方面發(fā)揮著舉足輕重的作用。

　　四、結(jié) 論

　　兒童時(shí)期是個(gè)體成長(zhǎng)和發(fā)展的重要時(shí)期，也是生命周期中比較脆弱的階段，該階段的成長(zhǎng)經(jīng)歷可能會(huì)對(duì)人的一生產(chǎn)生至關(guān)重要的影響。本文使用含有個(gè)體14歲時(shí)的階層認(rèn)同、父母特征等回顧性問(wèn)題的中國(guó)微觀(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)，引入人力資本積累作為中介變量分析貧困代際傳遞的渠道，研究童年期經(jīng)歷貧困的效應(yīng)。結(jié)果顯示：沒(méi)有經(jīng)歷兒童期貧困的收入分布占優(yōu)于經(jīng)歷過(guò)兒童期貧困的收入分布，這意味著兒童沒(méi)有經(jīng)歷貧困比兒童普遍貧困的社會(huì)福利水平更高;童年期經(jīng)歷貧困顯著地降低了成年后的收入水平，并使得成年后陷入貧困的概率增加;教育作為中介變量在貧困代際傳遞中起著重要作用，兒童經(jīng)歷貧困引致的低教育水平占成年后收入下降效應(yīng)的比例接近20%，貧困線(xiàn)處于較高水平時(shí)，教育中介影響占貧困上升總效應(yīng)的比例也接近20%，達(dá)到高中及以上教育水平并不能完全克服兒童期貧困的不利影響;教育中介影響存在著城鄉(xiāng)異質(zhì)性，城市貧困代際傳遞中教育中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于農(nóng)村。

　　本文結(jié)論的政策含義是，在當(dāng)前扶貧攻堅(jiān)背景下，剖析兒童貧困的成因、制定兒童貧困的維度和識(shí)別標(biāo)準(zhǔn)，是解決復(fù)雜的兒童貧困問(wèn)題的首要環(huán)節(jié);公共財(cái)政發(fā)揮應(yīng)有的職能，為兒童提供有質(zhì)量的受教育機(jī)會(huì)，這對(duì)擺脫家庭貧困、切斷貧困代際惡性遺傳鏈、促進(jìn)社會(huì)公平均有積極意義。這些措施與Solon(2004)的建議相合，即政府應(yīng)進(jìn)行累進(jìn)性教育投資而非由次優(yōu)的父母教育投資來(lái)促進(jìn)代際流動(dòng);平衡城鄉(xiāng)資源、推進(jìn)教育公共服務(wù)均等化也是反兒童貧困、打破貧困代際傳遞怪圈的題中應(yīng)有之義。

　　其他一些因素也可能驅(qū)使兒童期貧困對(duì)個(gè)體成年后的結(jié)果有影響，比如父母貧困可能與較低的健康、營(yíng)養(yǎng)和住房水平有關(guān)，這些又都會(huì)影響兒童發(fā)展及其未來(lái)的收入。再比如，心理學(xué)方面的研究表明收入可能會(huì)影響諸如父母情緒之類(lèi)的家庭心理過(guò)程。流行病學(xué)理論認(rèn)為兒童期代表了社會(huì)過(guò)程嵌入生物學(xué)的敏感時(shí)期，比如與低收入相關(guān)的壓力因素可能改變生物系統(tǒng)。不幸的是，低收入家庭的兒童遭受虐待的可能性更高，經(jīng)歷更多緊張的生活事件，例如父母不和和居住不穩(wěn)定等。總之，家庭和社會(huì)環(huán)境是塑造信仰和價(jià)值觀(guān)的因素，這些可能會(huì)影響兒童對(duì)未來(lái)工作、健康和家庭的態(tài)度。上述因素的深入分析構(gòu)成了未來(lái)的研究?jī)?nèi)容。個(gè)人往往會(huì)將自己當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)窘迫問(wèn)題歸因?yàn)樾r(shí)候家庭貧困導(dǎo)致受教育程度不高，為自己的“無(wú)能”尋找借口，因而會(huì)高估兒童時(shí)期的貧困發(fā)生率。由于兒童期社會(huì)地位賦分存在測(cè)量誤差，本文計(jì)算出的效應(yīng)值充其量是一個(gè)上限值，測(cè)量誤差的存在構(gòu)成了本文的不足之一。