貧困代際傳遞的教育中介效應(yīng)分析

　　摘 要：本文使用含有個體 14 歲時階層認(rèn)同、父母特征等回顧性調(diào)查的中國微觀數(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：沒有經(jīng)歷兒童貧困的收入分布占優(yōu)于經(jīng)歷過兒童貧困的收入分布，這意味著兒童沒有經(jīng)歷貧困比兒童普遍貧困的社會福利水平更高;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，貧困線處于較高水平時，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)表時間：2021-02-20《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》主辦單位： 北京大學(xué) 。期刊級別：北大核心 CSSCI。期刊周期： 雙月 。出版地點(diǎn)：北京市。國際刊號： ISSN1002-5839。國內(nèi)刊號：CN11-1564/F。歷史沿革： 現(xiàn)用刊名：經(jīng)濟(jì)科學(xué) 創(chuàng)刊時間：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 年中國絕對貧困兒童數(shù)量為 1 100 萬，相對貧困兒童數(shù)量則高達(dá) 4 008 萬(李曉明和楊文健，2018)。貧困會減少兒童受教育機(jī)會的可能性，同時，教育是擺脫貧困的主要途徑之一。貧困對家庭生活和兒童成長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)建度量每個個體兒童時期多維貧困的指標(biāo)體系，并以此為基礎(chǔ)量化分析兒童期多維貧困對后續(xù)人力資本積累、健康水平和勞動收入狀況等方面的長期影響，結(jié)果顯示，兒童期多維貧困對成年后健康狀況、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，其對成年后的負(fù)面影響不斷加深。兒童生活在貧困中的時間越長，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，父母受教育程度高的兒童陷入貧困風(fēng)險的概率僅為 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特殊分支，它主要考察父母收入或經(jīng)濟(jì)狀況對子女人力資本積累或勞動力市場的影響。Rosa等(2017)對西班牙的研究發(fā)現(xiàn)，個體完成的中等教育程度(以此來表示擺脫貧困)基本上由其在青少年時期的家庭狀況來決定。Acemoglu和Pischke(2001)基于美國的微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)家庭收入增加10%時，子女大學(xué)入學(xué)概率增加1.4%。Ermisch等(2004)使用英國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)研究了個人達(dá)到中等教育水平作為貧困門檻的可能性，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)分析了以兒子為例的兒童期家庭收入和成年后收入之間的關(guān)聯(lián)，探討了教育、能力、非認(rèn)知技能及勞動力市場經(jīng)驗(yàn)在代際傳遞中的貢獻(xiàn)，這些中間變量的流動系數(shù)估計(jì)通過分解方法得到。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買對幼兒發(fā)展的重要“投入”(例如營養(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限制父母在兒童成長期間購買高質(zhì)量醫(yī)療保健和教育的能力。完成學(xué)業(yè)是勞動力市場成功的重要決定因素，也為整個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。貧困可能會導(dǎo)致家庭壓力并對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)的父母無法滿足子女的情感、認(rèn)知和照料需求(Conger，2002)。受過良好教育或經(jīng)濟(jì)資源豐富的父母則通過增加教育資料(如書籍)或教育活動(閱讀)來保護(hù)孩子免受貧困的影響。家庭特征也可能通過一種稱為社會選擇的過程來影響貧困與兒童發(fā)展之間的關(guān)系(Conger和Donnellan，2007)，該觀點(diǎn)假設(shè)父母特征的差異會引致收入差異，進(jìn)而影響兒童的發(fā)展。例如，具有誠實(shí)、正直和可靠等親社會屬性的父母會將這些價值傳遞給他們的孩子，即使貧困到來這些優(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與其成年后低于貧困線的可能性緊密相關(guān)，但并不能確定其中的因果關(guān)系，比如這可能由同時與兒童貧困和后來結(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。兒童成長過程中的財(cái)務(wù)困難并不是其成年后結(jié)果的唯一決定因素，因其過程的復(fù)雜性，現(xiàn)實(shí)中研究者使用了不同的模型評估方法(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)值并非無偏，因?yàn)閮和囊恍┨囟ㄒ蛩厝钥赡軙?dǎo)致潛在偏誤，而且估計(jì)樣本是特定類型的家庭。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對結(jié)果變量無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題。其實(shí)，在研究貧困代際傳遞估計(jì)中還需要解決時間測度問題及遺漏變量問題。Barker(1988)認(rèn)為兒童認(rèn)知和社交技能的發(fā)展是一個耗費(fèi)時日的過程，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童年時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影響家庭收入和兒童福祉。父母的認(rèn)知能力是一個很好的例子，具有較高認(rèn)知能力的父母在勞動力市場上通常更為成功。與此同時，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題：童年期經(jīng)歷的貧困會導(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、社會援助和社會保護(hù)計(jì)劃干預(yù)的目標(biāo)群體。本文的邊際貢獻(xiàn)在于，使用含有個體 14 歲時的階層認(rèn)同、父母特征等回顧性問題的中國微觀數(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 個個體： i=1,…,N。Ti 表示兒童在貧困家庭中成長(Ti =1，稱為處理組)，或兒童不在貧困家庭中成長(Ti =0)。對每個個體而言，我們可觀測到一些預(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測相同，此時的 ATT 效應(yīng)可寫成如下形式： ( )| 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 代表個體 i 在處理 T=t 時中介變量的潛在值， (, ) Y tm i 代表在 T=t、M=m 時的潛在結(jié)果，可 137 觀測的結(jié)果 ( , ( )) YTM T ii ii 依賴于處理狀態(tài)和中介變量值。與平均處理效應(yīng)識別不同，在中介效應(yīng)模型中，識別直接和間接效應(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)式對于 t=0、t=1， Pr( | 1, ) 0 M mT X x i ii ? ? ?? 、 Pr( 1| ) 0 T Xx ? ? ? ，(3)

　　(3)、(4)式對于 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)、同可觀測特征的個體，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，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，使用如下線性模型： 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)可考察教育對收入的效應(yīng)是否與兒童期在貧困環(huán)境中成長有關(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)分別通過下式來估計(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年中國綜合社會調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)于2018年1月1日在中國國家調(diào)查數(shù)據(jù)(CNSDA)的官網(wǎng)上發(fā)布。該調(diào)查覆蓋了全國除西藏、海南、新疆之外的28個省/市/自治區(qū)478個社區(qū)，在村、居層面采用基于地圖地址的抽樣方法，問卷調(diào)查過程中采用了基于電腦輔助面訪技術(shù)(CAPI)的問卷調(diào)查系統(tǒng)，一共完成個人問卷調(diào)查10 968份。Chetty等(2014)研究表明，在32歲以后測量兒童收入時，衡量代際流動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 歲工作年齡的個體。剔除存在缺失值和無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)歷過貧困定義為14歲時家庭處于社會的最底層。①成人后的結(jié)果變量包括受訪者收入對數(shù)、受訪者是否貧困(貧困線定義為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者的出生年份、性別、身體健康狀況、14歲時是否為單親、父母親的出生年份、父母親的教育程度、父母親的單位類型、父母親的職務(wù)級別等變量，具體的變量定義及描述統(tǒng)計(jì)、控制變量檢驗(yàn)分別參見表1、表2。

　　受訪者 14 歲時家庭貧困的比例為 22.59%，在這些經(jīng)歷過兒童期貧困的個體中，更多的是單親家庭;經(jīng)歷過兒童期貧困的其父母的教育程度也比較低，比如，沒有經(jīng)歷過兒童期貧困的其父、母教育程度為初中以上的比例分別比經(jīng)歷過兒童期貧困的其父、母教育程度高 13%、7%。比較有趣的是，個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變量上沒有差異以外，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%，比個體沒有完成高中教育的其父、母分別高出 30%、23%。再比如，個體沒有完成高中以上教育的其父、母其自雇比例分別為 77%、82%，比個體完成高中教育的其父、母自雇比例分別高 36%、35%。個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)歷過兒童期貧困的個體成年后身體不健康的比例較高，個體教育程度是否為高中以上在身體健康狀況這個變量表現(xiàn)出了顯著的差異，完成高中教育程度的成年個體其身體不健康的比例較低。

　　三、實(shí)證分析

　　(一)個體兒童期貧困對成年后的收入及貧困影響

　　3 報告了使用糾偏匹配方法(Abadie 和 Imbens，2002，2006)①來消除相關(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)村個體的收入下降程度更大，兒童期經(jīng)歷的貧困對城鄉(xiāng)個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)歷的貧困對城市個體貧困則表現(xiàn)出了不顯著的正號。

　　(二)教育的中介效應(yīng)

　　前文分析表明，經(jīng)歷過兒童期貧困的個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體其收入比高中以上教育程度的個體收入低，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，即通過降低高中畢業(yè)的可能性來研究兒童期經(jīng)歷貧困是否會導(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。本文首先基于(5)式模擬經(jīng)歷過和沒有經(jīng)歷過兒童期貧困的個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)險模型使用 Probit 模型)。表 4 報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%。這也說明兒童期貧困對成年后收入及貧困的影響更多地表現(xiàn)為直接影響，其通過影響教育繼而影響成年后收入及貧困的中介影響相對較弱。教育在貧困代際傳遞中具有一定的復(fù)制原有家庭等級的功能，但這種復(fù)制功能相對較弱。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)貧困線為 10$PPP時，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，這從另一個側(cè)面說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)，也說明城市人力資本積累受阻后，縱向的階層移動阻礙將更嚴(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)歷個體由于家庭社會資本缺乏導(dǎo)致其在勞動力市場上并不占優(yōu)，農(nóng)村教育人力資本積累的弱化對貧困代際傳遞作用相應(yīng)也較小。表 4 最后一列貧困線為 2$PPP 的貧困分析顯示，農(nóng)村中介影響占總影響的比例為只有 0.6%，且中介效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)上并沒有顯著性。當(dāng)然，在貧困線增加到 10$PPP 時，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)綜合不同因素來進(jìn)行解釋，比如雖然受數(shù)據(jù)所限，本文的教育以受教育程度來衡量，但教育質(zhì)量的作用不容忽視。再如，貧困狀況從父母傳給子女的程度也取決于教育投資和這些投資的回報率的綜合影響，教育的財(cái)政支持及在勞動力市場上獲得的報酬也很重要，而這又會受到兒童成長中的社會及市場運(yùn)行方式的影響。總之，父母貧困可能與較低的健康、營養(yǎng)和住房水平有關(guān)，所有這些都會影響兒童的發(fā)展及其未來的收入。此外，家庭和社會環(huán)境是塑造信仰和價值觀的地方，這些可能會影響兒童對未來工作、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)是否滿足與數(shù)據(jù)質(zhì)量有較強(qiáng)關(guān)系，如果有不可觀測的混淆因素同時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)知問題可能會降低高中畢業(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，本文通過敏感性分析來評估未觀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)來考察，當(dāng) ? 為 0 時，SI 假設(shè)成立，即中介模型和結(jié)果模型的誤差項(xiàng)之間沒有關(guān)聯(lián)，否則當(dāng) ? 不為 0 時 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 時的 ? 值為 0.3， ? 的符號為正，說明不可觀測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，我們換一個方法對其進(jìn)行分析，即采用敏感性與 2 R 這個判斷系數(shù)相結(jié)合的方法。混淆因素Ui 存在時，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 為每個方程的未知參數(shù)。此時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，對于不可解釋的方差而言， * * 2 3 sgn( ) ? ?? ? RM RY 、對于原始方差而言， 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，說明中介效應(yīng)對收入的影響在偏離 SI 假設(shè)時仍十分穩(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題，比如兒童期的貧困可能引致健康低下，健康欠佳可能會負(fù)向影響更高的教育程度及更好的工作概率，此時估計(jì)的非直接效應(yīng)會有偏誤。

　　相對于因?yàn)榧彝ヘ毨?dǎo)致教育低，從而導(dǎo)致個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)注的是對于家庭貧困的人來說，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)?”這個問題。為此，這里僅僅將 14 歲時家庭貧困的人口作為研究對象，來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$PPP 的貧困線時，教育程度為初中及以下、高中畢業(yè)、大專以上個體的貧困率分別為 8.74%、4.49%、0，當(dāng)使用 5$PPP 的貧困線時，教育程度為初中及以下、高中畢業(yè)、大專以上個體的貧困率分別為 26.5%、 12.3%、0，這說明教育在改變個體命運(yùn)方面發(fā)揮著舉足輕重的作用。

　　四、結(jié) 論

　　兒童時期是個體成長和發(fā)展的重要時期，也是生命周期中比較脆弱的階段，該階段的成長經(jīng)歷可能會對人的一生產(chǎn)生至關(guān)重要的影響。本文使用含有個體14歲時的階層認(rèn)同、父母特征等回顧性問題的中國微觀調(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：沒有經(jīng)歷兒童期貧困的收入分布占優(yōu)于經(jīng)歷過兒童期貧困的收入分布，這意味著兒童沒有經(jīng)歷貧困比兒童普遍貧困的社會福利水平更高;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%，貧困線處于較高水平時，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別標(biāo)準(zhǔn)，是解決復(fù)雜的兒童貧困問題的首要環(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，這對擺脫家庭貧困、切斷貧困代際惡性遺傳鏈、促進(jìn)社會公平均有積極意義。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)的父母教育投資來促進(jìn)代際流動;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)使兒童期貧困對個體成年后的結(jié)果有影響，比如父母貧困可能與較低的健康、營養(yǎng)和住房水平有關(guān)，這些又都會影響兒童發(fā)展及其未來的收入。再比如，心理學(xué)方面的研究表明收入可能會影響諸如父母情緒之類的家庭心理過程。流行病學(xué)理論認(rèn)為兒童期代表了社會過程嵌入生物學(xué)的敏感時期，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，家庭和社會環(huán)境是塑造信仰和價值觀的因素，這些可能會影響兒童對未來工作、健康和家庭的態(tài)度。上述因素的深入分析構(gòu)成了未來的研究內(nèi)容。個人往往會將自己當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)窘迫問題歸因?yàn)樾r候家庭貧困導(dǎo)致受教育程度不高，為自己的“無能”尋找借口，因而會高估兒童時期的貧困發(fā)生率。由于兒童期社會地位賦分存在測量誤差，本文計(jì)算出的效應(yīng)值充其量是一個上限值，測量誤差的存在構(gòu)成了本文的不足之一。