潘星宇， 盧盛峰

（武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

貧困問題一直以來是黨和國(guó)家乃至社會(huì)各界關(guān)注和著力解決的重大問題。雖然我國(guó)的扶貧工作已經(jīng)卓有成效——2016年實(shí)現(xiàn)了在現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下1 240萬農(nóng)村貧困人口脫貧，中國(guó)的貧困發(fā)生率已經(jīng)下降到了4.5%；但“貧二代”甚至“貧三代”等現(xiàn)象仍屢見報(bào)端，說明我國(guó)化解貧困代際傳遞問題依然任重道遠(yuǎn)。聯(lián)合國(guó)兒童基金會(huì)（UNICEF，2001）指出：“出生于貧困家庭的兒童比出生于非貧困家庭的兒童在長(zhǎng)大成人后陷入貧困的比率要高得多”。這些都意味著，中國(guó)貧困代際傳遞問題日趨嚴(yán)重，且已經(jīng)逐漸趨于穩(wěn)定性和制度化，并逐漸成為我國(guó)當(dāng)下各種社會(huì)矛盾的根源以及我國(guó)社會(huì)面臨的主要問題之一。而如何通過公共支出政策來切斷這種不平等的代際延續(xù)是擺在政府和社會(huì)面前的一項(xiàng)重要的研究議題。

事實(shí)上，早在1877年學(xué)者們就開始關(guān)注個(gè)人特征的代際傳遞性問題。20世紀(jì)70年代開始，貧困代際傳遞已經(jīng)成為收入分配領(lǐng)域的主流研究議題之一，Becker和Tomes（1979）較早對(duì)貧困代際傳遞的理論展開研究；Solon（1992）首先利用代際收入彈性（Intergenerational Income Elasticity，IGE）的指標(biāo)對(duì)美國(guó)代際收入流動(dòng)性進(jìn)行了實(shí)證測(cè)度，在此基礎(chǔ)上，Solon（2004）等對(duì)先前的研究做出了比較系統(tǒng)和完備的梳理。而近些年來，Blanden等（2004）、Lee和Solon（2006）以及Nicoletti和Ermisch（2007）分別基于美國(guó)和英國(guó)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)兩國(guó)代際收入傳遞性存在加強(qiáng)的趨勢(shì)。在國(guó)內(nèi)研究方面，王海港（2005）較早地對(duì)我國(guó)的貧困代際傳遞程度進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)測(cè)度；王愛君（2009）則討論了女性性別在貧困代際傳遞中的重要影響；盧盛峰和潘星宇（2016）從空間分布、時(shí)間趨勢(shì)等角度全面評(píng)估了中國(guó)的貧困代際傳遞。

近年來借助公共政策阻斷貧困代際傳遞的研究在理論和實(shí)證方面都已比較豐富。Solon（2004）擴(kuò)展了Becker和Tomes（1979）的模型，認(rèn)為政府支出是除了父母投資之外貧困個(gè)體積累人力資本的另一條重要途徑。此后的一些研究也基本延續(xù)著這一思路。Mayer和Lopoo（2008）采用美國(guó)PSID（Panel Study of Income Dynamics）及州一級(jí)公共支出數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)支出較高的州其收入代際流動(dòng)性一般也較大；Havnes和Mogstad（2014）研究“普遍兒童保育計(jì)劃”政策，發(fā)現(xiàn)其提高了挪威的代際收入流動(dòng)性。Cardak等（2013）進(jìn)一步具體研究了公共政策緩解貧困代際傳遞的機(jī)制——采用美國(guó)PSID數(shù)據(jù)，分解了代際收入彈性，指出代際收入彈性中約1/3的部分來源于投資，即公共支出政策能夠通過提高貧困個(gè)體人力資本投資的方式來阻斷貧困代際傳遞。此外，Neidh?fer等（2017）學(xué)者對(duì)其他國(guó)家的研究也基本支持了公共政策在緩解代際不平等中能起到重要作用的觀點(diǎn)。國(guó)內(nèi)研究中，孫文凱等（2007）、張立冬（2013）通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村子女收入受到父親收入的決定性影響，教育對(duì)改善農(nóng)村貧困的代際傳遞具有重大的意義。周波和蘇佳（2012）側(cè)重于研究縣級(jí)教育事業(yè)費(fèi)支出的代際收入彈性，也得到了類似結(jié)論。此外，也有學(xué)者指出，其他公共支出政策也是阻斷貧困代際傳遞的重要因素。韓軍輝（2010）討論了農(nóng)村公共支出結(jié)構(gòu)對(duì)于農(nóng)村代際流動(dòng)性的影響，發(fā)現(xiàn)了農(nóng)業(yè)支出對(duì)貧困代際傳遞具有阻斷作用，盧盛峰等（2015）從公共服務(wù)供給的角度發(fā)現(xiàn)，有學(xué)校、醫(yī)療衛(wèi)生等公共設(shè)施的社區(qū)家庭的子女代際間職業(yè)流動(dòng)具有顯著優(yōu)勢(shì)。

可見，既有研究都支持了地方政府公共支出政策對(duì)于貧困代際傳遞有著很好的阻斷作用，尤其是教育支出和農(nóng)業(yè)支出的作用更為明顯。而事實(shí)上從政府職能配置上來講，更高層級(jí)的政府（或者說中央政府）通常被認(rèn)為能夠更好地履行收入分配職能。與此同時(shí)，考慮到我國(guó)五級(jí)政府體制與現(xiàn)行財(cái)政分權(quán)模式，各級(jí)政府實(shí)際上在阻斷貧困代際傳遞進(jìn)程中都扮演著重要角色，而這種不同層級(jí)政府政策交叉作用的效果究竟如何，以及哪一層級(jí)政府支出政策能夠更好地發(fā)揮作用？國(guó)內(nèi)對(duì)于這一問題的研究依然不足，需要將不同層級(jí)政府放在同一系統(tǒng)當(dāng)中進(jìn)行對(duì)比研究。此外，現(xiàn)有公共支出政策對(duì)貧困代際傳遞的影響研究也更多關(guān)注于當(dāng)期公共支出政策，但是事實(shí)上，貧困的代際傳遞是一個(gè)存續(xù)時(shí)期較長(zhǎng)的現(xiàn)象，因此，還需要精準(zhǔn)地匹配個(gè)體人力資本積累當(dāng)年的公共支出政策，確保對(duì)于貧困代際傳遞影響效應(yīng)評(píng)估的精準(zhǔn)、有效。

相對(duì)于既有研究而言，本文的貢獻(xiàn)在于以下三個(gè)方面：（1）從不同政府層級(jí)支出這一不同的視角，豐富了貧困代際傳遞的阻斷理論，并基于多層線性模型的實(shí)證技術(shù)系統(tǒng)評(píng)估了各級(jí)政府在阻斷貧困代際傳遞中的真實(shí)效應(yīng)，論證了基層政府在阻斷貧困代際傳遞中的重要作用。（2）測(cè)度了中國(guó)貧困家庭中的父輩/子女代際收入彈性，與加入公共支出后的代際收入彈性作了比較，這對(duì)國(guó)內(nèi)既有一般性居民代際收入彈性研究形成有益補(bǔ)充。（3）通過匹配個(gè)體6–16周歲人力資本積累期間的公共政策狀況，相對(duì)于既有研究可以精準(zhǔn)地識(shí)別貧困家庭，以實(shí)現(xiàn)政策評(píng)估的科學(xué)性。

本文其他內(nèi)容如下：第二部分為研究設(shè)計(jì)與指標(biāo)選取，第三部分分析了中國(guó)居民貧困代際傳遞的空間分布及時(shí)期趨勢(shì)特征，第四部分為實(shí)證結(jié)果，最后為結(jié)論和政策性建議。

二、研究設(shè)計(jì)與指標(biāo)選取

（一）研究設(shè)計(jì)

特別指出的是，由于貧困代際傳遞同時(shí)受到個(gè)體表征和外部政策環(huán)境的影響，同時(shí)在數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)上，個(gè)體隸屬于特定家庭，而家庭又隸屬于特定縣，數(shù)據(jù)之間存在著鑲嵌關(guān)系，即：除了自身的“個(gè)體效應(yīng)”之外，應(yīng)當(dāng)還存在著“組效應(yīng)”或“背景效應(yīng)”，因此為了更精準(zhǔn)地刻畫不同層級(jí)政府公共支出政策的影響機(jī)制，我們將采用多層線性模型來研究政府政策系統(tǒng)對(duì)貧困代際傳遞的影響。這一思路已經(jīng)被證實(shí)能夠很好地適用于中國(guó)收入分配問題研究（黃斌，2009；韓軍輝，2010；劉窮志，2011）。

技術(shù)上，本文采用的多層線性模型具有傳統(tǒng)OLS回歸所不具備的優(yōu)勢(shì)，具體體現(xiàn)在：第一，多層線性模型的鑲嵌型數(shù)據(jù)樣本不滿足傳統(tǒng)OLS模型的方差獨(dú)立性和齊次性假設(shè)，因此直接使用OLS模型對(duì)多層嵌套數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸的結(jié)果將是有偏的（張雷，2005）。而傳統(tǒng)計(jì)量方法在樣本規(guī)模不相等①例如在本文中不同?。h）的個(gè)體樣本個(gè)數(shù)不相同，不同家庭的個(gè)體樣本個(gè)數(shù)不同。的情況下，無法估計(jì)方差和協(xié)方差的構(gòu)成。相對(duì)于這一問題的早期處理，多層線性模型在估計(jì)和檢驗(yàn)方法上都有了較大的改進(jìn)——多層線性模型采用的收縮估計(jì)（Shrinkage Estimation）方法比傳統(tǒng)OLS進(jìn)行的“回歸的回歸”②早期的學(xué)者在處理多個(gè)層級(jí)的數(shù)據(jù)時(shí)，一般會(huì)先保存微觀層級(jí)的回歸系數(shù)，并將這些統(tǒng)計(jì)量在更宏觀層級(jí)中所觀察到的變量混合在一起進(jìn)行另一個(gè)回歸，因而被稱為“回歸的回歸”（祁毓和盧洪友，2015）。精度更高、更為可靠，也避免了因觀測(cè)樣本的非獨(dú)立性引起的參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)的有偏。第二，在多層數(shù)據(jù)中，相對(duì)于不同分組的個(gè)體樣本，組內(nèi)個(gè)體樣本的相似性往往比組間個(gè)體樣本更強(qiáng)，因此可以說各組內(nèi)的觀測(cè)對(duì)象是非獨(dú)立的。而多層線性模型提供了一種通過衡量組內(nèi)個(gè)體之間的相似性以表示某個(gè)層級(jí)數(shù)據(jù)對(duì)于整體變異解釋能力的指標(biāo)，即組內(nèi)相關(guān)系數(shù)（Intra-Class Correlation，ICC）。第三，傳統(tǒng)的固定效應(yīng)回歸模型在分析嵌套數(shù)據(jù)時(shí)，只能通過分步驟的方式，先把高層級(jí)變量分解，然后再分配到微觀層級(jí)上，即組效應(yīng)和個(gè)體效應(yīng)的檢驗(yàn)是分開進(jìn)行的，但這樣的操作容易產(chǎn)生Robinson效應(yīng)③多層數(shù)據(jù)中，個(gè)體歸屬的群組不同往往會(huì)導(dǎo)致個(gè)體水平上解釋變量與被解釋變量之間關(guān)系的不一致，即解釋變量與被解釋變量間將會(huì)存在異質(zhì)性，因而在一些情況下會(huì)存在兩個(gè)不同水平模型的結(jié)果中不僅效應(yīng)的系數(shù)絕對(duì)值不同，有時(shí)甚至符號(hào)也相反的情況。這種現(xiàn)象被稱為Robinson效應(yīng)。。多層模型可同時(shí)分析組效應(yīng)和個(gè)體效應(yīng)，從而能夠規(guī)避Robinson效應(yīng)。

盡管與傳統(tǒng)模型相比，多層線性模型存在著上述優(yōu)勢(shì)。但多層線性模型也存在一定的缺陷，主要表現(xiàn)在：第一，由于要同時(shí)分析宏微觀層面的結(jié)果和測(cè)度變異占比，多層模型更加復(fù)雜，對(duì)樣本量要求更大，需要估計(jì)的參數(shù)也更多；第二，多層線性模型假設(shè)要求多層數(shù)據(jù)是完全嵌套的，即每一個(gè)較低層的單位嵌套于并且只能嵌套于一個(gè)較高一層的單位，這個(gè)假設(shè)較強(qiáng)，但在本文的分析中，沒有存在多省共管某個(gè)縣或者一個(gè)家庭屬于多個(gè)縣（省）共管的情況，因此我們可以認(rèn)為本文的多層數(shù)據(jù)是完全嵌套的；第三，在宏觀分組的數(shù)量較少時(shí)，組水平的殘差可能呈非正態(tài)分布，無法保證估計(jì)出的模型參數(shù)是無偏估計(jì)量。但由于CHNS調(diào)查數(shù)據(jù)中所調(diào)查縣的樣本數(shù)量足夠大，因此這一層面的參數(shù)估計(jì)所受影響較小。

具體而言，本文將首先建立多層空模型（null model），以確定組內(nèi)相關(guān)是否顯著，隨后進(jìn)一步加入解釋變量構(gòu)建完整多層線性模型。因此，本文加入家庭、縣級(jí)（省級(jí)）行政區(qū)作為更高層級(jí)形成多層系統(tǒng)。此外，我們還將進(jìn)一步區(qū)分不同層次政府支出政策的異質(zhì)性影響。

1. 三層空模型設(shè)定

多層線性模型可以將總體貧困分解到不同的層級(jí)表征因素上，并計(jì)算相應(yīng)層級(jí)貧困代際傳遞占總體代際傳遞問題的比例。這一過程主要通過“空模型”（null model）來實(shí)現(xiàn)。

其方程如下：

其中，i為第一層，即調(diào)查年份；j表示第二層，即被調(diào)查的家庭；k為第三層，即被調(diào)查的省級(jí)行政區(qū)或者縣級(jí)行政區(qū)樣本。B、C、D分別表示相應(yīng)層次模型中的回歸參數(shù)。具體的模型檢驗(yàn)結(jié)果將在實(shí)證分析部分給出。

2. 加入解釋變量的完整多層線性模型

第一層：

同樣，公式下標(biāo)i、j、k分別表示第一層調(diào)查年份、第二層被調(diào)查的家庭、第三層被調(diào)查的省級(jí)行政區(qū)或者縣級(jí)行政區(qū)層級(jí)。B、C、D分別表示相應(yīng)層次模型中的回歸參數(shù)。下標(biāo)1表示固定斜率，0表示固定截距，其他情況為隨機(jī)斜率或隨機(jī)截距。e、μ、υ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。Time表示時(shí)間，Indincs和Indincf分別表示子女及其父親工資收入或者總收入的對(duì)數(shù)。GGZC為前文中公共支出水平的替代變量。相應(yīng)水平模型的截距固定時(shí)，B、C、D下標(biāo)均為0；斜率固定時(shí)，B、C、D下標(biāo)均為1。隨機(jī)截距模型和隨機(jī)斜率模型中B、C、D下標(biāo)不全為0或1。

（二）指標(biāo)說明及數(shù)據(jù)來源

本文所采用的基本數(shù)據(jù)來源于美國(guó)北卡羅來納大學(xué)中國(guó)經(jīng)濟(jì)研究中心與中國(guó)疾病預(yù)防控制中心聯(lián)合進(jìn)行的中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（簡(jiǎn)稱為CHNS）數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)依據(jù)地理區(qū)位和經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度等因素的差異性，遵從多水平、隨機(jī)的抽樣方法，收集了中國(guó)東、中、西部九個(gè)省份在1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年和2011年九次調(diào)查有關(guān)家庭人口特征、經(jīng)濟(jì)狀況和健康營(yíng)養(yǎng)方面的信息。

根據(jù)本文的研究需要，我們進(jìn)一步對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理。為了確保個(gè)體收入處于穩(wěn)定的勞動(dòng)力職業(yè)生涯階段，我們只保留了父輩與子女均處于16–65周歲年齡段的配對(duì)組。同時(shí)由于本文主要討論的是貧困的代際傳遞問題，我們選取了父親收入和子女收入均低于國(guó)家貧困線的家庭樣本。此外以下三點(diǎn)需要特別說明：第一，本文根據(jù)調(diào)查對(duì)象之間的親緣關(guān)系，分為三類樣本集，即父親與子女、母親與子女以及爺爺與孫輩的子樣本集，并主要基于父親與子女匹配的數(shù)據(jù)展開分析；第二，根據(jù)個(gè)人總收入是否超過當(dāng)年物價(jià)調(diào)整后的國(guó)家貧困線水平識(shí)別貧困，未超過則識(shí)別為貧困，超過則識(shí)別為非貧困；第三，根據(jù)父親與子女收入是否低于國(guó)家公布的貧困線標(biāo)準(zhǔn)，如果父親和子女的收入均低于當(dāng)年國(guó)家公布的貧困線標(biāo)準(zhǔn)，那么認(rèn)定為貧困代際傳遞家庭。

本文的宏觀數(shù)據(jù)均來自于歷年各省份統(tǒng)計(jì)年鑒、《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》以及《全國(guó)地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》。相關(guān)金額類指標(biāo)均按照當(dāng)年的物價(jià)指數(shù)進(jìn)行了消脹處理。下面進(jìn)一步對(duì)估計(jì)方程中的各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行說明：

1. 個(gè)體收入變量

lnIndincs：通過對(duì)個(gè)體當(dāng)年總收入使用物價(jià)指數(shù)進(jìn)行平減處理，得到個(gè)體真實(shí)收入，并進(jìn)一步進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。該指標(biāo)為調(diào)查中子女的收入水平，為本文的因變量。

lnIndincf：根據(jù)調(diào)查對(duì)象之間的親緣關(guān)系匹配得到個(gè)體父親收入，同樣使用當(dāng)年物價(jià)指數(shù)進(jìn)行平減和取對(duì)數(shù)處理。該指標(biāo)作為本文識(shí)別貧困代際傳遞程度和識(shí)別公共支出對(duì)貧困代際傳遞作用的核心解釋變量。

2. 公共支出變量（GGZC）

在公共政策方面，本文分別檢驗(yàn)了省份、縣市兩級(jí)不同政府的公共支出政策效應(yīng)，并選取四種主要支出項(xiàng)目，即政府科教文衛(wèi)支出、農(nóng)業(yè)支出、行政管理支出以及基本建設(shè)支出。需要特別指出的是，為了更加精準(zhǔn)地匹配個(gè)體在受教育等勞動(dòng)力積累階段的各項(xiàng)公共支出政策特征，在縣級(jí)政策分析中，我們根據(jù)個(gè)體被調(diào)查年份的年齡追溯到其6–16歲的10年間收入均值對(duì)數(shù)來刻畫政策強(qiáng)度。同時(shí)由于縣級(jí)財(cái)政支出數(shù)據(jù)在2007年前后統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生了重大變化，因此我們只關(guān)注個(gè)體6–16歲時(shí)年份在2007年之前的樣本。同時(shí)，考慮到轄區(qū)的人口規(guī)模以及本文所希望觀測(cè)的公共支出的個(gè)體效應(yīng)，所有公共支出變量都進(jìn)行了人均化和對(duì)數(shù)化處理。我們進(jìn)一步對(duì)各項(xiàng)公共支出項(xiàng)目具體說明如下：

科教文衛(wèi)支出：從人力資本角度看，收入代際傳遞與人力資本積累有著密切的關(guān)系（Becker，2003）。父代的人力資本可能通過自身收入來影響其對(duì)子女的人力資本投資，我們將這一影響渠道稱之為間接渠道機(jī)制；此外，父親人力資本也會(huì)直接影響子女人力資本。而政府的人力資本投資可以在某種程度上形成對(duì)私人投資的補(bǔ)充，并發(fā)揮促進(jìn)公平的作用。Bauer和Riphahn（2006）發(fā)現(xiàn)那些較早入學(xué)的學(xué)生所處家庭的代際傳遞性較低，這一研究結(jié)論也得到了Hertz（2008）的支持。與此同時(shí)，個(gè)體健康也與代際流動(dòng)性密切相關(guān)。Havnes和Mogstad（2014）發(fā)現(xiàn)兒童的健康程度越高，其代際傳遞性則較低。為了確保數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑的可比性，我們將縣級(jí)教育支出、科技支出、文化衛(wèi)生支出數(shù)據(jù)進(jìn)行加總，合并為科教文衛(wèi)支出?？平涛男l(wèi)支出反映了政府對(duì)主要民生性公共服務(wù)的投資情況，有效地度量政府進(jìn)行人力資本公共投資的規(guī)模。

農(nóng)業(yè)支出：由于農(nóng)村地區(qū)是貧困高發(fā)區(qū)和集中分布區(qū)，農(nóng)業(yè)支出可以直接提升農(nóng)村居民收入水平，有效地阻斷農(nóng)村地區(qū)的貧困代際傳遞。因此，政府農(nóng)業(yè)支出政策也是我們考察的一項(xiàng)重點(diǎn)。

行政管理支出：行政管理支出代表了當(dāng)?shù)氐恼补芾硗度胨健Ｍǔ６?，政府公共管理水平越高，越能更好地滿足個(gè)人的公共行政性服務(wù)需求，從而有效地弱化地區(qū)內(nèi)的貧困代際傳遞。

基本建設(shè)支出：這一類公共支出可以有效地反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)性基礎(chǔ)設(shè)施的硬件水平。因此，一般而言，基本建設(shè)支出投入越多，則更能提高該地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施水平，最終能降低貧困代際傳遞的發(fā)生率。

3. 個(gè)體特征變量（GTTZ）

考慮到個(gè)體因素也會(huì)影響其收入狀況，本文進(jìn)一步控制了個(gè)體的年齡、健康水平、職業(yè)以及受教育程度等個(gè)體特征變量。一般而言，個(gè)體收入隨著其自身年齡的變動(dòng)而變動(dòng)；而諸如“因病致貧”等健康因素也會(huì)直接影響家庭的貧困狀況。同時(shí)，職業(yè)類型也是影響個(gè)體收入及是否貧困的重要因素，處于失業(yè)狀態(tài)則高概率地會(huì)落入貧困家庭。此外，個(gè)體受教育程度對(duì)貧困代際傳遞的影響作用已經(jīng)得到了廣泛的認(rèn)同。

表1對(duì)上述核心變量的統(tǒng)計(jì)性特征進(jìn)行了呈現(xiàn)：

表1 數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

三、中國(guó)居民貧困代際傳遞：空間分布及時(shí)期趨勢(shì)

在本部分中，我們首先從空間分布和年份間變化趨勢(shì)的角度進(jìn)行對(duì)比研究，并推測(cè)與貧困代際傳遞相關(guān)的地區(qū)性的政策原因。

（一）我國(guó)貧困代際傳遞狀況的空間分布

圖1 父親與子女貧困代際傳遞的空間分布

在圖1和圖2的呈現(xiàn)結(jié)果中不難看出，無論是父親還是母親與子女匹配的樣本中，在國(guó)家貧困線標(biāo)準(zhǔn)下，我國(guó)中西部地區(qū)貧困代際傳遞概率較高。從平均意義上來看，貧困代際傳遞概率大致與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更好的地區(qū)也伴隨著更低的貧困代際傳遞概率。從具體的城市來看，調(diào)查中的國(guó)家級(jí)貧困縣紅安縣和印江縣，其所在的黃岡市、銅仁地區(qū)的貧困代際傳遞的概率均較高；而經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的江蘇省蘇州市、山東省濰坊市和青島市，以及北京市、上海市的貧困代際傳遞的概率則較低。從省內(nèi)來看，貧困代際傳遞主要集中在省內(nèi)經(jīng)濟(jì)較為落后的地區(qū)。這也表明中國(guó)貧困代際傳遞的現(xiàn)象更多呈現(xiàn)出家庭性和地區(qū)性的分布特征。之所以存在這樣的分布特征，可能的原因在于：濟(jì)發(fā)展水平更好的地區(qū)財(cái)政支出規(guī)模也越大，其支持干預(yù)貧困代際傳遞公共政策的能力也就越強(qiáng)。如沿海發(fā)達(dá)地區(qū)的教育支出較多，相應(yīng)地，這些地區(qū)貧困人口的人力資本積累則也就更多，從而這些地區(qū)貧困的代際傳遞問題則相對(duì)較輕。

圖2 母親與子女貧困代際傳遞的空間分布

（二）中國(guó)貧困代際傳遞的時(shí)期趨勢(shì)與城鄉(xiāng)分布

我們進(jìn)一步將整個(gè)年份區(qū)間分為三個(gè)階段：第一階段為1989–1993年，第二階段為1997–2004年，第三階段為2006–2011年。通過三個(gè)階段的貧困代際傳遞特征來討論中國(guó)總體貧困代際傳遞的時(shí)期趨勢(shì)。從表2中結(jié)果的第一部分中可以看出，在時(shí)期分布特征上，我國(guó)貧困代際傳遞的概率基本上呈上升的態(tài)勢(shì)；在城鄉(xiāng)分布特征方面，農(nóng)村的代際傳遞性總體上高于城市代際傳遞性。

表2 中國(guó)居民貧困代際傳遞：時(shí)期趨勢(shì)、城鄉(xiāng)分布

縱觀我國(guó)貧困代際傳遞的地區(qū)分布與城鄉(xiāng)特征， 其中共性的特點(diǎn)是公共政策干預(yù)能力越強(qiáng)的地區(qū)或者層級(jí)，其貧困代際傳遞性就越弱，但哪個(gè)層級(jí)政府的公共支出干預(yù)政策更有效以及相應(yīng)的機(jī)制是什么，則需要進(jìn)一步的實(shí)證來檢驗(yàn)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性檢驗(yàn)及空模型回歸檢驗(yàn)

根據(jù)本文的研究設(shè)計(jì)，我們先使用“毛蟲圖”（caterpillar plot）來直觀地檢驗(yàn)縣、省層級(jí)對(duì)子女收入的影響?？v軸0刻度線以下代表不同層級(jí)效應(yīng)的正負(fù)情況，各縣（省）的豎線長(zhǎng)度代表效應(yīng)的波動(dòng)范圍，我們采用95%的置信水平。從圖3和圖4結(jié)果中可以看出，不同層級(jí)政府的公共支出政策對(duì)于貧困代際傳遞的家庭中子女收入總體變異存在明顯的效應(yīng)，但是不同地區(qū)間的個(gè)體收入變異有著較大程度的差異，尤其從省級(jí)層面來看，這種聚集性與經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r有明顯的相關(guān)性。經(jīng)濟(jì)狀況較好的幾個(gè)省區(qū)，如山東、上海、江蘇、重慶等，在對(duì)個(gè)體樣本收入上具有顯著的聚集效應(yīng)，而湖北等省份則呈現(xiàn)負(fù)向的聚集效應(yīng)，這也與盧盛峰和潘星宇（2016）的定性研究得到的結(jié)論一致。

圖3 縣級(jí)效應(yīng)檢驗(yàn)圖

圖4 省級(jí)效應(yīng)檢驗(yàn)圖

進(jìn)一步地，為了分析存在貧困代際傳遞的家庭中，子女收入總體變異中有多大比例是由不同層級(jí)因素差異造成的，我們需要進(jìn)一步計(jì)算跨級(jí)相關(guān)的組間系數(shù)（Intra-Class Correlation，ICC）。從表3的空模型中不難發(fā)現(xiàn)，歷年貧困代際傳遞家庭個(gè)體（子女）收入對(duì)數(shù)的總均值為4.391和4.390，隨機(jī)部分三個(gè)層級(jí)的方差均顯示具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。同時(shí)組間相關(guān)系數(shù)分別為3.00%、3.36%，說明數(shù)據(jù)在不同層級(jí)上呈現(xiàn)出聚集性，因此應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步引入其他變量進(jìn)行擬合。

表3 省級(jí)效應(yīng)和縣級(jí)效應(yīng)空模型檢驗(yàn)

（二）完整多層線性模型檢驗(yàn)結(jié)果

1. 縣間效應(yīng)檢驗(yàn)

我們分別把縣級(jí)科教文衛(wèi)支出、縣級(jí)行政管理性支出、縣級(jí)基本建設(shè)支出作為第三層縣級(jí)政策變量建立模型（1）、模型（2）和模型（3），以此研究縣級(jí)公共支出政策干預(yù)貧困代際傳遞的影響效果。公共支出政策的系數(shù)代表了公共支出變動(dòng)比例，子女收入相應(yīng)的變動(dòng)比例與父親收入的交互項(xiàng)代表了公共支出政策對(duì)父親與子女收入關(guān)系的變動(dòng)比例。

從表4中我們可以發(fā)現(xiàn)，在控制了家庭健康、子女教育、子女職業(yè)等個(gè)體特征變量后，父親收入對(duì)子女收入的主效應(yīng)（IGE）相比空模型有明顯的降低，這首先證明了加入公共支出政策變量后，貧困代際傳遞程度有所緩解。在具體的政策效應(yīng)方面，模型（1）中人均縣級(jí)科教文衛(wèi)支出的對(duì)數(shù)在1%的置信水平上顯著，且主效應(yīng)為0.147；模型（2）中的行政管理支出統(tǒng)計(jì)學(xué)上不顯著；模型（3）中基本建設(shè)支出呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)，并在統(tǒng)計(jì)學(xué)上不顯著。與此同時(shí)，我們也關(guān)注了政策與年份的跨層交互效應(yīng)。結(jié)果表明，行政管理性支出×父親收入、基本建設(shè)支出×父親收入均統(tǒng)計(jì)學(xué)上不顯著。

表4 縣級(jí)公共支出的效應(yīng)檢驗(yàn)

續(xù)表4 縣級(jí)公共支出的效應(yīng)檢驗(yàn)

值得注意的是，政府公共支出與父親收入的交互項(xiàng)刻畫了政府公共支出政策阻斷貧困代際傳遞的另一條機(jī)制——公共支出可以通過直接改善子女的個(gè)人表征來發(fā)揮提高其未來收入，并實(shí)現(xiàn)阻斷貧困代際傳遞的功能；同時(shí)，公共支出政策也能通過提高父親收入的方式來間接降低貧困代際傳遞。我們通過公共支出與父親收入的交互項(xiàng)驗(yàn)證了這一點(diǎn)，估計(jì)結(jié)果中，縣級(jí)農(nóng)業(yè)支出的跨層交互效應(yīng)顯著，說明縣級(jí)科教文衛(wèi)和行政管理支出能夠通過提高父親收入間接增加子女未來收入，從而有助于阻斷貧困代際傳遞，但是這一條途徑的效果十分有限。

在控制變量方面，除個(gè)體健康外其他指標(biāo)均高度顯著，尤其是子女教育和所從事職業(yè)。從組內(nèi)相關(guān)系數(shù)（ICC）來看，相對(duì)空模型而言，加入解釋變量的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)有了較大幅度的提高。此外，三個(gè)模型的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)分別為7.26%、7.07%、7.24%，表明在影響貧困代際傳遞性的總體變異中，縣級(jí)層面的公共支出的差異占比為7.26%、7.07%、7.24%。

2. 省級(jí)效應(yīng)檢驗(yàn)

值得注意的是，上述分析中縣級(jí)公共支出對(duì)年份變量有著非常大的沖擊效應(yīng)，并體現(xiàn)在公共服務(wù)變量顯著的模型中，時(shí)間變量及其任何交互項(xiàng)幾乎都不再顯著。這一現(xiàn)象可能的解釋在于政府公共支出政策一般具有超前性，而政策效應(yīng)在時(shí)間上具有滯后性，一定程度上抵消了代際傳遞性在時(shí)間維度上的變化。因此，我們需要更精準(zhǔn)地匹配個(gè)體人力資本積累階段所面臨的公共政策，據(jù)此表5進(jìn)一步基于省級(jí)長(zhǎng)跨期公共支出數(shù)據(jù)，匹配了個(gè)體6–16歲的10年間省級(jí)公共支出平均水平，并通過其對(duì)數(shù)值來刻畫政策強(qiáng)度。限于數(shù)據(jù)的可獲得性，這部分省間效應(yīng)檢驗(yàn)中未包含基本建設(shè)支出政策。

表5呈現(xiàn)了各方程實(shí)證分析的結(jié)果。我們不難發(fā)現(xiàn)，在控制了家庭健康、子女教育、子女職業(yè)等個(gè)體特征變量后，父親收入對(duì)于子女收入的主效應(yīng)處于19%左右。與縣級(jí)層面的情況一致，父親收入對(duì)于子女收入的主效應(yīng)（IGE）相比空模型有明顯的降低，同樣表明在加入政府公共政策變量后，貧困代際傳遞狀況有所緩解。同時(shí)，控制變量的影響效應(yīng)與前文完全一致，即教育、職業(yè)特征顯著影響著個(gè)體收入狀況，而年齡和健康狀況對(duì)收入影響效應(yīng)不顯著。

表5 省級(jí)公共支出的效應(yīng)檢驗(yàn)

續(xù)表5 省級(jí)公共支出的效應(yīng)檢驗(yàn)

在各項(xiàng)公共支出政策效應(yīng)中，模型（1）顯示，人均省級(jí)科教文衛(wèi)支出非常顯著，且主效應(yīng)為0.171，同時(shí)省級(jí)科教文衛(wèi)支出和父親收入的交互項(xiàng)顯著為正。在模型（2）和模型（3）中，省級(jí)行政管理支出的效應(yīng)不顯著，而省級(jí)農(nóng)業(yè)支出效應(yīng)顯著，同樣跨層交互效應(yīng)均較為顯著，但是影響系數(shù)很小。從組內(nèi)相關(guān)系數(shù)（ICC）來看，相對(duì)空模型的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)，加入解釋變量的ICC有了較大幅度的提高，組內(nèi)相關(guān)系數(shù)分別為8.42%、8.92%、9.67%。這也表明在影響貧困代際傳遞性的總體變異中，省級(jí)層面的公共支出的差異占比為8.42%、8.92%、9.67%。同樣我們也關(guān)注了政策與年份的跨層交互效應(yīng)。結(jié)果顯示，科教文衛(wèi)支出與父親收入、行政管理支出與父親收入以及農(nóng)業(yè)支出與父親收入的交互項(xiàng)均非常顯著，意味著這三項(xiàng)公共支出政策都能夠有效地通過提高父親收入的方式，來降低貧困的代際傳遞。但是從政策干預(yù)的效果來看，省級(jí)公共教育支出和農(nóng)業(yè)支出政策的作用效果都非常有限。

從不同層級(jí)政府公共支出政策的對(duì)比分析來看，總體而言，不同層級(jí)政府公共支出政策對(duì)于子女的收入效應(yīng)都為正，但是相對(duì)而言，省級(jí)政府公共支出政策的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)較縣級(jí)的更大，說明省級(jí)公共支出政策能夠更有效地發(fā)揮對(duì)貧困代際傳遞的阻斷作用。

本層科教文衛(wèi)支出個(gè)體匹配6–16歲時(shí)的收入對(duì)于貧困代際傳遞存在著較強(qiáng)的抑制作用，其原因可能在于，在現(xiàn)行財(cái)政分權(quán)體制框架下，按照“保發(fā)展、惠民生”的要求，省級(jí)政府較縣級(jí)政府更大比例地承擔(dān)了義務(wù)教育中的中小學(xué)生人均公用經(jīng)費(fèi)的補(bǔ)助、免費(fèi)提供教科書的補(bǔ)助以及農(nóng)村義務(wù)教育的寄宿生活補(bǔ)助等，因而更多地提高了貧困家庭子女的人力資本水平，從而有助于阻斷貧困代際傳遞。對(duì)于政府行政管理支出而言，這一部分支出更多地被用于“人頭費(fèi)”和行政業(yè)務(wù)費(fèi)用，并沒有直接作用于貧困家庭。省級(jí)農(nóng)業(yè)支出對(duì)個(gè)體收入存在正向影響，從而對(duì)貧困代際傳遞有著阻斷作用，可能的原因在于農(nóng)業(yè)支出能直接作用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，而從前文也可以看出我國(guó)農(nóng)村家庭的貧困傳遞概率也相對(duì)較高，因而這能從整體上提高個(gè)體的收入水平以阻斷貧困的代際傳遞。

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：省—縣嵌套檢驗(yàn)

在我國(guó)分權(quán)的財(cái)政體制下，省、縣兩級(jí)公共支出的運(yùn)轉(zhuǎn)并不相互獨(dú)立。具體而言，要評(píng)估兩級(jí)公共支出對(duì)阻斷貧困代際傳遞的有效性，應(yīng)當(dāng)將二者分別置于同一系統(tǒng)中作為不同的層級(jí)來識(shí)別。如前文所述，多層模型可以同時(shí)分析不同層級(jí)數(shù)據(jù)組成的嵌套系統(tǒng)，在本部分中，我們采用省—縣多級(jí)嵌套數(shù)據(jù)，把兩級(jí)公共支出放在同一個(gè)框架下來對(duì)比哪一個(gè)層級(jí)的公共支出對(duì)貧困代際傳遞的阻斷作用更強(qiáng)。與此同時(shí)，由于相同支出科目只有科教文衛(wèi)支出和行政管理支出兩項(xiàng)政策，因此這部分中我們對(duì)這兩項(xiàng)支出政策進(jìn)行對(duì)比分析。

從表6的結(jié)果中不難看出，在控制了時(shí)間效應(yīng)與家庭健康、子女教育、子女職業(yè)等個(gè)體特征變量后，相比省級(jí)和縣級(jí)單獨(dú)公共支出政策模型中的代際收入彈性，省—縣嵌套模型中代際收入彈性有所降低，說明省級(jí)和縣級(jí)公共支出政策對(duì)貧困代際傳遞的阻斷作用都較為重要。

表 6 省—縣兩級(jí)公共支出的效應(yīng)檢驗(yàn)

具體到各項(xiàng)公共支出項(xiàng)目上，模型（1）中省級(jí)科教文衛(wèi)支出顯著，說明科教文衛(wèi)支出能夠直接提高個(gè)體的人力資本水平以提高個(gè)體收入，從而減緩貧困代際傳遞；但是其與父親收入的交叉項(xiàng)不顯著，則意味著在多層嵌套模型中，該項(xiàng)支出無論是在省級(jí)層面上還是在縣級(jí)層面上，均無法通過提高父親收入的間接渠道來減緩貧困代際傳遞。模型（2）中省級(jí)行政管理支出政策的影響效應(yīng)顯著，表明省一級(jí)公共管理水平越高，轄區(qū)內(nèi)居民貧困代際傳遞概率則會(huì)相應(yīng)降低?？傮w上看，嵌套模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與之前的縣級(jí)和省級(jí)公共支出的效應(yīng)基本一致。模型的ICC相比之前的縣級(jí)和省級(jí)模型也有了較大程度的提高：從縣級(jí)三種公共支出政策的ICC可以看出，在影響個(gè)體收入的總體變異中，縣級(jí)公共支出政策導(dǎo)致的差異占比分別為4.87%和8.28%；省級(jí)公共支出導(dǎo)致的差異占比分別為27.92%和20.35%。同時(shí)省級(jí)公共支出的ICC也高于縣級(jí)公共支出，說明省級(jí)公共支出的減小對(duì)貧困代際傳遞的解釋力更強(qiáng)。綜上，我們得到的結(jié)果是基本穩(wěn)健的。

五、結(jié)論及政策建議

本文致力于對(duì)我國(guó)公共支出政策阻斷貧困代際傳遞的效果進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)性的評(píng)估。基于中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)庫(kù)中貧困家庭父親/子女收入配對(duì)數(shù)據(jù)，我們使用多層線性模型實(shí)證檢驗(yàn)了政府公共支出政策在緩解中國(guó)貧困代際傳遞中的作用。研究發(fā)現(xiàn)：政府公共支出政策通過兩種機(jī)制緩解了中國(guó)居民貧困的代際傳遞。首先，由于貧困家庭的人力資本投資能力不足，需要政府公共支出的介入來進(jìn)行彌補(bǔ)。故不論在省級(jí)還是縣級(jí)層面上，科教文衛(wèi)支出都對(duì)子女收入有著顯著的正向影響。特別是在當(dāng)前省級(jí)承擔(dān)了更多義務(wù)教育的支出責(zé)任的情況下，省一級(jí)的科教文衛(wèi)支出更能夠通過補(bǔ)充子女人力資本投資來直接提高子女收入，以減弱貧困代際的傳遞。其次，部分公共支出還能夠通過提高父親收入來間接減弱貧困的代際傳遞性，但其作用有限。最后，本文還發(fā)現(xiàn)縣級(jí)政府并沒有比省級(jí)政府解釋了更多的個(gè)體收入提升的變異情況，而且在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，省級(jí)政府行政管理支出的作用較為顯著，說明相比更高層級(jí)的政府，縣級(jí)政府在提供公共服務(wù)的過程中存在著的信息優(yōu)勢(shì)還有待于發(fā)揮；更為重要的是，過去很長(zhǎng)一時(shí)間內(nèi)，貧困代際傳遞的阻斷工作還不夠深入和細(xì)致，無法“對(duì)癥阻貧”，因此從這一角度上看，“精準(zhǔn)扶貧”的出現(xiàn)的確是扶貧和阻斷貧困代際傳遞實(shí)踐上的需要。

綜上所述，目前我國(guó)省、縣兩級(jí)財(cái)政支出一定程度上有助于緩解貧困代際傳遞，但其作用尤其是縣級(jí)層面公共支出對(duì)于貧困代際傳遞的阻斷仍有很大的提升空間。針對(duì)這種情況，本文建議：首先，政府應(yīng)當(dāng)在不同層級(jí)之間優(yōu)化支出結(jié)構(gòu)，增加基層政府的民生性支出——尤其是科教文衛(wèi)支出。正所謂“扶貧先扶智，扶貧先扶志”，以公共支出補(bǔ)充貧困家庭的個(gè)體人力資本投資。與此同時(shí)，通過推出面向貧困家庭的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)政策，特別是要利用好基層政府的信息優(yōu)勢(shì)，以便更有針對(duì)性地為貧困家庭提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，從而提高貧困家庭整體收入以阻斷貧困的代際傳遞。最后，在上述基礎(chǔ)上，基層政府更應(yīng)當(dāng)通過廣泛的調(diào)研、入戶調(diào)查來了解貧困家庭的具體情況，“因戶制宜”甚至“因人制宜”，在黨和國(guó)家的“精準(zhǔn)扶貧”政策基礎(chǔ)上更精確地對(duì)貧困的代際傳遞進(jìn)行阻斷，換言之，更好地發(fā)揮基層政府在轄區(qū)內(nèi)對(duì)貧困居民精準(zhǔn)識(shí)別的信息優(yōu)勢(shì)，準(zhǔn)確識(shí)別貧困家庭的需求，更好地做到“精準(zhǔn)扶貧”和“精準(zhǔn)阻貧”。

[1]韓軍輝. 農(nóng)村公共支出結(jié)構(gòu)與代際收入流動(dòng)實(shí)證研究[J]. 公共行政評(píng)論，2010，（1）.

[2]黃斌. 關(guān)于中國(guó)地方小學(xué)教育財(cái)政支出的實(shí)證研究[J]. 教育研究，2009，（5）.

[3]劉窮志. 收入不平等與再分配職能在中央財(cái)政與地方財(cái)政之間分解[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2011，（5）.

[4]盧盛峰，陳思霞，張東杰. 公共服務(wù)機(jī)會(huì)與代際間職業(yè)流動(dòng)——基于非血親父子（女）配對(duì)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2015，（2）.

[5]盧盛峰，潘星宇. 中國(guó)居民貧困代際傳遞：空間分布、動(dòng)態(tài)趨勢(shì)與經(jīng)驗(yàn)測(cè)度[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2016，（6）.

[6]祁毓，盧洪友. 污染、健康與不平等——跨越“環(huán)境健康貧困”陷阱[J]. 管理世界，2015，（9）.

[7]孫文凱，路江涌，白重恩. 中國(guó)農(nóng)村收入流動(dòng)分析[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2007，（8）.

[8]王愛君. 女性貧困、代際傳遞與和諧增長(zhǎng)[J]. 財(cái)經(jīng)科學(xué)，2009，（6）.

[8]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）.

[10]張雷，雷靂，郭伯良. 多層線性模型應(yīng)用[M]. 北京：教育科學(xué)出版社，2005.

[11]張立冬. 中國(guó)農(nóng)村貧困代際傳遞實(shí)證研究[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2013，（6）.

[12]周波，蘇佳. 財(cái)政教育支出與代際收入流動(dòng)性[J]. 世界經(jīng)濟(jì)，2012，（12）.

[13]Bauer P，Riphahn R T. Timing of school tracking as a determinant of intergenerational transmission of education[J]. Economics Letters，2006，91（1） ：90–97.

[14]Becker G S，Tomes N. An equilibrium theory of the distribution of income and intergenerational mobility [J].Journal of Political Economy，1979，87（6）：1153–1189.

[15]Becker R. Educational expansion and persistent inequalities of education：Utilizing subjective expected utility theory to explain increasing participation rates in upper secondary school in the Federal Republic of Germany[J]. European Sociological Review，2003，19（1）：1–24.

[16]Blanden J，Goodman A，Gregg P，et al. Changes in intergenerational mobility in Britain[A]. Corak M.Generational income mobility in North America and Europe[M]. Cambridge：Cambridge University Press，2004：122–146.

[17]Cardak B A，Johnston D W，Martin V L. Intergenerational earnings mobility：A new decomposition of investment and endowment effects[J]. Labour Economics，2013，24（6）：39–47.

[18]Havnes T，Mogstad M. Is universal child care leveling the playing field?[J]. Journal of Public Economics，2014，127：100–114.

[19]Hertz T. A group-specific measure of intergenerational persistence[J]. Economics Letters，2008，100（3）：415–417.

[20]Lee C I，Solon G. Trends in intergenerational income mobility[J]. The Review of Economics and Statistics，2006，91（4）：766–772.

[21]Mayer S E，Lopoo L M. Government spending and intergenerational mobility [J]. Journal of Public Economics，2008，92（1–2）：139–158.

[22]Neidh?fer G，Serrano J，Gasparini L. Educational inequality and intergenerational mobility in Latin America:A new datebase[R]. Cedlas Working Paper, 2017.

[23]Nicoletti C，Ermisch J F. Intergenerational earnings mobility：Changes across cohorts in Britain[J]. The B. E.Journal of Economic Analysis & Policy，2007，7（2）：259–277.

[24]Solon G. Intergenerational income mobility in the United States[J]. The American Economic Review，1992，82（3）：393–408.

[25]Solon G. A model of intergenerational mobility variation over time and place[A]. Corak M. Generational income mobility in North America and Europe[M]. Cambridge：Cambridge University Press，2004：38–47.

[26]Solon G. Intergenerational mobility in the labor market[J]. Handbook of Labor Economics，2015，3：1761–1800.