貧困代際傳遞的教育中介效應分析

　　摘 要：本文使用含有個體 14 歲時階層認同、父母特征等回顧性調查的中國微觀數據，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，研究童年期經歷貧困的效應。結果顯示：沒有經歷兒童貧困的收入分布占優于經歷過兒童貧困的收入分布，這意味著兒童沒有經歷貧困比兒童普遍貧困的社會福利水平更高;童年期經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，兒童經歷貧困引致的低教育水平占成人后收入下降效應的比例為 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的比例也在 20%左右，達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;教育中介效應存在著城鄉異質性，城市貧困代際傳遞中教育中介效應占總效應的比值遠遠大于農村。

　　本文源自經濟科學 發表時間：2021-02-20《經濟科學》主辦單位： 北京大學 。期刊級別：北大核心 CSSCI。期刊周期： 雙月 。出版地點：北京市。國際刊號： ISSN1002-5839。國內刊號：CN11-1564/F。歷史沿革： 現用刊名：經濟科學 創刊時間：1979

　　關鍵詞：因果中介效應 教育 貧困代際傳遞

　　一、引言與文獻綜述

　　兒童期貧困對其成人后的結果影響是學術研究和政策關注的焦點。2013 年中國絕對貧困兒童數量為 1 100 萬，相對貧困兒童數量則高達 4 008 萬(李曉明和楊文健，2018)。貧困會減少兒童受教育機會的可能性，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、低齡懷孕生育、精神及身體健康狀況不佳、反社會行為有關，也與成年后的失業相關聯。宋揚和劉建宏(2019)運用 CHARLS 生命歷程數據構建度量每個個體兒童時期多維貧困的指標體系，并以此為基礎量化分析兒童期多維貧困對后續人力資本積累、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、教育水平和就業收入都有顯著的負向影響，而且隨著貧困維度的提高，其對成年后的負面影響不斷加深。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)。歐盟統計數據(Eurostat，2016)顯示歐盟內 50.5%的兒童由于父母受教育程度低而面臨貧困風險，父母受教育程度高的兒童陷入貧困風險的概率僅為 8%。

　　代際傳遞的經濟學文獻通常側重于對父母及其后代的代際收入彈性估計(Becker和 Tomes，1979;孫三百等，2012)。貧困代際傳遞(持續)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濟狀況對子女人力資本積累或勞動力市場的影響。Rosa等(2017)對西班牙的研究發現，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)基于美國的微觀數據研究發現家庭收入增加10%時，子女大學入學概率增加1.4%。Ermisch等(2004)使用英國1991 —1999年家庭追蹤數據研究發現兒童期的父母失業使子代教育程度下降5%。Castañeda和 Aldaz-Carroll(1999)研究了個人達到中等教育水平作為貧困門檻的可能性，并強調了性別和父母的教育水平在貧困代際傳遞中的作用，該研究還發現，家中的孩子數量和對他們的投資(表明資源被剝奪)之間存在負向關系。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聯，探討了教育、能力、非認知技能及勞動力市場經驗在代際傳遞中的貢獻，這些中間變量的流動系數估計通過分解方法得到。研究結論表明，教育在產生持久性方面起主導作用。認知和非認知技能都通過影響所獲得的教育水平間接起作用，認知變量占代際持續性的20%，非認知變量占10%。Aldaz-Carroll和Morán(2001)認為收入和教育水平之間有雙向關聯，需要特別關注父母教育、種族、家庭人口結構和兒童早期照料經歷等類因素，而非關注經濟環境。

　　上述所列這些實證結論與Becker(1981)提出的兒童發展經濟模型相吻合。經濟資源豐富的家庭能購買對幼兒發展的重要“投入”(例如營養餐、安靜的家庭學習環境、安全的社區環境)。而家庭低收入可能會限制父母在兒童成長期間購買高質量醫療保健和教育的能力。完成學業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。家庭壓力模型、家庭投資模型也為上述實證結果提供了良好的注解。貧困可能會導致家庭壓力并對父母的情緒健康和心理健康產生負面影響，進而影響到兒童的行為和發育。換言之，不堪貧困重負的父母無法滿足子女的情感、認知和照料需求(Conger，2002)。受過良好教育或經濟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展之間的關系(Conger和Donnellan，2007)，該觀點假設父母特征的差異會引致收入差異，進而影響兒童的發展。例如，具有誠實、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良品質的繼承也可以為他們提供保護。

　　雖然已有研究認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，但并不能確定其中的因果關系，比如這可能由同時與兒童貧困和后來結果相關的其他因素(家庭結構、社區影響和遺傳因素)所驅使(Luna和Michela，2018)。Solon(2004)研究發現教育差異往往會在幾代人之間持續存在，這種持續性解釋了代際工資相關性的很大一部分。貧困持續存在可能由父母背景對兒童在正規(和非正規)教育中獲得的認知技能影響所致。為此，理解認知技能發展與減少貧困之間的相互作用將有助于設計更有效的政策干預措施。兒童成長過程中的財務困難并不是其成年后結果的唯一決定因素，因其過程的復雜性，現實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值并非無偏，因為兒童的一些特定因素仍可能會導致潛在偏誤，而且估計樣本是特定類型的家庭。工具變量模型的難點在于找到一種能確定兒童貧困同時對結果變量無直接影響的工具變量，工具變量的難獲得性導致弱工具變量偏誤問題。其實，在研究貧困代際傳遞估計中還需要解決時間測度問題及遺漏變量問題。Barker(1988)認為兒童認知和社交技能的發展是一個耗費時日的過程，比如青春期的成就不僅是青春期經濟條件的產物，還可能是童年早中期甚或產前期經濟條件的產物。如果童年期家庭收入不穩定，收入效應模型就會存在偏誤，大量證據表明家庭收入確實不穩定，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，因為有很多因素可能同時影響家庭收入和兒童福祉。父母的認知能力是一個很好的例子，具有較高認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量的學習環境，此方面的投入不存在預算約束。Blau(1999)、Mayer(1997)等研究發現一旦對遺漏變量偏差進行糾正，家庭收入的影響將大幅減少。

　　本研究討論了如下問題：童年期經歷的貧困會導致成人后貧困嗎?如果是這樣，教育在其中扮演了何種角色?本文重點放在童年時期經歷貧困的效應研究上，因為這部分人群是反貧困、社會援助和社會保護計劃干預的目標群體。本文的邊際貢獻在于，使用含有個體 14 歲時的階層認同、父母特征等回顧性問題的中國微觀數據，基于潛結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，量化了童年期經歷貧困的效應。結果顯示：童年期經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占總效應比值遠遠大于農村。

　　本文結構安排如下：第二部分為方法與數據介紹;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、穩健性及敏感性的實證結果;最后是結論。

　　二、方法與數據

　　(一)估計策略

　　本文使用 Rubin(1974，1978)提出的因果推斷潛在結果方法。假設有 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處理變量 Xi ，貧困及非貧困家庭中兒童的結果變量 (0) Yi 、 (0) Yi ，處理組的平均處理效應(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，如果潛在結果 (0) Yi 在給定 X 情況下獨立于處理分配，它也獨立于 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的，即貧困和非貧困兒童平均觀測相同，此時的 ATT 效應可寫成如下形式： ( )| 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背后的機制，本文使用因果中介效應模型。中介效應分析旨在量化特定機制處理的效果，這種特定機制是人力資本積累(Luna 和 Michela，2018)。假設 ( ) 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 時的潛在結果，可 137 觀測的結果 ( , ( )) YTM T ii ii 依賴于處理狀態和中介變量值。與平均處理效應識別不同，在中介效應模型中，識別直接和間接效應需要更強的假定,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)式是標準的無混淆假設：在給定預處理變量條件下，處理分配獨立于潛在結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、同可觀測特征的個體，其教育水平可視為是隨機分配的。為估計平均因果中介效應(average causal mediation effect，ACME)和平均直接效應(average direct effect，ADE)，本文首先估計潛在的結果和中介變量。當中介變量為二元啞變量(教育是否達到高中及以上程度)時，使用 Probit 模型進行估計： * 1{ 0} M M i i ? ? (5)

　　(5)式中， * M TX i i ii ??22 2 ?? ? ?? ? ? 。當結果變量為連續型(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)式中如果結果變量為二元啞變量(成年人貧困)，使用 Probit 模型進行估計， * 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可考察教育對收入的效應是否與兒童期在貧困環境中成長有關。在 SI 假定下，潛在結果的估計形式如下： 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(ACME)、平均直接效應(ADE)分別通過下式來估計(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)數據

　　2015年中國綜合社會調查(CGSS)數據于2018年1月1日在中國國家調查數據(CNSDA)的官網上發布。該調查覆蓋了全國除西藏、海南、新疆之外的28個省/市/自治區478個社區，在村、居層面采用基于地圖地址的抽樣方法，問卷調查過程中采用了基于電腦輔助面訪技術(CAPI)的問卷調查系統，一共完成個人問卷調查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。為使感興趣的結果在生命期內保持一定程度的同質性，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據3 984份。本研究把兒童期經歷過貧困定義為14歲時家庭處于社會的最底層。①成人后的結果變量包括受訪者收入對數、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、父母親的職務級別等變量，具體的變量定義及描述統計、控制變量檢驗分別參見表1、表2。

　　受訪者 14 歲時家庭貧困的比例為 22.59%，在這些經歷過兒童期貧困的個體中，更多的是單親家庭;經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、母擔任行政職務的較多。表 2 還顯示，經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來消除相關偏差的 ATT 效應，為檢驗結果的穩健性還使用雙重穩健方法進行了估算。

　　表 3 顯示，個體兒童期經歷的貧困使得成年后的家庭人均收入顯著下降，成年后的貧困呈現顯著的上升。至于中間結果，ATT 效應顯示個體兒童期經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健方法計算出的方向、程度差異不大。城鄉分組結果顯示，兒童期經歷的貧困使得農村個體的收入下降程度更大，兒童期經歷的貧困對城鄉個體的高中以上教育呈現較為顯著的抑制作用，兒童期經歷的貧困對城市個體貧困則表現出了不顯著的正號。

　　(二)教育的中介效應

　　前文分析表明，經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的可能性來研究兒童期經歷貧困是否會導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，結果變量則是成年后的收入水平及陷入貧困的風險。本文首先基于(5)式模擬經歷過和沒有經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)式模擬潛在結果(貧困風險模型使用 Probit 模型)。表 4 報告了平均因果中介效應、平均直接效應及平均總效應。①

　　表4的全部樣本結果顯示，總的收入效應為-0.3454，陷入貧困風險的效應為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分別為 -0.2724、0.0368，中介效應分別為-0.073、0.003。收入下降、貧困增加的總效應中分別有 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制原有家庭等級的功能，但這種復制功能相對較弱。總樣本收入、貧困中的直接效應、中介效應、總效應都在1%的統計水平上顯著。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，比如當貧困線為 10$PPP時，總樣本中介效應占總影響的比例為22.5%。

　　城鄉分組樣本顯示，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、貧困上升總效應的比例比農村大，這從另一個側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揮的不利貢獻將比農村更強，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重;由于有土地做最后的保障，加之即使農村出身的高學歷個體由于家庭社會資本缺乏導致其在勞動力市場上并不占優，農村教育人力資本積累的弱化對貧困代際傳遞作用相應也較小。表 4 最后一列貧困線為 2$PPP 的貧困分析顯示，農村中介影響占總影響的比例為只有 0.6%，且中介效應的統計上并沒有顯著性。當然，在貧困線增加到 10$PPP 時，總樣本中的結果變量貧困分析涉及的總效應、直接效應、中介效應在1%的統計水平上顯著，城鄉分組樣本中的結果變量貧困分析涉及的總效應、直接效應、中介效應也都比較顯著，其他結論不變。本文教育人力資本的傳導機制還應綜合不同因素來進行解釋，比如雖然受數據所限，本文的教育以受教育程度來衡量，但教育質量的作用不容忽視。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行方式的影響。總之，父母貧困可能與較低的健康、營養和住房水平有關，所有這些都會影響兒童的發展及其未來的收入。此外，家庭和社會環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、健康和家庭的態度。

　　(三)中介效應的敏感性分析

　　非混淆假設及次序忽略性(SI)假設是否滿足與數據質量有較強關系，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 假設不再成立，平均因果中介效應和平均直接效應的估計也不再有效。比如，預先存在的認知或非認知問題可能會降低高中畢業的可能性、降低收入水平的可能性。為了處理違反 SI 假設的情況，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(5)、(6)式的誤差項 i2 ? 、 i3 ? ( 2 3 3 var i ? ? ? )分別服從標準正態分布、正態分布，即 2 (0,1) ? i ? N 、 2 3 3 (0, ) ? i ? N ? ，并假設 2 3 (,) i i ? ? 服從均值為 0、協方差為 2 ?? 3 的二元正態分布( ? 為兩誤差項之間的相關系數)。在這些假設基礎上中介效應可作為 ? 的函數來考察，當 ? 為 0 時，SI 假設成立，即中介模型和結果模型的誤差項之間沒有關聯，否則當 ? 不為 0 時 SI 假設不再成立。在本研究中平均因果中介效應等于 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 假設真正的中介效應可能為 0。

　　上述參數本身很難直接解釋，我們換一個方法對其進行分析，即采用敏感性與 2 R 這個判斷系數相結合的方法。混淆因素Ui 存在時，中介模型及結果模型的誤差項 ij ? ? , 2,3 ij ? ? j i U j ? ? ? 為Ui 的函數。其中，? j 為每個方程的未知參數。此時的敏感分析是基于中介模型和結果模型中混淆因素解釋的部分占原始方差的比例來進行的。 2 ˆ RM ? 2 2 {var( ) var( )} / var( ) ? ? ii i ? ? M 、 2 3 3 ˆ {var( ) var( )} / var( ) RYi i i ? ? ? ?? Y ，該設計中 ? 為不可解釋方差的函數， 2* 2* 22 33 1 var( ) / var ; 1 var( ) / var R R M i iY i i ?? ?? ? ? ? ? 。平均因果中介效應與判斷系數 2 R 之間的關系可表示為中介變量和結果變量的 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 的結果顯示，如果前述結論改變， 2 ˆ RM 、 2 ˆ RY 都必須非常高，說明中介效應對收入的影響在偏離 SI 假設時仍十分穩健。當然，此處的穩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，健康欠佳可能會負向影響更高的教育程度及更好的工作概率，此時估計的非直接效應會有偏誤。

　　相對于因為家庭貧困導致教育低，從而導致個體成年之后收入低或者貧困發生率高，人們其實更加關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，即我們更關注的是“教育能否改變命運?”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生率的情況，分析結果顯示：當使用 2$PPP 的貧困線時，教育程度為初中及以下、高中畢業、大專以上個體的貧困率分別為 8.74%、4.49%、0，當使用 5$PPP 的貧困線時，教育程度為初中及以下、高中畢業、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方面發揮著舉足輕重的作用。

　　四、結 論

　　兒童時期是個體成長和發展的重要時期，也是生命周期中比較脆弱的階段，該階段的成長經歷可能會對人的一生產生至關重要的影響。本文使用含有個體14歲時的階層認同、父母特征等回顧性問題的中國微觀調查數據，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，研究童年期經歷貧困的效應。結果顯示：沒有經歷兒童期貧困的收入分布占優于經歷過兒童期貧困的收入分布，這意味著兒童沒有經歷貧困比兒童普遍貧困的社會福利水平更高;童年期經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，兒童經歷貧困引致的低教育水平占成年后收入下降效應的比例接近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的比例也接近20%，達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異質性，城市貧困代際傳遞中教育中介效應占總效應的比值遠遠大于農村。

　　本文結論的政策含義是，在當前扶貧攻堅背景下，剖析兒童貧困的成因、制定兒童貧困的維度和識別標準，是解決復雜的兒童貧困問題的首要環節;公共財政發揮應有的職能，為兒童提供有質量的受教育機會，這對擺脫家庭貧困、切斷貧困代際惡性遺傳鏈、促進社會公平均有積極意義。這些措施與Solon(2004)的建議相合，即政府應進行累進性教育投資而非由次優的父母教育投資來促進代際流動;平衡城鄉資源、推進教育公共服務均等化也是反兒童貧困、打破貧困代際傳遞怪圈的題中應有之義。

　　其他一些因素也可能驅使兒童期貧困對個體成年后的結果有影響，比如父母貧困可能與較低的健康、營養和住房水平有關，這些又都會影響兒童發展及其未來的收入。再比如，心理學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。流行病學理論認為兒童期代表了社會過程嵌入生物學的敏感時期，比如與低收入相關的壓力因素可能改變生物系統。不幸的是，低收入家庭的兒童遭受虐待的可能性更高，經歷更多緊張的生活事件，例如父母不和和居住不穩定等。總之，家庭和社會環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、健康和家庭的態度。上述因素的深入分析構成了未來的研究內容。個人往往會將自己當前的經濟窘迫問題歸因為小時候家庭貧困導致受教育程度不高，為自己的“無能”尋找借口，因而會高估兒童時期的貧困發生率。由于兒童期社會地位賦分存在測量誤差，本文計算出的效應值充其量是一個上限值，測量誤差的存在構成了本文的不足之一。