2023年7月27日发(作者：)

２０２１年第２期Ｎｏ．２，２０２１ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＮＯＲＭＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　（ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ）Ｍａｒ．２０２１华南师范大学学报（社会科学版）２０２１年３月先赋性还是自致性：城市流动人口贫困代际传递———基于中国家庭追踪调查数据（２０１０—２０１４）的实证分析张　强，李明元∗贵州师范大学大数据与计算机科学学院，贵阳５５０００１）（华南师范大学政治与公共管理学院，广州５１０００６；【摘　　要】改革开放以来，随着市场导向的经济改革和城市化进程的快速推进，农村富余人口持续流入大中城市：一方面，他们获得了比农村更高的经济收入；另一方面，由于制度排斥和能力不足等原因，其中一部分人很容易陷入贫困。当前，中国农村脱贫攻坚战取得胜利，进入“查缺补漏，巩固脱贫成效”的后扶贫时期；与此同时，城市流动人口贫困问题日益凸显，亟待提上议事日程。利用中国家庭追踪调查（ＣＦＰＳ）数据，测量城市流动人口贫困代际传递程度及其影响因素发现：城市流动人口代际收入弹性系数为０．２，存在显著的代际传递效应；城市流动人口贫困代际传递既受先赋性因素的影响，更受自致性因素的影响。【关键词】城市流动人口　贫困代际传递　先赋性因素　自致性因素【中图分类号】Ｄ６３２．１；Ｄ６６３．９；Ｆ１２６　【文献标识码】Ａ　【文章编号】１０００－５４５５（２０２１）０２－００４５－１３一、研究问题与文献回顾贫困不仅是一个经济问题，更是一个值得关注的政治和社会问题。长期以来，基于农业大国的基本国情和农村人口贫困的现实，中国扶贫工作的重点是农村贫困。随着农村扶贫政策的持续强化，尤其是十八大以来，中国农村精准扶贫工作取得显著成效：２０１３—２０１９年，中国减少了约９２９５万贫困人口，贫困发生率由１０．２％下降到０．６％［１］。在此背景下，农村扶贫已经进入“查缺补漏，巩固脱贫成效”的后扶贫时期。但是，随着市场导向改革和城市化的快速发展，大量农村富余人口持续快速流向大中城市。相关数据显示：中国流动人口规模从１９８２年的６５７万人上升到２０１８年底的２．４１亿人。流动人口为中国城市经济社会发展做出了巨大贡献，有研究认为：“人口流动对改革开放４０年高速经济增长的贡献率高达２０％—３０％。流动人口聚集度最高的珠三角地区，成为经济增长最快的地区。”《中国城市流动人口社会融合评估报告》（２０１９）调查显示，新时代中国流动人口呈现出四个新变化：一是留居时间长，流动人口平均留居时间为５．７年；二是家庭化趋势明显，流动人口在流入地的平均家庭规模超过２．５人；三是新生代流动人口占主体，１９８０年以后出生的新生代流动人口占比达到６４．７％；四是融入意愿强烈，超过一半流收稿日期：２０２０－０９－０２基金项目：国家社会科学基金重点项目“我国城市贫困流动人口的致贫因素及精准脱贫对策创新研究”（１７ＡＺＺ００７）；教育部哲学社会科学重大攻关项目“人民政协与国家治理体系研究”（１９ＪＺＤ０２６）通讯作者：李明元，Ｅｍａｉｌ：８１２７２５５８８＠ｑｑ．ｃｏｍ·４５·华南师范大学学报（社会科学版）　　　２０２１年第２期动人口有长期在流入地生活居住的打算。这些意味着流动人口在规模不断扩大的同时，正逐渐从暂时性迁移、循环迁移转向永久性迁移；伴随而来的城市流动人口贫困问题日益凸显，有研究显示城市流动人口贫困发生率达到了２８．８７％［２］。然而，长期以来城市扶贫政策往往只关注城市户籍人口贫困问题，对流动人口贫困问题关注不够，城市流动贫困人口常常处于流出地政策管不着、流入地政策不愿管的“两不管”尴尬境地。贫困代际传递概念最早源于刘易斯的研究。他发现贫困以及导致贫困的相关条件和因素在代与代之间延续，并将此现象命名为“贫困代际传递”［３］。自此以后，贫困代际传递问题吸引了来自经济学、社会学、政治学和公共管理学等多学科的关注，研究成果主要聚焦于三大主题。一是贫困代际传递影响因素及作用机制研究，主要有三个分析视角。其一，从个体视角探究贫困代际传递影响因素。布劳和邓肯研究发现，如果贫困者受教育程度和职业地位都较低，贫困代际传递的可能性就会更大［４］。阿玛蒂亚·森则认为，个体贫困归根到底是能力的贫困［５］。杨帆等研究发现，父代禀赋对新生代农民工的相对贫困没有显著影响，而子代教育、语言技能、专业技术恰恰相反［６］；ＢｒｏｏｋｓＧｕｎ＆Ｄｕｎｃａｎ、Ａｎｄｅｒｓｏｎ＆Ｔｅｎｇ的研究却得出了相反结论［７，８］。王卓等研究发现，父代人力和经济负资本会导致贫困代际传递［９］。其二，从贫困群体视角讨论群体文化、群体类别如何影响贫困代际传递。刘易斯研究发现，贫困群体会产生不同于主流规范和价值观的“亚文化”，对贫困群体及其后代产生负面影响，进而导致贫困的恶性循环［３］。张焕明研究发现，贫困农民工家庭比一般农民工家庭收入代际传递的差异性更显著［１０］。韩春研究发现，女性与男性相比更易于陷入贫困，且女性更容易把贫困传递给子代［１１］。其三，从社会视角探讨社会制度和结构如何影响贫困代际传递。吉登斯认为，社会主义制度和资本主义制度下贫困代际传递有明显不同，不同制度下阶级传递内容和效果大不一样［１２］。马新研究发现，精英教育和教育产业化的目标取向加剧了教育不公平和贫困代际延续［１３］。Ｍｅａｄ认为，美国社会福利政策使享受福利的家庭易于产生依赖而不愿工作，进而影响子代贫困［１４］。二是贫困代际传递测量研究，主要有两个分析视角。其一，运用代际收入弹性测量父代收入对子代收入的影响程度；代际收入弹性系数越小，贫困代际传递越不严重。Ｂｅｈｒｍａｎ＆Ｔａｕｂｍａｎ测量出美国代际收入弹性系数是０．２甚至更小［１５］。但由于样本的同质性和短期性，代际收入弹性受到诸多质疑。Ｓｏｌｏｎ对代际收入弹性进行了重要拓展，首次提出了家庭人力资本投资与政府公共教育投资会影响代际收入弹性［１６］。赵红霞等利用代际收入弹性测量出中国家庭代际收入弹性系数为０．３８５［１７］。其二，通过收入转移矩阵测量收入相对位置的变动。Ｒｏｄｇｅｒ运用收入转移矩阵测量发现，美国有色人种比白人的代际流动性更差且低于预期，约有５０％有色人种摆脱贫困代际传递的子代家庭净收入不到贫困线的两倍［１８］。方鸣运用收入均值法和百分比转换矩阵法对中国城乡居民代际流动性的测量结果表明，中国居民存在明显的代际收入传递效应，且存在明显的地区差异［１９］。三是贫困代际传递阻断研究，主要有两个分析视角。其一，从贫困者个体及家庭、社会文化和社会制度等多维视角探究如何阻断贫困代际传递。Ｍｏｏｒｅ认为，应从社会文化·４６·张强，李明元：先赋性还是自致性：城市流动人口贫困代际传递和政治社会资本代际传递的理解差距着手，逐渐消除发展中国家的贫困问题［２０］。段慧丹认为，只有从社会体制、政治制度、社会环境以及贫困者自身方面作出必要的调整和安排，才能使贫困者的后代不再重复上一代人的生存方式，阻断贫困代际传递的恶性循环［２１］。其二，从教育视角探究如何阻断贫困代际传递。李晓明认为，只有维护贫困儿童受教育权利，才能避免他们未来在劳动力市场中处于弱势地位，进而阻断贫困代际传递［２２］。王晓晨认为，教育是避免进城务工人员贫困代际传递的重要手段［２３］。林相森等研究发现，教育水平提高在阻断贫困代际传递中的贡献最大，且随着时间推移而增强［２４］。综上，国内外学者在贫困代际传递影响因素及作用机制、贫困代际传递测量和贫困代际传递阻断等方面进行了大量研究，为本研究提供了有益借鉴。但是，也存在明显不足：一是这些研究要么以农村贫困人口为研究对象，要么以城市贫困人口为研究对象，而较少关注城市流动人口贫困代际传递问题；二是在贫困代际传递影响因素的研究上，主要关注经济资本，对社会资本、政治资本的关注较少。基于此，本文主要研究以下问题：城市流动人口贫困是否存在代际传递？城市流动人口贫困代际传递的主要影响因素有哪些？阻断城市流动人口贫困代际传递的可能路径是什么？二、研究设计（一）分析框架贫困代际传递理论源于社会流动和社会地位研究，布劳（Ｂｌａｕ）和邓肯（Ｄｕｎｃａｎ）在该研究领域做出了开拓性贡献。他们在《美国职业结构》（ＴｈｅＡｍｅｒｉｃａｎＯｃｃｕｐａｔｉｏｎａｌＳｔｒｕｃ⁃ｔｕｒｅ）中从先赋性和自致性的双重视角构建了职业地位代际传递因果模型（见图１），并采用路径系数分析个人职业地位主要是受先赋性因素还是自致性因素的影响，进而判断一个社会的开放性程度［４］。图１　布劳－邓肯的地位获得模型　　后继研究主要从两个视角对布劳－邓肯的地位获得模型进行修正和完善。一是对职还受政治忠诚的影响［２５］。周怡研究认为，后继学者主要从性别、族群、同期群、单位类业地位影响因素的完善。Ｗａｌｄｅｒ认为，共产主义国家中职业地位升迁不仅由教育决定，型、政治忠诚和网络关系六个角度对地位获得模型进行改造［２６］。二是对路径顺序的修正。林南将父代单位类型置于子代教育之前，且将党员身份加入子代职业和子代教育中［２７］。布劳－邓肯的地位获得模型也有明显局限。首先，将职业地位作为被解释变量不够直观。通过职业量表的转化虽然一定程度上能够量化社会地位，但可靠性不太令人信服。其次，对职业地位获得模型的修正虽然都遵循了先赋性和自致性分析框架，但具体维度相差很大，导致先赋性和自致性的可比性下降。虽然贫困代际传递理论源于社会流·４７·华南师范大学学报（社会科学版）　　　２０２１年第２期动和社会地位研究，但贫困代际传递是一种可能性而非确定性，且影响因素很多，因此很难直接用地位获得模型来研究贫困代际传递。贫困代际传递测量源于经济学家将代际收入变动引入社会流动研究。Ｂｅｃｋｅｒ＆Ｔｏｍｅｓ提出了收入分配与代际流动均衡理论，将收入作为最终反映个体社会经济地位的指标［２８］。本文正是将收入而不是职业地位作为贫困代际传递的表征，即测量父代收入对子代收入的影响，进而探究哪些要素影响贫困代际传递。地位获得模型虽然提供了先赋性和自致性的分析视角，但在贫困代际传递的影响因素上探讨得不够全面。个体的生存和发展取决于其拥有的资源，通过将资源转化为资本而获得回报，从而实现个体社会地位的提升。资本视角为贫困代际传递理论模型的完善提供了一个独特视角：从马克思的经济资本到舒尔茨的人力资本再到布迪厄的文化资本，林南将资本划分为人力资本、制度资本和社会资本三种类型，其中人力资本主要是指教育水平、职业培训和技能证书，制度资本与主流意识形态和权力相联系（如单位性质），社会资本是指嵌入社会关系网络中的资本［２９］。图２　城市流动人口贫困代际传递的分析框架　　综上，我们基于地位获得模型中先赋性和自致性的分析视角，从人力资本、制度资本和社会资本三个维度出发，构建城市流动人口贫困代际传递的分析框架（见图２）。其中，人力资本主要采用教育程度和健康状况来测量，制度资本主要采用单位类型和职业层级来测量，社会资本主要采用社会关系和组织参与来测量。１．社会资本与子代经济贫困（二）研究假设林南认为，拥有更好的社会资本能够获得更大的成功，社会资本的不平等导致社会地位等的不平等［２９］。差序格局理论表明，父母会把社会资本传递给子女，从而导致进一步的贫富分化。格兰诺维特（Ｇｒａｎｏｖｅｔｔｅ）研究发现，弱关系因其在信息流通过程中的桥梁作用而被视为个人机会和社区整合的必要因素，强关系因为限制了信息向更大范围流通而在培育局部内聚力的同时导致了总体的支离破碎［３０］。而边燕杰的研究发现，在中国场景下，尽管弱关系在信息传播方面的作用非常大，但基于信任和义务的强关系在获得代价更高、更难获取的影响上有更大作用［３１］。因此，我们提出假设：Ｈ１　社会关系对子代经济贫困有显著影响。在高度组织化的现代社会中，除了继承和利用父代社会关系网络外，加入不同类型组织也是个体获得异质性资源的一个重要渠道。边燕杰的研究发现，党员身份会影响个体职业地位的获得［３１］。Ｗａｌｄｅｒ的研究发现，在中国情境下，拥有党员身份的人才能进入有权势、有利益的政治精英行列［３２］。但现有研究很少探讨加入不同类型组织（中国共产党、民主党派、共青团、妇联和一般社会组织等）对子代社会资本的获得有何影响。本文·４８·张强，李明元：先赋性还是自致性：城市流动人口贫困代际传递将组织参与作为衡量社会资本的关键性指标。因此，我们提出假设：２．制度资本与子代经济贫困Ｈ２　组织参与对子代经济贫困有显著影响。布劳和邓肯发现，父代职业和子代初始职业会对子代当前职业产生显著的正向影响［４］。后来的研究加入了制度性因素予以拓展。边燕杰等人研究发现，个体社会地位获得与职业地位获得关系较弱，而主要与个体在工作单位中的地位有关，个体在单位中的位置越高，越容易获取资源；体制内的人往往比体制外的人社会地位更高［３１］。改革开放前，人们的生存和发展几乎完全依靠体制内的单位；而改革开放后，市场在资源配置中的作用日益重要，体制内的单位对个体社会地位获得的影响力快速下降。毕瑨等研究发现，家庭成员的职业性质是贫困代际传递发生与否的基本因素，父代职业的弱势限制着子女的就业选择，从而降低就业机会，减少经济收入［３３］。因此，我们提出假设：Ｈ３　职业层级对子代经济贫困有显著影响。Ｈ４　单位类型对子代经济贫困有显著影响。人力资本是指对商品生产过程中会产生增加价值的那部分劳动者的任何投资，包含３．人力资本与子代经济贫困技能和知识的获得、健康和迁移，而受教育水平是其中的核心指标。布劳和邓肯认为，受教育程度越低，贫困代际传递的可能性越大［４］。赵红霞等的研究发现，贫困代际传递家庭中的子代受教育程度普遍较低且接受高等教育的机会较少，导致子代难以突破阶层壁垒［３４］。因此，我们提出假设：Ｈ５　教育程度对子代经济贫困有显著影响。健康是衡量人力资本的重要指标。Ｍｏｏｒｅ研究发现，可遗传和传染性的疾病在贫困代际传递过程中起重要作用［２０］。马文武等人研究发现，子代越健康，其陷入贫困的可能性越低，健康对于阻断子代贫困的作用巨大［３５］。基于此，我们提出假设：Ｈ６　健康状况对子代经济贫困有显著影响。（三）数据的来源和处理１．数据来源文中数据来源于北京大学中国社会科学调查中心（ＩＳＳＳ）实施的中国家庭追踪调查（ＣｈｉｎｅｓｅＦａｍｉｌｙＰａｎｅｌＳｔｕｄｉｅｓ，ＣＦＰＳ），样本覆盖２５个省、市、自治区，反映中国经济、社会、人口、教育和健康的变迁。我们采用ＣＦＰＳ２０１０年、２０１２年和２０１４年个体问卷中的成人问卷作为数据统计和分析的基础，其中，测量城市流动人口贫困代际传递采用三年数据来反映其时序变化，城市流动人口贫困代际传递影响因素分析则采用ＣＦＰＳ２０１４年的数据。２．数据处理（１）样本选择。我们采纳国家卫健委关于流动人口的界定，即户籍不在本区县且流动时长超过半年的人口。据此标准筛选ＣＦＰＳ２０１４年成年人数据库，得到城市流动人口样本数１９４２个。由于本文研究的是贫困代际传递，所以需要匹配父代和子代的相关数据。ＣＦＰＳ中每个个体都有唯一编码，我们通过个体唯一编码对样本进行匹配，具体处理过程是：第一，从成年人问卷库里挑选个人编号、个人年收入、父代编号、健康状况、受教·４９·华南师范大学学报（社会科学版）　　　２０２１年第２期育程度等相关变量；第二，在成年人问卷库中挑选出对应变量，并添加表明父代变量的标识，将个人编码标记为父代编码，然后将数据排序，合并两个文件，筛选出＿ｍｅｒｇｅ＝３（即父代—子代样本）的观测值共计５３７个；第三，对父代与子代的缺失值和特殊值进行处理。由于录入误差或受访者不愿透露个人隐私，父代收入和子代收入核心变量０值过多；而直接将０值代入模型或删掉会造成模型估计有误差，故采用普遍认可的均值法进行填补。根据数据库计算得出父代收入均值为１０７６７．１１元，子代收入均值为２０１９４．２元。本文主要研究有收入的城市流动人口，按照中国法律规定的劳动力最低年龄标准设定年龄范围为１６—６５岁。由此，筛选出有效样本４５６个。（２）城市流动人口贫困线的确定。目前，有关城市贫困的标准主要有绝对贫困标准、相对贫困标准和组合式贫困标准三类［３６］。城市流动人口贫困多属于相对贫困，常采用社会中等收入水平的一定比例来衡量。故此，我们采用城市人均收入与城市低保标准的中位数作为城市流动人口贫困线。由于ＣＦＰＳ２０１４年数据实际调查的是受访者２０１３年的情况，故需采用２０１３年相关数据。国家统计局公开数据显示，２０１３年城市低保标准为３７３元／月／人，城市人均可支配收入为２６４６７元／年；本文据此测算出中国城市流动人口贫困线为１０９９５．５元／年／人，进而推算出中国流动人口相对贫困发生率为１６．６３％。３．变量操作化本文的因变量是子代经济贫困，将子代收入在［０，１０９９５．５］之间的观测值编码为１，将子代收入大于１０９９５．５的观测值编码为０。自变量包括父代收入（即父亲收入和母亲收入总和的平均值）、单位类型（将无单位、村委会、居委会、社会组织、私营企业编码为０，代表“体制外”；将党政机关、事业单位、人民团体、国有企业编码为１，代表“体制技术人员编码为６，将办事人员和有关人员编码为５，将服务人员编码为４，将生产、运输设备操作人员及有关人员编码为３，将农、林、牧、渔、水利业生产人员编码为２，将无职业者或无法分类编码为１）、组织参与（将没有加入任何社会组织编码为１，将参加行业协会、社区组织、信仰团体等各类社会组织编码为２，将参加妇联、工商联、工商会或共青团等人民团体编码为３，将参加中国共产党编码为４）、社会关系（从１—１０由低到高打分）、受教育程度（将小学及以下编码为１、初中编码为２、高中／中专／技校／职高编码为３、大专及以上编码为４）、健康状况（从１—７由低到高打分）。控制变量包括性别（男性赋值为１，女性赋值为０）、年龄（将年龄１６—２５岁编码为５，２５—３５岁编码为４，３５—４５岁编码为３，４５—５５岁编码为２，５５—６５岁编码为１）。内”）、职业层级（将党政机关、人民团体、事业单位或企业负责人编码为７，将专业人员与三、数据统计与分析１．代际收入弹性计量模型（一）城市流动人口贫困代际传递测量与分析代际收入弹性是测量贫困代际传递水平的常用方法，旨在探求父代收入对子代收入的影响程度；其中，具有代表性的理论工具是Ｂｅｃｋｅｒ＆Ｔｏｍｅｓ构建的收入分配与代际流动均衡理论，其计量模型如下：Ｙｉ＝α＋βＸｉ＋εｉ·５０·（１）张强，李明元：先赋性还是自致性：城市流动人口贫困代际传递其中，Ｘｉ代表父代的持久收入对数，Ｙｉ为子代的持久收入对数，εｉ为随机扰动项。β的基本含义是当父代收入上升１％时，子代收入上升的百分比即是代际收入弹性系数。β取值范围为０—１，β值越接近于１，表明代际收入传递性越高，社会阶层流动性越差，代际收入分配越不公平，即贫困代际传递程度越严重［２８］。后续研究不断对代际收入弹性系数的测量偏误进行识别和纠正。这些测量偏误主要为代理变量偏误和样本选择偏误。其中，代理变量偏误包括暂时性收入偏误和生命周期偏误，样本选择偏误主要包括样本同质偏误和样本同住偏误［３７］。在测量偏误的纠正上，Ｓｏｌｏｎ采用多年收入平均值解决暂时性收入偏误［１６］。但由于多年收入数据难以获得，也接近持久性收入［３８］。考虑到个体生命周期的影响，个体收入随着年龄变化而发生倒“Ｕ”型变化，学界一般将年龄、年龄平方作为控制变量来降低误差。基于此，调整后的城市流动人口贫困代际传递计量模型为：Ｙｉ＝α＋βＸｉ＋γ１Ａｇｅｃ＋γ２Ａｇｅｃ２＋φ１Ａｇｅｆ＋φ２Ａｇｅｆ２＋εｉ（２）有学者赞同采用单年度收入。Ｈａｉｄｅｒ＆Ｓｏｌｏｎ认为，３０岁早期和４０岁中期的当前收入最其中，Ａｇｅｃ和Ａｇｅｃ２分别为子女年龄的一次项和二次项，Ａｇｅｆ和Ａｇｅｆ２为父亲年龄的一次项和二次项。２．数据处理测量代际收入弹性系数需要观察其时序变化，需要匹配多年的数据；故此，我们采用了ＣＦＰＳ２０１０年、２０１２年和２０１４年的数据。城市流动人口父代收入和子代收入是测量城市流动人口代际收入弹性系数的核心变量。ＣＦＰＳ数据库中个人总收入包括工资性收入、经营性收入、转移性收入、财产性收入和其他收入五个部分；城市流动人口父代收入是其父亲总收入和母亲总收入之和。３．统计结果与讨论按照如上方法处理数据后，２０１０年、２０１２年和２０１４年城市流动人口父代与子代匹表１　城市流动人口样本描述性统计２０１０年２０１２年２０１４年配的样本数分别为３４４、３３７和２８６个，样本描述性统计见表１。父代收入子代收入子代年龄子代年龄二次方父代年龄父代年龄二次方样本量３２７１５．２８２５６１８．０６２６．４３７５２６．４３７５５２．０８６８１２７９０．１５８３４４４９５８４．４２３０６６４．０７２５．８１０２２７０６．４０８８５１．８７９５６２７４９．２６１３３７３５０５１．１３４６６５４．９３２９．９４１８６９７２．０１１６５６．６２２０９３２９９．５７８２８６　资料来源：ＣＦＰＳ２０１０年、２０１２年和２０１４年数据库。　　描述性统计结果显示，城市流动人口父代收入呈波动状态、子代收入逐年增加；城市流动人口子代年龄结构偏向年轻化，三个年度的年龄平均值都在３０岁以下；父代年龄均值在５０岁以上，处于劳动力周期的末端。根据（２）式，我们运用线性回归模型测算城市流动人口代际收入弹性系数，模型回归·５１·华南师范大学学报（社会科学版）　　　２０２１年第２期结果见表２。表２　城市流动人口代际收入弹性系数回归分析年份２０１０２０１２２０１４代际收入弹性系数（β）∗０．２∗０．０２０．０５　注：资料来源于ＣＦＰＳ２０１０年、２０１２年和２０１４年数据库；∗、∗∗分别表示在１０％、５％水平上显著。　　回归分析结果显示，基于ＣＦＰＳ２０１０年度数据的代际收入弹性系数具有统计上的显著性，这说明城市流动人口贫困存在代际传递效应；而基于ＣＦＰＳ２０１２年和２０１４年的代际收入弹性系数则不具有统计上的显著性，可能的原因是父代与子代匹配出来的样本量过少。（二）城市流动人口贫困代际传递的影响因素分析城市流动人口贫困代际收入弹性系数为０．２，这表明贫困代际传递程度并不是很严重。基于前文的数据处理，共得到有效样本４５６个。１．描述性统计分析表３　城市流动人口贫困代际传递主要变量的描述性统计变量子代经济贫困父代收入父代健康状况子代健康状况父代教育程度子代教育程度子代社会关系父代社会关系子代组织参与父代组织参与子代单位类型父代单位类型子代职业层级父代职业层级子代性别子代年龄观测值４５６４５６３９８３８６４５６４５５３８７３９８３８７３９８４５６４５６４５６４５６４５６４５６平均值０．１６４４７３７１３３５４．０３５．５９７９９６．１３２１２４１．７３２４５６２．９０１０９９７．２６３５６６７．１９３４６７１．７６４８５８１．３４６７３４０．１８６４０３５０．０８２２３６８３．６５７８９５２．６２１７１１０．６９０７８９５４．２５标准误０．３７１１１２１１４５８．４２１．０６３６８８０．９６７３３８９０．７０９９９０９１．００９３７２１．５８９４０５１．４１３４１５１．０９８２８２０．６５４６６８９０．３８９８５９７０．２１０５２５９１．９７０４５９１．２５０９２９０．４６２６７５７０．７０７１０６８最小值０５５０２．５２１１２２．５１１００１１０１最大值１１０５０８５．５７７４４１０１０４４１１７７１５　资料来源：ＣＦＰＳ２０１４年成年人数据库。　　描述性统计结果显示，城市流动人口贫困变量观测值充足且缺失值较少，大部分变量的样本数和样本总数相同（见表３）。从子代经济贫困上看，城市流动人口子代贫困率子代进入体制内的比例都较小。在职业层级上，城市流动人口父代和子代都处于社会职业阶层中下层；但相对于父代而言，子代进入体制内的比例提升了１０％左右，其职业层级平均值高出了约１分，这表明城市流动人口子代在制度资本拥有量上比父代更为充足。·５２·约为１６％，这是一个比较高的贫困发生率。（１）在制度资本维度，城市流动人口父代和张强，李明元：先赋性还是自致性：城市流动人口贫困代际传递（２）在人力资本维度，城市流动人口子代相比父代教育程度均值高出约１．２分，但父代和子代受教育程度处于高中及以下的占比较多，而处于大专及以上的占比过小；在健康状况上，城市流动人口父代和子代健康状况均值都在５．５分以上，二者没有明显差距。（３）在社会资本维度，城市流动人口父代和子代社会关系均值、组织参与均值均无明显差异，这表明城市流动人口子代流入城市后其社会资本并没有明显增加。２．二项ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归分析及假设检验将城市流动人口子代经济贫困作为因变量，父代和子代的制度资本、人力资本、社会资本以及父代收入作为自变量进行二分类ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归（ｒｏｂｕｓｔ）分析。为了避免父代、子代涉及变量过多而影响模型的稳健性，因此利用逐步回归法（按照显著度０．１纳入模型）筛选变量纳入模型。回归分析结果显示，共有六个变量被纳入模型，九个变量被排除，最终有四个变量具有统计上的显著性，分别是父代收入、父代健康状况、子代职业层级、子代年龄（见表４）。表４　城市流动人口贫困代际传递Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归分析子代经济贫困父代收入子代受教育程度子代职业层级父代健康状况子代年龄子代性别＿ｃｏｎｓＯｄｄｓＲａｔｉｏ１．００００２４１．３４３７６１０．７３０２２７２０．７１３５３５２１．８４５３９５０．５４９８１７５０．１０９３６２８Ｓｔｄ．Ｅｒｒ．０．００００１１５０．２３８５９２９０．０６５６５１３０．１０９９４５９０．５１３６９５６０．１７８６２３２０．１７４２７８７ｚ２．０５１．６６－３．５－２．１９２．２－１．８４－１．３９Ｐ＞ｚ０．０４０．０９６０．００００．０２８０．０２８０．０６６０．１６５９５％Ｃｏｎｆ．１．０００００１０．９４８８２５３０．６１２２５２４０．５２７５４２１１．０６９４０９０．２９０８５９０．００４８１２９Ｉｎｔｅｒｖａｌ１．００００４６１．９０３０８５０．８７０９３４５０．９６５１０３２３．１８４４５５１．０３９３３３２．４８５０２　　就社会资本维度看，社会资本对城市流动人口子代经济贫困没有显著影响，故拒绝假设Ｈ１、Ｈ２。可能的原因是，流动人口迁徙导致了其社会关系网络的重构困境：一方面，由于子代的空间流动，父代在原居住地积累的社会资本很难对子代经济收入产生影响；另一方面，流动人口多处于城市社会底层，面临着社会融入、社会排斥等困境，因而很难积累有价值的社会资本。ＮａｎＬｉｎ认为，良好的社会资本有三个特征：达高性、异质性和广泛性［２９］。而流动人口在城市中能接触到的社会层级较低，且社会交往主要依赖于以血缘和地缘为纽带的社会网络，此类社会资本异质性较低且范围狭窄。就制度资本维度看，城市流动人口父代和子代单位类型都不会对贫困代际传递产生显著影响，故拒绝假设Ｈ４。而子代职业层级对其经济贫困有显著影响，故接受假设Ｈ３；但父代职业层级对子代经济贫困并没有显著影响。就人力资本维度看，父代健康状况对子代经济贫困有显著影响，故接受假设Ｈ６。城市流动人口通常是家庭的主要经济支柱，原生家庭因病致贫的现象较为严重，因此父代健康会显著影响子代经济贫困。城市流动人口父代年龄结构偏大，健康状况偏差，因此子代的经济负担较大；而子代年龄结构偏小，身体更健康、疾病抵抗力更强，故子代健康状况对其经济贫困没有显著影响。父代和子代教育程度对子代经济贫困均没有显著影响，故拒绝假设Ｈ５；可能的解释是父代和子代教育程度都较低，主要集中于初中和高中，这样的教育程度并不会为流动人口带来明显的就业和晋升机会。·５３·华南师范大学学报（社会科学版）　　　２０２１年第２期３．稳健性检验为验证回归分析结果的稳健性，我们运用ｂｏｏｔｓｔｒａｐ法对ＣＦＰＳ２０１４年子代和父代贫困匹配样本进行１０００次重抽样，对前文的二项Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归分析进行稳健性检验，结果见表５。表５　稳健性检验结果子代经济贫困父代收入子代受教育程度子代职业层级父代健康状况子代年龄子代性别＿ｃｏｎｓＯｄｄｓＲａｔｉｏ１．００００２１１．３５３７６１０．７４０２２７２０．７０３５３５２１．８５５３９５０．５３９８１７５０．１０８３６２８Ｓｔｄ．Ｅｒｒ．０．００００１１６０．２３８５９２８０．０６５６５２３０．１０９９４５６０．５１３６９６５０．１７８６２４１０．１７４２８６５ｚ２．０５１．６７－３．６－２．１８２．２１－１．８５－１．３８Ｐ＞ｚ０．０４１０．０９３０．００００．０３１０．０２９０．０６３０．１６０９５％Ｃｏｎｆ．１．００００２１０．９４８８２４５０．６１２２４３２０．５２７５５１０１．０６８３８２０．２９１００１０．００４７８３２Ｉｎｔｅｒｖａｌ１．００００５１１．９０４０７９０．７９０９３４５０．９７５１０６８３．１９４３８６１．０４１２２２２．４９００３　　从稳健性检验结果来看，父代收入、父代健康状况、子代职业层级、子代年龄四个解释变量仍然对被解释变量有显著影响，表明假设检验的回归结果具有稳健性。四、结论与讨论本文利用代际收入弹性模型测量出中国城市流动人口２０１０年代际收入弹性系数为０．２。方鸣等人研究发现，同期中国农村居民代际收入弹性系数为０．５４６，而城镇居民代际收入弹性系数为０．５８４［３９］；陈琳测算的中国居民代际收入弹性系数为０．４２７［４０］；赵红霞测算的中国家庭代际收入弹性系数为０．３８５［１７］；Ｉｒｅｎｅ等研究发现，美国代际收入弹性系数为０．４７，新加坡代际收入弹性系数为０．４５［４１］。可见，中国城市流动人口代际收入弹性系数并不大，这说明改革开放以来农村富余人口向城市的持续快速流动，有助于缩小贫富差距。城市流动人口子代经济贫困既受先赋性因素的影响，更受自致性因素的影响。一方面，父代收入和健康状况对子代经济贫困有显著影响。受中国特有的家庭观念和财富传递传统的影响，城市流动人口父代收入会直接影响子代经济贫困，父代年龄越大、越容易出现健康问题，加之农村医疗保障体系不完善和家庭养老传统，父代健康支出无疑会给子代带来不同程度的经济负担。我妈在我小时候被查出白血病，到现在一直是输血治疗，还要经常吃药，病情严重的时候一年要十来万，这几年相对稳定了一些，每年花几万就够了。我已经上班好几年了，家里条件不好，我读完初中就出来打工了。主要是做零工，之前学过修车，现在在我们市里面做水电工，先跟着师傅学技术，包我吃住，一个月也就两三千元，剩下来的钱就寄到家里让我妈买药。（访谈资料，编号２０２０２０１１ＷＧ）另一方面，子代职业层级对其经济贫困有显著影响。相对于父代来说，子代流入城市获得了更多的就业机会和更广阔的发展空间，其职业层级相比于父代显著提高，经济收入也随之提高。城市流动人口的流动本身就意味着由社会低层向上流动，其社会经济地位略好于非流动人口的低层人员［４２］。·５４·张强，李明元：先赋性还是自致性：城市流动人口贫困代际传递我小时候成绩还蛮好的，小学升初中还是我们全镇第二名，但家里实在没钱供我读书，就辍学去沿海打工了。没有什么文化就只能进厂做流水线工人，工资不高，而且没有什么晋升空间。在厂里打工的话，职位越高，工资肯定越高啊，我们的学历最多可以当小组长。要是当上车间主任那就更厉害了，一个月一万多呢，但是我的学历不够，没有机会。（访谈资料，编号２０２００２１０ＬＬ）本文研究发现，教育程度、单位类型对个体贫困代际传递影响并不显著，这不同于以往的研究结论。教育程度作为“地位获得模型”的一个关键变量，其对个体职业地位获得有显著正向影响［４］。边燕杰等人的研究也发现，教育程度和单位类型对个体社会地位有显著影响［３１］。那么，为什么教育程度对城市流动人口贫困代际传递没有发挥显著的作用呢？依据劳动力市场分割理论，劳动力市场被分割成（专业性）人才市场与（非技术性、体力）劳动力市场，绝大多数流动人口滞留于劳动力市场，收入和工作不稳定，缺乏上升流动机会。教育程度对流动人口就业者职业地位获得的影响要弱于对非流动人口就业者的影响［４２］。一方面，可能是因为城市流动人口受教育程度普遍较低，难以对劳动力市场流动产生决定性影响；另一方面，由于城市流动人口职业技术教育和培训的缺乏，大多从事较低层级的职业，非正式就业现象比较突出。本文使用的样本数据表明，城市流动人口无职业或者无法分类职业的比例高达２５％，而这一部分人急需专业技能培训而非高等教育，这也解释了为什么子代比父代教育程度进步很多（“大专及以上”比例达到了３６％），但对子代经济贫困没有显著影响。基于中国场景，Ｎａｎ＆Ｙａｎｊｉｅ对布劳和邓肯的地位获得模型进行了修正，加入了工作单位变量和党员身份变量［２７］。但本文研究发现，城市流动人口的流动性减弱了单位类型的作用，组织参与对子代是否贫困也没有显著影响，这说明制度性因素在流动人口贫困代际传递上的功能较弱。基于此，本文分析框架（见图２）应进一步修订：一是在教育程度中加入职业技能培训、自我学习等反映流动人口学习与就业密切联系的教育指标；二是在制度资本维度中去除“单位类型”变量，探索真正影响流动人口子代经济贫困的测量指标；三是在职业层级上，应关注流动人口就业中新出现的职业形态。参考文献：［１］　方晓丹．２０１９年全国农村贫困人口减少１１０９万人［ＥＢ／ＯＬ］．国家统计局，２０２０－０１－２３［２０２０－［２］　韩莹莹，蔡丽容，李蓓．我国城市流动人口相对贫困线测度———基于中国劳动力调查数据库的研究［Ｊ］．广西师范大学学报（哲学社会科学版），２０２０，５６（４）：５１－５９．ｂｏｏｋｓ，１９５９：３５．［３］　ＯＳＣＡＲＬＥＷＩＳ．Ｆｉｖｅｆａｍｉｌｉｅｓ：ｍｅｘｉｃａｎｃａｓｅｓｔｕｄｉｅｓｉｎｔｈｅｃｕｌｔｕｒｅｏｆｐｏｖｅｒｔｙ［Ｍ］．ＮｅｗＹｏｒｋ：Ｂａｓｉｃ［４］　ＢＬＡＵＰＭ，ＤＵＮＣＡＮＯＤ．ＴｈｅＡｍｅｒｉｃａｎｏｃｃｕｐａｔｉｏｎａｌｓｔｒｕｃｔｕｒｅ［Ｊ］．Ａｍｅｒｉｃａｎｓｏｃｉｏｌｏｇｉｃａｌｒｅｖｉｅｗ，［５］　阿玛蒂亚·森．贫困与饥荒———论权利与剥夺［Ｍ］．王宇，译．北京：商务印书馆，２００１：５－２６．１１５－１２２．１９６７，３３（２）：２９６．０７－２０］．ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ．ｓｔａｔｓ．ｇｏｖ．ｃｎ／ｔｊｓｊ／ｓｊｊｄ／２０２００１／ｔ２０２００１２３＿１７２４７００．ｈｔｍｌ．［６］　杨帆，庄天慧．父辈禀赋对新生代农民工相对贫困的影响及其异质性［Ｊ］．农村经济，２０１８（１２）：·５５·华南师范大学学报（社会科学版）　　　２０２１年第２期［７］　ＢＲＯＯＫＳ－ＧＵＮＮＪ，ＤＵＮＣＡＮＧＪ，ＡＢＥＲＪＬ．Ｎｅｉｇｈｂｏｒｈｏｏｄｐｏｖｅｒｔｙ，ｖｏｌｕｍｅ１：ｃｏｎｔｅｘｔａｎｄｃｏｎｓｅ⁃［８］　ＡＮＤＥＲＳＯＮＧ，ＬＥＯＴ．Ｃｈｉｌｄｐｏｖｅｒｔｙ，ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔｉｎｃｈｉｌｄｒｅｎａｎｄｇｅｎｅｒａｔｉｏｎａｌｍｏｂｉｌｉｔｙ：ｔｈｅｓｈｏｒｔａｎｄｌｏｎｇｔｅａｍｗｅｌｌｂｅｉｎｇｏｆｃｈｉｌｄｒｅｎｉｎｕｒｂａｎＣｈｉｎａａｆｔｅｒｔｈｅｏｎｅｃｈｉｌｄｐｏｌｉｃｙ［Ｊ］．Ｒｅｖｉｅｗｏｆｉｎｃｏｍｅａｎｄｗｅａｌｔｈ，２００９，５５（ｓ１）：６０７－６２９．ｑｕｅｎｃｅｓｆｏｒｃｈｉｌｄｒｅｎ［Ｍ］．Ｒｕｓｓｅｌｌｓａｇｅｆｏｕｎｄａｔｉｏｎ，１９９７：２３．［９］　王卓，时玥．彝族贫困代际传递现状及影响因素研究［Ｊ］．中国人口科学，２０１９（３）：１０３－１１３．（６）：３１－４３．［１０］张焕明．农民工家庭贫困水平：模糊收入线测度及代际传递性原因［Ｊ］．中国经济问题，２０１１［１１］韩春，陈元福．关注贫困女性破解贫困代际传递陷阱［Ｊ］．前沿，２０１１（１２）：１３－１５．［１２］张兵．贫困代际传递理论发展轨迹及其趋向［Ｊ］．理论学刊，２００８（４）：４６－４９．［１３］马新．教育公平对切断贫困代际传递的作用［Ｊ］．现代教育管理，２００９（１）：１９－２２．ｉｃＢｏｏｋｓ，１９９２：５６－８９．［１４］ＬＡＷＲＥＮＣＥＭＭ．Ｔｈｅｎｅｗｐｏｌｉｔｉｃｓｏｆｐｏｖｅｒｔｙ：ｔｈｅｎｏｎｗｏｒｋｉｎｇｐｏｏｒｉｎＡｍｅｒｉｃａ［Ｍ］．ＮｅｗＹｏｒｋ：Ｂａｓ⁃［１５］ＢＥＨＲＭＡＮＴＰ．ＩｎｔｅｒｇｅｎｅｒａｔｉｏｎａｌｅａｒｎｉｎｇｓｍｏｂｉｌｉｔｙｉｎｔｈｅＵｎｉｔｅｄＳｔａｔｅｓ：ｓｏｍｅｅｓｔｉｍａｔｅｓａｎｄａｔｅｓｔｏｆ１４４－１５１．ｂｅｃｋｅｒｉｎｔｅｒｇｅｎｅｒａｔｉｏｎａｌｅｎｄｏｗｍｅｎｔｓｍｏｄｅｌ［Ｊ］．Ｒｅｖｉｅｗｏｆｅｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄｓｔａｔｉｓｔｉｃｓ，１９８５，６７（１）：［１６］ＳＯＬＯＮＧ．ＩｎｔｅｒｇｅｎｅｒａｔｉｏｎａｌｉｎｃｏｍｅｍｏｂｉｌｉｔｙｉｎｔｈｅＵｎｉｔｅｄＳｔａｔｅｓ［Ｊ］．Ａｍｅｒｉｃａｎｅｃｏｎｏｍｉｃｒｅｖｉｅｗ，［１７］赵红霞，王文凤．致贫理论视阈下高等教育阻断贫困代际传递的作用———基于ＣＨＮＳ２０１５数据库的分析［Ｊ］．高等教育研究，２０１９，４０（４）：４９－５５．Ｓｏｃｉａｌｓｃｉｅｎｃｅｑｕａｒｔｅｒｌｙ，１９９５，７６（１）：１７８－１９４．［１８］ＲＯＤＧＥＲＳＪＲ．ＡｎｅｍｐｉｒｉｃａｌｓｔｕｄｙｏｆｉｎｔｅｒｇｅｎｅｒａｔｉｏｎａｌｔｒａｎｓｍｉｓｓｉｏｎｏｆｐｏｖｅｒｔｙｉｎｔｈｅＵｎｉｔｅｄＳｔａｔｅｓ［Ｊ］．［１９］方鸣．中国城乡居民代际收入流动性研究［Ｄ］．南京：南京农业大学，２０１０：１８－３３．史志，２００８（６）：３０．１９９２，８２（３）：３９３－４０８．［２０］李晓明．出生贫困就永远贫困吗？———国外学者关于“贫困代际传递”的理论分析［Ｊ］．黑龙江［２１］段慧丹．我国城市贫困代际传递问题分析———基于社会流动理论视角［Ｊ］．上海青年管理干部学院学报，２０１２（４）：５３－５６．［２２］李晓明．防止贫困代际传递———中国反贫新目标［Ｊ］．宁夏党校学报，２００６，８（５）：３７－３８．２４２．［２３］王晓晨．论如何从教育角度避免进城务工人员贫困的代际传递［Ｊ］．中国市场，２０１６（１９）：２４１－［２４］林相森，李湉湉．寒门何以出贵子？———教育在阻隔贫困代际传递中的作用［Ｊ］．江西财经大学学报，２０１９（５）：１０－２１．［２５］ＷＡＬＤＥＲＡＧ．Ｔｈｅｐｏｌｉｔｉｃａｌｄｉｍｅｎｓｉｏｎｏｆｓｏｃｉａｌｍｏｂｉｌｉｔｙｉｎｃｏｍｍｕｎｉｓｔｓｔａｔｅｓ：ＣｈｉｎａａｎｄｔｈｅＳｏｖｉｅｔＵ⁃［２６］周怡．布劳－邓肯模型之后：改造抑或挑战［Ｊ］．社会学研究，２００９，２４（６）：２０６－２２５．６５７－６８８．ｎｉｏｎ［Ｊ］．Ｒｅｓｅａｒｃｈｉｎｐｏｌｉｔｉｃａｌｓｏｃｉｏｌｏｇｙ，１９８５，（１）：１０１－１１７．［２７］ＬＩＮＮ，ＢＩＡＮＹ．ＧｅｔｔｉｎｇａｈｅａｄｉｎＵｒｂａｎＣｈｉｎａ［Ｊ］．Ａｍｅｒｉｃａｎｊｏｕｒｎａｌｏｆｓｏｃｉｏｌｏｇｙ，１９９１，９７（３）：［２８］ＢＥＣＫＥＲＧＳ，ＴＯＭＥＳＮ．Ａｎｅｑｕｉｌｉｂｒｉｕｍｔｈｅｏｒｙｏｆｔｈｅｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎｏｆｉｎｃｏｍｅａｎｄｉｎｔｅｒｇｅｎｅｒａｔｉｏｎａｌ［２９］林南．社会资本———关于社会结构与行动的理论［Ｍ］．张磊，译．上海：上海人民出版社，２００４：ｍｏｂｉｌｉｔｙ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｏｌｉｔｉｃａｌＥｃｏｎｏｍｙ，１９７９，８７（６）：１１５３－１１８９．·５６·１００－１０４．张强，李明元：先赋性还是自致性：城市流动人口贫困代际传递［３０］ＧＲＡＮＯＶＥＴＴＥＲＭ．ＴｈｅＳｔｒｅｎｇｔｈｏｆｗｅａｋｔｉｅｓ［Ｊ］．Ａｍｅｒｉｃａｎｊｏｕｒｎａｌｏｆｓｏｃｉｏｌｏｇｙ，１９７３，７８（５）：［３１］ＢＩＡＮＹＡＮＪＩＥ．Ｂｒｉｎｇｓｔｒｏｎｇｔｉｅｓｂａｃｋｉｎ：ｉｎｄｉｒｅｃｔｔｉｅｓ，ｎｅｔｗｏｒｋｂｒｉｄｇｅｓ，ａｎｄｊｏｂｓｅａｒｃｈｅｓｉｎＣｈｉｎａ［３２］ＡＮＤＲＥＷＧＷ，ＬＩＢＯＢＡＩＡＮＤＤＯＮＡＬＤＪＴ．Ｐｏｌｉｔｉｃｓａｎｄｌｉｆｅｃｈａｎｃｅｓｉｎａｓｔａｔｅｓｏｃｉａｌｉｓｔｒｅｇｉｍｅ：２０００，６５（２）：１９１－２０９．科学，２００９（２）：１６－１９．ｄｕａｌｃａｒｅｅｒｐａｔｈｓｉｎｔｏｔｈｅＵｒｂａｎＣｈｉｎｅｓｅｅｌｉｔｅ，１９４９ｔｏ１９９６［Ｊ］．Ａｍｅｒｉｃａｎｓｏｃｉｏｌｏｇｉｃａｌｒｅｖｉｅｗ，［Ｊ］．Ａｍｅｒｉｃａｎｓｏｃｉｏｌｏｇｉｃａｌｒｅｖｉｅｗ，１９９７，６２（３）：３６６－３８５．１３６０－１３８０．［３３］毕瑨，高灵芝．城市贫困代际传递的影响因素分析———基于社会流动理论的视角［Ｊ］．甘肃社会［３４］赵红霞，高培培．子代教育对中国农村贫困代际传递的影响———基于ＣＨＩＰ２０１３的实证分析［Ｊ］．教育学术月刊，２０１７（１２）：２６－３２．［３５］马文武，杨少垒，韩文龙．中国贫困代际传递及动态趋势实证研究［Ｊ］．中国经济问题，２０１８（２）：［３６］王宁，魏后凯，苏红键．对新时期中国城市贫困标准的思考［Ｊ］．江淮论坛，２０１６（４）：３２－３９．［３７］陈宁陆．中国城乡居民代际收入流动性及传递机制研究［Ｄ］．杭州：浙江大学，２０１８：５－１８．［Ｊ］．ＴｈｅＡｍｅｒｉｃａｎｅｃｏｎｏｍｉｃｒｅｖｉｅｗ，２００６，９６（４）：１３０８－１３２０．［３８］ＳＴＥＶＥＮＨ，ＧＡＲＹＳ．Ｌｉｆｅ－ｃｙｃｌｅｖａｒｉａｔｉｏｎｉｎｔｈｅａｓｓｏｃｉａｔｉｏｎｂｅｔｗｅｅｎｃｕｒｒｅｎｔａｎｄｌｉｆｅｔｉｍｅｅａｒｎｉｎｇｓ［３９］方鸣，应瑞瑶．中国城乡居民的代际收入流动及分解［Ｊ］．中国人口，２０１０，２０（５）：１２３－１２８．［４０］陈琳．中国代际流动性：基于食品消费与收入视角的研究［Ｊ］．南方经济，２０１４（３）：５２－６５．Ｓｔａｔｅｓ［Ｊ］．Ｓｏｃｉａｌｓｃｉｅｎｃｅｅｌｅｃｔｒｏｎｉｃｐｕｂｌｉｓｈｉｎｇ，２００９，２０（２）：１１０－１１９．究，２００６（５）：８５－１０６．［４１］ＩＲＥＮＥＹＨ，ＳＨＥＮＸＸ，ＨＯＫＷ．ＩｎｔｅｒｇｅｎｅｒａｔｉｏｎａｌｅａｒｎｉｎｇｓｍｏｂｉｌｉｔｙｉｎＳｉｎｇａｐｏｒｅａｎｄｔｈｅＵｎｉｔｅｄ［４２］李春玲．流动人口地位获得的非制度途径———流动劳动力与非流动劳动力之比较［Ｊ］．社会学研１３－２３．【责任编辑：于尚艳；责任校对：杨孟葳】·５７·２０２１年第２期Ｎｏ．２，２０２１华南师范大学学报（社会科学版）ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＮＯＲＭＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　（ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ）２０２１年３月Ｍａｒ．２０２１ＡＢＳＴＲＡＣＴＦｉｓｃａｌａｎｄＴａｘＳｕｐｐｏｒｔａｎｄＶｉｌｌａｇｅａｎｄＴｏｗｎｓｈｉｐＢａｎｋＰｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ：“ＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔＶｉｅｗ”ｏｒ“Ｄｅｐｅｎｄ⁃ｅｎｃｅＶｉｅｗ”—ＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍｔｈｅＰａｎｅｌＤａｔａｏｆ１１７７ＶｉｌｌａｇｅａｎｄＴｏｗｎｓｈｉｐＢａｎｋｓｉｎＣｈｉｎａ（ＨＥＧｕａｎｇｗｅｎ，ＬＩＱｉａｎ）Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｅｖａｌｕａｔｉｏｎｏｆｔｈｅｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｆｔｈｅｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔ