贫困代际传递的教育中介效应分析

　　摘 要：本文使用含有个体 14 岁时阶层认同、父母特征等回顾性调查的中国微观数据，引入人力资本积累作为中介变量分析贫困代际传递的渠道，研究童年期经历贫困的效应。结果显示：没有经历儿童贫困的收入分布占优于经历过儿童贫困的收入分布，这意味着儿童没有经历贫困比儿童普遍贫困的社会福利水平更高;童年期经历贫困显著地降低了成年后的收入水平，并使得成年后陷入贫困的概率显著增加;教育作为中介变量在贫困代际传递中起着重要作用，儿童经历贫困引致的低教育水平占成人后收入下降效应的比例为 20%左右，贫困线处于较高水平时，教育中介影响占贫困上升总效应的比例也在 20%左右，达到高中及以上教育水平并不能完全克服儿童期贫困的不利影响;教育中介效应存在着城乡异质性，城市贫困代际传递中教育中介效应占总效应的比值远远大于农村。

　　本文源自经济科学 发表时间：2021-02-20《经济科学》主办单位： 北京大学 。期刊级别：北大核心 CSSCI。期刊周期： 双月 。出版地点：北京市。国际刊号： ISSN1002-5839。国内刊号：CN11-1564/F。历史沿革： 现用刊名：经济科学 创刊时间：1979

　　关键词：因果中介效应 教育 贫困代际传递

　　一、引言与文献综述

　　儿童期贫困对其成人后的结果影响是学术研究和政策关注的焦点。2013 年中国绝对贫困儿童数量为 1 100 万，相对贫困儿童数量则高达 4 008 万(李晓明和杨文健，2018)。贫困会减少儿童受教育机会的可能性，同时，教育是摆脱贫困的主要途径之一。贫困对家庭生活和儿童成长后的所有方面都可能有不利影响。比如，一些研究表明(Duncan 等，1994; McLeod 和 Shanahan，1993)，儿童贫困不仅与辍学、低龄怀孕生育、精神及身体健康状况不佳、反社会行为有关，也与成年后的失业相关联。宋扬和刘建宏(2019)运用 CHARLS 生命历程数据构建度量每个个体儿童时期多维贫困的指标体系，并以此为基础量化分析儿童期多维贫困对后续人力资本积累、健康水平和劳动收入状况等方面的长期影响，结果显示，儿童期多维贫困对成年后健康状况、教育水平和就业收入都有显著的负向影响，而且随着贫困维度的提高，其对成年后的负面影响不断加深。儿童生活在贫困中的时间越长，他们的教育程度就越低，社交和情感功能就越差(Miller 和 Korenman，1994)。欧盟统计数据(Eurostat，2016)显示欧盟内 50.5%的儿童由于父母受教育程度低而面临贫困风险，父母受教育程度高的儿童陷入贫困风险的概率仅为 8%。

　　代际传递的经济学文献通常侧重于对父母及其后代的代际收入弹性估计(Becker和 Tomes，1979;孙三百等，2012)。贫困代际传递(持续)研究组成代际传递的一个特殊分支，它主要考察父母收入或经济状况对子女人力资本积累或劳动力市场的影响。Rosa等(2017)对西班牙的研究发现，个体完成的中等教育程度(以此来表示摆脱贫困)基本上由其在青少年时期的家庭状况来决定。Acemoglu和Pischke(2001)基于美国的微观数据研究发现家庭收入增加10%时，子女大学入学概率增加1.4%。Ermisch等(2004)使用英国1991 —1999年家庭追踪数据研究发现儿童期的父母失业使子代教育程度下降5%。Castañeda和 Aldaz-Carroll(1999)研究了个人达到中等教育水平作为贫困门槛的可能性，并强调了性别和父母的教育水平在贫困代际传递中的作用，该研究还发现，家中的孩子数量和对他们的投资(表明资源被剥夺)之间存在负向关系。Blanden等(2007)分析了以儿子为例的儿童期家庭收入和成年后收入之间的关联，探讨了教育、能力、非认知技能及劳动力市场经验在代际传递中的贡献，这些中间变量的流动系数估计通过分解方法得到。研究结论表明，教育在产生持久性方面起主导作用。认知和非认知技能都通过影响所获得的教育水平间接起作用，认知变量占代际持续性的20%，非认知变量占10%。Aldaz-Carroll和Morán(2001)认为收入和教育水平之间有双向关联，需要特别关注父母教育、种族、家庭人口结构和儿童早期照料经历等类因素，而非关注经济环境。

　　上述所列这些实证结论与Becker(1981)提出的儿童发展经济模型相吻合。经济资源丰富的家庭能购买对幼儿发展的重要“投入”(例如营养餐、安静的家庭学习环境、安全的社区环境)。而家庭低收入可能会限制父母在儿童成长期间购买高质量医疗保健和教育的能力。完成学业是劳动力市场成功的重要决定因素，也为整个生命历程中的健康奠定基础。家庭压力模型、家庭投资模型也为上述实证结果提供了良好的注解。贫困可能会导致家庭压力并对父母的情绪健康和心理健康产生负面影响，进而影响到儿童的行为和发育。换言之，不堪贫困重负的父母无法满足子女的情感、认知和照料需求(Conger，2002)。受过良好教育或经济资源丰富的父母则通过增加教育资料(如书籍)或教育活动(阅读)来保护孩子免受贫困的影响。家庭特征也可能通过一种称为社会选择的过程来影响贫困与儿童发展之间的关系(Conger和Donnellan，2007)，该观点假设父母特征的差异会引致收入差异，进而影响儿童的发展。例如，具有诚实、正直和可靠等亲社会属性的父母会将这些价值传递给他们的孩子，即使贫困到来这些优良品质的继承也可以为他们提供保护。

　　虽然已有研究认为儿童在贫困家庭中成长与其成年后低于贫困线的可能性紧密相关，但并不能确定其中的因果关系，比如这可能由同时与儿童贫困和后来结果相关的其他因素(家庭结构、社区影响和遗传因素)所驱使(Luna和Michela，2018)。Solon(2004)研究发现教育差异往往会在几代人之间持续存在，这种持续性解释了代际工资相关性的很大一部分。贫困持续存在可能由父母背景对儿童在正规(和非正规)教育中获得的认知技能影响所致。为此，理解认知技能发展与减少贫困之间的相互作用将有助于设计更有效的政策干预措施。儿童成长过程中的财务困难并不是其成年后结果的唯一决定因素，因其过程的复杂性，现实中研究者使用了不同的模型评估方法(Luna和Michela，2018)。兄弟姊妹差异模型和工具变量模型是其中的代表性方法，兄弟姊妹差异模型的估计值并非无偏，因为儿童的一些特定因素仍可能会导致潜在偏误，而且估计样本是特定类型的家庭。工具变量模型的难点在于找到一种能确定儿童贫困同时对结果变量无直接影响的工具变量，工具变量的难获得性导致弱工具变量偏误问题。其实，在研究贫困代际传递估计中还需要解决时间测度问题及遗漏变量问题。Barker(1988)认为儿童认知和社交技能的发展是一个耗费时日的过程，比如青春期的成就不仅是青春期经济条件的产物，还可能是童年早中期甚或产前期经济条件的产物。如果童年期家庭收入不稳定，收入效应模型就会存在偏误，大量证据表明家庭收入确实不稳定，因此追踪观察家庭收入在塑造儿童福祉方面的作用至关重要。即使家庭收入在整个童年时期能得到很好的衡量，也难以分离家庭收入的因果影响，因为有很多因素可能同时影响家庭收入和儿童福祉。父母的认知能力是一个很好的例子，具有较高认知能力的父母在劳动力市场上通常更为成功。与此同时，他们更有可能为孩子提供更高质量的学习环境，此方面的投入不存在预算约束。Blau(1999)、Mayer(1997)等研究发现一旦对遗漏变量偏差进行纠正，家庭收入的影响将大幅减少。

　　本研究讨论了如下问题：童年期经历的贫困会导致成人后贫困吗?如果是这样，教育在其中扮演了何种角色?本文重点放在童年时期经历贫困的效应研究上，因为这部分人群是反贫困、社会援助和社会保护计划干预的目标群体。本文的边际贡献在于，使用含有个体 14 岁时的阶层认同、父母特征等回顾性问题的中国微观数据，基于潜结果模型框架引入了人力资本积累作为中介变量分析贫困传递的渠道，量化了童年期经历贫困的效应。结果显示：童年期经历的贫困显著地降低了成年后的收入水平，并使得成年后陷入贫困的概率增加，教育在贫困代际传递中起着重要作用，城市人力资本积累的中介效应占总效应比值远远大于农村。

　　本文结构安排如下：第二部分为方法与数据介绍;第三部分是包含儿童期贫困对成年后的收入及贫困影响、儿童期贫困及教育的分布、教育的中介效应、稳健性及敏感性的实证结果;最后是结论。

　　二、方法与数据

　　(一)估计策略

　　本文使用 Rubin(1974，1978)提出的因果推断潜在结果方法。假设有 N 个个体： i=1,…,N。Ti 表示儿童在贫困家庭中成长(Ti =1，称为处理组)，或儿童不在贫困家庭中成长(Ti =0)。对每个个体而言，我们可观测到一些预处理变量 Xi ，贫困及非贫困家庭中儿童的结果变量 (0) Yi 、 (0) Yi ，处理组的平均处理效应(ATT)为： | 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)

　　假设在给定变量 X 情况下，p(X)代表在贫困家庭中成长的比率 p( ) Pr( 1| ) X T Xx    ET X x [| ]。按照 Rosenbaum 和 Rubin(1983)的方法，如果潜在结果 (0) Yi 在给定 X 情况下独立于处理分配，它也独立于 p( ) X ， (0) | ( ) Y T pX i ii  ，对于给定的倾向值，接受处理可被视为是随机的，即贫困和非贫困儿童平均观测相同，此时的 ATT 效应可写成如下形式： ( )| 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)

　　为分析这种平均效应背后的机制，本文使用因果中介效应模型。中介效应分析旨在量化特定机制处理的效果，这种特定机制是人力资本积累(Luna 和 Michela，2018)。假设 ( ) Mi t 代表个体 i 在处理 T=t 时中介变量的潜在值， (, ) Y tm i 代表在 T=t、M=m 时的潜在结果，可 137 观测的结果 ( , ( )) YTM T ii ii 依赖于处理状态和中介变量值。与平均处理效应识别不同，在中介效应模型中，识别直接和间接效应需要更强的假定,即所谓的次序忽略性(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)式对于 t=0、t=1， Pr( | 1, ) 0 M mT X x i ii    、 Pr( 1| ) 0 T Xx    ，(3)

　　(3)、(4)式对于 t=0、t=1， Pr( | 1, ) 0 M mT X x i ii    、 Pr( 1| ) 0 T Xx    ，(3)式是标准的无混淆假设：在给定预处理变量条件下，处理分配独立于潜在结果变量和潜在中介变量;(4)式表明中介变量的忽略性，即那些具有同贫困状态、同可观测特征的个体，其教育水平可视为是随机分配的。为估计平均因果中介效应(average causal mediation effect，ACME)和平均直接效应(average direct effect，ADE)，本文首先估计潜在的结果和中介变量。当中介变量为二元哑变量(教育是否达到高中及以上程度)时，使用 Probit 模型进行估计： * 1{ 0} M M i i   (5)

　　(5)式中， * M TX i i ii 22 2      。当结果变量为连续型(家庭人均收入)时，使用如下线性模型： Y T TM M X i i ii i i i      33 3      (6)

　　(6)式中如果结果变量为二元哑变量(成年人贫困)，使用 Probit 模型进行估计， * 1{ 0} Y Y i i   ，其中 * Y T TM M X i i ii i i i 33 3          ，(6)式中引入的处理和中介变量的交叉乘积项可考察教育对收入的效应是否与儿童期在贫困环境中成长有关。在 SI 假定下，潜在结果的估计形式如下： 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。平均因果中介效应(ACME)、平均直接效应(ADE)分别通过下式来估计(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)数据

　　2015年中国综合社会调查(CGSS)数据于2018年1月1日在中国国家调查数据(CNSDA)的官网上发布。该调查覆盖了全国除西藏、海南、新疆之外的28个省/市/自治区478个社区，在村、居层面采用基于地图地址的抽样方法，问卷调查过程中采用了基于电脑辅助面访技术(CAPI)的问卷调查系统，一共完成个人问卷调查10 968份。Chetty等(2014)研究表明，在32岁以后测量儿童收入时，衡量代际流动性的生命周期偏差可以忽略不计。为使感兴趣的结果在生命期内保持一定程度的同质性，我们将样本限制在35—55 岁工作年龄的个体。剔除存在缺失值和无效值的样本后获得有效样本数据3 984份。本研究把儿童期经历过贫困定义为14岁时家庭处于社会的最底层。①成人后的结果变量包括受访者收入对数、受访者是否贫困(贫困线定义为2$PPP);中介变量为完成高中及以上教育的概率。其他控制变量还包括受访者的出生年份、性别、身体健康状况、14岁时是否为单亲、父母亲的出生年份、父母亲的教育程度、父母亲的单位类型、父母亲的职务级别等变量，具体的变量定义及描述统计、控制变量检验分别参见表1、表2。

　　受访者 14 岁时家庭贫困的比例为 22.59%，在这些经历过儿童期贫困的个体中，更多的是单亲家庭;经历过儿童期贫困的其父母的教育程度也比较低，比如，没有经历过儿童期贫困的其父、母教育程度为初中以上的比例分别比经历过儿童期贫困的其父、母教育程度高 13%、7%。比较有趣的是，个体教育程度是否为高中以上的检验中除在单亲家庭这个变量上没有差异以外，在其他变量上均呈现出较为显著的差异，比如个体完成高中以上教育的其父、母完成初中以上教育的比例分别为 45%、28%，比个体没有完成高中教育的其父、母分别高出 30%、23%。再比如，个体没有完成高中以上教育的其父、母其自雇比例分别为 77%、82%，比个体完成高中教育的其父、母自雇比例分别高 36%、35%。个体完成高中以上教育程度的其父、母担任行政职务的较多。表 2 还显示，经历过儿童期贫困的个体成年后身体不健康的比例较高，个体教育程度是否为高中以上在身体健康状况这个变量表现出了显著的差异，完成高中教育程度的成年个体其身体不健康的比例较低。

　　三、实证分析

　　(一)个体儿童期贫困对成年后的收入及贫困影响

　　3 报告了使用纠偏匹配方法(Abadie 和 Imbens，2002，2006)①来消除相关偏差的 ATT 效应，为检验结果的稳健性还使用双重稳健方法进行了估算。

　　表 3 显示，个体儿童期经历的贫困使得成年后的家庭人均收入显著下降，成年后的贫困呈现显著的上升。至于中间结果，ATT 效应显示个体儿童期经历的贫困使完成高中及以上教育的概率显著下降。纠偏匹配方法和双重稳健方法计算出的方向、程度差异不大。城乡分组结果显示，儿童期经历的贫困使得农村个体的收入下降程度更大，儿童期经历的贫困对城乡个体的高中以上教育呈现较为显著的抑制作用，儿童期经历的贫困对城市个体贫困则表现出了不显著的正号。

　　(二)教育的中介效应

　　前文分析表明，经历过儿童期贫困的个体获得高中及以上教育程度的概率下降，教育程度为高中以下的个体其收入比高中以上教育程度的个体收入低，这种现象是否反映了人力资本积累这种中介角色呢?为此，我们使用中介效应模型分析教育在代际贫困传递中的作用，即通过降低高中毕业的可能性来研究儿童期经历贫困是否会导致成年后收入水平的 下降。本文的中介变量为是否完成高中及以上教育，结果变量则是成年后的收入水平及陷入贫困的风险。本文首先基于(5)式模拟经历过和没有经历过儿童期贫困的个体获得高中及以上教育程度的概率，然后基于(6)式模拟潜在结果(贫困风险模型使用 Probit 模型)。表 4 报告了平均因果中介效应、平均直接效应及平均总效应。①

　　表4的全部样本结果显示，总的收入效应为-0.3454，陷入贫困风险的效应为0.0398;教育水平降低即接受高中教育的概率下降对收入下降、贫困增加的直接效应分别为 -0.2724、0.0368，中介效应分别为-0.073、0.003。收入下降、贫困增加的总效应中分别有 21.14%和7.56%可归因于教育的降低，即贫困家庭成长的孩子其教育水平的降低分别占成人后收入下降、贫困上升总效应的20%左右和近10%。这也说明儿童期贫困对成年后收入及贫困的影响更多地表现为直接影响，其通过影响教育继而影响成年后收入及贫困的中介影响相对较弱。教育在贫困代际传递中具有一定的复制原有家庭等级的功能，但这种复制功能相对较弱。总样本收入、贫困中的直接效应、中介效应、总效应都在1%的统计水平上显著。另外，随着贫困线的提高，中介影响占总影响的比例也在提高，比如当贫困线为 10$PPP时，总样本中介效应占总影响的比例为22.5%。

　　城乡分组样本显示，城市贫困家庭成长的孩子其教育水平的降低占成年后收入下降、贫困上升总效应的比例比农村大，这从另一个侧面说明城市教育人力资本积累一旦受到阻碍，其在贫困代际传递中发挥的不利贡献将比农村更强，也说明城市人力资本积累受阻后，纵向的阶层移动阻碍将更严重;由于有土地做最后的保障，加之即使农村出身的高学历个体由于家庭社会资本缺乏导致其在劳动力市场上并不占优，农村教育人力资本积累的弱化对贫困代际传递作用相应也较小。表 4 最后一列贫困线为 2$PPP 的贫困分析显示，农村中介影响占总影响的比例为只有 0.6%，且中介效应的统计上并没有显著性。当然，在贫困线增加到 10$PPP 时，总样本中的结果变量贫困分析涉及的总效应、直接效应、中介效应在1%的统计水平上显著，城乡分组样本中的结果变量贫困分析涉及的总效应、直接效应、中介效应也都比较显著，其他结论不变。本文教育人力资本的传导机制还应综合不同因素来进行解释，比如虽然受数据所限，本文的教育以受教育程度来衡量，但教育质量的作用不容忽视。再如，贫困状况从父母传给子女的程度也取决于教育投资和这些投资的回报率的综合影响，教育的财政支持及在劳动力市场上获得的报酬也很重要，而这又会受到儿童成长中的社会及市场运行方式的影响。总之，父母贫困可能与较低的健康、营养和住房水平有关，所有这些都会影响儿童的发展及其未来的收入。此外，家庭和社会环境是塑造信仰和价值观的地方，这些可能会影响儿童对未来工作、健康和家庭的态度。

　　(三)中介效应的敏感性分析

　　非混淆假设及次序忽略性(SI)假设是否满足与数据质量有较强关系，如果有不可观测的混淆因素同时影响教育水平和收入水平，SI 假设不再成立，平均因果中介效应和平均直接效应的估计也不再有效。比如，预先存在的认知或非认知问题可能会降低高中毕业的可能性、降低收入水平的可能性。为了处理违反 SI 假设的情况，本文通过敏感性分析来评估未观察到的混杂因素的作用。

　　在敏感性分析中假设(5)、(6)式的误差项 i2  、 i3  ( 2 3 3 var i    )分别服从标准正态分布、正态分布，即 2 (0,1)  i  N 、 2 3 3 (0, )  i  N  ，并假设 2 3 (,) i i   服从均值为 0、协方差为 2  3 的二元正态分布(  为两误差项之间的相关系数)。在这些假设基础上中介效应可作为  的函数来考察，当  为 0 时，SI 假设成立，即中介模型和结果模型的误差项之间没有关联，否则当  不为 0 时 SI 假设不再成立。在本研究中平均因果中介效应等于 0 时的  值为 0.3，  的符号为正，说明不可观测的混淆因素同方向地影响着教育和收入，这也意味着如果适度违反 SI 假设真正的中介效应可能为 0。

　　上述参数本身很难直接解释，我们换一个方法对其进行分析，即采用敏感性与 2 R 这个判断系数相结合的方法。混淆因素Ui 存在时，中介模型及结果模型的误差项 ij   , 2,3 ij   j i U j    为Ui 的函数。其中， j 为每个方程的未知参数。此时的敏感分析是基于中介模型和结果模型中混淆因素解释的部分占原始方差的比例来进行的。 2 ˆ RM  2 2 {var( ) var( )} / var( )   ii i   M 、 2 3 3 ˆ {var( ) var( )} / var( ) RYi i i     Y ，该设计中  为不可解释方差的函数， 2* 2* 22 33 1 var( ) / var ; 1 var( ) / var R R M i iY i i       。平均因果中介效应与判断系数 2 R 之间的关系可表示为中介变量和结果变量的 2 R 的乘积，对于不可解释的方差而言， * * 2 3 sgn( )    RM RY 、对于原始方差而言， 2 2 2 3 ˆ ˆ sgn( ) / (1 )(1 )     RM R RR Y MY (Hicks 和 Tingley，2011)。

　　表 5 的结果显示，如果前述结论改变， 2 ˆ RM 、 2 ˆ RY 都必须非常高，说明中介效应对收入的影响在偏离 SI 假设时仍十分稳健。当然，此处的稳健性分析仍不能解决中间混淆因素的影响问题，比如儿童期的贫困可能引致健康低下，健康欠佳可能会负向影响更高的教育程度及更好的工作概率，此时估计的非直接效应会有偏误。

　　相对于因为家庭贫困导致教育低，从而导致个体成年之后收入低或者贫困发生率高，人们其实更加关注的是对于家庭贫困的人来说，接受较高的教育之后是否能够摆脱贫困，即我们更关注的是“教育能否改变命运?”这个问题。为此，这里仅仅将 14 岁时家庭贫困的人口作为研究对象，来分析那些获得了更高教育程度的人在成年之后贫困发生率的情况，分析结果显示：当使用 2$PPP 的贫困线时，教育程度为初中及以下、高中毕业、大专以上个体的贫困率分别为 8.74%、4.49%、0，当使用 5$PPP 的贫困线时，教育程度为初中及以下、高中毕业、大专以上个体的贫困率分别为 26.5%、 12.3%、0，这说明教育在改变个体命运方面发挥着举足轻重的作用。

　　四、结 论

　　儿童时期是个体成长和发展的重要时期，也是生命周期中比较脆弱的阶段，该阶段的成长经历可能会对人的一生产生至关重要的影响。本文使用含有个体14岁时的阶层认同、父母特征等回顾性问题的中国微观调查数据，引入人力资本积累作为中介变量分析贫困代际传递的渠道，研究童年期经历贫困的效应。结果显示：没有经历儿童期贫困的收入分布占优于经历过儿童期贫困的收入分布，这意味着儿童没有经历贫困比儿童普遍贫困的社会福利水平更高;童年期经历贫困显著地降低了成年后的收入水平，并使得成年后陷入贫困的概率增加;教育作为中介变量在贫困代际传递中起着重要作用，儿童经历贫困引致的低教育水平占成年后收入下降效应的比例接近20%，贫困线处于较高水平时，教育中介影响占贫困上升总效应的比例也接近20%，达到高中及以上教育水平并不能完全克服儿童期贫困的不利影响;教育中介影响存在着城乡异质性，城市贫困代际传递中教育中介效应占总效应的比值远远大于农村。

　　本文结论的政策含义是，在当前扶贫攻坚背景下，剖析儿童贫困的成因、制定儿童贫困的维度和识别标准，是解决复杂的儿童贫困问题的首要环节;公共财政发挥应有的职能，为儿童提供有质量的受教育机会，这对摆脱家庭贫困、切断贫困代际恶性遗传链、促进社会公平均有积极意义。这些措施与Solon(2004)的建议相合，即政府应进行累进性教育投资而非由次优的父母教育投资来促进代际流动;平衡城乡资源、推进教育公共服务均等化也是反儿童贫困、打破贫困代际传递怪圈的题中应有之义。

　　其他一些因素也可能驱使儿童期贫困对个体成年后的结果有影响，比如父母贫困可能与较低的健康、营养和住房水平有关，这些又都会影响儿童发展及其未来的收入。再比如，心理学方面的研究表明收入可能会影响诸如父母情绪之类的家庭心理过程。流行病学理论认为儿童期代表了社会过程嵌入生物学的敏感时期，比如与低收入相关的压力因素可能改变生物系统。不幸的是，低收入家庭的儿童遭受虐待的可能性更高，经历更多紧张的生活事件，例如父母不和和居住不稳定等。总之，家庭和社会环境是塑造信仰和价值观的因素，这些可能会影响儿童对未来工作、健康和家庭的态度。上述因素的深入分析构成了未来的研究内容。个人往往会将自己当前的经济窘迫问题归因为小时候家庭贫困导致受教育程度不高，为自己的“无能”寻找借口，因而会高估儿童时期的贫困发生率。由于儿童期社会地位赋分存在测量误差，本文计算出的效应值充其量是一个上限值，测量误差的存在构成了本文的不足之一。