Page 233 - 《社会》2026年第3期

社会·2026·3

（接表 4）
贫困代际传递
变量
模型 1 模型 2 模型 3 模型 4 模型 5
父代下岗前岗位类型（参照组为管理者、办
公室一般工作人员、专业/技术工作者）
0.035 0.149 0.045 0.040 0.288
技术工人
（0.658） （0.722） （0.729） （0.690） （0.699）
0.421 0.644 0.635 0.171 0.381
非技术工人、其他
（0.605） （0.696） （0.704） （0.659） （0.666）
-0.493 *** -0.422 ** -0.480 *** -0.640 *** -0.586 ***
子代性别
（0.175） （0.180） （0.179） （0.188） （0.195）
子代兄弟姐妹数量（参照组为 0 人）
1.580 *** 1.575 *** 1.491 *** 1.817 *** 1.720 ***
1 人
（0.203） （0.204） （0.206） （0.222） （0.228）
2.717 *** 2.644 *** 2.608 *** 2.802 *** 2.578 ***
2 人
（0.271） （0.271） （0.272） （0.295） （0.298）
省份 略 略 略 略 略
-1.870 ** -3.482 *** -1.833 ** -0.448 -1.826 *
常数项
（0.791） （0.955） （0.803） （0.797） （0.992）
Pseudo R 2 0.177 0.190 0.198 0.245 0.282
样本量 1 093 1 093 1 093 1 093 1 093
注：1. *** 表示 p < 0.01，** 表示 p < 0.05，* 表示 p < 0.1；2. 括号内为稳健标准误。

家庭产生贫困代际传递的可能性更小，假设 1b 得到验证。 因此，本文接
下来将重点分析医疗保险以及社会救助和社会福利政策对下岗家庭贫
困代际传递影响的机制和链条。
2. 稳健性检验
本文进行了广泛的稳健性分析， 以避免测量误差和遗漏变量可能
带来的内生性问题。 首先，为了检验子代贫困状况的稳定性和持续性，
本文将基准回归模型中的因变量即通过收入测量的子代贫困分别定义
为子代在成年后任意 1 期调查的收入低于低保标准和各期调查的平均
收入低于相应年份平均低保标准。 从表 5 第 1 列和第 2 列模型来看，医
疗保险、 社会救助和社会福利均显著降低了子代任意 1 期贫困和多期
贫困状况，这与基准回归模型的结果一致。 同时，本文将因变量替换为
子代就业状况。 由于CHNS 数据对子代生命历程的追踪期相对较短，采

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