西北干旱区内陆河流域公众的水资源感知及节水意向

　　摘要

　　丰裕的自然资源不仅与地区经济绩效紧密相关，而且也会对社会代际流动产生显著的影响。本文梳理了自然资源禀赋与社会代际流动性之间的内在机理，利用2016年中国家庭追踪调查数据(CFPS)检验了自然资源禀赋对社会代际流动性的影响。实证结果显示：①自然资源禀赋对社会代际流动性起到了抑制作用，在社会流动视角下支持了“资源诅咒假说”。居住并成长于矿产资源区使得受访者的职业阶层实现向上流动的概率下降了约22%，以受教育年限衡量的代际教育流动水平下降约3 a，并且降低了受访者对自身社会流动的主观评价。②异质性分析表明，矿产资源对农村居民代际流动的负向冲击远大于对城镇居民的影响。经济发达省份在社会代际流动中面临的资源诅咒效应略高于欠发达地区，但二者并不具有显著差异。③通过构建受访者与其祖父辈家庭成员相互配对样本，初步证实了资源诅咒效应的持久性影响。本研究蕴含的政策启示包括：第一，推动现代制造业、服务业发展，摆脱对资源型产业的依赖，从而创造以高技能型劳动力为主的岗位需求，这有利于提高教育投资的回报率，鼓励人力资本投资，改善社会代际流动性。第二，优化财政支出结构，加大对教育的投入力度、改善公共教育质量。应当重视农村地区、偏远乡镇的教育、医疗等公共服务的供给质量，这些地区的居民实现向上社会流动还具有巨大的提升空间。第三，逐步放开户籍制度对于劳动力迁移、流动的限制，鼓励技术创新、大众创业，重视营商环境建设，遏制寻租腐败活动，通过构建包容性的经济增长路径来拓宽社会阶层流动渠道。

　　关键词 自然资源禀赋;社会代际流动性;资源诅咒假说;包容性增长

　　中图分类号 F062.1 文献标识码 A 文章编号 1002-2104(2019)11-0158-09 DOI：10.12062/cpre.20190602

　　《国土资源遥感》(季刊)创刊于1989年，是由国土资源部主管，中国国土资源航空物探遥感中心主办的技术性刊物。该刊以促进遥感技术发展，加强遥感技术交流，推动遥感技术应用为办刊宗旨，贯彻学术性与技术性相结合，突出技术应用，兼顾理论探讨。

　　改革开放以来，社会公众普遍受益于持续、高速的经济增长所带来的改革红利。特别是十八大以来，贫困人口持续减少，城乡低收入群体的社会保障体系日益完善，收入差距扩大的趋势得到了一定的缓和。但不可否认的是，社会阶层日益结构化，社会流动渠道趋于收窄，阶层的代际传递现象浮现[1]，这些都是我国现阶段发展过程中需要正视的社会问题。理解引致社会代际流动水平下降的原因是破解该问题的基本前提。Auty[2]最初提出的“资源诅咒假说”，泛指自然资源对国家或地区经济绩效的不利影响。后续的研究则將资源诅咒效应拓展至其它社会现象，探讨了资源禀赋与收入差距、人力资本投资不足、财政支出结构扭曲以及寻租腐败活动等之间的关系。尽管上述由资源禀赋所引致的社会问题与社会代际流动具有紧密的内在联系，但是鲜有文献从实证上分析自然资源禀赋对社会代际流动的影响。基于此，借助2016年CFPS数据对资源禀赋与社会流动之间的关系展开分析，并试图回答以下问题：自然资源禀赋对社会代际流动性是起到抑制还是提高的作用?若存在影响，那么该影响效应呈现出怎样的异质性特征?本文梳理了资源禀赋影响社会代际流动的内在机理，从代际职业流动、代际教育流动和主观评价三个方面考察了矿产资源禀赋对社会代际流动性的影响。本研究通过对自然资源禀赋与社会代际流动之间关系的探讨，期望为改善社会流动、构建包容性经济发展路径的公共政策提供决策参考。

　　1 文献综述

　　1.1 资源诅咒假说

　　20世纪60年代以来，一些资源丰裕的经济体陷入到“资源优势困境”当中，经济增长在低水平徘徊。与此同时，部分资源贫乏的经济体却保持了高速增长并且完成了工业化，这引发了学界关于资源禀赋与经济增长之间关系的讨论。Auty[2]由此提出了“资源诅咒假说”，指一个国家或地区拥有丰富的自然资源往往会对其经济增长产生不利影响。该领域的研究大体沿着以下三条研究进路推进：其一，在概念上对“资源丰裕度”和“资源依赖度”进行区分。研究表明，资源丰裕度有益于长期经济增长，但资源依赖度则会显著地降低经济增长率[3]。但也有文献发现，资源依赖度与长期经济增长之间的负向关系并不成立[4]。其二，由跨国比较研究转入到对一国内部各区域之间经济绩效差异的分析。例如，Papyrakis[5]利用美国1986—2001年州际数据发现，那些资源依赖度更高的州经历了更低的经济增长率。其三，现有文献还探讨了资源禀赋对收入差距、技术创新以及战争活动等其它维度的影响[6]。基于内生增长理论，资源禀赋对人力资本积累、制度质量、技术创新等要素的挤出效应，构成了资源依赖度与经济增长之间负向关系的内在传导机制。

　　就中国而言，早期利用省际数据的实证研究支持了资源诅咒假说[7-9]。与之相反，利用地市层面数据却发现资源诅咒效应并不成立[10-11]，并且方颖等[11]发现地区资源丰裕度对周边城市具有正向溢出效应。但是，宋瑛和陈纪平[12]认为在区域分割和政府主导经济发展的背景之下，“资源福祉效应”会被限定在行政区域之内。近期的文献探讨了资源诅咒效应的生成机制。归纳起来，自然资源禀赋会通过“挤出机制”和“制度质量机制”来扭曲经济绩效。挤出机制指对人力资本投资、技术进步、FDI以及民营经济活动等关键要素的挤出[7-8，13-14]，制度质量机制则强调了寻租活动阻碍经济增长[7，15]。越来越多的研究在分析如何规避资源诅咒效应时都强调了人力资本积累、提高要素市场配置效率、鼓励技术创新、发展制造业以及扩大对外开放的重要作用[13，16-18]。此外，部分文献考察了油气资源[19]、资源型产业集聚度[20-21]与经济绩效之间的关系。丁从明等[22]利用2010年CFPS调查数据，从收入差距视角证实了资源诅咒效应。

　　1.2 社会代际流动性

　　通常来讲，社会代际流动特指子代相比于父代而言在经济收入、职业类型、受教育年限等特征上的代际变化。社会学领域内的研究主要基于社会分层理论来考察代际流动状况。大部分文献通过分析社会阶层结构特征、代际职业流动与继承趋势，认为我国正经历着迅速的社会阶层分化[1]。经济学领域内的研究则主要是以代际收入流动为考察对象。我国的代际收入弹性偏高，但各项研究的估计系数大小存在显著差异[23]。

　　已有关于社会代际流动影响因素的研究可以归纳为如下两个方面。其一，基于“地位获得模型”，将影响因素划分为了“先赋性因素”和“自致性因素”，前者是指家庭背景等先赋性特征在子代社会流动中所起到的作用，后者则强调了個体自身的人力资本特征对于社会流动的影响。近期，大部分基于微观调查数据的研究发现，父代社会资本、受教育水平以及家庭财富等先赋性特征在子代的受教育水平、职业阶层地位获得上起到了显著的促进作用，代际继承特征突出[24-26]。与之不同的是，也有研究认为父代先赋特征对子代的影响正呈现出逐渐减弱的趋势[27]。

　　其二，从制度主义的视角出发，部分文献探讨了我国转型时期的制度安排对社会代际流动性的影响。以户籍制度为例，已有文献讨论了城乡户口类型对职位获得、收入水平以及受教育年限的影响[28-29]，户籍在一定程度上抑制了社会代际流动。在其它公共政策方面，周波和苏佳[30]发现通过增加县级财政教育支出能够显著地降低代际收入弹性，教育事业费用支出的增加有助于弥补低收入家庭对子代教育投资的不足。

　　1.3 资源禀赋与社会代际流动

　　可见，已有文献在讨论社会代际流动性的影响因素时，尚未提及资源禀赋对社会代际流动性的作用。结合资源诅咒效应的生成机制，我们认为资源禀赋至少可以通过以下几条路径建立与社会代际流动性之间的内在联系。

　　其一，教育挤出机制。已有研究表明人力资本具有显著的代际继承性，父代受教育年限的增加会提高其子女的受教育水平[31]。并且，父代对子代的教育投资也是影响代际教育流动的关键因素[32]。给定这一结论，考虑到受资源诅咒效应影响的地区通常具有更低的人力资本水平，并且会形成对教育投资的挤出。因此，资源禀赋可能会通过影响父代受教育水平和父代对子代教育投资这两个渠道来影响代际教育流动水平。此外，资源诅咒效应也可能会通过扭曲财政支出结构中的教育支出占比的渠道来影响代际教育流动[30]。

　　其二，职业锁定机制。资源型产业集聚会对制造业的发展形成挤出效应，产出结构以初级产业部门为主，这也是资源诅咒效应得以形成并自我强化的重要机制[33]。因此，大量的劳动力被锁定在初级产品部门当中，从而降低了代际职业流动水平。并且，初级产品部门的扩张并不会引致对高技能型劳动力的岗位需求，教育投资的回报率下降，对教育投资的挤出强化了资源禀赋对职业流动的不利影响。

　　其三，收入降低机制。一方面个人收入受到教育水平、职业类型的直接影响，资源禀赋对教育流动、职业流动的不利影响也会传导至收入流动;另一方面，在代际收入流动理论模型中，健康状况作为人力资本特征之一，也会对代际收入流动产生直接影响。而现有文献已经从公众健康的视角证实了资源诅咒效应[34]。

　　基于上述讨论，本文预期在社会流动视角下资源诅咒效应依然成立，也即自然资源禀赋会显著地降低社会代际流动性。

　　2 数据、变量与均值检验

　　2.1 数据

　　本文所使用的数据来自于2016年中国家庭追踪调查(CFPS)，该项调查涵盖了全国25个省级行政单位，约15 000户实际样本规模，从个体、家庭以及社区层面上反映了中国社会、经济、人口等方面的变迁。本文使用CFPS数据主要基于以下两点理由：第一，CFPS记录了受访者及其家庭成员的职业状况、最高学历等特征，这为我们从职业阶层、受教育水平的视角来评估代际流动性提供了数据来源。第二，CFPS记录了受访者所居住社区拥有矿产资源的状况，这使得利用微观数据来对资源禀赋与社会代际流动性之间的因果关系进行实证检验成为可能。另外，我们将受访者居住地与人口普查中的“采掘业从业人数比重”相匹配，获得刻画资源禀赋状况的另一常用指标，以此来进行稳健性测试。

　　借助CFPS数据库，我们构造了受访者与其父亲、母亲相互配对的数据集，以此来比较两代人在职业类型、受教育年限等特征上的差异。需要说明的是，在回归分析中，我们剔除了那些在调查时仍然处于上学阶段的受访者，以此来克服潜在的衡量偏误问题。

　　2.2 变量

　　2.2.1 被解释变量：社会代际流动性

　　本文的被解释变量为社会代际流动性，也即受访者与他们的父亲、母亲相比较而言所呈现出的社会流动状况。基于已有研究[35]，我们分别从“代际职业流动” “代际教育流动”以及“感知的社会流动”三个方面来刻画社会代际流动性。

　　(1)代际职业流动。本文分别计算了受访者与其父亲、母亲在“职业社会经济指数(ISEI)”和“职业社会声望(SIOPS)”上的差值，所得到的差值越大，则表明受访者实现向上社会流动的程度越高。此外，我们还依据EGP职业分类码比较了代际之间的职业阶层差异。若子代相比于父代的职业阶层实现了向上流动，则赋值为1;若代际间的职业阶层保持不变或者向下流动，则赋值为0。

　　(2)代际教育流动。本文基于个体的最高学历计算了代际之间的受教育年限差值，也即受访者与其父亲、母亲的受教育年限的差值，所得到的差值越大，则意味着子代在人力资本层面上实现向上代际流动的程度越高。

　　(3)代际主观评价。本文计算了受访者与其父母感知的社会流动之间的差异，包括了当前感知的和预期的社会流动性两个方面。当前感知的社会流动等于受访者在“收入高低” “社会地位高低”以及“工作整体满意度”三个方面主观评价的均值，若受访者当前感知的社会流动数值高于其父亲或母亲相应变量的数值，那么则赋值为1，反之则赋值为0。预期的社会流动性等于受访者对“自己未来和前途的信心程度”取值，若受访者预期的社会流动性高于其父亲或母亲的数值，那么则赋值为1，反之则赋值为0。

　　2.2.2 关键解释变量：矿产资源禀赋

　　本文的关键解释变量为受访者居住地的资源禀赋状况，CFPS记录了被调查地区是否属于矿产资源区的情况，其中居住于矿产区的受访者取值为1，反之则取值为0。我们还使用了受访者居住地所隶属县(区)的“采掘业从业人數占全部就业人数的比重”作为衡量指标，这也是目前研究资源诅咒效应常用的度量指标之一[17]。采掘业从业人数比重数据来源于《2000年全国人口普查分县统计资料》，这主要出于以下两方面的考虑：其一，在历次人口普查资料中，按县(区)统计的采掘业从业人数最早可追溯至2000年;其二，相比于2010年人口普查资料，使用2000年的采掘业就业比重在一定程度上反映了该县(区)“初始”状态的矿产资源状况。

　　2.2.3 其他控制变量

　　本文在回归方程中还囊括了一系列的控制变量。在个人特征方面，选取了受访者的年龄、性别、民族、户口状况、年收入水平、子女数量、兄弟姐妹数量以及政治面貌。在家庭特征方面，除了年收入水平、家庭成员人数之外，我们还加入了受访者父亲或母亲的特征变量，包括了他们的年龄、性别以及政治面貌。在社区特征方面，我们选取了受访者居住地所属的城乡类型、常住人口数、人均纯收入、是否为少数民族聚居区以及该居住地到县城的通勤时间。

　　2.3 均值检验

　　表1对社会代际流动性进行了均值检验，以初步考察矿产资源与社会代际流动性二者之间的关系。按照是否属于矿产区分类的样本中，子代与其父代的社会代际流动性在均值上存在显著差异，非矿产区的受访者实现向上流动的程度高于矿产区的平均水平。以代际教育流动为例，居住于非矿产区的受访者相比于其父母的受教育年限而言提高了约5 a，而居住于矿产区的受访者仅比其父母高出约2 a。我们还将各类社会代际流动变量对受访者居住地是否属于矿产区进行二元回归得到了关键解释变量的点估计值，其中加入了省份虚拟变量以控制地区固定效应。从估计系数的符号方向和显著性水平来看，拥有矿产资源显著地降低了受访者向上社会流动的水平。

　　3 实证分析

　　3.1 计量模型

　　为识别矿产资源禀赋对社会代际流动性的影响效应，

　　建立计量模型(1)式：

　　Yij=α+βRij+δXij+λp+εij (1)

　　其中，被解释变量Yij表示居住于j地区的受访者i与其父亲或者母亲相比的社会代际流动性，具体包括了代际职业流动、教育流动以及主观评价三个方面。关键解释变量Rij为虚拟变量，当受访者居住地属于矿产资源区时取值为1，反之则取值为0。如前所述，我们还使用了受访者居住地所隶属县(区)的“采掘业从业人口占比”作为衡量矿产资源状况的指标，以此来进行稳健性测试。Xij表示其它可能影响受访者社会代际流动性的控制变量，其中包括了个体、家庭以及社区三个层面的特征变量。此外，α为常数项，λp表示省份虚拟变量，用以控制不随时间变化且难以观测的省份固定效应。εij为随机扰动项，用以控制其它可能影响社会代际流动性但没有被该模型捕获的因素。最后，考虑到可能存在的序列相关问题，本文将报告社区(村/居)层面的聚类标准误。

　　3.2 基准结果

　　表2呈现了基准模型的估计结果。在第(1)～(3)列中，被解释变量分别为代际之间的职业社会经济指数(ISEI)的差值、职业社会声望指数(SIOPS)的差值以及按EGP分类的职业阶层差异。前两列被解释变量为连续数值，汇报了OLS估计结果;后一列被解释变量则为虚拟变量，因此采用Logit模型进行估计并且汇报平均边际效应。相比于非矿产区的受访者而言，矿产资源降低了该地区受访者向上的代际职业流动水平，其中代际之间的ISEI指数差值和SIOPS指数差值分别降低约1.2个单位、0.8个单位。在实际参与回归分析的样本中，被解释变量ISEI指数差值的均值为2.53，SIOPS指数差值的均值为-0.42，那么矿产资源影响代际职业流动的边际效应分别约占均值的1/2和2倍。

　　以EGP划分职业阶层的代际流动性中，居住于矿产区使得受访者在职业阶层上实现向上流动的概率下降了约22%，该估计结果与前两列的结论一致。

　　在第(4)列中，被解释变量更换为受访者与其父亲或母亲在受教育年限上的差值。结果显示，矿产资源使得受访者的代际受教育年限差值下降了约3年。受教育水平作为衡量人力资本的重要指标，矿产资源禀赋显著地降低了人力资本积累水平。受教育水平的提高是个体实现向上社会流动的关键渠道之一，因此该估计结果为社会代际流动中的资源诅咒效应提供了支持性的经验证据。

　　在第(5)～(6)列中，被解释变量为衡量社会代际流动性的主观评价，包括了对当前感知的社会流动和对未来预期的社会流动两个方面。结果显示，矿产资源使得受访者当前感知的社会流动高于其父母主观评价的概率下降了约13%，至少在1%水平上显著。与之不同的是，矿产资源使得受访者对未来预期的社会流动高于其父母主观评价的概率仅下降了约3%，边际效应接近于0，并且未能满足统计显著性水平要求。

　　3.3 稳健性检验

　　(1)更换关键解释变量。受访者居住地是否属于矿产资源区与该地区对自然资源的依赖程度，二者在概念内涵上存在差异，所产生的经济和社会结果也并不一致。表3 Panel A结果表明，按采掘业从业人数占比度量的资源依赖度的上升显著地降低了受访者的代际职业流动、教育流动以及对当前社会流动状况的主观评价。平均而言，采掘业从业人口比重每增加10个百分点，受访者与其父母的ISEI指数差值下降约1.5个单位，SIOPS指数差值下降约2.3个单位，职业阶层向上流动的概率下降约10%，受教育年限减少约2年，受访者当前感知的社会流动高于其父母主观评价的概率下降了约11%。

　　(2)剔除迁移的样本。CFPS调查中，访员记录的是受访者及其家庭成员的现居住地，对于经历了迁移的样本而言，现居住地并非其出生、成长所在地。由于本文关注的是矿产资源对社会代际流动的影响，而现有文献结论已证实了自然资源对人力资本投资、收入水平以及地区经济发展的持久性影响。因此，对于那些迁移的受访者而言，现居住地是否属于矿产区对其社会代际流动性的影响效应较为有限，甚至从理论机制上来讲不存在因果效应。借助CFPS中的变量—“成人当前户口所在地与出生地地址匹配”—在回归分析中剔除了那些跨地级市迁移的受访者样本。表3 Panel B结果显示，矿产资源与社会代际流动性之间关系的基本结论依然成立。

　　(3)安慰剂测试。如前所述，对于那些已经迁移的受访者而言，现居住地是否属于矿产区从理论机制上来讲对社会代际流动性不应存在因果效应。表3 Panel C的实证结果支持了上述论断。需要说明的是，由于第(3)列中实际参与分析的样本仅有少量观测值，因此其估计系数并不具有因果推断意义，并未予以报告。

　　(4)考虑受访者的回答可信度。尽管本文主要以职业、受教育年限等客观指标来构建代际流动性，但也无法完全避免由受访者低可信度的主观回答所导致的衡量偏误问题。我们借助CFPS中访员观察记录的变量—“受访者回答的可信程度”—在分析中剔除了可信度低于样本均值的受访者。表3 Panel D的結果显示，矿产资源与社会代际流动性之间关系的基本结论依然成立。

　　4 矿产资源与社会代际流动：进一步讨论

　　4.1 异质性效应：城乡与区域差异

　　城乡二元结构和区域经济发展不平衡是我国经济社会发展的特征事实之一。探讨矿产资源对社会代际流动性的影响效应在城市与农村、经济发达地区与落后地区的差异，能够在政策层面上提供有价值的洞见。

　　表4呈现了相应的实证结果。平均而言，居住于矿产区使得农村居民向上的代际职业流动下降约5个单位，而使得城镇居民向上的代际职业流动仅下降约1个单位，两组样本在关键解释变量估计系数的边际大小上存在显著性差异。从人力资本的视角来看，矿产资源对农村居民代际教育流动的冲击远大于其对城镇居民的影响。我国转型时期的城乡二元结构使得农村地区在面对资源诅咒效应时更加脆弱，尤其是城乡教育资源的不平衡会加剧资源禀赋对社会代际流动性的不利影响。代际职业流动性往往受到代际教育流动性的直接影响，因此代际教育流动受阻也会促使职业流动水平下降。在主观评价方面，矿产资 源禀赋均显著降低了城乡居民代际之间感知的社会流动状况，但估计系数较为接近。

　　依据我国的经济区域划分标准，本文将东部省份作为经济发达地区，中西部地区以及东北三省则作为欠发达地区，从而比较资源诅咒效应在经济区域上的差异。结果显示，经济发达省份在代际职业流动中的资源诅咒效应略高

　　于欠发达地区，而在代际教育流动方面估计系数十分接近。可见，经济发展水平的提高并不会显著地削弱社会流动中的资源诅咒效应。就政策启示而言，市场力量本身对于消减资源诅咒效应的作用是有限的，资源型城市需要实施有效的公共政策来应对资源禀赋所带来的不利影响。

　　4.2 持久性影响

　　矿产资源的勘探、开采以及产业结构的形成往往跨越了几代人的连续世代。结合资源诅咒效应的内在机制，矿产资源对社会代际流动性的影响效应具有持久性。若能够在更长时间跨度的世代比较中观察到资源禀赋与代际流动之间的负向关系，那么就为资源诅咒效应具有持久性影响的结论提供了初步的经验证据。

　　实证上，借助CFPS家庭关系数据库，我们构建了受访 者与其爷爷、奶奶各自相互配对的数据样本，并在此基础之上统计了不同世代在职业类型、受教育水平以及主观评价上的代际差异。

　　表5实证结果显示，不论是在代际职业流动、受教育年限以及主观评价上，矿产区的受访者均低于非矿产区的样本均值，并且二者具有显著性差异。二元回归的估计结果支持了资源禀赋与社会代际流动之间的负向关系，这至少在相关关系的层面为资源诅咒效应提供了经验证据。

　　受限于样本数量，我们无法应用常规的实证方法对矿产资源与跨世代的社会代际流动性之间的关系进行更为严谨的因果识别，此处所得到的结论在因果关系推断上的含义较为有限。另外，样本中受访者与祖父代二者世代之间的平均年龄差距约为52岁，这意味着两代人所经历的社会制度、经济发展水平都存在显著差异，因此要准确地识别出自然资源对社会代际流动的持久性影响，未来还需在数据指标、研究设计上进一步扩展。

　　5 研究结论与政策启示

　　本文利用2016年CFPS数据对矿产资源禀赋与社会代际流动性之间的因果关系进行了实证分析。主要结论

　　如下：①矿产资源对社会代际流动性起到了显著的抑制作用，这在社会流动的视角下支持了资源诅咒假说。居住并成长于矿产区使得受访者的职业阶层实现向上流动的概率下降了约22%，以受教育年限衡量的代际教育流动水平下降了约3 a，并且显著降低了受访者对自身社会代际流动的主观评价。②资源诅咒效应的异质性影响体现在城乡差异和经济区域差异两个方面。在城乡差异方面，不论是从代际职业流动还是教育流动来看，矿产资源对农村居民的负向冲击均远大于其对城镇居民的影响;在经济区域差异方面，经济发达省份在代际职业流动中的资源诅咒效应略高于欠发达地区，在代际教育流动方面估计系数也十分接近。③基于受访者与其祖父代配对的数据样本，结果显示，不论是在代际职业流动、受教育年限以及主观评价上，矿产区的受访者均低于非矿产区的样本均值。二元回归估计系数支持了自然资源与社会流动之间的负向关系，这在相关关系的层面为资源诅咒效应的持久性影响提供了初步证据。

　　本文提出以下政策建议：①推进制造业和服务业转型，以摆脱对资源型产业的依赖，以产业结构的升级来创造以高技能型劳动力为主的岗位需求，这有利于提高教育投资回报率，鼓励人力资本投资，从而改善代际职业和教育流动。②教育仍然是改善社会代际流动最为重要的渠道之一。地方政府需优化财政支出结构，通过加大对教育的财政资金投入力度、扩大公共教育覆盖范围、改善公共教育质量来促进人力资本积累。地方政府还应当特别重视农村地区、偏远乡镇的教育、医疗等民生服务的供给质量，这些地区居民实现向上流动还具有巨大的提升空间，这也是缓解城乡二元结构、区域经济发展不平衡的政策措施之一。③各地区应根据实际情况逐步放开户籍制度对于劳动力迁移、流动的限制，削弱收入差距中由政策因素所引起的不利影响，有助于改善代际收入流动水平。④重视营商环境建设，以制度建设来遏制寻租腐败活动，提高公共服务供给质量，构建公平竞争的市场环境，从而有助于削弱资源诅咒效应，改善社会代际流动性。

　　(编辑：李 琪)

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