促进代际收入流动：我们需要怎样的公共教育——基于CHNS和CFPS数据的实证分析

（复旦大学 马克思主义学院，上海 200433）

一、背景与文献

代际收入流动性描述同一家庭父子两代的收入相关性。较高的代际收入流动性意味着个人成就并不依赖于无法改变的家庭背景，这不仅可以激励人们努力工作和进行人力资本投资，还是实现机会公正和维持社会稳定的重要渠道。然而，现有研究发现代际流动性情况在全球都不乐观：“美国梦”并不真实，其代际相关性至少在0.6以上，这意味着，对于一个收入低于平均水平50%的家庭，至少要经过5代人左右才能达到平均水平，英国、法国等发达国家也是如此［1］；北欧国家曾以0.2～0.3的低代际相关性被认为是高流动性的典范，但是最近的研究指出这一估计可能存在偏误［2］；美国加州大学戴维斯分校的学者乔治·克拉克教授更通过对多国历史的分析，明确指出低代际流动性是人类社会的普遍现象［3］；中国也不例外，代际流动性在我国改革开放初期有明显提高，但是21世纪以来出现了降低趋势［4］，根据现有测算，中国的代际相关性目前可能在0.7以上［5］［6］。

导致代际收入相关的因素主要有两大类：一是生物基因导致的“自然遗传”，二是制度文化导致的“社会遗传”。测算两者的相对贡献是当代社会科学界最具挑战性的课题之一。尽管相关研究汗牛充栋，但是学术界目前只是就“自然与社会都很重要”达成了共识，确切的分析仍在进行中［7］。但是，基于代际流动对社会活力与社会公正的双重意义，很多国家的政府都对其给予了高度关注。英国政府曾在2011年制定长达86页的《社会流动战略计划》，明确指出提高代际流动性是其首要执政目标。我国十八大报告也提出要“逐步建立以权利公平、机会公平、规则公平为主要内容的社会公平保障体系”。

在这些政策设计中，公共教育被认为是促进代际流动和保障机会公平的首要机制。遗憾的是，该假设并未得到充分的理论支持。一方面，有研究指出，公共教育能够缓解低收入家庭对子代人力资本进行投资时所面临的信贷约束，进而可以通过缩小不同家庭子代的人力资本差异而促进代际流动［8］［9］。也有部分实证研究运用中国微观数据证实了该作用：郭丛斌和丁小浩（2005）运用“全国城镇住户调查（2000年）”数据计算得出，受过高等教育的群体的代际行业流动指数（0.672）高于未受过高等教育的群体（0.638）［10］；杨娟和周青（2013）运用“中国家庭收入调查（2002年）”数据研究发现，每增加1元的生均预算内事业费，家庭收入对子代上高中概率的影响降低0.0003［11］；周波和苏佳（2012）运用“中国健康与营养调查（1997年和2002年）”数据，通过非线性模型研究发现，县级人均公共教育支出（教育事业费、文教科研支出、地方预算内财政支出）的增加能降低代际收入相关性［12］；徐俊武（2014）运用“中国健康与营养调查（1989～2009年）”数据，通过多重门槛模型研究发现，公共教育支出（省级生均教育经费）越高的地区，代际收入流动性也越高［13］。

但是另一方面，也有理论分析认为，教育具有明显的“自我实现”和阶层再生产特征，故增加公共教育投入可能反而会阻碍代际流动［14］［15］，该观点也得到了部分实证研究的支持：郭丛斌和闵维方（2009）运用“中国城镇居民教育与就业情况调查（2004年）”数据，通过结构方程模型（SEM），研究发现对子女社会地位的形成而言，子女自身教育的影响为0.491，家庭背景的直接影响为0.391，家庭背景通过影响子女教育而产生的间接影响为0.134，从而表明教育具有一定的复制原有生产关系的功能［16］；杨娟和周青（2013）也发现，生均预算内事业费在2002年反而加重了父代受教育程度对子女受教育程度的影响［11］；刘志国（2014）使用“中国健康与养老追踪调查（2008年）”数据，发现教育对处于中下收入阶层的子女具有促进代际流动的功能，但是对处于上层收入的家庭则具有复制优势地位的作用［17］。

可见，现有研究对公共教育在促进代际收入流动性方面的作用没有一致的结论，但是，这是否意味着我们无法通过对教育制度的改善来促进代际收入流动？教育经济学的相关研究可能具有一定启发。该领域的实证分析发现，增加公共教育投入对于提高入学率具有明显作用，但是在提高学习效果方面的表现差强人意。他们进而指出，相对于简单地增加投入，我们更应该对投入方式和整个教育过程给予关注［18］［19］。本文认为，就促进代际收入流动性而言，我们需要特别关注不同等级教育的作用。

事实上，针对教育与代际收入流动性关系的现有西方研究就集中于这一问题。在理论分析方面，有学者指出，由于大学以上的教育中个人努力非常重要，故这一阶段教育的过度集中化以及缺乏多样性，将使得穷人家的有才能的孩子无法通过接受大学和高等教育来让市场识别自己，从而失去和富人家的孩子竞争的重要手段；而初等教育则完全不同，在幼年阶段，个人努力相对于学校体系等外在环境的重要性较弱，其公共供给就非常重要［20］。也有模型证明，高等教育的过度扩张会带来代际收入流动性的下降——由于大学毕业人数上升，大学教育的超额回报率（wage premium）下降，从而降低了高等教育提高相对收入流动性的作用力，倘若同时还伴随着劳动力市场的不完善，就会不利于收入流动性提高［21］。相关的实证分析则可以分为两类：其一，通过断代分析（cohort analysis）对英国自20世纪60年代开始的高等教育扩张进行研究，发现该改革扩大了高收入和低收入家庭子代在高等教育成就方面的差距，并更多地有利于富人家庭的子代［22］［23］［24］；其二，通过双重差分法（difference in difference analysis）对瑞典、芬兰等国家的教育制度改革进行分析，发现初等教育的均等性和基本义务教育的延长对于代际收入流动性有积极意义［25］［26］［27］。

不同等级教育对中国代际收入流动性的影响如何？目前还没有研究对此问题进行专门分析，这正是本文希望回答的问题。下文分为四个部分：第二部分介绍本文所使用的模型和方法，第三部分描述所用的数据与变量，第四部分汇报实证结果，第五部分总结全文。

二、模型与方法

本文的实证模型基于Becker和Tomes所提出的理论框架［28］：假设家庭i由一个家长和一个小孩构成，家庭总收入为家长的收入；该收入需要在家长自身的消费和对孩子的人力资本投资Ii之间进行分配，以最大化家庭效用（假设为Cobb-Douglas形式），子代的收入取决于其人力资本投资额Ii和其回报率r，以及一个包括运气在内的广义禀赋。那么，这一问题就可以用经典的经济学模型表述如下：

解此最优化问题可得：

其中，β=α（1+r），表示代际收入相关性的大小，β越大，代际收入流动性越小。由于在实证分析中常用收入的对数形式代替其水平值，故β又被称为代际收入弹性（intergenerational income elasticity），是经济学中用来表示代际收入流动性大小的核心指标。

我们对（2）式进行简单变形，以分析不同等级教育对代际收入弹性的影响：

此外，本文还在社区层面上直接计算了不同等级的教育情况对代际收入弹性的影响：

其中，βC为社区C 的代际收入弹性，ZC为社区的基本特征，包括社区人口和经济发展水平（在CFPS中是人均收入，在CHNS中是出租车司机的收入和附近是否有开发区），EDUCj为该社区是否具有不同等级的公共教育机构，λj反映该等级公共教育机构对代际收入弹性的影响。

三、数据与变量

本文所采用的微观数据来自于中国健康与营养调查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）和中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）。其中，CHNS是美国北卡罗来纳州大学人口中心、食物卫生营养院和中国医学预防研究院组织的一项长期调查项目，采用多阶段随机分层抽样方法从中国东、中、西部地区的9个省中抽取样本，自1989年到2011年，目前共进行了9次调查。CFPS由北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）实施，样本覆盖25个省／市／自治区，在2008和2009两年在北京、上海、广东三地分别开展了初访与追访的测试调查，并于2010年正式开展访问。

这是目前较为近期的公开微观数据中能够较好地对父代和子代进行配对的两个数据库。其中，CHNS以户主为核心提供了较为详细的家庭关系信息，例如配偶、子女、父母、配偶的父母、兄弟姐妹、祖父母等等，这使得我们能够获得所有的父代为户主的配对、共同居住的子代为户主的配对，以及共同居住但子代和父代都不是户主的配对。CFPS则更明确地定义家庭关系为“具有血缘／婚姻／领养关系”和“同灶吃饭”，并通过其专门设计的T 表格搜集了颇为详细的家庭成员信息，我们可以据此得到涵盖在其样本中的所有父代和子代信息。与代际流动性的现有研究相一致［5］，我们选取了所需个人信息都完整的样本，并删除了父代和子代年龄差距小于14岁以及非工作年龄的样本。

本文的核心变量是个人收入与相应社区（或就学阶段）的不同等级教育机构情况，个人收入为CHNS和CFPS直接提供的个人总收入，不同等级的教育情况通过两种方式衡量：第一，子代所属社区是否有该等级的公共教育机构，该信息来自CHNS和CFPS各自的社区数据，前者包含了从幼儿园到高中的所有等级教育的情况，后者则只有幼儿园和小学的信息；第二，子代不同就学阶段所对应的全国同期不同等级的教育情况，通过师生比和生均教育经费支出表示①，这些数据来自《中国教育年鉴》和《中国教育经费年鉴》。表1给出了主要变量的描述统计信息。

由表1可知，子代平均年龄在CHNS样本中较低，在CFPS样本中接近中年，父代在两个数据库中都处于50岁到55岁左右。子代的收入在CHNS样本中低于父代，但是在CFPS样本中高于父代，这可能与两个样本不同的时间跨度以及两代人不同的年龄结构有关。在CHNS样本中，三分之一左右的社区拥有幼托和高中，四成左右的社区拥有小学和初中。在CFPS样本中，超过半数的社区拥有幼托和小学。由于CFPS样本来自2010年，而CHNS样本取自1989～2011年，这反映了中国教育机构在此期间有所增加。

表1 主要变量的描述性统计信息②

四、实证结果

表2汇报了CHNS数据库中社区不同等级教育机构情况对代际收入弹性的影响，表格上、下两部分分别对应于方程（3）和（4）。父代收入的回归系数处于0.28（有3～6岁幼托的社区）到0.34（有高中的社区）之间，和现有研究基于该数据库单年收入所得的代际收入弹性的估计结果一致③。就不同教育机构情况对代际收入流动性的影响而言，首先，虽然个人层面的回归分析所估计的交叉项系数并不显著，但是其影响方向与社区层面的回归结果非常一致，即幼托和初中对代际收入弹性有降低作用，而小学和高中有提高作用；其次，从社区层面看，有幼托（3～6岁）和初中的社区，其代际收入弹性比其他社区显著降低0.05和0.02，有小学的社区则显著高出0.04，这分别相当于基于数据所估计的代际收入弹性平均水平（0.3左右）的16.7%、6.7%和13.3%，不容忽视。

表3显示了运用CFPS数据中社区教育机构情况对方程（3）和（4）的回归结果。可以看出，父代收入的影响在该数据库中处于0.12～0.16之间，显著低于基于CHNS数据的估值④。而在个人层面和社区层面的回归中，幼托对代际收入弹性显示出一致的减弱作用，在社区层面的回归中，该系数还在1%的水平上显著，若结合该数据中较低的代际收入弹性估计值，该影响的绝对值更大。但是小学的作用并不一致：在个人层面回归中显示出对代际收入弹性不显著的增强作用，在社会层面则显示出显著的减弱作用。

表4和表5汇报了采用方程（3）所得的对应就学阶段教育情况对代际收入弹性的影响。由表4和表5可以看出：首先，生均教育经费的绝对影响相对较低，从方向上看，幼儿园和初中的生均教育经费对代际收入弹性具有不显著的降低作用，小学和大学的生均教育经费则对代际收入弹性具有提高作用（CHNS中显著，而CFPS中不显著），但高中生均教育经费的作用并不一致——在CHNS中显著为正，而在CFPS中不显著为负；其次，运用CHNS数据的回归结果显示，小学、初中和高中的师生比对代际收入弹性具有显著的降低作用——师生比每提高1个单位，将导致代际收入弹性降低0.01～0.02（即平均弹性的2%～3%）；而大学师生比每提高1个单位，将导致代际收入弹性提高0.01（即平均弹性的4%），而CFPS的回归结果在方向上与CHNS的结论一致，但是在统计上不显著。

五、结论

公共教育被认为是促进代际收入流动的核心政策［29］，但是对于其确切作用，目前的理论和实证分析结论尚不一致。本文尝试从不同等级教育的角度对该问题进行探讨，通过运用中国健康与营养调查和中国家庭追踪调查两个微观数据中社区不同等级公共教育机构的情况，以及子代对应就学阶段的师生比与生均教育经费情况，分析了不同等级教育对中国代际收入流动性的影响。在采用不同数据和教育衡量指标的回归分析中，幼托和初中都呈现出一致的促进代际收入流动的作用，大学则呈现出一致的阻碍代际收入流动的作用，而小学和高中的作用方向波动较大，尚无确切结论。这意味着，对于促进代际收入流动性而言，增加大学阶段投入的作用可能有限，而增加对幼托和初中阶段教育的公共投入的作用可能更大。

表3 社区不同等级教育机构情况与代际收入弹性（CFPS）

表4 对应就学阶段的教育情况与代际收入弹性（CHNS）

表5 对应就学阶段的教育情况与代际收入弹性（CFPS）

这对我国的公共教育体制改革具有一定启发。近年来，我国对公共教育的重视程度不断提高，投入不断增加：国家财政教育支出总额从2007年的7122.32亿元增加到了2013年的22001.76亿元，占总财政支出的比例从2007年的14.03%提高到了2013年的15.69%。但是与此同时，投入仍明显倾向于高等教育：在2011年，幼儿园、小学、初中、高中和大学的生均教育经费支出分别为4439.98元、6120.29元、8181.27元、10000.69元和24040.83元。而本文的研究结果表明，较低阶段教育在促进我国代际收入流动方面的作用可能优于高等教育，这意味着，提高初中以下公共教育的投入将更有利于实现十八大所提出的构建“机会公正”社会的目标。

当然，本文只是采用较为简单的回归方法对不同等级教育在促进代际收入流动方面的作用进行了初步分析，对于导致这一差异的原因以及其中的确切因果关系还有待进一步研究。

注释：

①作者还采用人均学校数、人均教师数、人均在校生数以及中央（地方）生均教育经费进行了类似的回归，与下文的分析结果类似。

②不同回归中所用的样本稍有差异，此处汇报的是结合社区教育情况的样本信息，其他样本的主要特征类似，备索。

③采用单年收入会低估代际收入弹性，但本文关注的是教育情况的作用，故这并不会对本文的结论具有根本性影响。

④不同数据的样本和收入衡量指标差异可能部分解释了该差异（CFPS的用户手册对基于不同微观数据所计算的中国收入差距情况进行了总结，显示了其中的差异），这并非本文关注重点，是需要后续研究进一步讨论的。

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