教育对代际收入流动性影响的实证分析

谭新红,崔惠民

(安徽财经大学 财政与公共管理学院,安徽 蚌埠 233000)

一、引言

社会公平是社会主义核心价值观的重要内容之一,能够提高人民的幸福感,有利于社会的稳定。但在中国经济取得快速发展的同时,城乡居民之间的收入差距却也在不断地扩大。中国的基尼系数长期浮动于0.4的国际警戒线,社会的大部分财富被少数人占有,很多人由于占有的社会资源相对不足面临着巨大的生活压力。这种以基尼系数表示的不平等在经济学中被称为横向不平等,主要用来研究社会中的不平等程度及不平等的变化趋势。对应的纵向不平等是指子代地位相对于父代地位的变动程度,主要以代际流动性衡量纵向不平等程度，纵向不平等可能会加剧横向不平等。因此，对纵向不平等的研究比横向不平等的研究更具实际意义。代际之间流动性的不足意味着处于较低阶层的子代向上流动的渠道受限,仅仅通过自身的努力难以实现个人成就,整个社会就会呈现出一种“富者越富,穷者越穷”的马太效应。其中,教育是父代将自身社会地位复制给子代的重要手段,拥有较高教育程度的父代会更加重视子代的教育问题,并且较少受到信贷约束的限制。但教育在收入的代际流动中究竟起到了多大程度的作用还有待进一步的实证研究,本文在此思路下分析了教育在收入的代际流动中的贡献率，且进一步探索了教育在两代人之间的传递路径。

二、文献综述

早期对于代际流动性的研究主要是通过计算代际收入弹性来估计代际流动性水平。Becker和Tomes利用点估计的方法测算出美国的代际收入弹性低于0.2,表明美国社会的代际流动性水平较高[1]。较近时期有Nicoletti和Ermisch利用BHPS中跨越32年的面板数据估计了英国的代际收入弹性,最后得出英国的代际收入弹性为0.37[2]。Vogel利用GSEP的调查估计出德国的代际收入弹性为0.24[3]。在国外大量研究的基础之上,国内学者也开始关注这一问题。例如,姚先国、赵丽秋使用中国健康与营养调查数据测算出中国的代际收入弹性约为0.7,要远高于发达资本主义国家。除了测算某一固定时点上的代际收入弹性大小外,部分研究还从动态的角度分析了代际收入流动性的变化趋势。刘志国、范亚静利用中国健康与养老追踪调查的数据,发现我国居民收入代际流动性水平偏低,并且近年来有逐渐下降的趋势,其中高等教育组的代际收入流动性水平更高[4]。关于代际收入流动性已经有了大量的研究,在代际传递过程中发挥了重要作用的影响因素引起了学者的关注。人力资本投资可以提高劳动者在市场中的竞争力,并且能够提高其在工作中获得的报酬，那么父代可以通过增加子代的人力资本投资来提高他们在劳动力市场中的竞争力,从而使子代获得了较高的工资报酬。这在蔡伟贤、陈浩禹利用CHNS微观调研数据进行的实证分析中得到了证实,他们发现人力资本投资和社会地位在代际收入传递中的贡献率为30%左右，而教育是人力资本中最重要的组成部分,父代对子代的教育有着重要的影响作用[5]。研究者马骍利用西部民族地区经济社会发展问卷调查获得的数据发现，子代的教育水平在很大程度上受到了父母教育水平的影响,而且在不同年龄段表现出了一定的差异,总体上16～25岁群体受教育程度受父母的影响相对于26岁以上群体更小[6]。既然有较高社会地位的父母能够通过提高子女的教育水平,使得其子女相对于只接受较低教育的子女有更高的收入,那么提高教育机会的公平性就可以缓解这一现象。杨娟、何婷婷利用中国居民收入分配组2002年城镇住户调查数据,将外生事件“文化大革命”作为工具变量,研究了父母受教育年限对子女是否接受高等教育的影响程度。结果发现,父母的受教育年限越高,越会提高子女上大学的概率[7]。诸多研究表明父母的教育水平对子女教育水平有重要影响,通过增加教育支出便可以缓解这一现象。

已有文献对代际流动性做了较深入的研究,但是在代际收入弹性中由于内生性问题会导致估计结果的向下偏误,同时关于教育在代际流动过程中起到何种作用的研究还相对不足。基于此,第一，本文使用父母的教育水平作为工具变量对代际收入弹性进行了测算；第二，利用Blanden分解法计算了教育在收入的代际传递过程中的重要性；第三，研究了家庭背景对子代教育的影响路径。

三、数据来源与描述性统计

本文所采用的数据源于2017年7月对安徽省蚌埠市和六安市居民的实地随机调查,调查对象是已经毕业离校开始工作且年龄在20岁至40岁之间的人,共发放问卷950份,其中城镇问卷350份,农村问卷600份,经过处理后有效问卷为918份,有效率为97%.调查问卷中涉及了父母与子女在收入、教育、职业、年龄及户籍等方面的重要信息，其中,对职业的分类借鉴了李春玲的职业声望排序[8],将农民、工人、商业服务人员、办事人员、专业技术人员及高级管理者分别赋值为1～6。其他变量的定义见表1。

表1 变量的描述性统计

注:(1)信息计算科学用0与1进行编码传递信息,所以定性指标只能借助0与1来量化区分。在这里，男性为1，女性为0，城镇为1，农村为0；(2)在婚指婚姻持续状态，不在婚指未婚或离异，即指单身状态。

表1是关于父母与子女相关变量的统计性描述。从中可以看出子代的平均教育水平为13.26年,相当于大学一年级的水平,并且子女的教育水平大大地高于父母的教育水平。这主要源于我国大力发展教育事业,全面推进九年义务教育的普及,实施高等院校扩招政策。其中,父亲的平均受教育年限比母亲高1.6年,说明中国社会依然存在着重男轻女的思想,男性较之女性往往能够获得更多、更优质的教育资源。从收入方面来看,父亲的收入水平最高,子代的收入水平次之,反映出父亲在家庭经济中具有更加重要的地位。而母亲在面临家庭工作与社会工作的选择时,往往将更多的时间配置在家庭工作上,这在劳动力市场上表现为更高的劳动力供给弹性。从年龄来看,父母的平均年龄在50岁左右,子女的平均年龄在27岁左右,父母与子女的收入都处于较稳定的状态,这有助于估计结果精确性的提高。

转换矩阵法是衡量代际流动性的重要工具之一。表2给出了父母与子代之间教育水平的代际流动性。从中可以看出,子代的受教育程度至少为小学,样本中的子女都在不同程度上接受过教育。在父亲未接受过教育的分类中,子代中未能接受高等教育的比例占到了77%,而接受过高等教育的比例低于四分之一。在父亲受教育程度为高中时,子代未能接受高等教育的比例下降到了38%,而接受过高等教育的比例接近三分之二。在父亲受教育程度为大学时,这种变化更加明显,接受过高等教育的子代比例占到了96%,而未能接受高等教育的子代仅为4%.同样,母亲与子代间教育的代际关系也表现出了相似的特点。由此可以发现,受教育程度较高的父母,其子代往往也能够获得更多的教育资源,这将增加他们在就业竞争中的优势,最终能够为他们带来更高的收入。

表2 两代教育水平的矩阵转换表

注:教育水平的划分主要依据受教育程度的差别。其中,a表示文盲,b表示小学文化程度,c表示初中文化程度,d表示高中文化程度,e表示大学文化程度,f表示研究生文化程度。

四、理论模型与研究方法

(一)理论模型

1.基本模型

(1)

(2)

(3)

对此最优化模型求解后可得

(4)

上述式子中的β表示父代收入对子代收入的影响方向及影响程度。β的数值越大,表示代际收入流动性越小;β的数值越小,表示代际收入流动性越大。

2.教育在代际收入中的传递路径

(5)

(6)

其中,θ>0表示人力资本投资回报始终是正向的,父代对子代的人力资本投资采取了半对数形式表示人力资本投资回报是递减的。在(6)式中,ρ表示人力资本收入回报率。将(5)式和(6)式带入(1)式中得到:

(7)

在父代效用最大化的动机之下,求得父代对子代的最优人力资本投资，见式(8)。

(8)

其中,α表示父代对子代的收入偏好,α值越大则父代对子代的人力资本投资越多;θρ表示人力资本投资回报率,θρ值越大则父代更愿意增加对子代的人力资本投资;父代的收入越高,则父代更有能力为子代进行更多的人力资本投资。

(二)研究方法

1.工具变量法

由于调查数据中的父代与子代收入为单年数据,存在的测量误差会导致内生性问题，因此利用最小二乘法进行估计会使得估计值向下偏误。为了解决内生性问题导致的有偏估计,通常寻找合适的工具变量来提高估计的精确性。有效的工具变量需要与内生的解释变量相关,同时,该工具变量与被解释变量的扰动项不存在相关性。工具变量法主要通过二阶段最小二乘法来实现。在第一阶段,利用工具变量对内生解释变量进行回归得到拟合值；在第二阶段,利用第一阶段得到的拟合值对被解释变量进行回归,由此得出的回归系数更加精确。

2.Blanden分解法

利用Blanden分解法能够测算出教育在代际收入传递过程中的具体贡献率。

第一步,利用(9)式的回归方程求出代际收入弹性β1。

lny0=β0+β1lny1+μ.

(9)

第二步,利用父代收入对子女的教育水平进行回归。

第三步,利用子女的教育水平对子代收入进行回归。

IN=φ+λlny1+μ.

(10)

lny0=ω+θIN+ν.

(11)

这里将(10)式和(11)式分别称为父代的投资方程和子代的回报方程,λ和θ则分别表示父代的投资系数和子代的回报率。因此,父代投资系数和子代回报率的大小决定了子代教育水平在代际收入流动中的重要程度,教育解释变量对代际收入传递的贡献为:

τ=λθ/β1.

(12)

五、实证结果

(一)城乡收入的代际流动性存在显著差异:城镇高于农村

1.基于最小二乘法的代际收入弹性

表3给出了城乡代际收入弹性的初步回归结果。从中可以看出,父亲的收入水平提高1%会使得子代的收入水平提高0.27%,而母亲的收入水平提高1%会使得子代的收入提高0.11%.显然,父亲与子代之间的代际收入弹性要高于母亲与子代之间的代际收入弹性。这表明父亲在家庭中有着更重要的经济地位,父亲的收入水平能否提高对子代的收入有着更加明显的影响。同时可以发现,城镇的代际收入弹性要显著地高于农村地区。这与我们的假设并不一致,这可能是城镇地区的人居住环境相对集中,人口密度比较大,容易形成庞大并且稳定的社会关系,拥有更高社会地位的父母更能够利用这种关系为子代谋得更多的利益；并且城镇地区的社会关系网络更加错综复杂,使得城镇父母能够利用更多的渠道对子代的收入产生影响。

表3 基于OLS的城乡代际收入弹性回归结果

注:(1)***，**,*分别表示通过1%，5%，10%的显著性检验；(2)系数下面括号内为稳健标准误。

2.基于工具变量法的代际收入弹性

由于收入变量采用的是个人的单年收入,基于最小二乘法的回归会造成代际收入弹性估计值的向下偏误。表4是基于工具变量法对城乡代际收入弹性进行估计的结果。其中,在父亲与子代的代际收入弹性回归中以父亲的教育水平为工具变量;在母亲与子代的代际收入弹性回归中以母亲的教育水平为工具变量。从整体来看,基于工具变量法估计的父亲与子代的代际收入弹性为0.551 9,要远大于OLS法估计的0.268 5,表明社会整体流动性较低,经济地位在代际之间有着明显的持续现象。与OLS法相一致的是,父亲与子代的代际收入弹性依然要大于母亲与子代的代际收入弹性。具体来看,在城镇地区,父子代际收入弹性的工具变量估计高达0.833 3,表明城镇的社会流动性已经严重不足,可能会进一步加剧社会的不平等状况；而在农村地区,父子代际收入弹性的工具变量估计处于较低的水平,表明农村地区存在着较高的社会流动性。

表4 基于工具变量法的城乡代际收入弹性回归结果

注:(1)***,**,*分别表示通过1%,5%,10%的显著性检验；(2)系数下面括号内为稳健标准误。

与此相比,农村地区的父子代际收入弹性的工具变量估计为0.282 4,处于相对较低的水平。这表明农村的社会流动性水平处于合理区间,并没有因为市场化程度低而处于较低的水平,这可能是与改革开放以来我国的农业人口转移有关。年轻一代的农业人口从土地上解放出来,希望能够进入城市或者发达地区获得更高的收入。在此过程中,父代与子代之间的代际相关性将会被大大削弱,父代主要是通过影响子代的教育水平而对其劳动迁移行为产生影响,受教育程度越高的子代往往迁移意愿更强,同时劳动迁移的距离可能会更远。但是,由于父辈长期生活在农村地区,社会关系网络比较局限,对于子辈在流入地中从事何种职业，以及能够获得多少收入,他们往往只能够起到很小的影响作用甚至没有影响作用。因此,子代农业人口的收入多少较大程度上取决于自己的努力程度。

(二)教育在收入的代际流动性中起显著作用

在对城乡的代际收入流动性趋势进行分析之后,本文进一步研究分析了教育在代际收入的传递过程中起到的作用及具体的影响程度，见表5。

表5 Blanden法分解结果

注:(1)***,**,*分别表示通过1%，5%，10%的显著性检验；(2)λ、θ分别表示父代的投资系数和子代的回报率，τ表示教育解释变量对代际收入传递的贡献；(3)系数下面括号内为稳健标准误。

表5给出了Blanden法对教育在代际收入流动中所起作用的分解结果。从父亲与子代的关系来看,教育在城镇地区的代际收入流动中的贡献率为11.62%,教育在农村地区的代际收入流动中的贡献率为11.74%,两者数值相差并不大,表明教育在城乡的代际收入流动性中影响作用几乎相同。从母亲与子代的关系来看,教育在城镇地区的母子代际收入流动中只起到了微弱的作用,而教育在农村地区的母子代际收入流动中起到了很大的作用,贡献率达到了19.69%.这可能是城镇的教育资源较为丰富,母亲很难通过增加子代教育投资的方式,将自己的优势经济地位传递给子代,或者是母亲能够通过其他更多的渠道对子代产生影响；而农村的教育资源投入相对不足,因而能否接受更多的教育会受到收入预算的制约,具有较高收入的母亲便能够为子代提高更多的教育,从而提高了其在以后升学和就业中的竞争优势。

从投资和回报环节来看,父亲与母亲对子代的投资系数表现出了明显的差异,并且子代的教育回报率也存在着显著的城乡差异。具体看来,在父亲对子代的投资环节中,城镇地区与农村地区的投资系数并没有明显的差异,即不管是在农村地区还是在城镇地区,父亲对子代的教育问题有着相同的重视程度。但是,在城镇地区的母亲对子代的教育投资系数并没有通过显著性检验。在农村地区的母亲对子代的教育投资系数为0.393 7,并且在1%的统计性水平上显著。这种差异可能是不同地区的父母收入存在不同的效应引起的。在城镇地区,父亲往往能够获得较高的收入,这对于母亲的收入有着很强的替代作用。家庭收入越高越会使得母亲缩短工作时间,将更多的时间用于家庭当中。而在农村地区,父亲与母亲的收入可能存在着重要的互补作用,父亲和母亲往往组合在一起共同完成一项工作。例如,从事建筑业的泥瓦匠需要配合一名小工才能有效地完成工作,因而担任泥瓦匠的父亲能够获得较高的收入意味着担任小工的母亲也能够获得较高收入。从子代教育的回报率来看,农村地区的教育回报率要明显低于城镇地区,这表明目前的劳动力市场还不完善,即使农村劳动力与城镇劳动力相比有着相同的教育水平,市场中依然存在着不合理的机制制约了农村劳动力的教育回报率。

(三)父母收入、教育水平等因素对子代教育具有显著影响

从上述的分析中可以发现教育在收入的代际流动中起到了重要的作用。那么父母的哪些背景会对子代的教育产生影响呢?表6给出了子代教育决定方程的回归结果。

表6 子代教育决定方程

注:(1)***,**,*分别表示通过1%，5%，10%的显著性检验；(2)系数下面括号内为稳健标准误。

在Model(1)中只考察了父亲的收入、教育水平及职业对子代教育的影响,可以看出三者对子代的收入都有着重要的影响作用,并且在1%的统计性水平上显著。在Model(2)中加入了子代性别、年龄及户籍等控制变量,父亲的收入、教育水平及职业依然具有稳健的影响,但是教育水平和职业的影响系数有所下降。母亲对子代教育的影响路径与父亲相似,只是影响程度有所降低。在Model(4)中加入了子代的控制变量之后,仅有母亲的收入和教育水平依然存在着稳健性的影响,表明家庭背景的不同组成部分对子代教育有着重要的影响,并且父亲能够通过更多的渠道在更大程度上影响子代的教育水平。

为了综合考察父母相关变量对子代教育的影响,在Model(5)中加入了父亲与母亲的收入、教育水平及职业等解释变量。可以看出,父亲的收入、教育水平和职业对子代的教育依然具有显著性的影响,而母亲仅有收入部分对子代的教育影响显著。进一步表明了父亲在家庭中的重要作用,能够利用更多的方式为子代提供更多更优质的教育资源。另外,子代的控制变量显示子代教育具有显著的性别差异和城乡差异。在性别方面,男性受教育年限平均比女性高0.566 1,表明社会中依然还存有重男轻女的思想,家庭更加重视男性子代的教育问题。在户籍方面,拥有城镇户口的子代受教育年限平均比拥有农业户口的子代高0.98,这可能是农村地区的子代在获得教育资源上面临着更多的约束。农村居民收入远低于城镇居民的收入,且农村子代在较小的年纪也能够从事农业活动,这就意味着农村子代接受教育的机会成本更高。同时,教育资源在城乡间分布不均衡,农村地区与城镇地区相比教育资源投入严重不足,具体体现在公共教育经费、师资力量、教学设备及基础设施等方面,这些都进一步限制了农村子代接受更高程度教育的机会。

家庭背景对子女的教育水平有着重要的影响，家庭背景对子女不同教育阶段的影响作用也存在着差异,为了发现这种差异还需要进一步对子女不同阶段的教育水平进行回归分析。回归结果如表7所示。

表7 家庭背景对不同阶段教育影响的回归结果

注:(1)***,**,*分别表示通过1%，5%，10%的显著性检验；(2)系数下面括号内为稳健标准误。

从表7中的数据可以看出,父母的教育水平对子女各个阶段的教育水平都有着显著的影响,而且教育阶段越高，子女的教育水平受父母教育水平的影响越大。同时,男性和女性在是否接受了初中阶段教育方面并没有显著的区别,但是在是否接受了高中阶段教育方面的差异开始变得显著,这种差别和显著性在是否接受了大学阶段教育方面都进一步增加。这可能是由于我国在20世纪末基本普及了九年义务教育,因此不管男性还是女性都需要接受初等的义务教育，而高中和大学的教育还没有普及,父母对子代性别存在的不同偏好就会表现在子代的教育水平上。回归结果表明了父母更加重视男性子代的教育问题,女性子代在接受更高阶段教育上相比于男性子代存在着机会不平等现象。从户籍来看,子代在是否接受了初中阶段教育上不存在城乡差异,但在是否接受高中阶段教育和大学阶段教育上存在着显著的城乡差异。农村的户籍身份限制了子代接受更高阶段教育的可能性。这可能是虽然农村也实行了九年义务教育,但是在教育资源质量上和城市还有着巨大的差距,这就会降低农村子代的升学率，而且这种差距随着受教育程度的提高还被不断放大了。

六、结论与建议

本文利用工具变量和Blanden分解等计量方法实证分析了代际流动性的城乡差异,以及教育在代际收入流动中的传递机制。由于父母单年的收入会导致估计结果的向下偏误,本文以父母教育作为工具变量对收入进行了调整,并将估计值与OLS法的估计值作了比较。结果表明,父母与子代的代际收入弹性表现出了不同的城乡差异,即城镇地区父子之间的代际收入弹性要高于农村地区,而城镇地区母子之间的代际收入弹性要低于农村地区；教育在代际收入流动中的贡献率没有表现出明显的城乡差异,但城镇地区子代的教育回报率要高于农村地区；父亲相对于母亲对子代教育的影响程度更高,并且影响渠道更加广泛；子代受教育程度表现出了明显的性别差异和城乡差异,即男性的受教育年限平均值要高于女性,城镇地区子代的受教育年限平均值要高于农村地区子代。

为了促进社会的代际流动性,提高农村地区子代的教育水平以缩小城乡差距,在上述结论的基础上,提出了以下建议。

第一,建立面向来自农村转移劳动力的就业服务中心以降低他们的信息搜索成本,从而提高他们获得更好工作的可能性。农村地区由于长期以来发展比较滞缓,信息流通不畅,对城市的了解缺乏信息来源。因此,在进入城市寻找工作的过程中面临着很大的盲目性,需要花费很长时间才能获得一份工作。大量时间的浪费造成的机会成本在信息搜索成本中占到了很大的比重。

第二,建立和完善劳动力市场的竞争机制,保证个人在就业市场上能否获得优质岗位更大程度上取决于自己的能力。劳动力市场的不完善强化了父代与子代间优势地位的传递作用,父代得以凭借其广泛的社会关系网络为子代谋取最佳的职位。同时,在子代的职业发展过程中,这种社会关系的影响还会继续存在,受到该影响的子代在职业晋升中会比较顺利。显然,劳动力市场竞争机制的不完善造成了机会的不平等,弱势群体在工作机会上的不平等又进一步拉大了各阶层间的收入差距。

第三,政府在加大教育投入的同时,更要注意到城乡教育资源的均衡分布,重视教育机会的公平问题。现阶段应当扩大农村地区的教育经费投入,在增加农村地区学校数量的同时还要努力提高学校的质量,学校数量的增加使得农村地区学生能够接受教育的机会也会相应地增加,学校的教学质量决定了他们是否能够接受更高教育水平的机会。由于农村地区经济发展相对落后,基础设施欠缺,优秀的教师大多不愿意在农村地区任教,这直接导致了农村地区学生在和城镇地区学生的升学竞争中处于劣势的地位。政府应当建立和大力推进乡村教师计划,利用财政补贴的手段提高乡村教师待遇,吸引更多人才加入到农村教育中,从而改善农村学校的教育质量。另外，还要进一步完善面向贫困生的教育资助制度,有效提高农村地区弱势群体的受教育机会。

第四,政府应当加强教育的宣传力度。父母对子女教育问题的重视程度能在很大程度上决定子女能够接受教育层次的高度。由于农村地区长期存在落后状况,父母的教育水平普遍较低且农村的日常生产活动对教育水平的要求较低,因此，父母对子女的教育问题不够重视在农村地区比较普遍。为了提高父母对子女的教育重视程度,政府要加强基层在教育上的宣传力度,积极落实九年义务教育制度,避免学生在法定教育年限内发生辍学的情况,同时要普及高中教育,提高国民的整体教育水平。

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