>>>  新興科技、社會發展等人文科學探討  >>>

簡體     傳統

---

　　一、引言
　　教育與收入公平是教育經濟學研究的一個重要課題。依據收入分配所針對的主體，收入公平可細分為代內收入公平和代際收入公平。其中，代內收入公平是指同一代社會成員之間的貧富差距較小，而代際收入公平則是指子代收入的多寡并非由父代收入這一先賦性因素所決定，而是更多地取決于子代本身的后致性因素，如其能力、教育程度和健康程度等。當前國內外有關教育與收入公平關系的實證研究更多關注教育對促進代內收入公平的作用，研究者對于教育促進收入代際公平功能的探討并不多見。
　　收入代際流動程度是衡量代際收入公平的一個重要指標。具體來說，一個社會的收入代際流動程度愈小，表明父代收入這一先賦性因素對子代收入的影響就愈大，收入代際也就愈不公平；反之，一個社會的收入代際流動程度越大，說明父代收入這一先賦性因素對子代收入的影響就越不明顯，而子女本身的教育等后致性因素對子代收入的影響可能更為突出，收入代際也就越公平。因此，探討父代收入等先賦性因素和子代教育等后致性因素對子女收入的影響，有助于我們深刻理解教育與代際收入公平之間的關系。
　　近年來，伴隨著中國逐步實現由計劃經濟體制向市場經濟體制的轉型，中國原有單一的公有制形式正逐漸過渡成為“以公有制為主體，多種經濟形式并存”的經濟體制，原有“大鍋飯”的絕對平均主義分配模式也正日益被按勞分配方式所取代。與之相應，中國城鎮居民原有的利益格局正在發生深刻的變化，不同群體之間的貧富差距也在逐步擴大。① 收入差距的擴大使得擁有較多經濟資本的家庭可以通過各種途徑，比如為子女提供更多更好的就業機會，或者為子女提供更為直接的財政支持等，使其子女在經濟收入上依然保持較為明顯的優勢地位，從而使得代際收入不公平在兩代人之間可能得以不斷延續。在此情形下，教育作為弱勢群體向上躍升的一個重要工具，其促進收入代際流動，保證收入代際公平的職能尤其值得關注。
　　在傳統的計劃經濟體制下，中國并不存在現代意義上的勞動力市場，勞動者的工作年數是決定其工資收入的主要因素，而其教育水平和能力在其中的作用甚微。此外，在計劃經濟體制下，勞動者的流動性相對較弱，勞動者在初次就業時所確定的職業往往成為其一生所從事的職業，難以改變。這些均使得教育所具有的提高勞動者收入的功能無法得以充分發揮。改革開放后，隨著整個社會的日益開放，勞動力市場的競爭性和流動性日漸增強，凝聚在勞動者身上的人力資本的價值可以通過在勞動力市場中的競爭和流動得以充分體現。教育作為最重要的人力資本，其提高勞動者收入的功能也得以較大程度的實現。伴隨著科技進步和社會發展，近些年來，一些新興的社會地位較高的職業和行業不斷涌現，這些新興職業和行業的收益相對較高，同時它們對從業人員的教育程度也有一定的要求。這可能使得接受過較高程度教育的勞動者子女，尤其是那些接受過較高程度教育的低收入家庭子女有更多的機會進入這些新興行業和職業，以提高他們的收入，從而有利于發揮教育促進收入代際流動的功能。
　　有鑒于此，本文旨在驗證以下四個研究假設：
　　（1）中國城鎮居民收入代際存在較為明顯的傳遞效應；
　　（2）與父代收入這一先賦性因素相比，子代教育這一后致性因素對其收入的影響更大；
　　（3）中國城鎮居民子女，尤其是低收入家庭的子女，其受教育年數的增加有助于其進入最高收入組群；
　　（4）隨著市場化水平的提升，中國城鎮居民子女受教育年數的增加對其進入最高收入組群的作用日益增強。
　　二、已有收入代際流動研究
　　代際流動包括代際的城鄉流動、職業流動、行業流動和代際的收入流動等。20世紀90年代以前，國外有關代際流動的研究主要集中探討職業的代際流動問題。90年代以后，相關研究已將研究重心從職業代際流動轉移到收入代際流動。其原因在于許多學者認為收入作為社會成員所擁有的重要經濟資源，并不能被勞動者所從事的職業完全反映。其理由有三：一是同一職業的勞動者，收入未必相同；二是職業一般反映的是勞動者長期的收入，它不能完全等同于勞動者的短期收入；三是即使父子的職業相同，但由于社會經濟等因素的影響，兩代人的收入可能不盡相同。因此，一個社會的職業代際流動與其收入的代際流動狀況可能存在一定的差異，有時甚至會迥然相反。
　　Solon于1992年所撰寫的Intergenerational Income Mobility in the United States一文是收入代際流動研究的經典之作。自這篇論文發表之后，許多經濟學家和社會學家對收入代際流動問題進行了更為詳盡的研究。這些研究結果的代際收入彈性系數② 歸納如表1所示。
　　
　　（一）國別研究
　　Solon利用美國PSID（Panel Study of Income Dynamics）調查中有關代際收入的數據，通過建立父代收入與子代收入的回歸模型分析在控制了年齡等因素后，父代收入對子代收入的影響。Solon的研究共建立了三個計量模型：其一，僅用1967年父親的收入和1984年兒子的收入作為衡量父代和子代收入的指標，分析父代收入對子代收入的影響；其二，用1967年—1971年五年父親收入的均值和1984年兒子的收入作為衡量父代和子代收入的指標，分析收入的代際流動現象；其三，通過引入父親受教育年數的工具變量，分析父代與子代收入的關系。研究結果發現，收入代際彈性系數第一個模型為0.386，第二個模型為0.413，第三個模型為0.526，收入代際的繼承性較強，而流動性較弱。③
　　Elizabeth對美國收入代際流動狀況的研究結果與其他有關美國收入代際流動狀況的研究結果存在較大的差異。他通過對美國國家追蹤調查數據（NLS）中相關變量的分析，發現美國收入代際流動性較強。在控制了父代的受教育程度和種族等因素后，父代收入對子代收入的影響相對較小，只有0.228；父代收入的對數只能解釋子代收入對數變化的9％～11％。④
　　Couch和Lillard認為，許多收入代際流動的研究在選取樣本時，將收入為0的樣本剔除在外的做法不甚合理。有鑒于此，他們同樣利用美國PSID調查的數據，將收入為0的樣本加入回歸模型中；另外，他們選取父親一年的收入，并分別選取兒子一年和四年的平均收入作為衡量代際收入的主要變量（Solon與之相反，他分別選取父親一年和四年的平均收入，并選取兒子一年的收入作為衡量代際收入的主要變量）。其研究結果表明：在考慮收入為0的樣本后，美國收入代際流動性明顯增強，父代收入對子代收入的影響相對較小。另外，父親收入對兒子短期收入的影響，比對兒子的長期收入的影響更大。⑤ 而Solon研究發現父親長期收入對兒子收入的影響，比父親短期收入對兒子收入的影響更大。
　　Corak和Heisz認為，不同收入組群父親的收入對子女收入的影響可能存在較大的差異。他通過分析加拿大有關個人收入與納稅狀況的相關數據，將父親五年內的年均收入以1美元、100美元、1000美元和3000美元為分界點，將樣本量分成4個組進行對比。其研究結果表明：總體上加拿大的收入代際效應不是很強，四個組群的收入代際彈性系數都略高于0.2，分別為0.228、0.227、0.237和0.242，這說明父親的年收入越高，其對子女收入的影響就越大。⑥
　　Aughinbaugh采用與Solon相同的研究方法，同樣利用PSID調查的相關數據，同樣選取子代在1951年—1956年這五年出生的人群，父親的收入同樣選取1967年—1971年的收入。其唯一與Solon不同之處在于他選取兒子在1989年的收入，而Solon選取的是兒子在1984年的收入。其比較結果發現：美國收入的代際影響明顯增強，如果只用1967年的收入來衡量父親收入，其收入代際彈性系數由1984年的0.386增長到0.397；如果選用1967年—1971年收入的平均數來衡量父親收入，其收入代際彈性系數由1984年的0.413增長到0.466。⑦
　　（二）國際比較
　　Bjorklund和Jantti利用瑞典生活水平調查的相關數據，選擇與Solon同樣的計量模型，分析瑞典收入的代際流動狀況，并將其與美國收入代際流動狀況進行比較。其結果指出：瑞典父代收入對子代收入的影響相對較小，其收入代際彈性系數為0.282，明顯小于美國的0.386。⑧
　　Solon通過對比各國已有的收入代際流動的研究結論，發現大部分有關美國和英國收入代際流動狀況研究所計算出的代際彈性系數均在0.4以上，而大部分有關瑞典和加拿大收入代際流動狀況研究所計算出的代際彈性系數均在0.3以下。由此，他得出美國和英國收入的代際流動性比加拿大和瑞典等國稍弱，其收入分配更不公平的結論。⑨
　　（三）性別比較
　　現有關于男女性別收入代際流動的對比研究并不多見，Dearden和Mchin對英國的研究，以及Chadwick和Solon對美國的研究是其中比較具有代表性的研究，他們的實證研究結果大相徑庭。
　　Dearden和Mchin等人利用一項有關英國發展研究的調查數據，通過選取父親1974年的收入和子女1991年的收入建立計量模型，對比父親收入對子女收入的影響差異。研究表明，美國存在較強的收入代際效應，父代對子代的影響因子女性別的不同略微有些差異，父親收入對兒子收入的影響略小于對女兒收入的影響，二者OLS的回歸系數分別為0.428和0.455；引入工具變量（父親職業地位）后，二者分別變成0.439和0.481。⑩
　　Chadwick和Solon利用美國PSID調查中的數據，通過截取1968年出生，1992年有收入的父親和女兒、父親和兒子的配對樣本。通過對比父親收入對子女收入的影響差異，發現父親收入對兒子收入的影響大于對女兒收入的影響，二者的收入代際彈性系數分別為0.535和0.429。(11)
　　（四）歷史比較
　　Levine和Mazumder利用美國國家跟蹤調查數據（NLS）和社會調查數據（GSS），通過建立收入代際流動的計量模型，對比1980年和1993年的代際流動狀況。其研究結果發現，1980年收入代際彈性系數為0.217，1993年上升至0.414，收入代際的繼承性有所加強，而流動性有所減弱。(12)
　　Nam與前面學者不同，他通過建立二元Logistic回歸模型探討美國收入的代際流動問題。他利用美國PSID的調查數據，根據收入將人群分成高收入組和低收入組；根據年齡將樣本人群分成1969年出生人群組和1979年出生人群組。以子代收入是否為高收入組或低收入組為因變量，以父代收入的組群、年齡、人種、子女年齡組群、父代收入組群和子女年齡組群的交互變量等為自變量，建立二元logistic回歸模型，對比兩個年齡組收入代際流動的變化趨勢。研究結果發現，近十年來，美國社會的收入不公平現象依舊非常嚴重，高收入人群的子女依然是高收入的可能性越來越大；而低收入人群的子女成為高收入組群的可能性隨著時間的推移沒有改觀，其擺脫父親影響，進入高收入組群的可能性依然很小。(13)
　　（五）簡單評述
　　綜合以上國外有關收入代際流動的研究，可以發現這些研究大都在探討父代收入對子代收入的影響，而分析教育與收入代際流動關系，探討教育促進收入代際流動功能的研究則相對較少。另外，這些研究主要集中在對發達國家，如美國、英國、加拿大和瑞典等國的情況進行分析，而對發展中國家收入代際流動狀況的研究則較少涉及。這些發達國家收入代際流動的研究結果表明，父代收入對子代收入具有較大的影響，并且父代的年收入越高，其對子代收入的影響也就越大。此外，不同國家收入代際流動狀況的對比結果發現，美國和英國收入的代際傳遞性強于加拿大和瑞典。也就是說，與瑞典和加拿大相比，美國和英國的收入分配不公平在代際之間傳遞的現象更為明顯。
　　與國外收入代際流動研究工作的開展形勢相比，中國學術界現有關于代際流動問題的研究主要集中在對職業代際流動的研究，對收入代際流動的研究則并不多見。其主要原因可能在于：在20世紀90年代初期以前，甚至在改革開放之后的十幾年內，由于市場經濟體制還未完全確立，中國居民的收入差距相對較小，因此收入的代際流動問題并沒有引起國內學者的關注。而到90年代后，隨著市場經濟體制的逐步確立，中國居民貧富差距日益擴大。聯合國開發計劃署2005年公布的統計數字顯示，中國2002年的基尼系數為0.45（國際公認的基尼系數警戒線是0.4），占總人口20％的最貧困人口占收入和消費的份額只有4.7％，而占人口20％的最富裕人口占收入和消費的份額高達50％，收入分配不平等問題將會成為制約中國經濟發展和社會穩定的一大問題。(14) 在此情況下，現階段中國居民的收入不平等在代際是否具有明顯傳遞的趨勢也日益引起人們的關注。有鑒于此，本文的實證研究部分將在分析中國現階段的收入代際流動特點的基礎上，重點探討教育促進收入代際流動的功能，以及這一功能隨中國市場化水平的提高所呈現的變化趨勢。
　　三、數據說明
　　本文主要采用北京大學教育經濟研究所《中國城鎮居民教育與就業情況調查—2004》的數據。本次調查樣本涉及中國12個省市，分別為北京、浙江、廣東、遼寧、湖北、安徽、山西、黑龍江、貴州、四川、陜西和甘肅。本次調查共有7522對代際數據。
　　由于本文在后面的實證分析部分將會探討中國城鎮居民教育促進代際流動的功能隨市場化水平的提高所呈現出的變化規律，所以本文將按照中國市場經濟體制的完善程度，把子女找尋工作的年代分為1978年前（計劃經濟時代）、1979年～1991年間（計劃經濟與市場經濟并存）和1992年后（市場經濟時代），并根據這一標準將調查樣本分為三個子樣本。其中，子女找尋工作的年代在1978年前的代際對應樣本共有2382對，在1979年～1991年間的代際對應樣本共有2422對，在1992年后的代際對應樣本共有2718對。
　　四、研究方法
　　（一）衡量收入代際流動程度的指標
　　本文將在采用收入的代際繼承性指數、代際流動性指數、代際流入指數和流出指數(15) 等指標的基礎上，特別引入了收入的代際彈性系數來分析中國城鎮居民收入的代際流動特點。
　　收入代際彈性系數主要用于衡量父代收入對子代收入的影響程度。收入代際彈性系數值越大，說明父親收入對子女收入的影響程度就越大，整個社會收入的代際流動程度就越小；相反，收入代際彈性系數值越小，說明父親收入對子女收入的影響程度就越小，整個社會收入的代際流動程度就越大。本文主要選用美國經濟學家Solon在其研究收入代際流動的經典文獻Intergenerational Income Mobility in the United States中提出的收入代際流動模型，來計算中國城鎮居民的收入代際彈性系數。(16) 收入代際流動模型如下：
　　
　　（二）通徑分析
　　在影響子女收入的因素當中，先賦性因素（如父親收入）和后致性因素（如子女教育狀況）的影響哪一個更大？為解決這一問題，本文將引入通徑分析技術，探討教育與收入代際流動的關系。
　　通徑分析是一種探索系統因果關系的統計方法，其著眼點主要在變量之間作用系數的分解上。(17) 這種統計方法通過引入中介變量，將一個變量對另一個變量的總作用分解成兩個變量之間的直接作用和通過中介變量所起的間接作用，并可以通過標準化的回歸系數進行直接作用和間接作用大小的比較。通徑模型如下所示：
　　
　　
　　五、中國城鎮居民收入代際流動的特點
　　為分析中國城鎮居民收入代際流動的特點，筆者分別根據父親和子女收入的高低，將父親和子女的收入進行四等分，即由高至低分為四個組群：高收入組群、中等偏上收入組群、中等偏下收入組群和低收入組群。2004年中國城鎮居民四個收入組群的代際流動狀況如表2所示。另外，筆者還將2004年父代和子代收入的對數、工作年數和工作年數的平方項帶入前面的收入代際彈性系數計量模型中，回歸結果如表3所示。綜合表2和表3的統計結果，可以發現中國城鎮居民收入代際流動狀況具有如下三個特點。
　　
　　1.中國城鎮居民收入存在較為明顯的代際傳遞現象。表2顯示城鎮居民四個收入組群的代際繼承性指數均明顯大于1，(18) 且其均值為1.35；四個收入組群的代際流動性指數均值小于1，為0.89；四個收入組群的流入指數／流出指數均小于1，且平均值都為0.89。這意味著中國城鎮居民收入代際雖然存在一定的流動性，但收入的傳遞現象更為明顯。
　　表3　2004年中國城鎮居民收入代際彈性系數

                     收入代際彈性系數      總體                0.320  最高收入組群            0.231中等偏上收入組群          0.020中等偏下收入組群          0.024  最低收入組群            0.378

　　注：因變量為子女收入對數，顯著性水平均為0.01。
　　2004年中國城鎮居民收入代際彈性系數的回歸結果同樣也表明城鎮居民父親的收入對子女的收入具有較大的影響。表3顯示總體的收入代際彈性系數為0.320，意味著父親的年收入每提高1％，子女的年收入將增加0.320個百分點。父親工作年數和子女工作年數項的回歸系數均大于0，且顯著性水平小于0.01，說明父親和子女工作年數的增加有助于提高子女的收入。
　　2.兩端收入組群的代際流動較為封閉，中間兩個收入組群的代際流動較為活躍。在四個收入組群當中，最高收入組群和最低收入組群的代際繼承性指數分別為1.55和1.52，大于中等偏上和中等偏下收入組群的1.15和1.16。與此同時，在四個組群的代際流入指數中，中等偏上和中等偏下收入組群的代際流入指數均為0.95，明顯高于最高收入組群的0.82和最低收入組群的0.83；而在四個組群的代際流出指數中，中等偏上和中等偏下收入組群的代際流出指數分別為0.94和0.96，高于最高收入組群的0.8和最低收入組群的0.85。這些統計數據說明：在中國城鎮居民當中，父親如果是最富或最窮收入人群，其子女繼續滯留在相應兩端收入組群的可能性較大；而父親如果是中等偏上或中等偏下收入人群，其子女流動到其他收入組群的可能性相對較大。
　　不同收入組群的父親收入對子女收入的代際彈性系數同樣也證實了中國城鎮居民兩端收入組群的代際流動較為封閉，中間兩個收入組群的代際流動較為活躍的特點。在父親分屬最高收入、中等偏上收入、中等偏下收入和最低收入這四個收入組群的收入代際彈性系數中，父親為最低收入組群的收入代際彈性系數最高，達0.378；最高收入組群其次，其收入代際彈性系數為0.231；相形之下，父親為中等偏上和中等偏下收入組群的收入代際彈性系數較小，僅為0.02和0.024。這意味著父親收入對子女收入的影響在兩端收入組群，即最高收入組群和最低收入組群表現得尤為明顯；而對于中間收入組群，如中等偏上和中等偏下收入組群，父親收入對子女收入也具有顯著的正向影響，但相對較小。換句話說，對于最高收入組群的子女而言，父親的高收入能夠為其收入的提高提供更多的保護和促進作用；對于最低收入組群的子女而言，父親的低收入有礙于其收入的提高；而對于中間收入組群的子女而言，父親收入的多少對其收入的影響相對較小。
　　3.收入代際流動范圍存在較為明顯的分割。與職業和行業流動相似，中國城鎮居民收入的代際流動范圍也呈現較為明顯的分割特征。在四大收入組群中，最高收入組群的子女除了囿于與父親相同的收入組群之外，其唯一具有明顯流動傾向的是流向中等偏上收入組群，其流向中等偏下和最低收入組群這兩個低收入人群的可能性非常小。中等偏上收入組群的流動性較強，其向上可流向最高收入組群，向下可流向中等偏下收入組群，并且流向前者的可能性略微大于流向后者的可能性。相形之下，中等偏下和低收入組群的子女更多地被困于低收入人群中。其中，中等偏下收入組群的子女唯一流動的可能性是向下流動到最低收入組群，而最低收入組群的子女除了滯留在與父親相同的最低收入組群之外，其唯一能夠流向的也僅是中等偏下的收入組群，其流向最高和中等偏上收入組群的可能性非常小。
　　以上的分析結果表明，中國城鎮居民收入在代際存在較為明顯的傳遞效應，多數子女依然滯留在與父親相同的收入組群。與此同時，中國城鎮居民收入在代際之間也具有一定的流動性，但其流動范圍存在較為明顯的分割特征，最高收入和中等偏上這兩個高收入人群之間的代際流動性都比較強；最低收入和中等偏下這兩個低收入人群之問的代際流動性也比較強；而高收入和低收入人群之間的代際流動性則比較弱。另外，中國城鎮居民收入的代際流動還呈現一個非常有意思的特點：兩端收入組群的代際流動匱乏，中間收入組群的代際流動頻繁，即最高收入和最低收入這兩端組群之間的代際流動較少，而中等偏上和中等偏下這兩個中間收入組群之間的代際流動性較大。
　　六、中國城鎮居民教育促進收入代際流動的功能
　　（一）子女收入的影響因素
　　本部分主要探討父親收入這一先賦性因素和子女教育這一后致性因素對子女收入的影響，所以收入通徑分析模型主要考慮父親收入、子女教育和子女收入這三個變量。其中，父親收入主要由父親2004年收入來測度，子女教育主要由子女受教育程度來衡量，子女收入主要由子女2004年收入來測量。通徑系數的計算結果如表4所示，通徑圖如圖所示。
　　表4　收入的通徑系數

                     自變量因變量       父親收入     子女教育子女教育    0.129子女收入    0.159          0.189

　　
　　收入通徑圖
　　收入通徑分析的結果表明，父親收入這一先賦性因素和子女教育這一后致性因素對子女收入均具有顯著影響。前者的通徑系數為0.159，后者的通徑系數為0.189，說明與父親收入這一先賦性因素相比，子女教育這一后致性因素對子女收入的影響更大。
　　父親收入對子女收入的影響可以分解為父親收入對子女收入的直接影響和父親收入通過影響子女教育繼而影響子女收入的間接影響。其中，父親收入對子女收入的總影響為父親收入對子女收入的簡單回歸系數，為0.183；父親收入對子女收入的直接影響為0.159，占總影響的比例為86.9％；父親收入通過影響子女教育繼而對子女收入產生的間接影響為0.129乘以0.189，乘積為0.024，間接影響占總影響的比例為13.1％。換言之，父代收入對子代收入的影響更多地表現為直接影響，其通過影響子女教育繼而影響子女收入的間接影響相對較弱。也就是說，教育在其中具有一定的復制原有經濟地位的功能，但這種復制功能相對較弱。
　　（二）教育對子女進入最高收入組群的作用
　　在上部分中，筆者將父親收入和子女收入分別進行四等分，分成最高收入組群、中等偏上收入組群、中等偏下收入組群和最低收入組群。為分析子女教育對其進入最高收入組群的作用，筆者建立一個二元logistic回歸模型：
　　
　　模型的因變量為“子女收入是否為最高收入組群”的二分類變量，如果子女收入為最高收入組群，二分類變量的值為1；如果子女收入并非為最高收入組群，二分類變量值為0。自變量有子女的受教育年數、父親的受教育年數以及三個有關父親收入組群的虛擬變量（最高收入組群、中等偏上收入組群和中等偏下收入組群，最低收入組群為收入組群虛擬變量的參考變量）。
　　表5的回歸結果表明，子女受教育程度的提高有助于其進入最高收入組群。子女受教育程度的B值為0.171，B的反對數值為1.186，說明子女的受教育年數增加一年，其進入最高收入組群的加權機會比例將增加18.6％，這意味著在控制了父親受教育程度和父親收入等家庭背景因素后，子女受教育年數的增加有助于提高其進入最高收入組群的可能性。
　　表5的回歸結果還表明，不同收入組群的子女進入最高收入組群的可能性存在較大的差異。父親是最高收入組群的exp（B）為3.639，說明最高收入組群的子女進入最高收入組群的可能性是最低收入組群子女的3.6倍；父親是中等偏上收入組群的exp（B）為2.188，說明中等偏上收入組群的子女進入最高收入組群的可能性是最低收入組群子女的2.2倍；父親是中等偏下收入組群的exp（B）為1.795，說明中等偏下收入組群的子女進入最高收入組群的可能性是最低收入組群子女的1.8倍。換言之，最高收入組群的子女繼續雄踞最高收入組群的可能性明顯高于其他三類收入組群的子女。中等偏上和中等偏下收入組群的子女進入高收入組群的可能性在四個收入組群中位居中間層次，低于最高收組群的子女，但卻高于最低收入組群的子女。相形之下，最低收入組群作為整個社會收入分配的最弱勢群體，其子女要想擺脫父代收入的影響，進入最高收入組群的難度相對較大。
　　表5　影響子女進入最高收入組群因素二元logistic模型的回歸結果(19)

                                  B值      顯著性水平       exp(B)    子女受教育程度               0.171       0.000          1.186  父親在最高收入組群             1.292       0.000          3.639  父親在中等偏上收入組群         0.783       0.000          2.188  父親在中等偏下收入組群         0.585       0.000          1.795  最高收入組群*子女教育         -0.054       0.000          0.947中等偏上收入組群*子女教育       -0.018       0.001          0.982中等偏下收入組群*子女教育       -0.014       0.001          0.9861979—1991年間*子女教育          0.031       0.000          1.032  1992年后*子女教育              0.050       0.000          1.051        截距項                  -3.989       0.000          0.019

　　父親所屬收入組群的虛擬變量與子女受教育年數的三個交互項的回歸結果表明，不同收入家庭的子女所接受的教育對其進入最高收入組群的作用存在一定的差異。父親為最高收入組群的虛擬變量和子女受教育年數的交互項的回歸系數為-0.054，B的反對數值為0.947；父親為中等偏上收入組群的虛擬變量和子女受教育年數的交互項的回歸系數為－0.018，B的反對數值為0.982；父親為中等偏下收入組群的虛擬變量和子女受教育年數的交互項的回歸系數為－0.014，B的反對數值為0.986。說明最低收入組群勞動者的子女接受教育對其進入最高收入組群的作用是最高收入組群勞動者子女教育作用的exp（0.054），即1.06倍；是中等偏上收入組群勞動者子女教育作用的exp（0.018），即1.02倍；是中等偏下收入組群勞動者子女教育作用的exp（0.014），即1.01倍。也就是說，在四類收入組群的勞動者子女當中，教育最有利于促進最低收入家庭勞動者的子女向上流動到最高收入組群。
　　為了進一步比較教育對于不同收入組群的子女進入最高收入組群的作用，本文將對父親收入為最高收入組群、中等偏上收入組群、中等偏下收入組群和最低收入組群這四類樣本分別進行二元logistic回歸。模型的因變量為子女是否在最高收入組群，自變量為子女的受教育年數。回歸結果顯示，最低收入組群子女的受教育年數的exp(B)值最高，為1.226；中等偏上和中等偏下這兩個中間收入組群的子女受教育年數的exp（B）值居中，分別為1.150和1.162；最高收入組群的子女受教育年數的exp（B）值最小，為1.127。四類樣本的回歸結果與父親收入組群和子女受教育年數交互項的回歸結果完全一致。這意味著：與其他三類收入組群的子女相比，最低收入家庭的子女受教育程度的提高更有利于其進入最高收入組群。
　　收入通徑分析的結果表明，子女受教育程度這一后致性因素對子女收入的影響，比父親收入這一先賦性因素的影響更大。二元Logistic計量回歸模型的結果同樣也表明，子女受教育年數的增加，有助于其進入最高收入組群。此外，不同收入組群的子女教育對其進入最高收入組群的作用對比結果發現，在四類收入組群的子女中，最低收入組群子女受教育年數的提高對其實現經濟地位的躍升最為有利。換言之，教育有利于促進低收入家庭的子女向上流動成為高收入人群，從而有助于促進收入的代際流動。也就是說，在中國城鎮，教育雖然在一定程度上在復制原有的經濟地位體系，但從總體上看，教育有助于促進弱勢經濟地位家庭的子女實現經濟地位的躍升，與教育復制原有經濟地位體系的功能相比，教育促進收入代際流動的功能更強。
　　七、中國城鎮居民教育促進收入代際流動功能的變化趨勢
　　為分析教育促進收入代際流動的功能隨中國城鎮市場化水平的提升所呈現的變化趨勢，筆者將構建1979年～1991年間這一時間虛擬變量與子女受教育年數，以及1992年后這一時間虛擬變量與子女受教育年數的交互項（時間虛擬變量以1978年前為參考變量）。這兩個交互項的回歸結果顯示（見表5），前一交互項的B值為0.031，B的反對數值為1.032；后一交互項的B值為0.050，B的反對數值為1.051。說明1979年～1991年間子女教育對其進入最高收入組群的作用是1978年前的1.032倍，到1992年后則擴大為1.051倍。
　　為更詳細對比三個時段教育促進收入代際流動的功能所存在的差異，本文根據子女第一找尋工作的時間，將調查數據分成1978年前、1979年～1991年間和1992年后三個部分分別進行二元logistic回歸。回歸結果同樣證實了研究假設四（見表6），即隨著市場化水平的提升，子女受教育的增加對其進入最高收入組群的作用日益增強。其中，1978年前子女受教育程度的exp(B)值為1.232，說明子女受教育年數每增加一年，其進入最高收入階層的加權機會比例將增加23.2％；1979年～991年間子女受教育程度的exp(B)值略微上升至1.242，1992年后子女受教育程度的exp(B)值繼續上升至1.269。說明子女受教育年數每增加一年，在1979年～1991年間，其進入最高收入階層的加權機會比例將增加24.2％；在1992年后，其進入最高收入階層的加權機會比例將增加26.9％。
　　為探討三個時段當中，最低收入組群子女接受教育對其進入最高收入組群的作用的變化趨勢，筆者在三個時間段樣本中均構建了父親為最低收入組群這一虛擬變量和子女受教育程度的交互變量。回歸結果顯示（見表6）：在三個時間段樣本中，1978年前交互變量的系數為0.048；1979年—1991年間交互變量的系數為0.034，無法通過顯著性水平檢驗；1992年后交互變量的系數為0.067。這說明1978年前，最低收入組群勞動者子女接受教育對其進入最高收入組群的作用是其他收入組群的exp(0.048)，即1.049倍；1979年～1991年間二者無顯著性差異；到1992年后前者對后者的優勢略微上升至exp(0.067)，即1.069倍。這意味著教育促進弱勢經濟地位家庭的子女向上流動到最高收入組群的功能，隨著中國城鎮市場化水平的提高而日趨明顯。
　　表6　三個歷史時段教育對子女進入最高收入階層作用的對比

                           1978年前      1979年—1991    1992年后                           exp(B)         年間exp(B)      exp(B)    子女受教育程度         1.232***       1.242***       1.269***  父親為最高收入組群       2.865***       2.987***       5.090***父親為中等偏上收入組群     1.999***       1.926***       2.642***父親為中等偏下收入組群     1.971***       1.555*         1.875***    父親為最低收入         1.049**        1.035          1.069***    組群*子女教育       截距項              0.013***       0.017***       0.006***

　　注：***表不顯著性水平為0.01，**表不顯著性水平為0.05，*表示顯著性水平為0.1，父親為最低收入組群*子女教育表示父親是否為最低收入組群的虛擬變量和子女受教育年數的交互變量。
　　以上分析結果表明，教育作為一種重要的代際流動機制，其促進收入代際流動，尤其是促進低收入家庭的子女實現經濟地位躍升的功能，隨著市場化水平的提升呈現日益增強之趨勢。對于造成這一趨勢的原因，筆者試圖進行如下猜測和解釋。
　　1.市場化水平的提高有助于提高教育收益。教育作為一種人力資本，其通過提高勞動生產率繼而提高勞動者收入的前提條件是勞動力市場必須是完全競爭和充分流動的。在傳統的計劃經濟體制下，中國并不存在嚴格意義上的勞動力市場，勞動者初次就業所確定的職業往往會伴其一生，終生難以改變；另外，在計劃經濟體制下，影響勞動者收入的決定性因素主要是其工作年數，而非其教育水平。在這種普遍缺乏競爭和流動的情況下，個人教育與收入之間的關系就難以得到充分實現。(20) 改革開放后，隨著市場化水平的提升，勞動力市場的競爭性和流動性有所增強，勞動者的收入更多由個人能力而非工作年數所決定，在此情況下，凝聚在勞動者身上的人力資本的價值就得以相對充分的體現。這使得在改革開放后，尤其是在1992年開始參加工作的子代自身教育水平的作用得以充分發揮，有助于提高其收入，從而有利于促進收入的代際流動。
　　2.高收入的新興職業和行業對從業人員的受教育程度有一定要求。改革開放后，隨著市場化水平的提升和科學技術的不斷進步，社會地位較高的新興職業及收益較高的新興行業層出不窮，這些新興職業和行業知識含量較高，所以它們對從業人員的受教育程度的要求也相對較高。這使得接受過較高程度教育人群的子女，尤其是接受過較高程度教育的低收入人群子女有更多的機會進入這些高收入的新興職業和行業，從而順利地從較低收入組群中流出，并向上流動到經濟地位較高的收入組群。
　　3.隨著市場化水平的提升，后致性因素在個人經濟地位實現過程中的作用不斷增強。伴隨著中國市場化水平的提升，整個社會開放性愈來愈強，個人的后致性因素在其社會地位和經濟地位獲得過程中扮演越來越重要的作用。此外，因計劃生育政策而空余出的和因農民工進城而創造出的高收入職業和高收益行業崗位，以及因“接班和頂替”現象取消后而空余出的高收益行業崗位，更青睞于接受過一定程度教育的城鎮居民勞動者的子女。這為接受過較高程度教育的低收入群子女提供了更多進入這些高收入的職業和行業崗位工作的機會，從而有助于其實現經濟地位的代際躍升。
　　八、結論及啟示
　　本文利用北京大學教育經濟研究所《中國城鎮居民教育與就業情況調查—2004》的數據，首先通過收入代際繼承性和流動性指數、收入代際彈性系數等指標分析中國城鎮居民收入代際流動的特點；而后運用通徑分析技術和二元Logistic回歸模型探討教育促進收入代際流動的功能；最后分析教育的這一功能隨中國市場化的提高所呈現出的變化趨勢，并對相關研究結果進行原因解釋。研究結論歸納如下。
　　1.中國城鎮居民收入代際之間存在較為明顯的傳遞效應，多數子女依然滯留在與父親相同的收入組群。并且，中國城鎮居民收入代際流動還呈現兩端收入組群的代際流動較為封閉，中間兩個收入組群的代際流動較為活躍的特點。
　　2.與父親收入這一先賦性因素相比，子女教育這一后致性因素對其收入的影響更大。此外，中國城鎮居民子女，尤其是低收入家庭的子女，其受教育年限的增加有助于其進入最高收入組群。換言之，在中國城鎮，教育作為一種重要的代際流動機制，有助于促進弱勢經濟地位家庭的子女實現經濟地位的躍升，具有較強的促進代際流動的功能。
　　3.隨著市場化水平的提升，教育促進收入的代際流動，削弱收入分配不公平在代際之間傳遞的程度，改善整個社會收入公平狀況的功能日益增強。其原因可能在于：市場化水平的提高有助于提高教育收益；高收入的新興職業和行業對從業人員的受教育程度有一定要求；隨著市場化水平的提升，后致性因素在個人經濟地位實現過程中的作用不斷增強。
　　當前，中國正處于從傳統的計劃經濟體制向市場經濟體制的轉型時期。在這一轉型時期當中，伴隨經濟的高速增長，社會成員之間的收入差距日益擴大，社會階層的分化亦日趨嚴重。這些因素不利于中國經濟的長遠發展和社會的長期穩定，有礙中國和諧社會的構建。本文的研究結果表明：教育作為一種重要的代際流動機制，有助于促進收入的代際流動，有利于避免收入不平等在代際之間的傳遞，有益于促進社會公平。換言之，在中國，教育能夠增加勞動者子女，尤其是出身于社會經濟地位較低人群子女的人力資本，以彌補其在先賦性因素方面的競爭劣勢，使其具有相對公平的就業平臺，從而為其提供進入高收入階層的機會。這將有助于促進社會各收入階層的流動，有利于社會關系的重構，使得整個社會系統具有足夠的平衡性和動力保持良性運轉，進而有益于促進社會經濟快速、有序、健康的發展和維持國家的長治久安。有鑒于此，政府要在發掘教育經濟價值的同時，也應該重視教育所具有的促進代際收入公平的社會功能。
　　注釋：
　　① 許欣欣.從職業評價與擇業趨向看中國社會結構變遷[A].李培林，等．中國社會分層[C].北京：社會科學文獻出版社，2004.
　　② 收入代際彈性系數主要衡量父代收入對子代收入的影響程度，收入代際彈性系數的計算方法在研究方法部分將有詳細解釋。
　　③(16) Solon,G.Intergenerational Income Mobility in the United States[J].The American Economic Review,1992,No.3.
　　④ Elizabeth,H.Peters.Patterns of Intergenerational Mobility in Income and Earnings[J].the Review of Economics and Statistics,1992,Volume 74,No.3.
　　⑤ Couch,A.Kenneth & Lillard,R.Dean.Sample Selection Rules and the Intergenerational Correlation of Earnings[J].Labor Economics,1998,Volume 5,Issue3.
　　⑥ Corak,Miles & Heisz,Andrew.The Intergenerational Earnings and Income Mobility of Canadian Men Evidence from Longitudinal Income Tax Data[J].the Journal of Human Resources,1999,Volume 34,No.3.
　　⑦ Aughinbaugh,Alison.Reapplication & Extension Intergenerational Mobility in the United States[J].Labor Economics,2000,Volume 7,Issue 6.
　　⑧ Bjorklund,Anders & Jantti,Markus.Intergenerational Income Mobility in Sweden Compared to the United States[J].the American Economic Review,1997,Volume 87,No.5.
　　⑨ Solon,G.Cross-Country Differences in Intergenerational Earnings Mobility[J].the Journal of Economic Perspectives,2002,Volume 16,No.3.
　　⑩ Lorraine Dearden,et al.Intergenerational Mobility in Britain[J].the Economic Journal,1997,Volume 107,No.440.
　　(11) Chadwick,Laura & Solon,Gary.Intergenerational Income Mobility among Daughters[J].the American Economic Review,2002,Volume 92,No.1.
　　(12) Levine,David I.& Mazumder,Bhashkar.Choosing the Right Parents:Changes in the Intergenerational Transmission of Inequality Between 1980 and the Early 1990s[A].Working Paper Series[C].Federal Reserve Bank of Chicago,2002.
　　(13) Nam,Yunju.Is America Becoming More Equal for Children Changes in the Intergenerational Transmission of Low and High Income Status[J].Social Science Research,2004,Volume 33,Issue 2.
　　(14) 中國新聞網．經濟全球化是貧富差距禍首？應打破壟斷消除不公[EB/OL].http://www.chinanews.com.cn/news/2005/2005-09-29/8/632704.shtml.
　　(15) 代際流動性和繼承性指數、代際流入和流出指數等指標說明詳見郭叢斌、丁小浩：《職業代際效應的勞動力市場分割與教育的作用》，載《經濟科學》，2004年第3期。
　　(17) 郭志剛．社會統計分析方法——SPSS軟件應用[M].北京：中國人民大學出版社，2003.
　　(18) 代際繼承性／流動性指數等于1，表示不同收入組群的代際流動機會完全不受家庭經濟地位的影響。代際繼承性指數越大于1，表示子女滯留在與父親相同收入組群的可能性就越大；代際流動性指數越大于1，表示子女流向與父親不同收入組群的可能性就越大；某一收入組群的代際流入指數大于1越多，表示整個社會的子代流入這一收入組群的可能性就越大；某一收入組群的代際流出指數越大于1，表示父親隸屬這一收入組群，其子代流入其他收入組群的可能性就越大。
　　(19) 因變量為子女的收入是否為最高收入組群，最高收入組群*子女教育表示父親是否為最高收入組群的虛擬變量和子女受教育年數的交互變量；中等偏上收入組群*子女教育表示父親是否為中等偏上收入組群的虛擬變量和子女受教育年數的交互變量；中等偏下收入組群*子女教育表示父親是否為中等偏下收入組群的虛擬變量和子女受教育年數的交互變量；1979年-1991年間*子女教育表示子女是否在1979年-1991年間第一次找到工作的虛擬變量和子女受教育年數的交互變量；1992年后*子女教育表示子女是否在1992年后第一次找到工作的虛擬變量和子女受教育年數的交互變量。
　　(20) 陳曉宇．論中國高等教育成本補償[D].北京大學教育學院博士論文，1999.
教育研究京3～14G1教育學郭叢斌/閔維方20082008
教育/收入/代際流動/市場化水平
　　education/income/intergenerational mobility/level of marketing orientation
Research on the Relationship between Education and Intergenerational Income Mobility of Chinese Urban Household With the data of“Chinese Urban Household Education and Employment Survey(CHUHEES)—2004”by Educational Economic Research Institute of Peking University,quantitative research has been made on the relationship between education and intergenerational mobility of Chinese urban household,which analyzes the eharacteristics of the intergenerational income mobility of Chinese urban household through the index of intergenerational income inheritance and mobility and that of intergenerational income elasticity coefficient,exploring the function of education to promote intergenerational income mobility with the method of path-analysis and binary logistic regression,analyzing the changing tendency presented by this function of education with the improvement of the marketing orientation level of China and giving reasons and explanations on the research results.According to the research results,there is rather obvious passing domino effect in the intergenerational income of Chinese urban household;most children still resort in the same income group with their fathers;as a kind of important mechanism of intergenerational mobility,education is beneficial to promote the children of weak group to realize the upgrading of their economic social position,which has quite strong functions to promote intergenerational mobility.With the improvement of the level of marketing orientation,the function of education to promote the intergenerational income mobility and to improve the income equity of the whole society is getting stronger and stronger.
利用北京大學教育經濟研究所《中國城鎮居民教育與就業情況調查—2004》的數據，對中國城鎮居民教育與收入代際流動的關系進行定量研究。通過收入代際繼承性和流動性指數、收入代際彈性系數等指標分析中國城鎮居民收入代際流動的特點，運用通徑分析技術和二元Logistic回歸模型探討教育促進收入代際流動的功能，分析教育的這一功能隨中國市場化水平的提高所呈現出的變化趨勢，并對研究結果進行原因解釋。研究結果表明，中國城鎮居民收入代際存在較為明顯的傳遞效應，多數子女依然滯留在與父親相同的收入組群；教育作為一種重要的代際流動機制，有助于促進弱勢群體的子女實現經濟社會地位的躍升，具有較強的促進代際流動的功能；隨著市場化水平的提高，教育促進收入代際流動，改善整個社會收入公平狀況的功能也日益增強。
作者：教育研究京3～14G1教育學郭叢斌/閔維方20082008
教育/收入/代際流動/市場化水平
　　education/income/intergenerational mobility/level of marketing orientation

網載 2013-09-10 21:26:51

驗證：