教育對不同收入水平農民代際流動的影響研究＊
——基于對中國家庭追蹤調查的分析

朱 利 ， 張 丹 ， 陳湘靈

（四川農業(yè)大學經濟學院，四川 成都 611130）

0 引言

近年來，社會上的一系列關于代際矛盾的聲音引起了廣泛討論。諸如馬云的“996工作制”、嗶哩嗶哩網(wǎng)站于“五四”青年節(jié)發(fā)布的展現(xiàn)當代年輕人優(yōu)渥生活的視頻——《后浪》等聲音，都愈發(fā)暴露出了這個時代的貧富差距、代際矛盾等社會公平問題。真正的公平需要跨代流動，農民作為代際流動階級的弱勢群體，面臨著階級固化的困境。我國是農業(yè)大國，自20世紀90年代至今我國城市化經歷加速發(fā)展階段，推動農村人口涌向城市。農村居住人口和農業(yè)從業(yè)人員將大幅下降，但數(shù)量依舊龐大，由此產生了不少社會問題，尤以“三農”問題為顯。

傳統(tǒng)最小二乘回歸的原理是均值回歸，但均值回歸很容易受到極端值的影響。考慮到不同收入水平農民存在的異質性，研究使用了分位數(shù)回歸方法，按照因變量的條件分位數(shù)對自變量進行回歸，從而更好了解尾部低收入農民水平的特征，并以此為依據(jù)增加農村低收入家庭子女向上流動的可能性。

1 農民子代收入的影響因素

多種因素都會對子代收入造成多維度的影響，其中包括父代收入、子代受教育水平、性別、地區(qū)、心理認知等，文章主要探討父代收入與子代受教育水平這兩個因素對子代收入的影響。通徑分析是利用通徑系數(shù)分析多個自變量與因變量之間相關關系的一種方法。收入通徑分析模型考慮父代收入、子代教育和子代收入這三個主要變量。其中父代和子代收入由CFPS中獲取的2010年個體年收入的對數(shù)來測度，子代受教育水平由2010年子代受教育年限來衡量。計算出來的各年收入通徑圖如圖1所示。

圖1 2010年收入通徑圖

根據(jù)圖1收入通徑分析結果顯示，父代收入和子代教育這兩個因素對子代收入均有不同程度的影響。前者的通徑系數(shù)為0.062，后者的通徑系數(shù)為0.217，說明子代教育這一后致性因素對子代收入的影響程度更大，是父代收入這一先賦性因素對子代收入的影響程度的3.5倍。

父代收入對子代收入的影響可以分解為父代收入對子代收入的直接影響以及父代收入通過影響子代教育繼而影響子代收入的間接影響。根據(jù)分析，總影響為父代收入對子代收入的分位數(shù)回歸系數(shù)，即0.297 9；其中直接影響為0.062，占總影響的20.81%；間接影響為0.013乘以0.217，等于0.002 821，占總影響的0.95%。根據(jù)分析結果，父代收入對子代收入更多地呈現(xiàn)為間接影響。這也從側面說明教育可以在一定程度上提升農民個體收入水平，并且在代際收入流動過程中的作用較強。雖然父代收入對子代收入有一定影響，但教育能改善這種不利情況，促進代際流動。

2 農民不同群體之間代際收入流動差異性

Solon（1992）通過引入年齡的二次方項來衡量個體處于不同生命周期的收入差異，用以下模型來計算代際收入彈性：

其中：下標i代表個體，上標c代表子代，上標p代表父代，Yi代表的是子代的收入，Yip代表的是父代的收入，age代表年齡，ui是隨機擾動項。系數(shù)β是代際收入彈性，指父代收入上升1%時，子代收入變動的百分比。β越大，代際收入彈性越高，代際流動性越低[1]。

利用模型（1），分別選取了10分位、20分位、30分位、40分位、50分位、60分位、70分位、80分位、90分位共九個分位點對CFPS的數(shù)據(jù)進行了代際收入彈性的測量。其中10分位和20分位代表低收入水平，80分位和90分位代表高收入水平，其余則代表中等收入水平。CFPS的數(shù)據(jù)結果如圖2所示。

圖2 2010、2012、2014、2016年中國農民代際收入彈性系數(shù)

利用模型（1）計算農民代際收入彈性，回歸系數(shù)即代際收入彈性。根據(jù)圖2分位數(shù)回歸后輸出的結果可知，2010年、2012年和2014年我國農民的代際收入彈性在不同收入層次上的差別較大。總體看來，代際收入彈性與收入呈現(xiàn)負相關關系，代際收入彈性隨著父代收入的增加大體上呈現(xiàn)遞減的趨勢，大致集中在0.2～0.4。低收入水平的家庭代際收入流動性更低，高收入水平的家庭代際收入流動性較高，即在高收入群體中父代收入對子女收入的代際流動性傳遞作用更加突出顯著。這說明低收入水平的家庭代際流動困難，貧困家庭的子女要想擺脫經濟困境的可能性較小，反映了“富者越富，貧者越貧”以及收入差距過大造成的社會不公平的現(xiàn)狀。

橫向來看，從2010—2016年，我國農民的代際收入彈性在波動中呈現(xiàn)下降的趨勢，各收入層次農民差距逐漸變小，代際流動情況得到了總體改善。2016年我國農民的代際收入彈性約為0.06，其中10分位數(shù)的代際收入彈性為負值，這與我國代際流動情況的改善、低收入層次農民的自身特殊情況以及樣本的特殊性有關。

3 教育對農民的代際收入流動的效用

對農村低收入家庭而言，要想擺脫貧困、提升自身經濟地位，必須重視教育。為了研究教育在代際流動中扮演的角色，建立了人力資本理論。在代際收入流動模型的基礎上，加入子代受教育程度這一變量，利用模型（2）分析教育對代際收入流動彈性的影響。

第二部分引入了受教育年限這一中間變量估計代際收入彈性系數(shù)，比較引入中間變量前后β的變化，受教育年限的回歸系數(shù)就是所謂的教育回報率，代表的是每增加一年或者一個階段教育所帶來的子代收入對數(shù)提高的百分比，用來衡量教育對收入的影響。

其中：edu表示受教育年限。如果加入受教育程度之后，代際收入彈性系數(shù)趨于下降，則說明教育對提高農民收入、阻礙代際收入流動具有一定程度的影響；如果系數(shù)隨著分位點的增加而趨于下降，說明教育回報率在低收入人群中更加顯著。

圖3 加入教育之后的2010、2012、014、2016年中國農民代際收入彈性系數(shù)

結果顯示，父代收入、子代收入以及受教育年限總體上隨著時間的推移逐年在增加，但子代收入高于其父代的，且分布也更為集中。圖3回歸結果表明，2010年、2012年和2014年10分位處的彈性值明顯高于90分位。總體而言，低收入群體的代際流動性小于高收入群體，這說明了家庭資源的積累對子代具有積極作用，而大多低收入家庭則由于各方面條件的限制，其子代收入嚴重受父輩的貧困所影響而水平較低，其代際流動性顯著弱于高收入群體。而2016年由于10分位數(shù)處的特殊值存在打破了這種僵局，各收入水平農民的代際流動有趨于一致的傾向。

加入子代受教育程度這一變量之后，各年和各收入水平層次的代際收入彈性都明顯減小，模型的擬合優(yōu)度提升。子代對父代財富積累和社會資源的依靠程度減少，我國農民整體代際流動水平顯著提高表明了在社會環(huán)境的總體改善和國家政策幫扶之下，21世紀的農民正在逐步解除自身限制，其經濟地位在逐步提升。同時表明了教育能降低農民代際收入彈性，改善農民自身的階級固化困境。這說明教育是影響子代收入的一個重要因素，是提高收入、有效促進代際流動、促進社會公平的一項重要舉措，對提升農民教育總量和質量提供了理論依據(jù)。

4 結論

文章研究基于CFPS2010—2016年獲取的個體和家庭調查數(shù)據(jù)，分別測度了我國農村居民的代際收入彈性系數(shù)和教育對農村居民代際收入流動性的影響，對比分析了教育在對農村居民代際收入流動傳遞過程中所產生的作用與影響，結論如下：

1）農民代際收入流動的轉移與父代收入的增加正向相關。隨著父代收入的逐步增加使得可轉移的代際收入隨之不斷增加，其子女所相應獲得的代際流動收入的轉移也不斷增多，社會階層的固化也逐漸顯現(xiàn)。

2）教育對農民子代收入的影響作用超過了父代收入對其的影響。父代收入作為一種先決性因素對子代收入產生的影響固然顯著，但與引入了受教育年限這一變量后教育對子代收入所產生的作用相比，其結果發(fā)生了顯著性變化。在子代收入的分布狀況已知時，教育年限的高低正向作用于子代收入的高低。且不難看出，隨著父代收入分位點的不斷增加這一正向作用的程度也隨之逐步增長，父代收入的增長會使得其對子代的教育投資力度相應增加，從而進一步地為高收入水平家庭的子女增加了就業(yè)的競爭力與未來成功的可能性，進一步地可能會導致階層固化。但從另一個角度來看，教育作為一種突出的代際流動機制超越了父代收入對子代收入的影響，也會進一步促進階層的流動。受教育年限的增加，特別是低收入家庭的子女受教育年限的增加，對于其人力資本的增加、實現(xiàn)經濟水平的提升和促進經濟階層的流動意義重大。

3）引入教育這一中間變量后，父代收入對子代收入的影響并不是嚴格遞增與顯著，其無法顯著影響處于高分位點時的子代收入，這說明了教育是影響代際收入流動的機制，但不是唯一的機制，還有其他多種機制能對代際收入流動產生或多或少的影響。這些機制可能是社會關系網(wǎng)絡、生理遺傳因素或其他無法預測的因素。