楊金峰

內(nèi)容摘要：本文用2002年的CHIPS數(shù)據(jù)，對(duì)城市的收入代際彈性進(jìn)行了估計(jì)，發(fā)現(xiàn)介于0.27-0.32之間，且非常顯著；進(jìn)一步利用土改時(shí)家庭成分劃分的數(shù)據(jù)，對(duì)家庭成分的影響做了量化分析，筆者認(rèn)為其增強(qiáng)了代際流動(dòng)性。

關(guān)鍵詞：代際流動(dòng) 家庭成分 城市 戶口

文獻(xiàn)回顧

關(guān)于代際流動(dòng)的定義，學(xué)術(shù)界有多種闡釋。有一種觀點(diǎn)認(rèn)為是子輩在經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位的分配中所處的位置相對(duì)于其父輩位置變動(dòng)的程度，其研究方法主要是考察社會(huì)流動(dòng)性變化。也有人依據(jù)子輩的經(jīng)濟(jì)排名獨(dú)立于父輩的程度，通行的方法是分析代際收入彈性，或者通過(guò)姓氏特征進(jìn)行判別（郝煜，2013；陽(yáng)義南、連玉君，2015）。本文采納第二種定義，并用代際相關(guān)系數(shù)作為衡量指標(biāo)。一般而言，在穩(wěn)定、健康的社會(huì)中，代際相關(guān)系數(shù)介于0.1-0.7之間。如北歐國(guó)家大致處于0.1-0.3之間，英美約為0.4-0.5左右，中國(guó)在0.6左右，拉美則更高（郝煜，2013）。利用家庭成分進(jìn)行研究的文獻(xiàn)較少，國(guó)內(nèi)來(lái)看，佐藤宏與李實(shí)（2008）考察了家庭成分的劃分對(duì)教育代際流動(dòng)的影響，發(fā)現(xiàn)地主及富農(nóng)家庭16-18歲的孩子受教育水平顯著高，進(jìn)而認(rèn)為教育的代際傳遞性較高。改革開(kāi)放之前，我國(guó)的企事業(yè)單位內(nèi)存在“子承父業(yè)”的接班制度（“子女頂替就業(yè)制度”），1978年以后，為解決返城知青就業(yè)問(wèn)題，仍延續(xù)了五年左右，期間辦理退職、退休的約有1220萬(wàn)人，子女頂替的達(dá)到900萬(wàn)人，這部分人的職業(yè)代際流動(dòng)性接近于1（王愛(ài)云，2009；姚佳勝，2014）。

研究方法及數(shù)據(jù)

本文采用2002年的CHIP（中國(guó)家庭收入項(xiàng)目調(diào)查）數(shù)據(jù)，來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)部門(mén)專業(yè)的調(diào)查收集，調(diào)查內(nèi)容集中在包括生產(chǎn)、收入、就業(yè)、消費(fèi)等方面。之所以采用2002年的城市數(shù)據(jù)，是由于僅在2002年存在家庭成分劃分調(diào)查，且無(wú)法從農(nóng)村家庭收入中分離出個(gè)體收入。

傳統(tǒng)上我國(guó)是男性為主導(dǎo)的社會(huì)結(jié)構(gòu)，雖然新中國(guó)成立后“男女平等”的思想得到倡導(dǎo)，但2002年之前，基本趨勢(shì)并未發(fā)生劇烈改變，男性戶主的收入在家庭總收入中占比很高。

從表1可以看到，子輩平均收入為6032元，遠(yuǎn)低于父輩的平均收入11318元，同時(shí)其標(biāo)準(zhǔn)差也小于父輩，這主要是由于工作年限的差別所致，符合現(xiàn)實(shí)狀況。子輩平均年齡為23歲，父輩的平均年齡為51歲，代際年齡差別為28歲，這可能與計(jì)劃生育、晚婚晚育政策的推行有關(guān)。因?yàn)樵谒脭?shù)據(jù)為城市家庭，獨(dú)子家庭占比為89.2%，兩個(gè)子女的占比僅為10.7%。此外，筆者計(jì)算了每個(gè)家庭父母平均年齡與子女年齡差，介于19-48歲之間。從數(shù)據(jù)來(lái)看，存在不少統(tǒng)計(jì)錯(cuò)誤及不適合計(jì)算代際收入彈性的情況，如單親或無(wú)孩家庭、子女年齡大于父母等，我們對(duì)此類情況進(jìn)行了剔除，并排除離異等因素的影響。

表2為不同階層的收入及人力資本差別。根據(jù)戶主父母的成分信息，判定戶主家庭的成分：如果雙方皆為貧農(nóng)，則判定為貧農(nóng)成分；其他情況則為貧農(nóng)家庭成分。戶主的成分情況：貧農(nóng)階層為4952名，占比為80.78%；地主階層為1178名，占比為19.22%。

計(jì)算父輩收入對(duì)子輩收入的影響的幅度，其核心估計(jì)方程如下：

y1=α+βyy0+ε （1）

其中，y1代表子輩對(duì)數(shù)收入，y0代表父輩對(duì)數(shù)收入，β0即為代際收入彈性。當(dāng)然，我們更關(guān)心的是家庭成分劃分，因而在方程中加入交叉項(xiàng)如下：

y1=α+βyy0+γland+μy0*land+ε （2）

其中，land是一個(gè)代表是否為地主階層的二元變量，地主階層為1，貧農(nóng)階層為0。一般認(rèn)為，個(gè)人收入與年齡、年齡的平方、教育年限有很大關(guān)系，因而將子輩教育年限、子輩與父輩的年齡加入到估計(jì)方程中：

y1=α+βyy0+γland+μy0*land+τX(jué)+ε （3）

由于所用數(shù)據(jù)為2002年截面數(shù)據(jù)，而一個(gè)人的收入與其所處的生命歷程階段有關(guān)，在X中包含了子輩年齡、父輩年齡及兩者平方項(xiàng)。一般文獻(xiàn)認(rèn)為，子輩收入還與家庭的人脈、工作年數(shù)、健康狀況、教育年限直接相關(guān)（陳琳、沈馨，2016），筆者也考慮了這些變量。

回歸結(jié)果及分析

首先，基于（1）式進(jìn)行回歸，且采納父親-全體子女（不平均）這一配對(duì)，只看子輩收入與父輩收入、家庭成分及后者交叉項(xiàng)的關(guān)系，可以發(fā)現(xiàn)，地主階層這一身份給子輩收入帶來(lái)顯著的正向影響，但交叉項(xiàng)顯著為負(fù)，表明對(duì)于地主階層，父輩對(duì)子輩的收入影響受到了削弱。表3第（2）-（3）列，增加了對(duì)父子年齡的控制，發(fā)現(xiàn)不能對(duì)上述影響帶來(lái)大的變化。當(dāng)表3第（4）-（5）列考慮了教育年限及是否在改革開(kāi)放后出生，地主階層中的代際彈性稍有強(qiáng)化，且顯著性降低。第（6）列，加入了全部變量，和（4）-（5）列的結(jié)果類似。

從表3可以看出，我國(guó)城市的代際收入彈性約為0.27-0.32，說(shuō)明城市的社會(huì)流動(dòng)性較高，暫時(shí)沒(méi)有固化的危險(xiǎn)。

在四個(gè)回歸中，交叉項(xiàng)“家庭成分*父輩收入”在10%的水平上顯著，且系數(shù)穩(wěn)定在-0.18～-0.38之間，表明家庭成分確實(shí)能對(duì)代際流動(dòng)系數(shù)造成顯著影響。相比于土改時(shí)家庭貧窮的階層，那些較為富裕的階層，其子輩與父輩收入的相關(guān)性更弱。

此外，只有涉及兒子或父親出現(xiàn)的配對(duì)，才能看到較為顯著的家庭成分系數(shù)，而存在母親或單獨(dú)考察女兒的配對(duì)中，家庭成分的影響并不顯著，這符合家庭成分的判定規(guī)則—隨父原則。

結(jié)論

中國(guó)是否能跨越“中等收入陷阱”還面臨進(jìn)一步考驗(yàn)，著力增強(qiáng)社會(huì)的流動(dòng)性、防止社會(huì)階層固化顯得極為重要。本文用2002年的CHIPS數(shù)據(jù)，對(duì)代際收入彈性進(jìn)行了估計(jì)，得到結(jié)果在0.27-0.32之間。更進(jìn)一步，研究家庭成分如何影響代際收入彈性，得到的結(jié)果顯示劃分為地主階層的家庭，父輩收入對(duì)子女的傳遞受到了削弱。

家庭成分發(fā)揮影響是通過(guò)背后能夠調(diào)動(dòng)的資源達(dá)到的，反觀當(dāng)前某些城市的戶籍限制，與此種制度安排有異曲同工之妙，但卻是向著強(qiáng)化代際傳遞的方向起作用，優(yōu)質(zhì)的教育、醫(yī)療等資源向本地戶籍傾斜，造成不同戶籍的人員所能達(dá)到的人力資本積累上的分化。

綜上所述，在新的時(shí)期，為了避免出現(xiàn)階層固化，調(diào)動(dòng)社會(huì)各方面的積極性，應(yīng)當(dāng)通過(guò)放松戶籍管制、教育醫(yī)療資源適當(dāng)向低收入階層傾斜并引導(dǎo)其改變固有觀念，盡量追平對(duì)子輩在教育、健康、情商培育等方面的人力資本投資。

參考文獻(xiàn)：

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