徐曉紅,曹萍萍

(安徽大學(xué) a.經(jīng)濟(jì)學(xué)院;b.創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略研究院,安徽 合肥 230601)

一、引言

改革開放以來,盡管中國經(jīng)濟(jì)總量快速增大,居民收入水平不斷提高,但貧富差距也日益擴(kuò)大,低收入群體并未能夠共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果。而作為發(fā)展中國家,中國仍然存在著規(guī)模龐大的低收入群體。按照國家統(tǒng)計局中等收入群體的標(biāo)準(zhǔn),中國有9.1億低收入群體;若以月收入低于2 000元為標(biāo)準(zhǔn),低收入群體約有7.1億;月收入在1 000元以下的則有3.1億人[1]。規(guī)模龐大的低收入群體制約了經(jīng)濟(jì)發(fā)展,也阻礙了收入差距的縮小。與持續(xù)擴(kuò)大的收入差距相伴,中國代際收入流動性也出現(xiàn)了下降趨勢[2],“寒門再難出貴子”的論調(diào),折射出人們對低收入代際傳遞的擔(dān)憂。低收入代際傳遞,意味著子代的收入在很大程度上由父代決定,難以通過自身的努力實(shí)現(xiàn)階層向上的躍升,這會導(dǎo)致階層固化,進(jìn)而放大收入差距的“隧道效應(yīng)”,對經(jīng)濟(jì)增長和社會穩(wěn)定產(chǎn)生不利影響。在經(jīng)濟(jì)增速放緩疊加疫情沖擊的背景下,低收入群體面臨更大的社會風(fēng)險,無疑是政策關(guān)注的重點(diǎn)。雙循環(huán)新發(fā)展格局中,促進(jìn)低收入人群向上流動以拉動內(nèi)需,更是經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生動力。因此,提升低收入群體代際流動性,讓低收入群體擁有更多機(jī)會實(shí)現(xiàn)收入和階層的躍升,既是逐步實(shí)現(xiàn)共同富裕和全面建成小康社會的本質(zhì)要求,也是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和維護(hù)社會穩(wěn)定的重要舉措,對于推動中國社會主義現(xiàn)代化強(qiáng)國建設(shè)具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

如何準(zhǔn)確測度代際收入流動性,一直以來都是學(xué)術(shù)界研究的核心問題。經(jīng)濟(jì)學(xué)家最早建立線性回歸模型,通過代際收入彈性測度子代收入在多大程度上由父代決定。Becker等基于單年的收入數(shù)據(jù),測得美國的代際收入彈性為0.2[3]。Solon認(rèn)為,采用單年收入而非持久性收入,估計結(jié)果受到生命周期偏誤和暫時性沖擊的影響,其采用父輩收入的5年平均,估計出美國的代際收入彈性為0.4[4]。修正估計誤差的方法如工具變量法、矩估計法等被廣泛采用[5-6],但諸多用父代教育水平為工具變量的估計結(jié)果仍然受到內(nèi)生性的挑戰(zhàn)[7]。鑒于調(diào)查數(shù)據(jù)中難以獲得持久性收入,經(jīng)典的代際收入彈性方法由于采用對數(shù)—對數(shù)基本范式,排除了收入為零的樣本且對收入較低樣本的估計結(jié)果很不穩(wěn)健,Dahl等提出了一種新的方法,被稱之為代際位序相關(guān)性,通過計算子代和父代收入在各自群體收入分布中位置排序的相關(guān)性,來避免代際收入彈性測度中的問題[8]。Chetty等運(yùn)用該方法的研究發(fā)現(xiàn),美國20世紀(jì)70、80和90年代出生人群的代際收入流動性變化并不大,而不是之前一些文獻(xiàn)所說的流動性下降[9]。代際位序相關(guān)性與代際收入彈性統(tǒng)稱為相對流動性指標(biāo),測度的是平均意義上的流動性,并不能區(qū)分流動的方向,即:代際流動性上升,既可能是低收入群體向上流動的結(jié)果,也可能來自于高收入群體向下流動。Chetty等基于代際位序相關(guān)性構(gòu)建的絕對流動性指標(biāo),則具有明確的經(jīng)濟(jì)含義,不僅能夠預(yù)測低收入家庭子代未來社會經(jīng)濟(jì)地位,還使得國家間、地區(qū)間流動性具備了可比性[10]。

國內(nèi)學(xué)者在王海港的開創(chuàng)性實(shí)證研究之后[11],對中國代際收入流動性進(jìn)行估計,并嘗試使用新方法和追蹤數(shù)據(jù)解決計量偏誤問題。方鳴和李芳芝等采用雙樣本工具變量法,測得城鎮(zhèn)代際收入彈性分別為0.58和0.48[12-13];韓軍輝等運(yùn)用分位數(shù)回歸法發(fā)現(xiàn),農(nóng)村居民收入兩端的流動性較大[14]。受限于中國尚不完善的微觀家庭數(shù)據(jù)庫,采用傳統(tǒng)方法測度的流動性仍存在一定程度的計量偏誤[15]。因此,楊沫等運(yùn)用代際位序相關(guān)性方法,對1991—2004年中國居民代際收入流動性進(jìn)行了測度[16];王偉同等利用主觀評價指標(biāo)測度了中國城市層面的絕對代際流動性[17]。

綜上所述,現(xiàn)有研究一般以城鄉(xiāng)居民為研究對象,對低收入群體的關(guān)注不夠。一些研究中涉及到對低收入人群的探討,但大多采用基于雙對數(shù)模型測度代際收入彈性,該方法由于沒有包含零收入及收入較低的樣本,低收入群體的代際收入流動性事實(shí)上未得到準(zhǔn)確刻畫。在個別基于代際位序相關(guān)性的研究中,研究者采用“家庭社會地位”主觀指標(biāo)測度了第25分位點(diǎn)人群的代際流動性,也未對低收入群體的代際收入流動狀況進(jìn)行分析。與上述研究不同,本文嘗試采用代際位序相關(guān)性方法,測度低收入群體的代際收入流動性變動趨勢、代際收入向上流動的比例,比較地區(qū)差異,并對影響代際收入向上流動的因素進(jìn)行了探討。

二、方法、模型與偏誤比較

(一)傳統(tǒng)方法及其偏誤

傳統(tǒng)的代際收入流動性測度一般基于如下經(jīng)典Becker-Solon理論模型,通過代際收入彈性來衡量:

ln(y1i)=α+βln(y0i)+εi

(1)

式中,ln(y1i)為第i家庭子代永久收入對數(shù),ln(y0i)為第i家庭父代永久收入對數(shù),β為代際收入彈性,表示父母收入每增加1%子女收入相應(yīng)增加的百分比。根據(jù)一般經(jīng)驗(yàn)估計,β介于0和1之間。β越大,代際收入流動性越低;相反,β越小,說明子代收入受上一代收入的影響越小,而子女的勤奮和努力程度對其收入的影響可能更為顯著,整個社會的機(jī)會不平等程度也就越低。模型(1)中方程兩端的變量應(yīng)為相應(yīng)個體的持久收入對數(shù),一方面,收入取對數(shù)會剔除零收入的樣本;另一方面,從微觀調(diào)查數(shù)據(jù)庫中獲得的收入普遍為截面數(shù)據(jù),難以獲得個體持久性收入數(shù)據(jù),文獻(xiàn)通常用單年收入數(shù)據(jù)或幾年收入數(shù)據(jù)的平均值作為持久性收入的替代變量,這會引起測量誤差,導(dǎo)致估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤。具體而言,傳統(tǒng)代際收入彈性法主要存在以下三種偏誤。

一是零收入及低收入偏誤?；陔p對數(shù)模型的代際收入彈性測度,不僅排除了所有收入為零的樣本,還對收入較低的樣本很敏感。Chetty等研究表明,當(dāng)選擇父代收入處于分布的10%～90%并排除子代收入為零的樣本,代際收入彈性值為0.45,否則得到的估計值則在0.26～0.7之間[9]。

二是生命周期偏誤。這一偏誤在使用截面數(shù)據(jù)時難以避免,因?yàn)樵谒鸭杖霐?shù)據(jù)時,子代往往處于職業(yè)生涯早期,父代處于職業(yè)生涯晚期,根據(jù)莫迪利安尼的生命周期理論,收入隨年齡呈倒U型變化。Haider等根據(jù)以下簡單模型,討論了在估計代際收入彈性過程中可能產(chǎn)生的生命周期偏誤[18]。設(shè):

y0ia=μay0i+νia

y1ia=λay1i+uia

其中,y0ia和y1ia分別表示父代與子代在年齡a的收入,μa、λa表示回歸參數(shù),在父子不同的年齡階段取值不同,νia和uia為隨機(jī)誤差。則代際收入彈性的概率極限為:

三是暫時性收入偏誤。暫時性收入偏誤是指用單年收入作為永久收入的替代變量,代際收入彈性會被低估。因?yàn)閱文晔杖霑艿蕉唐谑杖氩▌拥臎_擊,所以包含短期波動的β估計值并非真實(shí)值β的一致估計。Solon計算了這種向下偏誤的大小等于衰減因子,并提出使用父代T年的平均收入替代單年收入的方法來降低短期波動的方差,從而縮小偏誤[4]。此時衰減因子為:

(二)代際位序相關(guān)性方法與偏誤修正

Dahl等認(rèn)為,子代收入、父代收入在其各自收入分布上排序之間的關(guān)系近似一條直線,因此可以用父子收入位序替代父子收入對數(shù)估計代際收入流動性[8],計算公式如下:

R1i=α+ρR0i+εit

(2)

其中,R1i為子代i在所有子代收入分布中的收入百分位序,R0i為子代i對應(yīng)的父代在所有父代收入分布中的收入百分位序。通過將子代收入位序?qū)Ω复杖胛恍蚧貧w,得到的回歸系數(shù)ρ即為代際位序相關(guān)性。ρ值越小,代際收入流動性越高。

代際位序相關(guān)性修正上述偏誤的機(jī)理是:第一,式(2)可以利用所有收入樣本,不存在零收入及低收入偏誤問題;第二,無論是較早年齡區(qū)間的收入,還是較晚年齡區(qū)間的收入,個體收入的位序一般不會發(fā)生明顯變化,受生命周期偏誤的影響更小;第三,若個體收入發(fā)生短期變動,其收入位序的波動幅度小于收入分布的波動幅度,因而代際位序相關(guān)性受暫時性偏誤的影響小于代際收入彈性。

相對于傳統(tǒng)的代際收入彈性法,代際位序相關(guān)性方法得到的估計值統(tǒng)計特性優(yōu)良,誤差更小。為了驗(yàn)證該方法的統(tǒng)計優(yōu)勢及其對代際收入彈性計量偏誤的修正,本文利用1989—2015年中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)進(jìn)行模擬分析。CHNS數(shù)據(jù)由北卡羅來納大學(xué)人口研究中心、美國國家營養(yǎng)安全與食物安全研究所以及中國疾病與預(yù)防控制中心合作調(diào)查完成,歷經(jīng)1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年和2015年共十次調(diào)查,樣本涉及遼寧、江蘇、黑龍江、山東、湖南、湖北、河南、貴州、廣西、北京、上海和重慶12個省份約4 400戶居民。本文采用的收入是指個人年收入,各年收入均按2015年價格水平進(jìn)行了調(diào)整?；诟赣H在家庭收入和決策上占據(jù)的支配地位,父代的選擇只考慮了父親,對父親信息與子女信息進(jìn)行配對,并將父代與子代的年齡控制在20～65歲的勞動年齡區(qū)間,以減少使用單年收入造成的偏誤。

首先,觀察子代收入與父代收入之間的關(guān)系是否為線性。二者的相關(guān)關(guān)系可以直觀地通過圖1的聯(lián)合分布圖來反映。對比圖1(a)、圖1(b)可見,父子收入對數(shù)聯(lián)合分布的斜率隨收入增加而遞增,反映出子代收入對數(shù)與父代收入對數(shù)之間并不滿足線性關(guān)系,父子收入位序聯(lián)合分布的斜率則基本保持不變,說明子代收入位序與父代收入位序之間更接近線性相關(guān)關(guān)系。

圖1 子代收入與父代收入聯(lián)合分布圖

然后,采用代際位序相關(guān)性方法和代際收入彈性法對上述偏誤進(jìn)行模擬比較。表1比較了兩種測度方法對于零收入、低收入樣本的穩(wěn)定性,共采用了四種處理零收入、低收入的辦法,即刪除零收入值、將零收入值替換為1、刪除父代收入最低1%樣本以及刪除父代收入最低10%樣本。從表1可見,在不同零收入、低收入樣本條件下,代際收入彈性的變動范圍在0.56～0.73之間,代際位序相關(guān)性估計值則穩(wěn)定在0.6左右。顯然,代際位序相關(guān)性方法受零收入、低收入樣本的影響較弱,偏誤更小,因此更適合用以測度零收入、低收入樣本占比高的低收入群體的代際流動性。

表1 零收入、低收入偏誤比較

表2是對生命周期偏誤的比較。將子代年齡≥20歲及父代年齡≤65歲的樣本設(shè)定為基準(zhǔn)組,再通過改變子代和父代年齡的上下限,選取四個對照組,比較代際收入彈性和代際位序相關(guān)性的取值變動情況。表2上半部分的估計結(jié)果顯示,以基準(zhǔn)組為參考,將父代年齡的下限降低,代際收入彈性有所提高,從基準(zhǔn)組的0.594提高至對照組2的0.637;將子代年齡的上限提高,則代際收入彈性逐漸下降,從基準(zhǔn)組的0.594下降至對照組3的0.565,再下降至對照組4的0.379,說明利用子代職業(yè)早期的收入會導(dǎo)致代際收入彈性高估,而采用父代職業(yè)晚期的收入則會造成代際收入彈性的低估。從表2下半部分的結(jié)果看,除對照組4的估計值略有變動外,其余對照組的代際位序相關(guān)性與基準(zhǔn)組基本一致,為0.59或0.60。這表明代際位序相關(guān)性方法對不同年齡的收入取值不敏感,與代際收入彈性法相比,生命周期偏誤較小。

表2 生命周期偏誤比較

為了比較兩種方法暫時性收入偏誤的大小,選取CHNS數(shù)據(jù)庫中的多年追蹤樣本,以不同年數(shù)收入的平均值測算代際收入流動性,考察代際收入彈性和代際位序相關(guān)性的估計值。表3的估計結(jié)果顯示,分別采用單年收入、收入的兩年平均、三年平均和四年平均,代際收入彈性估計值的波動范圍在0.47～0.63之間,代際位序相關(guān)性的變化范圍則在0.50～0.61之間。可見,代際位序相關(guān)性方法受暫時性收入的影響更小,結(jié)果更穩(wěn)健。

表3 暫時性收入偏誤比較

三、低收入群體代際流動性測度及分析

(一)數(shù)據(jù)處理

本部分采用的數(shù)據(jù)與上文一致,為1989—2015年CHNS數(shù)據(jù)。關(guān)于低收入群體的劃分,參照國家統(tǒng)計局的五等份分組法,將父代收入處于最低的兩組作為低收入群體,即父代收入在其所屬分布中40%及以下的樣本。父代、子代的年齡均控制在20～65歲的勞動年齡區(qū)間,剔除仍然在上學(xué)的樣本。樣本的描述性統(tǒng)計見表4。表4中,子代收入相對于父代明顯提高,各年度子代收入的均值和中位數(shù)都高于父代,但子代收入的中位數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于均值,說明子代樣本中較低收入者占比很高,收入不平等程度高于父代。

表4 低收入樣本描述性統(tǒng)計

(二)相對流動性變動趨勢

運(yùn)用代際位序相關(guān)性方法,利用式(2),對低收入群體代際收入流動性進(jìn)行測度,為了進(jìn)一步減少由于使用當(dāng)期實(shí)際收入而產(chǎn)生的暫時性收入偏誤,公式中控制了父代年齡及其平方項(xiàng)、子代年齡及其平方項(xiàng),結(jié)果如表5所示。圖2描繪了代際位序相關(guān)性的變動趨勢,以便進(jìn)行趨勢分析。

圖2 低收入群體代際位序相關(guān)性的變動趨勢圖

表5的估計結(jié)果顯示,各年回歸系數(shù)均顯著為正,說明父代收入對子代收入有顯著正向相關(guān)性。從趨勢上看,代際位序相關(guān)性總體上呈下降趨勢,從1989年的0.263下降到2015年的0.102,反映出低收入群體的代際收入流動性總體上是上升的,但經(jīng)歷了一個波動的過程。1989—2006年代際位序相關(guān)性呈U型,先從1991年的0.323下降至2000年的0.129,再逐漸上升到2006年的最高值0.385,即流動性先上升后下降;2006年后代際位序相關(guān)性大幅下降,代際收入流動性明顯改善。

表5 1989—2015年低收入群體代際位序相關(guān)性

低收入群體這一代際流動性變動趨勢與居民收入的基尼系數(shù)變動趨勢基本一致,即代際間收入不平等與同代人之間的收入不平等變動趨勢一致。根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的數(shù)據(jù),2003—2015年中國居民收入的基尼系數(shù)經(jīng)歷了先上升,再自2009年逐步回落的過程。對英國、美國、加拿大等諸多國家的經(jīng)驗(yàn)研究表明,一個國家的收入不平等程度越高,代際收入流動性就越低,二者的這一反向變動關(guān)系被稱之為“了不起的蓋茨比曲線”[19]。斯蒂格利茨則將更大的收入不平等會帶來更少的機(jī)會平等、更少的機(jī)會平等又導(dǎo)致更多的收入不平等的動態(tài)過程描述為“逆向動態(tài)”的“惡性循環(huán)”。中國低收入群體代際流動性提高,說明近年來進(jìn)行的旨在縮小收入差距的收入分配制度改革,在一定程度上提高了低收入群體的代際流動性,減緩了低收入代際傳遞。

(三)絕對流動性變動趨勢

上述代際位序相關(guān)性反映的是代際收入流動性大小,卻不能判別低收入子代社會經(jīng)濟(jì)地位的改善程度。為了深入了解這一狀況,本文利用代際位序相關(guān)性方法的統(tǒng)計優(yōu)勢,測算絕對流動性,分析低收入子代的期望收入位序。絕對流動性計算公式為:

(3)

表6 1989—2015年低收入群體絕對流動性

圖3 低收入群體絕對流動性變動趨勢圖

根據(jù)計算結(jié)果,可以發(fā)現(xiàn)三方面的特征:第一,不同百分位低收入群體子代的絕對流動性均呈上升趨勢,即子代期望收入位序上升。父代收入處于10、25和40百分位子代的期望收入位序,分別從1989年的36.492、41.570和46.647上升到2015年的41.272、44.568和47.864。盡管2004年各階層期望收入位序都出現(xiàn)了下降,但2006年后均顯著上升。隨著子代社會經(jīng)濟(jì)地位改善,低收入群體的代際固化率也顯著下降。第二,父代收入階層越低,其子代期望收入位序相對上升越高,上升速度也越快。以2015年為例,10、25和40百分位子代的期望收入位序分別比父代高31.272、19.568和7.864。其中,10百分位階層子代位序的上升速度最快,且在2004年后與其他百分位階層的差距明顯縮小,說明低收入群體代際流動性上升主要源于貧困群體子女收入位序的提高。近年來,中國扶貧工作取得顯著成效,貧困發(fā)生率從2000年的49.8%下降到2017年的3.1%,在2020年實(shí)現(xiàn)現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村人口全面脫貧。精準(zhǔn)扶貧政策為農(nóng)村貧困家庭子女提供了更多的就業(yè)機(jī)會,從而推動貧困人群實(shí)現(xiàn)收入階層的向上躍升。第三,越來越多的低收入家庭子女?dāng)[脫了貧困,但攀升至收入最高1/5階層較難。1989年超過貧困線的概率為0.264,2015年提高到0.947,但進(jìn)入最高1/5階層的概率變化不大,基本維持在0.1左右。這表明,低收入群體子代向上流動的空間有限,存在著明顯的“天花板效應(yīng)”。

(四)代際收入流動性的地區(qū)差異

長期以來中國區(qū)域發(fā)展存在高度不平衡,而代際收入流動性與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、教育水平以及社會文化等密切相關(guān),因此分析地區(qū)差異有助于把握低收入群體代際流動性全貌。合并各年CHNS追蹤樣本,篩選出樣本量較大的貴州、河南、江蘇、遼寧等九個省份,分別代表西部、中部、東部和東北地區(qū)。利用代際位序相關(guān)性方法,表7報告了各省份低收入群體的代際收入流動狀況。

表7 分地區(qū)低收入群體代際流動性

根據(jù)表7可以發(fā)現(xiàn),分區(qū)域看,代際位序相關(guān)性從大到小順序?yàn)闁|部、東北、中部和西部,即廣西、貴州等西部地區(qū)流動性最大,分別為0.357和0.426;以江蘇、山東為代表的東部地區(qū)流動性最小,分別為0.522和0.483。絕對流動性則相反,東部最高,西部最低。父代收入處于25百分位的子代期望收入位序,江蘇為41.705,貴州為31.495。這說明,西部地區(qū)子代收入雖然超過父代,實(shí)現(xiàn)了向上流動,但流動距離并不遠(yuǎn)。貴州低收入家庭的子代僅有6.2%流入最高1/5階層,仍然停留在低收入階層的概率高達(dá)0.653。也就是說,經(jīng)濟(jì)相對落后地區(qū)的居民雖然代際流動性提高,但收入地位與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)居民相比仍有較大差距。

四、低收入群體代際向上流動的影響因素分析

究竟哪些因素制約了低收入群體代際向上流動?已有文獻(xiàn)主要討論了教育、職業(yè)、家庭財產(chǎn)等經(jīng)濟(jì)因素而非基因等先天稟賦,因?yàn)榍罢呱婕罢咴O(shè)計。由于低收入家庭的財富往往較少,本文主要關(guān)注教育、職業(yè)的作用,鑒于地區(qū)間基礎(chǔ)教育設(shè)施存在很大差異以及低收入家庭相對較差的居住環(huán)境,利用CHNS社區(qū)數(shù)據(jù),將社區(qū)環(huán)境相關(guān)因素納入分析框架。分別以低收入群體子代收入是否超過貧困線、是否升至最高1/5階層、是否升至最高1/10階層為被解釋變量,向上流動賦值為1,否則賦值為0。影響因素主要考察三類:一是個體特征,包括子代受教育年限、職業(yè)等級、性別、婚姻等;二是家庭背景,包括父親受教育年限、是否從事非農(nóng)職業(yè)、是否農(nóng)村戶籍等;三是社區(qū)環(huán)境,包括社區(qū)是否有小學(xué)、是否有職高或技校、是否有開發(fā)區(qū)、外出勞動力占比等。利用面板Logit模型進(jìn)行分析,為了避免時間趨勢和地區(qū)差異的干擾,模型中控制了時間趨勢變量和省份虛擬變量,估計結(jié)果如表8所示。

表8 面板logit模型的估計結(jié)果

從子代個體特征的估計結(jié)果看,受教育年限、職業(yè)等級的回歸系數(shù)在三個模型中均顯著為正,說明這兩個因素有效促進(jìn)了子代收入的向上流動。其中,受教育年限每增加1年,脫貧的概率增加14.6%(e0.136=1.146),職業(yè)每提升一個等級,脫貧概率上升28.7%。這表明,盡管教育、職業(yè)是低收入群體子代向上流動的重要路徑,但職業(yè)的影響更大。一方面,低收入家庭由于資金約束和較低的投資意愿,普遍缺乏對子女的人力資本投資,使得子代整體教育水平偏低,造成教育促進(jìn)子代脫貧的效果有限;另一方面,在中國工業(yè)化、市場化進(jìn)程中,外出務(wù)工是農(nóng)村居民擺脫父輩低收入影響,進(jìn)而向上流動的主要通道,職業(yè)的代際傳遞性更強(qiáng)。從模型(1)到模型(3),受教育年限的回歸系數(shù)逐步遞增,職業(yè)等級的回歸系數(shù)則遞減,也就是說,收入向上流動的階層越高,個人受教育年限發(fā)揮的作用就越大,而個人職業(yè)等級發(fā)揮的作用越小,說明在向最高收入階層躍升的過程中,人力資本是關(guān)鍵因素。子代性別的估計值顯示,男性進(jìn)入更高收入階層的概率更大,婚姻的系數(shù)則不顯著。

從家庭背景因素看,父代的教育、職業(yè)對子代脫貧的作用顯著,且職業(yè)的作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于教育,父代從事非農(nóng)職業(yè),其子代收入超過貧困線的概率是父代從事農(nóng)業(yè)職業(yè)的2.5倍。Becker等認(rèn)為,父代的教育和職業(yè)在一定程度上可以決定子女的人力資本水平,進(jìn)而影響子女的就業(yè)機(jī)會[3]。父代從事非農(nóng)職業(yè)的家庭,能夠?yàn)樽优峁└嘤嘘P(guān)勞動力市場的就業(yè)經(jīng)驗(yàn),通過幫助子女改善就業(yè)、增加收入促進(jìn)子代實(shí)現(xiàn)向上流動。農(nóng)村戶籍對代際向上流動有著負(fù)向影響,但可能是城鎮(zhèn)戶籍的樣本太小,估計值并不顯著。

在社區(qū)環(huán)境因素中,社區(qū)有職高或技校最有助于子代擺脫貧困。外出勞動力占比也對子代收入向上流動起著促進(jìn)作用。職業(yè)教育通過更低的入學(xué)門檻、更低的教育成本和直接的就業(yè)通道,為低收入家庭子女提供更多就業(yè)及向上流動的機(jī)會[21]。同時,外出勞動力越多,越能擴(kuò)大社區(qū)內(nèi)部及外部的社會網(wǎng)絡(luò),為社區(qū)成員帶來更多的就業(yè)信息,從而提高低收入家庭子女外出務(wù)工的概率,推動其向上流動。小學(xué)分布在模型中為負(fù)數(shù),且對子代收入超過貧困線有顯著負(fù)向作用,這與盧盛峰等研究結(jié)果一致,即農(nóng)村小學(xué)布局過密對代際收入流動性存在抑制作用[22]。

比較三個模型的影響因素可以發(fā)現(xiàn),個體受教育年限和職業(yè)等級、父代受教育年限和從事非農(nóng)職業(yè)、社區(qū)有職高或技校和社區(qū)外出勞動力占比都對子代脫貧有顯著促進(jìn)作用,但子代若要躍升至更高收入階層,發(fā)揮作用的因素則主要是個體受教育年限和職業(yè)。

五、結(jié)論與啟示

本文運(yùn)用代際位序相關(guān)性方法,修正多種計量偏誤,利用1989—2015年CHNS數(shù)據(jù),測度中國低收入群體代際收入流動性的變動趨勢,并在此基礎(chǔ)上通過計算絕對流動性,分析低收入群體子代的期望收入位序及其地區(qū)差異,最后利用面板Logit模型,對影響代際向上流動的因素進(jìn)行了探討。研究結(jié)論如下:第一,低收入群體的代際收入流動性在1991—2006年呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢,但在2006年后顯著上升,其中底層貧困人群子代收入位序上升更快。這一變動趨勢與中國居民收入的基尼系數(shù)變動趨勢一致,說明中國收入分配制度改革、扶貧工作對提高低收入群體代際流動性起到了積極作用。第二,低收入群體代際流動性存在區(qū)域差異,西部最高,其次是中部、東北和東部地區(qū)。西部地區(qū)子代雖然相對于父代提高了收入位序,但與發(fā)達(dá)地區(qū)相比仍然差距較大。第三,盡管底層貧困人群、西部地區(qū)人群代際流動性更大,但其子女收入地位并沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變,上升空間有限,存在“天花板效應(yīng)”。第四,子代與父代的受教育年限、職業(yè)等是影響代際向上流動的關(guān)鍵因素,子代向上流動的階層越高,教育的作用越大。

根據(jù)上述實(shí)證研究結(jié)果,就提高低收入群體代際流動性的政策而言,政府應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對農(nóng)村低收入家庭子女的教育投資,提高農(nóng)村地區(qū)中小學(xué)師資水平和教學(xué)設(shè)施質(zhì)量,確保低收入家庭子女具備擺脫貧困代際傳遞的人力資本。同時,要努力為低收入家庭子女提供更多非農(nóng)就業(yè)機(jī)會,加強(qiáng)職業(yè)教育和就業(yè)技能培訓(xùn),從而阻斷低收入代際傳遞。