趙海利 馬馨悅

（浙江財經大學，杭州 310018）

內容提要:本文基于中國健康與營養(yǎng)調查數據，利用代際收入秩關聯系數與代際收入彈性指標，分別測度我國居民代際收入流動的變化趨勢，并利用代際收入秩關聯系數探討基礎教育的財政教育支出與代際收入流動的關系。結果表明，1991年至2015年，我國居民代際收入流動性總體呈上升趨勢。財政教育支出能夠使代際秩關聯系數降低，促進代際收入的流動，并且初中比小學的財政教育支出對代際收入流動性的提升作用更強。財政教育支出對不同戶籍群體的代際收入流動性影響的研究結果表明，農村群體的代際收入流動性相對較弱，相較于城市群體，財政教育支出對于農村群體的代際收入流動性的促進作用更為顯著。本文還利用二元Logistic模型分析財政教育支出對于子代進入最高收入組群的作用，結果表明父代收入水平越高，子代進入最高收入組的可能性越大。而財政教育支出的引入，使得低收入群體的子代進入最高收入組的可能性提高了，其他收入群體的子代進入最高收入組的可能性則降低了，財政教育支出提高了代際收入流動性。

一、引言

代際流動是指子女在收入、職業(yè)、教育、健康和居住地等方面相對于父母的流動性，代際流動的程度反映了一個社會的代際公平性。在一個代際流動性高的社會里，個人發(fā)展的成就主要取決于他們的努力程度，貧困人口可以通過自身努力走出貧困困境，實現“向上流動”。而在一個代際流動性低的社會里，窮人的發(fā)展受制于家庭經濟水平以及社會地位，很可能陷入“貧困陷阱”中。富人則穩(wěn)踞于自己的社會階層中，擁有更高的經濟地位與社會地位，這就出現了“貧者愈貧、富者愈富”的現象。如果人們不是依靠自己的技能或努力，而是依靠優(yōu)越的家庭背景獲得很好的經濟與社會地位，無疑對那些弱勢群體是不公平的。因此，大多數人認同機會均等這一目標，同時這也是政府所追求的一個重要目標。為了實現機會均等，減少收入分配的不平等，提高貧困人口的生活水平與社會競爭力，從20世紀80年代中期開始，我國就開展了扶貧工作，并注重教育扶貧工作的開展。教育能夠豐富個人的知識儲備，培養(yǎng)個人的學習能力，提升個人的素質及涵養(yǎng)，從而提升個人的人力資本價值，而人力資本價值能夠決定個人的經濟社會地位。對于貧困家庭子女來說，家庭對其教育的投資往往是不足的，若政府的教育投資不能夠及時補缺，便很難保證教育公平的實現，也無法實現經濟社會地位的躍升。因此，政府的教育支出政策對于改善代際流動狀況、促進社會公平的實現具有重要意義。

學者們對代際收入流動進行了豐富的理論及實證研究，但由于在數據來源、變量處理、計量方法等方面存在差異，且所采用的微觀數據庫數據以及計量方法都不盡完善，現有文獻所得出的研究結論存在著較大的差異，研究結果存在偏誤。在財政教育支出對代際收入流動性影響的實證研究方面，也存在著個體的財政教育支出匹配不準確等問題。本文測度多年來我國居民的代際收入流動性，了解其變動趨勢，探究基礎教育階段（小學和初中）的財政教育支出對于代際收入流動性的影響，并探討財政教育支出對不同戶籍、不同收入群體的代際收入流動性的影響是否存在差異。之所以選擇研究基礎教育階段的財政教育支出，是因為Hossain（1996）的研究表明，基礎教育相對于中高等教育所付出的社會成本最低而社會回報率是最高的。此外，我國實施九年義務教育，政府承擔基礎教育的大部分支出，基礎教育具有公共物品或準公共物品的性質（王善邁，2000），政府能夠對基礎教育實施有效的干預。本文的主要貢獻在于：（1）現有文獻在研究財政教育支出對代際收入流動性的影響時，均采用代際收入彈性指標來測度代際收入流動性，而本文采用代際收入秩關聯系數指標，這樣不僅可以避免采用代際收入彈性指標時由于無法準確估計個體持久性收入而導致的計量誤差，提高模型估計的準確性，還可以為財政教育支出對代際收入流動性影響的研究提供一個新的視角。（2）本文將女性子代的樣本納入研究。由于女性的職業(yè)決策通常會受到其婚姻、家庭因素的影響，也會受到其配偶的收入水平影響，繼而影響到女性的收入水平，因此現有文獻在研究代際收入流動時一般只考慮父親和兒子的收入。但是，一方面，考慮到我國的實際情況，年輕的女性在經濟收入上的地位與年輕男性的差異不大，從父親的經濟社會地位中獲得的資源與男性基本相同；另一方面，如果將女兒剔除在樣本之外，那么樣本量就會比較少，計量誤差可能會比較大，因此，本文將女兒的樣本也納入代際收入流動的研究中。（3）本文在匹配個體的財政教育支出時，追溯到了每個個體在接受基礎教育時期各個年份的當地生均教育支出額，通過加總再平均的方式得到每個個體小學和初中的財政教育支出數據，相較于現有文獻，本文對個體財政教育支出的匹配準確性較高。

本文第二部分從代際收入流動性的測算、代際收入的傳遞機制、財政教育支出對代際收入流動性的影響三個方面回顧現有文獻，第三部分闡述計量模型、數據來源、變量設定等實證策略，第四部分進行實證分析，第五部分進行穩(wěn)健性檢驗，最后一部分對本文的結論進行總結并提出相關的政策建議。

二、文獻綜述

（一）代際收入流動性的測算

用什么指標來衡量代際收入流動性以及用何種方法提高測算結果的準確性，是學者們在測算代際收入流動性時所要解決的問題。Becker&Tomes（1979）首先建立了代際收入流動的理論框架，利用代際收入彈性來衡量代際收入的流動性，代際收入彈性取決于父母對子女的人力資本投資。Solon（1992）利用美國PSID調查數據，分別用父代單年收入、父代多年收入的均值做計量分析，結果顯示，當使用父代單年收入作為持久收入的代理變量時，由于受到生命周期偏誤和暫時性沖擊的影響，代際收入彈性被低估了，而多年收入的平均值可以緩解生命周期偏誤。為解決模型的內生性問題，Solon（1992）還將父代的教育水平作為父代收入的工具變量納入模型進行代際收入彈性的測算，然而這種方法受到了后續(xù)學者的質疑，因為父代的教育水平與子代的收入水平存在相關性，工具變量存在內生性，代際收入彈性可能會被嚴重高估。Solon（1992）是代際收入流動研究的經典之作，眾多學者在此基礎上進行了更為詳盡的研究，利用各種調查數據、采用多種計量方法，對各國的代際流動性進行測算，比較各國代際收入彈性的大小，并對代際收入彈性進行了時間趨勢分析。王海港（2005）利用中國社會科學院“城鄉(xiāng)居民收入分配課題組”的調查數據，測算出1988年和1995年的代際收入彈性分別為0.384和0.424。郭叢斌和閆維方（2007）利用2004年《中國城鎮(zhèn)居民教育與就業(yè)情況》數據，將父親的收入按收入高低分為四組，計算了不同組的代際收入彈性，得出兩端收入群體代際收入彈性較高、代際收入流動性較低的結論。楊沫和王巖（2020）利用中國健康與營養(yǎng)調查（CHNS）數據研究得到，1991年-2004年間代際收入流動性基本保持穩(wěn)定，2004年以后代際收入流動性不斷上升。

難以準確估計個體的持久性收入以降低生命周期偏誤成為測度代際收入流動性的一大阻礙。Haider和Solon（2006）利用美國數據得出結論，一個人在30到35歲之間的當期收入是其持續(xù)收入很好的代表，B?hlmark和Lindquist（2006）使用瑞典數據也得到同樣的結論，并發(fā)現歐美國家收入的生命周期分布大致相似。于洪霞（2014）利用中國數據得到個體在37-38歲的收入最接近其持久性收入，滯后于歐美發(fā)達國家。上述學者的研究為估計持久性收入提供了新的視角，但限于實際調查數據存在的偏差以及收入數據大量缺失等問題，如何準確估算代際收入流動性的大小仍是學者面臨的一大挑戰(zhàn)。

在代際收入彈性后，學者們研究發(fā)現一個衡量代際收入流動性的新指標——代際收入秩關聯系數（IRA）。代際收入秩關聯系數是子女收入等級相對于父母收入等級的相關系數，與代際收入彈性系數相比，它只需要父母與子女的收入等級信息，避免了持續(xù)收入估計誤差引起的代際收入流動性計量誤差。Chetty等（2014）研究得出，子代的收入排序與父代的收入排序呈現出線性關系。楊沫和王巖（2020）利用代際收入秩關聯系數方法研究代際收入流動性得到的結果與代際收入彈性的結果一致。

（二）代際收入的傳遞機制

最早將人力資本理論引入代際收入流動研究中的Becker&Tomes（1979）認為，子女的經濟地位取決于其先天稟賦以及父母對于其人力資本的投資。即代際收入的傳遞機制包括先天稟賦和人力資本投資兩個方面。先天稟賦由子女所繼承到的父母生物基因所決定，包括智商、身高等特征，人力資本投資是幫助子女在將來取得成就的一系列商品與服務，包括營養(yǎng)品、教育、醫(yī)療等。如果兩個孩子擁有相同的稟賦，那么在人力資本上投入更多的孩子將會獲得更高的經濟地位。Becker&Tomes（1986）將信貸約束引入代際收入傳遞理論模型中，發(fā)現低收入群體容易受到信貸約束，從而造成對子代人力資本投資的不足。

人力資本投資是代際收入的主要傳遞機制，教育是提高人力資本水平的最有效途徑。Blanden（2013）認為父代的教育水平因素以及非教育水平因素可以對子代的收入造成直接或間接的影響。父代可以通過自身所接受的教育影響到子代的受教育程度，繼而影響到子代的收入；可以通過自身的教育水平影響子代除教育水平以外的其他因素，如社會技能、認知水平，從而影響子代的收入；也可以通過其他因素（非教育水平因素）影響子代的收入水平，比如給予子代優(yōu)越的生活條件、良好的教育環(huán)境等。郭叢斌和閆維方（2007）利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，發(fā)現教育有助于促進弱勢群體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。郭叢斌和閔維方（2009）通過引入結構方程模型發(fā)現，子代社會地位的獲得更多地取決于子女教育這一后致性因素，而非家庭背景這一先賦性因素。教育雖然在一定程度上使既有的社會階層得到維持，但這種維持功能比較弱，教育在更大程度上能夠促進代際收入的流動。Piopiunik（2014）發(fā)現受教育水平高的父代更重視子代的學習，有利于提升子代的教育水平，從而提升子代的收入水平。

（三）公共教育投入對代際收入流動性的影響

個人的收入水平很大程度上由人力資本積累所決定，人力資本的積累不僅依賴于私人的教育投資，還依賴于政府的公共教育投入。最早將私人教育投資與公共教育投資共同納入模型中進行研究的是Solon（2004），他認為財政教育支出是政府為縮小不同家庭收入對子女人力資本投資水平的差距，與父母共同進行的子女人力資本投資，指出公共教育支出與代際收入流動性有關。Hassler等（2007）研究發(fā)現，公共教育支出對私人教育投資沒有擠出效應，公共教育支出能夠使更多的孩子獲得受教育的機會，促進代際收入的流動。Mayer&Lopoo（2007）利用美國收入動態(tài)面板調查（PSID）數據進行研究，發(fā)現政府支出較高的州有著更好的代際流動性。此外，生活在高支出州稟賦高和稟賦低的人的代際流動性差距小于低支出的州。周波和蘇佳（2012）利用1997年和2000年兩期的中國健康與營養(yǎng)調查（CHNS）數據，以及1984至2001年的縣級財政教育支出數據，采用半參數可變系數部分線性模型，估計公共教育支出對代際收入流動性的影響，發(fā)現人均教育事業(yè)費支出能夠降低代際收入彈性，人均文教科衛(wèi)支出和人均預算內地方財政支出也有類似的作用，但對于代際收入流動性的影響相對較小。徐俊武和易祥瑞（2014）利用中國健康與營養(yǎng)調查（CHNS）數據，運用多重門檻回歸模型研究公共教育支出對代際收入流動性的影響。結果表明，公共教育支出引入能夠提高代際收入的流動性。李力行和周廣肅（2015）的研究表明，借貸約束會使得貧困家庭子女的人力資本投資不足，弱化社會的流動性，而公共教育支出能夠緩解這種狀況。宋旭光和何宗樾（2018）利用2010年中國家庭追蹤調查（CFPS）數據以及2010年縣級財政教育支出數據進行研究，發(fā)現財政教育支出能夠提高代際流動性，且對相對貧困家庭的代際流動助推作用更強，此外，財政教育支出只有超過一定的門檻值才能對人力資本的積累起到促進作用。解雨巷等（2019）利用中國健康與營養(yǎng)調查（CHNS）的9次調查數據以及省級財政教育支出數據，采用貧困脆弱性指標分析得到，貧困脆弱性因城鄉(xiāng)、地區(qū)不同而不同，且存在代際傳遞現象。財政教育支出能夠降低貧困人口的貧困脆弱性，有效地緩解長期貧困問題。

三、實證策略

（一）計量模型

本文使用如下模型來估計財政教育支出對代際收入流動性的影響：

Rank（lnYic）=β0+β1Rank（lnYip）+β2lnGic+γZi+εi

其中，i表示第i對父代與子代，c代表子代，p代表父代。Rank（lnYic）表示子代在同代人中的收入排序，Rank（lnYip）表示父代在同代人中的收入排序。β1為代際收入秩關聯系數的大小，代際收入流動性的大小等于（1-β1）。β1的值越大，代際流動越弱，社會趨向于不公平。εi為擾動項。Gic表示子代在小學或初中時期所在地區(qū)的生均教育支出。Zi為一系列控制變量，包括子代年齡、戶籍、受教育水平等。

（二）數據來源與變量設定

1.數據來源

為衡量財政教育支出對代際收入流動性的影響，本文研究所需的數據包括個體層面的數據以及與個體相匹配的財政教育支出數據。

中國健康與營養(yǎng)調查（CHNS）數據庫可以為本研究提供所需的個人信息。CHNS是由北卡羅來納大學人口研究中心、美國國家營養(yǎng)安全與食物安全研究所和中國疾病與預防控制中心共同實施的一項國際合作項目，分別在1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年和2015年進行了共計10輪的調查，覆蓋了比較長的時間范圍。該調查采用多階段、隨機聚類的方法，選取了在地理特征、經濟發(fā)展、公共資源存在顯著不同的一些地區(qū)，樣本覆蓋15個省份的7200個家庭戶的30000多個個體，囊括個體、家庭、社區(qū)三個層次的各種信息，反映我國經濟、人口、教育、健康、營養(yǎng)等情況的變遷。本文采用1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年和2015年共9輪的調查數據，選取個體的年齡、收入、戶籍、教育程度、省份等研究所需信息。

本文財政教育支出數據來源為《中國教育經費統(tǒng)計年鑒》，其中記載了31個省份1995-2018年的教育經費支出情況，本文所選取的是各省歷年的生均教育經費支出指標。

2.變量設定

（1）被解釋變量。CHNS收集了個體在不同調查年度的年總收入的信息，本文將子代年收入的排序作為被解釋變量。為了消除通貨膨脹的影響，CHNS已將各調查年度的收入按照CPI調整到了2015年的價格水平，本文研究采取調整后的年收入。

（2）核心解釋變量。核心解釋變量有兩個，分別是父代年收入的排序和財政教育支出。父代的年收入采用CHNS調整到2015年價格水平的收入。財政教育支出變量采用的則是子代基礎教育期間所在地區(qū)的生均教育支出數據。由于我國兒童開始接受小學教育的年齡為6歲或7歲，本文將接受基礎教育的年齡界定為7-15歲，并區(qū)分小學階段（7-12歲期間）和初中階段（13-15歲期間），從而研究小學與初中階段的財政教育支出對收入代際流動性影響的差異。同時，為了消除通貨膨脹的影響，本文按照各年度各省份的CPI將生均教育支出調整到2015年的價格水平。由于財政教育支出為省級層面的變量，可能導致殘差在省內部存在相關性，因此本文將殘差聚類到省級層面。

（3）控制變量。鑒于個人的收入隨著年齡的增長呈倒U型的變化趨勢，本文在控制變量中引入父代與子代的年齡及年齡的平方項，以提高模型估計的準確性。此外，本文還控制了一系列個體特征變量，如性別、戶籍、最高受教育程度、民族等。其中，戶籍采用父親的戶籍信息，以代替子代就學階段的戶籍狀態(tài)。最高受教育程度按照教育水平從低到高分別由0-6的整數來表示。最后，控制地區(qū)變量，設置地區(qū)虛擬變量，分別表示東、中、西部地區(qū)?？刂平洕l(fā)展水平變量，采用各省份2015年人均GDP指標來衡量經濟發(fā)展水平。

（三）描述性統(tǒng)計

本文的數據處理過程如下：（1）保留省份、戶籍、年齡、最高受教育程度、個人收入等主要變量；（2）利用個人編碼與父親編碼對父子的信息進行匹配，保留年齡在16-65歲之間的樣本，并刪除仍在上學的個體；（3）刪除收入、最高受教育程度等主要信息缺失的樣本，并對1%以下和99%以上的收入數據進行縮尾處理；（4）將各省歷年的生均教育支出數據與子代個體進行匹配，計算出每個個體在小學階段和初中階段的年財政教育支出數額。

各主要變量的描述性統(tǒng)計結果如表1所示。由表1可知，子代年收入最大值為170000元，均值為26000元，父代年收入最大值為240000元，均值為27000元，父代收入整體高于子代收入。子代平均年齡為23歲，平均受教育程度為高中。父代平均年齡為50歲，平均受教育程度為初中。本文樣本中農村戶籍的子代占比約為67%，農村人口相對較多。個體小學階段的財政教育支出平均為824.5元/年，初中階段財政教育支出平均為1590元/年。從財政教育支出的最小、最大值來看，不同省份的個體所接受到的財政教育經費差距很大。從樣本的東中西部地區(qū)分布情況來看，樣本地區(qū)分布較為均勻。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）代際收入流動性的變化趨勢

本文利用中國健康與營養(yǎng)調查1991年、1993年、1997 年、2000 年、2004 年、2006 年、2009年、2011年、2015年的數據，分別借助代際收入秩關聯系數指標和代際收入彈性指標測度各年的代際收入流動性。在采用秩關聯系數指標測度時，將父代收入以及子代收入分別劃分為100等份，對父子的收入排序進行OLS回歸，得到歷年的秩關聯系數的估計結果。歷年的代際收入秩關聯系數以及代際收入彈性的變化趨勢如圖1所示。

圖1 代際收入秩關聯系數及代際收入彈性變化趨勢

從圖中可以看出，我國居民代際收入秩關聯系數以及代際收入彈性大致處于0.25-0.35的區(qū)間內，代際收入秩關聯系數整體上低于代際收入彈性系數，代際收入秩關聯系數以及代際收入彈性的變化趨勢大致相同，1991年-2015年代際收入秩關聯系數以及代際收入彈性總體上呈現出下降的趨勢，即代際收入流動性總體上呈現出上升的趨勢。

（二）財政教育支出對代際收入流動性的影響

本文首先基于線性模型進行基準回歸分析，然后在模型中分別引入小學、初中階段的財政教育支出，回歸結果如表2所示。

表2 基礎教育階段的財政教育支出對代際收入流動性的影響

從第（1）列的基準回歸結果來看，代際收入秩關聯系數為0.282。在第（2）列的回歸中引入小學階段的財政教育支出，代際收入秩關聯系數降低，變?yōu)?.264。在第（3）列中引入初中階段的財政教育支出，代際收入秩關聯系數為0.247，同樣低于基準回歸。這說明，引入財政教育支出后，代際收入秩關聯系數減小，子代收入受到父代收入的影響減弱，代際之間的流動性增強。另外，初中階段的代際收入秩關聯系數略低于小學階段，說明初中階段的財政教育支出對代際收入流動性的影響程度更高。

（三）財政教育支出對不同戶籍群體的代際收入流動性的影響

為探討財政教育支出對代際收入流動性的影響是否因戶籍不同而存在差異，本文將樣本按照戶籍分為城市和農村兩組分別進行回歸，回歸結果如表3所示。與城市群體相比，農村群體的代際收入秩關聯系數更高，說明農村群體的代際收入流動性相對較弱。財政教育支出的引入使得代際收入秩關聯系數降低，但農村群體代際收入彈性降低的幅度比城市群體大，說明相較于城市群體，財政教育支出能夠更好地促進農村群體提升代際流動性。此外，從小學和初中階段的代際收入秩關聯系數的比較可知，初中階段的財政教育支出對于代際收入流動性的提升作用要高于小學階段。

表3 財政教育支出對不同戶籍群體代際收入流動性的影響

（四）財政教育支出對于不同收入階層代際收入流動性的影響

為分析財政教育支出對于父代收入處于不同水平的群體的代際收入流動性的影響，本文將父代收入和子代收入進行四等分，劃分為“最高收入組”“中高收入組”“中低收入組”和“最低收入組”，通過建立二元logistic模型來分析財政教育支出對子代進入最高收入組群的作用：

模型的被解釋變量為“子代是否在最高收入組”，若子代收入處于最高收入組，則取值為1，否則取值為0。解釋變量為財政教育支出、父代收入的3個虛擬變量（包括最高收入組、中高收入組以及中低收入組，最低收入組作為參照變量）。表4報告了二元logit回歸的結果。

由表4可以看到，在第（1）列未引入財政教育支出的情況下，父代處于中低收入組、中高收入組和最高收入組的系數都為正，且系數逐漸增大，說明父代收入水平越高，子代進入最高收入組的可能性越大。父代處于最高收入組的系數為1.437，遠高于中高收入組和中低收入組的0.4和0.154，且在1%的水平上顯著，說明最高收入組的群體，子代繼續(xù)雄踞于最高收入組的可能性比其他收入群體都要高。

表4 財政教育支出對于子代進入最高收入群體的作用

在第（2）列引入小學階段的財政教育支出，同樣可以得到，父代收入水平越高，子代進入最高收入組的可能性越大。但是，中低、中高、最高收入組的系數相對于第（1）列變小，說明財政教育支出的引入，使得低收入群體的子代進入最高收入組的可能性提高，而其他收入群體的子代進入最高收入組的可能性則降低，提升了最低收入群體代際收入的流動性。

第（3）列為引入初中階段的財政教育支出的結果。中高收入組和最高收入組的系數都低于基準回歸，且低于小學階段，說明初中階段的財政教育支出的引入相較于小學階段對于最低收入群體的子代進入最高收入群體的提升作用更大，能夠更好地促進最低收入群體的代際收入流動性。

五、穩(wěn)健性檢驗

為進一步驗證模型的穩(wěn)健性，本文采用代際收入彈性指標再次驗證財政教育支出對代際收入流動性的影響。模型的回歸結果如表5所示。由表5可知，模型具有較好的穩(wěn)健性，得到的結論與上文實證分析的第（二）部分采用代際收入秩關聯系數指標得到的結論一致。即，引入財政教育支出后，代際收入彈性降低，子代收入受到父代收入的影響減弱，代際之間的流動性增強。另外，初中階段的代際收入彈性略低于小學階段，說明初中階段的財政教育支出對代際收入流動性的影響程度更高。

表5 基礎教育階段的財政教育支出對代際收入流動性的影響

六、結論及政策建議

基于中國健康與營養(yǎng)調查個體數據以及1995年以來的教育經費統(tǒng)計年鑒省級生均預算教育經費數據，分析了基礎教育階段的財政教育支出對于代際收入流動性的影響。結果表明：首先，1991年-2015年中國居民的代際收入流動性總體上呈現出上升的趨勢；其次，相較于城市群體，農村群體的代際收入流動性較弱，而財政教育支出能夠更好地促進農村群體提升代際流動性；再次，父代經濟地位對子代的收入水平有著較大的影響，而財政教育支出的引入，提高了低收入群體子代進入最高收入組的可能性，降低了其他收入群體子代進入最高收入組的可能性。最后，采用代際收入秩關聯系數指標和代際收入彈性所得結論，基本一致。

為了進一步提高我國居民的代際收入流動性，本文提出如下政策建議：

第一，加快補齊農村義務教育投入的短板。歷年《全國教育經費執(zhí)行情況統(tǒng)計公告》的數據表明，生均義務教育預算內教育經費投入，農村地區(qū)的數值一直低于全國平均水平。相比城鎮(zhèn)地區(qū)，農村義務教育的投入短板在1995年-2012年間呈現縮小態(tài)勢，但2013年之后卻呈現擴大跡象。從增加代際收入流動性，促進社會公平角度出發(fā)，需要加快補齊財政對農村地區(qū)、低收入群體義務教育投入短板。

第二，進一步提升偏遠地區(qū)、薄弱學校的師資水平。師資是決定教育質量的關鍵因素。相比縮小硬件投入差距，縮小師資水平、實現義務教育軟件均衡的難度更大。在偏遠山區(qū)、農村地區(qū)，很多中小學校的師資水平提升速度，遠不如硬件條件的改善速度。建議利用現代信息手段，擴大優(yōu)質教育資源覆蓋面，增加弱勢群體接受優(yōu)質教育的機會，進一步提高農村地區(qū)、低收入群體的教育收益，進而提高代際流動性。

第三，消除勞動力市場中的就業(yè)歧視。我國政府十分重視對勞動平等權的保護，制定了大量規(guī)范性的文件，《憲法》《勞動法》《婦女權益保障法》和《殘疾人保障法》都有相應的反對就業(yè)歧視的規(guī)定，但是戶籍歧視、性別歧視、年齡歧視、身高歧視、相貌歧視、殘疾的疾患歧視、婚姻狀況歧視等現象仍然在一定程度上存在。消除這些歧視，不僅是一個良好就業(yè)市場的要求，更是提高財政教育支出代際收入流動性的要求。