教育对不同收入水平农民代际流动的影响研究＊——基于对中国家庭追踪调查的分析

朱 利 ， 张 丹 ， 陈湘灵

（四川农业大学经济学院，四川 成都 611130）

0 引言

近年来，社会上的一系列关于代际矛盾的声音引起了广泛讨论。诸如马云的“996工作制”、哔哩哔哩网站于“五四”青年节发布的展现当代年轻人优渥生活的视频——《后浪》等声音，都愈发暴露出了这个时代的贫富差距、代际矛盾等社会公平问题。真正的公平需要跨代流动，农民作为代际流动阶级的弱势群体，面临着阶级固化的困境。我国是农业大国，自20世纪90年代至今我国城市化经历加速发展阶段，推动农村人口涌向城市。农村居住人口和农业从业人员将大幅下降，但数量依旧庞大，由此产生了不少社会问题，尤以“三农”问题为显。

传统最小二乘回归的原理是均值回归，但均值回归很容易受到极端值的影响。考虑到不同收入水平农民存在的异质性，研究使用了分位数回归方法，按照因变量的条件分位数对自变量进行回归，从而更好了解尾部低收入农民水平的特征，并以此为依据增加农村低收入家庭子女向上流动的可能性。

1 农民子代收入的影响因素

多种因素都会对子代收入造成多维度的影响，其中包括父代收入、子代受教育水平、性别、地区、心理认知等，文章主要探讨父代收入与子代受教育水平这两个因素对子代收入的影响。通径分析是利用通径系数分析多个自变量与因变量之间相关关系的一种方法。收入通径分析模型考虑父代收入、子代教育和子代收入这三个主要变量。其中父代和子代收入由CFPS中获取的2010年个体年收入的对数来测度，子代受教育水平由2010年子代受教育年限来衡量。计算出来的各年收入通径图如图1所示。

图1 2010年收入通径图

根据图1收入通径分析结果显示，父代收入和子代教育这两个因素对子代收入均有不同程度的影响。前者的通径系数为0.062，后者的通径系数为0.217，说明子代教育这一后致性因素对子代收入的影响程度更大，是父代收入这一先赋性因素对子代收入的影响程度的3.5倍。

父代收入对子代收入的影响可以分解为父代收入对子代收入的直接影响以及父代收入通过影响子代教育继而影响子代收入的间接影响。根据分析，总影响为父代收入对子代收入的分位数回归系数，即0.297 9；其中直接影响为0.062，占总影响的20.81%；间接影响为0.013乘以0.217，等于0.002 821，占总影响的0.95%。根据分析结果，父代收入对子代收入更多地呈现为间接影响。这也从侧面说明教育可以在一定程度上提升农民个体收入水平，并且在代际收入流动过程中的作用较强。虽然父代收入对子代收入有一定影响，但教育能改善这种不利情况，促进代际流动。

2 农民不同群体之间代际收入流动差异性

Solon（1992）通过引入年龄的二次方项来衡量个体处于不同生命周期的收入差异，用以下模型来计算代际收入弹性：

其中：下标i代表个体，上标c代表子代，上标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代表年龄，ui是随机扰动项。系数β是代际收入弹性，指父代收入上升1%时，子代收入变动的百分比。β越大，代际收入弹性越高，代际流动性越低[1]。

利用模型（1），分别选取了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分位共九个分位点对CFPS的数据进行了代际收入弹性的测量。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，其余则代表中等收入水平。CFPS的数据结果如图2所示。

图2 2010、2012、2014、2016年中国农民代际收入弹性系数

利用模型（1）计算农民代际收入弹性，回归系数即代际收入弹性。根据图2分位数回归后输出的结果可知，2010年、2012年和2014年我国农民的代际收入弹性在不同收入层次上的差别较大。总体看来，代际收入弹性与收入呈现负相关关系，代际收入弹性随着父代收入的增加大体上呈现递减的趋势，大致集中在0.2～0.4。低收入水平的家庭代际收入流动性更低，高收入水平的家庭代际收入流动性较高，即在高收入群体中父代收入对子女收入的代际流动性传递作用更加突出显著。这说明低收入水平的家庭代际流动困难，贫困家庭的子女要想摆脱经济困境的可能性较小，反映了“富者越富，贫者越贫”以及收入差距过大造成的社会不公平的现状。

横向来看，从2010—2016年，我国农民的代际收入弹性在波动中呈现下降的趋势，各收入层次农民差距逐渐变小，代际流动情况得到了总体改善。2016年我国农民的代际收入弹性约为0.06，其中10分位数的代际收入弹性为负值，这与我国代际流动情况的改善、低收入层次农民的自身特殊情况以及样本的特殊性有关。

3 教育对农民的代际收入流动的效用

对农村低收入家庭而言，要想摆脱贫困、提升自身经济地位，必须重视教育。为了研究教育在代际流动中扮演的角色，建立了人力资本理论。在代际收入流动模型的基础上，加入子代受教育程度这一变量，利用模型（2）分析教育对代际收入流动弹性的影响。

第二部分引入了受教育年限这一中间变量估计代际收入弹性系数，比较引入中间变量前后β的变化，受教育年限的回归系数就是所谓的教育回报率，代表的是每增加一年或者一个阶段教育所带来的子代收入对数提高的百分比，用来衡量教育对收入的影响。

其中：edu表示受教育年限。如果加入受教育程度之后，代际收入弹性系数趋于下降，则说明教育对提高农民收入、阻碍代际收入流动具有一定程度的影响；如果系数随着分位点的增加而趋于下降，说明教育回报率在低收入人群中更加显著。

图3 加入教育之后的2010、2012、014、2016年中国农民代际收入弹性系数

结果显示，父代收入、子代收入以及受教育年限总体上随着时间的推移逐年在增加，但子代收入高于其父代的，且分布也更为集中。图3回归结果表明，2010年、2012年和2014年10分位处的弹性值明显高于90分位。总体而言，低收入群体的代际流动性小于高收入群体，这说明了家庭资源的积累对子代具有积极作用，而大多低收入家庭则由于各方面条件的限制，其子代收入严重受父辈的贫困所影响而水平较低，其代际流动性显著弱于高收入群体。而2016年由于10分位数处的特殊值存在打破了这种僵局，各收入水平农民的代际流动有趋于一致的倾向。

加入子代受教育程度这一变量之后，各年和各收入水平层次的代际收入弹性都明显减小，模型的拟合优度提升。子代对父代财富积累和社会资源的依靠程度减少，我国农民整体代际流动水平显著提高表明了在社会环境的总体改善和国家政策帮扶之下，21世纪的农民正在逐步解除自身限制，其经济地位在逐步提升。同时表明了教育能降低农民代际收入弹性，改善农民自身的阶级固化困境。这说明教育是影响子代收入的一个重要因素，是提高收入、有效促进代际流动、促进社会公平的一项重要举措，对提升农民教育总量和质量提供了理论依据。

4 结论

文章研究基于CFPS2010—2016年获取的个体和家庭调查数据，分别测度了我国农村居民的代际收入弹性系数和教育对农村居民代际收入流动性的影响，对比分析了教育在对农村居民代际收入流动传递过程中所产生的作用与影响，结论如下：

1）农民代际收入流动的转移与父代收入的增加正向相关。随着父代收入的逐步增加使得可转移的代际收入随之不断增加，其子女所相应获得的代际流动收入的转移也不断增多，社会阶层的固化也逐渐显现。

2）教育对农民子代收入的影响作用超过了父代收入对其的影响。父代收入作为一种先决性因素对子代收入产生的影响固然显著，但与引入了受教育年限这一变量后教育对子代收入所产生的作用相比，其结果发生了显著性变化。在子代收入的分布状况已知时，教育年限的高低正向作用于子代收入的高低。且不难看出，随着父代收入分位点的不断增加这一正向作用的程度也随之逐步增长，父代收入的增长会使得其对子代的教育投资力度相应增加，从而进一步地为高收入水平家庭的子女增加了就业的竞争力与未来成功的可能性，进一步地可能会导致阶层固化。但从另一个角度来看，教育作为一种突出的代际流动机制超越了父代收入对子代收入的影响，也会进一步促进阶层的流动。受教育年限的增加，特别是低收入家庭的子女受教育年限的增加，对于其人力资本的增加、实现经济水平的提升和促进经济阶层的流动意义重大。

3）引入教育这一中间变量后，父代收入对子代收入的影响并不是严格递增与显著，其无法显著影响处于高分位点时的子代收入，这说明了教育是影响代际收入流动的机制，但不是唯一的机制，还有其他多种机制能对代际收入流动产生或多或少的影响。这些机制可能是社会关系网络、生理遗传因素或其他无法预测的因素。