教育代际传递对农村子女收入性别差距的影响及差异性分析——基于反事实视角

霍雨佳，刘泽琦

（清华大学 公共管理学院，北京 100084）

一、引言

消除贫困、改善民生、逐步实现共同富裕是社会主义的本质要求，是人民群众的共同期盼。2020年后我国已从绝对贫困治理和实现全面小康阶段转向相对贫困治理和实现共同富裕新阶段，即从原来的效率优先、兼顾公平向更加注重社会公平转变。当前我国共同富裕的最大短板在于农民、农村，推动共同富裕的重要政策着力点在于构建解决相对贫困的长效机制，尤其是提高农民收入和缩小城乡差距。2022 年城乡居民人均可支配收入比为2.45∶1，人均消费比为1.83∶1，仍远高于发达国家（地区）的差距（通常在1.5∶1以内）。据测算，我国城乡差距占全国收入差距的27%，［1］远高于发达国家（地区），如瑞士、芬兰、加拿大等国家的10%，甚至高于发展中国家（地区），如菲律宾、印度等国家的20%。［2］当前我国相对贫困人口中有90%生活在农村地区，这些人群家庭收入的42%来源于政府转移支出，普遍面临着较大的致贫返贫风险。相对贫困治理就成为解决中国“三农”问题的又一重大要务，而且也是着眼于解决新时代中国发展不平衡和不充分，促进实现全社会共同富裕的重大举措。

多项研究证明贫富差距存在代际传递的现象，而中国收入基尼系数从2008年的峰值0.491降至2020 年的0.468，近年来逐渐稳定在0.46～0.47 区间，收入不平等程度依旧处于世界中等偏高水平。按照西方学者的“盖茨比曲线”规律，中国长期的代内贫富差距通过纵向代际传递将导致阶层固化，甚至差距越来越大，即“富者恒富，贫者愈贫”。［3］而随着农村居民收入的不断提高以及收入来源逐渐多元化，中国农村内部收入差距急剧扩大。［4］国家统计局统计数据表明中国农村家庭人均可支配收入中高收入组（20%）与低收入组（20%）之比在2017年比值为9.48。虽然近几年有所缓解，但2020年依旧高达8.23。另外，由于新型城镇化战略的不断推进，农村劳动力外流逐年攀升，农民收入尤其是非农收入存在巨大差异。有学者根据农村固定观察点2011-2014年的数据，获得农村整体家庭收入基尼系数为0.35左右，并未超过国际公认警戒线0.4，而针对农民工非农收入进行基尼系数测算则高于0.7。［5］这说明随着农村居民收入的非农化和多样化，在收入水平上升的同时收入差距也处于高位徘徊，即外出务工扩大了农村内部收入差距。［6］在巩固脱贫攻坚成果、预防返贫或持续相对贫困的现实背景下，缩小农村居民内部收入差距、促进农村底部阶层向上流动是从根本上治理相对贫困的重要施策点，精准阻隔代内贫富差距的代际传递才能全方位推动共同富裕的实质性进展，甚至改善中国长期社会结构的均衡性。

教育作为促进代际流动和社会公平的重要工具，获得高质量的教育是改善人民生活和实现可持续发展的基础，［7］它为弱势群体创造了向上发展的机会。教育也是经济地位在代际流动过程中一种重要的传递机制。［8］然而，教育的这种属性使其既可以成为出身不利的子代改变命运的途径，也可以成为不同阶层子代复制父代优势或劣势地位的再生产工具。教育机会不平等、教育代际传递增强，［9-10］甚至教育差距跨代传递的倾向对促进共同富裕、社会公平和稳定产生了严重影响。例如教育的性别机会不平等问题在20 世纪80 年代女性主义思潮影响下，受到西方学者的重点关注和讨论。大量研究表明教育的性别差距可显著降低发展中国家（地区）的经济增长水平，［11］甚至会加剧贫困，［12］全球许多国家（地区）在实施教育强国战略中针对消除教育的性别差距都进行了多方面改革和努力。［13］联合国数据显示世界在初级教育阶段已经实现了男女平等，但在所有教育阶段都实现这个目标的国家并不多。［14］中国也不例外，虽然自中华人民共和国成立后国家为提高妇女地位、减少男女不平等现象做出了努力，但性别间教育机会不平等现象依旧十分严峻，尤其是农村地区。刘雯等指出中国家庭对不同性别子女投资的差异是造成教育性别差距的重要机制，农业户口家庭的教育资源分配显著向男孩倾斜。［15］董强等研究认为农村地区教育的性别不平等主要表现在父母对子女教育期望的性别差距及家庭教育资源分配的性别差距。［16］性别间的教育不平等在国内外受到众多学者关注和讨论，这种不平等可能对未来子女收入、阶层固化产生恶劣影响，必须挖掘教育在其特定属性下阻隔贫富差距过程中的作用效果和机制，为打破社会阶层固化、有效治理相对贫困提供解决策略。

有学者将教育总体不平等作用分解为两方面具体机制：一是受家庭人力资本投资阶段经济约束影响的教育获得不平等（也称教育机会不平等）；二是受人力资本回报阶段异质性影响的教育收益不平等。［3］本文重点关注教育获得不平等对子女收入差距的影响和缓解路径。农村子女教育获得不平等主要体现在其教育水平受家庭人力资本投资约束的程度，即子女教育水平对父代经济地位（收入、教育、职业等）的依赖程度，这在动态视角下反映了一个社会的机会不平等程度。不同于已有的大多数研究，本文基于性别差距视角探究教育机会不平等对子女收入性别差距的影响，依靠反事实视角旨在得出到底是教育机会不平等还是结果不平等造成的收入差距。由于教育本身存在较强的代际传递且家庭阶级地位对教育代际传递具有重要影响，［17］来自较低社会阶层的子女很难获得向上的教育代际流动。［18-19］因此，探讨教育机会不平等，即教育代际传递对子女未来收入差距的影响，对教育阻隔贫富差距（尤其是收入性别差距）的作用与机制进行详细分析和反事实构建，为我国在推动新发展阶段共同富裕、有效治理相对贫困，通过教育扶贫手段打破阶层固化、防止代际返贫提供一定的政策启示。

二、理论分析与文献综述

（一）教育对子女收入差距影响的研究

教育能使个体知识水平和技能水平等人力资本增长更快，提高人的生产能力，使劳动者在劳动力市场上获得更高的回报，从而带动收入增长。［20］郭丛斌和闵维方利用《中国城镇居民教育与就业情况调查-2004》的数据，实证得出受教育年限的增加有助于增大高收入子女的比例，即教育有助于促进弱势群体的子女实现经济社会地位和收入等级的跃升。［21］孙三百等发现教育在摆脱“代际低收入传承陷阱”路径中的贡献最大。［22］李宪印和陈万明提出农户人力资本投资包括教育和培训、健康保健以及劳动力流动等多种形式，对农户非农收入增长具有重要意义。［23］此外，还有学者指出教育也会影响个人综合素质、谈吐行为举止等非认知因素，而这些因素也会影响收入的获得。

同时，教育在很大程度上也会影响个人的职业地位，接受更高的教育是实现职业等级向上跨越的主要途径。尤其是随着社会的进步及经济的发展，高等职位对学历的要求与日俱增，教育成为进入职位金字塔顶层的重要途径。［24］根据全国人口普查的职业分类将所有样本划分为七个职业类型并排序，发现子女受教育程度越高其职业向下流动的概率越低，相反，向上流动的概率越高。而且对比各因素对代际职业向上流动的贡献，教育的贡献率最高。为了解释医生、律师等专业化职业在代际间传承的现象，Lentz 和Laband 经过研究得出父母对子女进行专业化教育投资使得子女职业得以代际传承的理论。［25］Blau 等在对美国职业结构的研究中也发现对个人职位影响最大的是个人教育水平，系数高达0.39。［26］因此，在农村地区农村劳动力就业选择时很大程度上受其专业化教育水平的限制，这也就是农村家庭非农就业机会的代际相关性为何是通过教育投资来进行传递的原因。［27］孙三百等在研究中加入对劳动力自由迁移的考虑，指出教育在通过迁移增加就业机会与非农就业选择偏向的过程中发挥较大作用，提升教育有助于获得更高收益的工作机会。［22］

（二）教育性别差距对子女收入差距影响的研究

近年来教育机会的性别不平等对收入差距的影响得到众多学者关注。Mariani和Hoisl研究了不同性别的收入和工作表现差异。他们发现即使是在人力资本密集型的行业，女性的收入也低于男性，在这个行业中，能力和教育是重要的资产。［28］Baliamoune Lutz 和McGillivray 利用撒哈拉以南非洲、北非和中东国家的数据探讨教育领域的性别差距对人均收入水平的影响。他们发现小学和中学教育中更严重的性别差距会对收入产生负面影响。［29］值得注意的是教育中的性别差距对收入增长有直接和间接影响，在收入、大学入学率和就业率方面的性别差距随父母的经济状况不同而存在很大差异。［30-31］在中国，个体收入水平和教育收益率还存在严重的性别差距，岳昌君运用明瑟收入模型得出女性平均受教育年限比男性少3%，同时女性平均收入却比男性少22%，因此除了教育性别差距对收入不平等产生影响，还有其他因素也影响着性别间的收入差异。［32］也有学者证明性别间收益率的差异持续扩大，因此需要对女性受教育方面的公共政策或慈善活动予以特殊关注。国际上也出现同样结论，教育中的性别不平等在收入较为贫穷的国家（地区）往往最为严重，［33-34］尤其是处于阶级劣势的家庭中，其收入的性别差距也尤其惊人。［35］

（三）教育机会不平等对子女收入差距影响的研究

20世纪末Roemer将“机会平等”这一概念定义为一种情况，即个人的成就或所谓的“优势”（如收入或教育程度），应仅取决于个人可控制的、自身对其负责的“努力”。［36］例如个人为实现某一种情况在工作上花费了多少精力，花了多少时间学习等。而“机会不平等”取决于个人的不可控制的外部环境，如他们的家庭背景、父母的社会经济地位等。随后，关于“机会不平等”的文献着重于确定个体的结果或成就受不同家庭环境的影响程度，一个典型的分支代表为社会代际传递，即衡量子女某经济地位指标对父代某经济地位指标的依赖程度，这也是衡量社会是否公平的重要依据之一。在教育机会完全平等情况下，父代的家庭背景对子女受教育机会没有任何影响。而教育作为上一代对下一代人力资本投资最主要的形式，同时又受到家庭总消费效用的严格约束，子女教育水平必定受到父母教育背景、智商、文化资本等因素的影响。Guryan 等使用来自14 个国家的样本数据，得出受过高等教育的父母会花更多时间陪伴孩子，与孩子有效沟通，而这对子女未来教育机会的获得具有重要意义。［37］Piopiunik 发现父母受教育水平越高越重视其子女的教育成就，且母亲的教育水平对其儿子的教育机会具有显著影响。［38］

由于教育机会不平等的存在，父母教育对子女的影响不仅体现在求职和收入水平上，还体现在健康的生活和人际交往等多方面。［39］父母如果接受过高等教育，拥有较高收入水平和先进的家庭教育理念，就更可能为子女提供舒适的成长环境和学习环境，子女获得高等教育概率更大，进而助力子女获得较高的收入水平和社会经济地位。接受过高等教育的父母在一定程度上也证明自己本身的高智商和高能力，无形之中为子女提供了优势基因和较强的学习竞争能力，子女在接受高等教育后也能获得令人满意的工作，从而间接提高了子女收入水平。父母教育通过影响子女教育水平进而影响子女收入水平的途径，Bourguignon 等将此贡献部分称为“间接效应”（见图1）。［40］

图1 父母教育对子女收入的“间接效应”

近年来不少学者就家庭教育背景即父母的受教育水平对子女教育回报和收入的影响进行研究，其影响是显著存在的。Heckman 和Hotz 通过对巴拿马的教育投资研究发现父母的教育水平对子女收入存在显著影响。［41］富有和受过良好教育的父亲会培养出受过良好教育的孩子，而这些孩子也会变得富有。［42］因此，通过教育投资增加劳动者的人力资本存量不仅可以提高自身的收入水平，也可以对其子女的收入水平起到积极的促进作用，［43-44］随着父母受教育水平的提高，其对子女收入的正面促进作用也会逐渐增大。［45］《中国妇女教育发展报告》显示母亲拥有高中及以上的教育程度，其子女就读高中的概率增加25%以上且子女收入水平也更高。［46］李任玉等在统计高、低收入家庭子女之间特征差异时发现高收入家庭的子女平均受教育年限显著高于低收入家庭约2.05倍，同时高收入家庭的父亲和母亲也拥有较高的教育水平。［47］相反，父母教育的这种影响对没有处于良好循环圈子中的子女是相当不利的。汪鲸和罗楚亮选用了中国家庭收入调查2002 年和2013 年数据，得出城乡子女高中和重点高中入学率的差异主要可由父母教育和家庭收入差异解释，且该解释程度从2002 年到2013年呈进一步上升趋势。［48］Hendel等在对教育机会与收入不平等的研究显示父代教育程度存在的较大差异使其收入差距拉大，进而导致这种差距延伸到下一代。［49］

（四）文献评述

虽然很多学者都逐渐认识到父母教育对子女收入影响的重要性，但现有文献中单独探讨父母教育对子女收入的影响还较少，尤其是厘清父母教育对子女收入的“间接效应”（即教育代际传递对子女收入影响）并进行实证研究的更是少见。仅有的较具代表性的研究是Cogneau 和Gignoux 通过构建反事实的教育代际流动和收入不平等，观察教育代际流动的变化对收入不平等的影响。研究结论指出提高教育代际流动性会通过将收入集中分布在平均水平上而促进收入平等。更重要的是收入不平等的一个重要贡献就来源于教育代际流动，即父母教育对收入的影响。［50］但是该研究数据仅选取了父亲-儿子配对样本，在样本选取上忽视了母亲和女儿的影响，更没有考虑性别间所存在的教育代际传递差异对收入不平等的影响。父代教育与子代教育之间存在着密切关联，即教育代际传递，而子代教育又很大程度直接影响其收入水平，那么，父母教育将子代教育作为传播媒介进而影响子代收入水平的间接途径，即“间接效应”值得深入探讨。“父母的教育水平越高，子女的教育水平越高”，Black 等解释了社会中教育的代际传递，［51］许多实证研究也强调了教育持续性对收入不平等增加的重要贡献，［52-54］但很少研究针对此重要贡献进行实证分析，尤其是性别差距视角下教育代际传递对收入不平等的具体影响及缓解路径。而明确估计父母教育与子女收入不平等之间的间接联系十分重要，因为它长期影响一个国家公民的机会均等、社会满意度等问题。

三、模型设定及数据分析

（一）模型设定

1.代际传递基础模型

根据社会代际传递理论，通过Galtonian回归：

即可获得代际传递系数β，这里表示子女教育，表示对应的父母教育。这不是一个因果模型，而是反映了一个观点，即个人的教育在多大程度上与其父母的教育相关联，即代表上一代人平均传递的教育优势程度，这可以通过β估计值来体现。其高值通常被称为“代际持久性”或相反低值被称为“代际流动性”。在计量方法的使用上，最初几乎均是采用普通最小二乘法估计对数收入回归模型来衡量社会代际流动，也有学者运用工具变量、分位数回归等方法。为了解决被解释变量，如个人永久性收入不可测问题，一些学者利用个体多年收入平均值试图解决数据缺乏问题。Solon 利用美国Panel Study of Income Dynamics（PSID）调查数据构建父代与子代收入的三个回归模型，包括父代1967 年1 年收入和子代1984 年收入，父代1967-1971 年5 年收入均值和子代1984 年收入，引入父代受教育年限为工具变量三个计量模型分别分析父代收入对子代收入的影响。［55］

2.明瑟工资方程

经济学家Mincer根据人力资本理论构建了明瑟基本收入方程，将其定义为在一个完全竞争的劳动力市场上，人力资本是决定个人收入的关键因素。［56］人力资本主要是从学校教育获得的知识以及在工作中通过“干中学”、知识外溢或在职培训中获得的能力。［57］因此，人力资本拥有量越高，个人的收入即劳动报酬也越高。在公式（2）里教育（E）的斜率（β）也被称为教育投资的个人收益率，教育收益率还能反映出教育投资及结果对个体收入分配的作用，同时辨别当下就业市场劳动力配置效率的高低，［58］有助于学者分析收入分配状态、教育平等化等社会性问题。同时，当劳动者开始参加工作后，劳动技能随着实践经验的增加而提升，期初阶段工作经验的积累可有效提升工作效率。但随着劳动者的工作经验持续增长，其个体体能也逐渐下降，原有工作经验和掌握技能也会因跟不上社会进步及技术更新而被淘汰，且年龄较大的劳动者在接受新知识的能力和速度方面也不断减弱，不能时时更新个体知识结构保证与时俱进，在如今频繁更新换代的就业市场中不占优势。因此，劳动者个体到达一定工作经验或年龄时，劳动生产率将会随着个人工作经验的增加而下降。所以，在这两个假设的基础上，明瑟基本收入方程包括教育、工作经验以及工作经验的平方三个基本变量。

依据以上陈述，明瑟收入基本方程可设置为如下公式：

lnY为个体收入的自然对数，E为个体受教育年限，exp为工作经验，exp2为工作经验的平方项（反映个体收入与工作经验之间的非线性关系），μ为未被模型解释的随机扰动项。方程的系数β为教育收益率，表示劳动者每多受一年教育时个人收入的变化率，预期的回归系数符号为正。方程的系数γ和δ分别表示工作经验和工作经验的平方对个人收入的影响。

根据已有文献中普遍使用的基础控制变量，在模型中加入性别、教育、工作经验、婚姻状况、健康状况、政治面貌、工作类型、出生地区因素作为控制变量，将该扩展模型具体表达为：

lnY表示个人年总收入的对数，gender表示性别，edu表示受教育年限，exp表示工作经验年限，exp2表示工作经验年限的平方，marry表示婚姻状态，health表示健康状况，party表示政治面貌，jobclass表示工作类型，province表示出生地区。

3.Oaxaca-Blinder分解方法

针对教育导致性别收入差异问题展开的诸多研究中，经济学家们通常通过对收入均值分解函数解析性别收入差距，并将因个体天禀特点形成的收入差距称作可解释部分，而特征回报产生的收入差距被解释为是性别偏见。最为代表性的分解方法为OB 分解，全称为Oaxaca-Blinder 分解，由Oaxaca和Blinder将Becker的劳动力市场歧视原理作为理论依据，在分析工资的性别差距时提出。［59-60］该方法是将组群之间的收入差异分解为由个体特征差异造成的可解释部分（禀赋差异）和特征回报差异带来的不可解释部分（歧视）。在本研究领域中，该方法也经常用于测度歧视程度的大小。Gustafsson 和Li 通过对中国居民收入调查数据进行OB 分解得到，由歧视所导致的性别工资差异从1988 年的52.49%上升到了1995 年的63.20%。［61］姚先国和谢嗣胜运用Oaxaca-Blinder 分解法提出收入性别差距中由性别歧视造成的差异占45.6%，剩余部分为个人禀赋所引起。［62］

OB 分解方法用于估计男女之间的总体工资差距在多大程度上可以由观察到的人力资本特征（如教育和工作经验）的差异来解释，即由机会不平等造成的教育成果差异所占比重。据此可将性别间收入差异分解为两个部分：一部分是可解释部分，又称特征效应，即由女性和男性子女在特征、禀赋上的差异造成；另一部分是不可解释部分，又称系数效应，即由女性和男性子女收入的系数差异造成，也是各项特征和禀赋的不同市场回报率表现。［63］具体分解过程如下，分别对A、B两组进行估计：

m和f分别表示男性个体和女性个体。等号右边的第一项为收入差距中可被个体特征所解释的部分，即特征效应；第二项为由于性别歧视而带来的收入差距，又称为系数效应。而本文目的在于探究到底是教育投资差异还是教育回报差异所造成的子女收入差距，即教育因素在特征效应和系数效应中的表现。

4.“反事实”技术

反事实技术的基本思路是通过未发生的条件来推理研究对象在“反事实状态（即未实际发生的状况）”下的可能结果，进而实现对研究结果影响因素及其来源的考察。［3］具体而言，从对反事实样本期望具有的特性的角度进行分析，逐个对应建模，完善优化目标。例如，在现实中我们只能观察到农村家庭子代的真实教育分布和实际教育回报率，但由于农村家庭父母对男性子女的偏爱，甚至牺牲女儿的权益去维护儿子的发展，导致儿子与女儿之间教育机会获得存在差异。因此在本研究中通过赋予女性子女以反事实的教育机会（即假设女性子女拥有与男性子女相同的教育代际传递程度而构建的反事实教育分布），考察农村子女收入差距的变化以及教育禀赋和教育回报率的作用大小，进而明确男性与女性群体间收入差距扩大的影响因素及缓解路径。

（二）数据分析

本文采用由北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）实施的中国家庭追踪调查（CFPS）2010、2012、2014、2016和2018年5年数据库，引入样本量较大、时间跨度较长、教育和收入数据充分的面板数据，一定程度上解决由于数据获得造成的局限性，有效支撑本研究的模型构建和变量选取，有利于得出更加稳健的估计结果。例如，本样本包含了从1953年至1992年出生的农村居民，以出生年份划分的不同年龄组便于观察农村收入和教育的长期变化趋势。且较大的时间跨度还能够运用长期平均的思路，对短期收入不稳定、收入缺失值较多的情况加以校正，使分析结果更加稳健和可靠。

根据公式（3），选取如下变量并进行相关定义，子女收入：通过对2010-2018年5年总年收入进行平均值计算，获得该个体较为稳定的收入，以此获得靠近永久性收入值并解决收入值缺失严重问题，减少暂时性收入的冲击作用；性别：因为本研究重点关注性别差距以及如何缓解女性收入的劣势地位，因此将子代女性赋值为1，男性赋值为0；教育：父母教育采用父母间教育程度的最高值，并同时统计父母与子女的教育年限和教育等级两类指标。教育等级指标分别为初等（文盲及小学）、中等（初中）和高等（高中及以上）三类，以此观察不同父母教育等级背景的子女性别差距的走势；工作经验①由于工作经验是由子女的年龄计算得来，因此模型中不再加入年龄的变量，否则会存在共线性。：由于CFPS数据库的问卷中没有直接对该指标进行提问，结合相关研究的处理方法，决定采用工作年限来表示工作经验。工作年限的计算方法参照童光荣等的研究用2020减去出生年份再减去6，同时将受教育年限在10 年以下的人群，直接用年龄减去16，因为16 周岁为国家的法定工作年龄；［64］工作经验的平方：工作经验年限的平方值；婚姻状况：CFPS数据库问卷中关于婚姻状况分为未婚、在婚（有配偶）、同居、离婚和丧偶五个分类。本文将未婚和同居划分为未婚，赋予0 值。在婚（有配偶）、离婚和丧偶划分为已婚，赋予1 值；健康状况：CFPS 数据库问卷中针对健康状况分为五个等级，非常健康、很健康、比较健康、一般和不健康，实证分析中以不健康为参考组②这里按照以往文献做法，只考虑了以不健康为参考组的对比效应。；政治面貌：是党员赋值为1，非党员赋值为0；工作类型：CFPS 数据库问卷中工作类型分为自家农业生产经营、私营企业/个体工商户/其他自雇、农业打工、受雇和非农散工五类，实证分析中以自家农业生产经营为参考组；出生地：CFPS 数据库涵盖了25 个省/市/自治区，按照东部、中部和西部③东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括四川、贵州、云南、西藏、山西、甘肃、青海、宁夏、新疆、重庆、广西、内蒙古。三个区域进行分类，实证分析中以西部区域为参考组。

从表1 可以看出，子女收入平均值为15 968.74 元，男性收入平均值接近为女性的2 倍。样本中男女比例较为均衡。样本中父母教育平均为4.32 年，即几乎停留在小学水平，且男女间父母教育程度差别不大，甚至女性父母略高。子女平均受教育年限为6.92 年，男性平均比女性高1.5 年。样本平均工作年限为29.02年，由于工作经验的计算方法统一，男性仅略高于女性。工作经验平方值也是如此。样本婚姻状况大概率为已婚且已婚女性较多。样本健康状况多数为比较健康且女性对比男性健康状况略好。样本政治面貌基本为群众。样本中工作类型超过一半为自家农业生产经营，其比例高达56.25%，其次为受雇，其比例为29.98%。样本出生地较为均衡地分布于东部、中部和西部地区，三个地区分别占比为38.63%、26.33%、35.04%。

表1 各变量分性别的样本均值

由于本研究的收入不平等特指收入的性别差距，因此为了更直观获取样本收入数据的特点，制作表2 得到不同背景下子女性别间收入的描述性统计。样本整体性别间收入差异较大，女性与男性收入比值较低，最低时女性收入仅为男性的48%。整体子女收入随父母教育等级的升高而升高，其中男性收入都高于女性，而这种性别差距也随父母教育等级的升高而缓解。样本整体未婚人群收入高于已婚且在女性样本中更为突出，也是女性收入高于男性收入的唯一分组，而在婚群体中女性收入仅为男性收入的一半。可能的原因是女性在回归家庭后更多从事家务劳动，重心偏向生儿育女、相夫教子，收入也随之减少。整体样本显示性别间收入差异随教育等级的升高、党员、受雇且出生在东部而减小。

表2 数据描述性分析（元，%）

四、实证分析与结果

（一）农村子女教育代际传递系数及比较

根据公式（1），对总样本、女性和男性样本分别进行教育的简单线性回归，以获得各组样本的教育代际传递系数。表3 显示总样本教育代际传递系数为0.342，而女性与男性样本分别为0.413和0.281。通过对女性与男性分样本回归系数的费舍尔组合检验（Fisher’s permutation test），显示性别间教育代际传递系数存在显著差异，也表明女性子女的教育代际传递程度显著高于男性，即女性教育水平受父母教育水平约束更强，增加父母教育水平对女性子女教育水平的提升程度更明显。

表3 性别间农村教育代际传递系数比较

（二）农村子女收入的明瑟回归

为了验证存在性别差距的教育代际传递是否会对子女收入产生影响，首先从数据上进行教育代际流动与收入水平的分组相关性检验（见表4）。

表4 教育代际流动与收入水平相关性检验（%）

表4中数据表示每个收入等级中发生教育代际向上、不变和向下流动的概率。将样本的收入均分为五个等级①这里的分组依据是按照收入高低将样本等比例划分为五个等级，保证五个等级的样本数量均衡。：0-3 000、3 000-8 500、8 500-15 000、15 000-25 000 和25 000 以上。分别对总样本、性别间分样本进行教育代际流动方向与收入等级的相关系数检验。结果证明子女收入与教育代际流动之间存在显著相关性（chi2（8）=392.709 4***，Pr=0.000），性别间分组也同样显著相关。

更重要的是总样本中教育代际发生向下和零流动子女的比例几乎随着收入水平的升高而降低。相反，教育代际发生向上流动子女的比例随着收入水平的升高而升高，侧面反映发生教育代际向上流动群体更大概率获得高收入，也佐证了教育代际向上流动对收入水平提高具有显著的正向影响。因此，即使教育代际流动对收入水平的影响存在滞后性，但不可否认教育代际流动差异依旧对未来收入水平具有重要影响。

对比女性和男性样本，几乎所有收入水平下女性发生教育代际向下或零流动比例都高于男性，相反男性发生教育代际向上流动比例都高于女性。说明在任何一个收入等级下，性别间子女教育代际流动方向都存在较大差异。从样本数量可以观察到女性样本量随着收入的增加而减少，相反男性随着收入的增加而增多，这也体现出就业市场上的部分性别歧视，即女性劳动力多分布在低收入阶层，而男性劳动力多分布在高收入阶层。

考虑明瑟收入方程中可能因遗漏变量而存在内生性，因此分别运用普通最小二乘法（OLS），以父母教育和同胞数量分类变量作为子女教育工具变量的两阶段最小二乘法（2SLS），以及对异方差更为有效估计的广义矩估计方法（GMM）估计子女收入，得到表5。如表所示，不同方法得出的估计系数显著性、大小和方向较为一致。具体观察GMM 回归结果，可得女性平均收入显著低于男性，受教育水平对子女的收入水平具有正向的促进作用，且总体的教育回报率为9.2%。工作经验对子女收入水平具有正向影响，随着工作年限的增多，子女将获得更高的收入。但随工作年限的继续升高，工作经验的回报率呈现先升高后降低的趋势。婚姻状况显示在婚有配偶对收入提升具有促进作用。健康状况表明对比不健康的群体，其他健康状况都对收入具有显著的正向影响。政治面貌变量不显著，可能与样本中党员数量较少有关。对比自家农业生产经营的群体，其他工作类型都对个体收入具有显著的正向影响。对比出生地，中、东部地区子女平均收入水平均高于西部地区。

表5 农村子女收入的明瑟回归（N=11 121）

（三）农村子女收入的性别差距分解

基于明瑟收入方程回归结果，运用公式（7）进行OB分解，使用pooled分解类型，即女性和男性两组集合模型中的系数作为参考系数来计算双重分解，对子女收入性别差距的影响因素进行实证分析。为了观察教育因素是否对子女收入差距产生影响，尤其分辨到底是教育分布不平等还是教育回报不平等对子女收入差距产生扩大作用，重点关注教育因素在特征效应与系数效应中的表现。这里，教育分布不平等被认为是由于家庭教育投资差异，即教育机会不平等造成的子女教育结果不平等。如表6 所示，总样本性别间收入总差距为0.933，其中特征效应即禀赋贡献比重为18.76%，系数效应即歧视所占比重为81.24%，表明农村子女收入的性别差距主要由歧视造成。具体关注教育因素在特征效应中显著为正，贡献比重为8%，仅次于工作类型因素的11.36%，表明教育禀赋具有扩大收入性别差距的作用。而教育在系数效应中显著为负，即教育回报率具有阻隔收入性别差距的作用。总结得出，教育因素对收入性别差距的扩大效应主要由教育分布不平等造成，相反性别间的教育回报率差异对子女收入性别差距具有显著的缓解作用，即女性较高的教育回报收益率对其收入水平的提升作用更有效。同时，总样本禀赋对收入性别差距的扩大效应主要由工作类型和教育所引起，其中，教育因素对收入差距的扩大效应占总效应的42.63%，仅次于工作类型。总之，教育分布不平等的显著正向特征效应说明农村教育机会不平等显著扩大了子女收入的性别差距。

表6 农村子女收入的性别差距分解

（四）反事实教育分布下农村子女收入性别差距分解

为了更精准衡量教育机会不平等如何对子女收入性别差距产生影响，以及这种影响如何消除，运用前文教育代际传递性别差距的评估结果，构建女性的反事实教育分布，即假设女性拥有与男性同样的教育代际传递程度，重新分配女性教育分布，并依据上文获得的真实的女性教育回报率构建女性收入的反事实分布，最后利用反事实教育分布与反事实收入分布重新进行子女收入的性别差距分解，对比观察不同情况下禀赋贡献比率差异，以此获得教育代际传递的性别差异对收入不平等的影响大小。

同样，运用Oaxaca-Blinder 分解方法对反事实女性教育分布下子女收入性别差距进行验证。如表7 所示，女性反事实教育分布下的收入性别差距由原来的0.933 下降至0.840，整体降低了约10%。同时，观察到总样本的特征效应即禀赋贡献比重由18.76%下降至11.9%。最为重要的是特征效应中教育禀赋对收入差距的影响不再显著，甚至教育因素符号都由正变负（不显著），其贡献比重也由原来的8%降至-0.17%，表明此时的教育分布不平等对收入差距不再产生扩大效应，教育具有阻隔收入性别差距的作用。也说明教育分布不平等对子女收入性别差距的影响完全由教育机会不平等，即教育代际传递过程中性别间的投资和期望差异所造成。总之，当消除农村子女教育代际传递的性别差异后，教育禀赋不再扩大收入差距，也证明了农村子女教育结果不平等对收入差距的正向影响完全由教育机会不平等，即农村家庭教育投资约束、父母对男孩与女孩的不平等对待所造成，与父母教育背景分布无关。

表7 女性反事实教育分布下农村子女收入性别差距分解

（五）异质性分析

1.基于家庭及个人背景的异质性分析

上文分析均是基于总样本的探讨，由于教育代际传递本身与家庭中父母教育背景、兄弟姐妹数量、不同年代等有关，［31］［34］［65］例如，兄弟姐妹数量增多会挤占有限的家庭生活总消费，因此分别基于父母教育背景①父母受教育三等级：初、中和高。、同胞数量结构②按兄弟姐妹数量分为三类：独生子女、二孩和多于二孩。、年龄组③按出生年份计算得出的年龄分为四类：26-35岁、36-45岁、46-55岁和56-65岁。构建分组样本，根据所得结果进行对比分析，以获得上述结果的稳健性检验，同时拓宽寻找消除农村子女教育机会不平等，尤其是性别间教育投资差异的缓解途径。

依据前文所述方法，分别获得不同父母教育背景、同胞数量结构与年龄组分组的子女教育代际传递系数，然后对子女收入性别差距进行OB 分解。同时，依据同样方法构建农村女性的反事实教育分布和反事实收入分布。这里需要说明的是，考虑教育代际传递性别差距会随不同背景变化呈现不同效果，因此不同分组的反事实教育分布运用该组男性教育的代际传递系数为女性教育重新赋值，同时不同分组的反事实收入分布也运用该组女性真实的教育回报率进行重新赋值，这样所得结果更接近真实且更能脱离出教育代际传递性别差距的单独效果。分别对真实和反事实收入差距进行OB分解后得到表8至表10，由于中等教育家庭教育代际流动模型回归具有共线性，因此仅构建了初、高等教育家庭的收入分解结果。

表8 不同教育分布的收入性别差距分解（按照父母教育背景分组）

表9 不同教育分布的收入性别差距分解（按照同胞数量结构分组）

表10 不同教育分布的收入性别差距分解（按照年龄组分组）

表8 至表10 的真实收入差距显示，农村子女收入性别总差距在父母为初等教育、多孩家庭最为严重且随着年龄组的减小趋于缓解。同时，除了56-65 岁分组，特征效应中教育禀赋对收入差距都具有显著正向作用，而教育歧视即教育回报差异对子女收入差距几乎都具有显著的负向作用。表明不同分组的OB分解同样证明了农村子女收入性别差距主要由教育分布不平等而非教育回报不平等造成，而教育分布不平等却是由农村家庭对子代教育投资差异而引起，即教育机会不平等。

表8对比真反事实收入差距结果显示初、高等教育家庭子女的收入性别差距分别下降了10.33%和9.33%，但初等教育家庭子女收入性别差距依旧最为严重。同时，初、高等教育家庭的教育禀赋显著性全部消失，甚至教育变量符号由正变负（不显著）。

表9 对比真反事实收入差距结果显示，独生子女、二孩和多孩家庭的收入性别差距分别下降了6.44%、4.43%和10.01%，即消除子女教育机会的性别不平等对多孩家庭的缓解作用最大，也说明多孩家庭女性子女深受教育投资差异的影响。同时，不同同胞数量结构家庭子女的教育禀赋对收入性别差距也不再具有显著的扩大作用。观察表10 真反事实收入差距分解结果，同样地收入性别差距在每一个分组都得到某种程度的缓解，分别下降了10.27%、9.37%、7.84%、3.99%，且缓解后趋势依旧是随着年龄的减小而减弱。教育禀赋对收入性别差距的贡献全部消失，甚至46-55岁、36-45岁两组样本的教育因素符号由正变负（不显著）。表明消除教育代际传递的性别差异后，每一个年龄组的教育禀赋也不再拉大收入差距。

因此，从教育不平等出发，农村子女收入性别差距主要由教育投资差异，即教育机会不平等造成，而非教育回报收益率差异所造成。当消除性别间教育机会不平等中的代际传递差异，子女收入性别差距都会得到一定程度的缓解且教育禀赋不再产生扩大效应。

2.基于教育代际流动程度的异质性分析

为了观察不同流动程度性别差异对子女收入不平等的影响，将总样本分为不同流动程度的分样本。其中由于向下流动4 阶和向上流动4 阶样本占比较小，因此将流动3 阶或4 阶划为一组，不影响观察子女收入性别差异随流动程度的趋势。

如表11 所示，教育代际零流动群体的收入性别总差异最大，而以教育代际零流动为分界线，随着教育代际向下或向上流动程度越大，其子女收入性别差异就越小。这里表明无论是正向还是负向流动，只要发生教育代际流动都有助于减缓收入的性别差异，同时也证实了一个开放、流动性的社会，即使是向下流动也能够通过提供更平等的机会带来更加稳定、去阶层化的社会状态。［19］观察教育禀赋的贡献率差异，除了向下流动4阶或3阶不存在显著影响，其他流动程度的贡献率变化趋势以负流动向正向流动（从-2阶到4阶）而减小，甚至当教育代际向上流动2阶、3阶或4阶时，教育结果对收入的性别差异还具有显著的缓解作用。侧面证明当女性获得教育等级向上跃升或其教育机会获得较大改善时，收入性别差距大幅度减小，教育禀赋还可缓解收入差距。

表11 不同教育代际流动程度的收入性别差异分解

五、结论与启示

本研究运用中国家庭追踪调查（CFPS）2010-2018 年数据，基于机会不平等、代际流动理论和收入不平等框架，探究教育代际传递的性别差异对子女收入不平等的影响及变化趋势。在利用反事实视角下将女性子女赋予与男性子女相同的受教育机会，分析教育因素对农村子女收入性别差距的影响及变化，以获得教育阻隔收入差距、促进弱势群体向上流动的路径与机制，实证研究得到如下结论：

第一，农村家庭子女性别间教育代际传递系数存在显著差异。说明由于家庭投资约束或父母期望的不同，儿子与女儿所获得的教育机会存在差距，女儿的受教育水平更受限于父母教育和家庭经济条件。另外，农村子女教育代际流动与其收入水平存在相关性，且教育代际向上流动对收入具有正向影响，而性别间也存在教育代际流动方向上的差异。同时，就业市场上存在性别歧视，女性劳动力主要分布在低收入阶层，相反男性劳动力多分布在高收入阶层。第二，农村子女收入性别差距主要由教育的禀赋差异而非教育回报率差异所造成，即教育机会不平等下性别间的教育分布存在差异，相反教育回报率差异对女性子女更加友好，可有效减小性别间收入差距。第三，当消除女性子女教育代际传递的劣势后，子女收入性别差距减小10%，且教育禀赋不再产生扩大收入差距效应。最后，反事实视角下，初等教育、多孩家庭子女的收入差距得到最大缓解，也说明这两类家庭的女性受到严重的教育机会不平等。同时，农村子女收入性别差距随年龄的减小而趋于缓解。当女性获得教育等级向上跃升或其教育机会获得较大改善时，收入性别差距大幅度减小。

本文的结论和启示如下：由于农村教育机会不平等不利于子女收入公平分配，相关教育政策应该向提高劣势群体教育机会方面倾斜。一方面，通过向父母教育程度较低、兄弟姐妹数量较多、西部偏远地区等家庭给予专项投入，加大劣势群体的社会保障，改善相对贫困家庭的教育投资约束，从根本上解决农村子女有学上问题，保证从起点、过程到质量的处处平等，促进教育公平和均衡发展。另一方面，改善优质教育资源配置，灵活教育机会分配。国家现行的鼓励“互联网+教育”，不仅可以将优质教育资源共享，使受教育群体免受时间、地点约束，缓解农村教育多媒体等设施缺乏的困境。同时，在线教育资源还可以实时更新和补充，促进教育双向互动与精准化供给，有效提高教育质量和效果。另外，由于农村教育机会存在严重的性别不平等，且对未来子女收入的性别差距产生显著影响，政策层面应继续加强农村地区男女平等基本国策的宣传教育，改善女性地位、发挥女性优势。在农村工作计划中将性别平等观念考虑进去，基于农村产业发展、生态环境保护、乡风文明建设、农村弱势群体关爱等方面，为农村女性发展提供更多的机会和平台。