■/ 馮曦明 王 濤

隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，社會(huì)階層流動(dòng)呈現(xiàn)出了同代交流性減弱、代際遺傳影響增強(qiáng)的趨勢(shì)?！肮俣薄ⅰ案欢焙汀柏毝钡痊F(xiàn)象的出現(xiàn)都是階層固化的產(chǎn)物，對(duì)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生不利影響。

代際流動(dòng)所反映的是家庭背景對(duì)子代的影響，對(duì)于個(gè)體而言就是在發(fā)展機(jī)會(huì)上的不平等（Zhang和Eriksson，2010）。因此，代際流動(dòng)性也是檢驗(yàn)機(jī)會(huì)公平與否的一個(gè)重要指標(biāo)，在學(xué)術(shù)界受到越來越多的重視和關(guān)注。此外，合理的代際流動(dòng)是經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的重要保證，它為社會(huì)提供持續(xù)的活力，進(jìn)行人力資本的積累，推動(dòng)了以效率和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Maoz 和Moav，1999）。并且，提供一個(gè)更加公平的制度環(huán)境，優(yōu)化代際流動(dòng)，能提高人力資本效率，對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)和避免陷入中等收入陷阱都極其重要（王學(xué)龍和袁易明，2015）。所以，對(duì)代際流動(dòng)影響因素的研究具有重要的意義。

社會(huì)政策的一個(gè)經(jīng)常性目標(biāo)是使成人收入減少對(duì)初始稟賦的依賴，更多地依賴于技能和努力，也就是說許多政府支出是為了降低代際流動(dòng)性，促進(jìn)機(jī)會(huì)公平。政府公共教育支出作為對(duì)子代人力資本投資重要的組成部分，對(duì)子代未來發(fā)展影響重大。已有的研究表明，政府財(cái)政的教育支出對(duì)教育代際流動(dòng)和收入代際流動(dòng)具有顯著的改善作用，能促進(jìn)教育公平，改善收入不均等（Mayer，2002；Solon，2004；宋旭光和何宗樾，2018等）。

但已有的大部分研究都集中于對(duì)收入代際彈性和教育代際彈性進(jìn)行研究，利用國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)（ISEI）來衡量代際流動(dòng)的研究還相對(duì)較少，并且還沒有利用國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)（ISEI）來測(cè)量代際彈性時(shí)教育財(cái)政支出對(duì)代際流動(dòng)性的影響分析。因此，本文主要利用ISEI衡量來估計(jì)代際彈性和財(cái)政教育支出對(duì)代際流動(dòng)性的影響分析，并與教育代際彈性進(jìn)行比較。

一、文獻(xiàn)綜述

國外對(duì)于代際流動(dòng)性已經(jīng)進(jìn)行了深入的研究，最早關(guān)于代際流動(dòng)性的研究是從Becker（1979）等人開始的。Becker等主要分析了父母通過遺傳和對(duì)子女的人力資本投資將“稟賦”傳遞給自己的孩子，從而對(duì)自己的孩子產(chǎn)生影響。Mulligan（1997）是在Becker 和Tomes（1979）的代際流動(dòng)模型基礎(chǔ)上引入個(gè)人能力的差異。Solon（2004）將政府公共支出中的教育支出引入模型，分析了公共教育支出對(duì)受信貸約束的家庭的正面影響要大于對(duì)私人教育投入所產(chǎn)生的擠出效應(yīng)，政府的公共教育支出水平可以對(duì)教育的代際公平產(chǎn)生正的影響。隨著越來越多的學(xué)者關(guān)注代際流動(dòng)的影響（Black 和Devereux，2011），我們可以通過代際流動(dòng)在一定程度上了解到家庭中上下兩代之間收入的不平等，代際流動(dòng)問題也在一定程度上反應(yīng)了孩子的機(jī)會(huì)不平等問題（Hansen，2010）。關(guān)于代際流動(dòng)性的研究，絕大多數(shù)學(xué)者都是通過代際間的教育水平來進(jìn)行測(cè)算的。Mayer（2002）發(fā)現(xiàn)，對(duì)小學(xué)和中學(xué)的支出增加會(huì)增加低收入家庭孩子的教育程度，但對(duì)高收入家庭孩子的教育程度的改變比較小，但是大學(xué)教育援助支出的增加會(huì)增加高收入家庭孩子的入學(xué)率，低收入家庭孩子入學(xué)率增加的相對(duì)較小。這表明，小學(xué)和中學(xué)教育的支出，而不是中學(xué)以后的教育的支出，促進(jìn)了教育代際流動(dòng)。此外，Restuccia和Urrutia（2004）對(duì)美國的基礎(chǔ)教育財(cái)政支出進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)教育的財(cái)政支出對(duì)有信貸約束的家庭對(duì)子女的投資有促進(jìn)作用，能夠促進(jìn)教育的代際公平。Mayer 和Lopoo（2008）運(yùn)用美國各個(gè)州的數(shù)據(jù)也得出了上述結(jié)論。

國內(nèi)關(guān)于代際流動(dòng)性的研究主要是基于不同的微觀數(shù)據(jù)庫，通過不同的層次和不同的視角對(duì)中國的代際流動(dòng)進(jìn)行檢驗(yàn)。王海港（2005）利用中國社會(huì)科學(xué)院“城鄉(xiāng)居民收入分配課題組”的調(diào)查數(shù)據(jù)，分析得出1988年和1995年的代際收入彈性分別為0.384和0.424。方鳴和應(yīng)瑞瑤（2010）基于“中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）”和“中國健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)（CHNS）”，利用兩階段最小二乘法（TSLS）測(cè)算得到總的代際收入彈性系數(shù)為0.57，其中農(nóng)村居民代際收入彈性系數(shù)為0.55，城鎮(zhèn)居民代際收入彈性系數(shù)為0.58。汪燕敏和金靜（2013）基于“中國健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)（CHNS）”，修正衰減偏誤后得到代際收入彈性系數(shù)為0.46。研究發(fā)現(xiàn)，中國的代際流動(dòng)性有所降低，且表現(xiàn)出社會(huì)階層固化的趨勢(shì)，通過公共教育支出能夠緩解貧困家庭對(duì)子女的人力資本投資不足，進(jìn)而改善居民收入和教育的代際流動(dòng)性（李力行、周廣肅，2014）。周波和蘇佳（2012）基于“中國健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)（CHNS）”，利用半?yún)?shù)可變系數(shù)模型（SVCPL 模型）進(jìn)行測(cè)算，結(jié)果顯示人均教育事業(yè)費(fèi)的增加能夠提高代際收入流動(dòng)性，有利于促進(jìn)機(jī)會(huì)均等的實(shí)現(xiàn)。陽義南和連玉君（2015）基于CGSS 和“中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)（CLDS）”組合成的混合橫截面數(shù)據(jù)得到，在2006年、2008年、2010年父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子代的影響顯著降低，驗(yàn)證了在該階段中國社會(huì)流動(dòng)性趨于上升變化的趨勢(shì)。李力行、周廣肅（2014）基于“中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CHARLS）”，在匹配政府公共教育支出數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)，教育的代際彈性隨著政府教育支出占GDP 比重的提高而降低。劉楠楠和段義德（2017）通過線性固定效應(yīng)與Mare 升學(xué)轉(zhuǎn)換模型，分析了財(cái)政教育支出對(duì)教育代際流動(dòng)性的實(shí)際影響。宋旭光和何宗樾（2018）也進(jìn)行了代際收入流動(dòng)性實(shí)證研究，表明財(cái)政教育的投入有利于改善家庭收入的代際流動(dòng)性。汪小芹（2018）利用CGSS2005-2015年的7輪調(diào)查數(shù)據(jù)得出中國并未出現(xiàn)階層固化加劇的趨勢(shì)。

上述對(duì)代際流動(dòng)性的研究，主要集中于教育代際流動(dòng)和收入代際流動(dòng)的研究，利用國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)（ISEI）進(jìn)行測(cè)算代際流動(dòng)彈性的研究還比較少，并且還沒有利用ISEI衡量測(cè)算代際彈性時(shí)分析財(cái)政教育支出對(duì)代際流動(dòng)性影響的研究。

本文主要進(jìn)行以下三個(gè)方面的分析：（1）分別進(jìn)行教育代際彈性測(cè)算和利用國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)進(jìn)行衡量代際流動(dòng)的估計(jì)，比較兩種方法估計(jì)出的系數(shù)差異。（2）分別對(duì)CGSS2012、2013、2015年數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)算，觀測(cè)不同年份代際流動(dòng)彈性系數(shù)是否發(fā)生變化。（3）利用混合橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行最小二乘穩(wěn)健回歸，分析教育財(cái)政支出對(duì)代際流動(dòng)的影響，以及教育財(cái)政支出對(duì)代際流動(dòng)影響的變化。

二、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)來源

（一）計(jì)量模型

1.用受教育水平衡量代際流動(dòng)性。通常情況下研究者對(duì)代際流動(dòng)的影響的研究是通過如下的線性模型來估計(jì)教育代際彈性（Mayer，2002）：

考慮教育財(cái)政支出會(huì)影響子代的初始稟賦，參照Mayer和Lopoo（2008）、李力行和周光肅（2014）的相關(guān)研究，構(gòu)建線性回歸方程：

引入政府教育支出與父親所受教育水平的交互項(xiàng)：

2.用國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)衡量代際流動(dòng)性。目前最常用的衡量個(gè)人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的指標(biāo)為國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)（ISEI）（陽義南，2018）。ISEI 指數(shù)是基于職業(yè)進(jìn)行社會(huì)地位衡量的指標(biāo)，通過假設(shè)社會(huì)地位是由人們的收入水平和受教育水平?jīng)Q定，測(cè)量了人們的一個(gè)綜合社會(huì)地位（Ganzeboom 等，1992）。參照陽義南（2018）、宋旭光和何宗樾（2018）的相關(guān)研究，構(gòu)造線性回歸方程：

（二）數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文使用中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）。中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）是中國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查項(xiàng)目，由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負(fù)責(zé)執(zhí)行。遵照國際標(biāo)準(zhǔn)，自2003年起，每年一次，對(duì)中國大陸各省市自治區(qū)10000多戶家庭進(jìn)行連續(xù)橫截面調(diào)查。選取中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）2012年、2013年、2015年三年數(shù)據(jù)作為微觀數(shù)據(jù)樣本。CGSS2012對(duì)全國29個(gè)省份抽樣調(diào)查調(diào)查了11765個(gè)樣本觀測(cè)值，CGSS2013對(duì)全國28個(gè)省份抽樣調(diào)查了11439個(gè)樣本觀測(cè)值，CGSS2015對(duì)全國28個(gè)省份抽樣調(diào)查了10968個(gè)樣本觀測(cè)值。將中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)CGSS2012、2013、2015調(diào)查數(shù)據(jù)組合成混合橫截面數(shù)據(jù)，混合后的數(shù)據(jù)合計(jì)34172個(gè)觀測(cè)樣本。使用3年的混合橫截面數(shù)據(jù)有利于增大樣本容量，對(duì)參數(shù)的估計(jì)更加精確，獲得更有效的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量（伍德里奇，2007）。

本文所使用的財(cái)政數(shù)據(jù)來自于《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒》。最早的《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒》為《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒1997》，本文將各個(gè)省份的初級(jí)中學(xué)與農(nóng)村初級(jí)中學(xué)的生均教育經(jīng)費(fèi)支出與混合截面數(shù)據(jù)中的觀測(cè)樣本進(jìn)行匹配。考慮到CGSS 調(diào)查數(shù)據(jù)中涉及到觀測(cè)樣本14歲的家庭情況，并且14歲為子女上初中，即將進(jìn)入高中階段，為九年義務(wù)教育的最后階段。因此本文將匹配的財(cái)政數(shù)據(jù)作為義務(wù)教育財(cái)政支出的替代數(shù)據(jù)。在進(jìn)行匹配時(shí)，本文將利用CGSS 混合橫截面數(shù)據(jù)中觀測(cè)樣本為農(nóng)村或城市戶口的區(qū)分，分別匹配樣本在14歲時(shí)所享受到的該省份生均中學(xué)教育經(jīng)費(fèi)支出，農(nóng)村戶口匹配該樣本所屬省份的農(nóng)村初級(jí)中學(xué)生均教育經(jīng)費(fèi)支出，城市戶口匹配該樣本所屬省份的初級(jí)中學(xué)生均教育經(jīng)費(fèi)支出。

1.主要變量及說明。本文選取CGSS 中被訪者目前的最高受教育程度（）與被訪者14歲時(shí)父親的受教育程度（），所受教育程度賦值為1-7，分別代表文盲、小學(xué)、初中、高中、大專、本科、研究生及以上學(xué)歷。以CGSS 調(diào)查數(shù)據(jù)中被訪者職業(yè)和被訪者在14歲時(shí)父親的職業(yè)為基礎(chǔ)，將被訪者及父親的職業(yè)轉(zhuǎn)換為被訪者當(dāng)前的國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)（）和被訪者14歲時(shí)父親的國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)（）IESI值，轉(zhuǎn)換后得到的ISEI值為16-90之間的數(shù)值。

家庭背景：考慮被訪者14歲時(shí)的家庭情況。父親是否為黨員（），建立虛擬變量，非黨員為0，黨員為1。父親的職位級(jí)別（），我們用1-6來表示，分別無級(jí)別、副科級(jí)、正科級(jí)、副處級(jí)、正處級(jí)、副司局級(jí)及以上。父親是否在黨政機(jī)關(guān)和事業(yè)單位工作（），建立虛擬變量，沒有在黨政機(jī)關(guān)和事業(yè)單位工作為0，在黨政機(jī)關(guān)和事業(yè)單位工作為1。由于母親對(duì)子女的學(xué)業(yè)輔導(dǎo)較多，因此在用個(gè)人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)指標(biāo)衡量代際流動(dòng)時(shí)，考慮了母親教育程度（）。并建立家庭戶口（）的虛擬變量，農(nóng)村戶口為0，城鎮(zhèn)戶口為1。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

由表1可知，子女受教育水平均值為4.09，相比父親受教育水平均值2.84和母親受教育水平2.47，受教育水平有較大的提高。在子女和父親國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)上，子女的國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)均值為40.74，父親的國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)為30.69，相比之下社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位也有較大提高。因此，從總體上看，我國的整體社會(huì)流動(dòng)性增強(qiáng)，有利于防止階層固化。這與汪小芹（2018）利用CGSS2005-2015的調(diào)查數(shù)據(jù)結(jié)果表明我國并未出現(xiàn)社會(huì)階層固化加劇的趨勢(shì)一致。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）用受教育水平衡量代際流動(dòng)性實(shí)證結(jié)果

教育對(duì)個(gè)人的發(fā)展起著極其重要的作用，基礎(chǔ)教育的公平并不會(huì)自發(fā)的產(chǎn)生，因此需要政府對(duì)公共教育領(lǐng)域進(jìn)行投入，促進(jìn)基礎(chǔ)教育公平的實(shí)現(xiàn)。財(cái)政支出中的義務(wù)教育支出作為政府對(duì)公共教育投入的一個(gè)方面，對(duì)于個(gè)人教育初始公平起著極其重要的作用。

表2估計(jì)了義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)教育代際流動(dòng)性的影響，其中模型（1）-（3）是對(duì)CGSS2012、2013、2015的單年數(shù)據(jù)回歸，結(jié)果顯示父親受教育水平系數(shù)估計(jì)值分別為0.904、0.939、0.982，且都在1%水平顯著。模型（6）是對(duì)三年數(shù)據(jù)的混合回歸，結(jié)果顯示父親受教育水平系數(shù)估計(jì)值為0.867，也在1%水平顯著。通過對(duì)模型（1）-（3）和模型（6）的父親受教育水平系數(shù)的比較，家庭教育代際彈性估計(jì)值回歸結(jié)果基本穩(wěn)定。因此，基于CGSS數(shù)據(jù)分析得到，社會(huì)總體父親受教育水平系數(shù)估計(jì)值為0.867。模型（4）是對(duì)教育代際彈性的一個(gè)基準(zhǔn)回歸，回歸結(jié)果顯示父親受教育水平系數(shù)估計(jì)值為0.497，在1%水平顯著。模型（5）在模型（4）的基礎(chǔ)上加入了義務(wù)教育財(cái)政人均支出的對(duì)數(shù)，回歸結(jié)果顯示在1%水平顯著，父親受教育水平系數(shù)估計(jì)值為0.403，以及義務(wù)教育人均財(cái)政支出回歸系數(shù)在1%水平顯著，為0.642。將模型（4）與模型（5）對(duì)比，在加入義務(wù)教育財(cái)政人均支出以后，父親受教育水平系數(shù)估計(jì)值相比模型（4）降低了0.094，表明義務(wù)教育人均財(cái)政支出減少了家庭教育背景對(duì)子代受教育水平的影響程度。為進(jìn)一步考察義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)家庭教育代際流動(dòng)性的影響，我們?cè)谀Ｐ停?）的基礎(chǔ)上，加入父親受教育水平和義務(wù)教育人均財(cái)政支出的交互項(xiàng)，回歸結(jié)果顯示父親受教育水平、義務(wù)教育人均財(cái)政支出和交互項(xiàng)系數(shù)均在1%水平顯著，且交互系數(shù)為-0.0623。根據(jù)模型（6）的估計(jì)結(jié)果，政府的義務(wù)教育人均財(cái)政支出降低了家庭教育代際傳遞性，政府義務(wù)教育人均支出的對(duì)數(shù)每提高一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差（0.76），家庭教育代際傳遞性降低大約0.047，約等于家庭教育代際彈性平均值的11.67%。這一結(jié)果表明，政府義務(wù)教育財(cái)政支出能降低家庭教育背景對(duì)子代受教育程度的影響，促進(jìn)教育公平的實(shí)現(xiàn)。

表2 普通最小二乘穩(wěn)健回歸（OSL+robust）估計(jì)結(jié)果

此外，性別也會(huì)對(duì)受教育水平產(chǎn)生影響，在回歸結(jié)果中，除模型（2）、（3）回歸結(jié)果不顯著外，其它的模型均在1%水平顯著，且系數(shù)為正，表明在家庭中，父母對(duì)男孩子的教育投入相對(duì)較多，這與實(shí)際相符。模型（1）-（6）中，年齡和年齡的平方項(xiàng)估計(jì)值都為1%水平顯著，且年齡項(xiàng)回歸系數(shù)為正，年齡平方項(xiàng)回歸系數(shù)為負(fù)，表明子女受教育水平與自身年齡之間存在倒U 型的關(guān)系。這表明，隨著年齡的增長(zhǎng)，對(duì)受教育水平的影響先增加后減小，這與人們受教育的時(shí)間主要集中在22歲以前相符合。同時(shí)，考慮父親社會(huì)地位對(duì)子代受教育水平的影響。首先父親是否黨員對(duì)子代受教育水平的影響，除模型（3）以為，均在5%水平以內(nèi)顯著，且均為正。而父親職位除模型（1）、（2）不顯著以外，其他模型均在5%以內(nèi)顯著，且均為正。而父親工作單位性質(zhì)除模型（3）為10%水平顯著，其它均在5%水平以內(nèi)顯著，且均為正。表明父親社會(huì)地位對(duì)子代受教育水平會(huì)產(chǎn)生正的影響，這與一般社會(huì)地位高的父母會(huì)越重視子女的受教育水平相符合。

（三）用國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)衡量代際流動(dòng)性實(shí)證結(jié)果

由于教育代際流動(dòng)只是社會(huì)流動(dòng)的一部分，為整體衡量社會(huì)代際流動(dòng)性，我們采用國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)來衡量個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，用以測(cè)量代際流動(dòng)性。表3用國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)進(jìn)行估計(jì)代際流動(dòng)性以及義務(wù)教育人均財(cái)政支出對(duì)代際流動(dòng)性的影響。模型（1）-（3）是進(jìn)行CGSS單年數(shù)據(jù)回歸，回歸結(jié)果顯示，父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位系數(shù)估計(jì)結(jié)果都顯著，分別為0.517、0.540、0.326，并且從財(cái)政教育支出估計(jì)系數(shù)得出，財(cái)政教育支出作用持續(xù)減弱。本研究從父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位系數(shù)估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，CGSS2012年和2013年的回歸結(jié)果基本穩(wěn)定，但CGSS2015年數(shù)據(jù)回歸結(jié)果與2012和2013年回歸結(jié)果相差很大。相比2012年父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位系數(shù)估計(jì)值（0.517）下降0.191，約下降36.94%；相比2013年父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位系數(shù)估計(jì)值（0.540）下降0.214，約下降39.63%。并且從交互項(xiàng)系數(shù)發(fā)現(xiàn)，CGSS2012年、2013年的系數(shù)絕對(duì)值相比2015年系數(shù)絕對(duì)值要大很多。CGSS2012、2013年交互項(xiàng)系數(shù)都顯著，而CGSS2015年系數(shù)不顯著。ISEI（國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)）是基于職業(yè)測(cè)量社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的指標(biāo)，因此對(duì)于系數(shù)變動(dòng)較大原因我們從社會(huì)職業(yè)變動(dòng)方面進(jìn)行分析。圖1顯示父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)指數(shù)與子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)散點(diǎn)圖，可以發(fā)現(xiàn)2015年調(diào)查數(shù)據(jù)中大于75的右側(cè)數(shù)據(jù)偏右上方，而2012、2013年數(shù)據(jù)相對(duì)偏右下方。表4是對(duì)OLS回歸觀測(cè)值中父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)（）大于70的觀測(cè)值統(tǒng)計(jì)，我們發(fā)現(xiàn)OLS 回歸觀測(cè)值中的觀測(cè)值占總觀測(cè)值的百分比在2012年、2013年、2015年分別為9.71%、8.75%、15%，2015年相比2012、2013年明顯增大。

表3 普通最小二乘穩(wěn)健回歸（OSL+robust）估計(jì)結(jié)果

圖1 子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)與父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位散點(diǎn)圖

表4 f_isei>70的觀測(cè)值統(tǒng)計(jì)

2014年中國開始進(jìn)行新的經(jīng)濟(jì)大改革和大調(diào)整，中國的宏觀經(jīng)濟(jì)沿著“新常態(tài)”軌跡持續(xù)發(fā)展，就業(yè)情況持續(xù)穩(wěn)定，而2015年是中國進(jìn)行經(jīng)濟(jì)大改革和大調(diào)整的關(guān)鍵之年，中國經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”全面步入“攻堅(jiān)期”，結(jié)構(gòu)持續(xù)調(diào)整（劉元春和閻衍，2015）。吳要武和陳夢(mèng)玫（2018）的研究分析認(rèn)為，由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩，新增勞動(dòng)力需求不足以彌補(bǔ)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來的破壞，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)投資出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，而高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)主要集中于對(duì)高人力資本勞動(dòng)力的需求，使得低教育水平勞動(dòng)力處于就業(yè)困難之中。并且他們還發(fā)現(xiàn)對(duì)民營(yíng)經(jīng)濟(jì)部門的投資增長(zhǎng)速度在2007-2010年為28%，2011-2013年不到22%，2014-2016年的增長(zhǎng)速度進(jìn)一步下降到14%的水平?；谏鲜龇治?，由于2014年中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)行“大改革”，使得社會(huì)就業(yè)中的不同職業(yè)比例調(diào)整變化較大。因此，基于ISEI 進(jìn)行代際流動(dòng)性研究中CGSS2015年的調(diào)查數(shù)據(jù)回歸系數(shù)相比CGSS2012、2013年的調(diào)查數(shù)據(jù)回歸結(jié)果有較大變化。

表3中模型（4）-（6）是基于CGSS2012、2013兩年的調(diào)查數(shù)據(jù)組成的兩年混合橫截面。其中模型（4）是兩年數(shù)據(jù)的基準(zhǔn)回歸，模型（5）是在模型（4）的基礎(chǔ)上加入義務(wù)教育財(cái)政支出，而模型（6）在模型（5）基礎(chǔ)上加入了交互項(xiàng)。通過模型（4）與模型（5）的比較發(fā)現(xiàn)，加入財(cái)政支出后父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位系數(shù)由0.126降低為0.116。模型（6）回歸結(jié)果，父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位系數(shù)估計(jì)值為0.469，且在1%水平顯著。交互項(xiàng)系數(shù)在5%水平顯著，為-0.0477，表明義務(wù)教育財(cái)政支出降低了父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的影響。由此可以推算出政府義務(wù)教育人均支出對(duì)數(shù)每提高一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差（0.76），用ISEI估計(jì)的代際彈性大約降低0.036，約等于代際彈性平均值的31.3%。因此，義務(wù)教育財(cái)政支出可以明顯降低父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的影響。而從2014年中國經(jīng)濟(jì)“大改革”開始，社會(huì)職業(yè)結(jié)構(gòu)比例發(fā)生較大變化，模型（7）是我們利用CGSS2012、2013、2015組合成的三年混合橫截面進(jìn)行分析社會(huì)代際流動(dòng)水平。結(jié)果得到父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位系數(shù)估計(jì)值為0.342，交互項(xiàng)系數(shù)在10%水平顯著，為-0.0279，同樣證明義務(wù)教育財(cái)政支出降低了父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的影響。由此可以推算出政府義務(wù)教育人均支出對(duì)數(shù)每提高一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差（0.76），用ISEI 估計(jì)的代際彈性系數(shù)大約降低0.021，約等于代際彈性平均值的15.71%。根據(jù)義務(wù)教育人均財(cái)政支出對(duì)數(shù)均值（7.43）計(jì)算出模型（6）和模型（7）的代際彈性估計(jì)值分別為0.115、0.135，三年混合代際彈性估計(jì)值高于兩年混合代際彈性估計(jì)值。結(jié)合圖1中2015年與散點(diǎn)圖右上方增多，說明CGSS2015年調(diào)查數(shù)據(jù)中，父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)對(duì)子代的影響增加了，與前面分析的中國經(jīng)濟(jì)開始“大改革”、社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整導(dǎo)致的社會(huì)職業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)原因有關(guān)。并且從表3中義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)子代的貢獻(xiàn)作用持續(xù)減弱，但義務(wù)教育財(cái)政支出會(huì)降級(jí)父輩對(duì)子代的影響，降低代際彈性，增加社會(huì)流動(dòng)性，對(duì)社會(huì)公平產(chǎn)生正向作用。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）半?yún)?shù)估計(jì)結(jié)果分析

從表3中我們發(fā)現(xiàn)，采用國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)來衡量代際流動(dòng)性時(shí)，CGSS2015調(diào)查數(shù)據(jù)和2012、2013調(diào)查數(shù)據(jù)相比，最小二乘穩(wěn)健回歸結(jié)果差距較大，分析原因可能為社會(huì)職業(yè)結(jié)構(gòu)在2014年開始變動(dòng)較大。圖2為子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（）對(duì)父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（）的核回歸圖。圖2顯示，利用CGSS2012、2013年畫出的核回歸圖在為80左右出現(xiàn)先下降后上升的劇烈變化，而利用2015年調(diào)查數(shù)據(jù)得出的結(jié)果顯示在為80左右基本成上升趨勢(shì)。并且發(fā)現(xiàn)2015年調(diào)查數(shù)據(jù)相比前兩年數(shù)據(jù)，大于70的數(shù)據(jù)明顯增多，表明可能受經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整影響，父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高的家庭子女相對(duì)越容易就業(yè)。

在表5中，模型（1）、（3）是進(jìn)行的最小二乘穩(wěn)健性回歸，模型（2）、（4）是進(jìn)行半?yún)?shù)估計(jì)。模型（2）、（4）分別用兩年混合數(shù)據(jù)和三年混合數(shù)據(jù)進(jìn)行半?yún)?shù)估計(jì)，估計(jì)結(jié)果顯示義務(wù)教育人均財(cái)政支出系數(shù)分別為4.093、3.533，與用最小二乘穩(wěn)健回歸結(jié)果差別不大，且均在1%置信水平上統(tǒng)計(jì)顯著。義務(wù)教育人均財(cái)政支出對(duì)子代存在兩種影響：一是義務(wù)教育財(cái)政支出，能夠改善子代義務(wù)教育階段接受到的人力資本投資水平，進(jìn)而影響子代現(xiàn)在及未來的受教育水平與質(zhì)量，提升子代未來社會(huì)競(jìng)爭(zhēng)力，改善社會(huì)流動(dòng)性；二是義務(wù)教育投資對(duì)于低收入家庭而言更能促進(jìn)低收入家庭子女的人力資本投資。低收入家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位一般較低，父母受教育也較低，在對(duì)子女教育投資方面相比高收入家庭差距較大。因此，義務(wù)教育人均財(cái)政支出的增加對(duì)于社會(huì)中低層家庭影響更大，對(duì)初級(jí)社會(huì)公平具正效應(yīng)。并且對(duì)社會(huì)整體水平的提升具有很好的作用。

圖2 對(duì)非參數(shù)變量的核回歸圖

表5 半?yún)?shù)回歸結(jié)果

（二）分位數(shù)回歸結(jié)果分析

利用分位數(shù)回歸，我們進(jìn)行了兩年混合數(shù)據(jù)和三年混合數(shù)據(jù)的0.25、0.50、0.75分位數(shù)回歸。表6結(jié)果表明，義務(wù)教育人均財(cái)政支出對(duì)按不同分位數(shù)回歸均在1%置信水平上統(tǒng)計(jì)顯著，符號(hào)為正。而父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)只有三年混合中的0.25分位數(shù)回歸結(jié)果不顯著，且符號(hào)都為正。而對(duì)于交互項(xiàng)的結(jié)果顯示均為負(fù)值，且均在0.75分位數(shù)回歸結(jié)果上顯示，在1%的置信水平上統(tǒng)計(jì)顯著。所有的分位數(shù)回歸結(jié)果符號(hào)均與最小二乘穩(wěn)健回歸結(jié)果符號(hào)相同。分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，在進(jìn)行0.25、0.50、0.75分位數(shù)回歸后系數(shù)趨勢(shì)一致，回歸結(jié)果中父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)、教育人均財(cái)政支出對(duì)數(shù)、交互項(xiàng)系數(shù)絕對(duì)值均隨著分位數(shù)的提高而增加。并且0.25和0.50分位數(shù)回歸結(jié)果系數(shù)差距與0.50和0.75分位數(shù)回歸結(jié)果差距相差較大。結(jié)果表明，隨著家庭背景的提高，家庭背景對(duì)子代未來社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的影響增大，處于低社會(huì)階層的家庭對(duì)子代未來經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位影響較小，而處于中高社會(huì)階層的家庭對(duì)子代未來社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的影響作用更高。這與家庭對(duì)子女人力資本投資多少有關(guān)，富裕家庭對(duì)子女人力資本投資更多，而處于社會(huì)低層的家庭對(duì)子女人力投資方面相對(duì)不足（李力行和周廣肅，2014）。而從交互項(xiàng)數(shù)系數(shù)顯示，中高社會(huì)階層的家庭子女對(duì)接受到財(cái)政教育支出受益相對(duì)低階層家庭來說更小。因此，與前面的結(jié)論教育財(cái)政支出對(duì)于減小社會(huì)差距、促進(jìn)公平有正向作用相同。

表7對(duì)CGSS2012、2013、2015三年調(diào)查數(shù)據(jù)分別以被調(diào)查者以前戶口類型進(jìn)行區(qū)分為農(nóng)村和城鎮(zhèn)戶口，在基準(zhǔn)回歸基礎(chǔ)上加入教育人均財(cái)政支出的對(duì)數(shù)進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，農(nóng)村戶口在2012與2013年之間父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位系數(shù)增長(zhǎng)較大，而在2013年與2015年之間基本穩(wěn)定。而城鎮(zhèn)戶口結(jié)果卻出現(xiàn)相反結(jié)果，2012年與2013年的父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位系數(shù)較穩(wěn)定，而在2013年與2015年之間的結(jié)果卻出現(xiàn)較大增長(zhǎng)變化。城鎮(zhèn)戶口家庭的社會(huì)地位相對(duì)于農(nóng)村戶口家庭社會(huì)地位要高，ISEI 均值也相對(duì)較高。由于我國結(jié)構(gòu)調(diào)整，對(duì)高技術(shù)、高教育人才的需求增多，而城鎮(zhèn)居民一般對(duì)子女人力資本投資更加重視，以及社會(huì)資源相比農(nóng)村居民更加豐富。因此，農(nóng)村和城鎮(zhèn)2012、2013、2015三年父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位估計(jì)系數(shù)變化，也間接表明我國職業(yè)結(jié)構(gòu)比例發(fā)生變化。我國在2012-2016年對(duì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的要求分別為轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式有新進(jìn)展、結(jié)構(gòu)調(diào)整取得新進(jìn)展、結(jié)構(gòu)調(diào)整出現(xiàn)積極變化、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和改革開放取得新突破（張占斌，2017）。教育人均財(cái)政支出我們選取的為初中階段的人均財(cái)政教育支出，而農(nóng)村和城鎮(zhèn)教育人均財(cái)政支出對(duì)數(shù)系數(shù)都出遞減，可能原因是在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整中，對(duì)高學(xué)歷人才需求上升導(dǎo)致。農(nóng)村戶口的財(cái)政教育支出系數(shù)顯著比城鎮(zhèn)的大，表明財(cái)政教育支出對(duì)農(nóng)村地區(qū)影響較大，加大農(nóng)村地區(qū)教育投入，能改善社會(huì)公平。

五、結(jié)論

基于“中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）”和《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒》，本文進(jìn)行了用受教育水平來衡量代際流動(dòng)性和用國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)來衡量代際流動(dòng)性兩個(gè)方面的分析。并且引入義務(wù)教育的人均財(cái)政支出（本文用被訪者14歲時(shí)當(dāng)?shù)厝司逃?jīng)費(fèi)為參考），發(fā)現(xiàn)政府財(cái)政的教育支出能降低家庭背景對(duì)子代的影響，提高代際流動(dòng)性，有利于促進(jìn)機(jī)會(huì)均等和社會(huì)公平。財(cái)政的教育支出作為子女人力資本投資來源的一部分，對(duì)子女未來的發(fā)展也會(huì)產(chǎn)生顯著影響。此外，本文在用國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)進(jìn)行衡量代際流動(dòng)性時(shí)發(fā)現(xiàn)，CGSS2015年調(diào)查數(shù)據(jù)與2012、2013年調(diào)查數(shù)據(jù)回歸結(jié)果差異較大。而教育代際彈性估計(jì)結(jié)果顯示，三年的系數(shù)趨于穩(wěn)定。分析原因可能由于2014年社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整導(dǎo)致社會(huì)職業(yè)分布結(jié)構(gòu)產(chǎn)生變化。本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中采用子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)非參數(shù)變量父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的核回歸圖顯示結(jié)果表明，社會(huì)職業(yè)結(jié)構(gòu)確實(shí)發(fā)生了一定變化。在進(jìn)行農(nóng)村和城鎮(zhèn)區(qū)分后，發(fā)現(xiàn)屬于農(nóng)村戶口的調(diào)查數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果在2013年與2015年基本穩(wěn)定，而屬于城鎮(zhèn)戶口的估計(jì)結(jié)果變動(dòng)較大，進(jìn)一步驗(yàn)證了社會(huì)職業(yè)結(jié)構(gòu)比例發(fā)生變化。由于CGSS 最新數(shù)據(jù)為CGSS2015，因此未能做進(jìn)一步的分析。

本文主要結(jié)論如下：

（1）本文采用受教育水平和國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)衡量代際流動(dòng)性，引入財(cái)政的教育支出，兩種衡量方法在引入財(cái)政教育支出均出現(xiàn)代際彈性顯著下降，表明政府教育財(cái)政支出能夠降低子代對(duì)家庭父母背景的依賴性。在引入交互項(xiàng)后，利用兩種方法衡量代際流動(dòng)性的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，結(jié)果表明，政府教育財(cái)政支出對(duì)于低層社會(huì)家庭后代的正向影響更大，有利于改善社會(huì)流動(dòng)性。兩種測(cè)量方法從2012、2013、2015均出現(xiàn)教育人均財(cái)政支出對(duì)數(shù)系數(shù)遞減的趨勢(shì)，表明義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)子女的人力資本貢獻(xiàn)作用正逐漸減小。

（2）采用國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)衡量代際流動(dòng)性時(shí)發(fā)現(xiàn)，2015年估計(jì)結(jié)果與2012、2013年估計(jì)結(jié)果相差較大，而采用受教育水平衡量代際流動(dòng)性三年估計(jì)結(jié)果基本穩(wěn)定。進(jìn)行分析驗(yàn)證后，認(rèn)為導(dǎo)致該差異可能的原因是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整導(dǎo)致的社會(huì)職業(yè)結(jié)構(gòu)比例發(fā)生變化。根據(jù)表3結(jié)果，義務(wù)教育人均財(cái)政支出對(duì)數(shù)均值（7.43）計(jì)算出模型（6）和模型（7）的代際彈性估計(jì)值分別為0.115、0.135，三年混合代際彈性估計(jì)值略高于兩年混合代際彈性估計(jì)值。說明經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整導(dǎo)致的職業(yè)結(jié)構(gòu)比例變化引起了代際流動(dòng)性的降低。

（3）通過兩種不同方法進(jìn)行估計(jì)的代際彈性系數(shù)發(fā)現(xiàn)，用教育衡量的代際彈性系數(shù)比用國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)衡量的代際彈性系數(shù)要高很多。表明父母的受教育水平對(duì)子代的受教育水平影響很大，而財(cái)政的教育支出有明顯的緩解教育不公平的作用。而利用國際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)進(jìn)行衡量的代際彈性系數(shù)更多地表明了父輩與子代職業(yè)的一個(gè)變動(dòng)。表7通過農(nóng)村與城市的對(duì)比發(fā)現(xiàn)，利用ISEI 估計(jì)的農(nóng)村戶口的代際流動(dòng)性明顯低于城鎮(zhèn)戶口，農(nóng)村戶口與城鎮(zhèn)戶口在2013年和2015年的系數(shù)差異表明，農(nóng)村地區(qū)代際流動(dòng)性在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整中趨于穩(wěn)定，城鎮(zhèn)戶口居民代際流動(dòng)性正在降低。

綜上，政府財(cái)政教育支出能夠改善社會(huì)流動(dòng)性，促進(jìn)社會(huì)公平，但當(dāng)前財(cái)政教育支出對(duì)于子代的人力資本投資貢獻(xiàn)的作用正在減弱。此外，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的初期可能降低代際流動(dòng)，減小了社會(huì)流動(dòng)性。