雷子宸，許書杰，王 雪

(渤海大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 錦州 121007)

黨的十八大以來我國扶貧脫貧事業(yè)大踏步推進(jìn)，極大地改變了貧困地區(qū)人民群眾的生產(chǎn)生活狀態(tài)和精神面貌，對(duì)促進(jìn)社會(huì)進(jìn)步、民族團(tuán)結(jié)和諧、國家長治久安發(fā)揮了重要作用。黨的十九大進(jìn)一步提出，必須全面貫徹新發(fā)展理念，破解脫貧難題、增強(qiáng)脫貧動(dòng)力、提升脫貧實(shí)效，確保高質(zhì)量打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)。然而，在脫貧扶貧取得顯著成績的同時(shí)，諸多影響脫貧工作高質(zhì)量發(fā)展的新情況、新問題隨之出現(xiàn)。Nation Longitudinal Data公布的官方數(shù)據(jù)顯示：42%的低收入子代延續(xù)與父輩同樣的生活階層，只有30%子代躍入中上階層，成為高收入者則僅有6%。由此表明，收入的代際流動(dòng)性降低、職業(yè)的代際傳遞固化等社會(huì)流動(dòng)性減弱已成為我國社會(huì)的重要問題。

人力資本及其代際傳遞是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)發(fā)展史上的一場革命，全面顛覆了人們對(duì)生活、工作、投資、教育、家庭等諸多思考，一直以來備受國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注。“人力資本之父”舒爾茨首次提出了人力資本的概念，他認(rèn)為，人力資本的具象構(gòu)成要素通常表現(xiàn)為教育、收入、職業(yè)、健康、培訓(xùn)、遷移、經(jīng)驗(yàn)等，其中教育是獲取人力資本存量和增量的重要手段，受教育水平的高低往往代表一個(gè)人的人力資本存量水平。Calor等提出人力資本的不平等將會(huì)導(dǎo)致收入差距擴(kuò)大，進(jìn)而影響子代人力資本的積累，最終不利于經(jīng)濟(jì)增長。Restuccia等通過美國實(shí)證數(shù)據(jù)構(gòu)建人力資本代際計(jì)量模型發(fā)現(xiàn)子代收入的25%由父輩對(duì)子代的教育投資所決定；造成收入差距因素中父輩對(duì)子代大學(xué)教育的投入作用更加顯著。李亞玲等利用1993～2004年人力資本基尼系數(shù)測算結(jié)果表明：人力資本與個(gè)人收入之間呈正相關(guān)關(guān)系，不同個(gè)體之間人力資本具有差異性，個(gè)體人力資本存量與增量均不同程度影響其收入水平，人力資本的異質(zhì)性是導(dǎo)致收入不平等的重要因素之一。張?zhí)K等提出，父輩人力資本初始的差距會(huì)通過代際傳遞到子代，并且收入與職業(yè)也會(huì)存在代際傳遞。但是，教育的代際傳遞最為顯著。李清瑤研究提出，人力資本代際傳遞不僅能決定自身人力資本積累，還能通過這種機(jī)制影響下一代的人力資本從而影響收入，削弱或加強(qiáng)貧窮代際傳遞的可能性。李楠從代際角度來看，父輩人力資本水平是其家庭獲取收入的重要因素，父輩人力資本水平高會(huì)使富裕生活延續(xù)至子女，父輩人力資本水平低會(huì)導(dǎo)致貧困代際傳遞。池彪認(rèn)為，人力資本對(duì)貧困代際傳遞的影響可正可負(fù),發(fā)揮人力資本代際傳遞的正向作用,對(duì)阻斷貧困代際傳遞的意義重大。

通過文獻(xiàn)分析得知，國內(nèi)學(xué)者尚缺乏結(jié)合具體實(shí)際案例深入分析影響人力資本代際傳遞的微觀層面因素及對(duì)收入影響的具體程度，還有子代擁有的人力資本代際對(duì)自身收入影響的關(guān)鍵原因也缺乏精細(xì)化剖析。為此，基于人力資本及代際傳遞理論，提出假設(shè)、設(shè)計(jì)問卷、制定方案，在對(duì)遼寧省欠發(fā)達(dá)地區(qū)調(diào)查基礎(chǔ)上，采用描述性統(tǒng)計(jì)、樣本回歸分析、明瑟(Micer)方程等方法，分析父輩“才”傳遞子代“才”，子代“才”產(chǎn)出自身“財(cái)”的具象化要素及其深層影響，進(jìn)而揭示遼寧欠發(fā)達(dá)地區(qū)人力資本代際傳遞基本規(guī)律和存在的問題，以期服務(wù)遼寧省欠發(fā)達(dá)地區(qū)高質(zhì)量開展脫貧致富工作。

1 研究假設(shè)

“才”并非狹義的“才學(xué)”，而是指更為寬廣的才干范疇，例如所受過的教育、所擁有的人脈關(guān)系、其他能力和素質(zhì)等。如前所述，人力資本的具象構(gòu)成要素極其廣泛，父輩“才”、子代“才”和“財(cái)”是人力資本主要的具象化體現(xiàn)，教育是影響人力資本積累的關(guān)鍵要素。因此，從“才”生“財(cái)”的過程看，父輩對(duì)子代人力資本的傳遞主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面，一是父輩“才”影響子代“才”。其中包括父輩的教育水平高低通過遺傳、言傳身教等方式影響子代人力資本積累；父輩的社會(huì)地位、職業(yè)特征、收入水平、親子關(guān)系等社會(huì)特征以及其他的個(gè)體特征變量影響子代的教育水平和人力資本積累。另外，我國城鄉(xiāng)二元戶籍制度給城鄉(xiāng)居民的后代獲得教育資源造成較大差異，尤其對(duì)子代接受高等教育帶來影響，也對(duì)子代的人力資本積累產(chǎn)生影響。二是子代“才”衍生自身“財(cái)”。人力資本的載體是人，人力資本能夠?yàn)槠渌姓吆褪褂谜邘硎找妫w現(xiàn)為一種收入能力。父輩傳遞給子代“才”使子代擁有收入和財(cái)富積累的能力，主要體現(xiàn)為受教育程度與收入水平之間的關(guān)系。因此，研究主要做出如下假設(shè)：假設(shè)一，父輩“才”與子代“才”正相關(guān)，父輩越有“才”子代越有“才”，其中，父親、母親的教育水平對(duì)子代不同階段的教育影響不同，父輩社會(huì)地位、職業(yè)性質(zhì)、親子關(guān)系等對(duì)子代受教育程度有影響。假設(shè)二，以教育投入為主要手段的農(nóng)村群體人力資本代際傳遞流動(dòng)性要比城鎮(zhèn)地區(qū)低，但教育的投入程度與父輩所在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度不成線性關(guān)系。假設(shè)三，以受教育程度為主要特征的子代人力資本與收入水平密切相關(guān)，不同收入人群，教育年限增值所帶來的收入增值不同。

2 數(shù)據(jù)來源

2.1 樣本選擇

研究數(shù)據(jù)來源于對(duì)遼寧省欠發(fā)達(dá)地區(qū)的社會(huì)實(shí)踐調(diào)查。首先根據(jù)遼寧省統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)發(fā)布的遼寧省各市、縣人口數(shù)據(jù)，按人口規(guī)?？倲?shù)的0.000 12%～0.000 14%入樣概率，重點(diǎn)選取遼寧省欠發(fā)達(dá)地區(qū)的50個(gè)市和縣，從中抽取17個(gè)具有代表性的市、縣作為相關(guān)樣本，并保證樣本市、縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度呈鐘型分布。其次，從市、縣的基礎(chǔ)設(shè)施、自然資源、人們思想觀念、福利傳導(dǎo)機(jī)制等多方面考慮，將地區(qū)分層，隨機(jī)抽取不同地區(qū)為相關(guān)樣本，所選擇的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平同樣呈鐘型分布。最后，在對(duì)不同層次人員進(jìn)行走訪調(diào)查或街頭隨機(jī)采訪時(shí)，考慮其勞動(dòng)力價(jià)值，以及社會(huì)價(jià)值創(chuàng)造力，選擇被調(diào)查人為18～60歲之間步入社會(huì)的人群。

此次調(diào)查共發(fā)放問卷900份，回收紙質(zhì)、電子問卷868份，回收率96.44%。在剔除回答不完整或信息相互矛盾的問卷后，實(shí)際得到有效問卷808份，問卷有效率為89.78%。

2.2 問卷設(shè)計(jì)

根據(jù)調(diào)查內(nèi)容，從4個(gè)維度設(shè)計(jì)“結(jié)構(gòu)變量”，從16個(gè)方面設(shè)計(jì)“測量變量”。在設(shè)計(jì)受訪者及其家庭社會(huì)地位題項(xiàng)時(shí)，使用“1～5”數(shù)字代替調(diào)查對(duì)象自我判斷的社會(huì)地位。其中“1”代表社會(huì)最底層，“5”代表社會(huì)最頂層。最后將問卷分為四大結(jié)構(gòu)變量，每個(gè)部分都有預(yù)設(shè)的測量變量，具體如表1所示。

為便于后續(xù)數(shù)據(jù)分析，對(duì)問卷中涉及的三大方面，即子代基本情況、父輩情況和其他情況，共計(jì)28個(gè)題項(xiàng)中的若干變量做出描述及定義如表2所示。

2.3 調(diào)查檢驗(yàn)

在預(yù)調(diào)查的基礎(chǔ)上，分別對(duì)問卷的信度和效度進(jìn)行檢驗(yàn)。一是信度檢驗(yàn)。各變量系數(shù)和總量表系數(shù)Cronbach's Alpha均大于0.7，如表3、表4所示。表明研究所用的調(diào)查問卷各主成分項(xiàng)內(nèi)部一致性良好、問卷整體內(nèi)部一致性良好，具有良好的信度，問卷可用于大規(guī)模調(diào)查。二是結(jié)構(gòu)效度分析。總量表效度分析如表5所示。由表5可知，KMO值為0.831，Bartlett值為1 376.523，自由度為160，P值為0.000，說明問卷總體效度處于較高的可接受范圍內(nèi)。

表1 測量維度表

表2 主要變量描述

表3 各變量信度分析表

表4 總量表信度分析表

表5 總量表效度分析表

3 基本情況描述

3.1 年齡、性別分布

在808位受訪者中，“70后”為258人，占樣本的31.93%；“80后”為307人，占樣本的37.99%；“90后”為243人，占樣本的30.08%，其中“80后”占比最多；在808位受訪者中，男性482人，占樣本的59.68%，女性326人，占樣本的40.32%。從性別構(gòu)成來看，男性稍多于女性，與我國人口總體性別比例基本匹配。

3.2 收入、學(xué)歷分布

月收入在0～3 000元占總樣本人數(shù)的38.11%；月收入在3 000～5 000元占總樣本人數(shù)的40.84%；月收入在5 000元以上占總樣本人數(shù)的21.05%，被調(diào)查者中大部分收入在3 000～5 000元之間，大多數(shù)為中等收入；樣本中學(xué)歷分布情況如圖1所示。由圖1可知，其中子代中沒受過教育的占3.87%、小學(xué)學(xué)歷占3.09%、初中學(xué)歷水平為4.15%、高中學(xué)歷水平(中專、職高、中技等)為16.72%、專科學(xué)歷水平為44.58%、本科及以上學(xué)歷水平為27.59%，大部分為高中和?？扑剑M管比父輩有所提高，但高學(xué)歷水平稀少。調(diào)查顯示，在父輩中父親的教育水平大多數(shù)是初中和高中學(xué)歷水平，占總?cè)藬?shù)的69.51%，其他為30.49%；而母親大多受教育程度較低，多數(shù)僅完成九年義務(wù)教育，其中初中及以下學(xué)歷水平高達(dá)76.98%。整體看，子代學(xué)歷程度相對(duì)較高，母親學(xué)歷水平相對(duì)較低，父親則居中。

4 調(diào)查結(jié)果分析

4.1 父輩“才”傳遞子代“才”

(1)父輩受教育水平對(duì)子代受教育水平的影響。眾所周知，受教育水平與自身努力程度密不可分，但并非決定一個(gè)人受教育水平的唯一因素。父輩的教育程度奠定子代教育的基礎(chǔ)，通過遺傳、言傳身教、營造環(huán)境等因素影響子代的受教育水平和人力資本積累。通過線性回歸分析，觀察所選變量的相關(guān)程度，其結(jié)果如圖2所示。從圖2中可以看出，排除數(shù)據(jù)中的奇點(diǎn)，圖中的散點(diǎn)呈線性分布于自左下向右上傾斜的中心軸線周圍，即可以初步確認(rèn)其r值較為接近1，則所選定的變量為線性正相關(guān)，且相關(guān)程度較高。由此可以得出：父輩受教育程度對(duì)子代的受教育水平有顯著的正向影響,父輩受教育水平越高，子代受教育水平也相應(yīng)較高，反之亦然。尤其結(jié)合圖1分析可以發(fā)現(xiàn)，母親相對(duì)父親對(duì)子代影響作用更大，母親的受教育水平提高，子代低水平學(xué)歷的概率較低、高水平學(xué)歷的概率增加更大。對(duì)家庭內(nèi)部而言,當(dāng)父母的受教育水平相匹配時(shí)，更有利于子代受教育水平的提高。

圖1 父輩和子代學(xué)歷分布圖2 父輩教育與子代受教育水平的核密度圖

(2)父輩社會(huì)特征對(duì)子代受教育水平的影響。父輩職業(yè)與子代受教育水平關(guān)系如圖3所示。由圖3可知，一是父輩職業(yè)性質(zhì)與子代受教育水平密切相關(guān)。父輩職業(yè)性質(zhì)影響對(duì)子代教育的觀念、態(tài)度和教育投入的能力，從而對(duì)子代受教育程度產(chǎn)生明顯影響。不同職業(yè)的父輩之間的子代受教育程度存在明顯差距，其中無職業(yè)者的子代受教育程度明顯偏低，在其余職業(yè)中，國家機(jī)關(guān)、黨群組織、企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人與專業(yè)技術(shù)人員的子代受教育程度大約處于第一方陣；辦事人員、商業(yè)工作者、服務(wù)業(yè)人員和軍人的子代受教育程度大約處于第二方陣；農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員和生產(chǎn)、運(yùn)輸設(shè)備操作人員等子代受教育程度大約為第三方陣；其他作業(yè)人員為第四方陣。從中可推論，父輩是否擁有一份穩(wěn)定的工作對(duì)子代的受教育情況有著較大的影響，其中，從事國家機(jī)關(guān)、黨群組織、企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人、專業(yè)技術(shù)人員等職業(yè)者更為重視或更有能力投入子代的教育，但對(duì)子代投入的程度與父輩所在地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度不成線性關(guān)系。二是父輩社會(huì)地位與子代受教育水平正相關(guān)。曲線趨勢圖如圖4所示。由圖4可知，父輩社會(huì)地位等級(jí)較低時(shí)，其子代受教育水平多集中在義務(wù)教育，隨著社會(huì)等級(jí)的提高，其受教育層次呈上升趨勢，故地位等級(jí)與子代受教育程度基本上呈正相關(guān)關(guān)系，即父輩社會(huì)地位越高，其子代受教育程度越高。

圖3 父輩職業(yè)與子代受教育水平關(guān)系圖

圖4 父輩地位等級(jí)與子代受教育水平曲線圖

(3)父輩所在戶籍對(duì)子代受教育水平呈階段性影響。我國特有的城鄉(xiāng)二元戶籍制度一定程度上制約了農(nóng)村居民教育資源的供給，使城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民在教育等方面享有不同的待遇，造成城鄉(xiāng)居民的后代成長環(huán)境存在較大差異。子代受教育水平和戶籍類別折線如圖5所示。由圖5可知，城市戶籍的子代受教育水平普遍層次較高，多為大專和本科及以上，相比而言農(nóng)村戶籍的受教育水平則多集中在高中和中專。文盲和小學(xué)這一類型的教育所占比例，無論是城市戶籍還是農(nóng)村戶籍都較低。從教育代際流動(dòng)性來看，農(nóng)村居民的教育代際流動(dòng)性低于城市居民。

圖5 子代受教育水平和戶籍類別折線

(4)親子關(guān)系對(duì)子代受教育水平影響明顯。研究中將親子關(guān)系按親密程度分為：親密、支持學(xué)業(yè)，比較好、比較支持，一般、偶爾支持，不太好、不聞不問，疏遠(yuǎn)、反對(duì)繼續(xù)學(xué)習(xí)，并按親密至疏遠(yuǎn)，進(jìn)行1～5排序作為橫軸，其縱軸為子代的受教育水平。帕累托圖比較分析結(jié)果如圖6所示。由圖6可知，親子關(guān)系的親密與疏遠(yuǎn)所對(duì)應(yīng)的受教育程度相差巨大，隨著親子關(guān)系的逐漸密切，其受教育水平也在上升，總體呈正相關(guān)的上升趨勢。親子關(guān)系的密切與否主要體現(xiàn)在父輩是否真正關(guān)心子代的成長，是否盡力給予子代優(yōu)質(zhì)的學(xué)習(xí)資源，其直接影響著子代的受教育水平，親子關(guān)系越密切，其子代受教育水平越高。

圖6 親子關(guān)系與子代受教育水平關(guān)系

4.2 子代“才”衍生自身“財(cái)”

(1)受教育程度對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬的影響。受教育程度與勞動(dòng)報(bào)酬之間的關(guān)系是子代“才”轉(zhuǎn)化為“財(cái)”最直觀的體現(xiàn)，而子代教育程度的高低取決于父輩對(duì)子代人力資本的傳遞水平。調(diào)查抽取“70后”、“80后”、“90后”樣本人群生存狀態(tài)數(shù)據(jù)，覆蓋遼寧11個(gè)市和6個(gè)縣(區(qū))。根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)，將17個(gè)市、縣按照其綜合經(jīng)濟(jì)水平等級(jí)分為四類，其中：一類為發(fā)展水平最高的兩個(gè)城市：大連和沈陽；二類為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平中等城市：錦州市、本溪市、葫蘆島市、新民市、莊河市；三類為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平中等偏下城市：北鎮(zhèn)市、興城市、遼陽縣等5個(gè)市縣；最后是四類，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在遼寧省較差,有義縣、撫順縣等5個(gè)縣(區(qū))。

美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家明瑟(Mincer)利用工資方程假定，提出個(gè)體收入完全由勞動(dòng)者人力資本和其他個(gè)體特征所決定，構(gòu)建了明瑟(Micer)方程(模型1)，即個(gè)人收入Incomei或人力資本變量

H

Income

=f(H),

(1)

在實(shí)證研究中，明瑟方程是估計(jì)人力資本對(duì)其收入產(chǎn)生影響的重要方法，將

Income

=f(H)

取對(duì)數(shù)，構(gòu)建人力資本與個(gè)人收入之間的關(guān)系式(模型2)：

Ln(income

)X

β

+

μ

，

(

2

)

式中，

Ln(income

)

為收入的對(duì)數(shù)；

X

代表人力資本的變量(通常以受教育程度作為人力資本的代理變量，反應(yīng)父輩對(duì)子代人力資本傳遞效應(yīng))；

β

為待估計(jì)的參數(shù)；

μ

為誤差項(xiàng)，且

E(μ)=

0，滿足期望值為零的假設(shè)。

利用明瑟(Micer)方程，對(duì)調(diào)研樣本四類綜合經(jīng)濟(jì)水平地區(qū)中平均受教育程度與勞動(dòng)報(bào)酬的關(guān)系進(jìn)行描述如表6所示。

表6 平均受教育程度和勞動(dòng)報(bào)酬

由表6可知，無論平均受教育程度亦或是勞動(dòng)報(bào)酬，一類城市>二類城市>三類城市>四類城市。勞動(dòng)報(bào)酬變量，一類城市即大連和沈陽的平均收入是四類城市的近兩倍，地域之間的收入差距也較為明顯。一類城市標(biāo)準(zhǔn)差為19 244.15，反映該類城市內(nèi)部存在較大收入差距。

總體看，分布在遼寧部分地區(qū)四類城市的808個(gè)受訪者，無論身處何地、年齡幾何，還是所在城市綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力是否發(fā)達(dá)，受教育程度與勞動(dòng)收入之間均成正向相關(guān)，即受教育水平越高，其收入也隨之增高，也說明人力資本的代際傳遞取決于教育的投入。

(2)不同學(xué)歷水平下的OLS回歸。在使用明瑟方程來估計(jì)人力資本與其收入差距相關(guān)性時(shí)，方程右側(cè)變量為人力資本的代理變量即受教育年限，另一類就是與人力資本變量相關(guān)的控制變量。必須控制的變量包括年齡(age)、性別(gender)、婚姻狀況(married)、健康狀況(healthy)、戶籍(identity)、是否創(chuàng)業(yè)(employ)等。根據(jù)以上分析，構(gòu)建模型3：

Ln(income)=α

+

α

Edu

+∑

λ

X

+

μ

，

(

3

)

式中，

Ln

(

income

)為月平均工資性收入的對(duì)數(shù)；

Edu

為平均受教育年限；

X

為其他控制變量(如年齡、性別、健康狀況等)

;μ

為誤差項(xiàng)。作為被解釋變量的月工資，為了保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，將剔除兩個(gè)極端異常值。同時(shí)將受教育程度轉(zhuǎn)換成受教育年限，考慮加入年齡變量從而可以控制個(gè)人因出生年代不同而導(dǎo)致的教育程度差異對(duì)其收入造成的影響。為探究受教育程度的高低是否會(huì)對(duì)個(gè)人收入造成影響，將數(shù)據(jù)分為高中及以下和?？萍耙陨蟽蓚€(gè)樣本來進(jìn)行簡單對(duì)照。運(yùn)用簡單OLS回歸模型，得到結(jié)果如表7所示。由表7可知，461人為高中及以下學(xué)歷，占總樣本的57.05%；?？萍耙陨蠟?47人，占總樣本的42.95%。模型1是總樣本數(shù)的回歸，顯示受教育年限對(duì)月收入的影響為0.019，在1%的顯著性水平上顯著；在控制變量中，男性對(duì)收入影響為0.131 5，性別差異造成的收入差距是重要因素之一，目前勞動(dòng)力市場中對(duì)女性存在歧視的現(xiàn)象仍然嚴(yán)峻。其次，健康狀況也是影響收入的重要變量，身體素質(zhì)好的勞動(dòng)者可以進(jìn)行更為長遠(yuǎn)的工作，收入也就較高。此外，創(chuàng)業(yè)與收入緊密相關(guān)，創(chuàng)業(yè)可以提高個(gè)人收入。

模型2和模型3是樣本分類回歸結(jié)果，即分為“高中及以下”和“專科及以上”兩類。通過比較發(fā)現(xiàn)，“高中及以下”學(xué)歷對(duì)收入的影響程度為0.020 1，且不顯著；“?？萍耙陨稀睂W(xué)歷對(duì)收入的影響程度為0.046 8，且在1%的顯著性水平上顯著。因此，可以得出基本結(jié)論：受教育水平與收入緊密相關(guān)，學(xué)歷越高收入也高，學(xué)歷較低收入也就愈低。在人力資本代際傳遞過程中，大力投資人力資本的教育是促進(jìn)收入增長、優(yōu)化由“才”到“財(cái)”傳遞的有效途徑。

表7 不同學(xué)歷水平樣本的OLS回歸

注：***表示在1%的顯著性水平顯著；**表示在5%的顯著性水平；*表示在10%的顯著性水平；均值差異的顯著性通過兩樣本t檢驗(yàn)得到。

(3)收入水平的分位數(shù)回歸。從收入的視角，將樣本分成不同收入水平，利用分位數(shù)回歸分別考察受教育程度隨收入水平變化的規(guī)律。通過對(duì)明瑟方程的變式，構(gòu)建模型4：

(4)

導(dǎo)入相關(guān)數(shù)據(jù)，分位數(shù)回歸如表8所示。結(jié)果表明：教育水平隨著收入水平的提高而提升，也就是說，受教育水平不同會(huì)加劇收入差距。在10%的低收入群體中教育對(duì)其收入的影響為0.56%，平均受教育年限只有9.5，大多數(shù)為初中以下學(xué)歷；在90%的高收入群體中教育對(duì)其收入的影響高達(dá)2.01%，平均受教育年限為11.22，大多數(shù)為高中以上學(xué)歷。對(duì)于10%的低收入群體來說，每增加一年教育只能使其月平均收入增加10.06元，而對(duì)于90%的高收入人群來說，每增加一年教育可以使其平均月收入增加138.30元，高收入人群月平均收入增加量是低收入人群增加量的13.8倍。由此可見，隨著收入水平的提高，每增加一年的受教育年限所帶來的收入呈現(xiàn)上升趨勢，進(jìn)而導(dǎo)致“富者更為富有”“貧者更為貧窮”的“馬太效應(yīng)”，也說明“才”“財(cái)”傳遞相互可逆，“讀書無用論”為假命題。

表8 分位數(shù)回歸

5 結(jié)論

從整體看，人力資本代際傳遞是一個(gè)在父輩與子代之間以父輩教育水平、社會(huì)特征和教育投入等多要素投入和產(chǎn)出過程，以父輩“才”和子代“才”、“財(cái)”為具象體現(xiàn)進(jìn)行循環(huán)傳遞。一般來說投入與產(chǎn)出成線性相關(guān)。在這個(gè)過程中，教育對(duì)“才”“財(cái)”傳遞起重要作用，它不僅具有正向傳遞性，而且會(huì)形成“馬太效應(yīng)”的窘境。

通過研究，對(duì)研究假設(shè)做了進(jìn)一步驗(yàn)證，并得出如下具體結(jié)論：遼寧省欠發(fā)達(dá)地區(qū)人力資本代際傳遞，一方面父輩與子代之間“才”“才”傳遞，基本體現(xiàn)“父輩越有‘才’子代越有‘才’”的結(jié)論，具體體現(xiàn)為：父輩受教育程度對(duì)子代受教育水平有顯著的正向影響，但母親的受教育水平提高，子代低水平學(xué)歷的概率較低、高水平學(xué)歷的概率增加更大。對(duì)于家庭內(nèi)部，父母受教育水平相匹配時(shí),更有利于子女的受教育水平的提高；父輩職業(yè)性質(zhì)對(duì)子代教育影響較大，職業(yè)穩(wěn)定性好子代受教育程度相對(duì)較高；親子關(guān)系親疏程度影響子代受教育水平，親子關(guān)系越密切，其子代受教育水平越高。另一方面父輩對(duì)子代人力資本的投資與所在地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不成線性關(guān)系，取決于父輩對(duì)子代教育的態(tài)度；再一方面子代“才”衍生自身“財(cái)”，有“才”才會(huì)有“財(cái)”。具體體現(xiàn)為：“財(cái)”(收入)是“才”(自身受教育程度和年限)的函數(shù)。學(xué)歷高收入高，學(xué)歷低收入低；受教育年限和程度加劇收入差距。低收入人群，每增加一年教育，月平均收入增加10.06元。高收入人群，每增加一年教育月平均收入增加138.30元，是低收入人群增量的約13.8倍。總之，人力資本代際傳遞具有可塑性，差別化的人力資本代際傳遞影響教育和社會(huì)地位的流動(dòng)性，父輩不重視教育導(dǎo)致子代亦不重視教育，進(jìn)而導(dǎo)致貧窮的累積。