趙海利 馬馨悅

（浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)，杭州 310018）

內(nèi)容提要:本文基于中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)，利用代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)與代際收入彈性指標(biāo)，分別測(cè)度我國(guó)居民代際收入流動(dòng)的變化趨勢(shì)，并利用代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)探討基礎(chǔ)教育的財(cái)政教育支出與代際收入流動(dòng)的關(guān)系。結(jié)果表明，1991年至2015年，我國(guó)居民代際收入流動(dòng)性總體呈上升趨勢(shì)。財(cái)政教育支出能夠使代際秩關(guān)聯(lián)系數(shù)降低，促進(jìn)代際收入的流動(dòng)，并且初中比小學(xué)的財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的提升作用更強(qiáng)。財(cái)政教育支出對(duì)不同戶籍群體的代際收入流動(dòng)性影響的研究結(jié)果表明，農(nóng)村群體的代際收入流動(dòng)性相對(duì)較弱，相較于城市群體，財(cái)政教育支出對(duì)于農(nóng)村群體的代際收入流動(dòng)性的促進(jìn)作用更為顯著。本文還利用二元Logistic模型分析財(cái)政教育支出對(duì)于子代進(jìn)入最高收入組群的作用，結(jié)果表明父代收入水平越高，子代進(jìn)入最高收入組的可能性越大。而財(cái)政教育支出的引入，使得低收入群體的子代進(jìn)入最高收入組的可能性提高了，其他收入群體的子代進(jìn)入最高收入組的可能性則降低了，財(cái)政教育支出提高了代際收入流動(dòng)性。

一、引言

代際流動(dòng)是指子女在收入、職業(yè)、教育、健康和居住地等方面相對(duì)于父母的流動(dòng)性，代際流動(dòng)的程度反映了一個(gè)社會(huì)的代際公平性。在一個(gè)代際流動(dòng)性高的社會(huì)里，個(gè)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(shí)現(xiàn)“向上流動(dòng)”。而在一個(gè)代際流動(dòng)性低的社會(huì)里，窮人的發(fā)展受制于家庭經(jīng)濟(jì)水平以及社會(huì)地位，很可能陷入“貧困陷阱”中。富人則穩(wěn)踞于自己的社會(huì)階層中，擁有更高的經(jīng)濟(jì)地位與社會(huì)地位，這就出現(xiàn)了“貧者愈貧、富者愈富”的現(xiàn)象。如果人們不是依靠自己的技能或努力，而是依靠?jī)?yōu)越的家庭背景獲得很好的經(jīng)濟(jì)與社會(huì)地位，無疑對(duì)那些弱勢(shì)群體是不公平的。因此，大多數(shù)人認(rèn)同機(jī)會(huì)均等這一目標(biāo)，同時(shí)這也是政府所追求的一個(gè)重要目標(biāo)。為了實(shí)現(xiàn)機(jī)會(huì)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(huì)競(jìng)爭(zhēng)力，從20世紀(jì)80年代中期開始，我國(guó)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(gè)人的知識(shí)儲(chǔ)備，培養(yǎng)個(gè)人的學(xué)習(xí)能力，提升個(gè)人的素質(zhì)及涵養(yǎng)，從而提升個(gè)人的人力資本價(jià)值，而人力資本價(jià)值能夠決定個(gè)人的經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位。對(duì)于貧困家庭子女來說，家庭對(duì)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(shí)補(bǔ)缺，便很難保證教育公平的實(shí)現(xiàn)，也無法實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位的躍升。因此，政府的教育支出政策對(duì)于改善代際流動(dòng)狀況、促進(jìn)社會(huì)公平的實(shí)現(xiàn)具有重要意義。

學(xué)者們對(duì)代際收入流動(dòng)進(jìn)行了豐富的理論及實(shí)證研究，但由于在數(shù)據(jù)來源、變量處理、計(jì)量方法等方面存在差異，且所采用的微觀數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)以及計(jì)量方法都不盡完善，現(xiàn)有文獻(xiàn)所得出的研究結(jié)論存在著較大的差異，研究結(jié)果存在偏誤。在財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性影響的實(shí)證研究方面，也存在著個(gè)體的財(cái)政教育支出匹配不準(zhǔn)確等問題。本文測(cè)度多年來我國(guó)居民的代際收入流動(dòng)性，了解其變動(dòng)趨勢(shì)，探究基礎(chǔ)教育階段（小學(xué)和初中）的財(cái)政教育支出對(duì)于代際收入流動(dòng)性的影響，并探討財(cái)政教育支出對(duì)不同戶籍、不同收入群體的代際收入流動(dòng)性的影響是否存在差異。之所以選擇研究基礎(chǔ)教育階段的財(cái)政教育支出，是因?yàn)镠ossain（1996）的研究表明，基礎(chǔ)教育相對(duì)于中高等教育所付出的社會(huì)成本最低而社會(huì)回報(bào)率是最高的。此外，我國(guó)實(shí)施九年義務(wù)教育，政府承擔(dān)基礎(chǔ)教育的大部分支出，基礎(chǔ)教育具有公共物品或準(zhǔn)公共物品的性質(zhì)（王善邁，2000），政府能夠?qū)A(chǔ)教育實(shí)施有效的干預(yù)。本文的主要貢獻(xiàn)在于：（1）現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響時(shí)，均采用代際收入彈性指標(biāo)來測(cè)度代際收入流動(dòng)性，而本文采用代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)指標(biāo)，這樣不僅可以避免采用代際收入彈性指標(biāo)時(shí)由于無法準(zhǔn)確估計(jì)個(gè)體持久性收入而導(dǎo)致的計(jì)量誤差，提高模型估計(jì)的準(zhǔn)確性，還可以為財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性影響的研究提供一個(gè)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(huì)受到其婚姻、家庭因素的影響，也會(huì)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(xiàn)有文獻(xiàn)在研究代際收入流動(dòng)時(shí)一般只考慮父親和兒子的收入。但是，一方面，考慮到我國(guó)的實(shí)際情況，年輕的女性在經(jīng)濟(jì)收入上的地位與年輕男性的差異不大，從父親的經(jīng)濟(jì)社會(huì)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(huì)比較少，計(jì)量誤差可能會(huì)比較大，因此，本文將女兒的樣本也納入代際收入流動(dòng)的研究中。（3）本文在匹配個(gè)體的財(cái)政教育支出時(shí)，追溯到了每個(gè)個(gè)體在接受基礎(chǔ)教育時(shí)期各個(gè)年份的當(dāng)?shù)厣逃С鲱~，通過加總再平均的方式得到每個(gè)個(gè)體小學(xué)和初中的財(cái)政教育支出數(shù)據(jù)，相較于現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文對(duì)個(gè)體財(cái)政教育支出的匹配準(zhǔn)確性較高。

本文第二部分從代際收入流動(dòng)性的測(cè)算、代際收入的傳遞機(jī)制、財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響三個(gè)方面回顧現(xiàn)有文獻(xiàn)，第三部分闡述計(jì)量模型、數(shù)據(jù)來源、變量設(shè)定等實(shí)證策略，第四部分進(jìn)行實(shí)證分析，第五部分進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，最后一部分對(duì)本文的結(jié)論進(jìn)行總結(jié)并提出相關(guān)的政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）代際收入流動(dòng)性的測(cè)算

用什么指標(biāo)來衡量代際收入流動(dòng)性以及用何種方法提高測(cè)算結(jié)果的準(zhǔn)確性，是學(xué)者們?cè)跍y(cè)算代際收入流動(dòng)性時(shí)所要解決的問題。Becker&Tomes（1979）首先建立了代際收入流動(dòng)的理論框架，利用代際收入彈性來衡量代際收入的流動(dòng)性，代際收入彈性取決于父母對(duì)子女的人力資本投資。Solon（1992）利用美國(guó)PSID調(diào)查數(shù)據(jù)，分別用父代單年收入、父代多年收入的均值做計(jì)量分析，結(jié)果顯示，當(dāng)使用父代單年收入作為持久收入的代理變量時(shí)，由于受到生命周期偏誤和暫時(shí)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(nèi)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(jìn)行代際收入彈性的測(cè)算，然而這種方法受到了后續(xù)學(xué)者的質(zhì)疑，因?yàn)楦复慕逃脚c子代的收入水平存在相關(guān)性，工具變量存在內(nèi)生性，代際收入彈性可能會(huì)被嚴(yán)重高估。Solon（1992）是代際收入流動(dòng)研究的經(jīng)典之作，眾多學(xué)者在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了更為詳盡的研究，利用各種調(diào)查數(shù)據(jù)、采用多種計(jì)量方法，對(duì)各國(guó)的代際流動(dòng)性進(jìn)行測(cè)算，比較各國(guó)代際收入彈性的大小，并對(duì)代際收入彈性進(jìn)行了時(shí)間趨勢(shì)分析。王海港（2005）利用中國(guó)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)，測(cè)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(guó)城鎮(zhèn)居民教育與就業(yè)情況》數(shù)據(jù)，將父親的收入按收入高低分為四組，計(jì)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(dòng)性較低的結(jié)論。楊沫和王巖（2020）利用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)研究得到，1991年-2004年間代際收入流動(dòng)性基本保持穩(wěn)定，2004年以后代際收入流動(dòng)性不斷上升。

難以準(zhǔn)確估計(jì)個(gè)體的持久性收入以降低生命周期偏誤成為測(cè)度代際收入流動(dòng)性的一大阻礙。Haider和Solon（2006）利用美國(guó)數(shù)據(jù)得出結(jié)論，一個(gè)人在30到35歲之間的當(dāng)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(shù)據(jù)也得到同樣的結(jié)論，并發(fā)現(xiàn)歐美國(guó)家收入的生命周期分布大致相似。于洪霞（2014）利用中國(guó)數(shù)據(jù)得到個(gè)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(dá)國(guó)家。上述學(xué)者的研究為估計(jì)持久性收入提供了新的視角，但限于實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)存在的偏差以及收入數(shù)據(jù)大量缺失等問題，如何準(zhǔn)確估算代際收入流動(dòng)性的大小仍是學(xué)者面臨的一大挑戰(zhàn)。

在代際收入彈性后，學(xué)者們研究發(fā)現(xiàn)一個(gè)衡量代際收入流動(dòng)性的新指標(biāo)——代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)（IRA）。代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)是子女收入等級(jí)相對(duì)于父母收入等級(jí)的相關(guān)系數(shù)，與代際收入彈性系數(shù)相比，它只需要父母與子女的收入等級(jí)信息，避免了持續(xù)收入估計(jì)誤差引起的代際收入流動(dòng)性計(jì)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(xiàn)出線性關(guān)系。楊沫和王巖（2020）利用代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)方法研究代際收入流動(dòng)性得到的結(jié)果與代際收入彈性的結(jié)果一致。

（二）代際收入的傳遞機(jī)制

最早將人力資本理論引入代際收入流動(dòng)研究中的Becker&Tomes（1979）認(rèn)為，子女的經(jīng)濟(jì)地位取決于其先天稟賦以及父母對(duì)于其人力資本的投資。即代際收入的傳遞機(jī)制包括先天稟賦和人力資本投資兩個(gè)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(wù)，包括營(yíng)養(yǎng)品、教育、醫(yī)療等。如果兩個(gè)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(huì)獲得更高的經(jīng)濟(jì)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(xiàn)低收入群體容易受到信貸約束，從而造成對(duì)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(jī)制，教育是提高人力資本水平的最有效途徑。Blanden（2013）認(rèn)為父代的教育水平因素以及非教育水平因素可以對(duì)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(huì)技能、認(rèn)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(shù)和二元logistic回歸模型探討教育促進(jìn)收入代際流動(dòng)的功能，發(fā)現(xiàn)教育有助于促進(jìn)弱勢(shì)群體的子女實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)地位的躍升，具有較強(qiáng)的促進(jìn)代際流動(dòng)的功能。郭叢斌和閔維方（2009）通過引入結(jié)構(gòu)方程模型發(fā)現(xiàn)，子代社會(huì)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(huì)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(jìn)代際收入的流動(dòng)。Piopiunik（2014）發(fā)現(xiàn)受教育水平高的父代更重視子代的學(xué)習(xí)，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(duì)代際收入流動(dòng)性的影響

個(gè)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(jìn)行研究的是Solon（2004），他認(rèn)為財(cái)政教育支出是政府為縮小不同家庭收入對(duì)子女人力資本投資水平的差距，與父母共同進(jìn)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(dòng)性有關(guān)。Hassler等（2007）研究發(fā)現(xiàn)，公共教育支出對(duì)私人教育投資沒有擠出效應(yīng)，公共教育支出能夠使更多的孩子獲得受教育的機(jī)會(huì)，促進(jìn)代際收入的流動(dòng)。Mayer&Lopoo（2007）利用美國(guó)收入動(dòng)態(tài)面板調(diào)查（PSID）數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)政府支出較高的州有著更好的代際流動(dòng)性。此外，生活在高支出州稟賦高和稟賦低的人的代際流動(dòng)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(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)，以及1984至2001年的縣級(jí)財(cái)政教育支出數(shù)據(jù)，采用半?yún)?shù)可變系數(shù)部分線性模型，估計(jì)公共教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響，發(fā)現(xiàn)人均教育事業(yè)費(fèi)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(yù)算內(nèi)地方財(cái)政支出也有類似的作用，但對(duì)于代際收入流動(dòng)性的影響相對(duì)較小。徐俊武和易祥瑞（2014）利用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)，運(yùn)用多重門檻回歸模型研究公共教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響。結(jié)果表明，公共教育支出引入能夠提高代際收入的流動(dòng)性。李力行和周廣肅（2015）的研究表明，借貸約束會(huì)使得貧困家庭子女的人力資本投資不足，弱化社會(huì)的流動(dòng)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(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)以及2010年縣級(jí)財(cái)政教育支出數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)財(cái)政教育支出能夠提高代際流動(dòng)性，且對(duì)相對(duì)貧困家庭的代際流動(dòng)助推作用更強(qiáng)，此外，財(cái)政教育支出只有超過一定的門檻值才能對(duì)人力資本的積累起到促進(jìn)作用。解雨巷等（2019）利用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）的9次調(diào)查數(shù)據(jù)以及省級(jí)財(cái)政教育支出數(shù)據(jù)，采用貧困脆弱性指標(biāo)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(xiàn)象。財(cái)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(zhǎng)期貧困問題。

三、實(shí)證策略

（一）計(jì)量模型

本文使用如下模型來估計(jì)財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響：

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

其中，i表示第i對(duì)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(guān)聯(lián)系數(shù)的大小，代際收入流動(dòng)性的大小等于（1-β1）。β1的值越大，代際流動(dòng)越弱，社會(huì)趨向于不公平。εi為擾動(dòng)項(xiàng)。Gic表示子代在小學(xué)或初中時(shí)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(shù)據(jù)來源與變量設(shè)定

1.數(shù)據(jù)來源

為衡量財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響，本文研究所需的數(shù)據(jù)包括個(gè)體層面的數(shù)據(jù)以及與個(gè)體相匹配的財(cái)政教育支出數(shù)據(jù)。

中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)庫可以為本研究提供所需的個(gè)人信息。CHNS是由北卡羅來納大學(xué)人口研究中心、美國(guó)國(guó)家營(yíng)養(yǎng)安全與食物安全研究所和中國(guó)疾病與預(yù)防控制中心共同實(shí)施的一項(xiàng)國(guó)際合作項(xiàng)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(jìn)行了共計(jì)10輪的調(diào)查，覆蓋了比較長(zhǎng)的時(shí)間范圍。該調(diào)查采用多階段、隨機(jī)聚類的方法，選取了在地理特征、經(jīng)濟(jì)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(gè)省份的7200個(gè)家庭戶的30000多個(gè)個(gè)體，囊括個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的各種信息，反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)、人口、教育、健康、營(yíng)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(diào)查數(shù)據(jù)，選取個(gè)體的年齡、收入、戶籍、教育程度、省份等研究所需信息。

本文財(cái)政教育支出數(shù)據(jù)來源為《中國(guó)教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中記載了31個(gè)省份1995-2018年的教育經(jīng)費(fèi)支出情況，本文所選取的是各省歷年的生均教育經(jīng)費(fèi)支出指標(biāo)。

2.變量設(shè)定

（1）被解釋變量。CHNS收集了個(gè)體在不同調(diào)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(diào)查年度的收入按照CPI調(diào)整到了2015年的價(jià)格水平，本文研究采取調(diào)整后的年收入。

（2）核心解釋變量。核心解釋變量有兩個(gè)，分別是父代年收入的排序和財(cái)政教育支出。父代的年收入采用CHNS調(diào)整到2015年價(jià)格水平的收入。財(cái)政教育支出變量采用的則是子代基礎(chǔ)教育期間所在地區(qū)的生均教育支出數(shù)據(jù)。由于我國(guó)兒童開始接受小學(xué)教育的年齡為6歲或7歲，本文將接受基礎(chǔ)教育的年齡界定為7-15歲，并區(qū)分小學(xué)階段（7-12歲期間）和初中階段（13-15歲期間），從而研究小學(xué)與初中階段的財(cái)政教育支出對(duì)收入代際流動(dòng)性影響的差異。同時(shí)，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(diào)整到2015年的價(jià)格水平。由于財(cái)政教育支出為省級(jí)層面的變量，可能導(dǎo)致殘差在省內(nèi)部存在相關(guān)性，因此本文將殘差聚類到省級(jí)層面。

（3）控制變量。鑒于個(gè)人的收入隨著年齡的增長(zhǎng)呈倒U型的變化趨勢(shì)，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(xiàng)，以提高模型估計(jì)的準(zhǔn)確性。此外，本文還控制了一系列個(gè)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(xué)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(shù)來表示。最后，控制地區(qū)變量，設(shè)置地區(qū)虛擬變量，分別表示東、中、西部地區(qū)?？刂平?jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量，采用各省份2015年人均GDP指標(biāo)來衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

本文的數(shù)據(jù)處理過程如下：（1）保留省份、戶籍、年齡、最高受教育程度、個(gè)人收入等主要變量；（2）利用個(gè)人編碼與父親編碼對(duì)父子的信息進(jìn)行匹配，保留年齡在16-65歲之間的樣本，并刪除仍在上學(xué)的個(gè)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(duì)1%以下和99%以上的收入數(shù)據(jù)進(jìn)行縮尾處理；（4）將各省歷年的生均教育支出數(shù)據(jù)與子代個(gè)體進(jìn)行匹配，計(jì)算出每個(gè)個(gè)體在小學(xué)階段和初中階段的年財(cái)政教育支出數(shù)額。

各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)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(nóng)村戶籍的子代占比約為67%，農(nóng)村人口相對(duì)較多。個(gè)體小學(xué)階段的財(cái)政教育支出平均為824.5元/年，初中階段財(cái)政教育支出平均為1590元/年。從財(cái)政教育支出的最小、最大值來看，不同省份的個(gè)體所接受到的財(cái)政教育經(jīng)費(fèi)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(jì)

四、實(shí)證分析

（一）代際收入流動(dòng)性的變化趨勢(shì)

本文利用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查1991年、1993年、1997 年、2000 年、2004 年、2006 年、2009年、2011年、2015年的數(shù)據(jù)，分別借助代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)指標(biāo)和代際收入彈性指標(biāo)測(cè)度各年的代際收入流動(dòng)性。在采用秩關(guān)聯(lián)系數(shù)指標(biāo)測(cè)度時(shí)，將父代收入以及子代收入分別劃分為100等份，對(duì)父子的收入排序進(jìn)行OLS回歸，得到歷年的秩關(guān)聯(lián)系數(shù)的估計(jì)結(jié)果。歷年的代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)以及代際收入彈性的變化趨勢(shì)如圖1所示。

圖1 代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)及代際收入彈性變化趨勢(shì)

從圖中可以看出，我國(guó)居民代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)以及代際收入彈性大致處于0.25-0.35的區(qū)間內(nèi)，代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)整體上低于代際收入彈性系數(shù)，代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)以及代際收入彈性的變化趨勢(shì)大致相同，1991年-2015年代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)以及代際收入彈性總體上呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，即代際收入流動(dòng)性總體上呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)。

（二）財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響

本文首先基于線性模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析，然后在模型中分別引入小學(xué)、初中階段的財(cái)政教育支出，回歸結(jié)果如表2所示。

表2 基礎(chǔ)教育階段的財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響

從第（1）列的基準(zhǔn)回歸結(jié)果來看，代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)為0.282。在第（2）列的回歸中引入小學(xué)階段的財(cái)政教育支出，代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)降低，變?yōu)?.264。在第（3）列中引入初中階段的財(cái)政教育支出，代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)為0.247，同樣低于基準(zhǔn)回歸。這說明，引入財(cái)政教育支出后，代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)減小，子代收入受到父代收入的影響減弱，代際之間的流動(dòng)性增強(qiáng)。另外，初中階段的代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)略低于小學(xué)階段，說明初中階段的財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響程度更高。

（三）財(cái)政教育支出對(duì)不同戶籍群體的代際收入流動(dòng)性的影響

為探討財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)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(nóng)村兩組分別進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表3所示。與城市群體相比，農(nóng)村群體的代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)更高，說明農(nóng)村群體的代際收入流動(dòng)性相對(duì)較弱。財(cái)政教育支出的引入使得代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)降低，但農(nóng)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(cái)政教育支出能夠更好地促進(jìn)農(nóng)村群體提升代際流動(dòng)性。此外，從小學(xué)和初中階段的代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)的比較可知，初中階段的財(cái)政教育支出對(duì)于代際收入流動(dòng)性的提升作用要高于小學(xué)階段。

表3 財(cái)政教育支出對(duì)不同戶籍群體代際收入流動(dòng)性的影響

（四）財(cái)政教育支出對(duì)于不同收入階層代際收入流動(dòng)性的影響

為分析財(cái)政教育支出對(duì)于父代收入處于不同水平的群體的代際收入流動(dòng)性的影響，本文將父代收入和子代收入進(jìn)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(cái)政教育支出對(duì)子代進(jìn)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(cái)政教育支出、父代收入的3個(gè)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(bào)告了二元logit回歸的結(jié)果。

由表4可以看到，在第（1）列未引入財(cái)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(shù)都為正，且系數(shù)逐漸增大，說明父代收入水平越高，子代進(jìn)入最高收入組的可能性越大。父代處于最高收入組的系數(shù)為1.437，遠(yuǎn)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(cái)政教育支出對(duì)于子代進(jìn)入最高收入群體的作用

在第（2）列引入小學(xué)階段的財(cái)政教育支出，同樣可以得到，父代收入水平越高，子代進(jìn)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(shù)相對(duì)于第（1）列變小，說明財(cái)政教育支出的引入，使得低收入群體的子代進(jìn)入最高收入組的可能性提高，而其他收入群體的子代進(jìn)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(dòng)性。

第（3）列為引入初中階段的財(cái)政教育支出的結(jié)果。中高收入組和最高收入組的系數(shù)都低于基準(zhǔn)回歸，且低于小學(xué)階段，說明初中階段的財(cái)政教育支出的引入相較于小學(xué)階段對(duì)于最低收入群體的子代進(jìn)入最高收入群體的提升作用更大，能夠更好地促進(jìn)最低收入群體的代際收入流動(dòng)性。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證模型的穩(wěn)健性，本文采用代際收入彈性指標(biāo)再次驗(yàn)證財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響。模型的回歸結(jié)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(jié)論與上文實(shí)證分析的第（二）部分采用代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)指標(biāo)得到的結(jié)論一致。即，引入財(cái)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(dòng)性增強(qiáng)。另外，初中階段的代際收入彈性略低于小學(xué)階段，說明初中階段的財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響程度更高。

表5 基礎(chǔ)教育階段的財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響

六、結(jié)論及政策建議

基于中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查個(gè)體數(shù)據(jù)以及1995年以來的教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒省級(jí)生均預(yù)算教育經(jīng)費(fèi)數(shù)據(jù)，分析了基礎(chǔ)教育階段的財(cái)政教育支出對(duì)于代際收入流動(dòng)性的影響。結(jié)果表明：首先，1991年-2015年中國(guó)居民的代際收入流動(dòng)性總體上呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)；其次，相較于城市群體，農(nóng)村群體的代際收入流動(dòng)性較弱，而財(cái)政教育支出能夠更好地促進(jìn)農(nóng)村群體提升代際流動(dòng)性；再次，父代經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子代的收入水平有著較大的影響，而財(cái)政教育支出的引入，提高了低收入群體子代進(jìn)入最高收入組的可能性，降低了其他收入群體子代進(jìn)入最高收入組的可能性。最后，采用代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)指標(biāo)和代際收入彈性所得結(jié)論，基本一致。

為了進(jìn)一步提高我國(guó)居民的代際收入流動(dòng)性，本文提出如下政策建議：

第一，加快補(bǔ)齊農(nóng)村義務(wù)教育投入的短板。歷年《全國(guó)教育經(jīng)費(fèi)執(zhí)行情況統(tǒng)計(jì)公告》的數(shù)據(jù)表明，生均義務(wù)教育預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費(fèi)投入，農(nóng)村地區(qū)的數(shù)值一直低于全國(guó)平均水平。相比城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)村義務(wù)教育的投入短板在1995年-2012年間呈現(xiàn)縮小態(tài)勢(shì)，但2013年之后卻呈現(xiàn)擴(kuò)大跡象。從增加代際收入流動(dòng)性，促進(jìn)社會(huì)公平角度出發(fā)，需要加快補(bǔ)齊財(cái)政對(duì)農(nóng)村地區(qū)、低收入群體義務(wù)教育投入短板。

第二，進(jìn)一步提升偏遠(yuǎn)地區(qū)、薄弱學(xué)校的師資水平。師資是決定教育質(zhì)量的關(guān)鍵因素。相比縮小硬件投入差距，縮小師資水平、實(shí)現(xiàn)義務(wù)教育軟件均衡的難度更大。在偏遠(yuǎn)山區(qū)、農(nóng)村地區(qū)，很多中小學(xué)校的師資水平提升速度，遠(yuǎn)不如硬件條件的改善速度。建議利用現(xiàn)代信息手段，擴(kuò)大優(yōu)質(zhì)教育資源覆蓋面，增加弱勢(shì)群體接受優(yōu)質(zhì)教育的機(jī)會(huì)，進(jìn)一步提高農(nóng)村地區(qū)、低收入群體的教育收益，進(jìn)而提高代際流動(dòng)性。

第三，消除勞動(dòng)力市場(chǎng)中的就業(yè)歧視。我國(guó)政府十分重視對(duì)勞動(dòng)平等權(quán)的保護(hù)，制定了大量規(guī)范性的文件，《憲法》《勞動(dòng)法》《婦女權(quán)益保障法》和《殘疾人保障法》都有相應(yīng)的反對(duì)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(xiàn)象仍然在一定程度上存在。消除這些歧視，不僅是一個(gè)良好就業(yè)市場(chǎng)的要求，更是提高財(cái)政教育支出代際收入流動(dòng)性的要求。