袁青青，劉澤云，吳合文

1.陜西師范大學(xué) 教育學(xué)部，西安 710062；2.北京師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，北京 100875

暢通社會(huì)流動(dòng)渠道、縮小收入差距、減小社會(huì)不平等是當(dāng)前社會(huì)面臨的重要挑戰(zhàn)，直接關(guān)系著我國(guó)共同富裕社會(huì)的建設(shè)和第二個(gè)百年奮斗目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。教育是影響代際收入流動(dòng)性的關(guān)鍵因素，如何發(fā)揮教育促進(jìn)代際收入流動(dòng)性的作用成為社會(huì)關(guān)注的重要議題。在以往研究中，教育數(shù)量與代際收入流動(dòng)性的關(guān)系受到更多關(guān)注，但隨著我國(guó)教育事業(yè)的快速發(fā)展，教育質(zhì)量問(wèn)題的重要性愈加凸顯。教育資源投入是衡量教育質(zhì)量的重要維度，當(dāng)前我國(guó)地區(qū)間教育資源投入差距仍然較大。因此，關(guān)注教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

一、義務(wù)教育資源投入影響代際收入流動(dòng)性的理論邏輯

代際收入流動(dòng)性是指子代與父代收入之間的獨(dú)立性，是衡量機(jī)會(huì)平等的重要指標(biāo)，也是度量社會(huì)流動(dòng)性的重要維度，關(guān)系著社會(huì)公平和經(jīng)濟(jì)效率?！傲瞬黄鸬纳w茨比曲線”表明，一個(gè)社會(huì)的平等程度與代際流動(dòng)性呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，即社會(huì)平等程度越高，代際流動(dòng)性越高(1)M.Corak，“Income Inequality，Equality of Opportunity，and Intergenerational Mobility”，Journal of Economic Perspectives，2013，27(3)，pp.79-102.。當(dāng)前，我國(guó)居民人均可支配收入基尼系數(shù)仍處于收入分配差距“警戒線”之上。同時(shí)，我國(guó)居民代際收入流動(dòng)性也處于相對(duì)較低的水平。從代際收入流動(dòng)性的內(nèi)在傳遞機(jī)制來(lái)看，人力資本、社會(huì)資本、財(cái)富資本等微觀因素是驅(qū)動(dòng)代際收入流動(dòng)的主要原因(2)陳琳、袁志剛：《中國(guó)代際收入流動(dòng)性的趨勢(shì)與內(nèi)在傳遞機(jī)制》，《世界經(jīng)濟(jì)》，2012年第6期。，市場(chǎng)化程度、貿(mào)易開(kāi)放、產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張等則是影響代際收入流動(dòng)性的重要宏觀因素。在代際收入流動(dòng)性的地區(qū)差異及其影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)中，眾多基于相關(guān)分析的研究發(fā)現(xiàn)：代際收入流動(dòng)性越高的地區(qū)，公共教育資源投入往往越多(3)R.Chetty and N.Hendren，“The Impacts of Neighborhoods on Intergenerational Mobility II：County-level Estimates”，The Quarterly Journal of Economics，2018，133(3)，pp.1163-1228.。然而這是否意味著教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性有正的因果性影響，還有待更多實(shí)證研究的驗(yàn)證。

從理論來(lái)看，教育資源投入是教育人力資本積累的決定性因素，會(huì)影響代際收入流動(dòng)性。在義務(wù)教育階段，教育資源投入主要為公共教育資源投入，即政府在教育資源投入中發(fā)揮著主導(dǎo)作用，而公共教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響方向取決于公共教育資源投入與私人教育投資在人力資本積累中是替代關(guān)系還是互補(bǔ)關(guān)系。也就是說(shuō)，如果公共投入與私人投資是替代關(guān)系，那么，公共投入的增加更有利于貧困家庭子女，即公共教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性有正向影響。反之，如果公共投入與私人投資是互補(bǔ)關(guān)系，則公共教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性具有負(fù)向影響或沒(méi)有影響(4)G.Solon，“A Model of Intergenerational Mobility Variation over Time and Place”，Generational Income Mobility in North America and Europe，2004，2，pp.38-47.。運(yùn)用生均(或人均)教育經(jīng)費(fèi)支出指標(biāo)，國(guó)內(nèi)研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性具有顯著的正向影響(5)宋旭光、何宗樾：《義務(wù)教育財(cái)政支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響》，《財(cái)政研究》，2018年第2期；周波、蘇佳：《財(cái)政教育支出與代際收入流動(dòng)性》，《世界經(jīng)濟(jì)》，2012年第12期；L.Tang，S.Sun and W.Yang，“Does Government Education Expenditure Boost Intergenerational Mobility？Evidence from China”，International Review of Economics &Finance，2021，74，pp.13-22。。但現(xiàn)有研究還存在兩個(gè)方面的問(wèn)題：一是鮮有研究關(guān)注其他教育資源投入的影響，而實(shí)際上，師生比也是衡量教育資源投入的常用指標(biāo)，該指標(biāo)側(cè)重于生產(chǎn)性投入的衡量，且數(shù)據(jù)的可獲得性更強(qiáng)；二是現(xiàn)有研究在模型設(shè)計(jì)中對(duì)教育資源投入的內(nèi)生性重視不足，包括變量的測(cè)量偏差、模型的遺漏變量等。同時(shí)，對(duì)于代際收入流動(dòng)性測(cè)量時(shí)的計(jì)量問(wèn)題，雖然通過(guò)限制樣本年齡等方法對(duì)收入測(cè)量偏誤進(jìn)行了一定程度的糾正，但對(duì)于同住樣本選擇偏差問(wèn)題并未考慮。由于上述偏誤均可能導(dǎo)致教育資源投入與代際收入流動(dòng)性關(guān)系的錯(cuò)誤估計(jì)，故在國(guó)外相關(guān)研究中，教育資源投入的內(nèi)生性等問(wèn)題均受到高度重視(6)B.Biasi，“School Finance Equalization Increases Intergenerational Mobility：Evidence from a Simulated-instruments Approach”，NBER Working Paper，No.25600，2019.。

義務(wù)教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響途徑可以從兩個(gè)視角理解：一是基于異質(zhì)性分析的調(diào)節(jié)作用，即由于城鄉(xiāng)(或農(nóng)業(yè)戶口與非農(nóng)業(yè)戶口)之間在義務(wù)教育資源投入中的系統(tǒng)性差異，以及不同出生隊(duì)列面臨的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和義務(wù)教育資源投入存在系統(tǒng)性差異，導(dǎo)致義務(wù)教育資源投入對(duì)不同群體的代際收入流動(dòng)性影響不同；二是基于微觀機(jī)制的中介作用，即由于人力等資本是影響代際收入流動(dòng)性的關(guān)鍵因素，義務(wù)教育資源投入能夠通過(guò)影響人力等資本獲得的家庭背景差異進(jìn)而影響代際收入流動(dòng)性(7)從作用路徑來(lái)看，義務(wù)教育資源投入可以通過(guò)影響子代教育獲得的公平性和教育回報(bào)率的家庭背景差異來(lái)影響代際收入流動(dòng)性。。另外，不同階段的義務(wù)教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響也可能存在差異，即由于人力資本的累積效應(yīng)，早期教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性可能有更大影響。同時(shí)，作為人力資本積累的關(guān)鍵要素，教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響也可能存在非線性特征，因此，對(duì)兩者關(guān)系的探討需要更多的實(shí)證依據(jù)。

本文將全面探討義務(wù)教育資源投入與代際收入流動(dòng)性的關(guān)系及其影響機(jī)制，為政府相關(guān)部門(mén)優(yōu)化教育資源配置和制定促進(jìn)代際收入流動(dòng)性的公共政策提供有益借鑒。

二、義務(wù)教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響：研究設(shè)計(jì)與實(shí)證策略

(一)研究設(shè)計(jì)

1.教育資源投入的衡量

在教育資源投入相關(guān)研究中，衡量教育資源投入的指標(biāo)主要有兩類(lèi)：生均教育經(jīng)費(fèi)和師生比。首先，考慮到可獲取的早期生均教育經(jīng)費(fèi)指標(biāo)準(zhǔn)確度不高，本文選擇師生比指標(biāo)衡量教育資源投入。在運(yùn)用師生比指標(biāo)時(shí)，由于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異導(dǎo)致的師資水平差異，尤其是農(nóng)村和城鎮(zhèn)學(xué)校師生比指標(biāo)的不可比問(wèn)題，即農(nóng)村學(xué)校規(guī)模往往更小、師生比更高，但并不意味著教育資源投入也高，因此，需要控制城鄉(xiāng)差異和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。其次，本文選擇了省級(jí)層面教育資源投入指標(biāo)進(jìn)行衡量。一方面，盡管市縣級(jí)層面的教育資源投入能夠比較準(zhǔn)確地捕捉省內(nèi)差異，但面臨較大的自選擇問(wèn)題，即個(gè)人為接受優(yōu)質(zhì)教育資源而發(fā)生跨市縣遷移的概率更高，而微觀住戶調(diào)查數(shù)據(jù)往往沒(méi)有個(gè)人接受義務(wù)教育時(shí)的具體市縣信息，并且市縣層面的數(shù)據(jù)缺失值較多、早期數(shù)據(jù)難以獲取。比較而言，省級(jí)層面的教育資源投入的自選擇問(wèn)題較小，能夠緩解教育資源投入的內(nèi)生性問(wèn)題，同時(shí)可以獲得早期豐富的數(shù)據(jù)。另一方面，對(duì)于省級(jí)層面指標(biāo)可能面臨的加總偏誤，本文從以下視角進(jìn)行說(shuō)明：一是統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明省級(jí)層面的教育資源投入差異較大，且有研究比較了省級(jí)政府公共支出(科教文衛(wèi)支出)與縣級(jí)公共支出對(duì)代際流動(dòng)性的影響，發(fā)現(xiàn)省級(jí)指標(biāo)的作用遠(yuǎn)高于縣級(jí)(8)潘星宇、盧盛峰：《阻斷居民貧困代際傳遞：基層政府支出政策更有效嗎？》，《上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版)》，2018年第1期。，這意味著省際之間的教育資源投入有足夠的變異用于研究其影響。二是也有研究使用了省級(jí)層面公共財(cái)政投入(或人均科教文衛(wèi)支出)指標(biāo)和財(cái)政教育經(jīng)費(fèi)支出指標(biāo)考察其與代際流動(dòng)性之間的關(guān)系(9)L.Tang，S.Sun and W.Yang，“Does Government Education Expenditure Boost Intergenerational Mobility？Evidence from China”，International Review of Economics &Finance，2021，74，pp.13-22.，有一定借鑒意義。

2.代際收入流動(dòng)性的測(cè)量

在代際收入流動(dòng)性主題研究中，由于考察兩代人的持久收入，且運(yùn)用家庭調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，故常常面臨兩方面的計(jì)量問(wèn)題：一是生命周期偏誤和衰減偏差，二是同住樣本選擇偏差。生命周期偏誤是指代際收入流動(dòng)性測(cè)算時(shí)個(gè)人收入獲得時(shí)的年齡過(guò)小或過(guò)大導(dǎo)致的偏誤，衰減偏差則指收入數(shù)據(jù)存在短暫性沖擊或報(bào)告偏誤導(dǎo)致對(duì)代際收入流動(dòng)性的高估。考慮到這兩類(lèi)計(jì)量偏誤均由時(shí)點(diǎn)收入不能很好代表持久收入引致，因此本文簡(jiǎn)稱其為“收入測(cè)量偏誤”。同住樣本選擇偏差是指使用家庭調(diào)查數(shù)據(jù)測(cè)算代際收入流動(dòng)性時(shí)，由于缺失與父代不同住樣本的收入信息，從而導(dǎo)致代際收入流動(dòng)性的測(cè)量偏誤。對(duì)于生命周期偏誤，國(guó)內(nèi)研究通常采取限制樣本年齡、控制父代和子代年齡及年齡平方項(xiàng)的方法；對(duì)于衰減偏差，通常使用多年期收入均值進(jìn)行緩解。除此之外，在測(cè)量方法方面，代際收入秩相關(guān)性系數(shù)由于在緩解收入測(cè)量偏誤等方面的優(yōu)勢(shì)，在代際流動(dòng)性主題研究中運(yùn)用得越來(lái)越廣泛(10)袁青青、劉澤云：《中國(guó)居民代際收入流動(dòng)性趨勢(shì)研究》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)》，2022年第1期。。鑒于此，本文運(yùn)用代際收入秩相關(guān)性指標(biāo)測(cè)算代際收入流動(dòng)性，同時(shí)通過(guò)限定樣本年齡等方法緩解測(cè)量偏誤。對(duì)于同住樣本選擇偏差，本文運(yùn)用Heckman樣本選擇模型進(jìn)行糾正。

3.研究方法的選擇

關(guān)于教育資源投入影響代際收入流動(dòng)性的研究方法主要有兩種：一是基于教育資源投入與父代收入的交互項(xiàng)，探討兩者之間的關(guān)系(11)S.E.Mayer and L.M.Lopoo，“Government Spending and Intergenerational Mobility”，Journal of Public Economics，2008，92(1-2)，pp.139-158.。二是運(yùn)用學(xué)校財(cái)政改革等外生沖擊作為工具變量，識(shí)別教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響(12)B.Biasi，“School Finance Equalization Increases Intergenerational Mobility：Evidence from a Simulated-instruments Approach”，NBER Working Paper，No.25600，2019.。其中，在第一種方法應(yīng)用時(shí)，需要嚴(yán)格糾正教育資源投入的內(nèi)生性問(wèn)題。目前，國(guó)內(nèi)研究主要運(yùn)用第一種方法考察財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響，但對(duì)內(nèi)生性問(wèn)題并未給予足夠重視。本文則在考慮多方面內(nèi)生性來(lái)源的基礎(chǔ)上，采用交互模型的方法進(jìn)行基準(zhǔn)分析。如選取省級(jí)層面指標(biāo)緩解自選擇偏差，使用個(gè)人就學(xué)年齡對(duì)應(yīng)的教育資源投入指標(biāo)減少測(cè)量偏誤，以及通過(guò)控制省份固定效應(yīng)、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等變量來(lái)緩解遺漏變量偏誤。另外，本文也使用了工具變量法進(jìn)行估計(jì)，以確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

與已有研究相比，本文的主要貢獻(xiàn)在于：第一，運(yùn)用師生比衡量教育資源投入，并比較了不同教育階段教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性影響的差異，豐富了教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性影響的研究。第二，從戶口和出生隊(duì)列視角，考察了教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性影響的異質(zhì)性特征，對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行了有益拓展。第三，考慮了教育資源投入的多種內(nèi)生性來(lái)源，以及代際收入流動(dòng)性測(cè)算中的同住樣本選擇偏差問(wèn)題，更有效地識(shí)別了教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的因果性影響。

(二)實(shí)證策略

本文運(yùn)用2013年和2018年中國(guó)家庭收入調(diào)查(CHIP)數(shù)據(jù)和省級(jí)層面教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，在考慮了教育資源投入的內(nèi)生性、收入測(cè)量偏差和同住樣本選擇偏差等計(jì)量問(wèn)題的基礎(chǔ)上，采用Heckman樣本選擇模型，分析義務(wù)教育資源投入對(duì)我國(guó)居民代際收入流動(dòng)性的影響，并探討教育資源投入影響代際收入流動(dòng)性的異質(zhì)性和影響機(jī)制，以及不同教育階段教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響。

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的微觀數(shù)據(jù)來(lái)自于2013年和2018年CHIP數(shù)據(jù)庫(kù)。該數(shù)據(jù)庫(kù)由中國(guó)居民收入分配課題組組建，分別于1988年、1995年、2002年、2007年、2013年和2018年開(kāi)展了六次調(diào)查，調(diào)查內(nèi)容包括家庭層面信息和個(gè)人層面的教育、工作和收入等信息，并且在2007年、2013年和2018年的三次調(diào)查中采集了與戶主不同住成年子女的基本信息，同時(shí)也可以獲得部分日記賬形式記錄的收入數(shù)據(jù)。同其他大型家庭微觀數(shù)據(jù)庫(kù)一樣，CHIP數(shù)據(jù)具有全國(guó)代表性，是國(guó)內(nèi)研究代際收入流動(dòng)性相關(guān)問(wèn)題的重要數(shù)據(jù)庫(kù)之一。在以上所有年份的調(diào)查中，由于2013年和2018年的CHIP樣本可以匹配到各級(jí)教育資源投入數(shù)據(jù)，并且有統(tǒng)一口徑的可支配收入指標(biāo)，因此本文僅使用了這兩個(gè)調(diào)查年份的數(shù)據(jù)。

本文使用的教育資源投入等宏觀數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒，包括《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》(1949—2008年)、《中國(guó)教育統(tǒng)計(jì)年鑒》(1987—2019年)、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1981—2019年)及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒。其中，基于《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和《中國(guó)教育統(tǒng)計(jì)年鑒》可獲得各省份的小學(xué)和普通初中在校生數(shù)和專任教師數(shù)，基于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒可獲得各省份人均地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)、城鎮(zhèn)化率、地方財(cái)政收支、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)。需要說(shuō)明的是，雖然重慶市在1997年設(shè)直轄市，但在設(shè)市之前的數(shù)據(jù)也可以獲得。另外，對(duì)于以上各指標(biāo)的部分缺失值均采取插補(bǔ)法填充。具體使用stata軟件中的ipolate命令，其原理是通過(guò)構(gòu)造拉格朗日多項(xiàng)式來(lái)近似地模擬一組數(shù)據(jù)的函數(shù)關(guān)系。

本文的樣本選擇過(guò)程如下：首先，依據(jù)家庭成員與戶主的關(guān)系匹配戶主及其配偶與同住子女的信息，獲得戶主及其配偶作為父代、其子女作為子代的樣本。對(duì)于戶主及其配偶作為子代，其父母作為父代的樣本匹配情形，考慮到樣本量只有249個(gè)(占比4.6%)，為便于分析，本文在基準(zhǔn)分析時(shí)予以刪除，但在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分進(jìn)行了考察。其次，將子代年齡限制在23-35歲(出生于1978—1995年)，父代年齡限制在60歲及以下，并剔除父代與子代年齡差小于16歲的樣本。本文對(duì)子代和父代年齡限制的目的在于確保收入的可比性和代表性，同時(shí)為避免年齡選擇的隨意性，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，逐步將子代和父代年齡范圍限定在更小區(qū)間進(jìn)行估計(jì)。最后，剔除子代和父代年收入均小于等于0、在上學(xué)等個(gè)別異常值樣本。本文最終獲得有效觀測(cè)值5464個(gè)。

2.變量定義

本文使用的收入指標(biāo)為個(gè)人可支配收入，定義為工資性收入、經(jīng)營(yíng)凈收入、財(cái)產(chǎn)凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入的總和。其中，經(jīng)營(yíng)凈收入存在兩種情形：一是城鎮(zhèn)住戶，指非農(nóng)經(jīng)營(yíng)凈收入；二是農(nóng)村住戶(2013年含流動(dòng)人口)，指農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收入加非農(nóng)經(jīng)營(yíng)凈收入。在CHIP2018年數(shù)據(jù)中，日記賬記錄了個(gè)人層面可支配收入和各分項(xiàng)收入，但在CHIP2013年數(shù)據(jù)中，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收入僅有家庭層面數(shù)據(jù)，未統(tǒng)計(jì)到個(gè)人。因此，為統(tǒng)一收入口徑，本文借鑒已有研究的做法將2013年和2018年調(diào)查的家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收入依據(jù)家庭成員在農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)中的勞動(dòng)時(shí)間占比進(jìn)行分?jǐn)?13)汪小芹、邵宜航：《我們是否比父輩過(guò)得更好：中國(guó)代際收入向上流動(dòng)研究》，《世界經(jīng)濟(jì)》，2021年第3期。，最終獲得個(gè)人可支配收入數(shù)據(jù)。為避免總收入指標(biāo)計(jì)算時(shí)引入更多的誤差，本文并沒(méi)有再考慮使用總收入進(jìn)行研究。但在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，本文替換了勞動(dòng)收入(定義為工資性收入和經(jīng)營(yíng)凈收入總和)和工資性收入指標(biāo)進(jìn)行考察。

本文使用的教育資源投入指標(biāo)是基于個(gè)人居住省份—出生年份計(jì)算的義務(wù)教育階段師生比，即對(duì)應(yīng)個(gè)人就學(xué)階段(6-14歲)的小學(xué)和初中的加權(quán)師生比(權(quán)重取小學(xué)和初中的常用學(xué)制6年和3年)(14)實(shí)際上，應(yīng)該根據(jù)個(gè)人接受義務(wù)教育時(shí)的省份計(jì)算，但由于CHIP問(wèn)卷沒(méi)有這一信息，所以在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，本文運(yùn)用CHIP2018年數(shù)據(jù)中的個(gè)人14歲時(shí)戶口所在省份信息，考察了這一偏誤可能對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生的影響。。舉例來(lái)看：若一個(gè)人于1980年出生于北京市，理論上應(yīng)于1986—1991年上小學(xué)，1992—1994年上初中，則其義務(wù)教育階段師生比為北京市1986—1991年小學(xué)平均師生比與1992—1994年初中平均師生比的加權(quán)平均值。在這里，未按實(shí)際受教育年限匹配教育資源投入的原因是：從本文來(lái)看，超過(guò)95%的樣本接受了初中及以上教育。另外，本文還使用了基于省份—出生隊(duì)列計(jì)算的義務(wù)教育資源投入指標(biāo)用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。其中，出生隊(duì)列劃分為1975—1979年、1980—1984年、1985—1989年、1990—1995年和1995—1999年五個(gè)隊(duì)列，具體數(shù)值計(jì)算基于省份—出生年份指標(biāo)在隊(duì)列層面取均值。

為剔除通貨膨脹的影響，本文利用各省份CPI數(shù)據(jù)將2013年的所有個(gè)人收入及歷年人均GDP數(shù)據(jù)均平減至2018年的價(jià)格水平。同時(shí)，本文的收入變量最終以收入秩(收入百分位排序)衡量，并且在不同群組的分析中，收入均按百分位進(jìn)行重新排序。其中，父代收入為父親和母親收入的平均值。考慮到有研究使用父親收入作為父代收入，因此，本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分也使用了父親收入進(jìn)行估計(jì)。

除此之外，本文用到的控制變量還有：性別，定義為男性=1，女性=0；戶口類(lèi)型，將發(fā)生過(guò)農(nóng)業(yè)戶口轉(zhuǎn)換的樣本還原回農(nóng)業(yè)戶口，定義非農(nóng)業(yè)戶口=1，農(nóng)業(yè)戶口=0；城鎮(zhèn)住戶，將城鎮(zhèn)調(diào)查中發(fā)生過(guò)“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的樣本歸入農(nóng)村，同時(shí)將流動(dòng)人口歸入農(nóng)村，定義城鎮(zhèn)住戶=1，農(nóng)村住戶=0；基于省份—出生年份計(jì)算的人均GDP、城鎮(zhèn)化率和財(cái)政收支比指標(biāo)，具體計(jì)算方法與義務(wù)教育階段師生比的計(jì)算相同。

3.描述性統(tǒng)計(jì)

首先，樣本的年齡均值為27歲，年收入均值為23093元，男性比例71%，非農(nóng)業(yè)戶口比例21%，城鎮(zhèn)住戶比例30%，平均教育年限11.9年，兄弟姐妹數(shù)量1.9個(gè)；父代年齡均值為52歲，父代年收入均值為26807元。其次，基于省份—出生年份計(jì)算的師生比均值為4.84，即每100個(gè)在校學(xué)生擁有專任教師數(shù)約為五個(gè)，對(duì)應(yīng)師生比的人均GDP均值為13531元、城鎮(zhèn)化率均值為0.27、財(cái)政收支比均值為0.65，基于省份—出生隊(duì)列計(jì)算的師生比與基于省份—出生年份計(jì)算的數(shù)值相近。最后，子代的平均受教育年限為11.88年，文化程度的分布情況為：未上學(xué)0.2%、小學(xué)2.87%、初中32.85%、高中(職高/技校/中專)25.58%、大學(xué)及以上38.49%(限于篇幅，描述性統(tǒng)計(jì)的詳細(xì)信息未在文中呈現(xiàn))。

4.回歸模型

在研究教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響之前，本文首先估計(jì)代際收入流動(dòng)性大小，具體模型設(shè)定如下：

Yci=ρ0+ρ1Ypi+ρ2Ai+ui

(1)

其中，Yci和Ypi分別為子代和父代在其各自隊(duì)列的收入百分位排序(簡(jiǎn)稱“收入秩”)；ρ1為代際收入秩回歸系數(shù)，(1-ρ1)則反映代際收入流動(dòng)性大??；Ai為子代和父代的年齡及年齡平方項(xiàng)；ui為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本文設(shè)定教育資源投入影響代際收入流動(dòng)性的基準(zhǔn)模型如下：

Yci=α0+α1Ypi+α2Qi+α3Ypi*Qi+α4Xi+εi

(2)

其中，Qi為子代的教育資源投入；Ypi*Qi為父代收入與子代教育資源投入的交互項(xiàng)；α3為教育資源投入對(duì)代際收入傳遞性(或代際收入流動(dòng)性)的影響；Xi為控制變量，包括子代和父代年齡及年齡平方項(xiàng)、子代性別、戶口類(lèi)型、與教育資源投入對(duì)應(yīng)的人均GDP、城鎮(zhèn)化率和財(cái)政收支比，以及數(shù)據(jù)調(diào)查年份虛擬變量和省份固定效應(yīng)；εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。在這里，控制個(gè)人就學(xué)階段所在省份的人均GDP等指標(biāo)的目的是：盡可能控制同時(shí)影響義務(wù)教育資源投入和代際收入流動(dòng)性的變量，以緩解教育資源投入的內(nèi)生性問(wèn)題。

首先，在上述方程(2)的估計(jì)中，考慮到教育資源投入指標(biāo)為省級(jí)層面變量，即同一省份同一出生年份的教育資源投入相同，從而可能導(dǎo)致回歸殘差存在省內(nèi)相關(guān)的問(wèn)題，因此在估計(jì)中將穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤聚類(lèi)在省級(jí)層面。其次，由于本文使用同住樣本信息，故對(duì)于同住樣本選擇偏差問(wèn)題，采用Heckman樣本選擇模型進(jìn)行糾正。具體的選擇方程設(shè)定如下：

Pi=π0+π1Zi+π2Ci+vi

(3)

其中，Pi表示是否為戶主的同住子代樣本的虛擬變量，1為同住子代，0為不同住子代。Zi為子代的兄弟姐妹數(shù)量，作為選擇方程的排他性約束變量。Ci為控制變量，包括子代性別、教育年限、子代和父代的年齡及年齡平方項(xiàng)、城鄉(xiāng)住戶類(lèi)型、省份虛擬變量。在這里，兄弟姐妹數(shù)量會(huì)影響個(gè)人是否與父代同住的概率，但不會(huì)直接影響個(gè)人收入，故可以用來(lái)做選擇方程的排他性約束變量。

在具體估計(jì)中，Heckman樣本選擇模型首先通過(guò)式(3)的估計(jì)并計(jì)算得到逆米爾斯比率，然后在式(1)和(2)的估計(jì)中控制這一逆米爾斯比率。

三、義務(wù)教育資源投入影響代際收入流動(dòng)性的實(shí)證分析結(jié)果

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表1第(1)列為代際收入流動(dòng)性的估計(jì)結(jié)果，第(2)列為義務(wù)教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性影響的估計(jì)結(jié)果，分別由方程(1)式和(2)式估計(jì)得到，使用Heckman樣本選擇模型估計(jì)。另外，考慮到有研究考察教育經(jīng)費(fèi)支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響時(shí)，并沒(méi)有控制省份固定效應(yīng)和個(gè)人戶口等特征變量，因此，本文進(jìn)一步考察了不控制省份等變量的影響，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)第(3)列。

表1 義務(wù)教育資源投入與代際收入流動(dòng)性：基準(zhǔn)回歸結(jié)果

首先，從第(1)列代際收入流動(dòng)性的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，我國(guó)居民代際收入傳遞系數(shù)為0.397，即父代收入每提高1個(gè)百分位，子代收入僅提高0.397個(gè)百分位，意味著收入最高層家庭子女比最低層家庭子女的收入分布平均高40個(gè)百分位。其次，從第(2)列的基準(zhǔn)回歸結(jié)果來(lái)看，父代收入與師生比的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.062，在5%的水平上顯著，即師生比每提高一個(gè)單位，代際收入傳遞系數(shù)減小0.062。表明義務(wù)教育資源投入的增加能降低代際收入傳遞性，即促進(jìn)代際收入流動(dòng)性，也意味著增加義務(wù)教育資源投入更有利于弱勢(shì)家庭背景個(gè)人的發(fā)展。另外，從第(2)列的逆米爾斯比率系數(shù)的顯著性來(lái)看，模型存在同住樣本選擇偏差問(wèn)題，有必要使用Heckman樣本選擇模型進(jìn)行糾正。最后，從第(3)列的回歸結(jié)果來(lái)看，不控制省份等變量，會(huì)錯(cuò)誤估計(jì)義務(wù)教育資源投入與代際收入流動(dòng)性之間的關(guān)系，證實(shí)了考慮省份固定效應(yīng)等變量的必要性。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到教育資源投入與代際收入流動(dòng)性相關(guān)研究中的計(jì)量偏誤問(wèn)題，本文從三個(gè)方面對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，調(diào)整樣本范圍。首先，基準(zhǔn)回歸中使用的子代樣本年齡為23-35歲，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中分別使用了子代年齡為24-35歲、25-35歲……28-35歲等不同年齡范圍的樣本；其次，基準(zhǔn)回歸中將父代年齡限制在41-60歲，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中分別使用了父代年齡為41-59歲、41-58歲……41-55歲等年齡段的樣本進(jìn)行估計(jì)；最后，對(duì)于一個(gè)家庭有多個(gè)子代的情況，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中分別使用了只包括最年長(zhǎng)子代的樣本和將多個(gè)子代收入取均值的樣本。第二，使用不同的收入指標(biāo)。首先，使用對(duì)數(shù)收入而不是收入秩衡量父代收入和子代收入；其次，分別使用勞動(dòng)收入和工資性收入衡量父代收入和子代收入；最后，使用父親收入衡量父代收入。第三，使用不同的義務(wù)教育資源投入指標(biāo)。首先，使用個(gè)人14歲時(shí)戶口所在省份作為其接受義務(wù)教育的省份，以更準(zhǔn)確地考察義務(wù)教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響；其次，使用小學(xué)師生比和初中師生比的簡(jiǎn)單平均值衡量義務(wù)教育資源投入。以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)均表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，即義務(wù)教育資源投入的增加有助于提高代際收入流動(dòng)性。限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的詳細(xì)結(jié)果未在文中呈現(xiàn)，如需要可向作者索取。

(三)工具變量估計(jì)

表2為運(yùn)用工具變量估計(jì)的義務(wù)教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性影響的結(jié)果。其中，第(1)列為使用初中學(xué)校數(shù)作為工具變量的估計(jì)結(jié)果，第(2)列為使用滯后兩期義務(wù)教育資源投入作為工具變量的估計(jì)結(jié)果。首先，從第(1)列來(lái)看，工具變量的Kleibergen-Paap rk LM檢驗(yàn)和Kleibergen-Paap rk Wald F檢驗(yàn)結(jié)果均表明，模型不存在弱工具變量問(wèn)題。但是，內(nèi)生性檢驗(yàn)(DWH檢驗(yàn))表明，2SLS和OLS估計(jì)不存在系統(tǒng)性差異，即模型不存在內(nèi)生性問(wèn)題，且從第二階段的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，父代收入與師生比的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.064，在1%的水平上顯著，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果非常接近。其次，從第(2)列來(lái)看，使用滯后兩期義務(wù)教育資源投入作為工具變量同樣發(fā)現(xiàn)，模型不存在內(nèi)生性問(wèn)題，并且義務(wù)教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果也較為接近。因此，基準(zhǔn)回歸結(jié)論具有穩(wěn)健性。而模型不存在內(nèi)生性的可能原因是：本文在基準(zhǔn)分析時(shí)采取的一系列緩解教育資源投入內(nèi)生性的辦法發(fā)揮了有效作用，如匹配就學(xué)階段的教育資源投入、控制地區(qū)層面可能影響教育資源投入的變量等，故使基準(zhǔn)回歸的估計(jì)是可信的。

表2 義務(wù)教育資源投入與代際收入流動(dòng)性：工具變量估計(jì)

(四)異質(zhì)性分析

考慮到義務(wù)教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性影響的群體異質(zhì)性，本文進(jìn)一步對(duì)基準(zhǔn)回歸方程進(jìn)行分樣本估計(jì)，回歸結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 義務(wù)教育資源投入與代際收入流動(dòng)性：異質(zhì)性分析

首先是戶口異質(zhì)性。城鄉(xiāng)差異是我國(guó)群體間差異的主要來(lái)源，由于戶籍制度的存在，這類(lèi)差異又可以分為戶口差異和居住地差異。在分析這兩類(lèi)差異時(shí)，均需要將樣本還原至戶口和居住地變換之前的狀態(tài)，否則分樣本的估計(jì)會(huì)存在選擇偏差問(wèn)題?？紤]到CHIP問(wèn)卷調(diào)查了個(gè)人戶口轉(zhuǎn)換信息，所以本文關(guān)注戶口差異。從表3第(1)和(2)列來(lái)看，義務(wù)教育資源投入對(duì)農(nóng)業(yè)戶口群體的代際收入流動(dòng)性有顯著正向影響，但對(duì)非農(nóng)業(yè)戶口群體的代際收入流動(dòng)性沒(méi)有影響。這意味著對(duì)于農(nóng)業(yè)戶口群體，義務(wù)教育資源投入的增加有助于其代際收入流動(dòng)性的增強(qiáng)。因此，可以通過(guò)提高這類(lèi)群體的義務(wù)教育資源投入來(lái)縮小城鄉(xiāng)收入差距。而關(guān)于義務(wù)教育資源投入影響代際收入流動(dòng)性的戶口差異，可能的原因是農(nóng)業(yè)戶口群體對(duì)義務(wù)教育資源投入的獲取能力相對(duì)較弱，所以從其中獲得的邊際收益更大。另外，本文也通過(guò)將城鎮(zhèn)住戶調(diào)查中經(jīng)歷過(guò)“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的樣本和流動(dòng)人口樣本放入農(nóng)村住戶進(jìn)行分樣本估計(jì)，同樣發(fā)現(xiàn)義務(wù)教育資源投入對(duì)還原后的農(nóng)村住戶代際收入流動(dòng)性有顯著正向影響。限于篇幅，該結(jié)果未在文中呈現(xiàn)，如需要可向作者索取。

其次是出生隊(duì)列異質(zhì)性。將樣本劃分為1980—1989年和1990—1995年出生的兩個(gè)出生隊(duì)列，分別稱為“80后”和“90后”，可以考察不同時(shí)期的義務(wù)教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響是否存在系統(tǒng)性差異。從表3第(3)和(4)列來(lái)看，義務(wù)教育資源投入對(duì)“80后”和“90后”的代際收入流動(dòng)性均有顯著正向影響，但對(duì)“80后”的影響要大于“90后”，表明義務(wù)教育資源投入對(duì)“80后”代際收入流動(dòng)性有更大的促進(jìn)作用。這意味著對(duì)于年輕群體，通過(guò)教育資源投入來(lái)促進(jìn)代際收入流動(dòng)性愈加困難。

(五)影響機(jī)制分析

教育、遷移和健康是人力資本投資的主要形式，如果義務(wù)教育資源投入能夠減弱父代收入對(duì)子代人力資本獲得的影響，則能夠促進(jìn)代際收入流動(dòng)性?；诖?，本文進(jìn)一步分析義務(wù)教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響機(jī)制。其中，遷移由個(gè)人是否獲得城市非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)來(lái)衡量，有非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)為1，否則為0；健康變量則是個(gè)人主觀評(píng)價(jià)指標(biāo)(17)個(gè)人當(dāng)前的健康狀況可能受個(gè)人收入影響，故嚴(yán)格意義上講，這并不是一個(gè)好的影響機(jī)制。但限于數(shù)據(jù)，本文假定個(gè)人評(píng)價(jià)的健康狀況在受收入影響前后比較恒定。，設(shè)置為良好及以上為1，否則為0。表4為機(jī)制分析估計(jì)結(jié)果。

表4 義務(wù)教育資源投入與代際收入流動(dòng)性：機(jī)制分析

首先，從第(1)列來(lái)看，父代收入與師生比的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，表明義務(wù)教育資源投入的增加能夠減弱父代收入對(duì)子代受教育年限的影響，即能夠促進(jìn)教育獲得的機(jī)會(huì)公平。其次，從第(2)列來(lái)看，在控制子代受教育年限的情況下，父代收入與師生比的交互項(xiàng)仍然顯著為負(fù)，表明義務(wù)教育資源投入的增加能夠減弱父代收入對(duì)子代非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)獲得的影響，進(jìn)而促進(jìn)代際收入流動(dòng)性。這意味著即使兩個(gè)人有相同的受教育年限，但獲得更多義務(wù)教育資源投入的個(gè)人也將獲得更大的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)。最后，從第(3)列來(lái)看，在控制子代受教育年限的情況下，父代收入與師生比的交互項(xiàng)并不顯著，表明義務(wù)教育資源投入并沒(méi)有通過(guò)健康獲得途徑影響代際收入流動(dòng)性。可能的原因是：一方面，健康的收入回報(bào)相對(duì)較低，故教育資源投入的影響途徑可以忽略；另一方面，由于群體間的健康差異并不大，所以無(wú)法識(shí)別出顯著影響。

(六)不同教育階段教育資源投入的影響

基于數(shù)值模擬方法，有研究發(fā)現(xiàn)早期教育投資比中后期教育投資對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響更大(18)D.Restuccia and C.Urrutia，“Intergenerational Persistence of Earnings：The Role of Early and College Education”，American Economic Review，2004，94(5)，pp.1354-1378；J.Yang and M.Qiu，“The Impact of Education on Income Inequality and Intergenerational Mobility”，China Economic Review，2016，37，pp.110-125.。因此，本文進(jìn)一步估計(jì)了不同教育階段教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響。表5第(1)和(2)列分別為小學(xué)和初中教育資源投入影響代際收入流動(dòng)性的估計(jì)結(jié)果。從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，小學(xué)和初中階段的教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性均有顯著正向影響，但小學(xué)階段教育資源投入的影響大于初中階段。小學(xué)階段教育資源投入影響更大的可能原因是：相比于初中階段，小學(xué)階段學(xué)校教育投入對(duì)家庭教育投資的替代作用更大，即盡管初中也屬于義務(wù)教育階段，但家庭教育投資在決定個(gè)人收入方面起到更大的作用，公共教育資源投入的調(diào)節(jié)作用相對(duì)減弱。

表5 不同教育階段的教育資源投入與代際收入流動(dòng)性

結(jié) 語(yǔ)

本文運(yùn)用2013年和2018年中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)和省級(jí)層面的教育統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，考察了義務(wù)教育階段教育資源投入對(duì)我國(guó)居民代際收入流動(dòng)性的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，義務(wù)教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性有顯著正向影響，這一結(jié)論在調(diào)整樣本范圍、替換收入指標(biāo)和內(nèi)生性處理等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。第二，義務(wù)教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響具有異質(zhì)性，即對(duì)農(nóng)業(yè)戶口群體的代際收入流動(dòng)性有顯著正向影響，但對(duì)非農(nóng)業(yè)戶口群體的代際收入流動(dòng)性沒(méi)有影響，以及對(duì)于“80后”代際收入流動(dòng)性的正向影響要大于對(duì)“90后”的影響。第三，影響機(jī)制分析表明，義務(wù)教育資源投入通過(guò)減弱父代收入對(duì)子代受教育年限和非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)的影響來(lái)促進(jìn)代際收入流動(dòng)性。第四，分教育階段來(lái)看，小學(xué)階段教育資源投入對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響大于初中階段。

基于以上結(jié)論，本文得到如下政策啟示：首先，提高我國(guó)義務(wù)教育階段的教育資源投入，尤其是縮小小學(xué)教育資源投入的地區(qū)差距，有助于促進(jìn)代際收入流動(dòng)性。同時(shí)，這一啟示也是我國(guó)深入推進(jìn)義務(wù)教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展的政策訴求。其次，提高義務(wù)教育資源投入能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)戶口群體的代際收入流動(dòng)性，進(jìn)而有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)同發(fā)展。這意味著在城鄉(xiāng)收入差距仍然較大的背景下，提高公共教育資源投入可以彌補(bǔ)農(nóng)業(yè)戶口弱勢(shì)群體在教育投資中的不足。最后，義務(wù)教育資源投入可以促進(jìn)教育機(jī)會(huì)公平和非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)的公平性，進(jìn)而促進(jìn)代際收入流動(dòng)性。換言之，教育的充分供給和良好的就業(yè)態(tài)勢(shì)更能為義務(wù)教育資源作用的發(fā)揮產(chǎn)生積極影響。