中国城镇居民教育与收入代际流动的关系研究，本文主要内容关键词为：中国论文,城镇居民论文,收入论文,关系论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
教育与收入公平是教育经济学研究的一个重要课题。依据收入分配所针对的主体，收入公平可细分为代内收入公平和代际收入公平。其中，代内收入公平是指同一代社会成员之间的贫富差距较小，而代际收入公平则是指子代收入的多寡并非由父代收入这一先赋性因素所决定，而是更多地取决于子代本身的后致性因素，如其能力、教育程度和健康程度等。当前国内外有关教育与收入公平关系的实证研究更多关注教育对促进代内收入公平的作用，研究者对于教育促进收入代际公平功能的探讨并不多见。
收入代际流动程度是衡量代际收入公平的一个重要指标。具体来说，一个社会的收入代际流动程度愈小，表明父代收入这一先赋性因素对子代收入的影响就愈大，收入代际也就愈不公平；反之，一个社会的收入代际流动程度越大，说明父代收入这一先赋性因素对子代收入的影响就越不明显，而子女本身的教育等后致性因素对子代收入的影响可能更为突出，收入代际也就越公平。因此，探讨父代收入等先赋性因素和子代教育等后致性因素对子女收入的影响，有助于我们深刻理解教育与代际收入公平之间的关系。
近年来，伴随着中国逐步实现由计划经济体制向市场经济体制的转型，中国原有单一的公有制形式正逐渐过渡成为“以公有制为主体，多种经济形式并存”的经济体制，原有“大锅饭”的绝对平均主义分配模式也正日益被按劳分配方式所取代。与之相应，中国城镇居民原有的利益格局正在发生深刻的变化，不同群体之间的贫富差距也在逐步扩大。① 收入差距的扩大使得拥有较多经济资本的家庭可以通过各种途径，比如为子女提供更多更好的就业机会，或者为子女提供更为直接的财政支持等，使其子女在经济收入上依然保持较为明显的优势地位，从而使得代际收入不公平在两代人之间可能得以不断延续。在此情形下，教育作为弱势群体向上跃升的一个重要工具，其促进收入代际流动，保证收入代际公平的职能尤其值得关注。
在传统的计划经济体制下，中国并不存在现代意义上的劳动力市场，劳动者的工作年数是决定其工资收入的主要因素，而其教育水平和能力在其中的作用甚微。此外，在计划经济体制下，劳动者的流动性相对较弱，劳动者在初次就业时所确定的职业往往成为其一生所从事的职业，难以改变。这些均使得教育所具有的提高劳动者收入的功能无法得以充分发挥。改革开放后，随着整个社会的日益开放，劳动力市场的竞争性和流动性日渐增强，凝聚在劳动者身上的人力资本的价值可以通过在劳动力市场中的竞争和流动得以充分体现。教育作为最重要的人力资本，其提高劳动者收入的功能也得以较大程度的实现。伴随着科技进步和社会发展，近些年来，一些新兴的社会地位较高的职业和行业不断涌现，这些新兴职业和行业的收益相对较高，同时它们对从业人员的教育程度也有一定的要求。这可能使得接受过较高程度教育的劳动者子女，尤其是那些接受过较高程度教育的低收入家庭子女有更多的机会进入这些新兴行业和职业，以提高他们的收入，从而有利于发挥教育促进收入代际流动的功能。
有鉴于此，本文旨在验证以下四个研究假设：
（1）中国城镇居民收入代际存在较为明显的传递效应；
（2）与父代收入这一先赋性因素相比，子代教育这一后致性因素对其收入的影响更大；
（3）中国城镇居民子女，尤其是低收入家庭的子女，其受教育年数的增加有助于其进入最高收入组群；
（4）随着市场化水平的提升，中国城镇居民子女受教育年数的增加对其进入最高收入组群的作用日益增强。
二、已有收入代际流动研究
代际流动包括代际的城乡流动、职业流动、行业流动和代际的收入流动等。20世纪90年代以前，国外有关代际流动的研究主要集中探讨职业的代际流动问题。90年代以后，相关研究已将研究重心从职业代际流动转移到收入代际流动。其原因在于许多学者认为收入作为社会成员所拥有的重要经济资源，并不能被劳动者所从事的职业完全反映。其理由有三：一是同一职业的劳动者，收入未必相同；二是职业一般反映的是劳动者长期的收入，它不能完全等同于劳动者的短期收入；三是即使父子的职业相同，但由于社会经济等因素的影响，两代人的收入可能不尽相同。因此，一个社会的职业代际流动与其收入的代际流动状况可能存在一定的差异，有时甚至会迥然相反。
Solon于1992年所撰写的Intergenerational Income Mobility in the United States一文是收入代际流动研究的经典之作。自这篇论文发表之后，许多经济学家和社会学家对收入代际流动问题进行了更为详尽的研究。这些研究结果的代际收入弹性系数② 归纳如表1所示。
（一）国别研究
Solon利用美国PSID（Panel Study of Income Dynamics）调查中有关代际收入的数据，通过建立父代收入与子代收入的回归模型分析在控制了年龄等因素后，父代收入对子代收入的影响。Solon的研究共建立了三个计量模型：其一，仅用1967年父亲的收入和1984年儿子的收入作为衡量父代和子代收入的指标，分析父代收入对子代收入的影响；其二，用1967年—1971年五年父亲收入的均值和1984年儿子的收入作为衡量父代和子代收入的指标，分析收入的代际流动现象；其三，通过引入父亲受教育年数的工具变量，分析父代与子代收入的关系。研究结果发现，收入代际弹性系数第一个模型为0.386，第二个模型为0.413，第三个模型为0.526，收入代际的继承性较强，而流动性较弱。③
Elizabeth对美国收入代际流动状况的研究结果与其他有关美国收入代际流动状况的研究结果存在较大的差异。他通过对美国国家追踪调查数据（NLS）中相关变量的分析，发现美国收入代际流动性较强。在控制了父代的受教育程度和种族等因素后，父代收入对子代收入的影响相对较小，只有0.228；父代收入的对数只能解释子代收入对数变化的9％～11％。④
Couch和Lillard认为，许多收入代际流动的研究在选取样本时，将收入为0的样本剔除在外的做法不甚合理。有鉴于此，他们同样利用美国PSID调查的数据，将收入为0的样本加入回归模型中；另外，他们选取父亲一年的收入，并分别选取儿子一年和四年的平均收入作为衡量代际收入的主要变量（Solon与之相反，他分别选取父亲一年和四年的平均收入，并选取儿子一年的收入作为衡量代际收入的主要变量）。其研究结果表明：在考虑收入为0的样本后，美国收入代际流动性明显增强，父代收入对子代收入的影响相对较小。另外，父亲收入对儿子短期收入的影响，比对儿子的长期收入的影响更大。⑤ 而Solon研究发现父亲长期收入对儿子收入的影响，比父亲短期收入对儿子收入的影响更大。
Corak和Heisz认为，不同收入组群父亲的收入对子女收入的影响可能存在较大的差异。他通过分析加拿大有关个人收入与纳税状况的相关数据，将父亲五年内的年均收入以1美元、100美元、1000美元和3000美元为分界点，将样本量分成4个组进行对比。其研究结果表明：总体上加拿大的收入代际效应不是很强，四个组群的收入代际弹性系数都略高于0.2，分别为0.228、0.227、0.237和0.242，这说明父亲的年收入越高，其对子女收入的影响就越大。⑥
Aughinbaugh采用与Solon相同的研究方法，同样利用PSID调查的相关数据，同样选取子代在1951年—1956年这五年出生的人群，父亲的收入同样选取1967年—1971年的收入。其唯一与Solon不同之处在于他选取儿子在1989年的收入，而Solon选取的是儿子在1984年的收入。其比较结果发现：美国收入的代际影响明显增强，如果只用1967年的收入来衡量父亲收入，其收入代际弹性系数由1984年的0.386增长到0.397；如果选用1967年—1971年收入的平均数来衡量父亲收入，其收入代际弹性系数由1984年的0.413增长到0.466。⑦
（二）国际比较
Bjorklund和Jantti利用瑞典生活水平调查的相关数据，选择与Solon同样的计量模型，分析瑞典收入的代际流动状况，并将其与美国收入代际流动状况进行比较。其结果指出：瑞典父代收入对子代收入的影响相对较小，其收入代际弹性系数为0.282，明显小于美国的0.386。⑧
Solon通过对比各国已有的收入代际流动的研究结论，发现大部分有关美国和英国收入代际流动状况研究所计算出的代际弹性系数均在0.4以上，而大部分有关瑞典和加拿大收入代际流动状况研究所计算出的代际弹性系数均在0.3以下。由此，他得出美国和英国收入的代际流动性比加拿大和瑞典等国稍弱，其收入分配更不公平的结论。⑨
（三）性别比较
现有关于男女性别收入代际流动的对比研究并不多见，Dearden和Mchin对英国的研究，以及Chadwick和Solon对美国的研究是其中比较具有代表性的研究，他们的实证研究结果大相径庭。
Dearden和Mchin等人利用一项有关英国发展研究的调查数据，通过选取父亲1974年的收入和子女1991年的收入建立计量模型，对比父亲收入对子女收入的影响差异。研究表明，美国存在较强的收入代际效应，父代对子代的影响因子女性别的不同略微有些差异，父亲收入对儿子收入的影响略小于对女儿收入的影响，二者OLS的回归系数分别为0.428和0.455；引入工具变量（父亲职业地位）后，二者分别变成0.439和0.481。⑩
Chadwick和Solon利用美国PSID调查中的数据，通过截取1968年出生，1992年有收入的父亲和女儿、父亲和儿子的配对样本。通过对比父亲收入对子女收入的影响差异，发现父亲收入对儿子收入的影响大于对女儿收入的影响，二者的收入代际弹性系数分别为0.535和0.429。(11)
（四）历史比较
Levine和Mazumder利用美国国家跟踪调查数据（NLS）和社会调查数据（GSS），通过建立收入代际流动的计量模型，对比1980年和1993年的代际流动状况。其研究结果发现，1980年收入代际弹性系数为0.217，1993年上升至0.414，收入代际的继承性有所加强，而流动性有所减弱。(12)
Nam与前面学者不同，他通过建立二元Logistic回归模型探讨美国收入的代际流动问题。他利用美国PSID的调查数据，根据收入将人群分成高收入组和低收入组；根据年龄将样本人群分成1969年出生人群组和1979年出生人群组。以子代收入是否为高收入组或低收入组为因变量，以父代收入的组群、年龄、人种、子女年龄组群、父代收入组群和子女年龄组群的交互变量等为自变量，建立二元logistic回归模型，对比两个年龄组收入代际流动的变化趋势。研究结果发现，近十年来，美国社会的收入不公平现象依旧非常严重，高收入人群的子女依然是高收入的可能性越来越大；而低收入人群的子女成为高收入组群的可能性随着时间的推移没有改观，其摆脱父亲影响，进入高收入组群的可能性依然很小。(13)
（五）简单评述
综合以上国外有关收入代际流动的研究，可以发现这些研究大都在探讨父代收入对子代收入的影响，而分析教育与收入代际流动关系，探讨教育促进收入代际流动功能的研究则相对较少。另外，这些研究主要集中在对发达国家，如美国、英国、加拿大和瑞典等国的情况进行分析，而对发展中国家收入代际流动状况的研究则较少涉及。这些发达国家收入代际流动的研究结果表明，父代收入对子代收入具有较大的影响，并且父代的年收入越高，其对子代收入的影响也就越大。此外，不同国家收入代际流动状况的对比结果发现，美国和英国收入的代际传递性强于加拿大和瑞典。也就是说，与瑞典和加拿大相比，美国和英国的收入分配不公平在代际之间传递的现象更为明显。
与国外收入代际流动研究工作的开展形势相比，中国学术界现有关于代际流动问题的研究主要集中在对职业代际流动的研究，对收入代际流动的研究则并不多见。其主要原因可能在于：在20世纪90年代初期以前，甚至在改革开放之后的十几年内，由于市场经济体制还未完全确立，中国居民的收入差距相对较小，因此收入的代际流动问题并没有引起国内学者的关注。而到90年代后，随着市场经济体制的逐步确立，中国居民贫富差距日益扩大。联合国开发计划署2005年公布的统计数字显示，中国2002年的基尼系数为0.45（国际公认的基尼系数警戒线是0.4），占总人口20％的最贫困人口占收入和消费的份额只有4.7％，而占人口20％的最富裕人口占收入和消费的份额高达50％，收入分配不平等问题将会成为制约中国经济发展和社会稳定的一大问题。(14) 在此情况下，现阶段中国居民的收入不平等在代际是否具有明显传递的趋势也日益引起人们的关注。有鉴于此，本文的实证研究部分将在分析中国现阶段的收入代际流动特点的基础上，重点探讨教育促进收入代际流动的功能，以及这一功能随中国市场化水平的提高所呈现的变化趋势。
三、数据说明
本文主要采用北京大学教育经济研究所《中国城镇居民教育与就业情况调查—2004》的数据。本次调查样本涉及中国12个省市，分别为北京、浙江、广东、辽宁、湖北、安徽、山西、黑龙江、贵州、四川、陕西和甘肃。本次调查共有7522对代际数据。
由于本文在后面的实证分析部分将会探讨中国城镇居民教育促进代际流动的功能随市场化水平的提高所呈现出的变化规律，所以本文将按照中国市场经济体制的完善程度，把子女找寻工作的年代分为1978年前（计划经济时代）、1979年～1991年间（计划经济与市场经济并存）和1992年后（市场经济时代），并根据这一标准将调查样本分为三个子样本。其中，子女找寻工作的年代在1978年前的代际对应样本共有2382对，在1979年～1991年间的代际对应样本共有2422对，在1992年后的代际对应样本共有2718对。
四、研究方法
（一）衡量收入代际流动程度的指标
本文将在采用收入的代际继承性指数、代际流动性指数、代际流入指数和流出指数(15) 等指标的基础上，特别引入了收入的代际弹性系数来分析中国城镇居民收入的代际流动特点。
收入代际弹性系数主要用于衡量父代收入对子代收入的影响程度。收入代际弹性系数值越大，说明父亲收入对子女收入的影响程度就越大，整个社会收入的代际流动程度就越小；相反，收入代际弹性系数值越小，说明父亲收入对子女收入的影响程度就越小，整个社会收入的代际流动程度就越大。本文主要选用美国经济学家Solon在其研究收入代际流动的经典文献Intergenerational Income Mobility in the United States中提出的收入代际流动模型，来计算中国城镇居民的收入代际弹性系数。(16) 收入代际流动模型如下：
（二）通径分析
在影响子女收入的因素当中，先赋性因素（如父亲收入）和后致性因素（如子女教育状况）的影响哪一个更大？为解决这一问题，本文将引入通径分析技术，探讨教育与收入代际流动的关系。
通径分析是一种探索系统因果关系的统计方法，其着眼点主要在变量之间作用系数的分解上。(17) 这种统计方法通过引入中介变量，将一个变量对另一个变量的总作用分解成两个变量之间的直接作用和通过中介变量所起的间接作用，并可以通过标准化的回归系数进行直接作用和间接作用大小的比较。通径模型如下所示：
五、中国城镇居民收入代际流动的特点
为分析中国城镇居民收入代际流动的特点，笔者分别根据父亲和子女收入的高低，将父亲和子女的收入进行四等分，即由高至低分为四个组群：高收入组群、中等偏上收入组群、中等偏下收入组群和低收入组群。2004年中国城镇居民四个收入组群的代际流动状况如表2所示。另外，笔者还将2004年父代和子代收入的对数、工作年数和工作年数的平方项带入前面的收入代际弹性系数计量模型中，回归结果如表3所示。综合表2和表3的统计结果，可以发现中国城镇居民收入代际流动状况具有如下三个特点。
1.中国城镇居民收入存在较为明显的代际传递现象。表2显示城镇居民四个收入组群的代际继承性指数均明显大于1，(18) 且其均值为1.35；四个收入组群的代际流动性指数均值小于1，为0.89；四个收入组群的流入指数／流出指数均小于1，且平均值都为0.89。这意味着中国城镇居民收入代际虽然存在一定的流动性，但收入的传递现象更为明显。
表3 2004年中国城镇居民收入代际弹性系数
收入代际弹性系数
总体0.320
最高收入组群0.231
中等偏上收入组群 0.020
中等偏下收入组群 0.024
最低收入组群0.378
注：因变量为子女收入对数，显著性水平均为0.01。
2004年中国城镇居民收入代际弹性系数的回归结果同样也表明城镇居民父亲的收入对子女的收入具有较大的影响。表3显示总体的收入代际弹性系数为0.320，意味着父亲的年收入每提高1％，子女的年收入将增加0.320个百分点。父亲工作年数和子女工作年数项的回归系数均大于0，且显著性水平小于0.01，说明父亲和子女工作年数的增加有助于提高子女的收入。
2.两端收入组群的代际流动较为封闭，中间两个收入组群的代际流动较为活跃。在四个收入组群当中，最高收入组群和最低收入组群的代际继承性指数分别为1.55和1.52，大于中等偏上和中等偏下收入组群的1.15和1.16。与此同时，在四个组群的代际流入指数中，中等偏上和中等偏下收入组群的代际流入指数均为0.95，明显高于最高收入组群的0.82和最低收入组群的0.83；而在四个组群的代际流出指数中，中等偏上和中等偏下收入组群的代际流出指数分别为0.94和0.96，高于最高收入组群的0.8和最低收入组群的0.85。这些统计数据说明：在中国城镇居民当中，父亲如果是最富或最穷收入人群，其子女继续滞留在相应两端收入组群的可能性较大；而父亲如果是中等偏上或中等偏下收入人群，其子女流动到其他收入组群的可能性相对较大。
不同收入组群的父亲收入对子女收入的代际弹性系数同样也证实了中国城镇居民两端收入组群的代际流动较为封闭，中间两个收入组群的代际流动较为活跃的特点。在父亲分属最高收入、中等偏上收入、中等偏下收入和最低收入这四个收入组群的收入代际弹性系数中，父亲为最低收入组群的收入代际弹性系数最高，达0.378；最高收入组群其次，其收入代际弹性系数为0.231；相形之下，父亲为中等偏上和中等偏下收入组群的收入代际弹性系数较小，仅为0.02和0.024。这意味着父亲收入对子女收入的影响在两端收入组群，即最高收入组群和最低收入组群表现得尤为明显；而对于中间收入组群，如中等偏上和中等偏下收入组群，父亲收入对子女收入也具有显著的正向影响，但相对较小。换句话说，对于最高收入组群的子女而言，父亲的高收入能够为其收入的提高提供更多的保护和促进作用；对于最低收入组群的子女而言，父亲的低收入有碍于其收入的提高；而对于中间收入组群的子女而言，父亲收入的多少对其收入的影响相对较小。
3.收入代际流动范围存在较为明显的分割。与职业和行业流动相似，中国城镇居民收入的代际流动范围也呈现较为明显的分割特征。在四大收入组群中，最高收入组群的子女除了囿于与父亲相同的收入组群之外，其唯一具有明显流动倾向的是流向中等偏上收入组群，其流向中等偏下和最低收入组群这两个低收入人群的可能性非常小。中等偏上收入组群的流动性较强，其向上可流向最高收入组群，向下可流向中等偏下收入组群，并且流向前者的可能性略微大于流向后者的可能性。相形之下，中等偏下和低收入组群的子女更多地被困于低收入人群中。其中，中等偏下收入组群的子女唯一流动的可能性是向下流动到最低收入组群，而最低收入组群的子女除了滞留在与父亲相同的最低收入组群之外，其唯一能够流向的也仅是中等偏下的收入组群，其流向最高和中等偏上收入组群的可能性非常小。
以上的分析结果表明，中国城镇居民收入在代际存在较为明显的传递效应，多数子女依然滞留在与父亲相同的收入组群。与此同时，中国城镇居民收入在代际之间也具有一定的流动性，但其流动范围存在较为明显的分割特征，最高收入和中等偏上这两个高收入人群之间的代际流动性都比较强；最低收入和中等偏下这两个低收入人群之问的代际流动性也比较强；而高收入和低收入人群之间的代际流动性则比较弱。另外，中国城镇居民收入的代际流动还呈现一个非常有意思的特点：两端收入组群的代际流动匮乏，中间收入组群的代际流动频繁，即最高收入和最低收入这两端组群之间的代际流动较少，而中等偏上和中等偏下这两个中间收入组群之间的代际流动性较大。
六、中国城镇居民教育促进收入代际流动的功能
（一）子女收入的影响因素
本部分主要探讨父亲收入这一先赋性因素和子女教育这一后致性因素对子女收入的影响，所以收入通径分析模型主要考虑父亲收入、子女教育和子女收入这三个变量。其中，父亲收入主要由父亲2004年收入来测度，子女教育主要由子女受教育程度来衡量，子女收入主要由子女2004年收入来测量。通径系数的计算结果如表4所示，通径图如图所示。
表4 收入的通径系数
自变量
因变量
父亲收入 子女教育
子女教育0.129
子女收入0.159 0.189
收入通径图
收入通径分析的结果表明，父亲收入这一先赋性因素和子女教育这一后致性因素对子女收入均具有显著影响。前者的通径系数为0.159，后者的通径系数为0.189，说明与父亲收入这一先赋性因素相比，子女教育这一后致性因素对子女收入的影响更大。
父亲收入对子女收入的影响可以分解为父亲收入对子女收入的直接影响和父亲收入通过影响子女教育继而影响子女收入的间接影响。其中，父亲收入对子女收入的总影响为父亲收入对子女收入的简单回归系数，为0.183；父亲收入对子女收入的直接影响为0.159，占总影响的比例为86.9％；父亲收入通过影响子女教育继而对子女收入产生的间接影响为0.129乘以0.189，乘积为0.024，间接影响占总影响的比例为13.1％。换言之，父代收入对子代收入的影响更多地表现为直接影响，其通过影响子女教育继而影响子女收入的间接影响相对较弱。也就是说，教育在其中具有一定的复制原有经济地位的功能，但这种复制功能相对较弱。
（二）教育对子女进入最高收入组群的作用
在上部分中，笔者将父亲收入和子女收入分别进行四等分，分成最高收入组群、中等偏上收入组群、中等偏下收入组群和最低收入组群。为分析子女教育对其进入最高收入组群的作用，笔者建立一个二元logistic回归模型：
模型的因变量为“子女收入是否为最高收入组群”的二分类变量，如果子女收入为最高收入组群，二分类变量的值为1；如果子女收入并非为最高收入组群，二分类变量值为0。自变量有子女的受教育年数、父亲的受教育年数以及三个有关父亲收入组群的虚拟变量（最高收入组群、中等偏上收入组群和中等偏下收入组群，最低收入组群为收入组群虚拟变量的参考变量）。
表5的回归结果表明，子女受教育程度的提高有助于其进入最高收入组群。子女受教育程度的B值为0.171，B的反对数值为1.186，说明子女的受教育年数增加一年，其进入最高收入组群的加权机会比例将增加18.6％，这意味着在控制了父亲受教育程度和父亲收入等家庭背景因素后，子女受教育年数的增加有助于提高其进入最高收入组群的可能性。
表5的回归结果还表明，不同收入组群的子女进入最高收入组群的可能性存在较大的差异。父亲是最高收入组群的exp（B）为3.639，说明最高收入组群的子女进入最高收入组群的可能性是最低收入组群子女的3.6倍；父亲是中等偏上收入组群的exp（B）为2.188，说明中等偏上收入组群的子女进入最高收入组群的可能性是最低收入组群子女的2.2倍；父亲是中等偏下收入组群的exp（B）为1.795，说明中等偏下收入组群的子女进入最高收入组群的可能性是最低收入组群子女的1.8倍。换言之，最高收入组群的子女继续雄踞最高收入组群的可能性明显高于其他三类收入组群的子女。中等偏上和中等偏下收入组群的子女进入高收入组群的可能性在四个收入组群中位居中间层次，低于最高收组群的子女，但却高于最低收入组群的子女。相形之下，最低收入组群作为整个社会收入分配的最弱势群体，其子女要想摆脱父代收入的影响，进入最高收入组群的难度相对较大。
表5 影响子女进入最高收入组群因素二元logistic模型的回归结果(19)
B值 显著性水平
exp(B)
子女受教育程度
0.171
0.000 1.186
父亲在最高收入组群 1.292
0.000 3.639
父亲在中等偏上收入组群 0.783
0.000 2.188
父亲在中等偏下收入组群 0.585
0.000 1.795
最高收入组群*子女教育 -0.054
0.000 0.947
中等偏上收入组群*子女教育
-0.018
0.001 0.982
中等偏下收入组群*子女教育
-0.014
0.001 0.986
1979—1991年间*子女教育 0.031
0.000 1.032
1992年后*子女教育 0.050
0.000 1.051
截距项 -3.989
0.000 0.019
父亲所属收入组群的虚拟变量与子女受教育年数的三个交互项的回归结果表明，不同收入家庭的子女所接受的教育对其进入最高收入组群的作用存在一定的差异。父亲为最高收入组群的虚拟变量和子女受教育年数的交互项的回归系数为-0.054，B的反对数值为0.947；父亲为中等偏上收入组群的虚拟变量和子女受教育年数的交互项的回归系数为－0.018，B的反对数值为0.982；父亲为中等偏下收入组群的虚拟变量和子女受教育年数的交互项的回归系数为－0.014，B的反对数值为0.986。说明最低收入组群劳动者的子女接受教育对其进入最高收入组群的作用是最高收入组群劳动者子女教育作用的exp（0.054），即1.06倍；是中等偏上收入组群劳动者子女教育作用的exp（0.018），即1.02倍；是中等偏下收入组群劳动者子女教育作用的exp（0.014），即1.01倍。也就是说，在四类收入组群的劳动者子女当中，教育最有利于促进最低收入家庭劳动者的子女向上流动到最高收入组群。
为了进一步比较教育对于不同收入组群的子女进入最高收入组群的作用，本文将对父亲收入为最高收入组群、中等偏上收入组群、中等偏下收入组群和最低收入组群这四类样本分别进行二元logistic回归。模型的因变量为子女是否在最高收入组群，自变量为子女的受教育年数。回归结果显示，最低收入组群子女的受教育年数的exp(B)值最高，为1.226；中等偏上和中等偏下这两个中间收入组群的子女受教育年数的exp（B）值居中，分别为1.150和1.162；最高收入组群的子女受教育年数的exp（B）值最小，为1.127。四类样本的回归结果与父亲收入组群和子女受教育年数交互项的回归结果完全一致。这意味着：与其他三类收入组群的子女相比，最低收入家庭的子女受教育程度的提高更有利于其进入最高收入组群。
收入通径分析的结果表明，子女受教育程度这一后致性因素对子女收入的影响，比父亲收入这一先赋性因素的影响更大。二元Logistic计量回归模型的结果同样也表明，子女受教育年数的增加，有助于其进入最高收入组群。此外，不同收入组群的子女教育对其进入最高收入组群的作用对比结果发现，在四类收入组群的子女中，最低收入组群子女受教育年数的提高对其实现经济地位的跃升最为有利。换言之，教育有利于促进低收入家庭的子女向上流动成为高收入人群，从而有助于促进收入的代际流动。也就是说，在中国城镇，教育虽然在一定程度上在复制原有的经济地位体系，但从总体上看，教育有助于促进弱势经济地位家庭的子女实现经济地位的跃升，与教育复制原有经济地位体系的功能相比，教育促进收入代际流动的功能更强。
七、中国城镇居民教育促进收入代际流动功能的变化趋势
为分析教育促进收入代际流动的功能随中国城镇市场化水平的提升所呈现的变化趋势，笔者将构建1979年～1991年间这一时间虚拟变量与子女受教育年数，以及1992年后这一时间虚拟变量与子女受教育年数的交互项（时间虚拟变量以1978年前为参考变量）。这两个交互项的回归结果显示（见表5），前一交互项的B值为0.031，B的反对数值为1.032；后一交互项的B值为0.050，B的反对数值为1.051。说明1979年～1991年间子女教育对其进入最高收入组群的作用是1978年前的1.032倍，到1992年后则扩大为1.051倍。
为更详细对比三个时段教育促进收入代际流动的功能所存在的差异，本文根据子女第一找寻工作的时间，将调查数据分成1978年前、1979年～1991年间和1992年后三个部分分别进行二元logistic回归。回归结果同样证实了研究假设四（见表6），即随着市场化水平的提升，子女受教育的增加对其进入最高收入组群的作用日益增强。其中，1978年前子女受教育程度的exp(B)值为1.232，说明子女受教育年数每增加一年，其进入最高收入阶层的加权机会比例将增加23.2％；1979年～991年间子女受教育程度的exp(B)值略微上升至1.242，1992年后子女受教育程度的exp(B)值继续上升至1.269。说明子女受教育年数每增加一年，在1979年～1991年间，其进入最高收入阶层的加权机会比例将增加24.2％；在1992年后，其进入最高收入阶层的加权机会比例将增加26.9％。
为探讨三个时段当中，最低收入组群子女接受教育对其进入最高收入组群的作用的变化趋势，笔者在三个时间段样本中均构建了父亲为最低收入组群这一虚拟变量和子女受教育程度的交互变量。回归结果显示（见表6）：在三个时间段样本中，1978年前交互变量的系数为0.048；1979年—1991年间交互变量的系数为0.034，无法通过显著性水平检验；1992年后交互变量的系数为0.067。这说明1978年前，最低收入组群劳动者子女接受教育对其进入最高收入组群的作用是其他收入组群的exp(0.048)，即1.049倍；1979年～1991年间二者无显著性差异；到1992年后前者对后者的优势略微上升至exp(0.067)，即1.069倍。这意味着教育促进弱势经济地位家庭的子女向上流动到最高收入组群的功能，随着中国城镇市场化水平的提高而日趋明显。
表6 三个历史时段教育对子女进入最高收入阶层作用的对比
1978年前 1979年—19911992年后
exp(B) 年间exp(B) exp(B)
子女受教育程度 1.232***
1.242***
1.269***
父亲为最高收入组群
2.865***
2.987***
5.090***
父亲为中等偏上收入组群 1.999***
1.926***
2.642***
父亲为中等偏下收入组群 1.971***
1.555* 1.875***
父亲为最低收入 1.049**1.035 1.069***
组群*子女教育
截距项 0.013***
0.017***
0.006***
注：***表不显著性水平为0.01，**表不显著性水平为0.05，*表示显著性水平为0.1，父亲为最低收入组群*子女教育表示父亲是否为最低收入组群的虚拟变量和子女受教育年数的交互变量。
以上分析结果表明，教育作为一种重要的代际流动机制，其促进收入代际流动，尤其是促进低收入家庭的子女实现经济地位跃升的功能，随着市场化水平的提升呈现日益增强之趋势。对于造成这一趋势的原因，笔者试图进行如下猜测和解释。
1.市场化水平的提高有助于提高教育收益。教育作为一种人力资本，其通过提高劳动生产率继而提高劳动者收入的前提条件是劳动力市场必须是完全竞争和充分流动的。在传统的计划经济体制下，中国并不存在严格意义上的劳动力市场，劳动者初次就业所确定的职业往往会伴其一生，终生难以改变；另外，在计划经济体制下，影响劳动者收入的决定性因素主要是其工作年数，而非其教育水平。在这种普遍缺乏竞争和流动的情况下，个人教育与收入之间的关系就难以得到充分实现。(20) 改革开放后，随着市场化水平的提升，劳动力市场的竞争性和流动性有所增强，劳动者的收入更多由个人能力而非工作年数所决定，在此情况下，凝聚在劳动者身上的人力资本的价值就得以相对充分的体现。这使得在改革开放后，尤其是在1992年开始参加工作的子代自身教育水平的作用得以充分发挥，有助于提高其收入，从而有利于促进收入的代际流动。
2.高收入的新兴职业和行业对从业人员的受教育程度有一定要求。改革开放后，随着市场化水平的提升和科学技术的不断进步，社会地位较高的新兴职业及收益较高的新兴行业层出不穷，这些新兴职业和行业知识含量较高，所以它们对从业人员的受教育程度的要求也相对较高。这使得接受过较高程度教育人群的子女，尤其是接受过较高程度教育的低收入人群子女有更多的机会进入这些高收入的新兴职业和行业，从而顺利地从较低收入组群中流出，并向上流动到经济地位较高的收入组群。
3.随着市场化水平的提升，后致性因素在个人经济地位实现过程中的作用不断增强。伴随着中国市场化水平的提升，整个社会开放性愈来愈强，个人的后致性因素在其社会地位和经济地位获得过程中扮演越来越重要的作用。此外，因计划生育政策而空余出的和因农民工进城而创造出的高收入职业和高收益行业岗位，以及因“接班和顶替”现象取消后而空余出的高收益行业岗位，更青睐于接受过一定程度教育的城镇居民劳动者的子女。这为接受过较高程度教育的低收入群子女提供了更多进入这些高收入的职业和行业岗位工作的机会，从而有助于其实现经济地位的代际跃升。
八、结论及启示
本文利用北京大学教育经济研究所《中国城镇居民教育与就业情况调查—2004》的数据，首先通过收入代际继承性和流动性指数、收入代际弹性系数等指标分析中国城镇居民收入代际流动的特点；而后运用通径分析技术和二元Logistic回归模型探讨教育促进收入代际流动的功能；最后分析教育的这一功能随中国市场化的提高所呈现出的变化趋势，并对相关研究结果进行原因解释。研究结论归纳如下。
1.中国城镇居民收入代际之间存在较为明显的传递效应，多数子女依然滞留在与父亲相同的收入组群。并且，中国城镇居民收入代际流动还呈现两端收入组群的代际流动较为封闭，中间两个收入组群的代际流动较为活跃的特点。
2.与父亲收入这一先赋性因素相比，子女教育这一后致性因素对其收入的影响更大。此外，中国城镇居民子女，尤其是低收入家庭的子女，其受教育年限的增加有助于其进入最高收入组群。换言之，在中国城镇，教育作为一种重要的代际流动机制，有助于促进弱势经济地位家庭的子女实现经济地位的跃升，具有较强的促进代际流动的功能。
3.随着市场化水平的提升，教育促进收入的代际流动，削弱收入分配不公平在代际之间传递的程度，改善整个社会收入公平状况的功能日益增强。其原因可能在于：市场化水平的提高有助于提高教育收益；高收入的新兴职业和行业对从业人员的受教育程度有一定要求；随着市场化水平的提升，后致性因素在个人经济地位实现过程中的作用不断增强。
当前，中国正处于从传统的计划经济体制向市场经济体制的转型时期。在这一转型时期当中，伴随经济的高速增长，社会成员之间的收入差距日益扩大，社会阶层的分化亦日趋严重。这些因素不利于中国经济的长远发展和社会的长期稳定，有碍中国和谐社会的构建。本文的研究结果表明：教育作为一种重要的代际流动机制，有助于促进收入的代际流动，有利于避免收入不平等在代际之间的传递，有益于促进社会公平。换言之，在中国，教育能够增加劳动者子女，尤其是出身于社会经济地位较低人群子女的人力资本，以弥补其在先赋性因素方面的竞争劣势，使其具有相对公平的就业平台，从而为其提供进入高收入阶层的机会。这将有助于促进社会各收入阶层的流动，有利于社会关系的重构，使得整个社会系统具有足够的平衡性和动力保持良性运转，进而有益于促进社会经济快速、有序、健康的发展和维持国家的长治久安。有鉴于此，政府要在发掘教育经济价值的同时，也应该重视教育所具有的促进代际收入公平的社会功能。
注释：
① 许欣欣.从职业评价与择业趋向看中国社会结构变迁[A].李培林，等．中国社会分层[C].北京：社会科学文献出版社，2004.
② 收入代际弹性系数主要衡量父代收入对子代收入的影响程度，收入代际弹性系数的计算方法在研究方法部分将有详细解释。
③(16) Solon,G.Intergenerational Income Mobility in the United States[J].The American Economic Review,1992,No.3.
④ Elizabeth,H.Peters.Patterns of Intergenerational Mobility in Income and Earnings[J].the Review of Economics and Statistics,1992,Volume 74,No.3.
⑤ Couch,A.Kenneth & Lillard,R.Dean.Sample Selection Rules and the Intergenerational Correlation of Earnings[J].Labor Economics,1998,Volume 5,Issue3.
⑥ Corak,Miles & Heisz,Andrew.The Intergenerational Earnings and Income Mobility of Canadian Men Evidence from Longitudinal Income Tax Data[J].the Journal of Human Resources,1999,Volume 34,No.3.
⑦ Aughinbaugh,Alison.Reapplication & Extension Intergenerational Mobility in the United States[J].Labor Economics,2000,Volume 7,Issue 6.
⑧ Bjorklund,Anders & Jantti,Markus.Intergenerational Income Mobility in Sweden Compared to the United States[J].the American Economic Review,1997,Volume 87,No.5.
⑨ Solon,G.Cross-Country Differences in Intergenerational Earnings Mobility[J].the Journal of Economic Perspectives,2002,Volume 16,No.3.
⑩ Lorraine Dearden,et al.Intergenerational Mobility in Britain[J].the Economic Journal,1997,Volume 107,No.440.
(11) Chadwick,Laura & Solon,Gary.Intergenerational Income Mobility among Daughters[J].the American Economic Review,2002,Volume 92,No.1.
(12) Levine,David I.& Mazumder,Bhashkar.Choosing the Right Parents:Changes in the Intergenerational Transmission of Inequality Between 1980 and the Early 1990s[A].Working Paper Series[C].Federal Reserve Bank of Chicago,2002.
(13) Nam,Yunju.Is America Becoming More Equal for Children Changes in the Intergenerational Transmission of Low and High Income Status[J].Social Science Research,2004,Volume 33,Issue 2.
(14) 中国新闻网．经济全球化是贫富差距祸首？应打破垄断消除不公[EB/OL].http://www.chinanews.com.cn/news/2005/2005-09-29/8/632704.shtml.
(15) 代际流动性和继承性指数、代际流入和流出指数等指标说明详见郭丛斌、丁小浩：《职业代际效应的劳动力市场分割与教育的作用》，载《经济科学》，2004年第3期。
(17) 郭志刚．社会统计分析方法——SPSS软件应用[M].北京：中国人民大学出版社，2003.
(18) 代际继承性／流动性指数等于1，表示不同收入组群的代际流动机会完全不受家庭经济地位的影响。代际继承性指数越大于1，表示子女滞留在与父亲相同收入组群的可能性就越大；代际流动性指数越大于1，表示子女流向与父亲不同收入组群的可能性就越大；某一收入组群的代际流入指数大于1越多，表示整个社会的子代流入这一收入组群的可能性就越大；某一收入组群的代际流出指数越大于1，表示父亲隶属这一收入组群，其子代流入其他收入组群的可能性就越大。
(19) 因变量为子女的收入是否为最高收入组群，最高收入组群*子女教育表示父亲是否为最高收入组群的虚拟变量和子女受教育年数的交互变量；中等偏上收入组群*子女教育表示父亲是否为中等偏上收入组群的虚拟变量和子女受教育年数的交互变量；中等偏下收入组群*子女教育表示父亲是否为中等偏下收入组群的虚拟变量和子女受教育年数的交互变量；1979年-1991年间*子女教育表示子女是否在1979年-1991年间第一次找到工作的虚拟变量和子女受教育年数的交互变量；1992年后*子女教育表示子女是否在1992年后第一次找到工作的虚拟变量和子女受教育年数的交互变量。
(20) 陈晓宇．论中国高等教育成本补偿[D].北京大学教育学院博士论文，1999.