家庭成分對代際流動性的影響

楊金峰

內容摘要：本文用2002年的CHIPS數據，對城市的收入代際彈性進行了估計，發現介于0.27-0.32之間，且非常顯著；進一步利用土改時家庭成分劃分的數據，對家庭成分的影響做了量化分析，筆者認為其增強了代際流動性。

關鍵詞：代際流動 家庭成分 城市 戶口

文獻回顧

關于代際流動的定義，學術界有多種闡釋。有一種觀點認為是子輩在經濟社會地位的分配中所處的位置相對于其父輩位置變動的程度，其研究方法主要是考察社會流動性變化。也有人依據子輩的經濟排名獨立于父輩的程度，通行的方法是分析代際收入彈性，或者通過姓氏特征進行判別（郝煜，2013；陽義南、連玉君，2015）。本文采納第二種定義，并用代際相關系數作為衡量指標。一般而言，在穩定、健康的社會中，代際相關系數介于0.1-0.7之間。如北歐國家大致處于0.1-0.3之間，英美約為0.4-0.5左右，中國在0.6左右，拉美則更高（郝煜，2013）。利用家庭成分進行研究的文獻較少，國內來看，佐藤宏與李實（2008）考察了家庭成分的劃分對教育代際流動的影響，發現地主及富農家庭16-18歲的孩子受教育水平顯著高，進而認為教育的代際傳遞性較高。改革開放之前，我國的企事業單位內存在“子承父業”的接班制度（“子女頂替就業制度”），1978年以后，為解決返城知青就業問題，仍延續了五年左右，期間辦理退職、退休的約有1220萬人，子女頂替的達到900萬人，這部分人的職業代際流動性接近于1（王愛云，2009；姚佳勝，2014）。

研究方法及數據

本文采用2002年的CHIP（中國家庭收入項目調查）數據，來源于國家統計部門專業的調查收集，調查內容集中在包括生產、收入、就業、消費等方面。之所以采用2002年的城市數據，是由于僅在2002年存在家庭成分劃分調查，且無法從農村家庭收入中分離出個體收入。

傳統上我國是男性為主導的社會結構，雖然新中國成立后“男女平等”的思想得到倡導，但2002年之前，基本趨勢并未發生劇烈改變，男性戶主的收入在家庭總收入中占比很高。

從表1可以看到，子輩平均收入為6032元，遠低于父輩的平均收入11318元，同時其標準差也小于父輩，這主要是由于工作年限的差別所致，符合現實狀況。子輩平均年齡為23歲，父輩的平均年齡為51歲，代際年齡差別為28歲，這可能與計劃生育、晚婚晚育政策的推行有關。因為在所用數據為城市家庭，獨子家庭占比為89.2%，兩個子女的占比僅為10.7%。此外，筆者計算了每個家庭父母平均年齡與子女年齡差，介于19-48歲之間。從數據來看，存在不少統計錯誤及不適合計算代際收入彈性的情況，如單親或無孩家庭、子女年齡大于父母等，我們對此類情況進行了剔除，并排除離異等因素的影響。

表2為不同階層的收入及人力資本差別。根據戶主父母的成分信息，判定戶主家庭的成分：如果雙方皆為貧農，則判定為貧農成分；其他情況則為貧農家庭成分。戶主的成分情況：貧農階層為4952名，占比為80.78%；地主階層為1178名，占比為19.22%。

計算父輩收入對子輩收入的影響的幅度，其核心估計方程如下：

y1=α+βyy0+ε （1）

其中，y1代表子輩對數收入，y0代表父輩對數收入，β0即為代際收入彈性。當然，我們更關心的是家庭成分劃分，因而在方程中加入交叉項如下：

y1=α+βyy0+γland+μy0*land+ε （2）

其中，land是一個代表是否為地主階層的二元變量，地主階層為1，貧農階層為0。一般認為，個人收入與年齡、年齡的平方、教育年限有很大關系，因而將子輩教育年限、子輩與父輩的年齡加入到估計方程中：

y1=α+βyy0+γland+μy0*land+τX+ε （3）

由于所用數據為2002年截面數據，而一個人的收入與其所處的生命歷程階段有關，在X中包含了子輩年齡、父輩年齡及兩者平方項。一般文獻認為，子輩收入還與家庭的人脈、工作年數、健康狀況、教育年限直接相關（陳琳、沈馨，2016），筆者也考慮了這些變量。

回歸結果及分析

首先，基于（1）式進行回歸，且采納父親-全體子女（不平均）這一配對，只看子輩收入與父輩收入、家庭成分及后者交叉項的關系，可以發現，地主階層這一身份給子輩收入帶來顯著的正向影響，但交叉項顯著為負，表明對于地主階層，父輩對子輩的收入影響受到了削弱。表3第（2）-（3）列，增加了對父子年齡的控制，發現不能對上述影響帶來大的變化。當表3第（4）-（5）列考慮了教育年限及是否在改革開放后出生，地主階層中的代際彈性稍有強化，且顯著性降低。第（6）列，加入了全部變量，和（4）-（5）列的結果類似。

從表3可以看出，我國城市的代際收入彈性約為0.27-0.32，說明城市的社會流動性較高，暫時沒有固化的危險。

在四個回歸中，交叉項“家庭成分*父輩收入”在10%的水平上顯著，且系數穩定在-0.18～-0.38之間，表明家庭成分確實能對代際流動系數造成顯著影響。相比于土改時家庭貧窮的階層，那些較為富裕的階層，其子輩與父輩收入的相關性更弱。

此外，只有涉及兒子或父親出現的配對，才能看到較為顯著的家庭成分系數，而存在母親或單獨考察女兒的配對中，家庭成分的影響并不顯著，這符合家庭成分的判定規則—隨父原則。

結論

中國是否能跨越“中等收入陷阱”還面臨進一步考驗，著力增強社會的流動性、防止社會階層固化顯得極為重要。本文用2002年的CHIPS數據，對代際收入彈性進行了估計，得到結果在0.27-0.32之間。更進一步，研究家庭成分如何影響代際收入彈性，得到的結果顯示劃分為地主階層的家庭，父輩收入對子女的傳遞受到了削弱。

家庭成分發揮影響是通過背后能夠調動的資源達到的，反觀當前某些城市的戶籍限制，與此種制度安排有異曲同工之妙，但卻是向著強化代際傳遞的方向起作用，優質的教育、醫療等資源向本地戶籍傾斜，造成不同戶籍的人員所能達到的人力資本積累上的分化。

綜上所述，在新的時期，為了避免出現階層固化，調動社會各方面的積極性，應當通過放松戶籍管制、教育醫療資源適當向低收入階層傾斜并引導其改變固有觀念，盡量追平對子輩在教育、健康、情商培育等方面的人力資本投資。

參考文獻：

1.陳琳，沈馨.父代關系與代際收入流動：基于教育和就業的視角.南方經濟，2016（5）

2.高菊村，蘇小波等.關于土地改革時毛澤東家庭成分劃分問題的歷史考證.黨的文獻，2013（6）

3.郝煜.中國的長期社會流動性，1645-2010：姓氏方法.經濟資料譯叢，2013（2）

4.王愛云.試析中華人民共和國歷史上的子女頂替就業制度.中共黨史研究，2009（6）

5.王學龍，袁易明.中國社會代際流動性之變遷：趨勢與原因.經濟研究，2015（9）

6.徐俊武，張月.子代受教育程度是如何影響代際收入流動性的？—基于中國家庭收入調查的經驗分析.上海經濟研究，2015（10）

7.陽義南，連玉君.中國社會代際流動性的動態解析—CGSS與CLDS混合橫截面數據的經驗證據.管理世界，2015（4）

8.姚佳勝.子女頂替就業政策影響下教育目的變遷及政策因應—基于教育公平的視域.當代教育科學，2014（5）

9.佐藤宏，李實.中國農村地區的家庭成份、家庭文化和教育.經濟學（季刊），2008（4）