中國居民婚姻狀況與代際收入流動性研究

摘 要：本文基于中國家庭收入項目調查2013（CHIP2013），測算了離異和非離異家庭的代際收入彈性，用絕對的數值說明父母婚姻狀態對代際收入流動性的影響。此外，本文還計算了離異和完整家庭的收入轉換矩陣，用數值探討了兩種家庭代際收入流動性的趨勢，定性地說明父母婚姻狀態對代際收入流動方向的影響。

關鍵詞：離異和完整家庭;代際收入流動性;代際收入彈性;收入轉換矩陣

中圖分類號：F014.44文獻標識碼：A文章編號：1008-4428（2019）07-0176-04

一、 引言

黨的十九大把新時代中國社會主要矛盾概括為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間的矛盾。十九大報告強調在“同時”和“同步”中提高人民教育。即堅持在經濟增長的同時實現居民收入同步增長，在勞動生產率提高的同時實現勞動報酬同步提高。但是，居民收入增長的同時，收入不平等的現象仍然十分明顯。2018年，中國基尼系數為0.474，仍然高于0.4的國際警戒線。基尼系數僅僅是從靜態視角反映了結果的不平等。要反映一個社會公平與否，還要從動態的視角，通常用代際收入流動性來反映。比起結果的不平等，代際收入流動性則更好地反映了機會的不平等。

在中國，代際收入流動性減弱已成為非常嚴重的問題，具體表現為代際收入的流動性降低，收入的代際傳遞固化（Deng et al.，2012）。一旦收入代際傳遞固化，收入差距必定將進一步拉大。社會底層人群會因此感知到缺乏向上層流動的機會，就可能喪失“努力讓下一代過上好生活”的動機，這將對一國經濟的長期可持續發展產生嚴重的負面影響。

此外，近些年來，隨著經濟的發展，中國離婚率也一直在攀升。中國2007年離婚率為1.59%，2017年已高達3.15%，在短短的十年間上升了98.1%。父母婚姻的破裂對子代有著巨大的影響，離異家庭孩子的生活環境，無論是經濟環境還是認知環境都比完整家庭孩子差，進一步導致收入比同齡人差（Astone & McLanahan， 1991），長此以往，必然會引發各種社會問題，不利于社會的穩定和發展。在20世紀，國外的一些學者就已經將高離婚率和本國的代際收入流動性相結合研究的案例（Bratberg & Rieck & Vaage， 2014）。

國外已經有不少學者研究了離婚對子代、代際收入流動性的影響。Blau & Duncan（1967）通過研究發現，離異家庭孩子受教育程度會比完整家庭孩子低，相應地，他們的職業地位和收入水平都比同齡人低。Amato & Keith（1991）通過對比分析得出離異家庭孩子更可能出現高中輟學，懷孕和青少年失業等情況（Gruber，2004）。Bjorklund & Chadwick（2003）使用瑞典數據，同時將數據分為兒子—父親和兒子—繼父兩組，得出兒子—父親的收入相關性與他們一起生活時間的長短成正比，但都比另一組收入相關性高。Fertig（2004）使用PSID數據發現子代與父親的收入相關性隨婚姻時間的增加而減弱，子代與母親的收入相關性則相反。目前，國內對于離婚家庭的研究主要集中在離婚對子代教育發展和心理健康、犯罪行為等方面。紀桂萍（1995）通過對70名離異家庭的兒童和70名完整家庭兒童的實驗，發現父母婚姻的破裂對兒童的情緒、心理、智力甚至成就都有一定的影響，尤其是對男孩子的影響尤為顯著。毛海東和楊曼麗（2003）認為父母婚姻的破裂對子代是一種有決定性作用的變化，具體表現為：錯誤的異性觀點;不健全的婚姻動機;理想化的婚姻期望;不負責任的婚姻態度;專制型的婚姻觀念。然而，隨著觀念的進步，郭珊珊（2005）發現父母離婚的確會對子代的生活福利和身心健康發展造成消極的影響。然而，父母婚姻的破裂，在一定程度上，也使得子代擺脫了家庭的困擾，給子女的成長創造了一個新的機會（張思齊，2017）。

隨著經濟的發展和觀念的進步，基于中國不斷攀升的離婚率和國外已有的文獻，研究不同婚姻狀態下代際收入流動性的差別就十分有必要了。因此，需要進一步完善相關理論分析框架，是對以往研究的有效補充。

二、 數據介紹、處理

本文所用數據為中國家庭收入調查（CHIP），該調查是由中外研究者共同組織的、關于“中國收入和不平等研究”的組成部分，由國家統計局協助完成。本文使用的是最新的CHIP2013。CHIP2013的樣本覆蓋了從15個省份126個城市234個縣區抽選出的18948個住戶樣本和64777個個體樣本，其中包含7175戶城鎮住戶樣本、11013戶農村住戶和760戶外來務工住戶樣本，具有較好的全國代表性。由于本文所要研究的問題，必須首先形成父代（父親和母親）與子代的有效樣本配對。因此，本文采取了如下四種配對方式形成有效配對樣本：完整家庭的父親及其子代;完整家庭的母親及其子代;離婚家庭的父親及其子代;離婚家庭的母親及其子代。

為了形成上述有效的配對，本文首先對所有家庭樣本中父代和子代的信息進行分離，然后將同屬一個家庭的父代、子代數據進行合并，從而獲得兩代人的有效配對。接著結合以往的研究以及CHIP數據自身的情況，選擇父代和子代合適年齡段的勞動力。對于父代，參考中國勞動人口的基本特征，本文設定父親勞動力的年齡上限是60歲，母親勞動力的年齡上限為55歲。對于子代，由于本文樣本中包含一定量的農村樣本，因此本文選擇成年以后（18歲及以上）年齡段的子代勞動力。最后，本文剔除了存在異常值的樣本。經過以上的處理，本文一共獲得了4468個有效配對樣本。表1則給出了完整家庭和離婚家庭中父代和子代樣本收入（取對數后的結果）、年齡等關鍵變量的統計結果。

三、 理論模型介紹

（一）計量模型測算代際收入彈性

以往的研究表明，測算彈性的過程中存在生命周期偏誤，即選擇不同年齡段的樣本，可能會得出不一致的結果。Haider & Solon（2006）認為父輩收入的選擇時段最好是其勞動年齡的中期。此外，如果用父代某一年的單一收入代替持久性，可能存在向下的偏誤，即暫時性收入偏誤。但是，由于所要研究的是父母不同的婚姻狀態對代際收入流動性的影響，即暫時性收入偏誤對四組的影響是一樣的，即每一組的估計結果都是同比例地向下偏誤。因此，這種影響在本文中可以被忽略。結合上述，本文將父親劃分為40—50歲、50—60歲兩個年齡段，將母親劃分為40—50歲、50—55歲兩個年齡段。由于收入會和年齡緊密相關，因此，本文在回歸方程中加入了父代和子代的年齡以及年齡的平方，來達到控制年齡的效應。本文估計代際收入彈性的基本方程為：

其中，lny1i為第i家庭子代的收入，lny0i為第i家庭父親或母親的收入。β為代際收入彈性，β的值介于0到1，β的值越大，代際收入流動性越小。age1i為第i家庭子代的年齡，age0i為第i家庭父親或母親的年齡。

（二）代際收入轉換矩陣

本文運用代際收入轉換矩陣，考察婚姻對社會代際流動方向的影響。

轉換矩陣Pi，j=pi，j（x，y）中的x和y分別是父親或母親和兒子或女兒的收入，x→y表示分布從父母的x轉換到子代的y，矩陣中每個元素Pi，j表示父母處于第i收入組的家庭中，子代位于第j收入組的概率。其計算方法是，首先將父母群體和子代群體樣本按其收入水平分別從低到高劃分為n個收入階層，本文根據周興，王芳（2014）將收入劃分為五等份，然后標出每個家庭樣本中所處的收入階層。然后以父母的收入為基準，計算出在每一收入階層的家庭中，子代處于各收入階層的家庭所占的比重。最后將每一個收入階層的計算結果按矩陣形式排列就可以得到代際收入轉換矩陣。如下式所示：

四、 實證結果分析

（一）代際收入彈性回歸結果分析

代際收入彈性的回歸結果如表2、表3所示。表2為完整家庭的代際收入彈性估計結果，表3為離婚家庭的代際收入彈性估計結果。回歸結果均表明中國代際收入流動性減弱的趨勢，說明父母的收入對子代收入的影響是不斷加強的。本文首先對完整家庭和離婚家庭代際收入彈性的總體情況展開估計。然后為了減少生命周期偏誤，按照第三部分的劃分，測算不同年齡組的代際收入彈性，以便考察估計結果的穩健性。但是，總的來說，總樣本涵蓋了各個年齡段，是對各年齡段估計結果的一個平均，可能反而更能反映總體的代際收入流動情況，尤其是在本文離婚家庭樣本量有限的情況下。

以表2中的完整家庭為例，從總體來看，父親—子代的代際收入彈性為0.278，母親—子代的代際收入彈性為0.253;從各個年齡段的子樣本來看，父親—子代的代際收入彈性分別為0.359和0.253，母親—子代的分為0.291和0.236。無論是從總體，還是從各個年齡段的子樣本來看，父親—子代的代際收入彈性均略大于母親—子代（E Bratberg & KME Rieck & K. Vaage，2014）。對中國而言，出現這一結論的背后原因在于：受中國傳統的“男主外，女主內”的因素影響。雖然近些年來，出現了很多所謂的“奶爸”，但是對于絕大部分完整家庭而言，家庭收入主要還是來自父親。對大部分家庭而言，在孩子成長過程中，母親更多的作用可能是陪伴。父親在孩子心目中，尤其是在兒子心目中，擁有絕對的威嚴和崇拜。因此，父親的收入對子代的收入影響可能更大。但是，在無論是父親—子代還是母親—子代的代際收入彈性被低估的情況下，估計結果均表明中國的代際收入流動性還是比較低的（Solon，1992;Zimmenman，1992）。對于表3的離婚家庭而言，在總樣本中，母親—子代的代際收入彈性為0.433，父親—子代的代際收入彈性為0.305。無論是從總樣本，還是各個年齡段的子樣本來看，母親—子代的代際收入彈性均明顯大于父親—子代的代際收入彈性。這說明，在母親擁有撫養權的前提下，母親的收入或者經濟資源對子代收入是有絕對影響的。總的來看，無論是父親—子代還是母親—子代的代際收入流動性都較弱。

無論是從總樣本，還是從各個年齡段的子樣本來看，完整家庭父親或者母親與子代的代際收入彈性均小于離婚家庭父親或母親與子代的代際收入彈性（40—50歲父親—子代代際收入彈性除外）。這說明較完整家庭來說，離婚家庭的代際收入流動性更低。在中國總體的代際收入流動性較低的情況下，對中國離婚家庭而言，這種更弱的代際收入流動性可能會進一步加劇社會的不公平。其原因在于，離婚家庭的家庭總收入比完整家庭更低，尤其是在母親是監護人的情況下。陳一筠（2000）通過對北京市100多對離異父母的調查，發現有高達85%的子代在父母離婚之后的監護人是母親。離異母親的收入更低，收入來源更加不穩定。在家庭經濟壓力增大的情況下，作為監護人的母親對子女的學業和教育的幫助和教導可能會大大減少，進一步導致子代收入的惡化。

（二）代際收入轉換矩陣結果分析

從表4和表5可以看出完整家庭和離婚家庭各個分組情況下的代際收入流動情況。以表5中的離婚家庭為例，我們可以看出父親、母親收入處于第一分組的子代仍然處于第一分組的概率為28.57%和30.77%，這說明相當大比例的離婚家庭子代仍然沒有擺脫貧困階層。同時，我們也可以發現，進入最高收入階層的概率是十分低的，分別為14.29%和7.69%。反過來看，當父親和母親處于收入最高階層，有41.67%和16.67%的子代繼承了父親和母親的最富裕階層，約有1/2和4/5的子代跌出了最高收入階層。父親和母親收入處于第二、 三分組的子代分別有23.53%、19.23%和33.33%、10%跌入了最低收入分組，有35.29%、42.31%和26.66%、30%的子代收入進入了較高階層（四，五階層），代際收入流動趨勢是向下的。父親和母親收入階層處于第四分組的子代收入進入到最高階層的分別為28.57%和33.33%，有接近1/2和2/3的子代跌入了較低收入階層（一，二，三階層），代際收入流動趨勢是向下的。通過分析可以發現，離婚家庭的代際收入流動性總體是向下的。除此之外，離婚家庭中，在子代處于最低收入階層中，出身最低收入階層的子代所占的比重最高（28.57%和30.77%），而在子代處于最高收入階層中，出身最高收入階層的子代所占的比重最高或次高（41.67%和16.67%）。通過以上的分析，對比離婚家庭父親—子代和母親—子代兩組收入轉換矩陣可以發現，跟母親生活在一起的子代進入高收入階層的概率更低，并且更加容易跌入低收入階層，這可能是因為母親的收入來源相對于父親來說，更加不穩定，同時收入水平也比較低。母親可能往往需要花費更多的時間來獲得收入，陪伴孩子的時間就相對的少了，不利于孩子的成長教育。

完整家庭的代際收入流動情況與離婚家庭相比有一些類似的規律，比如低收入階層具有較低的收入流動性，進入到高收入階層的概率很低;高收入階層具有較高的代際收入傳遞性，子代進入高收入階層的概率要遠遠大于出身其他收入階層的子代。這表明，無論是離婚家庭還是完整家庭，低收入階層出身的子代收入向上流動確實存在著一定的壁壘，均出現了高收入階層固化的現象。但是完整家庭和離婚家庭在收入流動性方面也存在著一定的差異。例如，完整家庭父親處于第一收入分組的子代向上流動的概率為61.76%，要小于離婚家庭的子代（71.43%），而完整家庭母親處于第一收入分組的子代向上流動的概率為65.87%，要大于離婚家庭的子代（69.23%）。通過對比分析可以發現，完整家庭父親處于低收入階層，子代進入高收入階層的概率相比離婚家庭較低，父親處于高收入階層，子代留在高收入階層的概率相比離婚家庭也比較低，與母親—子代的情況恰恰相反。隱藏在這種現象的背后原因可能是家庭結構的改變。在完整家庭中，父親承擔的角色往往是家庭經濟支撐者，陪伴撫育孩子的時間和精力十分有限。相反，一旦父親承擔了離婚后的監護人，經濟壓力相對來說沒有很大，反而會花費更多的時間撫育子代。這種結果可能意味著，隨著離婚率的上升，傳統的完整家庭的父親—子代的代際收入彈性可能會下降。造成這種現象的原因可能不是因為家庭經濟，而是因為家庭結構的改變。

五、 結論

本文通過CHIP2013數據，測算了離異和非離異家庭的代際收入彈性，用絕對的數值說明父母婚姻狀態對代際收入流動性的影響，結果發現：完整家庭父親或者母親與子代的代際收入彈性均小于離婚家庭父親或母親與子代的代際收入彈性（40—50歲父親—子代代際收入彈性除外）。較完整家庭來說，離婚家庭的代際收入流動性更低。在中國總體的代際收入流動性較弱的情況下，家庭總收入更低的離婚家庭更弱的代際收入流動性可能會進一步加劇社會的不公平，尤其是在母親是監護人的情況下。

最后，本文還計算出了離異和完整家庭的收入轉換矩陣，用數值表明了兩種家庭代際收入流動性的趨勢，定性地說明父母婚姻狀態對代際收入流動方向的影響，研究發現：無論是離婚家庭還是完整家庭，低收入階層出身的子代收入向上流動確實存在著一定的壁壘，均出現了高收入階層固化的現象。完整家庭父親處于低收入階層，子代進入高收入階層的概率相比離婚家庭較低，父親處于高收入階層，子代留在高收入階層的概率相比離婚家庭也比較低，與母親—子代的情況恰恰相反。而造成這種現象的原因，可能是因為家庭結構的改變。

參考文獻：

[1]Amato P R，Keith B.Parental divorce and the well-being of children：A Meta-analysis[J].Psychol Bull，1991（110）：26-46.

[2]Bjorklund A，Chadwick L.Intergenerational income mobility in permanent and separated families[J].Economics Letters，2003（80）：239-246.

[3]E Bratberg，KME Rieck，K.Vaage.Intergenerational earnings mobility and divorce[J].Journal of Population Economics，2014，27（4）：1107-1126.

[4]Fertig A.Is intergenerational earnings mobility affected by divorce[J].Manuscript，University of Georgia，2004：1-36.

[5]Gruber J.Is making divorce easier bad for children？ The long-run implication of unilateral divorce[J].The University of Chicago，2004（4）：799-833.

[6]郭珊珊.父母婚姻對青少年子女的影響及其制約因素的研究[J].中華女子學院學報，2005，22（5）：22-26.

[7]紀桂萍.破裂家庭對兒童成長的影響[J].心理科學進展，1995，13（4）：37-42.

[8]毛海東，楊曼麗.淺析不幸婚姻對子女婚姻的消極影響[J].廣西社會科學，2003（11）：157-160.

[9]張思齊.離婚對家庭成員影響的差異性探討——基于當代西方社會學者研究的視角[J].國外社會科學，2017（2）：107-118.

作者簡介：

韋艷利，女，南京財經大學經濟學院研究生。