〔摘要〕本文基于中国健康和营养调查数据，深入探索中国农村教育与代际收入流动的内在传导机制。通过双对数代际收入弹性模型得到代际收入弹性为0.689，说明存在代际收入传递固化现象。加入子代教育、教育与父亲职业的交互项及教育与父亲收入的交互项，发现三者对代际收入弹性的贡献率依次递增，由此提出父亲收入与父亲职业通过子代教育产生代际收入传导的两个不平等。引入个体影响因素后，发现其对代际收入弹性系数贡献率很小，排除个体异质性。采用HLM模型将以上两个不平等纳入同一个框架中，发现父亲收入产生子代教育不平等，父亲职业显著影响子代教育回报率，机会不平等阻碍了代际流动。改革的方向应该是促进教育机会与就业机会的平等，增加代际收入流动，促进收入分配更加合理。
〔关键词〕农村教育；代际收入流动性；教育回报率
改革开放以来，中国市场经济的开放程度逐步加大，一部分人首先实现了财富积累，不同群体之间的贫富差距随之扩大，远离城市的农村显然没能跟上中国经济高速发展的步伐。在中国独特的城乡二元经济结构大背景下，城乡收入差距日益显著。不仅如此，上代的贫困使得子代受教育程度受到影响，人力资本积累匮乏；在劳动力市场方面，富裕家庭往往利用自身的人脉关系与社会资本影响子代的就业，使得劳动力市场配置效率降低，贫困家庭子代教育回报率下降。以上两点都有可能导致贫困的延续，而农村居民则首当其冲。近年来，受到高校扩招与就业难的影响，“读书无用论”的思想在农村得以盛行。这种思想能否造成“寒门再难出贵子”的现象，这使得研究农村教育与代际收入流动性问题显得十分重要。
一、文献综述
代际收入流动性起源于代际流动理论。早期的代际流动是社会学研究领域之一，它以家庭为观测单位，以父代社会地位（职业地位）为基点，考察子代在同一年龄时的社会地位（职业地位）变动情况。经历了20世纪三代社会流动性的研究自“二战”以来，流动研究先后经历了20世纪 50 年代和60 年代上半期对职业流动表中的流动率进行分析的第一代流动研究、以 1960 年代中期布劳、邓肯将路径分析技术引入地位获得分析为标志的第二代流动研究以及 1970 年代中期以后以对数线性模型的广泛应用、从绝对流动率转向相对流动率分析为标志的第三代流动研究等三个典型的研究阶段。，代际流动的研究方向转向代际收入流动性。而教育与代际收入流动性的研究以国外为主，主要集中在以下三个方面：
其次，教育收益影响代际收入流动性。随着教育因素在收入分配中越来越受到重视，受教育程度越高的劳动者能够获得更高的工资。个体通过家庭资本投入获取教育积累，最终进入劳动力市场完成收入的代际传递过程。Goldthorpe[6] 按照供给和需求的特征将教育回报分为两部分，即劳动力需求特征与教育收益以及劳动力供给特征与教育收益。Zhong[7]也指出中国、印度、墨西哥及巴基斯坦等发展中国家出现了过度教育现象，过度教育使得教育的市场价值下降。人力资本投资与回报率成正相关关系。但是，当教育扩张时，人力资本回报率下降。在这种情况下，贫困家庭会处于更加不利的地位，最终导致代际收入固化。
纵观以上文献，我们发现：第一，各个研究结果均显示出教育对代际收入流动性产生作用。第二，教育与代际收入流动性的相关性存在时间、地区、性别、职业等多方面因素的影响。第三，父代收入对子代收入影响的主要来源是教育资本投资和教育回报率。
二、数据来源及描述性统计
1.数据来源
2.样本及描述性统计
1986年《中华人民共和国义务教育法》规定，适龄儿童和青少年必须接受国家、社会以及家庭予以保证的九年义务教育。由于高中、大学及以上教育不属于义务教育，家庭需要其子代进行更多的教育投资。在面对信贷约束时，贫困家庭会选择放弃对其子代的人力资本投资，富裕家庭则不然。
对父亲收入与子代受教育年限做散点图发现：当子代受教育年限小于9时，整个图形呈现
为一个倒立的等腰梯形，子代受教育年限以父亲收入4 105元为分界点均匀分布；当子代受教育年限大于9时，子代受教育年限随着父亲收入水平的提高而增加。由此说明，国家强制性的义务教育有效促进了教育公平，此时，父亲收入对子代受教育年限影响较小。而在非义务教育的范畴，父亲收入水平提高时，子代受教育年限增加。父亲收入水平直接影响了子代受教育年限，最终形成了由于收入差距导致的教育不平等。
三、教育对代际收入流动性的影响分析
教育对代际收入流动性的影响主要来源于教育获得和教育回报率的不平等。选用双对数代际收入弹性模型，通过控制子代受教育年限和家庭背景计算二者对代际收入弹性的贡献率。进一步采用多层线性模型（HLM），并将子代受教育年限和家庭背景同时纳入模型中以探究教育对代际收入流动性的影响。
1.完全竞争市场的代际收入弹性估计
使用双对数代际收入弹性模型，分别对各年份的子代收入与父亲收入进行回归，得到二者完全竞争市场下的回归系数，将其与子代收入、父亲收入的标准差比值相乘得到实际的代际收入弹性，具体结果如表3所示。各年代际收入弹性在0.261―0.639之间波动，各年代际收入弹性变化较大，均值为0.446。使用所有样本的混合数据进行回归，得到代际收入弹性为0.689，即代际收入流动性为0.311。这与Solon[14]使用单独年份的数据可能低估代际收入弹性结论一致。与发达国家的代际收入流动性相比，中国农村居民代际收入流动性较低。
2.控制教育、家庭背景下的代际收入弹性估计
经济学中的所有完全竞争市场假说都是理想化的，实际应用时往往不成立。受教育是农村子女改变自身命运的途径之一，对子代本身的收入产生巨大影响。由前文分析结果可知，农村较为富裕家庭的子代受教育年限往往较高，家庭通过对子代进行人力资本投资，使得子代人力资本逐渐积累，并在劳动力市场得以回报。
加入子代受教育年限的双对数模型如下：
Yi，t=c+βYi，s+γYi，sedu+ξ
（3）
这一结论说明，农村父亲收入可能通过对子代进行人力资本投资这一途径使子代收入产生显著差异，父亲收入与子代受教育年限的交互项对代际收入弹性的贡献率统计上显著，而且随着时间的推进，这一作用逐渐增强。表4中各自贡献率差值能够反映出交互项的作用比单纯教育对代际弹性的贡献率更加明显，交互项对代际弹性的贡献率大致为后者的2倍。也就是说，近二十年以来，农村由于收入分配不均等导致收入差距逐渐增大，富裕家庭子女与贫困家庭子女由于受教育年限不同而导致了日后收入的不均等，并实现了财富的代际传递，降低了代际收入流动性。
以上分析可以说明，自20世纪90年代以来，农村家庭对其子女的人力资本投资成为促进代际收入弹性高居不下的重要因素。另外，父亲职业作为家庭背景的重要指标，可以影响子代教育在劳动力市场的回报率的差异将再次导致代际收入流动性的变动。
表4中三组不同的贡献率可以展示出三种代际流动关系。第一列是单纯的教育对代际收入弹性的贡献率；第二列是父代对子代进行人力资本投资使得子代教育获得产生分层，进而使得子代收入产生差异；第三列是父亲职业影响子代教育在劳动力市场的回报率，从而促进子代收入差距。很显然，第二列的效果强于第三列，第三列的效果强于第一列。
3.代际收入流动性与个体差异
通过对公式
（4）、
（5）、
（6）逐个回归得到表5中的模型Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ，加入个体特征的影响后，模型解释力度逐渐提高，拟合优度从模型Ⅰ的0.336上升到模型Ⅲ的0.372。模型Ⅰ中加入教育因素的估计方程结果，此时代际收入弹性系数为0.536。在模型Ⅱ中加入子代工龄的变量后，代际收入弹性系数为0.522，代际弹性系数变化不大。从子代受教育年限的系数可以看出，学历与个体收入呈正相关关系，加入子代工龄后，子代教育回报率明显增加，说明子代教育回报率依靠自身在劳动力市场的工龄。由于子代工龄二次项系数为负，一次项系数为正，子代工龄与代际收入弹性系数呈现倒“U”型特征，通过计算得到子代工龄在32―33岁之间达到收入的最大值。在模型Ⅲ和模型Ⅳ中加入性别变量后，性别变量前的系数不显著，因此不能判断不同性别的代际收入弹性的高低。由表5中的三个模型可知，加入个体特征变量后，其代际收入弹性系数机会不发生变化，说明与父亲收入及父亲职业等家庭背景因素相比，个体特征因素不影响代际收入的相关性。
综合以上分析，排除个体因素差异，可以得到两条可能的代际传导路径：一是由于父亲收入差距不断扩大，导致贫困家庭子代受教育年限获取与富裕家庭子代受教育年限获取不平等；二是尽管贫困家庭子代与富裕家庭子代有相同水平的受教育年限，二者在不完全竞争的劳动力市场中的回报也不平等。沿着这两条路径，本文进行代际收入流动的内在机制探索。
四、代际收入流动的传导机制探索
前文对所有回归方程从线性代际收入流动性角度进行测算，得到父亲收入通过影响子代受教育年限对代际收入弹性产生影响。由于平面回归模型体现变量间的直接作用，各个变量的间接交互作用却无法得到，因此无法得到代际收入流动的传导路径和内在机制。为此，本文引进多层线性模型（HLM），并加入父亲收入、父亲职业、子代受教育年限以及子代收入，来探究收入如何在两代之间传导。 父亲收入对子代收入的代际传导作用不仅表现在直接物质赠予或其他物质条件上，更体现在教育和就业机会等的差别。首先，与贫困家庭的子代相比较，富裕家庭的子代教育不受信贷机制的限制。即使贫困家庭的子代与富裕家庭的子代拥有同样的教育，由于父亲单位性质与收入差别，子代教育回报率也不尽相同。因此，教育回报率同样受到家庭环境差异的影响，即存在教育回报率的代际效应。为了研究以上问题，加入父亲收入和父亲职业变量建立多层线性模型。
第一层模型为子代模型：
利用多层线性模型的描述统计数据，表7给出五个模型，模型Ⅷ为单层模型，即只含有子代信息的模型；模型Ⅸ加入父亲收入变量，观察父亲收入的作用；模型Ⅹ、模型Ⅺ和模型Ⅻ分别将父亲职业作为虚拟变量加入到第二层，观察父亲职业对子代教育在劳动力市场回报率的影响。
模型Ⅷ为单层回归分析，其结果与单纯的OLS结果相等，子代收入与受教育年限成正比且儿子收入高于女儿收入。模型Ⅸ中，将父亲收入加入到性别变量的系数中，很显然估计结果更加显著。此外，加入父亲收入后，性别变量的系数由正转负，且变化很大。说明在农村高收入的父亲会增加女儿的人力资本投资，使女儿收入增幅更加明显，这种变化程度显然超过对儿子投资的回报率。
通过多层线性模型发现：就个人因素来看，同样持有农村户口，不同职业的居民子女教育回报率差别巨大，以农业为主的农民、女性居民在收入竞争中处于劣势；就家庭背景因素来看，父代工作性质对子代教育回报率影响显著。多层线性模型同时将父代对子代的人力资本投资与家庭背景作用于子代收入，结果再次证明：不同收入阶层的父代对子代的教育投资不平等，使得子代受教育年限产生不平等；不同职业类型的父代对子代的就业产生影响，使得子代教育回报率产生不平等。
五、结论及建议
本文基于CHNS数据，采用代际收入弹性的双对数模型测算农村教育对代际收入弹性的贡献率，并应用多层线性模型探索教育影响代际收入流动性的内在传导机制，得到以下结论：第一，在完全竞争市场下，不同年份代际收入弹性值差异较大，但总体代际收入流动性仍然较低。这说明近二十年中国农村经济结构变化巨大，代际收入流动性在整体上呈现交替变化状态。各年份代际弹性系数均小于使用全部样本得到的代际收入弹性系数值0.689。基于发达国家的实证经验发现，中国农村代际收入流动性不稳定，流动状态较为固化。第二，父代通过对子代进行人力资本投资使得子代受教育程度产生差异，这种代际传导方式为代际传导的第一阶段。研究发现，单纯的教育因素对代际收入弹性的贡献率较小，而农村子代教育与父亲收入的交互项对代际收入弹性的贡献率为前者的两倍左右。父代收入差距促进子代人力资本投资不平等，通过不同受教育程度产生的回报率实现代际收入的传导。第三，以父亲职业为代表的家庭背景促进劳动力市场的不公平，通过教育回报率的差异，最终实现代际收入传导的第二阶段。通过对比发现，子代教育与父亲职业的交互项产生的弹性贡献率大于完全竞争市场下的弹性贡献率。这说明家庭背景对子代进入劳动力市场产生影响，同等教育程度的子代由于家庭背景不同而收入不相同。第四，研究子代个体特征差异后发现，子代工龄与收入呈现倒“U”型。工龄促进代际收入流动性的效果非常有限。在农村，父亲与儿子的代际相关程度大于父亲与女儿，二者相差41.743%。女儿教育回报率高于儿子，在农村倡导男女教育平等有助于提升整体的教育回报率。第五，由多层线性模型从非线性回归的角度，将以上两个阶段的代际传导关系整合在一起。父亲收入通过教育投资增加子代收入，尤其对女儿收入影响显著。父亲职业影响子代在劳动力市场的教育回报率，农民子女教育回报率最低。两个阶段的不平等同时在多层线性模型中得到体现。
由以上结论得到以下政策启示：第一，促进子代受教育平等。与市场规律中的利益最大化不同，教育不存在效率问题而只有公平问题。在机会均等的前提下，增加对农村非义务教育阶段的公共教育支出，减小由于父亲收入差距而产生的子代受教育差距。由义务教育阶段的经验可知，增加公共教育支出提高子代教育的公平性，更有效地促进贫困家庭子代人力资本积累，保证教育成为其往上流动的有效途径。第二，进一步深化劳动力市场的开放程度，消除户籍差异影响，实现就业公平。教育回报率只有在各个部门实现边际值相等时，教育资源才能达到最有效的配置。很显然，开放的劳动力市场可以促进就业公平，实现人力资源的有效配置，并最终提高代际收入流动性。第三，在实现两个公平的基础上，消除农村家庭对子女教育的歧视。推进代际收入流动的关键是促进机会平等，增加农村女性的教育投资有效提高总体的教育回报率。同时，促进机会平等有利于推动人口红利转向人才红利，增加代际收入流动性，实现收入分配的进一步平等。