家庭成分对代际流动性的影响

杨金峰

内容摘要：本文用2002年的CHIPS数据，对城市的收入代际弹性进行了估计，发现介于0.27-0.32之间，且非常显著；进一步利用土改时家庭成分划分的数据，对家庭成分的影响做了量化分析，笔者认为其增强了代际流动性。

关键词：代际流动 家庭成分 城市 户口

文献回顾

关于代际流动的定义，学术界有多种阐释。有一种观点认为是子辈在经济社会地位的分配中所处的位置相对于其父辈位置变动的程度，其研究方法主要是考察社会流动性变化。也有人依据子辈的经济排名独立于父辈的程度，通行的方法是分析代际收入弹性，或者通过姓氏特征进行判别（郝煜，2013；阳义南、连玉君，2015）。本文采纳第二种定义，并用代际相关系数作为衡量指标。一般而言，在稳定、健康的社会中，代际相关系数介于0.1-0.7之间。如北欧国家大致处于0.1-0.3之间，英美约为0.4-0.5左右，中国在0.6左右，拉美则更高（郝煜，2013）。利用家庭成分进行研究的文献较少，国内来看，佐藤宏与李实（2008）考察了家庭成分的划分对教育代际流动的影响，发现地主及富农家庭16-18岁的孩子受教育水平显著高，进而认为教育的代际传递性较高。改革开放之前，我国的企事业单位内存在“子承父业”的接班制度（“子女顶替就业制度”），1978年以后，为解决返城知青就业问题，仍延续了五年左右，期间办理退职、退休的约有1220万人，子女顶替的达到900万人，这部分人的职业代际流动性接近于1（王爱云，2009；姚佳胜，2014）。

研究方法及数据

本文采用2002年的CHIP（中国家庭收入项目调查）数据，来源于国家统计部门专业的调查收集，调查内容集中在包括生产、收入、就业、消费等方面。之所以采用2002年的城市数据，是由于仅在2002年存在家庭成分划分调查，且无法从农村家庭收入中分离出个体收入。

传统上我国是男性为主导的社会结构，虽然新中国成立后“男女平等”的思想得到倡导，但2002年之前，基本趋势并未发生剧烈改变，男性户主的收入在家庭总收入中占比很高。

从表1可以看到，子辈平均收入为6032元，远低于父辈的平均收入11318元，同时其标准差也小于父辈，这主要是由于工作年限的差别所致，符合现实状况。子辈平均年龄为23岁，父辈的平均年龄为51岁，代际年龄差别为28岁，这可能与计划生育、晚婚晚育政策的推行有关。因为在所用数据为城市家庭，独子家庭占比为89.2%，两个子女的占比仅为10.7%。此外，笔者计算了每个家庭父母平均年龄与子女年龄差，介于19-48岁之间。从数据来看，存在不少统计错误及不适合计算代际收入弹性的情况，如单亲或无孩家庭、子女年龄大于父母等，我们对此类情况进行了剔除，并排除离异等因素的影响。

表2为不同阶层的收入及人力资本差别。根据户主父母的成分信息，判定户主家庭的成分：如果双方皆为贫农，则判定为贫农成分；其他情况则为贫农家庭成分。户主的成分情况：贫农阶层为4952名，占比为80.78%；地主阶层为1178名，占比为19.22%。

计算父辈收入对子辈收入的影响的幅度，其核心估计方程如下：

y1=α+βyy0+ε （1）

其中，y1代表子辈对数收入，y0代表父辈对数收入，β0即为代际收入弹性。当然，我们更关心的是家庭成分划分，因而在方程中加入交叉项如下：

y1=α+βyy0+γland+μy0*land+ε （2）

其中，land是一个代表是否为地主阶层的二元变量，地主阶层为1，贫农阶层为0。一般认为，个人收入与年龄、年龄的平方、教育年限有很大关系，因而将子辈教育年限、子辈与父辈的年龄加入到估计方程中：

y1=α+βyy0+γland+μy0*land+τX+ε （3）

由于所用数据为2002年截面数据，而一个人的收入与其所处的生命历程阶段有关，在X中包含了子辈年龄、父辈年龄及两者平方项。一般文献认为，子辈收入还与家庭的人脉、工作年数、健康状况、教育年限直接相关（陈琳、沈馨，2016），笔者也考虑了这些变量。

回归结果及分析

首先，基于（1）式进行回归，且采纳父亲-全体子女（不平均）这一配对，只看子辈收入与父辈收入、家庭成分及后者交叉项的关系，可以发现，地主阶层这一身份给子辈收入带来显著的正向影响，但交叉项显著为负，表明对于地主阶层，父辈对子辈的收入影响受到了削弱。表3第（2）-（3）列，增加了对父子年龄的控制，发现不能对上述影响带来大的变化。当表3第（4）-（5）列考虑了教育年限及是否在改革开放后出生，地主阶层中的代际弹性稍有强化，且显著性降低。第（6）列，加入了全部变量，和（4）-（5）列的结果类似。

从表3可以看出，我国城市的代际收入弹性约为0.27-0.32，说明城市的社会流动性较高，暂时没有固化的危险。

在四个回归中，交叉项“家庭成分*父辈收入”在10%的水平上显著，且系数稳定在-0.18～-0.38之间，表明家庭成分确实能对代际流动系数造成显著影响。相比于土改时家庭贫穷的阶层，那些较为富裕的阶层，其子辈与父辈收入的相关性更弱。

此外，只有涉及儿子或父亲出现的配对，才能看到较为显著的家庭成分系数，而存在母亲或单独考察女儿的配对中，家庭成分的影響并不显著，这符合家庭成分的判定规则—随父原则。

结论

中国是否能跨越“中等收入陷阱”还面临进一步考验，着力增强社会的流动性、防止社会阶层固化显得极为重要。本文用2002年的CHIPS数据，对代际收入弹性进行了估计，得到结果在0.27-0.32之间。更进一步，研究家庭成分如何影响代际收入弹性，得到的结果显示划分为地主阶层的家庭，父辈收入对子女的传递受到了削弱。

家庭成分发挥影响是通过背后能够调动的资源达到的，反观当前某些城市的户籍限制，与此种制度安排有异曲同工之妙，但却是向着强化代际传递的方向起作用，优质的教育、医疗等资源向本地户籍倾斜，造成不同户籍的人员所能达到的人力资本积累上的分化。

综上所述，在新的时期，为了避免出现阶层固化，调动社会各方面的积极性，应当通过放松户籍管制、教育医疗资源适当向低收入阶层倾斜并引导其改变固有观念，尽量追平对子辈在教育、健康、情商培育等方面的人力资本投资。

参考文献：

1.陈琳，沈馨.父代关系与代际收入流动：基于教育和就业的视角.南方经济，2016（5）

2.高菊村，苏小波等.关于土地改革时毛泽东家庭成分划分问题的历史考证.党的文献，2013（6）

3.郝煜.中国的长期社会流动性，1645-2010：姓氏方法.经济资料译丛，2013（2）

4.王爱云.试析中华人民共和国历史上的子女顶替就业制度.中共党史研究，2009（6）

5.王学龙，袁易明.中国社会代际流动性之变迁：趋势与原因.经济研究，2015（9）

6.徐俊武，张月.子代受教育程度是如何影响代际收入流动性的？—基于中国家庭收入调查的经验分析.上海经济研究，2015（10）

7.阳义南，连玉君.中国社会代际流动性的动态解析—CGSS与CLDS混合横截面数据的经验证据.管理世界，2015（4）

8.姚佳胜.子女顶替就业政策影响下教育目的变迁及政策因应—基于教育公平的视域.当代教育科学，2014（5）

9.佐藤宏，李实.中国农村地区的家庭成份、家庭文化和教育.经济学（季刊），2008（4）