“富二代”收入溢价解析：均值分解的视角

汪小芹，邵宜航

（1.江西财经大学经济学院，江西 南昌 330013；2.上海对外经贸大学国际经贸学院，上海201620）

一、引言和文献综述

近年来，“富二代”“内卷”等词频频现诸各大媒体和视频网站，反映了社会大众对阶层固化以及优势地位竞争白热化的担忧。 对中国代际收入流动性的一系列研究也表明，中国的社会流动性不容乐观[1][2][3][4]。与此同时，我国基尼系数持续高位、贫富差距较大这一事实也成为舆论持续议论的焦点。 如果两种现象叠加，则说明贫富差距不仅在一代人之间存在，而且还可能在两代人之间持续蔓延，这无疑意味着家庭层面的收入差距比个体层面更甚，不利于共同富裕目标的实现。 本文认为，事实可能并非想象中的那么糟糕。 首先，以往主要基于父子都是工资性收入获得者的流动性测算可能低估了中国社会的代际流动性。 其次，与描述跨代之间收入差距的特征事实相比，认识这一收入差距造成的原因和可能产生的经济后果才是更为紧迫的议题。

首先要认识到的是，就社会公平而言，促进社会流动是非常有必要的。 为社会底层创造公平的竞争环境，使其有动力积累人力资本从而摆脱上一代人的发展桎梏，这不仅是社会主义本质的内在要求，也是新时期巩固脱贫攻坚成果的重要保障。在此方面，西方发达国家亦有先例，如美国的“幼儿启蒙计划”（Head Start Program）和“走向新机遇”项目（Move to Opportunity Program）。 尽管如此，美国的代际收入流动性仍不尽如人意[5][6][7][8][9][10]，可见促进社会公平难以一蹴而就。 其次，就代际流动对经济效率的作用而言，促进社会流动或非必要。 这是因为，从经济效率的角度，只要社会选拔机制有利于将最有能力的人甄选进入精英阶层，即可获得增长动力。 由此出发可知，如果阶层固化是由于制度缺陷导致，如以出生阶级、肤色、血统作为进入精英阶层的标准，则阶层固化不利于精英选拔，从而不利于经济发展[11]。 反之，如果阶层间的固化并非由于不合理的制度所致，则代际间的阶层传承未必有损经济效率。 这是因为在现代社会中，接受良好的教育、掌握相应的技能是进入精英阶层的必要条件。因此，如果富裕家庭的子代是通过努力积累人力资本、修炼个人技能才获得了经济地位的传递，则这种代际传承未必有损经济效率[12]。

从实际情况来看，影响我国代际流动性的因素不仅有经济原因，也有体制原因。总结已有研究，父辈收入地位主要通过两种方式影响子代收入差距：一方面源于经济上的差异。优势家庭父辈在子代的各项投资上面临较少的资金约束，其子代在进入劳动市场时已和普通家庭子代拉开距离，这表现在其子代的各项人力资本特征、社会资本特征或就业地选择特征明显优于普通家庭子代[13][14][15][16][17][18]。 另一方面源于体制上的原因。由于改革的不深入和劳动市场的信息扭曲，在子代进入劳动市场后，家庭背景仍在进一步发挥作用。这表现在即使不同家庭背景的子代拥有同样的人力资本， 其回报率也不同。例如，麦克思2009 年发布的《2009 年中国大学生就业报告》显示，尽管一些农民工子女的高考分数较管理阶层子女的分数高，但毕业半年后的平均月薪却显著低于后者的薪资。

为了客观辩证地认识优势家庭子代较高收入溢价的原因，从特征差异和回报差异两方面入手是一个较为合理的切入点。 国内李任玉等学者也关注到了这一点[19]，但本文与其不同，主要关注优势家庭二代在均值意义上的特征差异和回报差异。 本文对优势家庭做了进一步的区分，以避免在认识上一刀切。 吕鹏和范晓光认为中国的优势家庭父辈可分为党政精英、知识技术精英和市场精英，并将前两者并称为体制精英[20]。 然而此文没有探讨不同精英家庭背景对子代经济收益的异质性影响。 结合当前中国社会对阶层固化的批判，群众的不满主要来自于对优势家庭子代依靠家庭背景获取不当资源的愤慨。 国家的政策着力点自然也是有所针对的，正如党的十八大报告所提出的：“要逐步建立以权利公平、机会公平、规则公平为主要内容的社会公平保障体系，努力营造公平的社会环境，保证人民平等参与、平等发展的权利”，这表明我们所要追求的并非平均主义，而更多地是优者能胜的权利。

鉴于此，本文将“富二代”定义为家庭背景在整个社会分层中居于优势地位的子代。 从研究的角度出发，本文主要将子代家庭分为4 种类型：公务员精英家庭（子代为“官二代”）、知识技术精英家庭（子代为“知二代”）、商业精英家庭（子代为“商二代”）和普通家庭（子代为“普二代”），其中的“官二代”“知二代”“商二代”统称为“富二代”①。 利用OB分解方法，本文分解了“富二代”们相比普通二代收入溢价中的特征差异和回报差异。 进一步，本文将优势家庭由于努力积累人力资本特征 （含教育、健康、年龄、工作经验）而产生的收入溢价定义为“拼搏”效应，将由工作环境特征（含子代户籍和工作区域选择）、社会资本特征（含子代是否进入体制内工作、是否具有政治身份、是否创业、职业阶层）差异以及所有特征因素存在的回报差异引起的收入溢价定义为“拼爹”效应。 之所以将前者称为“拼搏”效应是因为，子代的人力资本仅靠父辈单纯的经济投入难以形成，还需要子代更多的主观努力和积极参与， 且人力资本特征差异并不影响经济效率。 环境特征、社会资本特征和所有回报差异之所以被称为“拼爹”效应，是因为环境特征、社会资本特征的形成更多是由于父母投资的结果，而非子代主观努力的结果。 而回报差异则被视为市场歧视，这种歧视既可能源于信息不对称，也可能就是单纯的偏见[21]。 如果精英家庭子代在固有优势的基础上还通过“拼搏”获得了显著的收入溢价，则可认为这种阶层固化更多地只会影响社会公平，不会影响经济效率；如果精英家庭子代仅仅是通过“拼爹”获得收入溢价，则可认为这种阶层固化不仅有损社会公平，而且将严重影响经济效率。

二、研究方法

O-B 分解是基于均值的分解，为了便于了解其基本思想，简单说明如下：假设有2 个群体A 和B，群体A 的收入均值为6000 元，群体B 的收入均值为3000 元。 假设影响收入的因素为个体的受教育年限，设群体A 的平均受教育年限为10 年，群体B的平均受教育年限为6 年。 那么群体A 的平均收入为什么比群体B 高3000 元？首先，群体A 的平均受教育年限比群体B 长，这称之为特征差异；其次，群体A 的教育回报率也比群体B 高。 群体A 的教育回报率为600 元/年，群体B 的教育回报率为500元/年，这称之为回报差异。 为了解特征差异和回报差异在工资差异中的占比，我们可以将工资差异表示为3000=(10-6)*600+6*(600-500)=(10*600-6*600)+(6*600- 6*500)，其中（10-6）*600=2400 称之为特征差异部分，6*（600-500）=600 称之为回报差异部分。 事实上，在上面的分解中，我们相当于构造了一个反事实的收入即6*600，这是假设当群体B 拥有群体A 一样的回报率时的反事实收入。 （10-6）*600 就相当于假设两组均具有群体A 水平的回报率时，由于群体A 和群体B 的特征差异（教育年限不同）而造成的收入差距。 6*(600-500)相当于假设两组均具有相同的教育年限时，由于回报差异而造成的收入差距。 上述分解回答了为什么A 的收入比B 高的问题。同理，我们也可以看为什么B 的收入比A 低。此时，我们通过构造反事实收入10*500，将工资差异写为3000=(10-6)*500+10*(600-500)=（10*500-6*500）+（10*600-10*500）。 这里，特征差异为(10-6)*500=2000，回报差异为10*(600-500)=1000。 可见，从不同角度得出的特征差异和回报差异占比会稍有差异，但特征差异是造成A 和B 平均收入差异的主要因素这一结论在不同角度中是一致的。 在本文以下的分解中，各“富二代”相当于上文例子中的A，“普二代”则相当于B，每次选一组进行分解。

将上述的分解思想推广到多因素模型，假设决定A 组和B 组收入的明瑟方程为线性形式：

Ygi为子代收入对数，Xik是影响子代收入的可观测变量，本文中指子代的人力资本、社会资本和环境特征三大因素，vgi为误差项。根据O-B 分解思想，群体A 和群体B 的收入均值之差可以表述为：

由于上述组别的选择具有任意性，Jann 指出，最好将A、B 两组的混合样本进行回归，得到混合样本的回归系数，将混合回归系数作为参照系数会更加可信[22]。 此时，（2）式可改写为：

本文将对混合回归样本进行回归和分解。 传统的O-B 分解还存在另外一个问题，当解释变量采用分类变量而不是连续变量时，解释变量的回报差异受到该分类变量参照组选择的影响。 为了克服这个问题，本文采用Gardeazabal & Ugido 以及Yun的方法，对分类变量的回归系数施加约束，以使结果不受分类变量参照组选择的影响[23][24]。

三、数据来源及描述性统计

本文数据来源于中国综合社会调查（CGSS）2010、2012、2013、2015、2017 年数据。 CGSS 起始于2003 年， 至今已完成10 轮调查。 CGSS2005-2017都通过追忆性调查，回顾了每个被访者14 岁时的家庭背景状况，主要包括父亲的就业状况、职业、职务等级、单位类型和单位所有制性质。 由于2005 年至2008 年对家庭背景变量的定义口径不一，本文采用2010 至2017 的调查数据。 本文的因变量是子代的收入， 采用调查时的个人年收入来衡量。2010 年至2017 年的总样本量为58536 个观测值，由于考察具有劳动能力的个体更具现实意义，本文剔掉了仍在上学的个体样本，并将研究对象限定在收入获得年龄在25~55 岁的群体。 同时本文还剔掉了父子年龄间隔小于或等于13 岁的异常样本，最终得到27382 个观测值。 进一步地，考虑到本文是混合截面数据，同一个年份出生的人可能出现在不同的调查点。 为了消除收入的不可比性，本文借鉴了龚锋等对CGSS 样本的处理方法，将各年份的收入进行CPI 平减到2017 年后， 再将其他年份的收入“投影”至2017 年[25]。 具体做法是，在进行CPI折算的基础上，先计算每一轮调查中所有具有收入信息的个体的收入均值，然后将相应年份的所有个体收入乘以该年份收入均值与2017 年收入均值的比值， 即是对其他年份的收入按比例“投影”至2017 年。

子代收入决定方程中有3 类变量：第一类是子代工作环境特征，包括子代当前户籍（分为农业户籍和非农户籍）、当前工作的区域（分为东、中、西部地区）。第二类是子代人力资本特征，包括子代教育层次（分为文盲半文盲、小学、初中、高中/职高/中专/技校、大专、本科及以上共6 个层次）、健康自评水平（“很不健康”为1、“比较不健康”为2、“一般”为3、“比较健康”为4、“很健康”为5）、工作经验（采用潜在工作年限法②）、年龄（收入获得时的年龄，计算到2017 年）。第三类是子代社会资本特征，按照陈琳和袁志刚的观点，子代的社会资本主要体现在其工作的单位性质、政治身份和职业当中[4]，但本文认为需要加入是否创业这一项，因为创业是一项十分需要社会关系的行为。因此本文中子代社会资本特征变量包括是否在体制内工作（在党政军或国有企业部门工作， 归为体制内工作）、 是否创业（就业身份为个体工商户或私营业主）、 是否具有政治身份（共产党员、民主党派或无党派人士为有政治身份）以及反映子代职业阶层的ISEI 评分。 由于男性子代和女性子代的收入形成可能具有系统性的差异，因此本文对男性子代和女性子代样本分开考察。 表1 是男性子代及其父辈的描述性统计，表2 是女性子代及其父辈的描述性统计。

表1 男性子代及其父辈特征描述性统计

描述性统计的t 检验揭示了几个重要现象。 以男性样本为例：（1）从年收入看，“富二代”的收入均值都显著高于普通二代，差异在1%水平上显著。其中，“官二代”的收入溢价最高，为39018.17 元，“商二代”的收入溢价次之，为31204.28 元，“知二代”的收入溢价最低，为19012.16 元；（2）从子代特征变量看，造成优势二代收入溢价的显著因素囊括了户籍、受教育年限、工作经验、是否体制内工作、职业层次等因素，健康自评水平、年龄、是否创业和政治身份这些因素只在某些类别的对比中有显著差异；（3）从家庭背景变量看，即便同属于优势群体，父代的特征也有所差异。 例如，“商二代”父辈在职业社会地位方面与其它二者的差异，以及“官二代”父辈在户籍身份和政治身份方面与其它二者的差异均较为明显。 总体来看，由于中国的“官”大多选拔自社会精英分子，“官二代”既可能受益于父辈所拥有的政治资本，也可能直接受益于其自带的家庭文化资本。 “知二代”尽管自带家庭文化资本，但其受教育水平上的优势相较“商二代”并不明显，这可能反映了经济资本在子代成才过程中发挥着越来越大的作用。 上述现象在女性二代中也普遍存在，不过在女性子代中，健康水平、政治身份也是造成二代收入溢价的显著因素。 纵向来看，各分类群体女性子代的收入水平均明显低于男性子代。

表2 女性子代及其父辈特征描述性统计

四、解释变量合理性检验

借鉴O’Neil 对美国种族收入差异的规范研究，我们先将子代的（对数）收入对家庭背景虚拟变量进行回归，则家庭背景虚拟变量的系数就是“富二代”的收入溢价③。 在这一回归的基础上，我们逐步加入前文的控制变量。 如果加入的子代特征变量使得家庭背景虚拟变量的系数变小或者不再显著，根据回归分析的中介效应原理和基本的经济理论，则这些子代特征就是家庭背景影响子代收入的中间因素，说明本文选取的子代特征变量具有合理性。 表3 是回归结果，所有回归均将“普二代”作为参照组，报告的系数分别是“官二代”“知二代”“商二代”家庭虚拟变量的回归系数。

表3 “富二代”工资差异：控制不同变量的结果（“普二代”为参照组）

分析表3 可知：（1）对于“官二代”和“普二代”的收入差异，当我们加入子代户籍和子代区域特征后，收入差距缩小了一半以上，说明环境变量是重要的传递机制。 加入人力资本特征后，男性子代样本的收入差距已不再显著，女性子代样本的收入差距进一步缩小，说明人力资本也是导致“官二代”和“普二代”收入差异的重要因素。进一步控制社会资本变量， 男性子代样本的收入差距依然不显著，女性子代样本的收入差距进一步缩小， 但依然显著。这说明环境特征、人力资本特征、社会资本特征三大类因素基本上可以解释全部男性“官二代”和“普二代”的收入差距以及大部分女性“官二代”和“普二代”的收入差距。 （2）以此类推，上述三大类因素解释了大部分男性“知二代”和“普二代”的收入差距以及男性“商二代”和“普二代”的收入差距、全部女性“知二代”和“普二代”的收入差距，以及女性“商二代”和“普二代”的收入差距。（3）对于男性“知二代”“商二代”相较“普二代”的收入差距以及女性“官二代”相较“普二代”的收入差距，即使控制了本文所有可观测的特征变量，这两个群体的收入差异依然显著，说明对于“商二代”和“普二代”的收入差异，还存在一些未观测因素，不过量级上只有未调整收入差异的1/3 左右，囿于数据，本文没有进一步挖掘这些变量。总而言之，本文认为环境特征、人力资本特征和社会资本特征3 方面的差异基本上解释了大部分的二代收入差距，说明本文选择的子代特征变量具有一定的合理性。

五、“富二代”收入溢价：O-B 分解

（一）基于混合样本的明瑟回归

表4 的明瑟方程回归结果表明，不同家庭背景子代的收入形成机制不尽相同。 男性样本中，居住在东部地区、教育水平、健康水平、工作经验、创业、职业地位显著影响收入。 女性样本中，这些因素变为非农户籍、居住在东部地区、教育水平、健康水平、年龄、体制内工作、创业、职业地位。 在教育水平中，相对文盲/半文盲，男性获得初中教育可以显著提高收入水平，女性则表现为获得初中和高中教育。 年龄对男性收入影响不大，但对女性影响显著，而女性收入受工作经验的影响不显著。是否具有政治身份对男女收入的影响都不显著。 由于子代的上述特征存在一定的共线性，尤其在这些特征内部，如在人力资本特征上，教育水平越高的人，其健康水平也可能更高， 因此有些变量在回归时系数变得不显著。 基于此，本文沿着前文的分析思路分大类解析了特征差异和回报差异，以实现“拼爹”效应和“拼搏”效应的计算④，这样做一是使分析结果显得简练，二是使大类中的共线性不影响分析结果。

（二）分解结果

表5 是根据表4 计算的特征差异和回报差异以及本文所定义的“拼爹”效应和“拼搏”效应。 可以看出，“富二代”的收入溢价主要源于特征差异。其中特征差异的解释率最低为72.20%（男性“商二代”），最高为95.63%（女性“知二代”）。 这说明出生于上述3 种优势家庭的子代拥有更多的人力资本特征、更好的区域就业环境、更广泛的社会资本，进而使得他们拥有良好的收入获得特征。 反映劳动市场上就业歧视和劳动市场不完善的回报差异在上述3 个群体中客观存在，但在量级上不高。 在本文可观测的子代特征变量中，回报差异仅解释了女性“知二代”和“普二代”收入差异的4.37%，几乎可以忽略不计。 回报差异解释了男性“官二代”和“普二代”收入差异的16.69%、女性“官二代”和“普二代”收入差异的11.70%、女性“商二代”和“普二代”收入差异的14.90%，都不到20%，并非如我们传统认知的那样严重。回报差异解释了男性“知二代”和“普二代”收入差异的25.28%，男性“商二代”和“普二代”收入差异的27.80%，属于相对较高水平，本文认为这可能主要跟文化资产及产业资产在男性中的直接可继承性相对较高有关。

表4 基于混合样本的明瑟回归

表5 O-B 分解结果

再看本文定义的“拼搏”效应和“拼爹”效应。需要厘清的一个认识是，“拼爹”效应的存在是客观的，也是不可避免的，本文并不认为“拼爹”效应的消失是件好事，相反，合理的“拼爹”效应有助于提升社会成员财富创造和积累的积极性。 因此，本文关注的焦点在于各类“富二代”收入溢价的获取是否都来自于“拼爹”效应，如果不是，那就表明对于整个社会而言，优势地位代际传承的同时也带来了经济效率的提升，这是一个好现象。 总体而言，在各分类中，女性的“拼搏”效应较男性大或相当，此其一；“商二代”的“拼爹”效应相比另两类大，这在男性和女性样本中均有体现，此其二。 本文认为，造成前一种现象的主要原因与我国的婚姻及家庭传承制度有关，而“商二代”较大的“拼爹”效应则与民营经济特征相关。

具体来看，在男性子代样本中，努力积累人力资本这一特征差异解释了“官二代”和“普二代”收入差距的43.68%、“知二代”和“普二代”收入差距的37.68%、“商二代”和“普二代”收入差距的29.46%。可见，在男性样本中，即便是被大众抨击较多的“商二代”，其“拼搏”效应也能解释到接近30%。在女性样本中，人力资本积累差异解释了“官二代”和“普二代”收入差距的41.18%、“知二代”和“普二代”收入差距的44.62%、“商二代”和“普二代”收入差距的33.47%。 可见，在女性子代样本中，“拼搏”效应同样能解释到各类“富二代”收入溢价的30%以上。值得注意的是，尽管“官二代”的收入溢价最高，但无论是男性子代还是女性子代，其“拼爹”效应占比都不是最高的，其解释力甚至都未超过60%，这与我们的传统认知很是不同，上述结论似乎都在佐证一个事实：优势家庭子代往往还很努力。

六、主要结论和政策建议

（一）主要结论

本文对中国情境下不同家庭子代的收入差距进行了详实的分解。 基于O-B 分解方法，我们得出以下几点结论：（1）当前中国，“官二代”“商二代”“知二代”相对普通家庭二代而言存在显著的收入溢价，其中“官二代”的收入溢价最高，其次是“商二代”，最后是“知二代”，这一现象在男性子代和女性子代中普遍存在。 （2）通过O-B 分解法进一步对产生这一收入溢价的深层原因进行剖析可以发现，出生于优势家庭的子代拥有更高的收入溢价，这主要由于优势家庭子代拥有更好的收入获取特征，即特征差异是收入差距的主要推手，但回报差异在男性子代样本和女性子代样本中同样客观存在，只是量级并不大，这表明在我国劳动市场中存在的“同工不同酬”现象和就业歧视问题并没有想象中的严重。（3）从本文定义的“拼搏”效应和“拼爹”效应看，无论是男性还是女性“富二代”，其收入溢价中的“拼搏”效应均有着不低的解释力。 上述结论共同说明，在我国确实存在一定程度上的阶层固化，但这种固化整体上是偏良性的。

（二）政策启示

第一，由于特征差异是造成“富二代”相较普通二代收入溢价的主要原因，缓解我国“富二代”现象的政策着力点应在于优化普通家庭子代的各项收入特征上。政府的转移支付应更加有针对性地向低收入家庭倾斜，缓解普通家庭在人力资本、环境资本和社会资本方面的投资约束。除了对微观家庭的经济援助，国家应在总体层面上加大对相对贫困地区的优质师资分配，缓解普通家庭二代由于家庭文化资本不足、相对剥夺情绪等带来的辍学问题。

第二，回报差异虽不是优势子代收入溢价产生的主要因素，但由于这种差异是一种典型的“同工不同酬”现象，是对社会公平和经济效率的直接挑战。 为了缩小人力资本和社会资本回报差异，有必要进一步提升劳动市场的透明度、打击劳动市场中的家庭背景歧视现象。 例如，鼓励招聘单位在人员招聘时隐藏应聘者的家庭背景信息。为缩小环境回报差异，建议各级政府减少外来人口的流动限制，降低新市民的居住成本。

第三，“富二代”的收入溢价具有异质性，“商二代”收入溢价较高，但“拼搏”效应较小。这与商业资本较强的可继承性有关。 尽管商业资本有着巨大的财富效应和社会效益，但不能对可能出现的愈演愈烈的“马太效应”放之任之。 这一方面需要国家加大对商业资本的监管力度，防范非法经营以及资本垄断现象的发生；另一方面，也需要通过更加优化和完善的税收体系，包括征收遗产税以及对房产等高附加值财产征税等方式，更加高效地兼顾社会公平。

第四，“富二代”有着不低的“拼搏”效应，因此对“富二代”现象过度解读所引发的仇富心理不利于和谐社会形成。 社会舆论应加大正面宣传，引导民众客观辩证地看待目前我国的贫富差距，更多地把眼光聚焦到“优势阶层”拼搏的一面，倡导公众通过自身奋斗实现对美好生活的追求。

注：

①后文数据处理中，如何在数据中区分各类“富二代”，感兴趣的读者可向作者咨询，限于篇幅不再赘述。

②如果受教育年限+6≥16， 工作经验=年龄-受教育年限-6；如果受教育年限+6〈16，则工作经验=年龄-6。

③采用虚拟变量回归时，由于假设了两组样本的残差项具有相同的方差，回归系数的收入差异与直接用样本均值计算的差异会稍有不同。

④由于假设各解释变量的特征差异和回报差异是加性可分的，某一大类的特征差异和回报差异就是下属各子类特征差异和回报差异之和。