我國勞動力流動抑制代際傳承的理論邏輯與經驗檢驗

郝 楓 郭 荷

一、引言

代際收入關系指父輩收入與子代收入間的相關程度，常以代際收入彈性來度量。代際收入彈性越高，表明兩代間收入傳承強度越高，代際流動性越弱。毋庸置疑，父輩的財富可以直接或間接影響子女的收入水平，甚至社會身份。當今所謂的“二代”現象(如富二代、官二代、農民工二代)，有力凸顯了子女對父母某些社會特征(如教育、職業(yè)、收入等)的承襲。擁有家庭背景優(yōu)勢的個體更容易找到高收入工作，同時也能更有效利用其人力資本，收入相應提高。而低收入家庭的子女則缺乏此類優(yōu)勢資源，只能憑借自身努力尋求收入提升?？梢?，代際收入流動性是一種測度社會機會均等程度的有效方式。代際流動性弱(傳承度高)的社會，往往遭遇貧富差距擴大和社會階層固化等問題。

已有研究表明，與歐美發(fā)達國家相比，我國代際收入彈性偏高。何石軍和黃桂田(2013)[1]估計中國2000、2004、2006和2009年的代際收入彈性分別為0.66、0.49、0.35、0.46。偏高的代際收入彈性表明我國社會流動性較差，存在較明顯的機會不均等現象。眾多學者基于我國的二元經濟國情，對城鄉(xiāng)代際收入流動性進行測度與比較，發(fā)現城鎮(zhèn)居民的代際收入彈性高于農村。對其成因，若干研究做出如下推斷：城鎮(zhèn)子女大多固守本地，從人際關系到就業(yè)選擇都很大程度受父母影響，其代際傳承更為顯著；農村較低的代際收入彈性與大規(guī)模的勞動力遷移有關，農村子女通過進城務工能較易實現收入向上流動，降低代際收入傳遞程度(陳琳和袁志剛，2012[2]；徐曉紅，2015[3])?？梢?，勞動力跨區(qū)流動既有助于提高其自身收入，也有助于削弱代際傳承，進而促進社會公平。

在我國代際收入彈性較高的背景下，勞動力流動對降低代際傳承強度的作用究竟有多大，是一個值得深入探討的問題。已有文獻中，對于勞動力流動和代際傳承的考察大多偏于一端，對二者間的內在聯系尚未形成共識。勞動力流動是否以及如何影響代際收入彈性？進而其內在機制與傳導路徑是什么？都是值得深入思考的重要問題。積極推進此類研究，對改善居民福祉、促進經濟發(fā)展和維護社會穩(wěn)定，具有明顯的理論意義與政策價值。

二、文獻綜述

代際收入彈性是衡量機會均等性的重要指標(Benabou和Ok，2001[4])，代際收入彈性越高，表明父母對子女收入的影響越大。Becker和Tomes(1979)[5]以父母對子女的人力資本投資為關鍵變量，最先利用人力資本投資理論進行代際收入問題研究。Becker和Tomes(1986)[6]利用線性模型估計美國的代際收入彈性約為0.2，但僅基于一年數據導致其被嚴重低估。Solon(1992)[7]嘗試兩種改進：一是選用4至5年平均收入作為父母持久收入以測算代際收入彈性(估計值為0.413)；二是考慮生命周期，把父子兩代年齡及其平方項引入代際收入關系模型(估計值為0.386)。受其影響，代際收入彈性的非線性問題吸引了大量研究。代際收入彈性變化模式同樣頗受重視：Lee和Solon(2009)[8]利用PSID數據，發(fā)現1952—1975年美國代際收入流動性并無明顯趨勢性變化；Couch和Lillard(2004)[9]運用分位數回歸方法研究美國和德國的代際收入關系，發(fā)現代際收入流動性隨收入水平變化存在顯著差異；Bj?rklund等(2012)[10]也發(fā)現，高收入階層具有更強的代際收入傳承性。代際收入關系決定機制與影響因素也引發(fā)大量研究：Bowles和Gintis(2002)[11]將代際收入彈性分解為兩部分，一是父代收入對子代收入的直接影響，二是父代收入通過中間變量影響子代收入的間接作用；Mookherjee和Napel(2007)[12]認為，個人能力異質性也會影響代際收入流動性。

代際收入關系問題，已引發(fā)國內學者日益高漲的研究興趣。何石軍和黃桂田(2013)[1]利用1989—2009年CHNS數據估計我國若干年份的代際收入彈性，發(fā)現其基本呈下降趨勢，但相比其他國家彈性水平仍明顯偏高。徐曉紅(2015)[3]整合CHIP和CFPS數據，運用雙樣本工具變量法修正估計偏誤，發(fā)現2002—2012年中國居民代際收入傳承強度呈下降趨勢。我國城鎮(zhèn)居民代際傳承性高于農村(周興和張鵬，2015[13])，這與Bj?rklund等(2012)[10]發(fā)現“高收入階層代際收入彈性更高”的結論一致。一些學者從職業(yè)傳承視角研究代際收入傳遞機制，本質是考察Bowles 和Gintis(2002)[11]所謂的間接作用。郭叢斌和丁小浩(2004)[14]利用2002年城鎮(zhèn)住戶調查數據，發(fā)現代際職業(yè)傳承十分明顯，是構成勞動力市場二元分割的重要原因。周興和張鵬(2015)[13]發(fā)現，發(fā)生代際職業(yè)傳承的家庭具有更高的代際收入彈性，代際職業(yè)傳承是實現代際收入傳承的關鍵鏈條。

長期以來，我國勞動力流動問題備受關注，大量文獻聚焦于揭示其對收入的影響。李實(1999)[15]認為，外出就業(yè)不僅能提高自身勞動報酬，對提高家庭成員收入也有積極影響。都陽(2013)[16]發(fā)現，勞動力流動通過就業(yè)擴大效應和收入趨同效應兩條路徑改善收入分配。然而，上述效應的發(fā)揮嚴重受勞動力市場發(fā)育程度制約。城市就業(yè)市場的機會不均等現象較為普遍，與城市本地勞動者相比，外地戶籍勞動者在崗位獲得和工資待遇方面均受到“歧視”(王美艷，2005[17])。鑒于籠統(tǒng)的戶籍“歧視”指向并不明確，一些學者進而由家庭背景探討收入差異成因。陳釗等(2009)[18]從行業(yè)層面考察勞動力市場進入障礙的影響因素，發(fā)現家庭關系對進入高收入行業(yè)有促進作用。王倩(2013)[19]發(fā)現，“父親管理職位”這一家庭背景變量對個體收入影響顯著，“能力”(人力資本)對收入的決定建立在“關系和背景”(社會資本)基礎之上。

父母是“關系和背景”的典型代表。換言之，代際效應損害勞動力市場公平。如郭叢斌和丁小浩(2004)[14]所言，普遍的代際職業(yè)傳承是造成勞動力市場二元分割的重要原因。但代際影響具有較強的地域性：子女本地就業(yè)時，可直接或間接受益于家庭幫助，更易得到父母“庇護”；若遷往外地就業(yè)，父母的影響則顯著削弱，需更多憑借自身能力謀求工作?？赏茰y，相比于流動群體，本地就業(yè)者存在更明顯的代際收入傳承。目前已有學者嘗試將遷移行為與代際傳承聯系起來，研究勞動力遷移對代際收入流動性的影響。孫三百等(2012)[20]發(fā)現，未遷移群體代際收入彈性(0.64)高于遷移群體(0.39)，低收入未遷移者更易陷入“代際低收入陷阱”。李勇輝和李小琴(2016)[21]測算結果則顯示，未遷移群體的代際收入彈性高達遷移群體的3.8～4.2倍。劉歡(2017)[22]也發(fā)現，父母收入和遷移行為對子女收入都有顯著正向作用，但二者交互項的影響為負，即遷移會削弱代際收入傳承強度。

已有研究表明我國代際收入彈性較高，代際職業(yè)傳承也普遍存在。同時，也有文獻支持勞動力遷移對增強代際收入流動性的重要作用，但此類研究尚少，角度單一。對于勞動力跨區(qū)流動對代際收入傳承的作用機制和影響強度方面的研究，更鮮少見到。從收入角度考察代際流動關系，目的直觀明確，卻不利于我們理解代際收入傳遞的實現機制。而與收入決定最密切相關的便是就業(yè)，就業(yè)是收入的途徑，收入是就業(yè)的目的。研究勞動力遷移對其擇業(yè)的影響，更有助于理解遷移影響代際收入傳承的內在機制。本文力圖從理論模型、數據測度和估計方法三方面進行擴展與改進，就跨區(qū)流動、行業(yè)傳承及二者交互作用對勞動者收入的影響進行集中研究，對已有研究進行驗證與補充。

本文創(chuàng)新之處在于：(1)基于勞動者收入最大化視角，構建擴展的勞動力流動決策模型，將勞動力跨區(qū)流動和代際傳承納入統(tǒng)一的分析框架，據此提出待檢驗的理論假說。(2)從行業(yè)角度衡量代際傳承強度，改進代際行業(yè)傳承指數測度方法，同時考察父母雙方(而非僅考慮父親)對子女從業(yè)的影響。(3)利用中國居民收入調查(CHIP)數據做實證檢驗，將流動勞動力按照戶口性質細分，明確揭示流動群體內部差異。(4)將跨區(qū)流動和行業(yè)傳承同時納入代際收入彈性估計模型，運用分位數回歸方法揭示二者對代際收入關系的影響，并深入比較不同群體之間的差異。

三、理論模型

Todaro模型是刻畫二元經濟條件下勞動力由農村遷往城市的經典理論，其假定具備經濟理性的個體根據預期收入最大化目標進行決策(Todaro，1970[23])。勞動者是否遷移取決于城鄉(xiāng)預期收入差距。預期收入差距不僅受制于城鄉(xiāng)實際工資差距，也受農村勞動力在城市的就業(yè)概率影響。

勞動力遷移成本可分為經濟成本與非經濟成本。前者指可由貨幣計量的成本，既包括勞動力流動引發(fā)的交通、居住、餐飲等直接成本，也包括勞動力放棄本地收入的機會成本。后者則指難用貨幣計量的各種代價，如背井離鄉(xiāng)造成的負面情緒以及工作壓力造成的心理負擔。

遵循以上理論思路，本文構建一個擴展的勞動力流動決策模型。假定勞動者收入I由其人力資本H和社會資本S共同決定：

I=f(H,S)=αHH+αSS

(1)

其中，H反映勞動者性別、年齡和受教育程度等內在屬性，S反映家庭背景和社會關系等外部屬性，可由父母社會特征衡量；αH為人力資本回報率；αS為社會資本回報率，刻畫代際傳承效應。

勞動者依據“成本-收益”分析進行遷移決策。設其外出就業(yè)的流動成本(C+C′)由兩部分構成，C代表由貨幣度量的直接經濟成本(不含機會成本)，C′代表心理成本等非經濟成本。勞動者本地就業(yè)成本記作C0(簡化起見可設為0)，用作流動成本的參照。

勞動者可選擇本地就業(yè)(下標為0)或外出就業(yè)(下標為1)，其凈收益Y0和Y1分別為：

Y0=I0-C0=α0HH+α0SS

(2)

Y1=I1-(C+C′)=π(α1HH+α1SS)-(C+C′)

(3)

簡化起見，式(2)暗含假定勞動者留在本地總能就業(yè)，其基本符合現實且對結論并無實質影響；式(3)中遷往外地的就業(yè)概率π介于0到1之間。

本地就業(yè)凈收益Y0可看作外出就業(yè)的機會成本，故勞動者遷移的預期收益D等于凈收益差：

D=Y1-Y0

=π(α1HH+α1SS)-(C+C′)-(α0HH+α0SS)

=(πα1H-α0H)H+(πα1S-α0S)S-(C+C′)

(4)

顯然，若D大于0，勞動者選擇外出就業(yè)；若D小于0，勞動者選擇本地就業(yè)。給定H和S，最終決策取決于四類因素：外出就業(yè)概率π、遷移成本(C+C′)、人力資本回報率差異(πα1H-α0H)，以及代際傳承效應差異(πα1S-α0S)。

根據式(4)，?D/?π>0，異地就業(yè)概率π越高，預期收益D越大，勞動力流動意愿越強；且有?D/?(C+C′)<0，即遷移成本越高，預期收益D越小，勞動力流動意愿越弱。

為便于討論α1H、α0H、α1S、α0S對D的影響，結合現實施加兩點假設。其一，勞動力流向人力資本回報率更高的地區(qū)，即α1H>α0H。其二，鑒于勞動力流動削弱家庭影響，流入地代際傳承效應降低，即α1S<α0S。代際傳承效應又分為高收入傳承和低收入傳承：前者指高收入家庭子女憑借父母優(yōu)勢保持高收入；后者指低收入家庭子女受父母拖累陷入貧困陷阱。為刻畫不同群體間的代際效應差異，將遷移預期收益改寫為：

Di=(πα1H-α0H)Hi+(πα1S-α0S)Si

(5)

其中，i代表家庭類型，簡化為P(貧困)、M(中等)、R(富裕)三類。

至于中等收入家庭子女，具有正的社會資本但數值不大(SM>=0)，代際傳承并非流動決策的首要決定因素。只要流動行為能顯著提高其人力資本回報((πα1H-α0H)HM>>0)，并足以補償社會資本和遷移成本損失，流動就是理性選擇。換言之，該群體是否選擇流動，主要取決于人力資本而非社會資本。

為方便后文討論，將流動行為引致人力資本回報率變化對收入的影響稱為流動效應，將家庭背景承襲對子女收入的影響稱為代際傳承效應。流動效應和代際傳承效應共同影響個人收入，二者互為消長?？偨Y以上討論，得到三點理論推論與待驗假說。

假說1：流動效應為正，勞動力遷移對提升個人收入具有顯著的正向作用。

假說2：遷移對個人收入的影響因家庭背景而異，高收入家庭子女流動傾向弱于低收入家庭。

假說3：代際傳承效應受流動行為影響，留守本地強化傳承效應，跨區(qū)流動削弱傳承效應。

四、城鄉(xiāng)流動效應差異比較

(一)數據說明

研究我國代際收入關系，常用的微觀數據集有中國綜合社會調查(CGSS)、中國健康與養(yǎng)老追蹤調查(CHARLS)、中國家庭追蹤調查(CFPS)和中國居民收入調查(CHIP)。根據研究目標，本文對數據集提出四點要求：(1)調查應以家庭為單位，父母與子女信息能嚴格對應；(2)必須能清晰區(qū)分勞動力是否流動，據以揭示流動效應；(3)應對被調查者從事行業(yè)有明確界定，以刻畫代際行業(yè)傳承特征；(4)優(yōu)先選擇時效性強、最易處理的數據集。經綜合比較，最終選定CHIP數據集用于實證分析。

CHIP調查以家庭為單位，對家庭成員個人信息和就業(yè)狀態(tài)進行了詳細調查，樣本覆蓋東中西部，具有較強代表性。2002年數據中增加流動人口信息，并在2007、2008和2013年數據得以延續(xù)*此處所列數據所屬年份與調查執(zhí)行年份相差一年，如2002年數據由2003年調查獲取。。由于2002年之后CHIP行業(yè)分類標準發(fā)生較大變化，為確?？趶揭恢?，舍棄2002年數據。鑒于2008年數據是對2007年的追蹤調查，二者存在嚴重信息重疊，因此舍棄2008年數據。最終，選用2007年和2013年調查數據。

為滿足研究需要，對CHIP數據做如下處理。(1)剔除離退休人員、學生、失業(yè)者、家務勞動者和其他無工作人員，僅保留有收入勞動者數據。(2)按照戶籍地和工作地(具體到縣級)是否一致，劃分本地勞動力和流動勞動力。(3)2007年和2013年最高學歷分類存在較大差異，將其統(tǒng)一分為6類：小學及以下、初中、高中、大專、大學本科、研究生及以上。(4)行業(yè)類別采用2013年的標準分為20類，鑒于第20類“國際組織”涉及樣本極少，實際分析中未予考慮。(5)為保證行業(yè)與收入相對應，僅考慮勞動者當前從事主要工作的年收入總額(對領工資者包括工資、獎金、津貼和實物折現，對自我經營者為其凈收入)。(6)為消除物價變動影響，以2007年價格為基準，利用CPI對2013年收入數據進行調整。(7)以成年子女為中心，按照家庭編碼匹配父母信息(年齡、行業(yè)和收入)。(8)剔除核心變量缺失及數據異常的樣本，最終有效樣本量為4 063。

(二)描述統(tǒng)計分析

我國城鄉(xiāng)勞動力在收入與流動性方面均有明顯差異。根據戶口性質和是否流動，將勞動力分為農村本地、農村流動、城鎮(zhèn)本地和城鎮(zhèn)流動4類，其樣本分布及平均收入見表1。

表1 分類勞動力平均收入比較

如果按照戶口性質，粗略以農村和城市代表低收入和高收入家庭，可初步檢驗第二節(jié)提出的理論假說。(1)無論城鄉(xiāng)，流動群體平均年收入均高于本地群體，明確支持假說1。(2)農村勞動力流動比例高達62.7%，城鎮(zhèn)勞動力流動比例僅為17.2%；流動行為使農村勞動力收入提高17.3%，城鎮(zhèn)勞動力收入僅增長6.4%。這表明遷移對不同群體的影響強度不同，初步印證假說2。

表2 分類勞動力性別構成及收入差異

性別對收入的影響也不容忽視。表2顯示：全部樣本中男性收入比女性高22.6%；4類群體男性收入均高于女性，城鎮(zhèn)流動勞動力性別差距最大(36.3%)，城鎮(zhèn)本地勞動力性別差距最小(12.7%)。流動行為對農村勞動力收入的影響并無明顯性別差異(女性提高15.5%，男性提高18%)，但對城鎮(zhèn)勞動力收入的影響截然不同(流動使男性收入提高11.9%，女性收入反而降低7.4%)。城鎮(zhèn)女性本地就業(yè)似乎能借助社會資本享有“優(yōu)待”，外地就業(yè)反而遭受收入損失。初步推測，城鎮(zhèn)女性流動動機并非單純追求個人收入，其常以婚嫁或隨遷形式謀求家庭福利提升*需要說明，城鎮(zhèn)女性流動就業(yè)的樣本很少(僅有43人)。根據如此少的數據計算平均收入，很易受極端值影響，對其成因暫時只能做出初步猜測。。

理論表明，人力資本(本文以教育年限衡量)對流動決策有重要影響。表3顯示，城鎮(zhèn)勞動力受教育程度明顯高于農村：農村勞動力平均受教育年限約為10年(略高于初中)，本地和流動勞動力接受高等教育的比例分別為11.9%和9.13%；城鎮(zhèn)勞動力平均受教育年限約為13年(高中以上)，本地和流動勞動力接受高等教育的比例分別為64.77%和47.65%。流動群體受教育程度低于本地群體但收入更高，表明人力資本再配置可提升人力資本回報率(α1H>α0H)，并有力支持流動效應為正的假說1。進一步考察4類群體的學歷構成，發(fā)現留守本地人群的學歷處于中間，流動就業(yè)人群的學歷位于兩端*農村勞動力中，高中和大專學歷者更愿留在本地，初中以下和本科以上者更傾向外出就業(yè)。城鎮(zhèn)勞動力中，大專和本科學歷者更愿留在本地，高中以下及研究生更愿意外出就業(yè)。。流動就業(yè)人群的人力資本水平呈兩極分化，低學歷者主要流向建筑業(yè)、制造業(yè)和傳統(tǒng)服務業(yè)，高學歷者則主要對應高收入新興行業(yè)。

表3 分類勞動力受教育程度及其構成

五、代際行業(yè)傳承強度測度

代際傳承效應反映社會資本對收入的影響，具體可由收入、階層、就業(yè)、教育等眾多維度衡量。經審慎考慮，本文選擇由就業(yè)視角測度代際傳承強度。該做法優(yōu)勢有二，一則含義明確直觀，二則數據可得性強且較易處理。

(一)代際行業(yè)分布

為反映就業(yè)傳承，已有文獻中常用的工作類別劃分標準有三種：行業(yè)壟斷性、職業(yè)等級、行業(yè)類別。三種分類方式各有利弊。(1)按行業(yè)壟斷性劃分，有利于揭示行業(yè)進入障礙差異(吳奇峰和蘇群，2017[24])，但該分類過于籠統(tǒng)、難以進行深入分析。(2)按職業(yè)等級劃分，不僅能比較不同職業(yè)的代際傳承差異，還能研究職業(yè)階層轉變的升降方向，較行業(yè)壟斷性標準有明顯改進(周興和張鵬，2014[13])。但由于很多職業(yè)有嚴格的執(zhí)業(yè)資格限制和技術門檻(如專業(yè)技術人員和高級管理者)，若子女不具備基本任職條件，則無法“子承父業(yè)”。換言之，按職業(yè)研究代際就業(yè)傳承的有效性取決于“學歷與技能傳承普遍存在”這一前提，否則其測算結果將出現偏誤。(3)按行業(yè)分類劃分，據此刻畫代際傳承更具合理性：通常每個行業(yè)都包含多種職業(yè)，即使子女不具備父母職位的任職資格(無法職業(yè)傳承)，仍可通過父母“引薦”獲得該行業(yè)其他崗位，這無疑應視為代際傳承。有鑒于此，本節(jié)基于行業(yè)分類測度代際傳承強度。

將子女與父母中任一方從事同一行業(yè)界定為代際行業(yè)傳承，否則屬于代際行業(yè)轉移。為揭示流動行為對代際傳承的影響，除研究全社會整體代際行業(yè)傳承以外，還著重考察流動群體的代際傳承特征。劃分流動群體時，僅保留子女流動就業(yè)但父母本地就業(yè)的樣本，以排除父母與子女一同流動帶來的異地傳承。最終篩選得到流動樣本量1 203。

表4給出全部樣本及流動群體父子兩代的行業(yè)分布信息。結果顯示，子女與父母的行業(yè)分布存在明顯差異：在信息傳輸、軟件和信息技術服務業(yè)等新興部門，子女從業(yè)比例高于父母；而在農林牧漁業(yè)和建筑業(yè)等傳統(tǒng)部門，子女從業(yè)比例低于父母。與全部樣本相比，流動群體子女在高收入行業(yè)的就業(yè)比重更低(表4中，收入較高的教育至金融業(yè)，流動群體子女就業(yè)比例均低于全部樣本)。近一半(45%)流動子女集中在制造業(yè)，建筑業(yè)、批發(fā)零售業(yè)和住宿餐飲業(yè)也是其主要就業(yè)行業(yè)。

表4 子女與父母行業(yè)分布情況

注：行業(yè)按照2010年分行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資升序排列，數據取自《中國勞動統(tǒng)計年鑒》2011表1-23。

(二)測度方法改進

由于存在崗位需求限制，勞動者進入高收入行業(yè)的競爭十分激烈。在競爭充分的勞動力市場中，競爭者優(yōu)勝劣汰有助于提高資源配置效率。而在現實中，家庭背景和社會關系對行業(yè)選擇有重要影響[注]若父母從事某行業(yè)并在行業(yè)內積累起相應社會資源，當子女有進入該行業(yè)的需求時，父母可借助其掌握的社會資源幫助子女達成目的或增加勝算。，行業(yè)傳承現象較為普遍。國內定量測算代際傳承強度的文獻，普遍采用Blau和Ducan(1967)[25]指數方法(郭叢斌和丁小浩，2004[14]；周興和張鵬，2015[13]；吳奇峰和蘇群，2017[24])。其基本原理是測算子女與父母從業(yè)是否獨立：若二者獨立，表明沒有代際傳承；若不獨立，則可進一步由指數大小刻畫代際傳承強度。該方法存在一個明顯不足：為簡化計算，其僅以二維矩陣測算子女與父親從業(yè)相關性(忽略母親的影響)，顯然不能有效反映我國實際情況[注]我國女性勞動參與率很高。2007和2013年女性占總就業(yè)比例分別為46.4%和45%，是勞動市場上名副其實的“半邊天”。父親與母親對子女的影響都很重要，忽視母親所在行業(yè)對子女的影響可能造成嚴重的估計偏差。。本文考慮將父母雙方影響同時納入，對B&D的基本方法進行改進。

設有n個行業(yè)，fOFM表示“子女行業(yè)為O、父親行業(yè)為F、母親行業(yè)為M”的頻數。如果不存在代際行業(yè)傳承，實際觀察值fOFM應等于其在代際行業(yè)獨立假設下的期望值EOFM。因此，可由fOFM/EOFM大小衡量代際行業(yè)選擇是否獨立。以此為基礎，可以構造代際行業(yè)傳承指數和轉移指數。

1.行業(yè)傳承指數。

行業(yè)k(k=1,2,…,n)的代際傳承指數ITk為：

(6)

2.行業(yè)轉移指數。

代際行業(yè)轉移指子女從事行業(yè)與父母不同，具體又分為行業(yè)轉入和行業(yè)轉出兩種。

若子女在行業(yè)k就業(yè)，但父母均不屬于行業(yè)k，可構造行業(yè)k的代際轉入指數：

IIk=

(7)

若父母至少有一方屬于行業(yè)k，而子女不在k行業(yè)就業(yè)，可構造行業(yè)k的代際轉出指數：

IOk=

(8)

(三)測算結果分析

按照式(6)至式(8)，分別對全部樣本及流動群體測算代際行業(yè)傳承指數與轉移指數，據以檢驗勞動力流動會削弱代際傳承強度的理論假說3。

表5顯示，全部樣本中代際傳承指數均大于1，代際轉移指數均小于1。子女與父母同業(yè)頻數明顯大于代際行業(yè)獨立假設下的期望值，顯示出普遍且強烈的代際行業(yè)傳承傾向。需要注意，隨著樣本量減少，行業(yè)代際傳承指數出現劇烈波動。科學研究和技術服務業(yè)傳承指數高達45.14，但難以斷言該行業(yè)傳承度如此之高。該結果可能反映其對專業(yè)素質有很高要求，鑒于高學歷父母對子女人力資本投資強度更大，故子女能通過教育傳承實現行業(yè)傳承；但更可能源于樣本量過少導致的計算偏誤。樣本量較少時，以指數絕對值衡量傳承強度存在風險，但仍可相對反映行業(yè)間的代際傳承差異。

轉入指數和轉出指數能靈敏反映行業(yè)吸引力和發(fā)展前景。凈轉入指數(轉入指數-轉出指數)排名前三依次為信息傳輸軟件和信息技術服務業(yè)、制造業(yè)、金融業(yè)。得益于平均收入最高，金融業(yè)對系統(tǒng)內外子女均有很強吸引力，其兼具高傳承指數(17.21)與高凈轉入指數。凈轉出指數(轉出指數-轉入指數)最高的三個行業(yè)分別為農林牧漁業(yè)、建筑業(yè)、采礦業(yè)。農業(yè)平均收入最低，其較高的代際傳承指數(8.46)既來自家庭聯產承包責任制的制度安排，也反映農村勞動力技能缺乏的客觀障礙；農業(yè)轉入指數最低(0.45)且轉出指數最高(0.93)，對行業(yè)內外子女均缺乏吸引力，農業(yè)剩余勞動力轉出是滿足建筑業(yè)和傳統(tǒng)服務業(yè)勞動力需求的重要源泉。

相比之下，流動群體代際傳承指數普遍偏小，僅有三個行業(yè)例外。由于流動群體樣本量更小，部分行業(yè)畸高或低至0的傳承指數不足為信。流動群體轉入指數和轉出指數大多在1左右，表明流動勞動力的從業(yè)選擇與父母關聯較弱。由于流動群體分行業(yè)樣本量過少，轉移指數大小及排序缺乏足夠可靠性，暫不分行業(yè)詳細討論。對流動群體中樣本量大于20的行業(yè)，其傳承指數均低于全部樣本結果。上述結果表明跨區(qū)流動會削弱代際傳承強度，其支持理論假說3。

由于改進方法更符合我國實際，其可有力反映行業(yè)傳承與轉移模式，避免了B&D方法的內在估計偏誤。從傳承指數看，全部樣本中傳統(tǒng)方法與修正方法測算結果差異不大，流動樣本中結果尤為接近。究其原因，我國行業(yè)傳承仍由“子承父業(yè)”模式主導：行業(yè)傳承樣本中，與父親同業(yè)者占79.03%，與母親同業(yè)者占42.89%，與父母均同業(yè)者占21.92%。但對轉移指數而言，傳統(tǒng)方法下各行業(yè)轉移指數差異巨大且并不可信*例如，傳統(tǒng)方法測算全部樣本中金融業(yè)轉出指數1.84，高于轉入指數1.44；流動樣本中金融業(yè)轉入指數1.59，轉出指數3.02。顯然，該結果呈現的凈轉出特征既有悖于我國現實，也無法給出合理的理論解釋。，表明其測算方法存在缺陷。計算轉移指數時，修正方法將傳統(tǒng)方法的簡單平均改為按行業(yè)樣本數加權平均*計算轉入指數時，新方法相當于以父母在不同行業(yè)的從業(yè)比率為權數，從而減小小樣本異常值對指數的影響；計算轉出指數時則以子女在不同行業(yè)的從業(yè)比率為權數來減小異常值影響。，有效削弱了樣本量過少導致的異常值影響。總之，無論是理論合理性，還是測算結果對我國實際的反映能力，修正方法都具有明顯優(yōu)勢。

表5 代際行業(yè)傳承指數與轉移指數

注：行業(yè)按照全部樣本中子女在該行業(yè)的有效樣本量降序排列。由于樣本量限制，難以保證所有行業(yè)測算結果精確，但其很大程度上可反映實際。顯然，樣本量越大的行業(yè)，指數結果可靠性越高。

鑒于勞動者的行業(yè)選擇以追求高收入為主要目標。預期隨著行業(yè)收入水平提高，其轉入指數提高,轉出指數降低。為檢驗這一猜想，將行業(yè)按平均年收入劃分為低、中、高三個等級*按照《中國勞動統(tǒng)計年鑒》公布的2010年分行業(yè)年平均工資劃分等級，30 000元以下為低收入行業(yè)；30 000～50 000元為中等收入行業(yè)；50 000元以上為高收入行業(yè)，具體行業(yè)收入見表4。，比較代際傳承指數和轉移指數在不同收入等級的差異。表6顯示：隨著行業(yè)收入等級提高，全部樣本中傳承指數和轉入指數均呈上升趨勢，轉出指數則有所下降。高收入行業(yè)中，代際傳承指數高達12.28，轉入指數為0.94，轉出意愿較弱(0.79)，表明高收入行業(yè)激烈的進入競爭中，有同業(yè)家庭背景的勞動者勝出概率很高,行業(yè)外轉入難度很大。反觀缺乏吸引力的低收入行業(yè)，傳承指數僅為2.84，轉出指數明顯高于轉入指數，行業(yè)勞動力存在明顯凈流失。據此可知，代際行業(yè)傳承是構成高收入傳承的重要影響因素。流動群體中，代際指數隨收入等級變化也呈類似模式，但由于流動行為制約代際傳承，因此其傳承指數較低且轉移指數較高，再次印證理論假說3。

表6 不同收入等級行業(yè)指數

注：各收入等級的代際指數取層內各行業(yè)結果的加權平均，權數為各行業(yè)有效樣本量。

綜上可知，我國社會存在很強的代際行業(yè)傳承現象，勞動力跨區(qū)流動行為能顯著削弱代際影響。代際行業(yè)傳承限制勞動力市場自由競爭，是就業(yè)機會不均等問題的重要推手。在此局面下，異地求職的流動群體處于明顯劣勢，即使擁有較高知識與技能的專業(yè)人才想進入理想行業(yè)也會遭遇額外障礙。這不利于在經濟體系中優(yōu)化資源配置，也會拉大收入差距并強化階層固化。因此，盡快完善統(tǒng)一開放的城鄉(xiāng)一體化勞動力市場，為流動就業(yè)者構筑機會均等的就業(yè)平臺應被列為重要改革事項。

六、跨區(qū)流動和代際傳承影響共同檢驗

理論討論部分，在流入地人力資本回報率高于流出地的假設下，推測勞動力流動效應為正(假說1)，但其對不同群體影響強度不同(假說2)；同時，跨區(qū)流動能夠削弱代際傳承效應(假說3)。以上兩節(jié)分別從不同角度對上述假說做了初步檢驗，本節(jié)將跨區(qū)流動和行業(yè)傳承同時納入代際收入決定模型，在統(tǒng)一框架內同時檢驗三個假說。

(一)計量模型設定

代際收入彈性是衡量代際收入傳承的有力工具，也是代際收入決定模型的估計重點。已有文獻中，估計代際收入彈性所用的基本計量模型為：

(9)

(其中，C反映生命周期內收入變動模式，u反映隨機波動)，可將模型改寫為：

(10)

(11)

[注]考慮到子女傾向于擇優(yōu)傳承，本文選擇父母中收入較高一方的收入作為yPi的代理變量。，最終模型設定為：

式(12)中，MigOi為反映子女流動的虛擬變量(流動取1，否則取0);Indi表示第i個家庭子女與父母是否為同業(yè)(同業(yè)取1，否則取0)；交互項MigOi·yPi與Indi·yPi用于刻畫子女流動和行業(yè)傳承對代際收入彈性的影響；向量X表示一組控制變量，包括子女與父母年齡及其平方，子女性別、健康和受教育程度等個體特征。

(二)估計結果分析

鑒于勞動力收入分布非對稱，且各變量影響系數在不同收入階層存在差異，OLS估計結果可信性較差。Koenker和Bassett(1978)[26]提出的分位數回歸(Quantile Regression)方法，可以依因變量的條件分位數估計自變量影響，較OLS方法更具優(yōu)勢[注]主要表現為：(1)特別適合具有異方差的模型；(2)可以細致刻畫條件分布及其變化特征，不同分位點的參數估計本身也有分析價值；(3)分位數回歸無需施加強硬的分布假設，在隨機擾動非正態(tài)分布情況下，分位數回歸估計量通常比OLS估計量更有效；(4)估計量更為穩(wěn)健，不容易受異常值影響。。本文選取0.1、0.25、0.5、0.75和0.9五個分位點，分別刻畫低收入、中低收入、中等收入、中高收入和高收入人群的特征。

前述分析表明，城鄉(xiāng)勞動力流動特征和代際傳承均有明顯差異。為細化剖析兩類因素對個體收入的影響，根據戶口性質對農村和城鎮(zhèn)樣本分別建模。

農村樣本分位數回歸結果見表7，其顯示：β估計結果介于0.18～0.33之間，且伴隨分位點上移呈下降趨勢。低收入組代際收入彈性最大，表明存在強烈的“代際低收入傳承”，農村子女收入水平越高所受代際影響越弱。流動變量系數γ1顯著為正，有力支持理論假說1；低收入組流動效應最強，且隨分位點上移而減弱，明確支持理論假說2。流動變量與父母收入交互項系數γ2顯著為負，表明流動行為降低代際收入彈性，強烈支持跨區(qū)流動削弱代際傳承的理論假說3。同業(yè)變量系數γ3顯著為負，揭示出我國農村的特殊情況：父輩多集中于低收入傳統(tǒng)行業(yè)，因此與父母同業(yè)的個體，其收入水平會反而更低。代際收入與行業(yè)交互項系數γ4顯著為正，表明子女與父母同業(yè)會提高代際收入彈性、強化代際影響，符合上節(jié)“代際行業(yè)傳承是收入傳承重要手段”的基本判斷。各類控制變量影響均符合理論預期，人力資本對收入決定有重要影響：給定其他條件不變，男性收入高于女性，收入隨年齡增長先升后降，健康勞動者收入更高，收入隨教育水平提高而加速上升[注]作者分別對城鄉(xiāng)樣本進行回歸，并就模型設定和估計方法做了穩(wěn)健性分析。篇幅所限，僅報告選定模型分位數回歸估計結果的核心部分(控制變量回歸系數略)，如需詳細估計結果可向作者索取。。

表7 農村樣本分位數回歸結果

根據表7結果繪制圖1，可以直觀比較不同群體代際收入彈性差異。大致而言，各群體代際收入彈性均隨分位點上移而下降，且農村低收入者最難擺脫貧困陷阱。以“非流動非同業(yè)”群體為參照，可知：流動行為降低代際收入彈性(與“流動非同業(yè)”相比)，支持理論假說3；行業(yè)傳承提高代際收入彈性(與“非流動且同業(yè)”相比)，且強度超過流動行為影響(與“流動但同業(yè)”比較)，構成收入傳承的主導因素。過度行業(yè)傳承會造成就業(yè)機會不均等，降低勞動力市場配置效率并拉大收入差距。勞動力流動行為有助于削弱行業(yè)傳承影響，但無力從根本上扭轉局面。

圖1 不同群體代際收入彈性比較

表8給出城鎮(zhèn)樣本分位數回歸結果。其在以下方面與農村樣本結論一致：代際收入彈性顯著為正；流動行為一方面提升個體收入(支持理論假說1)，同時又因削弱代際效應對收入產生復雜影響(支持理論假說3)。然而，城鎮(zhèn)樣本也表現出若干不同特征。首先，β估計值在0.27～0.4之間，表明城鎮(zhèn)子女收入受代際影響更大；β估計值隨分位數提高呈上升趨勢，表明城鎮(zhèn)家庭存在強烈的“代際高收入傳承”，與農村家庭“代際低收入傳承”形成鮮明對比。其次，流動變量及其與父母收入交互項系數估計值在低分位點取值較低且不顯著，在高分位點統(tǒng)計顯著且強度提高，推測其與流動目的有關：城鎮(zhèn)勞動力遷移的機會成本遠高于農村，若流動后仍處于低收入階層，則其流動可能由婚姻或隨遷等因素(而非高工資吸引)驅動。最后，同業(yè)變量及其與父母收入交互項的系數在各分位點均不顯著，反映城鎮(zhèn)子女有更廣闊的行業(yè)選擇空間，是否子承父業(yè)對其收入無明確影響方向。

表8 城鎮(zhèn)分位數回歸模型結果

綜上可知，我國存在較強的代際收入彈性，尤以農村最低收入組和城鎮(zhèn)最高收入組的代際收入傳承程度最強?！柏氄哂?、富者愈富”的兩極傳承，將導致代際階層固化壓力增大?？鐓^(qū)流動有助于降低代際傳承強度，但其對子女收入的影響力度仍不及行業(yè)傳承，后者是我國代際收入傳承強度居高不下的重要推手之一。

七、結論、建議與展望

通過對我國城鄉(xiāng)家庭代際收入關系決定機制的理論探討和經驗分析，得到如下結論與認識。

第一，我國家庭具有較高的代際收入彈性，尤以農村最低收入組和城鎮(zhèn)最高收入組為甚。隨著收入提高，農村代際收入彈性下降，而城鎮(zhèn)代際收入彈性上升。這種“貧者愈貧、富者愈富”的兩極傳承，導致我國代際階層固化的壓力增大。

第二，勞動力根據自身條件和預期收入進行遷移決策?？鐓^(qū)流動對收入有兩方面影響：一是遷移有助于改善要素配置效率，通過提升人力資本回報率提高收入；二是遷移能通過削弱社會資本影響，降低代際收入傳承強度，抑制兩極分化。對農村低收入者，跨區(qū)流動不僅提高其工資率，還可使其逃離負社會資本拖累，均有助于擺脫貧困陷阱。但對城鎮(zhèn)高收入者，跨區(qū)流動導致強社會資本喪失而使其蒙受損失，其是否流動取決于人力資本收益改進能否補償社會資本損失。這一作用機制，可對“我國農村勞動力大量流向城市，而城鎮(zhèn)勞動力流動規(guī)模很小”做出有力解釋。

第三，測算結果表明，我國的行業(yè)傳承現象非常突出。尤其是金融業(yè)等高收入行業(yè)，具有兩高一低(傳承指數高、轉入指數高、轉出指數低)的特征，對行業(yè)內外子女均有極強吸引力。進入高收入行業(yè)，主要依靠社會資本(行業(yè)傳承)而非人力資本(業(yè)外轉入)。行業(yè)傳承有力推高代際收入彈性，構成我國代際收入關系的主導因素，跨區(qū)流動雖能有力削弱、但無法根本扭轉行業(yè)傳承的影響。

基于以上研究結論，為扭轉兩極分化趨勢、暢通向上流動渠道、改善要素配置效率，應著力在如下方面深化改革。首先，應加快戶籍制度改革和勞動力市場一體化進程，健全法律法規(guī)以保障流動勞動力合法權益，激勵勞動者加大人力資本投資與合理流動的積極性。其次，打破行業(yè)進入壁壘，并通過政策規(guī)制與輿論引導，樹立通過公平競爭實現個人發(fā)展的理念，努力消除行業(yè)收入差距中的非能力因素，使人力資本取代社會資本成為職位競爭和收入提升的主導力量。

本研究利用微觀數據考察我國代際收入關系及其決定因素，得到若干有意義的發(fā)現。然而，鑒于該問題的重要性和復雜性，未來研究中仍有眾多亟待深化之處：一是社會資本形式多樣，其作用機制值得細致剖析；二是勞動力流動對代際效應的影響渠道多元且復雜，其他影響路徑有待充分挖掘；三是由于樣本量限制，某些行業(yè)代際傳承指數測算結果不夠穩(wěn)健，城鎮(zhèn)家庭遷移影響的估計結果尚未盡顯著，均有待尋求更好的基礎數據繼續(xù)開展深入分析。