財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響
——基于CHNS數(shù)據(jù)的分析

陳 怡，鐘楚楚

(南京審計(jì)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇 南京 211815)

一、引言

機(jī)會(huì)是否均等是分配領(lǐng)域研究的重要問題之一，因?yàn)槌艘讶淮嬖诘呢毟徊罹嗤?，機(jī)會(huì)均等既是民眾也是政府公共政策追求的重要目標(biāo)之一。正是因?yàn)橐庾R(shí)到這一問題的重要性，十九大報(bào)告中提出“……破除妨礙勞動(dòng)力、人才社會(huì)性流動(dòng)的體制機(jī)制弊端，使人人都有通過辛勤勞動(dòng)實(shí)現(xiàn)自身發(fā)展的機(jī)會(huì)?！卑殡S著經(jīng)濟(jì)改革帶來居民人均可支配收入穩(wěn)步提高的同時(shí)，收入階層存在固化傾向，由此衍生出一些有悖于社會(huì)公平的不和諧現(xiàn)象，危害著經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展以及社會(huì)的公平公正問題。收入階層固化的一個(gè)重要組成部分是代際收入的階層固化，即上一代人之間的收入差距延續(xù)至下一代人，“寒門”難出“貴子”。這種代際間的收入階層固化使得子代向上發(fā)展的通道收窄，子代收入更易受到其父母收入、家庭背景的影響。

教育投入是現(xiàn)代社會(huì)實(shí)現(xiàn)代際收入流動(dòng)的關(guān)鍵渠道，教育投入不僅包括父代對(duì)子代進(jìn)行的個(gè)人投資，還包括國家對(duì)其進(jìn)行的公共投資——財(cái)政教育支出，對(duì)教育的公共投資也是政府追求機(jī)會(huì)均等和收入平等的重要機(jī)制。改革開放以來，政府持續(xù)的大規(guī)模教育投入使得一批青年才俊有書讀，讀好書?！笆濉逼陂g，中央堅(jiān)持把教育作為財(cái)政支出重點(diǎn)領(lǐng)域予以優(yōu)先保障，據(jù)統(tǒng)計(jì)，2016—2020年，全國一般財(cái)政預(yù)算教育支出累計(jì)16.21萬億元，在一般財(cái)政預(yù)算支出中占比最大。2019年，國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)為4.05萬億元，占GDP比重約為4.04%，這也是該比重自2012年起第8年保持高于4%的水平。但是我國財(cái)政教育支出在多大程度上可以影響代際收入流動(dòng)性？在不同的子代教育階段下、不同的父代收入等級(jí)下、財(cái)政教育支出水平不同的地區(qū)，財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響又存在怎樣的異質(zhì)性？本文將圍繞以上問題進(jìn)行探討。

相較于以往研究，本文的創(chuàng)新之處在于：(1)構(gòu)建了財(cái)政教育支出影響代際收入流動(dòng)性的理論模型，分析其影響的作用機(jī)制；(2)考慮到CHNS數(shù)據(jù)庫的特征，從省級(jí)層面入手，對(duì)子代逐一進(jìn)行生均教育經(jīng)費(fèi)的計(jì)算，以期最大程度地精確衡量每個(gè)子代在其就讀年份內(nèi)所享受到的國家財(cái)政教育支出，以保證實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性。(3)細(xì)分不同群體考察財(cái)政教育支出對(duì)代際流動(dòng)性的影響，包括按照教育階段分組，按照父親收入進(jìn)行分位數(shù)回歸，按照生均教育經(jīng)費(fèi)高低將省市分組，有助于理解財(cái)政教育支出對(duì)不同群體的影響程度，從而使財(cái)政教育支出的相關(guān)政策建議更具可操作性和針對(duì)性。

二、文獻(xiàn)綜述

代際相關(guān)性的問題最早是由Galton提出的，他首次提出“先天稟賦和后天環(huán)境”是影響代際流動(dòng)性的兩大主要原因；Becker和Tomes則開啟了經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域研究代際流動(dòng)性的時(shí)代，他們將人力資本理論引入代際收入流動(dòng)的研究，構(gòu)建模型探討父代對(duì)子代的人力資本投資對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響，雖然該模型存在一些不足之處，但仍對(duì)之后的代際收入流動(dòng)研究產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響。基于該研究，國內(nèi)外學(xué)者主要開始了兩個(gè)方面的探索：一是對(duì)代際收入流動(dòng)性的估算；二是研究代際收入流動(dòng)性的傳遞機(jī)制。

(一)關(guān)于代際收入流動(dòng)性的估算

由于微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)分析的發(fā)展，近三十年來代際收入流動(dòng)性研究取得了重大進(jìn)展。在Becker和Tomes之后，西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家Behrman和Taubman測(cè)算了美國代際收入流動(dòng)彈性為0.2，他們認(rèn)為美國具有較高的流動(dòng)性；而Solon的研究發(fā)現(xiàn)，代際收入彈性由對(duì)樣本不加限制時(shí)的0.39降到只選取高中及以上學(xué)歷父子樣本時(shí)的0.26，他還發(fā)現(xiàn)使用單年收入數(shù)據(jù)來估算，代際收入彈性估算值會(huì)下偏，樣本年限越長(zhǎng)，其彈性估算值越可靠；Zimmerman用父代4年收入均值進(jìn)行測(cè)算，得到美國的代際收入彈性為0.54，高于以往的研究結(jié)果；而Mazurnder將父代收入取值拉長(zhǎng)至16年時(shí)，得到的彈性約為0.6，也較以往研究結(jié)果更高；Herrington用父代收入五年均值研究了美國和挪威兩國的代際收入流動(dòng)性，得出美國的彈性約為0.53、挪威約為0.49,認(rèn)為兩國代際收入的不同可能是因?yàn)檎逃度肱渲玫牟煌?；David和Martin采用1950—2018年丹麥居民的收入數(shù)據(jù)均值，得出丹麥的代際收入流動(dòng)性持續(xù)降低，但仍然高于大部分國家。這些學(xué)者的結(jié)果都證實(shí)了收入樣本的選擇會(huì)帶來測(cè)算的偏誤，且理論上父代收入樣本年限越長(zhǎng)，估算結(jié)果越準(zhǔn)確。

相較于國外來說，由于包括數(shù)據(jù)可得性相對(duì)較差等的原因，國內(nèi)對(duì)代際收入流動(dòng)性的研究較晚。2000年以來，依據(jù)Becker和Tomes的模型，開始有更多學(xué)者對(duì)中國的代際收入流動(dòng)性進(jìn)行估算，王海港、郭叢斌和閔維方采用我國單年的微觀家戶數(shù)據(jù)估算代際收入流動(dòng)性。姚先國和趙立秋、陳琳和袁志剛、楊沫和王巖采用多年的微觀家戶數(shù)據(jù)進(jìn)行估算，他們的研究結(jié)果也發(fā)現(xiàn)采用多年平均收入估算得出的代際收入彈性要高于單年，他們還發(fā)現(xiàn)中國代際收入彈性呈現(xiàn)先下降后上升至穩(wěn)定的趨勢(shì)。具體研究方法與估算結(jié)果可見表1。

表1 國內(nèi)學(xué)者對(duì)代際收入流動(dòng)性的測(cè)算

(二)關(guān)于財(cái)政教育支出影響代際收入流動(dòng)性的研究

除了上述對(duì)代際收入流動(dòng)性進(jìn)行的估算，大量文獻(xiàn)開始研究代際收入流動(dòng)性的傳遞機(jī)制，在眾多影響機(jī)制中，有關(guān)財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響研究較早始于Solon，他對(duì)Becker和Tomes的模型進(jìn)行擴(kuò)展，將政府的財(cái)政教育支出與家庭私人教育支出納入一個(gè)理論框架中，來解釋代際收入流動(dòng)性的國別差異與變化趨勢(shì)，得出政府的公共支出確實(shí)會(huì)對(duì)子代的收入產(chǎn)生影響的結(jié)論。在Solon的理論研究基礎(chǔ)上，Hassler等的研究得出財(cái)政教育支出提高了子代成為“人才”的概率，因?yàn)樗麄儠?huì)更容易得到優(yōu)質(zhì)教育；Mayer和Lopoob將信貸約束引入代際流動(dòng)模型，發(fā)現(xiàn)美國財(cái)政教育支出越高的州傾向于擁有越高的代際流動(dòng)性。另外一些研究則細(xì)分了財(cái)政教育支出的分配差異與流向?qū)ΥH收入流動(dòng)性的影響；Pekkala和Lucas發(fā)現(xiàn)如果將財(cái)政教育支出的重心從初等教育轉(zhuǎn)至高等教育，代際流動(dòng)性會(huì)惡化；Herrington分析了美國和挪威的公共教育支出在地區(qū)、社區(qū)、學(xué)校間的分配差異很大程度上也會(huì)影響到代際收入流動(dòng)性的變化。

國內(nèi)學(xué)者近十來年也開始關(guān)注財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響，這些研究大都支持了財(cái)政教育支出有助于促進(jìn)代際收入流動(dòng)的結(jié)論，如郭叢斌和閆維方、周波和蘇佳、徐俊武和易瑞祥、邵洲洲和馮劍鋒。還有研究對(duì)財(cái)政教育支出進(jìn)行了細(xì)分，宋旭光和何宗樾將義務(wù)教育階段財(cái)政教育支出作為考察對(duì)象，結(jié)果表明提高義務(wù)教育階段的財(cái)政教育支出可以降低低收入家庭父代與子代之間的代際收入固化現(xiàn)象，有利于緩解貧困代際傳遞。

前人的研究已經(jīng)將財(cái)政教育支出與代際收入流動(dòng)性建立起了聯(lián)系，也從相關(guān)角度開展了對(duì)兩者關(guān)系的實(shí)證研究。但總體來看，國內(nèi)對(duì)財(cái)政教育支出影響代際收入流動(dòng)性的研究相對(duì)較為缺乏,這既是一個(gè)機(jī)會(huì)也是一個(gè)挑戰(zhàn)。本文將在構(gòu)建財(cái)政教育支出影響代際收入流動(dòng)性理論模型的基礎(chǔ)之上，利用CHNS數(shù)據(jù)庫，在省級(jí)層面上對(duì)子代逐一進(jìn)行生均教育經(jīng)費(fèi)的計(jì)算，并從教育階段、父代收入和財(cái)政教育支出水平三個(gè)層面細(xì)分群組來系統(tǒng)地考察財(cái)政教育支出對(duì)代際流動(dòng)性的影響，最后提出完善我國財(cái)政教育支出促進(jìn)代際收入流動(dòng)性的政策建議。

三、理論機(jī)制

代際收入流動(dòng)性是指父代收入與子代收入之間的關(guān)聯(lián)性，最初的理論基礎(chǔ)來源于Becker和Tomes的人力資本理論模型：

(1)

(2)

(一)接受教育時(shí)期

財(cái)政教育支出可以降低子代受教育的成本，將它降低的這一部分記為，也可以將其理解為財(cái)政教育支出對(duì)家庭負(fù)擔(dān)上學(xué)所需要的成本擠出了。父母受教育程度還會(huì)影響子代的學(xué)習(xí)習(xí)慣和態(tài)度，從而減少一部分的學(xué)習(xí)成本。因此，接受教育時(shí)期子代總的教育支出為：

=--

(3)

(4)

(二)就業(yè)時(shí)期

(5)

效用最大化即：

(6)

化簡(jiǎn)得：

(7)

(8)

圖1 貧富家庭各自最優(yōu)投入決策

假說1：無論在何種假設(shè)條件下，財(cái)政教育支出都促進(jìn)了代際收入流動(dòng)性。

(三)對(duì)于最低收入家庭的分析

(9)

這種情況下，財(cái)政教育支出取決于，取決于父代長(zhǎng)久以來處在最低收入水平中所固有的封閉落后的思想能否得到改善，取決于交通、教育基礎(chǔ)設(shè)施等是否改善。因此對(duì)于這一類人群，現(xiàn)階段財(cái)政教育支出對(duì)他們代際收入流動(dòng)性的改善可能并不明顯，或者需要更長(zhǎng)的時(shí)間才可能顯現(xiàn)。通過以上理論分析，我們得出假說2。

假說2：對(duì)于最低收入家庭，財(cái)政教育支出未起到顯著促進(jìn)代際收入流動(dòng)的作用。

四、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說明

(一)計(jì)量模型

根據(jù)上文的理論模型分析，通常意義上的代際收入彈性估計(jì)模型即基準(zhǔn)模型為：

ln=+ln++

模型Ⅰ

是第對(duì)父子樣本，表示兒子，表示父親，是子代年收入，是父代年收入，即為代際收入彈性，(1-)即代表著代際收入流動(dòng)性，也就是代際收入彈性的降低意味著代際收入流動(dòng)性的增強(qiáng)，兩者呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。為了克服生命周期的偏誤，會(huì)在中引入父子年齡及年齡的平方項(xiàng)作為控制變量。為擾動(dòng)項(xiàng)。為了研究財(cái)政教育支出對(duì)人力資本投資的影響，在模型Ⅰ中引入ln,表示第對(duì)父子樣本中的兒子在他接受教育的年份里所得到的財(cái)政教育支出均值，將模型擴(kuò)展為：

ln=+ln+ln++

模型Ⅱ

引入ln與ln的乘積交互項(xiàng)，將回歸模型進(jìn)一步擴(kuò)展為：

ln=+ln+ln+ln×ln++

模型Ⅲ

反映了財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響，若為負(fù)，則表示父代收入對(duì)子代的影響程度隨著財(cái)政教育支出的增加而減小，即財(cái)政教育支出的增加促進(jìn)了代際收入流動(dòng)性。此外，為了模型的穩(wěn)健性，在實(shí)證部分納入了省級(jí)層面的家庭教育支出變量以及子代其兄弟姐妹數(shù)量；還在控制變量中將省份設(shè)置虛擬變量，采用省份固定效應(yīng)來控制隨省份變化的不可觀測(cè)因素；以及納入了宏觀控制變量，包括子代所在省市的人均GDP以及外貿(mào)依存度。

(二)變量選擇

1.收入變量的構(gòu)建與說明

首先，本文選取問卷中年齡為16—65歲未在學(xué)的成年男性受訪者作為樣本，且僅研究父子之間的代際收入流動(dòng)性，其次，根據(jù)個(gè)人ID，家戶ID將子代數(shù)據(jù)與其父親的數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。在一個(gè)父親擁有多個(gè)子女的情況下，我們選取年齡最大的兒子作為樣本，因?yàn)檫@樣既可以避免子代年齡偏小所造成的估計(jì)結(jié)果偏差，也增加了數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性。最后，由于CHNS數(shù)據(jù)調(diào)查間隔年份較大，共同參與多年調(diào)查的家庭數(shù)量減少，影響實(shí)證的穩(wěn)定性與準(zhǔn)確性，因此本文先考慮對(duì)最新兩年2011年、2015年的數(shù)據(jù)分別回歸，再對(duì)兩年共有的樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.解釋變量

生均教育經(jīng)費(fèi)=政府對(duì)樣本所在省市的財(cái)政教育支出/當(dāng)年所在省市的在校學(xué)生數(shù)量，由于每個(gè)教育階段的生均教育經(jīng)費(fèi)都不一樣，一般來說小學(xué)的生均教育經(jīng)費(fèi)<初中<高中<高等學(xué)校，不考慮高等教育階段，這是因?yàn)槎鄶?shù)人并不會(huì)在自己的城市讀大學(xué)，而CHNS并未追蹤子代在哪所城市讀大學(xué)，因此本文只研究小、初高這三個(gè)教育階段。為了使財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的解釋更準(zhǔn)確，本文列出所有個(gè)體各自的受教育年限以及他們分別進(jìn)入小學(xué)、初中和高中的年份，將其小、初、高三個(gè)階段對(duì)應(yīng)年份里所在省市的生均教育經(jīng)費(fèi)加總獲得政府對(duì)其總的人力資本投資再除以子代的受教育年限，從而得出相對(duì)更精準(zhǔn)的生均教育經(jīng)費(fèi)數(shù)據(jù)。

3.控制變量

家庭教育支出：由于CHNS數(shù)據(jù)庫并未調(diào)查每個(gè)家戶教育投入的情況，因此文中該數(shù)據(jù)選擇使用統(tǒng)計(jì)年鑒中從省級(jí)層面衡量的家戶平均教育文化娛樂支出。人均GDP：處理方法類似于生均教育經(jīng)費(fèi)，同樣根據(jù)樣本受教育的時(shí)段中所在省市的人均GDP值進(jìn)行加總求平均，以獲取更精準(zhǔn)的數(shù)據(jù)。貿(mào)易開放度:部分進(jìn)出口貿(mào)易總額在統(tǒng)計(jì)年鑒中只披露了以美元為單位的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用當(dāng)年平均匯率(中間價(jià))將其換算成人民幣幣值。對(duì)于地區(qū)變量，做了兩種處理：一是參考胡洪曙和亓壽偉的方法，設(shè)置了虛擬變量D，代表該地區(qū)屬于沿海還是內(nèi)陸，將2011年與2015年CHNS數(shù)據(jù)庫涉及的12個(gè)省市進(jìn)行劃分，D=1代表沿海地區(qū)、D=0代表內(nèi)陸地區(qū)；二是將12個(gè)省市各自設(shè)立虛擬變量將省份固定來消除不隨時(shí)間變化的地區(qū)變量所帶來的偏差。

(三)數(shù)據(jù)描述

從表2可以看出，2011年子代年收入對(duì)數(shù)的均值為8.98(原收入均值18141元)，父代年收入對(duì)數(shù)的均值為8.77(原收入均值13132元)，父代低于子代；2015年子代年收入對(duì)數(shù)的均值為9.03(原收入均值26221元)，父代年收入對(duì)數(shù)的均值為8.53(原收入均值10878元)，父代低于子代。2011年子代平均受教育年限11.11年，父代平均受教育年限為7.99；2015年子代平均受教育年限11.10年，父代平均受教育年限為8.35。兩年數(shù)據(jù)都體現(xiàn)了子代平均受教育年限高于父代的特征。2011年家庭教育支出均值為1186元，低于2015年的1588元，表明家庭在個(gè)人教育投入中水平有所升高。2011年生均教育經(jīng)費(fèi)不取對(duì)數(shù)的原數(shù)據(jù)中均值為2091.83元，2015原數(shù)據(jù)中均值為2092.32元，兩者差距不明顯；在原數(shù)據(jù)中剔除1%以下及99%以上的極端值后，東部地區(qū)生均教育經(jīng)費(fèi)2011年均值為3285.71元，2015年為3420.23元；中部地區(qū)這個(gè)數(shù)據(jù)分別為1703.13元和1810.76元；西部地區(qū)分別為1202.85元和1477.46元，東部地區(qū)生均教育經(jīng)費(fèi)與中西部差距較大?？v向來看，三個(gè)階段的生均教育經(jīng)費(fèi)也符合上文所描述的規(guī)律，即小學(xué)階段的教育投入<初中<高中。

表2 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

表3和表4使用代際收入轉(zhuǎn)換矩陣分別對(duì)2011年和2015年的代際收入流動(dòng)性做了一個(gè)直觀描述。轉(zhuǎn)換矩陣產(chǎn)生于一階馬爾科夫轉(zhuǎn)換過程隨機(jī)性的研究，此方法可以用來表示代際收入流動(dòng)性，定量地反映父代與子代之間收入階層的動(dòng)態(tài)變化。運(yùn)用分位數(shù)法，本文將父代收入與子代收入水平從低到高排列，并按照五分位數(shù)將排列好的收入水平序列進(jìn)行等級(jí)劃分，從而構(gòu)建代際收入轉(zhuǎn)換矩陣，構(gòu)造的轉(zhuǎn)換矩陣P如下：

表3 代際收入轉(zhuǎn)換矩陣(單年) 單位：%

表4 代際收入轉(zhuǎn)換矩陣(2011年和2015年兩年共有樣本) 單位：%

轉(zhuǎn)換矩陣中每個(gè)元素代表著父代收入處于第階層的子代收入處在第階層的概率(在[0,1]區(qū)間內(nèi))，其中第一階層為最低收入階層，第五階層代表最高收入階層，且橫行代表子代所處階層，縱列代表父代所處階層，即為父代收入處于第一階層時(shí)，其子代收入仍處于第一階層的概率。如表4所示，2011年父代收入處于第一階層時(shí)，其子代收入仍留在第一階層的概率為40.15%，2015年的該概率則為32.30%。

上述分析可以看出以下特征：(1)最低、最高收入階層的代際流動(dòng)性是所有階層中最小的。2011年中，父輩處于第一收入等級(jí)時(shí)，子輩仍處于最低收入階層的概率為40.15%，而進(jìn)入最高階層的概率僅有6.82%，2015年中，父子都在第一階層的概率為32.30%，而子代進(jìn)入最高階層的概率僅有14.29%；2011年，父輩處于最高收入等級(jí)時(shí)，子輩仍處于最高收入等級(jí)的概率為46.97%，子代僅有3.79%的概率會(huì)降至最低等級(jí)，2015年，父子均處于最高等級(jí)的概率為29.38%，子代進(jìn)入最低等級(jí)的概率為5.00%。這是因?yàn)椋焊呤杖腚A層物質(zhì)資本、人力資本都會(huì)更加優(yōu)越，有足夠的資源和能力讓子代繼續(xù)保持在高收入階層；低收入階層不僅資源更少，也更易受到風(fēng)險(xiǎn)的波及，穩(wěn)定性較差，因此也很難向上流動(dòng)；處于中間收入階層的家庭向上流動(dòng)向下流動(dòng)的概率都比較平均。(2)子輩收入跳躍的階層越多，難度就越大，我們可以發(fā)現(xiàn)主對(duì)角線周圍元素的數(shù)值普遍比較大，即亞慣性率比較大，2011年數(shù)據(jù)組中亞慣性率高達(dá)68.17%，遠(yuǎn)超50%，側(cè)面反映了存在階層固化現(xiàn)象。

五、實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表5、表6和表7給出了基于以上三個(gè)模型的OLS估計(jì)結(jié)果，表5和6的第(1)、第(2)、第(3)列是模型Ⅰ的估計(jì)結(jié)果，其中第(1)列是不考慮虛擬變量的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，使用了每年的全部樣本；第(2)列是在第(1)列基礎(chǔ)上僅使用了2011年和2015年中具有可觀測(cè)的生均教育經(jīng)費(fèi)的樣本數(shù)據(jù)；第(3)列是在第(2)列基礎(chǔ)上引入沿海及內(nèi)陸虛擬變量D的估計(jì)結(jié)果；第(4)和第(5)列是模型Ⅱ和Ⅲ的估計(jì)結(jié)果，相對(duì)于模型Ⅰ引入了生均教育經(jīng)費(fèi)變量及其交互項(xiàng)，第(5)列還考慮了虛擬變量D?；鶞?zhǔn)回歸的結(jié)果顯示：第(1)列中2011年代際收入彈性估計(jì)值為0.363，2015年代際收入彈性估計(jì)值為0.292，與前人得出的數(shù)據(jù)較為接近；第(2)列中，該估計(jì)值為0.300和0.239，第(1)列和第(2)列的代際收入彈性均在1%的水平上顯著。第(4)列顯示：2011年代際收入彈性估計(jì)值為0.269，2015年為0.225，交互項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)且都在1%的水平上顯著，說明財(cái)政教育投入能通過改善父代收入從而促進(jìn)代際收入流動(dòng)性，驗(yàn)證了前文中的假說1。第(3)列考察了沿海和內(nèi)陸地區(qū)之間代際收入流動(dòng)性的區(qū)別，2011年中虛擬變量前的系數(shù)為-0.143，且在10%的水平上顯著，這意味著其他條件不變的情況下，沿海地區(qū)的代際收入彈性比內(nèi)陸地區(qū)低14.3%，2015年中該數(shù)值為16.2%，表明沿海地區(qū)的代際收入流動(dòng)性普遍高于內(nèi)陸地區(qū)。將第(3)列與第(5)列進(jìn)行對(duì)比，可以發(fā)現(xiàn)在引入了生均教育經(jīng)費(fèi)變量后，不但是整體的流動(dòng)性增強(qiáng)了，而且D前面的系數(shù)絕對(duì)值也變得更大了，第(5)列中，2011年沿海地區(qū)的代際收入彈性相對(duì)于內(nèi)陸地區(qū)高出了23%，2015年高出了20.5%，由此發(fā)現(xiàn)財(cái)政教育的投入對(duì)沿海地區(qū)代際收入流動(dòng)性有更強(qiáng)的促進(jìn)作用。表8中第(1)和第(3)列是將模型Ⅰ控制了省份固定之后的回歸結(jié)果，第(2)和第(4)列是將模型Ⅲ進(jìn)行了省份固定，由于主要是進(jìn)行核心變量系數(shù)的對(duì)比，出于篇幅考慮僅列出了ln，ln×ln前的系數(shù)，如表8所示，在將省份差異這一因素控制了之后，系數(shù)相較于沒控制這一變量時(shí)均有微弱提升。生均教育經(jīng)費(fèi)的系數(shù)均為正且低于代際收入彈性系數(shù)，說明國家的財(cái)政教育支出確實(shí)有助于提高子代收入，但其影響程度小于父代收入。

(二)分教育階段回歸結(jié)果

在表5、表6第(1)列基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上控制了省份變量，利用模型Ⅱ和模型Ⅲ繼續(xù)研究不同教育階段下財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響。表8和表9分別引入小學(xué)、初中、高中三個(gè)階段的生均教育經(jīng)費(fèi)，回歸結(jié)果表明：首先，不論小學(xué)、初中還是高中，引入生均教育經(jīng)費(fèi)變量都帶來了代際收入彈性的降低，與假說1的結(jié)論保持一致，但對(duì)這三個(gè)階段的影響程度各不相同，總體呈現(xiàn)出在義務(wù)教育階段財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的促進(jìn)作用要大于高中階段的特征，這一點(diǎn)與陳琳、徐俊武和易祥瑞研究相一致。其次，在第(2)、第(4)和第(6)列中引入財(cái)政教育支出與父親收入的交互項(xiàng)，實(shí)證結(jié)果均為負(fù)且顯著，進(jìn)一步說明財(cái)政教育支出在各個(gè)階段都對(duì)代際收入流動(dòng)性起到了促進(jìn)作用。交互項(xiàng)前面的系數(shù)還可以表明，相對(duì)于父代收入較高的人群來說，父代收入較低的子代更能從財(cái)政教育投入中獲益，我們將在后文對(duì)父代收入水平進(jìn)行分位數(shù)回歸中更清晰的觀察到這一現(xiàn)象。小學(xué)階段交互項(xiàng)系數(shù)的絕對(duì)值最高，這表明比起初中和高中階段，小學(xué)階段財(cái)政教育支出更能使收入較低的家庭積累人力資本，并從中獲益?？赡艿脑蛟谟冢盒W(xué)階段是大部分人接受教育的起點(diǎn)，也是人力資本形成的初期，而人力資本積累是財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性產(chǎn)生影響的一個(gè)重要渠道。因此小學(xué)階段的財(cái)政教育投入最能緩解較低收入家庭個(gè)人教育投資短缺的問題，它可以從源頭上削弱較低收入家庭在人力資本投資中面臨不利地位的影響。而對(duì)于高中階段來說，雖然財(cái)政教育支出能促進(jìn)代際收入流動(dòng)性，但是較低收入家庭從中獲得的利益小于小學(xué)與初中階段，可能的原因在于：現(xiàn)階段我國的高中教育并不屬于義務(wù)教育階段，因此普高的學(xué)費(fèi)相對(duì)來說會(huì)成為較低收入家庭的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。不同于小學(xué)初中階段，目前高中階段教育還存有兩大缺陷：普職分離與教育不均衡。初中之后會(huì)迎來第一個(gè)“教育分流階段”：普高、職高或者終止學(xué)業(yè)，固有的對(duì)職業(yè)中學(xué)的“偏見”使得人們對(duì)普高、重高的競(jìng)爭(zhēng)愈發(fā)激烈，這種競(jìng)爭(zhēng)性使得“上升渠道”進(jìn)一步壓縮，最容易受到打擊的便是較低收入家庭。高中階段較低收入階層爭(zhēng)取到的中學(xué)教育可能仍是低質(zhì)量的，較低收入家庭得益于我國從1986年起就頒布實(shí)施的義務(wù)教育法，并且在2011年我國實(shí)現(xiàn)了全面普及義務(wù)教育，相對(duì)于高中階段來說他們?cè)谛W(xué)初中階段得到的保障與機(jī)會(huì)更加完善和公平，因此高中階段較低收入家庭的人力資本積累相對(duì)來說要少于前兩個(gè)階段。

表5 基于模型Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ的基準(zhǔn)OLS回歸結(jié)果(2011年)

表6 基于模型Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ的基準(zhǔn)OLS回歸結(jié)果(2015年)

表7 基于模型Ⅰ、Ⅲ的省份固定回歸結(jié)果

表8 不同教育階段代際收入彈性O(shè)LS回歸結(jié)果(2011年)

表9 不同教育階段代際收入彈性O(shè)LS回歸結(jié)果(2015年)

(三)不同收入水平的分位數(shù)回歸結(jié)果

前文在做分教育階段回歸分析時(shí)已經(jīng)提及相對(duì)于父代收入較高的人群來說，父代收入較低的子代更能從財(cái)政教育投入中獲益。因此在這里詳細(xì)探討按照父代收入水平的高低進(jìn)行十分位回歸后，財(cái)政教育支出對(duì)不同收入分位代際收入流動(dòng)性的影響。2011年基準(zhǔn)模型的分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，從QR_20到QR_80，隨著父代收入的增長(zhǎng)，代際收入彈性不斷降低，流動(dòng)性越來越強(qiáng)，這與宋旭光和何宗樾的研究結(jié)果一致。在引入生均教育經(jīng)費(fèi)的模型做分位數(shù)回歸的結(jié)果顯示，從QR_20到QR_80，代際收入彈性持續(xù)顯著下降，但與基準(zhǔn)回歸一樣，在QR_90處出現(xiàn)了系數(shù)相對(duì)的增長(zhǎng)，可能的原因在于：低收入階層由于物質(zhì)資本的缺乏以及信貸上的約束，對(duì)子代的人力資本投資與最優(yōu)人力資本投資差距較大，而政府的財(cái)政教育支出可以一定程度上縮短這個(gè)差距，對(duì)于高收入階層來說，他們本來就具有強(qiáng)大的資源，家庭個(gè)人的人力資本投資起始點(diǎn)就比別人高，高收入家庭的子代借助父代繼續(xù)處于高收入階層,大大降低了代際流動(dòng)，財(cái)政教育支出的“錦上添花”作用自然會(huì)沒有低收入階層的“雪中送炭”更為明顯。

表10 不同收入水平代際收入彈性分位數(shù)回歸結(jié)果

2015年的回歸結(jié)果大體與2011年一致，兩年的共有現(xiàn)象是在最低收入等級(jí)QR_10至QR_20處，代際收入彈性沒有理論上的下降，反而出現(xiàn)了增長(zhǎng)，驗(yàn)證了上文中的假說2，但這與宋旭光和何宗樾、徐俊武和易祥瑞的研究結(jié)論有差異，可能的原因在于：對(duì)于處在最低收入水平的群體，這類家庭收入過低，通常無法做出教育投資的選擇，其對(duì)子代的教育投入一般完全依賴于財(cái)政教育支出，并且這部分家庭文盲比例更多，保守封閉的思想使得他們更可能將滿足子代的衣食住行需求作為更高的需求，因此其子代進(jìn)行教育投入產(chǎn)生的代際傳遞影響最低。而相對(duì)較低收入水平群體(即QR_20-QR_50)會(huì)更滿足前文的理論結(jié)果，他們更能從財(cái)政教育投入中獲益。

圖2 2011年、2015年份位數(shù)回歸結(jié)果

(四)不同教育支出水平的回歸結(jié)果

為了進(jìn)一步把握財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響，本文將樣本按照教育支出的高低分成兩組帶入模型Ⅰ中。

因?yàn)橐粋€(gè)地區(qū)教育支出的水平與它的宏觀經(jīng)濟(jì)效益是密不可分的，并且一個(gè)地區(qū)是否能有效利用國家財(cái)政教育支出也與他們的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革效率以及勞動(dòng)力市場(chǎng)的發(fā)展程度相關(guān)，因此在這里我們不再控制省份固定，而是引入一個(gè)新的虛擬變量：市場(chǎng)化指數(shù)(d)，該指標(biāo)衡量了地區(qū)市場(chǎng)化的發(fā)展程度，在本文中按照當(dāng)年發(fā)布的《中國市場(chǎng)化指數(shù)》中公布的排名，將排名前50%的地區(qū)設(shè)定為1，后50%地區(qū)設(shè)定為2。結(jié)果如表11所示，2011年高教育支出地區(qū)的代際收入彈性為0.269，2015年為0.237；低教育支出地區(qū)2011年的代際收入彈性為0.317，2015年為0.283，均在5%水平下顯著。在高教育支出地區(qū)，2011年虛擬變量d的系數(shù)為-0.677，意味著其他條件不變的情況下，高市場(chǎng)化程度地區(qū)的代際收入彈性要比低市場(chǎng)化程度地區(qū)小67.7%；在2011年低教育支出地區(qū)回歸中，該數(shù)值為59.3%，2015年為49.7%。以上數(shù)據(jù)表明財(cái)政教育支出因市場(chǎng)化程度的不同對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響存在地區(qū)異質(zhì)性?？梢缘贸鋈缦陆Y(jié)論：隨著教育支出的增加，代際收入流動(dòng)性增強(qiáng)，有利于促進(jìn)社會(huì)公平；市場(chǎng)化指數(shù)是與代際流動(dòng)性緊密相關(guān)，無論教育支出高還是低，市場(chǎng)化程度越高都會(huì)帶來越高的代際收入流動(dòng)性，而這種正向作用在高教育支出地區(qū)會(huì)更加明顯。此外，低教育支出水平的地區(qū)可能存在著勞動(dòng)力市場(chǎng)上人力資本的無效積累現(xiàn)象，從而使得它的代際收入流動(dòng)性普遍低于高教育支出地區(qū)。

表11 不同教育支出水平代際收入彈性O(shè)LS回歸結(jié)果

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，將2011年和2015年的共有樣本(兩年均參與CHNS調(diào)查問卷的家庭)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，將兩年均參與問卷的父子平均收入作為ln和ln的值,理論上這種長(zhǎng)期收入的均值更能代表個(gè)人的收入水平，我們將其與單年回歸結(jié)果進(jìn)行比較。

由于豪斯曼檢驗(yàn)拒絕了原假設(shè)，且固定效應(yīng)檢驗(yàn)里F統(tǒng)計(jì)量結(jié)果也優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)，因此穩(wěn)健性檢驗(yàn)里選擇使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。如表12所示，基準(zhǔn)回歸的代際收入彈性估計(jì)值為0.308，引入小學(xué)、初中、高中階段的財(cái)政教育支出后系數(shù)變?yōu)?.295、0.289和0.255，均低于0.308且在10%的水平上顯著，交互項(xiàng)前面的系數(shù)為負(fù)，小學(xué)階段系數(shù)絕對(duì)值最大且最顯著，與單年的回歸結(jié)果具有一致的特征；在將父親收入做分位數(shù)回歸研究時(shí)，考慮到兩年共有樣本量只有304對(duì)父子，因此不再做十分位回歸而是選擇五分位回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，表12中列出了代際收入彈性的系數(shù)，基準(zhǔn)回歸中系數(shù)變化幅度呈下降的趨勢(shì)，且均在5%水平下顯著，系數(shù)先上升后下降。由于樣本量以及分組方式的不同，兩者的波動(dòng)大體與單年一致，總體呈下降趨勢(shì)，但未呈現(xiàn)在單年時(shí)存在的先上升后下降再上升的趨勢(shì)；在分教育支出高低的回歸結(jié)果中(結(jié)果未列,留存?zhèn)渌?，高教育支出地區(qū)的代際收入彈性為0.205，低教育支出地區(qū)的為0.279，并在1%的水平下顯著，高教育支出地區(qū)的代際收入彈性估計(jì)值仍小于低教育支出地區(qū)，且兩者均小于基準(zhǔn)回歸，這也能看出財(cái)政教育支出越高，越能促進(jìn)代際流動(dòng)性，從而佐證前文的觀點(diǎn)。綜上，研究結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性，結(jié)論可信。

表12 2011年和2015年共有樣本代際收入彈性固定效應(yīng)回歸結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

本文構(gòu)建了財(cái)政教育支出影響代際收入流動(dòng)性的理論模型，分析其影響的作用機(jī)制，并利用CHNS最新兩期(2011年和2015年)的數(shù)據(jù)以及《教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒》中各省市生均教育經(jīng)費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：(1)總體看，財(cái)政教育支出有助于促進(jìn)代際收入流動(dòng)性，且該作用呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)。然而對(duì)于較低收入家庭的促進(jìn)作用最大，但對(duì)于最低收入家庭，財(cái)政教育支出難以起到顯著促進(jìn)代際收入流動(dòng)性的作用，需要社會(huì)系統(tǒng)性政策的配合；(2)隨著子代教育階段的提高，財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的促進(jìn)作用呈遞減趨勢(shì)，即高中階段從財(cái)政教育支出中的獲益小于義務(wù)教育階段，細(xì)分較低收入家庭也呈現(xiàn)同樣趨勢(shì)；(3)財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響存在地區(qū)異質(zhì)性，其對(duì)沿海地區(qū)代際收入流動(dòng)性的促進(jìn)作用較內(nèi)陸地區(qū)更強(qiáng)，同時(shí)，高教育支出的地區(qū)相對(duì)低教育支出的地區(qū)，財(cái)政教育支出對(duì)代際收入流動(dòng)性的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

結(jié)合上述結(jié)論，本文提出以下關(guān)于財(cái)政教育支出推動(dòng)代際收入流動(dòng)的政策建議：第一，完善財(cái)政教育支出政策與社會(huì)系統(tǒng)性政策的配合。財(cái)政教育支出能夠緩解代際收入階層固化，但其對(duì)于最低收入階層的家庭影響不顯著，這可能受到支出規(guī)模及政策單一性的約束。對(duì)于這部分群體，需要加大財(cái)政支出力度及社會(huì)系統(tǒng)性政策的配合。有研究表明，一些最低收入家庭子代的輟學(xué)現(xiàn)象除了經(jīng)濟(jì)困難外，更有“讀書無用論”導(dǎo)致的學(xué)習(xí)動(dòng)力不足等原因，對(duì)于這些現(xiàn)象不僅要增加教育投入，還需輔以更多的就業(yè)措施，通過社會(huì)系統(tǒng)性政策的配合，使最低收入家庭扭轉(zhuǎn)落后觀念，鼓勵(lì)最低收入家庭的子代有信心有機(jī)會(huì)進(jìn)入更高的教育階段，擺脫父代的收入桎梏，促進(jìn)代際收入流動(dòng)性。第二，合理劃分不同地區(qū)以及不同教育階段的財(cái)政教育支出規(guī)模。從實(shí)證結(jié)果來看，教育支出越高的地區(qū)代際固化現(xiàn)象越容易得到緩解。目前，生均教育經(jīng)費(fèi)水平相對(duì)較低的省份多集中在中西部地區(qū)，中西部地區(qū)財(cái)政教育支出的規(guī)模與利用效率都不及東部沿海城市，這也導(dǎo)致了中西部地區(qū)財(cái)政教育支出促進(jìn)代際收入流動(dòng)性作用相對(duì)東部較低的現(xiàn)象。因此政府更應(yīng)注重對(duì)中西部地區(qū)財(cái)政支出的扶持力度，保持持續(xù)性，只有量積累到一定程度后才能起到質(zhì)的變化，從而改善代際收入流動(dòng)性區(qū)域不協(xié)調(diào)的狀況。在全國剛進(jìn)入“十四五”這一時(shí)期，政府在穩(wěn)抓義務(wù)教育階段的同時(shí)可加大對(duì)高中階段財(cái)政教育的投入。在條件允許的情況下，可以將高中也納入義務(wù)教育階段，相比于義務(wù)教育階段，我國普高教育現(xiàn)階段面臨著較為嚴(yán)峻的結(jié)構(gòu)失衡、民辦高中占比偏高、教育機(jī)會(huì)不均等一系列問題。提升對(duì)高中教育的財(cái)政投入力度不失為一個(gè)有效緩解收入階層固化的方法。第三，疫情之下，更應(yīng)重視保證財(cái)政教育支出規(guī)模，提升其使用效率。疫情發(fā)生以來，家庭年收入30萬元以上的家庭，財(cái)富指數(shù)甘犁、路曉蒙、王香等構(gòu)造了財(cái)富指數(shù)，指數(shù)值大于100表示相對(duì)上季度有增加，等于100表示相對(duì)上季度基本不變，小于100表示相對(duì)上季度有所減少。保持較高水平，而年收入在5萬元以下的家庭，財(cái)富在同比縮水。這表明，如果沒有政府政策干預(yù)的情況下，疫情之下貧富差距有可能擴(kuò)大，勢(shì)必影響到低收入家庭對(duì)子代的教育投入。而同時(shí)我國的財(cái)政收入趨緊，財(cái)政部發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，2020全年全國一般公共預(yù)算收入182895億元，同比下降3.9%。因此，疫情之下保證財(cái)政教育支出規(guī)模的任務(wù)就顯得較為艱巨。政府須對(duì)學(xué)校疫情防控經(jīng)費(fèi)、困難學(xué)生資助等與財(cái)政教育支出相關(guān)的工作予以更多的重視，繼續(xù)堅(jiān)守“一個(gè)一般不低于，兩個(gè)只增不減”的要求，監(jiān)督各地落實(shí)財(cái)政教育經(jīng)費(fèi)保障工作。此外，進(jìn)一步提升財(cái)政教育支出的使用效率，完善財(cái)政教育支出使用率的考核評(píng)價(jià)體系，將財(cái)政教育支出的資金用途落實(shí)到細(xì)處，并出臺(tái)相應(yīng)的問責(zé)機(jī)制，從而提高我國財(cái)政教育支出的使用效率。