中國農(nóng)村居民的代際收入傳遞研究

陳杰 常雪 錢龍

摘 要：通過構(gòu)建一個加入父代人力資本質(zhì)量的代際收入傳遞分析框架，對比分析父代收入與人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞中的作用，可以拓展提高農(nóng)村代際收入流動性相關(guān)公共政策的思路，具有重要的現(xiàn)實意義。基于CHNS調(diào)查數(shù)據(jù)，實證結(jié)果顯示，與父親類似，母親收入與人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞中同樣重要，而且對兒子與女兒的影響均存在差別。具體而言，一方面，父親收入對女兒的影響比對兒子更為重要，而母親收入對兒子的影響則要高于對女兒的影響;另一方面，父親人力資本質(zhì)量對兒子的影響比對女兒更為重要，而母親人力資本質(zhì)量對女兒的影響則要高于對兒子的影響。異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明，對于受教育程度較低的群體，或經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的中西部地區(qū)而言，“父代教育約束”在代際收入傳遞中的作用已經(jīng)高于收入預(yù)算約束的作用。

關(guān)鍵詞：代際收入彈性;人力資本質(zhì)量;教育;工具變量

一、引言

“三農(nóng)”問題，核心在農(nóng)民，增加農(nóng)民收入是“三農(nóng)”工作的中心任務(wù)（中共中央黨史和文獻(xiàn)研究院，2019）。在中央一系列強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)富農(nóng)政策的支持下，農(nóng)民收入持續(xù)增加。2000年以來，我國農(nóng)民人均可支配收入持續(xù)提高，其實際增速的峰值分別為2010年和2011年，均較上年實際增長11.4%。此后，盡管實際增速有所放緩，但是，2016—2019年，我國農(nóng)民人均可支配收入年均增速仍達(dá)6.5%（姜長云等，2020）。對于促進(jìn)農(nóng)民增收的相關(guān)影響因素，現(xiàn)有研究重點關(guān)注了非農(nóng)就業(yè)（蔡潔等，2020）、農(nóng)村金融（溫濤和王佐滕，2021;李波和張春燕，2021）、土地要素（欒健和韓一軍，2020）、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展（王玉斌和李乾，2019;張林等，2021）等因素。除此之外，近兩年探討最多的是解決農(nóng)村貧困問題，即農(nóng)村貧困人口的增收（周玉龍和孫久文，2019;徐舒等，2020;汪三貴等，2020），此外，越來越多的研究開始關(guān)注電子商務(wù)（唐躍桓等，2020;邱子迅和周亞虹，2021）、互聯(lián)網(wǎng)（孫華臣等，2021）、數(shù)字鄉(xiāng)村（齊文浩等，2021）等因素對農(nóng)民增收的影響。

在對農(nóng)民增收展開研究的同時，一些學(xué)者也開始探討農(nóng)民收入差距問題，特別是城鄉(xiāng)收入差距問題。李實等（2018）利用國家統(tǒng)計局及CHIP數(shù)據(jù)的計算結(jié)果表明，農(nóng)村居民人均收入的基尼系數(shù)從2007年的0.37上升至2013年的0.41。姜長云等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，黨的十八大以來，城鄉(xiāng)居民收入相對差距趨于縮小，但絕對差距仍呈不斷擴(kuò)大趨勢。農(nóng)民收入差距與城鄉(xiāng)收入差距實際反映了同一代居民之間的收入差距，為了更深入地了解收入分配問題，還需要進(jìn)一步分析農(nóng)村居民的代際收入傳遞問題。Becker 和 Tomes（1979）最早建立了代際收入傳遞的經(jīng)濟(jì)學(xué)框架，在此框架中，代際收入傳遞一般用代際收入彈性來表示。該彈性越高，說明父代收入對子代收入的影響越大，代際收入流動性越低?，F(xiàn)有文獻(xiàn)重點測算代際收入彈性，以及探討代際收入傳遞機(jī)制（Qin 等，2016;Fan，2016;楊沫和王巖，2020;鄧悅等，2021），對于代際收入傳遞機(jī)制，絕大部分討論了較為直接的傳遞路徑，即父代收入通過對子代教育進(jìn)行投資，并最終影響子代收入。但是，除了收入，父代人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞過程中亦有重要作用。人力資本，亦稱“非物質(zhì)資本”，是體現(xiàn)在勞動者身上的資本，如勞動者的文化技術(shù)水平、健康狀況等，屬于一種質(zhì)量概念（李唐等，2016），其中，教育是其最重要的體現(xiàn)?；诖?，在本文中，人力資本質(zhì)量主要由個體受教育程度反映。不同人力資本質(zhì)量的父代，其對于子代的教育期望、教育參與均存在顯著差異，從而影響子代的教育結(jié)果，并最終影響子代的收入。因此，在探究代際收入傳遞過程中，除父代收入這一較為直接的影響，父代的人力資本質(zhì)量也應(yīng)該考慮在內(nèi)。基于此，本文構(gòu)建一個加入父代人力資本質(zhì)量的代際收入傳遞分析框架，比較分析父代收入與人力資本質(zhì)量對農(nóng)村居民代際收入傳遞的影響。相較于以往研究，通過對父代收入與人力資本質(zhì)量展開對比分析，可以拓展提高農(nóng)村代際收入流動性相關(guān)公共政策的思路。這對于農(nóng)村居民，尤其是人力資本質(zhì)量較低的群體具有重要現(xiàn)實意義。此外，以往的文獻(xiàn)或是籠統(tǒng)地分析父代與子代，或是僅僅分析父親與兒子之間的收入關(guān)系，對母親角色的作用關(guān)注較少。然而，在拓展后的分析框架中，母親人力資本質(zhì)量對子代收入的影響同樣不容忽視，因此，有必要針對父親和母親人力資本質(zhì)量對子代收入的影響均展開分析。

二、文獻(xiàn)綜述

對于代際收入彈性的測算，現(xiàn)有研究主要從以下兩個方面展開：第一，利用收入的追蹤數(shù)據(jù)，計算父代多輪收入的平均值作為持久性收入（何石軍和黃桂田，2013;陳杰等，2016）;第二，將父代的持久性收入視為內(nèi)生變量，利用父代的教育、職業(yè)等變量作為工具變量展開分析（Lefgren 等，2012;Lefranc 等，2014）。表1匯總了最近幾年對于中國代際收入彈性的估計結(jié)果，在配對方式上，現(xiàn)有研究主要估計父親與兒子、父親與子代（兒子與女兒）的代際收入彈性。相關(guān)估計結(jié)果顯示，中國代際收入彈性總體處在0.4左右，且城鎮(zhèn)地區(qū)的代際收入彈性要略高于農(nóng)村地區(qū)，但估計結(jié)果仍未形成一致結(jié)論。

估計代際收入彈性只是代際收入研究中最基本的一步，更值得關(guān)注的是父代收入是通過何種機(jī)制傳遞給子代的。Becker 和 Tomes（1979）的理論模型認(rèn)為父代對子代的人力資本投資以及稟賦的遺傳是代際收入的主要傳遞機(jī)制。對于稟賦遺傳在代際收入傳遞中的作用，最初的研究主要是通過計算并比較兄妹間以及社區(qū)內(nèi)樣本的收入相關(guān)性。其基本思想為，如果個人未來的收入與社區(qū)和家庭等成長背景有很大的關(guān)系，那么與其他隨機(jī)抽取的人群相比，在同一社區(qū)和家庭成長的子代之間會表現(xiàn)出更大的收入相似性。由于對兄妹和社區(qū)收入相關(guān)性研究并不能區(qū)分稟賦遺傳和后天培養(yǎng)的作用，在接下來的文獻(xiàn)中，研究者們把總體收入的方差分解為三個部分，分別為基因、家庭環(huán)境和個體因素。Bjrklund 等（2007）使用瑞典的數(shù)據(jù)，采用同樣的方法獲得如下結(jié)論：基因遺傳對總體收入方差具有重要貢獻(xiàn)，其貢獻(xiàn)達(dá)到了10%（女性）、20%（男性）;而家庭因素的影響相對比較小;個體因素的影響很大，占到總體收入方差的64%。除此之外，還有一些研究選擇采用收養(yǎng)者的數(shù)據(jù)來探討代際收入傳遞的機(jī)制。在領(lǐng)養(yǎng)為隨機(jī)過程且養(yǎng)子如親身子女一樣被照料的前提假設(shè)下，被收養(yǎng)者與其養(yǎng)父母之間不存在基因相關(guān)性，通過比較不同樣本組，研究者們就可以得出基因、家庭環(huán)境在代際收入傳遞過程中的作用。Sacerdote（2007）利用HICS數(shù)據(jù)，得出親身子女的代際收入彈性為0.32，收養(yǎng)子女的代際收入彈性為0.09。

除了稟賦遺傳，人力資本因素對代際收入的傳遞同樣重要。Qin 等（2016）構(gòu)建了一個“三代人”模型分析人力資本（教育與健康）在代際收入傳遞中的作用，并用CHNS1989-2009的數(shù)據(jù)進(jìn)行了驗證。Hérault 和 Kalb（2016）探討了教育在勞動收入（工資）代際傳遞中的作用，并分兒子與女兒進(jìn)行了討論。Fan（2016）認(rèn)為代際收入主要是通過人力資本、社會資本以及對單位的所有權(quán)進(jìn)行傳遞，并通過相同的方法，得出改革開放前，社會資本是高收入群體代際收入傳遞的主要方式。改革開放后，教育是低收入群體代際收入傳遞的主要方式，社會資本依舊是高收入群體代際收入傳遞的主要方式。Bevis 和 Barrett（2015）利用菲律賓農(nóng)村的面板的數(shù)據(jù)，對代際收入彈性進(jìn)行分解，主要從健康、教育、土地以及配偶教育等方面探討代際收入的傳遞機(jī)制，并進(jìn)一步分析了這一過程在兒子與女兒之間的差異。近年來，學(xué)者們主要對教育這一代際收入傳遞機(jī)制進(jìn)行細(xì)化，比如Blandenau 和 Youderian（2015）將兒童教育時期分為早期、中期及晚期，研究發(fā)現(xiàn)政府公共教育支出對晚期兒童教育幾乎沒有作用，但是增加低收入家庭兒童的早期教育能夠有效提高流動性。

綜上所述，以往文獻(xiàn)對代際收入彈性與代際收入傳遞機(jī)制均做了深入探討，特別是教育在代際收入傳遞過程中的重要作用，具有啟發(fā)性。但是，以往研究很少涉及父代人力資本質(zhì)量，忽略了父代人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞過程中的作用?；诖耍疚臉?gòu)建一個加入父代人力資本質(zhì)量的代際收入傳遞分析框架，比較分析父代收入與人力資本質(zhì)量對農(nóng)村居民代際收入傳遞的影響，以期對以往研究做出一些補(bǔ)充。

三、理論分析

參照以往的研究（Solon，1992;何石軍和黃桂田，2013），本文設(shè)定代際收入彈性的基本估計方程為：

y1=β0+β1y0+ε（1）

其中，y0和y1分別代表父代和子代持久收入。β1為代際收入彈性，表示父代收入對子代收入的影響程度。

式（1）表明，在代際收入傳遞中，父代收入會對子代收入產(chǎn)生重要影響。對于代際收入傳遞機(jī)制，現(xiàn)有研究討論了較為直接的傳遞路徑。具體而言，理性的父代會在自身的消費(fèi)以及對子代的人力資本投資中尋找效用的最大化，在這一過程中，通過對子代教育進(jìn)行投資，并最終影響子代收入。

在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步探討了父代人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞中的作用。如上文所述，受教育程度是人力資本質(zhì)量較重要的指標(biāo)，同時也會對子代發(fā)展產(chǎn)生直接影響。因此，人力資本質(zhì)量在本文中具體由個體的受教育程度體現(xiàn)。受教育程度越高的父代，其人力資本質(zhì)量越高;受教育程度越低的父代，其人力資本質(zhì)量越低（錢龍和陳杰，2018;王延濤等，2018）。人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞過程中的作用主要包括兩個方面：第一，父代人力資本質(zhì)量對父代收入的作用;第二，父代人力資本質(zhì)量對子代教育的作用。由于第一點最終歸結(jié)于父代收入在代際收入傳遞中的作用，本文重點考察第二點。在子代教育培育過程中，父代對于教育的偏好和期望會發(fā)生代際傳遞，而子代則會把這一價值觀內(nèi)化，形成自身對教育的期望，進(jìn)而影響自身的受教育程度。具體而言，人力資本質(zhì)量較高的父代會更多地參與到子代的學(xué)習(xí)中，投入更多的精力，重視學(xué)業(yè)成績、參與子代教育實踐等，從而強(qiáng)化自身的教育期望。子代對自身教育期望越高，越能獲得更高的學(xué)業(yè)結(jié)果（楊中超，2018;陳依婷等，2021）。反之則會產(chǎn)生相反的作用。

對于上述分析內(nèi)容，本文借鑒Lefgren 等（2012）的研究，假設(shè)兩代人的收入都由人力資本質(zhì)量和市場運(yùn)氣兩部分組成，即：

y0=γ0+HC0+η0（2）

y1=γ1+HC1+η1（3）

其中，HC0和HC1為用等額市場價值表示的兩代人的人力資本質(zhì)量，η0和η1表示兩代人的市場運(yùn)氣（與人力資本質(zhì)量無關(guān)的、在勞動力市場中獲得的偶然性收入）。

進(jìn)一步假設(shè)子代的人力資本質(zhì)量由父代的收入和人力資本質(zhì)量共同決定，且二者的邊際影響相互獨(dú)立（Lefgren 等，2012;陳琳，2016），即：

HC1=α+π1y0+π2HC0+φ1（4）

上述兩代人的收入決定方程和子代的人力資本質(zhì)量決定方程構(gòu)成了模型的基本組成部分。把式（4）帶入式（3），得：

y1=π0+π1y0+π2HC0+ν1（5）

其中，π0=α+γ1 ，ν1=φ1+η1。在該式中，π1衡量了在控制父代人力資本質(zhì)量的情況下，父代收入對子代收入的影響;π2衡量了在控制父代收入的情況下，父代人力資本質(zhì)量對子代收入的影響。

進(jìn)一步地，把式（2）帶入式（5），得：

y1=π0+π1γ0+（π1+π2）HC0+π1η0+ν1（6）

式（6）顯示，父代的人力資本質(zhì)量既可以直接影響子代收入，也可以通過其收入間接影響子代收入，而父代的市場運(yùn)氣則只能通過其收入影響子代收入。

從理論上講，由于存在個體能力等遺漏變量以及單年收入的暫時性波動，對式（5）或式（6）進(jìn)行回歸，直接識別π1，π2非常困難。對此，Lefgren 等（2012）提出了一個間接界定π1和π2的方法。具體而言，在上述分析框架內(nèi)，若針對父代收入采用工具變量Z0估計代際收入彈性，可以證明得到該IV估計值滿足：

βIV=π1+π2cov（HC0，Z0）covHC0，Z0+cov（η0，Z0）=π1+π2ζIV（7）

在式（7）中，若找到只與父代的收入運(yùn)氣（η0）相關(guān)而與父代人力資本質(zhì)量（HC0）無關(guān)的工具變量，則βIV，LUCK=π1;若找到與父代人力資本質(zhì)量（HC0）相關(guān)而與父代收入運(yùn)氣（η0）無關(guān)的工具變量，則βIV，HC=π1+π2。進(jìn)一步，獲得π2=βIV，HC-βIV，LUCK。通過上述方法，可以分別獲得父代收入與人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞過程中的貢獻(xiàn)率。

四、數(shù)據(jù)與估計方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（China Health and Nutrition Survey）1989至2015年之間10輪的數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)是中國疾病預(yù)防控制中心營養(yǎng)與食品安全所與美國北卡羅來納大學(xué)人口中心合作的追蹤調(diào)查項目。2011年以前的調(diào)查范圍覆蓋了9個?。▍^(qū)）的城市和農(nóng)村地區(qū)，包括遼寧、江蘇、山東、河南、湖南、湖北、廣西、貴州和黑龍江省，2011年上海、北京和重慶3個直轄市加入，2015年進(jìn)一步加入云南、浙江及陜西省。CHNS數(shù)據(jù)采用多階段分層整群隨機(jī)抽樣方法。數(shù)據(jù)中包含家庭中個體特征、職業(yè)類型、收入等各方面信息。

為了得到本文所需要的數(shù)據(jù)形式，首先對所有家庭樣本中父代（父親與母親）和子代（兒子或女兒）的信息進(jìn)行分離，然后將同屬一個家庭的父代、子代數(shù)據(jù)進(jìn)行合并，從而獲得兩代人的數(shù)據(jù)。其次，從對子代勞動力數(shù)據(jù)初步統(tǒng)計結(jié)果來看，不少勞動力甚至是未成年。由于使用較低年齡段子代的收入會帶來較大的測算誤差，所以本文剔除子代年齡低于18周歲的樣本。依據(jù)法定退休年齡，將父親勞動力的年齡上限設(shè)定為60歲，母親勞動力的年齡上限設(shè)定為55歲。此外，根據(jù)以往關(guān)于生命周期偏誤的研究（Haider 和 Solon，2006;Bhlmark 和 Lindquist，2006），父代處于40歲以上年齡段可能是生命周期偏誤最小的年齡段，本文進(jìn)一步設(shè)定父代年齡不低于40歲。最后，本文利用CHNS數(shù)據(jù)提供的2015年消費(fèi)價格指數(shù)對父代、子代收入數(shù)據(jù)進(jìn)行了平減[2015年消費(fèi)價格指數(shù)已按照當(dāng)?shù)氐那闆r進(jìn)行了調(diào)整，具體計算過程見CHNS數(shù)據(jù)庫中的“Individual Income Variable Construction”和“Household Income Variable Construction”。]。本文共得到農(nóng)村樣本中父代-子代有效配對樣本數(shù)為2364對，其中，父親-兒子與母親-兒子配對樣本數(shù)為1509對，父親-女兒與母親-女兒配對樣本為855對。

（二）變量與描述性統(tǒng)計

表2匯報了農(nóng)村配對樣本中父親、母親、兒子以及女兒主要變量的統(tǒng)計結(jié)果。從農(nóng)村樣本來看，對于父代而言，無論是收入、年齡、受教育年限還是職業(yè)的分值上，父親均高于母親。對于子代而言，兒子的平均收入為9749元，比女兒的收入高約1/3。兒子的平均年齡與受教育年限要略高于女兒，但是，女兒的職業(yè)分值的平均值卻略高于兒子。與此同時，在對數(shù)據(jù)分析時發(fā)現(xiàn)，父親、母親的受教育程度為初中及以下分別占總樣本的61%、92%，職業(yè)分值子代平均值要高于父代。

（三）估計方法

如上文所述，代際收入彈性的基本回歸方程如式（1）所示，在具體估計中，一般使用單年收入作為持久收入的替代。但是，由于單年收入與持久收入往往有較大偏差，使用單年收入來估計代際收入彈性會帶來向下的偏誤（Solon，1992;Zimmerman，1992）。對此，Solon（1992）認(rèn)為，基于個人一生實際收入一般為單峰型的基本事實，一個有效的辦法是對個體的年收入水平用年齡及其平方項進(jìn)行調(diào)整。調(diào)整后的方程為：

y1t=β0+β1y0t+β2age1t+β3age21t+β4age0t+β5age20t+μ（8）

式（8）中，y1t、y0t分別為子代、父代在t年的收入的對數(shù)，age1t、age0t分別為子代、父代在t年的年齡，μ為隨機(jī)擾動項。通過式（8）的調(diào)整，可以優(yōu)化單年收入對持久收入的替代效果。

本文的重點在于剝離出父代人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞中的作用，基于上文的理論分析，需要分別估計出π1+π2，π1。現(xiàn)有研究在估計代際收入彈性時，通常使用父代自身的教育和職業(yè)作為父代收入的工具變量（Lefgren 等，2012;Lefranc 等，2012）。有鑒于此，本文進(jìn)一步使用父代配偶的教育和職業(yè)作為其收入的工具變量，具體而言，本文使用母親的教育和職業(yè)變量作為父親收入的工具變量，使用父親的教育和職業(yè)變量作為母親收入的工具變量，從而得到估計結(jié)果βIV，HC=π1+π2。工具變量的有效性來自于：第一，受教育年限和職業(yè)是影響個人收入的重要因素。而且，由于可能存在婚姻匹配效應(yīng)，婚姻雙方的受教育年限、職業(yè)分值具有一定程度的相關(guān)性，比如，受教育程度較高、職業(yè)分值較高的女性有更大概率嫁給受教育程度較高、職業(yè)分值較高的男性，反之亦然，符合有效工具變量相關(guān)性的條件。第二，若使用配偶教育、職業(yè)因素作為工具變量，則不會與自身一些不可觀測因素，比如能力等相關(guān)，符合有效工具變量外生性的條件。與此同時，本文職業(yè)分值是按照Erikson 和 Goldthorpe（2002）的職業(yè)等級分類表來設(shè)定，職業(yè)分值一方面與受教育程度相關(guān)，另一方面也與人力資本質(zhì)量無關(guān)的運(yùn)氣相關(guān)，與陳琳（2016）的研究一致，本文同樣使用父親（母親）職業(yè)對父親（母親）教育年限回歸的殘差作為與父親（母親）收入運(yùn)氣相關(guān)而與人力資本質(zhì)量無關(guān)的工具變量，得到估計結(jié)果βIV，LUCK=π1。

在此基礎(chǔ)上，本文采用兩階段估計辦法進(jìn)行估計，其中，第一階段的估計方程為：

y0t=γ0+γ1Z0t+γ2age1t+γ3age21t+γ4age0t+γ5age20t+ν（9）

其中，Z0t為一系列工具變量，若y0t為父親收入的對數(shù)，則Z0t包含母親教育、母親職業(yè)或父親職業(yè)對父親教育年限回歸的殘差;若y0t為母親收入的對數(shù)，則Z0t包含父親教育、父親職業(yè)或母親職業(yè)對母親教育年限回歸的殘差。

估計式（9）得出y^0t=γ^0+γ^1Z0t+γ^2age1t+γ^3age21t+γ^4age0t+γ^5age20t，代入式（8）替代y0t得到第二階段估計方程為：

y1t=β0+β1y^0t+β2age1t+β3age21t+β4age0t+β5age20t+μ（10）

為了獲取正確的標(biāo)準(zhǔn)誤，本文一次性估計兩個階段的回歸方程。通過對不同類型工具變量展開估計，估計出的β1即可代表π1+π2，π1。

五、實證分析

（一）代際收入彈性估計

表3匯報了農(nóng)村樣本父親與兒子、父親與女兒、母親與兒子以及母親與女兒最小二乘法（OLS）和工具變量法（IV）的估計結(jié)果。表3的估計結(jié)果顯示，采用工具變量方法估計出的代際收入彈性能夠在一定程度上解決采用單年收入估計時存在的向下偏誤（Solon，1992）。關(guān)于工具變量的有效性，首先，大部分子樣本估計結(jié)果的F統(tǒng)計量均遠(yuǎn)高于10，僅有母親-兒子配對樣本中，以母親職業(yè)對教育的殘差作為工具變量估計時，F(xiàn)值為8.7，但是也已非常接近10，因此基本可以拒絕“弱工具變量”的原假設(shè);其次，對工具變量的外生性進(jìn)行過度識別檢驗，發(fā)現(xiàn)其p值均大于0.1，即無法拒絕工具變量都是外生的原假設(shè)。以上結(jié)果保證了本文工具變量選取的有效性。

如上文所述，本文利用配偶教育和職業(yè)變量作為父代收入的工具變量，用以估計βIV，HC=π1+π2，利用父親（母親）職業(yè)對父親（母親）教育年限回歸的殘差作為與父親（母親）收入運(yùn)氣相關(guān)而與人力資本質(zhì)量無關(guān)的工具變量，用以估計βIV，LUCK=π1。表3的估計結(jié)果顯示，與理論預(yù)期一致，βIV，HC>βIV，LUCK。由于βIV，LUCK=π1考察了父代收入對子代收入的影響，對比以往關(guān)于代際收入彈性的研究結(jié)果（Lee 和 Solon，2013;Deng 等，2013;Li 等，2014;Qin 和 Wang，2016;Palomino 等，2018;楊沫和王巖，2020），除了母親-兒子估計出的結(jié)果略高之外，其余結(jié)果均處在0.2-0.8的范圍內(nèi)。這表明本文的估計結(jié)果較為合理，同時也表明中國農(nóng)村地區(qū)父代收入對子代收入的影響較大。進(jìn)一步地，父親收入對兒子的影響略低于父親對女兒的影響，而母親收入對兒子的影響則高于母親對女兒的影響。此外，父親收入對兒子的影響要低于母親對兒子的影響，而父親收入對女兒的影響則略高于母親對女兒的影響。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為進(jìn)一步驗證結(jié)果的穩(wěn)健性，這里嘗試改變工具變量，主要是針對π1+π2的估計。利用不同工具變量組合估計出相應(yīng)結(jié)果，若父代收入與人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞中影響的相對大小未發(fā)生變化，則說明本文的估計結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。如上文所述，現(xiàn)有研究通常使用父代自身的教育和職業(yè)作為父代收入的工具變量（Lefgren 等，2012;Lefranc 等，2012）?；诖耍瑹o論是估計父親與子代樣本，還是母親與子代樣本，本文進(jìn)一步采用父親與母親教育和職業(yè)的所有信息，即利用母親受教育年限、母親職業(yè)、父親受教育年限以及父親職業(yè)的組合作為工具變量，用以估計π1+π2。表5匯報了相應(yīng)的結(jié)果，工具變量檢驗的結(jié)果顯示，第一階段回歸的F值均大于10，所以拒絕“弱工具變量”的原假設(shè)，同時，對

工具變量的外生性進(jìn)行過度識別檢驗，發(fā)現(xiàn)其p值均大于0.1，即無法拒絕工具變量都是外生的原假設(shè)。對于估計結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)，父代的收入影響依然是較為重要，且父親對兒子的收入影響低于女兒，母親對兒子的收入影響高于女兒，這一結(jié)果與上文保持一致，表明本文結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

（四）異質(zhì)性分析

本文進(jìn)一步檢驗不同受教育程度下，父代人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞中的作用，以更深入地考察這一作用的異質(zhì)性。結(jié)合樣本受教育程度的分布，本文將父代樣本分為初中以下樣本與初中及以上樣本。表6匯報了相關(guān)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，在父親-兒子，母親-兒子，母親-女兒樣本中，受教育程度在初中以下的父代，其人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞中的作用要高于受教育程度為初中及以上的父代。盡管在父親-女兒樣本中，初中以下父代人力資本質(zhì)量的作用低于初中及以上的父代，但其貢獻(xiàn)率也已達(dá)到了44.1%，并非是一個較低的數(shù)值。以上結(jié)果表明，受教育程度較低的父代，其人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞中的作用反而較大。對此，一方面，受教育程度較低的父代，獲得經(jīng)濟(jì)資源的能力較弱，其收入一般也較低。較低的收入會產(chǎn)生收入預(yù)算約束，影響對子代的教育投資，最終影響其成年后收入;另一方面，受教育程度較低的父代在對教育的認(rèn)知，在對子代教育的直接影響上相對較弱，同樣會影響到子代的受教育程度，這一作用過程可以稱之為“父代教育約束”。與此同時，本文發(fā)現(xiàn)，對于代際收入彈性π1，無論是父親與子代還是母親與子代，受教育程度越低的群體，其代際收入彈性較高，表明對較為弱勢的群體而言，其子代更有可能繼承其不利地位。結(jié)合上述父代人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞中的作用結(jié)果，本文認(rèn)為，受教育程度較低的群體會同時產(chǎn)生收入預(yù)算約束與“父代教育約束”，使得其對代際收入傳遞產(chǎn)生較大影響，并最終導(dǎo)致這一群體的代際收入彈性較高，代際收入流動性較低。與此同時，對于受教育程度較低的群體而言，其“父代教育約束”對子代的影響在父親-兒子、母親-兒子、母親-女兒樣本中已經(jīng)超過收入預(yù)算約束的影響。

中國幅員遼闊，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相差較大，對于生活在不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境下的人群而言，其經(jīng)濟(jì)行為也會有所差異。對此，依照一般的劃分方式，本文進(jìn)一步將樣本劃分為經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的東部地區(qū)以及欠發(fā)達(dá)的中西部地區(qū)[東部地區(qū)包括上海、北京、浙江、江蘇、山東、遼寧;中西部地區(qū)包括河南、湖南、湖北、廣西、貴州、黑龍江、重慶、云南、陜西。]，以考察不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，父代對子代收入的影響是否存在差異。表7匯報了相關(guān)的估計結(jié)果，首先考察不同地區(qū)的代際收入彈性估計值，不同工具變量估計結(jié)果的平均值顯示，在父親-兒子，父親-女兒樣本中，東部地區(qū)代際收入彈性要略小于中西部地區(qū);在母親-兒子，母親-女兒樣本中，東部地區(qū)代際收入彈性則略高于中西部地區(qū)。該結(jié)果表明，在中西部地區(qū)，父親對子代收入的影響較大，而在東部地區(qū)，母親對子代收入的影響較大。其次分析不同地區(qū)父代收入與人力資本質(zhì)量的影響。表7中父親與兒子、父親與女兒、母親與兒子以及母親與女兒的結(jié)果均顯示，中西部地區(qū)父代收入的影響要低于東部地區(qū)，甚至在父親與女兒、母親與兒子以及母親與女兒的樣本中，中西部地區(qū)父代的收入影響占總影響的比重要低于50%。這一結(jié)果表明，在中西部地區(qū)，父代人力資本質(zhì)量對子代收入的影響較大，甚至很大程度上已經(jīng)超過了父代收入本身。

以上結(jié)果表明，中西部地區(qū)父代人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞過程中的作用要高于東部地區(qū)。一般而言，中西部地區(qū)農(nóng)村居民的受教育程度要低于東部地區(qū)[由《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》第二部分各地區(qū)鄉(xiāng)村受教育程度的人口規(guī)?？芍。這一發(fā)現(xiàn)進(jìn)一步佐證了表6的估計結(jié)果，即受教育程度較低群體，其人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞中的貢獻(xiàn)率相對較高。

六、結(jié)論與啟示

近年來，“富二代”、“窮二代”等詞匯頻繁見于媒體，引起社會廣泛關(guān)注。越來越多學(xué)者關(guān)注到代際收入傳遞，特別是對代際收入傳遞機(jī)制展開研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)重點討論了較為直接的傳遞路徑，即父代收入通過對子代教育進(jìn)行投資，并最終影響子代收入。但是，鮮有研究進(jìn)一步探討父代人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞過程中的作用?；诖?，本文構(gòu)建一個加入父代人力資本質(zhì)量的代際收入傳遞分析框架，利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）1989年至2015年共10輪的農(nóng)村居民數(shù)據(jù)，使用配偶的職業(yè)和受教育年限以及父代自身職業(yè)對受教育年限回歸的殘差作為工具變量，實證分析在代際收入傳遞過程中，父代人力資本質(zhì)量在其中的作用。

與以往研究相比，本文的重點在于剝離出父代人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞中的作用，并與父代收入作用的強(qiáng)弱展開對比。本文的主要發(fā)現(xiàn)為：總樣本估計結(jié)果顯示，父親收入對兒子和女兒收入的影響在總影響的占比分別為65.5%以及86.2%，母親收入對兒子和女兒收入的影響在總影響的占比分別為94.8%以及61.6%，父代收入的影響均高于人力資本質(zhì)量的影響。但是，父代人力資本質(zhì)量的影響同樣不容忽視，特別是在父親對兒子以及母親對女兒的影響中，其貢獻(xiàn)率分別達(dá)到了34.5%與38.4%。對比以往研究，以往文獻(xiàn)重點探討了父親與兒子、父親與子代（兒子與女兒）之間的收入傳遞，對于母親的討論相對較少。本文在對父親、母親、兒子以及女兒展開分析后，發(fā)現(xiàn)盡管均是代際收入傳遞，但是，父親對兒子與女兒收入，母親對兒子與女兒收入的影響具有顯著差別。具體而言，一方面，父親收入對女兒的影響比對兒子更為重要，而母親收入對兒子的影響則要高于對女兒的;另一方面，父親人力資本質(zhì)量對兒子的影響比對女兒更為重要，而母親人力資本質(zhì)量對女兒的影響則要高于對兒子的。這一結(jié)論表明，盡管在中國傳統(tǒng)觀念中，父親掌握一個家庭大部分經(jīng)濟(jì)資源，對子代影響較大。但是，本文利用微觀數(shù)據(jù)的實證研究結(jié)果表明，母親收入與人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞中同樣重要，且對兒子與女兒的影響存在差別。

進(jìn)一步地，異質(zhì)性分析的結(jié)果顯示，受教育程度較低的父代，其人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞中的作用反而較大。此外，不同地區(qū)的結(jié)果表明，在東部地區(qū)，父代收入的影響較大，而在中西部地區(qū)，父代人力資本質(zhì)量的影響較大。一般而言，中西部地區(qū)農(nóng)村居民的受教育程度要低于東部地區(qū)，不同地區(qū)的實證結(jié)果進(jìn)一步驗證了教育異質(zhì)性的結(jié)果。綜上，對于受教育程度較低群體，或經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的中西部地區(qū)而言，“父代教育約束”在代際收入傳遞中的作用已經(jīng)高于收入預(yù)算約束的作用。異質(zhì)性結(jié)果進(jìn)一步表明，父代人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞過程不容忽視。若將父代收入看作“硬”實力，那么，父代人力資本質(zhì)量這一“軟”實力在弱勢群體代際間階層跨越上可能更為重要。

基于以上結(jié)論，本文認(rèn)為，政府應(yīng)加強(qiáng)宣傳引導(dǎo)，特別是針對農(nóng)村人力資本質(zhì)量較低人群，需要為其提供易于接受的方式理解“知識改變命運(yùn)”，幫助其家庭，特別是下一代提高教育預(yù)期。此外，政府應(yīng)繼續(xù)增加在農(nóng)村教育領(lǐng)域的補(bǔ)貼，幫助農(nóng)村家庭降低教育成本。與此同時，不斷優(yōu)化農(nóng)村教育財政支出結(jié)構(gòu)，比如，可以實行性別差異化的支出政策，特別幫助農(nóng)村家庭中女兒獲得受教育機(jī)會，保障其至少完成義務(wù)教育階段，有效提高自身發(fā)展能力。

最后，盡管本文剝離出父代人力資本質(zhì)量在代際收入傳遞中的作用，并與父代收入作用的強(qiáng)弱展開對比。但是，本文對人力資本質(zhì)量的定義僅僅局限于個體的受教育程度。對此，后續(xù)的研究可以以此為基礎(chǔ)，做進(jìn)一步拓展，比如納入健康因素，從而更為清晰地展現(xiàn)代際收入傳遞的路徑。此外，在代際傳遞中，子代的反饋同樣具有重要作用，比如善于學(xué)習(xí)的子代可能會引導(dǎo)父代更多的教育資源投入，對于這一代際間的雙向互動同樣值得后續(xù)做進(jìn)一步研究。

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A Study on the Intergenerational Income Transmission of the Rural Residents in China

—The expansion of the quality of human capital based on the parents

Chen Jie1， 3， Chang Xue1， 3 and Qian Long2， 3

（1. School of Economics， Nanjing University of Finance and Economics;

2. Institute of Food Economics， Nanjing University of Finance and Economics;

3. Green Economy Development Institute， Nanjing University of Finance and Economics）

Abstract：By constructing an intergenerational income transmission analysis framework with the input of the quality of paternal human capital， a comparative analysis is made of the role of paternal income and human capital in intergenerational income transmission， which has important practical significance to the expansion of the ideas of public policies related to improving intergenerational income mobility in rural areas. Based on the CHNS survey data， the relevant empirical test results show that mothers’ income and human capital quality are equally important in intergenerational income transmission just like fathers’， and different effects have been observed on sons and daughters respectively. Specifically， on the one hand， fathers’ income is more important for daughters than for sons， while mothers’ income is more important for sons than daughters. On the other hand， the quality of fathers’ human capital is more important for sons than for daughters， while the quality of mothers’ human capital is more important for daughters than for sons. The results of heterogeneity test show that the effect of paternal education constraint on intergenerational income transmission has been higher than that of the income budget constraint for groups with lower educational level or in the economically underdeveloped central and western regions.

Key Words：intergenerational income elasticity; quality of human capital; education; instrumental variable

責(zé)任編輯 郝 偉