譚 瑩 李 昕 關(guān)會娟

一、引 言

一國社會經(jīng)濟文化的發(fā)展會導(dǎo)致婚姻匹配模式發(fā)生質(zhì)的變化(齊亞強等，2012)。在傳統(tǒng)的中國社會中，締結(jié)婚姻講究的是“門當戶對”“郎才女貌”，以家庭背景或外貌長相為代表的先賦性因素是擇偶的重要標準。隨著社會經(jīng)濟文化發(fā)展，現(xiàn)今的擇偶標準更關(guān)注個人能力決定的自致性因素。無論是何種因素在配偶選擇中起決定性作用，現(xiàn)有文獻多將婚姻關(guān)系中出現(xiàn)的夫妻類型相同或?qū)傩韵嘟那闆r稱為“同型婚姻”或“選擇性婚姻”(李煜，2008，李代，2017)。前期研究表明，中國現(xiàn)代化進程中，夫妻雙方的個人社會地位、職業(yè)類型、受教育程度等自致性因素在婚姻匹配中的重要性不斷增強，而家庭背景等先賦性因素的重要性不斷減弱。在各類同型婚姻的自致性因素中，教育的匹配度更是呈單調(diào)上升趨勢，教育因素逐漸成為影響當代社會擇偶的重要“標準”(徐安琪，2000；齊亞強等，2012)。教育同型婚姻將對現(xiàn)有的收入和收入分配格局甚至收入代際傳遞產(chǎn)生顯著影響。

從文獻來看，教育同型婚姻對收入不平等的影響可以分為兩個方面。一是關(guān)于教育同型婚姻對當期收入不平等的影響；二是教育同型婚姻對收入代際流動的影響。對于前者，國內(nèi)外已有較多文獻進行了研究。例如，Greenwood 等(2014)揭示了教育同型婚姻對20 世紀60 年代以來美國不斷惡化的收入不平等的影響。他們利用美國人口普查局的歷史數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，1960—2005 年，如果美國社會的夫妻婚配完全隨機，即與教育程度無關(guān)，那么基尼系數(shù)將幾乎毫無增長(從0.33 到0.34)。然而，Breen 和Andersen(2012)對丹麥1987—2006 年數(shù)據(jù)研究后認為，教育同型婚姻加劇收入差距的主要原因是男性與女性受教育程度分布的改變，而非人們選擇同等受教育程度配偶的傾向改變。在國內(nèi)，Nie 和Xing(2019)利用1990 年人口普查數(shù)據(jù)、2005 年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)和2009 年城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)進行研究，結(jié)果顯示，2009 年我國城鎮(zhèn)地區(qū)的教育同型婚姻導(dǎo)致家庭收入的基尼系數(shù)上漲了0.02(從0.32 到0.34)。

教育同型婚姻不僅會影響父代家庭收入，還會對子代收入產(chǎn)生傳遞效應(yīng)，從而對代際流動性產(chǎn)生影響。中國傳統(tǒng)文化中“子承父業(yè)”的現(xiàn)象自古有之，“二代”現(xiàn)象逐漸成為人們關(guān)注的焦點，大量文獻也從收入、職業(yè)等方面探討了我國社會代際流動性的變化趨勢與原因(周興和張鵬，2014；李路路和朱斌，2015；王學(xué)龍和袁易明，2015)。除了收入、職業(yè)等方面的代際流動性以外，父代教育同型婚姻對子代收入的影響也逐漸凸顯，更多人通過選擇教育水平更匹配的配偶強化下一代的教育競爭優(yōu)勢。

遺憾的是，以往大多數(shù)文獻對教育同型婚姻的子代收入傳遞效應(yīng)缺乏系統(tǒng)性的討論，僅有的文獻也主要通過估算子代配偶收入水平與父代收入水平的相關(guān)程度來度量婚姻匹配機制在代際傳遞中的作用。例如，Ermisch 等(2006)利用英國和德國的父代-子代-子代配偶收入樣本，證明了代際傳遞可通過婚姻匹配機制來實現(xiàn)。劉怡等(2017)通過建立婚姻匹配模型，利用2010—2014 年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)，估算父代與子代配偶的代際收入彈性。其結(jié)果顯示，父代的高收入形成子代較高的家庭社會經(jīng)濟地位，有利于提升子代的婚姻市場回報，使得子代可選擇高收入配偶，形成家庭的代際傳遞?？梢钥闯?，這些文獻并沒有直接涉及教育同型婚姻對子代收入的影響估算，不得不說是一個遺憾。一方面，父代收入對子女配偶收入的顯著作用，僅能說明婚姻匹配機制對代際流動存在影響，而隨著婚姻匹配模式的變遷，不同婚配機制的代際傳遞效應(yīng)無法由該方法體現(xiàn)，尤其是婚姻的教育匹配現(xiàn)象日益凸顯，討論具體的婚姻匹配模式對代際流動性的影響十分必要。李靜等(2015)利用中國家庭收入調(diào)查(CHIP)1999 年、2002 年和2007 年3 個年份的數(shù)據(jù)，研究夫妻雙方及其父親的職業(yè)階層匹配，結(jié)果顯示同型婚姻匹配會加劇家庭收入的不平等程度。該研究驗證了職業(yè)同型婚姻的代際傳遞性，彌補了上述不足之處，但教育同型較職業(yè)同型對子代成長的影響更大，特別是受教育階段。另一方面，實際上，測算父代-子代配偶收入彈性的方法所檢驗的婚配機制作用于子代家庭形成過程，而婚姻匹配對代際流動性的影響不僅體現(xiàn)在子代后期的擇偶階段，還體現(xiàn)在早期父代婚配模式對子代的潛在影響。

因此，本文考察父代教育同型婚配對子代收入的影響機制，具有理論與現(xiàn)實意義。理論方面，婚姻匹配不僅會對當期收入不平等產(chǎn)生影響，還會通過代際傳遞進一步影響子代收入，探討教育同型婚姻對子代收入的影響程度和作用渠道，不僅是對現(xiàn)有文獻的有益補充，還有助于全方位理解婚配匹配模式、受教育程度與收入不平等之間的因果關(guān)系；現(xiàn)實方面，實現(xiàn)共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求，持續(xù)提高人均收入、縮小收入差距將有助于促進共同富裕的實現(xiàn)。因此，在教育同型婚姻匹配日漸普遍的背景下，厘清教育同型婚姻對子代收入的影響機制，有助于從婚姻匹配的視角出發(fā)來探究提升收入水平、縮小收入差距的政策措施。

本文力圖在以下幾個方面有所創(chuàng)新。第一，本文構(gòu)建了我國教育的婚姻匹配度的測算方法，描述我國教育同型婚姻的特征與變遷；本文研究了教育同型婚姻對子代收入的影響，并分析了其內(nèi)在機制，補充了以往文獻所討論的關(guān)于婚姻匹配與收入不平等關(guān)系的內(nèi)容，使得教育同型婚姻現(xiàn)象的評估更為完整，這是本文的理論貢獻。第二，為了識別教育同型婚姻對子代收入的影響，本文利用區(qū)縣層面教育同型婚姻匹配度指標作為工具變量，在較大程度上解決了內(nèi)生性問題，而且本文進行了一系列異質(zhì)性分析，使得本文結(jié)論更加可信，這是本文的實證方面的貢獻。第三，本文通過機制檢驗，驗證了教育同型婚姻影響子代收入的作用渠道，關(guān)于內(nèi)在機制的分析將有助于探討應(yīng)對教育同型婚姻固化子代收入的有效措施，使得本文更具有政策啟示意義。

二、中國教育的婚姻匹配度測算

通過對比現(xiàn)有測度婚姻匹配度的方法，本文通過構(gòu)建婚姻的教育匹配度測量指數(shù)，并利用1990—2010 年間三次全國人口普查1%抽樣數(shù)據(jù)以及2015 年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，對我國教育同型婚姻的特征及變遷進行研究。

（一）婚姻的教育匹配度測量方法

因此，絕對量、相對量抑或是統(tǒng)計相關(guān)系數(shù)，均無法避免整體教育水平或教育回報率提升對婚姻的教育匹配度測量的影響。為避免上述測算方法可能存在的誤差，本文在Nie 和Xing(2019)研究的基礎(chǔ)上進行了擴展，直接構(gòu)建了婚姻的教育匹配度測算公式(1)。其中分子與分母部分的不同之處僅在于婚姻匹配機制，有效剔除了整體受教育水平和教育回報率產(chǎn)生的影響。

公式(1)中，夫妻雙方受教育程度分別為x 和 x，分子代表實際樣本中男性受教育程度為x 和女性受教育程度為 x的夫妻樣本數(shù)占樣本量的比重，分母為完全隨機匹配下的比重。若實際樣本中夫妻雙方婚姻匹配完全隨機，則 m= 1；若樣本中夫妻雙方婚配時更傾向于形成男性受教育程度為 x而女性受教育程度為 x的婚配組合，則 m＞1；反之，則 m＜ 1。特別是，當 x= x時表示婚姻匹配是教育同型婚姻模式的情況。

公式(1)中分母部分的完全隨機匹配采用了反事實分析的方法，將原本分子中的夫妻樣本按照完全隨機原則重新匹配組成新的家庭，從而計算新的家庭組合下的教育匹配頻率。具體步驟如下。首先，將原夫妻樣本劃分為男、女兩個組，每組均進行完全隨機的無放回抽樣，按抽出的順序進行對應(yīng)的匹配，從而得到新的家庭組合，并計算新樣本下的教育匹配頻率；其次，重復(fù)上一步驟的完全隨機匹配操作1000 次，從而得到1000 組比重的數(shù)據(jù)，進一步計算1000 次占比數(shù)據(jù)的平均值，多次實驗得到的完全隨機匹配下教育匹配頻率可認為是總體均值的無偏估計。可見，完全隨機匹配的方法僅改變了樣本中男性與女性的婚姻匹配方式，而未改變樣本整體教育水平、教育回報率等信息。由此，公式(1)中分子與分母部分的差異僅在于婚姻匹配機制，有效剔除了整體受教育水平和教育回報率產(chǎn)生的影響。

（二）數(shù)據(jù)描述及處理

本文測算婚姻的教育匹配度的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自1990—2010 年三次全國人口普查微觀數(shù)據(jù)庫以及2015 年1%人口抽樣調(diào)查微觀數(shù)據(jù)庫。其中，1990 年與2000 年人口普查數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)的獲取得益于IPUMS 數(shù)據(jù)處理技術(shù)，2010 年人口普查數(shù)據(jù)與2015 年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)的獲取得益于國家統(tǒng)計局-清華大學(xué)數(shù)據(jù)開發(fā)中心微觀數(shù)據(jù)的開發(fā)應(yīng)用。選用上述數(shù)據(jù)庫主要考慮到以下兩點。第一，兩類數(shù)據(jù)庫涵蓋了非常豐富的個人受教育程度與婚姻匹配信息，符合本文研究需要，且人口普查的大樣本數(shù)據(jù)使得完全隨機匹配實驗結(jié)果更為準確，一定程度上規(guī)避樣本自選擇偏差；第二，全樣本覆蓋1990—2015 年25 年的時間跨度，可反映我國人口的受教育程度以及教育的婚姻匹配的演變特征，為進一步研究代際收入彈性提供理論依據(jù)。

本文對1990—2010 年全國人口普查數(shù)據(jù)和2015 年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)進行了變量篩選及數(shù)據(jù)處理。第一，篩選出被訪問者及其配偶的個人信息，包括個體代碼、性別、年齡、受教育程度以及婚姻狀況；第二，保留男性年齡22 歲以上、女性年齡20 歲以上、已婚且受教育程度信息非缺失和非異常的樣本。其中，年齡劃分的起點為我國法定結(jié)婚年齡；第三，根據(jù)普查數(shù)據(jù)對受教育程度的分類，本文將受教育程度分為4 類，分別為小學(xué)水平以下、小學(xué)水平、中學(xué)水平以及大學(xué)水平。表1 報告了1990—2015 年受訪者及配偶的受教育程度分布情況。其數(shù)據(jù)顯示，相較于1990 年與2000 年，2010年與2015 年我國受教育水平得到了顯著提升，小學(xué)及以下水平的男性占比從1990 年的85.53%下降至2015 年的26.61%，大學(xué)水平的男性占比從1990 年的不到1%上升至2015 年的11.36%；女性的受教育程度低于男性受教育程度，但相較于1990 年與2000 年，2010 年與2015 年男女受教育程度差異有所縮小。

表1 各年份受訪者及配偶受教育程度分布情況

（三）婚姻的教育匹配度測算

根據(jù)受教育程度分類情況，可以得到16 種教育婚配模式，e 和e 的取值分別為1，……，4，對應(yīng)的教育匹配程度m的取值可表示為4×4 的矩陣。其中，該矩陣的對角線元素，即為教育同型婚姻的匹配度。將各年樣本數(shù)據(jù)代入公式(1)計算即可獲得1990—2015 年婚姻的教育匹配程度。表2-1 至表2-4 分別報告了其測算結(jié)果，每一行代表男性受教育程度，每一列代表女性受教育程度。

表2-1 1990年婚姻的教育匹配度

表2-2 2000年婚姻的教育匹配度

表2-3 2010年婚姻的教育匹配度

表2-4 2015年婚姻的教育匹配度

表2-1 至表2-4 的結(jié)果顯示，第一，各年份測算結(jié)果的對角線元素均大于1，說明樣本中的男性與女性均傾向于選擇與自身同教育階層的異性作為配偶。

第二，同型婚姻的教育匹配度逐年加深。通過對比對角線元素數(shù)值與其同行或同列數(shù)值可以知道，1990 年與2000 年，雖然對角線元素數(shù)值均大于1，但與同行或同列的其他元素數(shù)值差距不大；而2010 年和2015 年，對角線元素遠遠大于其他元素數(shù)值，教育同型婚姻現(xiàn)象日益凸顯。

第三，“跨層”擇偶都傾向于男性受教育程度比女性受教育程度高“一層”的匹配模式。例如，2015 年受教育程度為小學(xué)水平的男性與小學(xué)水平以下的女性匹配度為4.185，顯著高于所在行和所在列的數(shù)值。另外，受教育程度差異較大的男性和女性結(jié)為夫妻的相對概率較低，且低于隨機匹配的概率。

綜上，通過婚姻的教育匹配度測量可知曉，同等受教育程度的男性與女性更可能結(jié)為夫妻，我國教育同型婚姻現(xiàn)象普遍存在且日益擴大化。

三、實證策略與數(shù)據(jù)處理

（一）計量模型設(shè)定

我們借鑒現(xiàn)有子代收入決定方程的構(gòu)建方法，建立分析教育同型婚姻對子代收入水平的影響的回歸方程。Becker 和Tomes(1979)以人力資本投資理論為框架構(gòu)建傳統(tǒng)的代際收入彈性估計模型，即 log y=+logy+。其中，y代表子代永久性收入，y代表父代父親的永久性收入，為干擾項，即為代際收入彈性。值越大，代際收入的流動性越?。环粗嗳?。為研究父代教育同型婚姻是否會影響子代收入水平，本文設(shè)定E 表示父代婚姻模式，當父代婚姻模式表現(xiàn)為教育同型婚姻時，E 取值為1；否則，E取值為0。因此，本文回歸方程如下：

理論上講，與子代收入決定方程相同，y代表了子代的永久性收入，但由于缺乏長期追蹤的收入數(shù)據(jù)，實證中通常采用暫時性收入作為永久性收入的替代變量。因此，本文使用CFPS2010—2018 年追蹤數(shù)據(jù)中子代五年間的平均收入衡量其暫時性收入，并加入子代年齡及其平方項作為控制變量，以考慮子代樣本年齡限制所導(dǎo)致的生命周期偏誤。此外，由于本文考察的是父母婚姻機制對子代收入的影響，為了避免家庭內(nèi)部個體間的相關(guān)性對估計結(jié)果的影響，將標準誤聚類(cluster)到家庭層面。

另外，為盡可能地控制其他因素對結(jié)果的干擾，回歸模型包括了子代、家庭以及家庭所在地區(qū)的一系列特征變量。個人層面的變量包括子代的性別、年齡、婚姻狀況等；家庭層面的變量包括父母親的年齡、收入、受教育程度以及子代家庭人口規(guī)模等；為了控制地區(qū)因素對子代收入的影響，本文還控制了子代所在區(qū)縣固定效應(yīng)。

該回歸模型的核心估計系數(shù)為，表示父代教育同型婚姻對子代收入的影響，本文預(yù)期為正數(shù)，父代教育同型的婚姻模式有助于子代收入水平的提升，并且本文將進一步檢驗父代教育同型婚姻促使子代收入水平提升的機制。

（二）數(shù)據(jù)描述與處理

本文實證研究的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心的CFPS 數(shù)據(jù)庫，調(diào)查時間為2010—2018 年間，覆蓋25 個省份及中國95%的人口，是一項長期穩(wěn)定的追蹤調(diào)查。選用該數(shù)據(jù)庫主要有三點以下考慮：第一，該數(shù)據(jù)庫采用跟蹤調(diào)查，多年來較為可靠的個人收入數(shù)據(jù)為計算子代平均收入水平提供了信息基礎(chǔ)；第二，該數(shù)據(jù)庫提供了個人以及家庭關(guān)系的識別碼，確保本文可通過識別碼追蹤子代及其家庭多年的樣本數(shù)據(jù)；第三，除收入外，該數(shù)據(jù)庫還涵蓋了豐富的個人特征信息，包括年齡、性別、受教育年限以及居住地等信息，為進一步研究提供了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。

本文對2010—2018 年CFPS 調(diào)查數(shù)據(jù)進行了變量篩選、數(shù)據(jù)處理及匹配。第一，篩選出各年份所需的子代的個人信息，包括個體代碼、父親樣本的個人代碼、性別、年齡、居住地、全年勞動收入、受教育程度以及目前的婚姻狀況等基本信息；第二，采用各年份家庭識別碼以及個人基本特征數(shù)據(jù)，將五年數(shù)據(jù)進行匹配，從而建立子代數(shù)據(jù)庫；第三，采用子代數(shù)據(jù)庫計算2010—2018 年子代平均收入，從而獲得被解釋變量樣本數(shù)據(jù)，同時通過父母樣本的個人代碼來構(gòu)建父代-子代匹配數(shù)據(jù)庫，進而獲得個體的父親與母親的年齡、收入、受教育程度等數(shù)據(jù)，并將其劃分為四類，即小學(xué)水平以下、小學(xué)水平、中學(xué)水平以及大學(xué)水平，進一步根據(jù)父母受教育程度是否屬于同一類別判斷父代婚姻匹配機制是否為教育同型婚姻，從此獲得關(guān)鍵解釋變量的樣本數(shù)據(jù)；第四，根據(jù)所構(gòu)建樣本的年齡限制、個人信息是否存在缺失或異常值、是否參與工作等條件，篩選出符合本文研究的有效樣本，并根據(jù)2010 年的數(shù)據(jù)，對子代的性別、婚姻狀況、居住地、工作狀況等信息進行處理，從而構(gòu)成本文的一系列控制變量。表3 報告了關(guān)鍵變量的定義及統(tǒng)計描述。

表3 變量定義及統(tǒng)計描述

四、教育同型婚姻與子代收入水平的提升

（一）基準結(jié)果

為考察收入代際傳遞中的婚姻匹配機制，本文引入教育同型婚姻變量，利用截面數(shù)據(jù)OLS 回歸方法對式(2)進行估算。表4 報告了基準回歸結(jié)果。其中，第(1)欄只考慮了生命周期偏誤修正下教育同型婚姻對子代收入水平的影響；第(2)欄～第(4)欄逐步控制了子代個人特征、子代所在行業(yè)固定效應(yīng)、家庭特征以及子代所在區(qū)縣固定效應(yīng)。其回歸結(jié)果顯示：①所有回歸中，教育同型婚姻的系數(shù)均為正且在統(tǒng)計意義上顯著，即從總體上講，父母教育的同型婚姻有助于提升子代收入水平的提升，并且父母是教育同型婚姻的家庭的子代，其收入水平比非教育同型婚姻的子代的收入水平高出16.4～23.1 個百分點。②考察控制變量可以發(fā)現(xiàn)，子代個體特征變量的系數(shù)均在統(tǒng)計意義上顯著，且其系數(shù)符號符合預(yù)期；家庭特征變量方面，本文控制了父母年齡、收入與子代家庭人口數(shù)量。③控制行業(yè)與區(qū)縣固定效應(yīng)后，上述結(jié)論仍然成立。

表4 教育同型婚姻對代際流動性的影響

（二）內(nèi)生性問題

接下來，本文對實證分析可能存在的內(nèi)生性問題進行討論。首先，測量誤差問題。本文可能產(chǎn)生的測量誤差在子代暫時性收入的測量方面，為盡可能準確地衡量，本文采用CFPS2010—2018 年五年收入數(shù)據(jù)的均值，并且控制子代年齡以及年齡的平方。其次，反向因果問題。本文關(guān)注父代婚姻機制對子代收入的影響，一方面，理論上講，父代婚姻模式的形成早于子代進入勞動力市場，所以子代收入水平對父母的婚姻模式幾乎無影響；另一方面，本文判斷父母是否是教育同型婚姻采用的是2010 年CFPS 相關(guān)數(shù)據(jù)，而子代收入水平的衡量則是五年收入數(shù)據(jù)的均值，在數(shù)據(jù)的使用上同樣有利于避免反向因果問題。最后，遺漏變量問題。本文可能存在未觀測到的變量，既影響父母教育的同型婚姻形成，也與子代收入水平有關(guān)。為了增加結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用工具變量回歸的方法對內(nèi)生性問題進行處理。

在前文的分析中，本文構(gòu)建了教育同型婚姻匹配度的測量模型，即公式(1)?；诖?，我們測算了各區(qū)縣的教育同型婚姻匹配度，并將其作為工具變量。具體而言，首先，我們在使用2010 年人口普查微觀數(shù)據(jù)在區(qū)縣層面測算了教育同型婚姻匹配度；其次，我們通過區(qū)縣代碼將匹配度指數(shù)與CFPS 數(shù)據(jù)進行匹配，并進行工具變量回歸。我們認為，所在區(qū)縣教育同型婚姻匹配度越高，父母越可能是教育同型的婚配模式，由此影響子代的收入水平。

表5 報告了工具變量回歸結(jié)果。其中，第(1)欄為第一階段回歸結(jié)果，第(2)欄～第(4)欄控制了子代個人特征、家庭特征以及子代所在行業(yè)和省份固定效應(yīng)。需要說明以下兩點：第一，由于工具變量是在區(qū)縣層面進行構(gòu)建的，后續(xù)使用工具變量回歸時我們均使用省份固定效應(yīng)控制地區(qū)因素對結(jié)果的影響；第二，由于使用區(qū)縣層面教育同型婚姻匹配度指標與基礎(chǔ)數(shù)據(jù)庫匹配時存在樣本損失，導(dǎo)致工具變量回歸的樣本量有所減少。其結(jié)果顯示，首先，該工具變量與教育同型婚姻呈顯著正相關(guān)，而大部分控制變量與區(qū)縣層面匹配度不相關(guān)，這也表明了工具變量與內(nèi)生變量之間具有直接相關(guān)性；其次，考察工具變量的有效性時發(fā)現(xiàn)，在所有回歸中，第一階段檢驗弱工具變量的F 統(tǒng)計量均大于16，表明工具變量滿足相關(guān)性要求；最后，從估計結(jié)果看，教育同型婚姻顯著促進了子代收入水平的提升，且該系數(shù)的估算值有所增加。

表5 內(nèi)生性分析：工具變量回歸

五、教育同型婚姻與子代收入水平的差距

（一）教育同型婚姻對子代收入的影響機制分析

以上實證分析顯示，教育同型婚姻有助于提升子代收入水平。除此之外，我們更關(guān)注的是父母的教育同型婚姻是否會加劇子代間的收入差距和固化代際傳遞。為進一步研究該問題，本文首先探討教育同型婚姻對子代收入的具體影響渠道，從而分析教育同型婚姻與子代收入的深層關(guān)系，充實對代際傳遞的探討。因此，本文通過考察教育同型婚姻對子代受教育程度、婚姻穩(wěn)定性以及親子關(guān)系等方面的影響，探究子代收入水平的影響機制。

1. 子代受教育程度

隨著教育回報率的不斷提升(劉澤云，2015)，受教育程度很大程度上決定了個人收入水平，而父母教育的同型婚姻可能有利于提升子代的受教育程度。CFPS 數(shù)據(jù)調(diào)查了個體的受教育程度，分別為文盲、半文盲、小學(xué)、初中、高中、大專以及大學(xué)本科、碩士和博士。表6 報告了其估計結(jié)果。其中，第(1)欄只考慮了生命周期偏誤修正下教育同型婚姻對子代收入水平的影響；第(2)欄～第(4)欄逐步控制了子代個人特征、個人所在行業(yè)固定效應(yīng)、家庭特征以及子代所在省份固定效應(yīng)，并且為確?；貧w結(jié)果的準確性，第(1)欄～第(4)欄均采用了工具變量第二階段回歸。其結(jié)果顯示：在所有回歸中，教育同型婚姻的系數(shù)均為正，且統(tǒng)計意義上顯著，即教育的同型婚姻有助于提升子代受教育程度；考察工具變量的有效性發(fā)現(xiàn)，第一階段檢驗弱工具變量的F 統(tǒng)計量均大于16，表明工具變量滿足相關(guān)性要求。

表6 機制分析：教育同型婚姻與子代受教育程度

進一步來看，為驗證子代受教育程度是否為主要的作用機制，我們在基準回歸中加入子代受教育程度變量。表7 報告了引入子代受教育程度后的工具變量回歸結(jié)果。其結(jié)果顯示，在控制了子代受教育程度之后，教育同型婚姻的回歸系數(shù)幾乎不顯著，教育同型婚姻幾乎完全是通過提升子代受教育程度來提升子代收入的。因此，子代受教育程度是教育同型婚姻影響子代收入水平的主要機制。

表7 機制分析：引入子代受教育程度

2. 婚姻穩(wěn)定性

接下來，我們進一步分析教育同型婚姻影響子代受教育程度的中間機制。首先，參考鄭曉東等(2019)的結(jié)論，引入婚姻穩(wěn)定性作為中間機制。

根據(jù)父代個人代碼以及CFPS 中關(guān)于個人婚姻狀況的調(diào)查，我們設(shè)定父代婚姻狀態(tài)的變量，設(shè)定 d代表該家庭婚姻關(guān)系是否穩(wěn)定，d= 0表示離婚，d= 1表示未離婚。表8 報告了其估計結(jié)果。其中，第(1)欄只考慮了生命周期偏誤修正下教育同型婚姻對子代收入水平的影響；第(2)欄～第(4)欄控制了子代個人特征、家庭特征以及子代所在行業(yè)與省份固定效應(yīng)，并且為保證回歸的準確性，均采用的工具變量第二階段回歸。其結(jié)果顯示：在所有回歸中，教育同型婚姻的系數(shù)均為正，且統(tǒng)計上顯著，即教育的同型婚姻有助于增加父代婚姻穩(wěn)定性；第一階段檢驗弱工具變量的F 統(tǒng)計量均大于16，表明工具變量滿足相關(guān)性要求。

表8 機制分析：教育同型婚姻與婚姻穩(wěn)定性

接下來，本文驗證了婚姻穩(wěn)定性與子代受教育程度的關(guān)系，表9 報告了回歸結(jié)果。其結(jié)果顯示，在所有回歸中，婚姻穩(wěn)定性的系數(shù)均為正，且統(tǒng)計意義上顯著，即父代婚姻的穩(wěn)定有助于提升子代受教育程度。因此，綜合以上結(jié)論，父母教育同型婚姻的匹配模式有助于父代婚姻的穩(wěn)定性，從而促進子代受教育程度并提升子代收入水平。

表9 機制分析：婚姻穩(wěn)定性與子代受教育程度

3. 親子關(guān)系

除婚姻穩(wěn)定性外，親子關(guān)系對子代成長有著更為直接的影響。因此，我們認為，教育同型的父母在教育子女理念上的相似性較高，更加重視對子女的陪伴，增加親子關(guān)系的緊密性，從而有利于提高子代受教育程度，提升子代收入水平。CFPS 數(shù)據(jù)中調(diào)查了“當您4 歲～12 歲時，您父親不與您居住的連續(xù)時間”以及“當您4 歲～12 歲時，您母親不與您居住的連續(xù)時間”等問題。設(shè)定 meet表示親子見面時間長短，如果親子不存在未居住的連續(xù)時間，本文認為親子關(guān)系緊密，m eet= 1；否則 meet= 0。表10 報告了其估計結(jié)果。其中，第(1)欄只考慮了生命周期偏誤修正下教育同型婚姻對子代收入水平的影響；第(2)欄～第(4)欄控制了子代個人特征、家庭特征以及子代所在行業(yè)與省份固定效應(yīng)，并且為保證回歸的準確性，均采用的工具變量第二階段回歸。結(jié)果顯示：在所有回歸中，教育同型婚姻的系數(shù)均為正，且統(tǒng)計意義上顯著，即教育的同型婚姻有助于提升親子間的親密度；第一階段檢驗弱工具變量的F 統(tǒng)計量均大于16，表明工具變量滿足相關(guān)性要求。

表10 機制分析：教育同型婚姻與親子關(guān)系

與上文一致，本文進一步驗證了親子關(guān)系與子代受教育程度的關(guān)系，表11 報告了回歸結(jié)果。其結(jié)果顯示，在所有回歸中，親子關(guān)系的系數(shù)均為正，且統(tǒng)計意義上顯著，父代婚姻的穩(wěn)定有助于提升親子間的親密度。綜合以上結(jié)論，父母教育同型婚姻的匹配模式有助于促進親子關(guān)系，從而提高子代受教育程度并提升子代收入水平。

表11 機制分析：親子關(guān)系與子代受教育程度

綜合上述分析可知，子代受教育程度是父母教育同型婚姻提高子代收入水平的主要渠道，而父代婚姻的穩(wěn)定性、親子間的親密度將有利于子代受教育程度的提升，從而增加子代收入。

（二）教育同型婚姻對子代收入的影響：異質(zhì)性分析

為進一步充實教育同型婚姻的代際流動效應(yīng)的研究，須明確教育同型婚姻對不同群體子代收入的影響程度差異。

首先，本文按照父代的收入與受教育程度對樣本進行劃分，從代際流動的角度，考察教育同型婚姻對子代收入的影響的異質(zhì)性。關(guān)于收入水平，我們按照父代收入水平的均值，將樣本分別劃分為高收入組和低收入組；關(guān)于受教育程度，我們將父母為初中及以下受教育水平視為低教育水平，將高中及以上受教育水平視為高教育水平；將父母雙方有一方受教育程度為低水平的樣本歸為低教育組，將父母雙方有一方受教育程度為高水平的樣本歸為高教育組。需要說明的是，高教育組包含了父母雙方均為高教育水平的樣本與父母雙方一人為高教育水平、一人為低教育水平的樣本，低教育組也包含兩類樣本；這樣的劃分是為了在組內(nèi)將父母雙方一人為高教育水平，一人為低教育水平設(shè)定為對照組，從而對比高教育同型婚姻與低教育同型婚姻對子代收入的影響差異。

表12 報告了其回歸結(jié)果。其中，第(1)欄和第(2)欄是基于高收入組與低收入組的回歸結(jié)果，第(3)欄和第(4)欄是基于高教育組與低教育組的回歸結(jié)果。其結(jié)果顯示：第一，在低收入組中，父母教育的同型婚姻對子代收入水平的提升作用并不顯著，而在高收入組中，父母教育的同型婚姻對子代收入水平有顯著的提升作用；換言之，教育同型婚姻模式在一定程度上可能會導(dǎo)致子代收入差距的固化，增強代際傳遞。第二，在高、低教育組樣本的回歸中可以發(fā)現(xiàn)，相較于高教育水平組，低教育水平的同型婚姻對子代收入水平的提升作用更大，即低教育水平父母的子代從父母的教育同型婚姻模式中獲益更多。

表12 教育同型婚姻與不同父代群體間的代際傳遞性

其次，本文對子代樣本進行劃分，將子代樣本劃分為城鎮(zhèn)樣本與鄉(xiāng)村樣本以及東部、中部與西部地區(qū)樣本，從而考察地區(qū)間子代收入差距的潛在變化。表13 的第(1)欄～第(5)欄分別報告了城鎮(zhèn)樣本、鄉(xiāng)村樣本與東地區(qū)、中部、西部地區(qū)樣本的回歸結(jié)果。其結(jié)果顯示：對于城鎮(zhèn)的子代，其父母的婚姻匹配模式若為教育同型婚姻，子代的收入將受益于該婚姻模式；對于而鄉(xiāng)村的子代，其父母婚姻匹配模式是否屬于教育同型婚姻對其的收入影響不大。教育同型婚姻在一定程度上將擴大城鄉(xiāng)子代間收入差距。在中部、西部地區(qū)，父母婚姻模式是否屬于教育同型匹配對子代收入的影響并不大，教育同型婚姻對子代收入水平的提升效應(yīng)在東部地區(qū)更為顯著，這在一定程度上會進一步擴大區(qū)域間子代收入差距。

表13 教育同型婚姻在不同子代群體間的影響分析

最后，本文按照子代的工作性質(zhì)與是否是獨子的兩類劃分標準，將樣本劃分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)以及獨子與非獨子樣本，從而考察不同子代群體的收入變化差異。表14 報告了其回歸結(jié)果。其中，第(1)欄～第(4)欄分別報告了國有、非國有企業(yè)與獨子、非獨子樣本的回歸結(jié)果。其結(jié)果顯示：首先，在非國有企業(yè)工作的子代，其父母的教育同型婚姻顯著影響了子代的收入，可能原因在于，非國有企業(yè)更加市場化，教育同型婚姻對子代教育水平的促進作用更容易反映到子代收入中；其次，父母的教育同型婚姻對于非獨子的收入影響更大，可能的原因在于，擁有兄弟姐妹的子代，其父母的婚姻更加穩(wěn)定，親子關(guān)系更為密切，這會提升其收入水平。

表14 教育同型婚姻在不同子代群體間的影響分析

綜合上述分析可知，教育同型婚姻將進一步固化收入的代際傳遞，減弱代際間流動性，導(dǎo)致子代間收入差距的進一步擴大。結(jié)合機制分析結(jié)果來看，受教育機會的均等化是縮小父母教育同型婚姻加劇子代收入差距的重要方法；另外，增強親子間的親密度也非常重要，因而須要從婚姻視角出發(fā)，增強婚姻穩(wěn)定性、改善子代與父代長期未生活在一起的現(xiàn)狀。

六、結(jié)論與政策含義

隨著我國工業(yè)化、城市化的持續(xù)推進，家庭的構(gòu)成方式不斷改變。從傳統(tǒng)中國社會看重家庭背景的“門當戶對”式婚姻，到如今更重視配偶自身能力的“郎才女才”式結(jié)合，婚姻中的自致性因素特別是教育同型在婚配中的重要性不斷上升，從而影響著家庭間收入的代際流動性。本文通過構(gòu)建測量婚姻的教育匹配度指標，利用1990—2010 年三次全國人口普查以及2015 年1%人口抽樣調(diào)查微觀數(shù)據(jù)，對我國同型婚姻的教育匹配程度進行測量，發(fā)現(xiàn)教育同型婚姻成為現(xiàn)階段我國家庭形成的主流模式。

本文基于傳統(tǒng)的子代收入決定方程來構(gòu)造包含教育同型婚姻變量的回歸方程，運用 CFPS2010—2018 年數(shù)據(jù)進行回歸分析，結(jié)果顯示：第一，教育同型婚姻將會提升子代收入水平，該結(jié)論在工具變量回歸結(jié)果中仍然成立；第二，我們從婚姻存續(xù)、親子關(guān)系以及子代受教育程度等角度研究發(fā)現(xiàn)，教育的同型婚姻主要通過提升子代受教育程度來提升子代收入水平，而婚姻穩(wěn)定性的增強、親子親密度的提高會提高子代受教育程度；第三，我們通過異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，高收入、城鎮(zhèn)地區(qū)父母的同型婚姻匹配模式將固化子代間收入傳遞性，加劇子代收入差距。

隨著經(jīng)濟社會的發(fā)展，自致性因素逐漸成為當代婚配的主導(dǎo)因素，而教育同型婚姻日益成為影響子代收入的主要原因。本文從家庭形成層面、婚姻匹配視角為教育影響收入分配的作用機制提供新的解釋。本文的政策含義表明，縮小家庭收入差距、降低社會不平等程度、增加公共教育支出、關(guān)注受教育機會的均等化以及增加落后地區(qū)家庭的受教育機會，是縮小教育同型婚姻固化子代收入差距的重要舉措。同時，增強親子間的親密度同樣重要，因而須要從婚姻視角出發(fā)，增強婚姻穩(wěn)定性，改善子代與父代長期未生活在一起的現(xiàn)狀。