汪小芹，邵宜航

（1.江西財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江西 南昌 330013；2.上海對(duì)外經(jīng)貿(mào)大學(xué)國(guó)際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，上海201620）

一、引言和文獻(xiàn)綜述

近年來，“富二代”“內(nèi)卷”等詞頻頻現(xiàn)諸各大媒體和視頻網(wǎng)站，反映了社會(huì)大眾對(duì)階層固化以及優(yōu)勢(shì)地位競(jìng)爭(zhēng)白熱化的擔(dān)憂。 對(duì)中國(guó)代際收入流動(dòng)性的一系列研究也表明，中國(guó)的社會(huì)流動(dòng)性不容樂觀[1][2][3][4]。與此同時(shí)，我國(guó)基尼系數(shù)持續(xù)高位、貧富差距較大這一事實(shí)也成為輿論持續(xù)議論的焦點(diǎn)。 如果兩種現(xiàn)象疊加，則說明貧富差距不僅在一代人之間存在，而且還可能在兩代人之間持續(xù)蔓延，這無疑意味著家庭層面的收入差距比個(gè)體層面更甚，不利于共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。 本文認(rèn)為，事實(shí)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資性收入獲得者的流動(dòng)性測(cè)算可能低估了中國(guó)社會(huì)的代際流動(dòng)性。 其次，與描述跨代之間收入差距的特征事實(shí)相比，認(rèn)識(shí)這一收入差距造成的原因和可能產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果才是更為緊迫的議題。

首先要認(rèn)識(shí)到的是，就社會(huì)公平而言，促進(jìn)社會(huì)流動(dòng)是非常有必要的。 為社會(huì)底層創(chuàng)造公平的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，使其有動(dòng)力積累人力資本從而擺脫上一代人的發(fā)展桎梏，這不僅是社會(huì)主義本質(zhì)的內(nèi)在要求，也是新時(shí)期鞏固脫貧攻堅(jiān)成果的重要保障。在此方面，西方發(fā)達(dá)國(guó)家亦有先例，如美國(guó)的“幼兒?jiǎn)⒚捎?jì)劃”（Head Start Program）和“走向新機(jī)遇”項(xiàng)目（Move to Opportunity Program）。 盡管如此，美國(guó)的代際收入流動(dòng)性仍不盡如人意[5][6][7][8][9][10]，可見促進(jìn)社會(huì)公平難以一蹴而就。 其次，就代際流動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)效率的作用而言，促進(jìn)社會(huì)流動(dòng)或非必要。 這是因?yàn)椋瑥慕?jīng)濟(jì)效率的角度，只要社會(huì)選拔機(jī)制有利于將最有能力的人甄選進(jìn)入精英階層，即可獲得增長(zhǎng)動(dòng)力。 由此出發(fā)可知，如果階層固化是由于制度缺陷導(dǎo)致，如以出生階級(jí)、膚色、血統(tǒng)作為進(jìn)入精英階層的標(biāo)準(zhǔn)，則階層固化不利于精英選拔，從而不利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展[11]。 反之，如果階層間的固化并非由于不合理的制度所致，則代際間的階層傳承未必有損經(jīng)濟(jì)效率。 這是因?yàn)樵诂F(xiàn)代社會(huì)中，接受良好的教育、掌握相應(yīng)的技能是進(jìn)入精英階層的必要條件。因此，如果富裕家庭的子代是通過努力積累人力資本、修煉個(gè)人技能才獲得了經(jīng)濟(jì)地位的傳遞，則這種代際傳承未必有損經(jīng)濟(jì)效率[12]。

從實(shí)際情況來看，影響我國(guó)代際流動(dòng)性的因素不僅有經(jīng)濟(jì)原因，也有體制原因?？偨Y(jié)已有研究，父輩收入地位主要通過兩種方式影響子代收入差距：一方面源于經(jīng)濟(jì)上的差異。優(yōu)勢(shì)家庭父輩在子代的各項(xiàng)投資上面臨較少的資金約束，其子代在進(jìn)入勞動(dòng)市場(chǎng)時(shí)已和普通家庭子代拉開距離，這表現(xiàn)在其子代的各項(xiàng)人力資本特征、社會(huì)資本特征或就業(yè)地選擇特征明顯優(yōu)于普通家庭子代[13][14][15][16][17][18]。 另一方面源于體制上的原因。由于改革的不深入和勞動(dòng)市場(chǎng)的信息扭曲，在子代進(jìn)入勞動(dòng)市場(chǎng)后，家庭背景仍在進(jìn)一步發(fā)揮作用。這表現(xiàn)在即使不同家庭背景的子代擁有同樣的人力資本， 其回報(bào)率也不同。例如，麥克思2009 年發(fā)布的《2009 年中國(guó)大學(xué)生就業(yè)報(bào)告》顯示，盡管一些農(nóng)民工子女的高考分?jǐn)?shù)較管理階層子女的分?jǐn)?shù)高，但畢業(yè)半年后的平均月薪卻顯著低于后者的薪資。

為了客觀辯證地認(rèn)識(shí)優(yōu)勢(shì)家庭子代較高收入溢價(jià)的原因，從特征差異和回報(bào)差異兩方面入手是一個(gè)較為合理的切入點(diǎn)。 國(guó)內(nèi)李任玉等學(xué)者也關(guān)注到了這一點(diǎn)[19]，但本文與其不同，主要關(guān)注優(yōu)勢(shì)家庭二代在均值意義上的特征差異和回報(bào)差異。 本文對(duì)優(yōu)勢(shì)家庭做了進(jìn)一步的區(qū)分，以避免在認(rèn)識(shí)上一刀切。 呂鵬和范曉光認(rèn)為中國(guó)的優(yōu)勢(shì)家庭父輩可分為黨政精英、知識(shí)技術(shù)精英和市場(chǎng)精英，并將前兩者并稱為體制精英[20]。 然而此文沒有探討不同精英家庭背景對(duì)子代經(jīng)濟(jì)收益的異質(zhì)性影響。 結(jié)合當(dāng)前中國(guó)社會(huì)對(duì)階層固化的批判，群眾的不滿主要來自于對(duì)優(yōu)勢(shì)家庭子代依靠家庭背景獲取不當(dāng)資源的憤慨。 國(guó)家的政策著力點(diǎn)自然也是有所針對(duì)的，正如黨的十八大報(bào)告所提出的：“要逐步建立以權(quán)利公平、機(jī)會(huì)公平、規(guī)則公平為主要內(nèi)容的社會(huì)公平保障體系，努力營(yíng)造公平的社會(huì)環(huán)境，保證人民平等參與、平等發(fā)展的權(quán)利”，這表明我們所要追求的并非平均主義，而更多地是優(yōu)者能勝的權(quán)利。

鑒于此，本文將“富二代”定義為家庭背景在整個(gè)社會(huì)分層中居于優(yōu)勢(shì)地位的子代。 從研究的角度出發(fā)，本文主要將子代家庭分為4 種類型：公務(wù)員精英家庭（子代為“官二代”）、知識(shí)技術(shù)精英家庭（子代為“知二代”）、商業(yè)精英家庭（子代為“商二代”）和普通家庭（子代為“普二代”），其中的“官二代”“知二代”“商二代”統(tǒng)稱為“富二代”①。 利用OB分解方法，本文分解了“富二代”們相比普通二代收入溢價(jià)中的特征差異和回報(bào)差異。 進(jìn)一步，本文將優(yōu)勢(shì)家庭由于努力積累人力資本特征 （含教育、健康、年齡、工作經(jīng)驗(yàn)）而產(chǎn)生的收入溢價(jià)定義為“拼搏”效應(yīng)，將由工作環(huán)境特征（含子代戶籍和工作區(qū)域選擇）、社會(huì)資本特征（含子代是否進(jìn)入體制內(nèi)工作、是否具有政治身份、是否創(chuàng)業(yè)、職業(yè)階層）差異以及所有特征因素存在的回報(bào)差異引起的收入溢價(jià)定義為“拼爹”效應(yīng)。 之所以將前者稱為“拼搏”效應(yīng)是因?yàn)?，子代的人力資本僅靠父輩單純的經(jīng)濟(jì)投入難以形成，還需要子代更多的主觀努力和積極參與， 且人力資本特征差異并不影響經(jīng)濟(jì)效率。 環(huán)境特征、社會(huì)資本特征和所有回報(bào)差異之所以被稱為“拼爹”效應(yīng)，是因?yàn)榄h(huán)境特征、社會(huì)資本特征的形成更多是由于父母投資的結(jié)果，而非子代主觀努力的結(jié)果。 而回報(bào)差異則被視為市場(chǎng)歧視，這種歧視既可能源于信息不對(duì)稱，也可能就是單純的偏見[21]。 如果精英家庭子代在固有優(yōu)勢(shì)的基礎(chǔ)上還通過“拼搏”獲得了顯著的收入溢價(jià)，則可認(rèn)為這種階層固化更多地只會(huì)影響社會(huì)公平，不會(huì)影響經(jīng)濟(jì)效率；如果精英家庭子代僅僅是通過“拼爹”獲得收入溢價(jià)，則可認(rèn)為這種階層固化不僅有損社會(huì)公平，而且將嚴(yán)重影響經(jīng)濟(jì)效率。

二、研究方法

O-B 分解是基于均值的分解，為了便于了解其基本思想，簡(jiǎn)單說明如下：假設(shè)有2 個(gè)群體A 和B，群體A 的收入均值為6000 元，群體B 的收入均值為3000 元。 假設(shè)影響收入的因素為個(gè)體的受教育年限，設(shè)群體A 的平均受教育年限為10 年，群體B的平均受教育年限為6 年。 那么群體A 的平均收入為什么比群體B 高3000 元？首先，群體A 的平均受教育年限比群體B 長(zhǎng)，這稱之為特征差異；其次，群體A 的教育回報(bào)率也比群體B 高。 群體A 的教育回報(bào)率為600 元/年，群體B 的教育回報(bào)率為500元/年，這稱之為回報(bào)差異。 為了解特征差異和回報(bào)差異在工資差異中的占比，我們可以將工資差異表示為3000=(10-6)*600+6*(600-500)=(10*600-6*600)+(6*600- 6*500)，其中（10-6）*600=2400 稱之為特征差異部分，6*（600-500）=600 稱之為回報(bào)差異部分。 事實(shí)上，在上面的分解中，我們相當(dāng)于構(gòu)造了一個(gè)反事實(shí)的收入即6*600，這是假設(shè)當(dāng)群體B 擁有群體A 一樣的回報(bào)率時(shí)的反事實(shí)收入。 （10-6）*600 就相當(dāng)于假設(shè)兩組均具有群體A 水平的回報(bào)率時(shí)，由于群體A 和群體B 的特征差異（教育年限不同）而造成的收入差距。 6*(600-500)相當(dāng)于假設(shè)兩組均具有相同的教育年限時(shí)，由于回報(bào)差異而造成的收入差距。 上述分解回答了為什么A 的收入比B 高的問題。同理，我們也可以看為什么B 的收入比A 低。此時(shí)，我們通過構(gòu)造反事實(shí)收入10*500，將工資差異寫為3000=(10-6)*500+10*(600-500)=（10*500-6*500）+（10*600-10*500）。 這里，特征差異為(10-6)*500=2000，回報(bào)差異為10*(600-500)=1000。 可見，從不同角度得出的特征差異和回報(bào)差異占比會(huì)稍有差異，但特征差異是造成A 和B 平均收入差異的主要因素這一結(jié)論在不同角度中是一致的。 在本文以下的分解中，各“富二代”相當(dāng)于上文例子中的A，“普二代”則相當(dāng)于B，每次選一組進(jìn)行分解。

將上述的分解思想推廣到多因素模型，假設(shè)決定A 組和B 組收入的明瑟方程為線性形式：

Ygi為子代收入對(duì)數(shù)，Xik是影響子代收入的可觀測(cè)變量，本文中指子代的人力資本、社會(huì)資本和環(huán)境特征三大因素，vgi為誤差項(xiàng)。根據(jù)O-B 分解思想，群體A 和群體B 的收入均值之差可以表述為：

由于上述組別的選擇具有任意性，Jann 指出，最好將A、B 兩組的混合樣本進(jìn)行回歸，得到混合樣本的回歸系數(shù)，將混合回歸系數(shù)作為參照系數(shù)會(huì)更加可信[22]。 此時(shí)，（2）式可改寫為：

本文將對(duì)混合回歸樣本進(jìn)行回歸和分解。 傳統(tǒng)的O-B 分解還存在另外一個(gè)問題，當(dāng)解釋變量采用分類變量而不是連續(xù)變量時(shí)，解釋變量的回報(bào)差異受到該分類變量參照組選擇的影響。 為了克服這個(gè)問題，本文采用Gardeazabal & Ugido 以及Yun的方法，對(duì)分類變量的回歸系數(shù)施加約束，以使結(jié)果不受分類變量參照組選擇的影響[23][24]。

三、數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計(jì)

本文數(shù)據(jù)來源于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）2010、2012、2013、2015、2017 年數(shù)據(jù)。 CGSS 起始于2003 年， 至今已完成10 輪調(diào)查。 CGSS2005-2017都通過追憶性調(diào)查，回顧了每個(gè)被訪者14 歲時(shí)的家庭背景狀況，主要包括父親的就業(yè)狀況、職業(yè)、職務(wù)等級(jí)、單位類型和單位所有制性質(zhì)。 由于2005 年至2008 年對(duì)家庭背景變量的定義口徑不一，本文采用2010 至2017 的調(diào)查數(shù)據(jù)。 本文的因變量是子代的收入， 采用調(diào)查時(shí)的個(gè)人年收入來衡量。2010 年至2017 年的總樣本量為58536 個(gè)觀測(cè)值，由于考察具有勞動(dòng)能力的個(gè)體更具現(xiàn)實(shí)意義，本文剔掉了仍在上學(xué)的個(gè)體樣本，并將研究對(duì)象限定在收入獲得年齡在25~55 歲的群體。 同時(shí)本文還剔掉了父子年齡間隔小于或等于13 歲的異常樣本，最終得到27382 個(gè)觀測(cè)值。 進(jìn)一步地，考慮到本文是混合截面數(shù)據(jù)，同一個(gè)年份出生的人可能出現(xiàn)在不同的調(diào)查點(diǎn)。 為了消除收入的不可比性，本文借鑒了龔鋒等對(duì)CGSS 樣本的處理方法，將各年份的收入進(jìn)行CPI 平減到2017 年后， 再將其他年份的收入“投影”至2017 年[25]。 具體做法是，在進(jìn)行CPI折算的基礎(chǔ)上，先計(jì)算每一輪調(diào)查中所有具有收入信息的個(gè)體的收入均值，然后將相應(yīng)年份的所有個(gè)體收入乘以該年份收入均值與2017 年收入均值的比值， 即是對(duì)其他年份的收入按比例“投影”至2017 年。

子代收入決定方程中有3 類變量：第一類是子代工作環(huán)境特征，包括子代當(dāng)前戶籍（分為農(nóng)業(yè)戶籍和非農(nóng)戶籍）、當(dāng)前工作的區(qū)域（分為東、中、西部地區(qū)）。第二類是子代人力資本特征，包括子代教育層次（分為文盲半文盲、小學(xué)、初中、高中/職高/中專/技校、大專、本科及以上共6 個(gè)層次）、健康自評(píng)水平（“很不健康”為1、“比較不健康”為2、“一般”為3、“比較健康”為4、“很健康”為5）、工作經(jīng)驗(yàn)（采用潛在工作年限法②）、年齡（收入獲得時(shí)的年齡，計(jì)算到2017 年）。第三類是子代社會(huì)資本特征，按照陳琳和袁志剛的觀點(diǎn)，子代的社會(huì)資本主要體現(xiàn)在其工作的單位性質(zhì)、政治身份和職業(yè)當(dāng)中[4]，但本文認(rèn)為需要加入是否創(chuàng)業(yè)這一項(xiàng)，因?yàn)閯?chuàng)業(yè)是一項(xiàng)十分需要社會(huì)關(guān)系的行為。因此本文中子代社會(huì)資本特征變量包括是否在體制內(nèi)工作（在黨政軍或國(guó)有企業(yè)部門工作， 歸為體制內(nèi)工作）、 是否創(chuàng)業(yè)（就業(yè)身份為個(gè)體工商戶或私營(yíng)業(yè)主）、 是否具有政治身份（共產(chǎn)黨員、民主黨派或無黨派人士為有政治身份）以及反映子代職業(yè)階層的ISEI 評(píng)分。 由于男性子代和女性子代的收入形成可能具有系統(tǒng)性的差異，因此本文對(duì)男性子代和女性子代樣本分開考察。 表1 是男性子代及其父輩的描述性統(tǒng)計(jì)，表2 是女性子代及其父輩的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 男性子代及其父輩特征描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)的t 檢驗(yàn)揭示了幾個(gè)重要現(xiàn)象。 以男性樣本為例：（1）從年收入看，“富二代”的收入均值都顯著高于普通二代，差異在1%水平上顯著。其中，“官二代”的收入溢價(jià)最高，為39018.17 元，“商二代”的收入溢價(jià)次之，為31204.28 元，“知二代”的收入溢價(jià)最低，為19012.16 元；（2）從子代特征變量看，造成優(yōu)勢(shì)二代收入溢價(jià)的顯著因素囊括了戶籍、受教育年限、工作經(jīng)驗(yàn)、是否體制內(nèi)工作、職業(yè)層次等因素，健康自評(píng)水平、年齡、是否創(chuàng)業(yè)和政治身份這些因素只在某些類別的對(duì)比中有顯著差異；（3）從家庭背景變量看，即便同屬于優(yōu)勢(shì)群體，父代的特征也有所差異。 例如，“商二代”父輩在職業(yè)社會(huì)地位方面與其它二者的差異，以及“官二代”父輩在戶籍身份和政治身份方面與其它二者的差異均較為明顯。 總體來看，由于中國(guó)的“官”大多選拔自社會(huì)精英分子，“官二代”既可能受益于父輩所擁有的政治資本，也可能直接受益于其自帶的家庭文化資本。 “知二代”盡管自帶家庭文化資本，但其受教育水平上的優(yōu)勢(shì)相較“商二代”并不明顯，這可能反映了經(jīng)濟(jì)資本在子代成才過程中發(fā)揮著越來越大的作用。 上述現(xiàn)象在女性二代中也普遍存在，不過在女性子代中，健康水平、政治身份也是造成二代收入溢價(jià)的顯著因素。 縱向來看，各分類群體女性子代的收入水平均明顯低于男性子代。

表2 女性子代及其父輩特征描述性統(tǒng)計(jì)

四、解釋變量合理性檢驗(yàn)

借鑒O’Neil 對(duì)美國(guó)種族收入差異的規(guī)范研究，我們先將子代的（對(duì)數(shù)）收入對(duì)家庭背景虛擬變量進(jìn)行回歸，則家庭背景虛擬變量的系數(shù)就是“富二代”的收入溢價(jià)③。 在這一回歸的基礎(chǔ)上，我們逐步加入前文的控制變量。 如果加入的子代特征變量使得家庭背景虛擬變量的系數(shù)變小或者不再顯著，根據(jù)回歸分析的中介效應(yīng)原理和基本的經(jīng)濟(jì)理論，則這些子代特征就是家庭背景影響子代收入的中間因素，說明本文選取的子代特征變量具有合理性。 表3 是回歸結(jié)果，所有回歸均將“普二代”作為參照組，報(bào)告的系數(shù)分別是“官二代”“知二代”“商二代”家庭虛擬變量的回歸系數(shù)。

表3 “富二代”工資差異：控制不同變量的結(jié)果（“普二代”為參照組）

分析表3 可知：（1）對(duì)于“官二代”和“普二代”的收入差異，當(dāng)我們加入子代戶籍和子代區(qū)域特征后，收入差距縮小了一半以上，說明環(huán)境變量是重要的傳遞機(jī)制。 加入人力資本特征后，男性子代樣本的收入差距已不再顯著，女性子代樣本的收入差距進(jìn)一步縮小，說明人力資本也是導(dǎo)致“官二代”和“普二代”收入差異的重要因素。進(jìn)一步控制社會(huì)資本變量， 男性子代樣本的收入差距依然不顯著，女性子代樣本的收入差距進(jìn)一步縮小， 但依然顯著。這說明環(huán)境特征、人力資本特征、社會(huì)資本特征三大類因素基本上可以解釋全部男性“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）以此類推，上述三大類因素解釋了大部分男性“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）對(duì)于男性“知二代”“商二代”相較“普二代”的收入差距以及女性“官二代”相較“普二代”的收入差距，即使控制了本文所有可觀測(cè)的特征變量，這兩個(gè)群體的收入差異依然顯著，說明對(duì)于“商二代”和“普二代”的收入差異，還存在一些未觀測(cè)因素，不過量級(jí)上只有未調(diào)整收入差異的1/3 左右，囿于數(shù)據(jù)，本文沒有進(jìn)一步挖掘這些變量?？偠灾疚恼J(rèn)為環(huán)境特征、人力資本特征和社會(huì)資本特征3 方面的差異基本上解釋了大部分的二代收入差距，說明本文選擇的子代特征變量具有一定的合理性。

五、“富二代”收入溢價(jià)：O-B 分解

（一）基于混合樣本的明瑟回歸

表4 的明瑟方程回歸結(jié)果表明，不同家庭背景子代的收入形成機(jī)制不盡相同。 男性樣本中，居住在東部地區(qū)、教育水平、健康水平、工作經(jīng)驗(yàn)、創(chuàng)業(yè)、職業(yè)地位顯著影響收入。 女性樣本中，這些因素變?yōu)榉寝r(nóng)戶籍、居住在東部地區(qū)、教育水平、健康水平、年齡、體制內(nèi)工作、創(chuàng)業(yè)、職業(yè)地位。 在教育水平中，相對(duì)文盲/半文盲，男性獲得初中教育可以顯著提高收入水平，女性則表現(xiàn)為獲得初中和高中教育。 年齡對(duì)男性收入影響不大，但對(duì)女性影響顯著，而女性收入受工作經(jīng)驗(yàn)的影響不顯著。是否具有政治身份對(duì)男女收入的影響都不顯著。 由于子代的上述特征存在一定的共線性，尤其在這些特征內(nèi)部，如在人力資本特征上，教育水平越高的人，其健康水平也可能更高， 因此有些變量在回歸時(shí)系數(shù)變得不顯著。 基于此，本文沿著前文的分析思路分大類解析了特征差異和回報(bào)差異，以實(shí)現(xiàn)“拼爹”效應(yīng)和“拼搏”效應(yīng)的計(jì)算④，這樣做一是使分析結(jié)果顯得簡(jiǎn)練，二是使大類中的共線性不影響分析結(jié)果。

（二）分解結(jié)果

表5 是根據(jù)表4 計(jì)算的特征差異和回報(bào)差異以及本文所定義的“拼爹”效應(yīng)和“拼搏”效應(yīng)。 可以看出，“富二代”的收入溢價(jià)主要源于特征差異。其中特征差異的解釋率最低為72.20%（男性“商二代”），最高為95.63%（女性“知二代”）。 這說明出生于上述3 種優(yōu)勢(shì)家庭的子代擁有更多的人力資本特征、更好的區(qū)域就業(yè)環(huán)境、更廣泛的社會(huì)資本，進(jìn)而使得他們擁有良好的收入獲得特征。 反映勞動(dòng)市場(chǎng)上就業(yè)歧視和勞動(dòng)市場(chǎng)不完善的回報(bào)差異在上述3 個(gè)群體中客觀存在，但在量級(jí)上不高。 在本文可觀測(cè)的子代特征變量中，回報(bào)差異僅解釋了女性“知二代”和“普二代”收入差異的4.37%，幾乎可以忽略不計(jì)。 回報(bào)差異解釋了男性“官二代”和“普二代”收入差異的16.69%、女性“官二代”和“普二代”收入差異的11.70%、女性“商二代”和“普二代”收入差異的14.90%，都不到20%，并非如我們傳統(tǒng)認(rèn)知的那樣嚴(yán)重?；貓?bào)差異解釋了男性“知二代”和“普二代”收入差異的25.28%，男性“商二代”和“普二代”收入差異的27.80%，屬于相對(duì)較高水平，本文認(rèn)為這可能主要跟文化資產(chǎn)及產(chǎn)業(yè)資產(chǎn)在男性中的直接可繼承性相對(duì)較高有關(guān)。

表4 基于混合樣本的明瑟回歸

表5 O-B 分解結(jié)果

再看本文定義的“拼搏”效應(yīng)和“拼爹”效應(yīng)。需要厘清的一個(gè)認(rèn)識(shí)是，“拼爹”效應(yīng)的存在是客觀的，也是不可避免的，本文并不認(rèn)為“拼爹”效應(yīng)的消失是件好事，相反，合理的“拼爹”效應(yīng)有助于提升社會(huì)成員財(cái)富創(chuàng)造和積累的積極性。 因此，本文關(guān)注的焦點(diǎn)在于各類“富二代”收入溢價(jià)的獲取是否都來自于“拼爹”效應(yīng)，如果不是，那就表明對(duì)于整個(gè)社會(huì)而言，優(yōu)勢(shì)地位代際傳承的同時(shí)也帶來了經(jīng)濟(jì)效率的提升，這是一個(gè)好現(xiàn)象。 總體而言，在各分類中，女性的“拼搏”效應(yīng)較男性大或相當(dāng)，此其一；“商二代”的“拼爹”效應(yīng)相比另兩類大，這在男性和女性樣本中均有體現(xiàn)，此其二。 本文認(rèn)為，造成前一種現(xiàn)象的主要原因與我國(guó)的婚姻及家庭傳承制度有關(guān)，而“商二代”較大的“拼爹”效應(yīng)則與民營(yíng)經(jīng)濟(jì)特征相關(guān)。

具體來看，在男性子代樣本中，努力積累人力資本這一特征差異解釋了“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%?？梢?，在男性樣本中，即便是被大眾抨擊較多的“商二代”，其“拼搏”效應(yīng)也能解釋到接近30%。在女性樣本中，人力資本積累差異解釋了“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%。 可見，在女性子代樣本中，“拼搏”效應(yīng)同樣能解釋到各類“富二代”收入溢價(jià)的30%以上。值得注意的是，盡管“官二代”的收入溢價(jià)最高，但無論是男性子代還是女性子代，其“拼爹”效應(yīng)占比都不是最高的，其解釋力甚至都未超過60%，這與我們的傳統(tǒng)認(rèn)知很是不同，上述結(jié)論似乎都在佐證一個(gè)事實(shí)：優(yōu)勢(shì)家庭子代往往還很努力。

六、主要結(jié)論和政策建議

（一）主要結(jié)論

本文對(duì)中國(guó)情境下不同家庭子代的收入差距進(jìn)行了詳實(shí)的分解。 基于O-B 分解方法，我們得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：（1）當(dāng)前中國(guó)，“官二代”“商二代”“知二代”相對(duì)普通家庭二代而言存在顯著的收入溢價(jià)，其中“官二代”的收入溢價(jià)最高，其次是“商二代”，最后是“知二代”，這一現(xiàn)象在男性子代和女性子代中普遍存在。 （2）通過O-B 分解法進(jìn)一步對(duì)產(chǎn)生這一收入溢價(jià)的深層原因進(jìn)行剖析可以發(fā)現(xiàn)，出生于優(yōu)勢(shì)家庭的子代擁有更高的收入溢價(jià)，這主要由于優(yōu)勢(shì)家庭子代擁有更好的收入獲取特征，即特征差異是收入差距的主要推手，但回報(bào)差異在男性子代樣本和女性子代樣本中同樣客觀存在，只是量級(jí)并不大，這表明在我國(guó)勞動(dòng)市場(chǎng)中存在的“同工不同酬”現(xiàn)象和就業(yè)歧視問題并沒有想象中的嚴(yán)重。（3）從本文定義的“拼搏”效應(yīng)和“拼爹”效應(yīng)看，無論是男性還是女性“富二代”，其收入溢價(jià)中的“拼搏”效應(yīng)均有著不低的解釋力。 上述結(jié)論共同說明，在我國(guó)確實(shí)存在一定程度上的階層固化，但這種固化整體上是偏良性的。

（二）政策啟示

第一，由于特征差異是造成“富二代”相較普通二代收入溢價(jià)的主要原因，緩解我國(guó)“富二代”現(xiàn)象的政策著力點(diǎn)應(yīng)在于優(yōu)化普通家庭子代的各項(xiàng)收入特征上。政府的轉(zhuǎn)移支付應(yīng)更加有針對(duì)性地向低收入家庭傾斜，緩解普通家庭在人力資本、環(huán)境資本和社會(huì)資本方面的投資約束。除了對(duì)微觀家庭的經(jīng)濟(jì)援助，國(guó)家應(yīng)在總體層面上加大對(duì)相對(duì)貧困地區(qū)的優(yōu)質(zhì)師資分配，緩解普通家庭二代由于家庭文化資本不足、相對(duì)剝奪情緒等帶來的輟學(xué)問題。

第二，回報(bào)差異雖不是優(yōu)勢(shì)子代收入溢價(jià)產(chǎn)生的主要因素，但由于這種差異是一種典型的“同工不同酬”現(xiàn)象，是對(duì)社會(huì)公平和經(jīng)濟(jì)效率的直接挑戰(zhàn)。 為了縮小人力資本和社會(huì)資本回報(bào)差異，有必要進(jìn)一步提升勞動(dòng)市場(chǎng)的透明度、打擊勞動(dòng)市場(chǎng)中的家庭背景歧視現(xiàn)象。 例如，鼓勵(lì)招聘單位在人員招聘時(shí)隱藏應(yīng)聘者的家庭背景信息。為縮小環(huán)境回報(bào)差異，建議各級(jí)政府減少外來人口的流動(dòng)限制，降低新市民的居住成本。

第三，“富二代”的收入溢價(jià)具有異質(zhì)性，“商二代”收入溢價(jià)較高，但“拼搏”效應(yīng)較小。這與商業(yè)資本較強(qiáng)的可繼承性有關(guān)。 盡管商業(yè)資本有著巨大的財(cái)富效應(yīng)和社會(huì)效益，但不能對(duì)可能出現(xiàn)的愈演愈烈的“馬太效應(yīng)”放之任之。 這一方面需要國(guó)家加大對(duì)商業(yè)資本的監(jiān)管力度，防范非法經(jīng)營(yíng)以及資本壟斷現(xiàn)象的發(fā)生；另一方面，也需要通過更加優(yōu)化和完善的稅收體系，包括征收遺產(chǎn)稅以及對(duì)房產(chǎn)等高附加值財(cái)產(chǎn)征稅等方式，更加高效地兼顧社會(huì)公平。

第四，“富二代”有著不低的“拼搏”效應(yīng)，因此對(duì)“富二代”現(xiàn)象過度解讀所引發(fā)的仇富心理不利于和諧社會(huì)形成。 社會(huì)輿論應(yīng)加大正面宣傳，引導(dǎo)民眾客觀辯證地看待目前我國(guó)的貧富差距，更多地把眼光聚焦到“優(yōu)勢(shì)階層”拼搏的一面，倡導(dǎo)公眾通過自身奮斗實(shí)現(xiàn)對(duì)美好生活的追求。

注：

①后文數(shù)據(jù)處理中，如何在數(shù)據(jù)中區(qū)分各類“富二代”，感興趣的讀者可向作者咨詢，限于篇幅不再贅述。

②如果受教育年限+6≥16， 工作經(jīng)驗(yàn)=年齡-受教育年限-6；如果受教育年限+6〈16，則工作經(jīng)驗(yàn)=年齡-6。

③采用虛擬變量回歸時(shí)，由于假設(shè)了兩組樣本的殘差項(xiàng)具有相同的方差，回歸系數(shù)的收入差異與直接用樣本均值計(jì)算的差異會(huì)稍有不同。

④由于假設(shè)各解釋變量的特征差異和回報(bào)差異是加性可分的，某一大類的特征差異和回報(bào)差異就是下屬各子類特征差異和回報(bào)差異之和。