人工智能技術(shù)會促進(jìn)代際收入流動嗎？
——基于CFPS數(shù)據(jù)庫的經(jīng)驗證據(jù)

趙 賀 董直慶 錢圓圓

一 引言與文獻(xiàn)述評

“普惠”和“共享”理念的普及與深入，引發(fā)社會各界對收入不平等問題的關(guān)注。中國經(jīng)濟(jì)高速增長帶來城鄉(xiāng)收入穩(wěn)步提升的同時，伴隨而來的收入差距問題不容忽視。根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，自2003年以來我國基尼系數(shù)一直在0.46的水平之上，在全球范圍內(nèi)屬于基尼系數(shù)較高的國家之一。以人工智能為代表的新興技術(shù)在生產(chǎn)中的廣泛應(yīng)用，可能會重塑勞動力市場需求結(jié)構(gòu)與收入分配格局，同時使父代與子代之間收入流動性發(fā)生新變化。因此，學(xué)者們研究的熱點由收入分配靜態(tài)不平等問題，開始轉(zhuǎn)向代際收入流動的動態(tài)不平等。代際收入流動性是指家庭中子代收入水平所處層級相對父代所處層級的可變化程度。事實上，適度的收入流動性能夠煥發(fā)勞動力市場活力，提高勞動者人力資本投資積極性，激勵勞動者通過個人努力，積累更多的財富并逐步進(jìn)入更高的收入層級。

關(guān)于代際收入流動的研究主要包括：代際收入流動性傳導(dǎo)機(jī)制、代際收入彈性、代際收入流動的變化趨勢以及國別比較等方面。代際流動早期研究可追溯到1979年，Becker和Tomes(1979)[1]構(gòu)建代際收入傳遞模型，建立代際傳遞和收入分配的均衡理論，測算得出美國代際收入彈性系數(shù)處于0.2的較低水平，即美國的代際收入流動性較強(qiáng)，擁有較高的社會公平性。Solon(1992)[2]運(yùn)用美國多年面板追蹤數(shù)據(jù)，指出以往估計代際收入彈性存在偏差，運(yùn)用父母終身收入的多年平均值來衡量父輩收入，并使用工具變量解決由父輩和子輩收入共同影響因素所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，測得代際收入彈性為0.3。由于代際收入傳遞模型中的收入是指持久收入，但持久收入數(shù)據(jù)難以從調(diào)研數(shù)據(jù)中獲取，所以學(xué)者開始根據(jù)可獲得數(shù)據(jù)運(yùn)用新指標(biāo)來測度代際收入流動性。Dahl和DeLeire(2018)[3]運(yùn)用代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)，即子輩收入排序和父輩收入排序的關(guān)聯(lián)系數(shù)來刻畫代際收入流動性。代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)實質(zhì)上是運(yùn)用子輩與父輩持久收入的排序情況去測度代際收入流動性，從而解決了直接使用持久收入測度代際收入流動性所導(dǎo)致的偏差問題。我國學(xué)者也針對中國國情對代際收入問題進(jìn)行了大量研究：一方面，探討中國代際收入流動的測算問題。方鳴和應(yīng)瑞瑤(2010)[4]利用CGSS數(shù)據(jù)和CHNS數(shù)據(jù)，測得中國2005年的代際收入彈性系數(shù)為0.57，即我國父輩與子代的代際收入具有較強(qiáng)相關(guān)性。劉李華和孫早(2022)[5]基于CGSS數(shù)據(jù)和CHIP數(shù)據(jù)測算得出中國代際收入彈性約為0.46，且代際收入流動性沒有表現(xiàn)出惡化趨勢。另一方面，分析中國代際收入彈性的變化趨勢。何石軍和黃桂田(2013)[6]基于2000年、2004年、2006年和2009年CHNS數(shù)據(jù)測算出中國代際收入流動性呈上升趨勢。陽義南和連玉君(2015)[7]利用2006年、2008年、2010年、2012年CGSS和CLDS混合橫截面數(shù)據(jù)研究得出中國代際收入彈性呈下降趨勢。胡霞和李文杰(2022)[8]利用CHARLS數(shù)據(jù)和CHIP數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙樣本兩階段最小二乘法，發(fā)現(xiàn)中國代際收入流動性呈先增后減，其后又緩慢增大的時間趨勢。

那么，影響代際收入流動的因素究竟有哪些？分析已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，影響代際收入流動的因素主要為以下四種：人力資本投資、先天條件、財富資本和社會環(huán)境變化。Mayer和Lopoo(2008)[9]基于美國各州財政教育支出數(shù)據(jù)，對人均財政教育支出水平進(jìn)行分組，研究發(fā)現(xiàn)相較于人均財政教育支出較低的組，人均財政教育支出水平較高組別的代際收入彈性高出0.17。王學(xué)龍和袁易明(2015)[10]實證研究發(fā)現(xiàn)教育水平對代際收入流動具有顯著負(fù)向影響。部分文獻(xiàn)從先天基因的角度探討代際收入流動的變化。Das和Sjogren(2002)[11]運(yùn)用224個家庭樣本數(shù)據(jù)，包括114個生物學(xué)家庭(父子關(guān)系為基因遺傳學(xué)中的血緣父子關(guān)系)和109個領(lǐng)養(yǎng)家庭(父子關(guān)系不是血緣父子關(guān)系)，且領(lǐng)養(yǎng)家庭的父母特征和生物學(xué)家庭十分相似，對比研究生物學(xué)家庭和領(lǐng)養(yǎng)家庭發(fā)現(xiàn)，生物學(xué)家庭中子代的收入水平很大程度上取決于他的基因構(gòu)成。還有文獻(xiàn)從資本視角研究代際收入流動的變化。陳琳和袁志剛(2012)[12]基于中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)(CHIPS)研究發(fā)現(xiàn)，財富資本、人力資本和社會資本能夠解釋60%以上代際收入流動的變化，即子代的經(jīng)濟(jì)收入水平主要取決于代際財富轉(zhuǎn)移的多少。也有文獻(xiàn)從社會環(huán)境變化的角度分析代際收入流動性。社會環(huán)境的變化是指社會制度的進(jìn)步以及社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展所處階段的變遷等。孫三百等(2012)[13]研究戶籍制度對代際收入流動的影響，發(fā)現(xiàn)相比于未遷移者，遷移者的代際收入彈性更大，即戶籍制度的存在對代際收入向上流動產(chǎn)生了不利影響。Fan(2016)[14]基于1995年和2002年CHIP數(shù)據(jù)庫研究中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的代際收入傳遞及其傳導(dǎo)機(jī)制，發(fā)現(xiàn)在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期前，對低于平均收入水平家庭代際收入傳遞貢獻(xiàn)最大的是父輩工作單位所有權(quán)性質(zhì)，而對高于平均收入水平家庭代際收入傳遞貢獻(xiàn)最大的是家庭所擁有的社會資本；在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期后，處于平均收入水平以下家庭的父輩對子代的教育投資加大，使得代際收入向上流動，而平均收入水平以上家庭主要通過家庭所擁有的社會資本來提升子代收入水平。

近年來，技術(shù)進(jìn)步對勞動收入不平等的影響也受到研究者的關(guān)注。Autor et al.(2017)[15]運(yùn)用企業(yè)層面數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，技術(shù)進(jìn)步對企業(yè)的影響具有異質(zhì)性，技術(shù)進(jìn)步對“超級企業(yè)”具有選擇性偏好，由于“超級企業(yè)”的勞動工資增長率低于企業(yè)利潤增長率，從而降低勞動收入份額。Acemoglu和Restrepo(2018a)[16]研究發(fā)現(xiàn)，機(jī)器人技術(shù)一方面會產(chǎn)生替代效應(yīng)，使得勞動者工資下降；另一方面會帶來生產(chǎn)率效應(yīng)，對勞動收入產(chǎn)生正面影響，兩種效應(yīng)共同作用于勞動收入份額并最終對其產(chǎn)生負(fù)向影響。Graetz和Michaels(2018)[17]基于跨國樣本研究認(rèn)為人工智能技術(shù)屬于要素擴(kuò)展型技術(shù)，對勞動收入份額的影響取決于資本與勞動的替代彈性。國內(nèi)部分學(xué)者也對技術(shù)進(jìn)步的收入分配效應(yīng)進(jìn)行了探討。王林輝等(2018)[18]構(gòu)建農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)兩部門模型，基于技術(shù)進(jìn)步視角，研究發(fā)現(xiàn)有偏型技術(shù)進(jìn)步對勞動收入份額的影響具有產(chǎn)業(yè)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)，且有偏型技術(shù)進(jìn)步可以解釋1/3～1/2的勞動收入份額變化。郭凱明(2019)[19]通過建立多部門動態(tài)一般均衡模型，發(fā)現(xiàn)人工智能技術(shù)對要素收入分配格局的影響取決于人工智能技術(shù)與傳統(tǒng)生產(chǎn)方式替代彈性的大小。

就本文研究所及，僅有少量文獻(xiàn)直接探討人工智能技術(shù)對代際收入流動的影響，如Sachs和Kotlikoff(2012)[20]研究發(fā)現(xiàn)機(jī)器人應(yīng)用使得家庭收入能力和儲蓄能力下降，進(jìn)而降低家庭對技能學(xué)習(xí)和物質(zhì)資本的投入，導(dǎo)致下一代成員收入降低，且這種不利影響具有代際傳遞性。Jansson和Karabulut(2021)[21]研究自動化程度提升對家庭金融財富的影響，認(rèn)為機(jī)器人應(yīng)用加大了部分勞動者的失業(yè)風(fēng)險，使其風(fēng)險承擔(dān)能力下降，影響其金融投資決策，并在長期降低其金融收入，即在工作中接觸機(jī)器人更多的家庭積累的家庭財富更少，這種減少家庭金融財富的影響具有代際傳承性，造成家庭代際收入向下流動。實際上，人工智能技術(shù)與歷次工業(yè)技術(shù)革命中的蒸汽、電氣以及信息技術(shù)一樣，屬于通用目的技術(shù)，對生產(chǎn)生活的各個領(lǐng)域都會產(chǎn)生影響(Agrawal et al.，2019)[22]。一方面，人工智能技術(shù)是信息技術(shù)發(fā)展的高階產(chǎn)物，以機(jī)器設(shè)備為載體，區(qū)別于一般的技能偏向型技術(shù)進(jìn)步，人工智能技術(shù)能夠直接替代部分勞動崗位，不僅體力勞動者甚至腦力勞動者都有被替代的風(fēng)險(Frey和Osborne，2017)[23]，同時，人工智能技術(shù)的應(yīng)用也會衍生出新崗位，如人工智能技術(shù)訓(xùn)練員等(Acemoglu和Restrepo，2019)[24]。王林輝等(2022)[25]基于中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，應(yīng)用機(jī)器學(xué)習(xí)模型測算得出中國19.05%的勞動就業(yè)被人工智能技術(shù)替代的風(fēng)險較大，且職業(yè)替代風(fēng)險的高低與任務(wù)屬性密切相關(guān)。Acemoglu和Restrepo(2018b)[26]運(yùn)用內(nèi)生任務(wù)模型推導(dǎo)得出，自動化技術(shù)發(fā)展會催生新興就業(yè)崗位，且新興就業(yè)崗位與技能水平較高的勞動力更加匹配。另一方面，人工智能技術(shù)作為通用目的型和平臺型技術(shù)，不僅具備崗位更替的效應(yīng)，還在更大范圍對勞動力遷移產(chǎn)生影響，當(dāng)勞動者面臨人工智能技術(shù)的沖擊時，勞動力遷移是使勞動者重新獲得就業(yè)崗位、勞動力市場再次歸于均衡的重要推力(Faber et al.，2022)[27]。陳媛媛等(2022)[28]基于中國人口普查微觀數(shù)據(jù)和工業(yè)機(jī)器人數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)伴隨人工智能技術(shù)推廣，中國勞動力出現(xiàn)遷移行為，即工業(yè)機(jī)器人應(yīng)用會影響勞動力空間配置。

總體看來，現(xiàn)有文獻(xiàn)多關(guān)注代際收入流動的影響因素，但缺乏從人工智能技術(shù)角度研究代際收入流動性問題的文獻(xiàn)。因此，本文基于2010—2016年間四次中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，構(gòu)建父輩和子代收入百分位階層來測度代際收入流動，探討人工智能技術(shù)對代際收入流動性及流動方向的影響，從代際職業(yè)流動和勞動力遷移兩個方面分析人工智能技術(shù)影響代際收入流動的作用機(jī)制，并在個體特征和地區(qū)特征兩個維度下，從個體家庭教育背景、個體性別、個體戶籍、地區(qū)市場化水平、地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度和地區(qū)財政教育支出水平六個方面，進(jìn)一步探討人工智能技術(shù)對代際收入流動的異質(zhì)性影響。相比已有文獻(xiàn)，本文的主要貢獻(xiàn)如下：第一，與現(xiàn)有研究多采用代際收入彈性指標(biāo)刻畫代際收入流動不同，本文采用子代收入和父輩收入所處百分位階層來準(zhǔn)確衡量代際收入流動性，并探究人工智能技術(shù)對代際收入流動方向的影響。第二，基于Python網(wǎng)絡(luò)爬蟲技術(shù)，通過搜索相關(guān)關(guān)鍵詞獲取人工智能專利數(shù)量，能夠更為精準(zhǔn)地衡量人工智能技術(shù)發(fā)展水平。第三，從代際職業(yè)流動和勞動力遷移兩個方面，探究人工智能技術(shù)與代際收入流動之間可能的傳導(dǎo)途徑。剩余內(nèi)容結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為計量模型構(gòu)建、指標(biāo)設(shè)計與數(shù)據(jù)來源說明；第三部分為實證檢驗結(jié)果分析；第四部分為人工智能技術(shù)對代際收入流動的傳導(dǎo)機(jī)制檢驗；第五部分為進(jìn)一步分析；第六部分為結(jié)論與政策啟示。

二 計量模型構(gòu)建、指標(biāo)設(shè)計與數(shù)據(jù)來源說明

(一)計量模型構(gòu)建

構(gòu)建如下Probit模型檢驗人工智能技術(shù)對代際收入流動性的影響：

imijt=α+βaijt+θ1Zit+θ2Cjt+γj+ηt+εijt

(1)

upimijt=α+βaijt+θ1Zit+θ2Cjt+γj+ηt+εijt

(2)

downimijt=α+βaijt+θ1Zit+θ2Cjt+γj+ηt+εijt

(3)

其中，下標(biāo)i、j、t分別表示個體、地區(qū)、時間。式(1)用于檢驗人工智能技術(shù)是否會引發(fā)代際收入流動，被解釋變量imijt為代際收入流動性，是一個二值變量，當(dāng)子代收入與父輩收入屬于不同分位數(shù)等級時取值1，當(dāng)子代收入與父輩收入屬于相同分位數(shù)等級時取值0。式(2)和式(3)用于探究人工智能技術(shù)導(dǎo)致代際收入流動的方向。其中，式(2)用于檢驗人工智能技術(shù)是否會導(dǎo)致代際收入向上流動，被解釋變量upimijt用于衡量代際收入向上流動，當(dāng)子代收入分位數(shù)等級高于父輩時取值為1，低于和等于父輩時取值為0；式(3)用于檢驗人工智能技術(shù)是否會導(dǎo)致代際收入向下流動，被解釋變量downimijt用于衡量代際收入向下流動，當(dāng)子代收入分位數(shù)等級低于父輩時取值為1，而高于或等于父輩時取值為0。aijt為核心解釋變量人工智能技術(shù)，用人工智能專利數(shù)量衡量。Zit為個體層面的控制變量，包括子代的年齡、年齡的平方、健康狀況、受教育程度，以及父輩的年齡、年齡的平方、受教育程度。Cjt為地區(qū)層面的控制變量，包括地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、教育規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對外貿(mào)易水平。γj為地區(qū)固定效應(yīng)，ηt為時間固定效應(yīng)，εijt為隨機(jī)誤差項。

(二)指標(biāo)設(shè)計

1.核心變量指標(biāo)設(shè)計

(1)代際收入流動(imijt)。為衡量代際收入流動性及代際收入的具體流動方向，本文借鑒Ahsan和Chatterjee(2015)[29]的思路，將子代收入和父輩收入按照百分位劃分為十個等級，若子代所處收入百分位等級與父輩不相同，則發(fā)生代際收入流動，否則為代際收入未流動。同時，若子代所處的收入百分位等級高于父輩，則為代際收入向上流動(upimijt); 若子代所處的收入百分位等級低于父輩,則為代際收入向下流動(downimijt)。

(2)人工智能技術(shù)(aijt)。借鑒Popp(2002)[30]的做法，運(yùn)用與技術(shù)相關(guān)的專利數(shù)量來衡量技術(shù)進(jìn)步，本文運(yùn)用人工智能專利數(shù)量(rpatent)測度人工智能技術(shù)這一指標(biāo)。人工智能專利數(shù)量采用Python網(wǎng)絡(luò)爬蟲技術(shù)，在中國專利數(shù)據(jù)庫中搜索關(guān)鍵詞獲取人工智能的相關(guān)專利數(shù)據(jù)，再整理歸類到地區(qū)層面。此外，本文運(yùn)用各地區(qū)人工智能企業(yè)數(shù)量的對數(shù)(lnind)作為人工智能技術(shù)的替換指標(biāo)，地區(qū)層面的人工智能企業(yè)數(shù)量是在“天眼查”數(shù)據(jù)庫中運(yùn)用關(guān)鍵詞搜索和提取方法整理得到。

2.控制變量

個體層面。子代年齡(age)，由問卷中“請問您的出生日期(年)”這一問題計算得到。子代健康狀況(health)，由問卷中“您認(rèn)為自己的健康狀況”這一問題的回答得到，回答“非常不健康”則取值為1，“不健康”取值為2，“比較不健康”取值為3，“一般”取值為4，“健康”取值為5。子代受教育程度(edu)，以問卷中“個人最高學(xué)歷”這一問題的回答轉(zhuǎn)換為受教育年限來衡量，文盲/半文盲的取值為0年、小學(xué)為6年、初中為9年、高中/中專/技校/職高為12年、大專為15年、大學(xué)本科為16年、碩士為19年、博士為23年。在模型中不僅控制子代的年齡，也控制了父輩的年齡，這樣可以削減年齡增加導(dǎo)致收入增加的效應(yīng)(Blanden，2013)[31]。父輩年齡(fage)，由問卷中“父親年齡”這一問題整理得到。陳琳和袁志剛(2012)[12]的研究表明父親的受教育程度可以反映家庭資本對子代收入的影響。因此，本文也引入父輩的受教育程度(fedu)作為控制變量，以問卷中“父親最高學(xué)歷”問題的回答轉(zhuǎn)換為受教育年限后衡量，具體轉(zhuǎn)換取值與子代受教育年限轉(zhuǎn)換相同。

地區(qū)層面。控制省級層面各特征對代際收入流動的影響，具體包括：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(rgdp)，用各省級地區(qū)人均生產(chǎn)總值來測度。教育規(guī)模(sedu)，以各省級地區(qū)每萬人在校大學(xué)生數(shù)衡量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(industry)，以各省級地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比值來測度。對外貿(mào)易水平(rfdi)，以各省級地區(qū)外商實際投資額的人均值衡量。

(三)數(shù)據(jù)來源及數(shù)據(jù)處理說明

本文所用人工智能專利數(shù)據(jù)是使用Python網(wǎng)絡(luò)爬蟲方法，通過搜索人工智能相關(guān)關(guān)鍵詞，在中國專利數(shù)據(jù)庫中爬取得到，再將其歸類到省級層面。依據(jù)《國家新一代人工智能標(biāo)準(zhǔn)體系建設(shè)指南》展示的人工智能技術(shù)框架，進(jìn)行Python網(wǎng)絡(luò)爬蟲時所選關(guān)鍵詞包含：智能傳感器、智能芯片、機(jī)器學(xué)習(xí)、視覺識別、圖像識別、語音識別、神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)、類腦智能運(yùn)算、智能機(jī)器人、新型人機(jī)交互等。地區(qū)控制變量數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》以及各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。所用微觀數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)，該項目由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實施，是涵蓋全國25個省(自治區(qū)、直轄市)的連續(xù)性調(diào)查項目。為滿足本文研究變量的選取條件，使用2010、2012、2014和2016共四個年份的調(diào)查數(shù)據(jù)組合而成的混合截面數(shù)據(jù)。對CFPS原始數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：首先，將“父親個人問卷中對應(yīng)的樣本編碼”與“個人id編碼”相匹配，得到子代信息和與之對應(yīng)的父輩信息樣本。然后，鑒于本文研究的問題，篩選出包含子代與父輩收入、年齡、健康狀況、受教育程度、職業(yè)等信息的已配對樣本。最后，剔除父親已去世以及缺失所需關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)的樣本。最終得到有效樣本18486份。相關(guān)指標(biāo)的統(tǒng)計特征描述如表1所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

三 實證檢驗結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸

表2為人工智能技術(shù)對代際收入流動影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。列(1)和列(2)為采用Probit模型的回歸結(jié)果，列(3)和列(4)為采用Logit模型的回歸結(jié)果。其中，列(1)和列(3)未加入地區(qū)層面的控制變量，而列(2)和列(4)為考慮地區(qū)層面相關(guān)控制變量后的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，人工智能技術(shù)對代際收入流動性的影響均顯著為正，說明人工智能技術(shù)能夠促進(jìn)代際收入流動性的增強(qiáng)，即人工智能技術(shù)能夠很好地緩解代際收入固化的問題。

表2 基準(zhǔn)回歸：代際收入流動性

(續(xù)上表)

表2說明人工智能技術(shù)能夠促進(jìn)代際收入流動性的增強(qiáng)，下面進(jìn)一步探討人工智能技術(shù)是促進(jìn)代際收入向上流動還是向下流動。表3為人工智能技術(shù)對代際收入流動方向影響的回歸結(jié)果，列(1)—列(4)為采用Probit模型的結(jié)果，且在列(2)和列(4)中加入地區(qū)層面控制變量，列(5)—列(8)為采用Logit模型的結(jié)果，且在列(6)和列(8)中加入地區(qū)層面控制變量。結(jié)果表明，人工智能技術(shù)對代際收入向上流動的影響均顯著為正，說明人工智能技術(shù)水平較高地區(qū)相對于人工智能技術(shù)水平較低地區(qū)，子代實現(xiàn)收入階層高于父輩收入階層的概率更大。此外，人工智能技術(shù)對代際收入向下流動的影響為負(fù)，說明人工智能技術(shù)抑制了子代收入向下流動?？偟膩碚f，人工智能技術(shù)使得子代相比于父輩實現(xiàn)收入階層躍升的可能性增大。

表3 基準(zhǔn)回歸：代際收入流動方向

(續(xù)上表)

(二)穩(wěn)健性檢驗

為檢驗基準(zhǔn)回歸結(jié)果是否穩(wěn)健，此處采用從“天眼查”數(shù)據(jù)庫中整理獲取的各地區(qū)人工智能企業(yè)數(shù)量的對數(shù)值(lnind)作為人工智能技術(shù)的替換指標(biāo)。具體的穩(wěn)健性回歸結(jié)果見表4，列(1)—列(3)為Probit模型的回歸結(jié)果，列(4)—列(6)為Logit模型的回歸結(jié)果，可知人工智能技術(shù)對代際收入流動性的影響均顯著為正，表明人工智能技術(shù)促進(jìn)代際收入流動性的增強(qiáng)。同時，人工智能技術(shù)對代際收入向上流動具有顯著正向影響，而對代際收入向下流動具有顯著抑制作用。這與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，再次驗證了前文結(jié)論。

表4 穩(wěn)健性檢驗

(續(xù)上表)

(三)內(nèi)生性檢驗

考慮到人工智能技術(shù)與代際收入流動之間可能存在互為因果關(guān)系，這是因為地區(qū)人工智能技術(shù)的研發(fā)和推廣會增加對高技能勞動力的需求，在一定程度上提高高技能勞動力的工資水平，而高收入的高技能勞動者往往更符合人工智能技術(shù)對相應(yīng)人才的需求，高技能勞動者又能夠促進(jìn)地區(qū)人工智能技術(shù)水平的進(jìn)一步提升。由于在模型中無法控制住同時影響人工智能技術(shù)和代際收入流動的全部變量，存在諸如個體先天稟賦、地區(qū)優(yōu)勢等難以控制的遺漏變量。因此，本文參考Acemoglu和Restrepo(2020)[32]的思路，采用美國工業(yè)機(jī)器人滲透度(robosmo)作為人工智能技術(shù)的工具變量，具體按照式(4)進(jìn)行計算。

(4)

其中，robosmojt為美國工業(yè)機(jī)器人滲透度，Pjc2005為j地區(qū)c行業(yè)的就業(yè)人數(shù)與全國c行業(yè)總就業(yè)人數(shù)的比值，robotct為美國c行業(yè)工業(yè)機(jī)器人安裝數(shù)量，laborj2005為j地區(qū)的總就業(yè)人數(shù)。借鑒Autor和Dorn(2013)[33]的思路，對變量Pjc2005和laborj2005采用滯后五年的取值來衡量。

以測算出的美國工業(yè)機(jī)器人對中國的滲透度作為中國人工智能技術(shù)水平的工具變量。從工具變量的相關(guān)性角度分析，依據(jù)中國機(jī)器人產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟(CRIA)數(shù)據(jù)，在2020年中國工業(yè)機(jī)器人的累計銷量中，外資品牌的工業(yè)機(jī)器人占據(jù)70%以上，說明我國工業(yè)機(jī)器人應(yīng)用仍然以進(jìn)口為主，即其他國家的工業(yè)機(jī)器人產(chǎn)量會影響到我國工業(yè)機(jī)器人進(jìn)口安裝數(shù)量。由于美國人工智能技術(shù)在全球居于領(lǐng)先水平，且工業(yè)機(jī)器人作為人工智能技術(shù)的重要載體，美國工業(yè)機(jī)器人數(shù)量可以部分反映中國人工智能技術(shù)的變化情況，即用美國工業(yè)機(jī)器人滲透度作為中國人工智能技術(shù)發(fā)展的工具變量滿足相關(guān)性假設(shè)。從工具變量排他性角度分析，美國工業(yè)機(jī)器人滲透度作為美國人工智能技術(shù)的測度指標(biāo)，不會對中國代際收入流動產(chǎn)生直接影響，只能通過向中國出口機(jī)器人的渠道作用于中國人工智能技術(shù)，進(jìn)而影響中國代際收入流動，即工具變量的選擇滿足外生性條件。

由于完全外生且相關(guān)的工具變量通常難以獲得，僅使用一種工具變量較難讓人信服，因此，本文進(jìn)一步選取1984年固定電話人均擁有數(shù)(histel)作為工具變量來佐證結(jié)論的可信度。從工具變量相關(guān)性來看，人工智能技術(shù)是基于超大量數(shù)據(jù)資源運(yùn)行并結(jié)合學(xué)習(xí)策略以實現(xiàn)智能化應(yīng)用，而數(shù)據(jù)資源的采集和處理工作均建立在互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)的基礎(chǔ)之上，即信息基礎(chǔ)設(shè)施水平對人工智能技術(shù)研發(fā)和推廣具有重要影響。從工具變量的外生性來看，自1976年第一根光纖應(yīng)用以來，我國信息基礎(chǔ)設(shè)施歷經(jīng)數(shù)十年的發(fā)展，過往年份的信息基礎(chǔ)設(shè)施水平對勞動者收入的直接影響已微乎其微，只能通過影響當(dāng)前的人工智能技術(shù)水平來作用于勞動者收入水平，滿足工具變量外生性條件。本文借鑒黃群慧等(2019)[34]的研究，選取《中國城市統(tǒng)計年鑒》中1984年各地區(qū)固定電話人均擁有數(shù)來衡量歷史信息基礎(chǔ)設(shè)施水平，并構(gòu)造1984年固定電話人均擁有數(shù)與時間趨勢的交互項(histel)作為工具變量。

IV-Probit模型回歸結(jié)果如表5所示。列(1)—列(4)是運(yùn)用美國工業(yè)機(jī)器人滲透率(robosmo)作為工具變量的結(jié)果，其中列(1)為第一階段的回歸結(jié)果，表明美國工業(yè)機(jī)器人滲透率對中國人工智能技術(shù)產(chǎn)生正向作用；列(5)—列(8)是運(yùn)用1984年固定電話人均擁有數(shù)(histel)作為工具變量的結(jié)果，其中列(5)為第一階段的回歸結(jié)果，表明我國1984年固定電話人均擁有數(shù)對人工智能技術(shù)具有正向影響。由于工具變量第一階段回歸F統(tǒng)計量均大于其臨界值，表明本文選取的兩個工具變量均與人工智能技術(shù)存在強(qiáng)相關(guān)性，排除弱工具變量的問題。列(2)—列(4)和列(6)—列(8)分別為兩個工具變量的第二階段回歸結(jié)果，可知無論以美國工業(yè)機(jī)器人滲透率還是以1984年固定電話人均擁有數(shù)作為工具變量，人工智能技術(shù)對代際收入流動性、向上流動、向下流動的影響均顯著，且回歸系數(shù)符號與基準(zhǔn)回歸一致，佐證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可信度。

表5 內(nèi)生性檢驗

四 傳導(dǎo)機(jī)制檢驗

前文分析發(fā)現(xiàn)人工智能技術(shù)會提升代際收入流動性并推動代際收入向上流動，那么，人工智能技術(shù)通過何種路徑對代際收入流動產(chǎn)生影響？本部分嘗試探討人工智能技術(shù)影響代際收入流動的機(jī)制。

(一)人工智能技術(shù)促進(jìn)代際職業(yè)流動

人工智能技術(shù)的研發(fā)和推廣大大提升技能職業(yè)對相關(guān)勞動力的需求。個人收入與個人職業(yè)密不可分，個人職業(yè)類型對代際收入流動性具有決定性影響，因此，代際職業(yè)地位變動是人工智能技術(shù)影響代際收入階層變動的一個途徑。要獲取代際職業(yè)流動情況，就需要對各職業(yè)社會地位進(jìn)行評分，目前被廣泛應(yīng)用的國際社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)(ISEI)，是根據(jù)職業(yè)屬性，計算每種職業(yè)實際平均工資和所需受教育程度加權(quán)平均后的取值。根據(jù)張延吉等(2019)[35]的研究，ISEI評分中科學(xué)研究類、醫(yī)療類、高管類和法務(wù)類的職業(yè)評分較高，而農(nóng)業(yè)類和服務(wù)業(yè)類的職業(yè)評分較低，較符合我國就業(yè)實際情形，故本文選取ISEI指數(shù)對各職業(yè)社會經(jīng)濟(jì)地位進(jìn)行評分。此外，本文所用CFPS數(shù)據(jù)庫中，對職業(yè)的編碼方法為國標(biāo)碼，而ISEI評分與國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)分類ISCO編碼一一對應(yīng)，故本文先將CFPS數(shù)據(jù)庫中各職業(yè)的國標(biāo)碼轉(zhuǎn)換為ISCO編碼，進(jìn)而得到各職業(yè)的ISEI評分。因此，當(dāng)子代職業(yè)社會經(jīng)濟(jì)地位評分與父輩職業(yè)社會經(jīng)濟(jì)地位評分屬于不同分位數(shù)等級時取值為1，屬于相同分位數(shù)等級時取值為0，從而獲得代際職業(yè)流動(om)虛擬變量的取值，構(gòu)建的中介效應(yīng)模型如下：

omijt=α+δ2aijt+θ1Zit+θ2Cjt+γj+ηt+εijt

(5)

imijt=α+β1aijt+β2omijt+θ1Zit+θ2Cjt+γj+ηt+εijt

(6)

upimijt=α+β1aijt+β2omijt+θ1Zit+θ2Cjt+γj+ηt+εijt

(7)

downimijt=α+β1aijt+β2omijt+θ1Zit+θ2Cjt+γj+ηt+εijt

(8)

表6為代際職業(yè)流動這一傳導(dǎo)機(jī)制的回歸結(jié)果。列(1)和列(2)為式(5)的回歸結(jié)果，可知無論是否加入地區(qū)層面控制變量，人工智能技術(shù)對代際職業(yè)流動的影響均顯著為正，即人工智能技術(shù)會使代際職業(yè)流動性增強(qiáng)。列(3)為式(6)的回歸結(jié)果，加入代際職業(yè)流動變量(om)后，人工智能技術(shù)的系數(shù)相比于基準(zhǔn)回歸結(jié)果(表2)有所減小，由0.6606下降至0.2941，表明人工智能技術(shù)通過促進(jìn)代際職業(yè)流動進(jìn)而影響代際收入流動。列(4)和列(5)分別為式(7)和式(8)的回歸結(jié)果，可知在加入代際職業(yè)流動變量(om)后，相比于基準(zhǔn)回歸結(jié)果(表3)，人工智能技術(shù)對代際收入向上流動和向下流動的影響依然顯著，且系數(shù)絕對值均有所下降，表明人工智能技術(shù)通過促進(jìn)代際職業(yè)流動，進(jìn)而促進(jìn)代際收入向上流動。

表6 傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(1)

(二)人工智能技術(shù)促進(jìn)勞動力遷移

孫三百等(2012)[13]認(rèn)為相比于未遷移人群，遷移人群代際收入向上傳遞的可能性更大。人工智能技術(shù)的推廣與應(yīng)用是否會促使勞動者向生產(chǎn)率水平更高地區(qū)遷移？那么，生產(chǎn)率水平更高地區(qū)的勞動者工資水平應(yīng)該更高，勞動力遷移就會提升子代相對于父輩的收入。因此，本文只保留有遷移歷史的樣本數(shù)據(jù)，將子女現(xiàn)住地與出生地不同時取值為1，反之為0，從而獲得勞動力遷移(move)虛擬變量數(shù)據(jù)，構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型進(jìn)行分析：

moveijt=α+δ2aijt+θ1Zit+θ2Cjt+γj+ηt+εijt

(9)

imijt=α+β1aijt+β2moveijt+θ1Zit+θ2Cjt+γj+ηt+εijt

(10)

upimijt=α+β1aijt+β2moveijt+θ1Zit+θ2Cjt+γj+ηt+εijt

(11)

downimijt=α+β1aijt+β2moveijt+θ1Zit+θ2Cjt+γj+ηt+εijt

(12)

表7為人工智能技術(shù)通過促進(jìn)勞動力遷移這一傳導(dǎo)機(jī)制作用于代際收入流動的回歸結(jié)果。列(1)和列(2)為式(9)的回歸結(jié)果，人工智能技術(shù)對勞動力遷移變量的影響顯著為正，即在人工智能技術(shù)水平更高的地區(qū)，發(fā)生勞動力流動的可能性更大。列(3)為式(10)的回歸結(jié)果，表明相較于基準(zhǔn)回歸結(jié)果(表2)，加入勞動力遷移變量(move)后，人工智能技術(shù)對代際收入流動性的影響下降為0.4459，證明人工智能技術(shù)是通過促進(jìn)勞動力流動進(jìn)而影響代際收入流動性。進(jìn)一步地，列(4)和列(5)分別為式(11)和式(12)的回歸結(jié)果，表明加入勞動力遷移變量(move)后，人工智能技術(shù)對代際收入向上流動和向下流動的影響依然顯著，且較基準(zhǔn)回歸結(jié)果(表3)系數(shù)絕對值均有所下降，證明了人工智能技術(shù)通過促進(jìn)勞動力遷移，進(jìn)而對代際收入向上流動產(chǎn)生正向影響。

表7 傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(2)

五 進(jìn)一步分析

人工智能技術(shù)對代際收入流動性的影響是否存在異質(zhì)性？本部分按照個體特征和地區(qū)特征兩個維度，分別從個體家庭教育背景、個體性別、個體戶籍、地區(qū)市場化水平、地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度和地區(qū)財政教育支出水平六個方面進(jìn)一步分析人工智能技術(shù)對代際收入流動的異質(zhì)性影響。

(一)個體家庭教育背景

家庭教育背景反映一個家庭的知識文化底蘊(yùn)，父輩良好的教育水平能夠為子代提供較好的生活和教育條件，耳濡目染的家庭文化氛圍也對子代的擇業(yè)和收入產(chǎn)生深刻影響。因此，人工智能技術(shù)對代際收入流動性的作用是否因個體家庭教育背景的不同而有所差異？本文取問卷中“父親最高學(xué)歷”和“母親最高學(xué)歷”中的學(xué)歷較高者，按照學(xué)歷水平將樣本劃分為家庭教育程度較低、家庭教育程度中等和家庭教育程度較高三組。具體地，將父輩最高學(xué)歷為文盲/半文盲、小學(xué)的個體劃分為家庭教育程度較低，將父輩最高學(xué)歷為初中、高中/中專/技校/職高的個體劃分為家庭教育程度中等，將父輩最高學(xué)歷為大專、大學(xué)本科、碩士、博士的個體劃分為家庭教育程度較高。具體回歸結(jié)果見表8。列(1)和列(2)為家庭教育程度較低樣本組的回歸結(jié)果，可知人工智能技術(shù)對家庭受教育程度較低群體的代際收入向下流動具有顯著抑制作用，但對其代際收入向上流動并無顯著影響。列(3)和列(4)為家庭教育程度中等樣本組的回歸結(jié)果，可知人工智能技術(shù)對家庭受教育程度中等群體的代際收入向上流動具有顯著促進(jìn)作用。列(5)和列(6)為家庭教育程度較高樣本組的回歸結(jié)果，可知人工智能技術(shù)對家庭受教育程度較高群體的代際收入向上流動和向下流動均無顯著影響。

表8 分組檢驗：個體家庭教育背景

(二)個體性別及戶籍

本文按照問卷中個體對性別及戶籍的回答，將樣本劃分為男性樣本組和女性樣本組，以及非農(nóng)戶樣本組和農(nóng)戶樣本組，進(jìn)行分組檢驗，具體回歸結(jié)果如表9所示。列(1)和列(2)為男性樣本組的回歸結(jié)果，列(3)和列(4)為女性樣本組的回歸結(jié)果，可知人工智能技術(shù)顯著促進(jìn)了男性的代際收入向上流動，同時抑制男性的代際收入向下流動，但人工智能技術(shù)并未對女性的代際收入流動方向產(chǎn)生顯著影響。列(5)和列(6)為非農(nóng)戶樣本組的回歸結(jié)果，列(7)和列(8)為農(nóng)戶樣本組的回歸結(jié)果，可知人工智能技術(shù)能夠促進(jìn)非農(nóng)戶個體代際收入向上流動，并抑制其代際收入向下流動，而對農(nóng)戶個體的代際收入向上流動和向下流動均無顯著作用。

表9 分組檢驗：個體性別及戶籍

(三)地區(qū)市場化水平

一般而言，市場化程度較高地區(qū)的要素配置效率較高，為人工智能技術(shù)的研發(fā)與推廣創(chuàng)造了有利的市場環(huán)境。人工智能技術(shù)對代際收入流動性的影響是否因地區(qū)市場化水平的高低而有所不同？本文按照樊綱等(2011)[36]的方法測度市場化指數(shù)，將樣本按照市場化水平取值的前1%—30%、31%—70%、71%—100%劃分為市場化水平較低、中等和較高三組，具體回歸結(jié)果如表10所示。列(1)和列(2)為市場化水平較低樣本組的回歸結(jié)果，列(3)和列(4)為市場化水平中等樣本組的回歸結(jié)果，列(5)和列(6)為市場化水平較高樣本組的回歸結(jié)果，可知人工智能技術(shù)對市場化水平較低和中等地區(qū)個體代際收入流動的影響均不顯著，而對市場化水平較高地區(qū)個體的代際收入向上流動具有顯著促進(jìn)作用，并抑制市場化水平較高地區(qū)個體的代際收入向下流動。

表10 分組檢驗：地區(qū)市場化水平

(四)地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度

本文采用地區(qū)人工智能專利數(shù)衡量人工智能技術(shù)，專利數(shù)與地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度密切相關(guān)，因此，在不同知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度的地區(qū)，人工智能技術(shù)對代際收入流動的影響是否不同？本文參考許春明和單曉光(2008)[37]對知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度的測算方法，將樣本按照知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度取值的前1%—30%、31%—70%、71%—100%劃分為知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度較低、中等和較高三組，以分析不同知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度下人工智能技術(shù)對代際收入流動的異質(zhì)性作用，具體回歸結(jié)果見表11。列(1)和列(2)為知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度較低樣本組的回歸結(jié)果，列(3)和列(4)為知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度中等樣本組的回歸結(jié)果，列(5)和列(6)為知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度較高樣本組的回歸結(jié)果，可知人工智能技術(shù)發(fā)展對知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度較高和中等地區(qū)個體的代際收入向上流動具有顯著正向影響，并對知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度較高地區(qū)個體的代際收入向下流動具有抑制作用，而對知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度較低地區(qū)個體的代際收入向上流動和向下流動均無顯著影響。

表11 分組檢驗：地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度

(五)地區(qū)財政教育支出水平

教育投資是勞動者收入水平的重要影響因素，而地區(qū)財政教育支出水平直接反映了該地區(qū)對教育的重視程度和財政教育投資情況。本文按照各地區(qū)一般公共預(yù)算支出中的教育支出水平取值的前1%—30%、31%—70%、71%—100%，將樣本劃分為財政教育支出水平較低、中等和較高三組，以探討不同財政教育支出水平下人工智能技術(shù)對代際收入流動的異質(zhì)性作用，具體回歸結(jié)果見表12。列(1)和列(2)為財政教育支出水平較低樣本組的回歸結(jié)果，列(3)和列(4)為財政教育支出水平中等樣本組的回歸結(jié)果，列(5)和列(6)為財政教育支出水平較高樣本組的回歸結(jié)果，可知人工智能技術(shù)對財政教育支出水平較高和中等地區(qū)個體的代際收入向上流動具有促進(jìn)作用，并對財政教育支出水平較高地區(qū)個體的代際收入向下流動具有抑制作用，而對財政教育支出水平較低地區(qū)個體的代際收入向上流動和向下流動作用均不顯著。

表12 分組檢驗：地區(qū)財政教育支出水平

六 結(jié)論與政策啟示

本文基于2010、2014、2016和2018年的CFPS數(shù)據(jù)，以人工智能專利數(shù)表征地區(qū)人工智能技術(shù)水平，運(yùn)用Probit模型和Logit模型分析人工智能技術(shù)對代際收入流動性及流動方向的作用，并探究人工智能技術(shù)影響代際收入流動的傳導(dǎo)機(jī)制和異質(zhì)性。結(jié)果顯示：人工智能技術(shù)能促進(jìn)代際收入流動性的增強(qiáng)并進(jìn)一步促進(jìn)代際收入向上流動，這一結(jié)果在用人工智能企業(yè)數(shù)量衡量地區(qū)人工智能技術(shù)水平時仍然成立。傳導(dǎo)機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，一方面人工智能技術(shù)增加對高技能勞動力的需求，使得子代所從事職業(yè)的社會評分高于父輩職業(yè)的可能性增大，即人工智能技術(shù)通過促進(jìn)代際職業(yè)向上流動，使得代際收入向上流動；另一方面人工智能技術(shù)促進(jìn)勞動力流動，而勞動力流動為子代收入階層高于父輩收入階層創(chuàng)造了條件和可能性，促進(jìn)代際收入向上流動。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，人工智能技術(shù)對代際收入流動性的作用因個體的家庭受教育背景、性別、戶籍以及地區(qū)的市場化水平、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度、財政教育支出水平而異。具體地，人工智能技術(shù)對家庭教育程度中等人群的代際收入向上流動具有促進(jìn)作用，而對家庭教育程度較低和較高人群的代際收入向上流動作用不顯著；人工智能技術(shù)發(fā)展促進(jìn)男性和非農(nóng)戶群體的代際收入向上流動，而對女性和農(nóng)戶群體代際收入向上流動的影響不顯著；人工智能技術(shù)顯著促進(jìn)了市場化水平較高地區(qū)、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度中高地區(qū)、財政教育支出水平中高地區(qū)個體的代際收入向上流動。

由結(jié)論得到的政策啟示為：(1)鑒于人工智能技術(shù)對代際收入向上流動具有促進(jìn)作用，政策制定部門應(yīng)加大對人工智能技術(shù)及相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的支持力度，為促進(jìn)子代相對于父代收入躍遷營造良好的政策環(huán)境。(2)人工智能技術(shù)對家庭教育程度較低、女性和農(nóng)戶群體的代際收入向上流動沒有顯著影響，故而應(yīng)繼續(xù)加大教育投資規(guī)模，推進(jìn)教育公平，并關(guān)注勞動力市場的弱勢群體，使其在就業(yè)機(jī)會和薪酬上享有同等權(quán)利。(3)人工智能技術(shù)對代際收入向上流動的積極作用在市場化水平較高、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度較高和財政教育支出水平較高地區(qū)具有顯著的作用，因此，應(yīng)繼續(xù)深入推進(jìn)市場化改革、完善知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)體系并加大財政教育支出水平，充分釋放人工智能技術(shù)促進(jìn)代際收入向上流動的紅利。