中國(guó)居民代際收入彈性變異與影響

前言：本站為你精心整理了中國(guó)居民代際收入彈性變異與影響范文，希望能為你的創(chuàng)作提供參考價(jià)值，我們的客服老師可以幫助你提供個(gè)性化的參考范文，歡迎咨詢。

摘要:居民收入分配是社會(huì)科學(xué)研究中長(zhǎng)期關(guān)注的一大主題。在經(jīng)濟(jì)學(xué)中，收入分配持續(xù)動(dòng)態(tài)表現(xiàn)為子代收入在多大程度上由父代收入決定，也就是代際收入彈性。運(yùn)用CHNS1989—2011年九輪調(diào)查數(shù)據(jù)，進(jìn)行適當(dāng)?shù)臉颖練w并、測(cè)量誤差修正和可比性調(diào)整等處理，可從縱向變動(dòng)和橫向異質(zhì)性兩個(gè)層面定量刻畫中國(guó)居民收入代際彈性的變異特征，并估計(jì)分析了代際收入彈性變異對(duì)收入不平等變動(dòng)的影響。研究發(fā)現(xiàn):(1)中國(guó)居民代際收入彈性的縱向變動(dòng)大體呈現(xiàn)出“M型”態(tài)勢(shì);(2)代際收入彈性在不同收入分布上存在異質(zhì)性，低收入階層的代際收入彈性顯著高于高收入階層;(3)代際收入彈性異質(zhì)性對(duì)以方差表示的不平等解釋力在波動(dòng)中有輕微上升的趨勢(shì)，2010年前后的解釋程度已接近40%。

關(guān)鍵詞:代際收入彈性;縱向變動(dòng);橫向異質(zhì)性;收入不平等

一、引言

由于涉及社會(huì)共享和公平正義，居民收入分配是社會(huì)科學(xué)研究中長(zhǎng)期關(guān)注的一大主題。在很多經(jīng)濟(jì)體中，居民收入分配問題不僅表現(xiàn)為差距過大，而且持續(xù)存在。在這種情況下，相關(guān)問題研究可分為兩類:一類是靜態(tài)維度研究，主要研究居民個(gè)人或家庭收入的截面靜態(tài)差異程度及其形成原因，通常借助于基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、分位數(shù)等指標(biāo)進(jìn)行分析;另一類是動(dòng)態(tài)維度研究，主要研究居民個(gè)人或家庭收入在不同代際之間的持續(xù)傳遞情況，乃至對(duì)收入分配差距的影響。由于準(zhǔn)確衡量收入分配的持續(xù)動(dòng)態(tài)能夠提供經(jīng)濟(jì)體中社會(huì)流動(dòng)和經(jīng)濟(jì)平等程度信息，因而這類研究是近年來學(xué)術(shù)研究的熱點(diǎn)。在經(jīng)濟(jì)學(xué)中，收入分配持續(xù)動(dòng)態(tài)表現(xiàn)為子代收入在多大程度上由父代收入決定，也就是代際收入彈性。例如，0．5的代際收入彈性意味著:如果父代收入高出同代人平均收入的10%，那么其子代收入在平均意義上要高于子代同代人平均收入的5%。顯然，代際收入彈性越大，當(dāng)前收入分配差異持續(xù)下去的可能性就越高。Becker和Tomes是代際收入彈性估計(jì)的先行者。他們?cè)?986年合作發(fā)表的論文中，通過最小二乘估計(jì)(OLS)得到的美國(guó)代際收入彈性約為0．2。然而，他們的估計(jì)是基于父子兩代的單年收入數(shù)據(jù)得出的，不符合代際收入彈性估計(jì)必須用持久收入的根本要求，因而會(huì)出現(xiàn)向下偏誤。研究發(fā)現(xiàn)，美國(guó)代際收入彈性會(huì)隨著收入平均年份的增加而逐漸增大并逼近真值，這意味為確保估計(jì)準(zhǔn)確必須選擇盡可能大的收入平均年份。Haider和Solon(2006)通過研究美國(guó)社會(huì)保障數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，個(gè)人終生的收入軌跡呈現(xiàn)倒U型，30歲早期和40歲早期的單年收入觀測(cè)值對(duì)持久收入的代表性最強(qiáng)，代際收入彈性的估計(jì)偏誤最小。與此同時(shí)，鑒于OLS估計(jì)存在向下偏誤，研究者希望通過父代和子女具有穩(wěn)定特征的因素作為工具變量得到代際收入彈性系數(shù)的一致估計(jì)。Solon(1992)和Mulligan(1997)則認(rèn)為，父代教育和職業(yè)等個(gè)人特征是反映其持久性收入的合適工具變量。

然而，由于這些工具變量與子代收入可能存在獨(dú)立的正向影響，因而估計(jì)結(jié)果可能會(huì)偏高一些。此外，為分析代際收入彈性在不同收入群體的分布，Eide和Showalter(1999)采用分位數(shù)回歸進(jìn)行研究。這些都為后續(xù)的深入研究提供了大量的參考依據(jù)(Solon，1999;Bjrklund＆Jntti，2009;Black＆Devereux，2010;Nybom＆Stuhler，2016)。后來，隨著數(shù)據(jù)的積累及可得性的改觀，代際收入彈性的國(guó)際比較和趨勢(shì)比較及其驅(qū)動(dòng)因素的研究得以不斷出現(xiàn)。Blanden(2009)在總結(jié)和比較分析的基礎(chǔ)上發(fā)現(xiàn)，北歐的高福利國(guó)家代際收入彈性要比美英發(fā)達(dá)國(guó)家低出不少。Black和Devereux(2010)認(rèn)為，代際收入彈性差異可以由與初等教育關(guān)聯(lián)的技能回報(bào)差異和政府教育投資差異所解釋。例如，北歐國(guó)家的低彈性可以為收入分配壓縮所導(dǎo)致的技能低回報(bào)或以兒童教育機(jī)會(huì)均等為中心的教育政策所解釋。同時(shí)，這些國(guó)家高福利狀態(tài)的形成與代際收入彈性下降密切相關(guān)。Mayer和Lopoo(2005)、Lee和Solon(2009)采用美國(guó)收入動(dòng)態(tài)追蹤調(diào)查(PSID)數(shù)據(jù)分別對(duì)1949—1965年出生的男性以及1952—1975年新生兒代際收入彈性變動(dòng)趨勢(shì)進(jìn)行估計(jì)。在代際收入彈性趨勢(shì)估計(jì)中，研究者認(rèn)為過高或過低的估計(jì)值在一段較長(zhǎng)時(shí)間中應(yīng)該是穩(wěn)定的，而不會(huì)影響代際收入彈性變化趨勢(shì)，因此通常沒有采用很多的計(jì)量方法來控制上述估計(jì)偏差。中國(guó)的代際收入彈性研究始于王海港(2005)，他使用的是父代單年收入，因而得到的結(jié)果可能有較大偏誤。之后，姚先國(guó)和趙麗秋(2006)、王美今和李仲達(dá)(2012)、何石軍和黃桂田(2013)等采用收入平均方法得到0．3至0．9不等的結(jié)果。韓軍輝和龍志和(2011)研究了中國(guó)父代收入的生命周期偏誤特征后發(fā)現(xiàn)，年齡大于34歲個(gè)體的生命周期收入沒有明顯波動(dòng)。胡洪曙和亓壽偉(2014)、陳杰和蘇群(2015)采用工具變量法估計(jì)了中國(guó)的代際收入彈性，結(jié)果與收入平均方法下并無太大差異。

與此同時(shí)，一些研究開始關(guān)注代際收入彈性對(duì)收入不平等的影響。李任玉等(2014)在工具變量分位數(shù)回歸基礎(chǔ)上進(jìn)行分解后發(fā)現(xiàn)，高收入和低收入兩類家庭子女間的收入不平等主要來源于教育、工作經(jīng)驗(yàn)和單位性質(zhì)等特征差異;徐舒和李江(2015)將以方差衡量的收入不平等分解為子代組內(nèi)、父代組內(nèi)以及父代與子代組間三種形式后發(fā)現(xiàn)，通過組間收入不平等體現(xiàn)的代際收入傳遞可以解釋整體收入不平等的35．5%。總的來說，目前國(guó)內(nèi)研究更多停留在代際收入彈性的準(zhǔn)確估計(jì)上，對(duì)代際收入彈性變異特征及其與收入不平等變動(dòng)的關(guān)聯(lián)影響研究還比較少，尤其缺乏在充分可靠樣本基礎(chǔ)上對(duì)縱向變動(dòng)特征和橫向異質(zhì)性特征的全面深入解析。鑒于近二十年來中國(guó)居民收入分配差距經(jīng)歷較大幅度的變動(dòng)過程，全國(guó)基尼系數(shù)先是大幅上升，而后則是小幅下降(呂光明、李瑩，2016)，由此產(chǎn)生的問題是:中國(guó)的代際收入彈性在準(zhǔn)確可比意義上的縱向變動(dòng)特征是什么?橫向異質(zhì)性特征又是什么?兩大變異特征組合與收入不平等程度變動(dòng)之間有何關(guān)聯(lián)關(guān)系?顯然，這些問題的解答對(duì)理解和解決中國(guó)收入分配差距問題具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文采集CHNS1989—2011年九輪調(diào)查數(shù)據(jù)從縱向變動(dòng)和橫向異質(zhì)性兩個(gè)層面定量刻畫了中國(guó)居民收入代際彈性的變異特征，在此基礎(chǔ)上估計(jì)分析了收入代際彈性的變異對(duì)收入不平等變動(dòng)的影響。與已有研究相比，本文的主要貢獻(xiàn)是:第一，將CHNS部分調(diào)查年份的數(shù)據(jù)進(jìn)行合并，同時(shí)修正相應(yīng)的數(shù)據(jù)測(cè)量誤差和解決比較的可比性問題，從而既可以在較長(zhǎng)時(shí)間序列內(nèi)刻畫代際收入彈性的變動(dòng)趨勢(shì)，又保證了橫截面內(nèi)有足夠的樣本分析刻畫代際收入彈性在不同收入水平上的異質(zhì)性;第二，在揭示代際收入彈性縱向變動(dòng)趨勢(shì)以及橫向異質(zhì)性的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步估計(jì)分析代際收入彈性變異對(duì)收入不平等程度變動(dòng)的動(dòng)態(tài)影響，并結(jié)合反事實(shí)的分析方法探尋不同收入階層影響的差異性。

二、代際收入彈性及其對(duì)不平等變動(dòng)影響的估計(jì)方法與數(shù)據(jù)說明

(一)代際收入彈性的估計(jì)方法Becker和Tomes(1979)運(yùn)用代際收入彈性系數(shù)分析工具給出傳統(tǒng)的代際收入彈性估計(jì)模型:y1=α+βy0+ε(1)其中，y1和y0分別表示子代和父代永久收入的對(duì)數(shù)，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)，β為代際收入彈性。β值越大，表示父代對(duì)子代的收入傳遞性越大，代際收入的流動(dòng)性越低;反之亦然。由于缺乏長(zhǎng)時(shí)期的收入數(shù)據(jù)，一般采用暫時(shí)性收入作為永久收入的變量，但這會(huì)導(dǎo)致暫時(shí)性收入測(cè)量偏差和生命周期偏誤，通常采用引言中提及的平均收入作為永久收入變量、適當(dāng)放寬年齡限制等方式來減小偏誤。但當(dāng)前的代際收入彈性變化趨勢(shì)研究中往往忽略了不同時(shí)期或不同出生隊(duì)列群體的代際收入彈性可比性問題。事實(shí)上，直接估計(jì)式(1)得到的代際收入彈性并不具有嚴(yán)格的可比性，因此不能進(jìn)行準(zhǔn)確的趨勢(shì)對(duì)比研究。這是因?yàn)楸碚鞲复杖肱c子代收入相關(guān)程度的皮爾遜相關(guān)系數(shù)ρ與式(1)的回歸系數(shù)β之間存在如下關(guān)系:ρ=β?σ0σ1(2)其中，σ0和σ1分別表示父代與子代對(duì)數(shù)收入的標(biāo)準(zhǔn)差。由式(2)可知，當(dāng)σ0=σ1，即以方差表示的收入不平等不發(fā)生變動(dòng)時(shí)，ρ=β;但若σ0＜σ1，即不平等程度提高時(shí)，ρ＜β;同理，當(dāng)不平等程度縮小時(shí)，ρ＞β。由于相關(guān)系數(shù)ρ不會(huì)隨樣本的方差變動(dòng)而發(fā)生變動(dòng)，而β不僅受相關(guān)程度的影響，還會(huì)隨樣本方差改變而發(fā)生變動(dòng)，因此，與代際收入彈性β相比，代際相關(guān)系數(shù)ρ是進(jìn)行代際收入彈性比較的優(yōu)良指標(biāo)。由式(2)可知，將式(1)中的收入變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理(減去均值再除以標(biāo)準(zhǔn)差)后再進(jìn)行OLS估計(jì)，得到的代際收入彈性與相關(guān)系數(shù)一致，并且是趨勢(shì)可比的代際收入彈性。考慮到子代調(diào)查樣本年齡限制，結(jié)合當(dāng)前研究中處理子代生命周期偏誤的方法，在式(1)的基礎(chǔ)上，加入子代年齡控制變量①:y1=α+βy0+η?age+ω?age2+ε(3)對(duì)式(3)中所有變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化后再進(jìn)行估計(jì)，可以得到消除生命周期偏誤的縱向可比代際收入彈性。

(二)代際收入彈性變異對(duì)不平等影響的計(jì)量估計(jì)雖然先對(duì)變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化后再進(jìn)行OLS估計(jì)可以得到可比的代際收入彈性變動(dòng)趨勢(shì)，但無法觀測(cè)到代際收入彈性的異質(zhì)性，主要體現(xiàn)為不同收入階層的子代受父輩的影響程度可能存在差異，鑒于此，本文繼續(xù)采用分位數(shù)回歸方法估計(jì)代際收入彈性的異質(zhì)性特征;相比于OLS估計(jì)代表的均值回歸，分位數(shù)回歸的另一個(gè)優(yōu)勢(shì)是更不易受到極端值的影響，結(jié)果更加穩(wěn)健。OLS回歸的估計(jì)值^β可以看作是最小化總體平均平方距離的值，“q分位數(shù)回歸系數(shù)”的估計(jì)值^βq則可以看作是最小化平均加權(quán)距離的值，根據(jù)數(shù)值點(diǎn)在q值之上還是之下進(jìn)行加權(quán)(郝令昕、丹尼爾?奈曼，2012)，由于分位數(shù)回歸的距離采用絕對(duì)值形式表示，因此不可微分，通常采用線性規(guī)劃的方式求解?？紤]代際收入彈性的異質(zhì)性后，可通過方差分解法，進(jìn)一步測(cè)度代際收入彈性對(duì)整體收入不平等的影響程度(徐舒、李江，2015)。假定社會(huì)中只存在子代和父代兩類群體，并采用方差作為對(duì)數(shù)收入的不平等測(cè)度指標(biāo)。整體的對(duì)數(shù)收入不平等由子代和父代各自組內(nèi)收入不平等以及二者的組間收入不平等組成，借鑒Krueger和Perri(2006)、徐舒和李江(2015)的處理方式，構(gòu)建如下方程:y=!0+!1?g+!2?corr+υ(4)其中，y為子代和父代的對(duì)數(shù)收入，g是表示子代或父代的虛擬變量，個(gè)體屬于子代時(shí)g=1，個(gè)體屬于父代時(shí)g=0，corr為采用分位數(shù)回歸方法估計(jì)式(2)得到的異質(zhì)性代際收入彈性，但此時(shí)的彈性是未對(duì)變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理的。整體的收入不平等程度用y的方差σ2y表示，組內(nèi)收入不平等程度可以表示為控制了異質(zhì)性代際收入彈性后的殘差項(xiàng)方差σ2ν，代際收入彈性對(duì)收入不平等的影響體現(xiàn)在組間收入不平等上:T=1－σ2νσ2y(5)根據(jù)OLS回歸原理，1－σ2νσ2y等價(jià)于可決系數(shù)R2，因此，我們可以根據(jù)式(5)的可決系數(shù)來定量測(cè)度收入彈性對(duì)不平等的影響程度。

(三)樣本選擇與變量數(shù)據(jù)描述本文使用的數(shù)據(jù)為中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(ChinaHealthandNutritionSurvey，CHNS)調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查由北卡羅來納大學(xué)的卡羅萊納人口中心、營(yíng)養(yǎng)和食品安全國(guó)家研究所和中國(guó)疾控中心三方一起實(shí)施的，到目前為止共實(shí)施了九輪，實(shí)施年份分別是1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年和2011年。該調(diào)查覆蓋了遼寧、黑龍江、山東、河南、江蘇、湖北、湖南、廣西以及貴州9個(gè)省、自治區(qū)，在2011年新加入北京、上海、重慶三個(gè)直轄市。每輪的調(diào)查家庭樣本個(gè)數(shù)，大約在15000—24000之間。CHNS調(diào)查數(shù)據(jù)是當(dāng)前中國(guó)收入流動(dòng)性研究中應(yīng)用非常廣泛、時(shí)間序列較長(zhǎng)的微觀數(shù)據(jù)庫，能夠滿足本文的研究目的。CHNS提供了經(jīng)CPI調(diào)整的2009年可比價(jià)格的總收入指標(biāo)，該收入指標(biāo)包含了四大收入來源:工資(包括退休金)和補(bǔ)助;獎(jiǎng)金(包括月度獎(jiǎng)金、季度獎(jiǎng)金、年終獎(jiǎng)、節(jié)日獎(jiǎng)及其他獎(jiǎng));農(nóng)務(wù)及商業(yè)收入(包括集體農(nóng)村收入、家禽飼養(yǎng)收入、菜園果園種植收入、漁業(yè)養(yǎng)殖收入、小手工業(yè)及小型商業(yè)經(jīng)營(yíng)收入等)和其他來源收入。首先利用家庭代碼、個(gè)人代碼以及家庭關(guān)系代碼對(duì)父子信息進(jìn)行匹配。樣本的具體篩選過程如下:(1)將父輩年齡限制在60歲以內(nèi)，且與子代年齡差距在14歲以上，這樣一方面使父代和子代均活躍在勞動(dòng)力市場(chǎng)中，可以更好地避免同住型偏差和生命周期偏誤;另一方面可以通過控制父代與子代年齡差距來刪除少量可能存在匯報(bào)錯(cuò)誤的樣本。(2)剔除年收入水平小于0的樣本。(3)出于盡量擴(kuò)大樣本量、保留更多有用信息的考慮，父代并不局限于戶主，而是對(duì)家庭中包含的所有父子關(guān)系均進(jìn)行了匹配;子代的選擇包括信息完整的所有子女，而不局限于家庭中的兒子或長(zhǎng)子。由于使用了家庭代碼進(jìn)行匹配，因此刪除了少量家庭代碼轉(zhuǎn)變的樣本。①與多數(shù)研究一致，父代僅指父親，不包括母親，是因?yàn)楦赣H在家庭收入和決策中通常占據(jù)支配地位(徐曉紅，2015)，進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的女性比例比男性更低，尤其是在農(nóng)村地區(qū)大量女性沒有正式工作和穩(wěn)定收入。(4)經(jīng)前三步數(shù)據(jù)篩選后，1989—2000年單輪調(diào)查樣本量在1000以上，但2004—2011的四輪調(diào)查樣本量在300—412之間，樣本量較少，我們將2004年和2006年、2009年和2011年樣本合并，兩輪之間僅隔一年，這在很大程度上可以保證數(shù)據(jù)合并后分析的有效性。(5)剔除少量異常值，最后得到1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004＆2006年、2009＆2011年樣本量分別為1129個(gè)、1275個(gè)、1206個(gè)、1097個(gè)、1061個(gè)、715個(gè)、744個(gè)，總樣本量為7727個(gè)，基本滿足縱向趨勢(shì)分析以及橫向分位數(shù)回歸分析對(duì)樣本量的要求。描述性統(tǒng)計(jì)見表1，樣本中子代平均年齡22．9歲，子代對(duì)數(shù)收入平均值低于父代，而方差高于父代，這也印證了采用可比意義的代際收入彈性的重要性。

三、中國(guó)居民代際收入彈性的縱向變動(dòng)趨勢(shì)與橫向異質(zhì)性特征分析

本部分著重定量刻畫1989—2011年間中國(guó)居民代際收入彈性的縱向變動(dòng)趨勢(shì)，并分析不同收入階層上代際收入彈性的異質(zhì)性特征。

(一)基于最小二乘法估計(jì)的代際收入彈性縱向變動(dòng)趨勢(shì)經(jīng)過變量標(biāo)準(zhǔn)化后對(duì)式(3)進(jìn)行OLS估計(jì)，結(jié)果如圖1所示。從圖1可以看出，1989—2011年間，中國(guó)居民代際收入彈性出現(xiàn)“M型”的變動(dòng)態(tài)勢(shì)。圖1代際收入彈性的縱向變動(dòng)趨勢(shì)這里進(jìn)一步劃分為四個(gè)階段進(jìn)行分析如下:第一個(gè)階段，代際收入彈性自1989年的0．355上升到1993年0．384，這個(gè)階段恰好是中國(guó)市場(chǎng)化開始迅速提高的階段，出現(xiàn)了以體制內(nèi)精英人群下海經(jīng)商為特征的創(chuàng)業(yè)浪潮，獲得了高收入，而這部分群體往往擁有良好的家庭背景以及良好的教育水平，使代際收入彈性有所提高。第二階段是1993—2000年的下降階段，表明父代收入與子代收入的相關(guān)性逐漸回落，這與相應(yīng)時(shí)間段國(guó)有企業(yè)改革和城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)逐漸建立的現(xiàn)實(shí)情況吻合。第三階段是2000年到2005年左右的又一次上升，1997年大學(xué)擴(kuò)招畢業(yè)生開始走入職場(chǎng)，但初期教育擴(kuò)張創(chuàng)造的教育機(jī)會(huì)通常被優(yōu)勢(shì)階層占據(jù)，并非惠及所有人群(李春玲，2010)，導(dǎo)致2005年前后代際收入彈性上升，但這次上升并未持續(xù)。第四階段，2010年左右的代際收入彈性比2005年左右有明顯下降，大學(xué)教育擴(kuò)招在優(yōu)勢(shì)階層的受教育機(jī)會(huì)達(dá)到飽和以后，教育不平等得以下降(李春玲，2010)，也降低了家庭背景對(duì)教育和收入的影響。與現(xiàn)有研究相比，楊娟和張繪(2015)采用CHIP1995年、2002年、2007年分別分析1967—1973年、1974—1980年、1981—1987年出生隊(duì)列的代際收入彈性發(fā)現(xiàn)代際收入彈性在下降，與本文1993—2011年的變動(dòng)趨勢(shì)基本一致。

(二)基于分位數(shù)回歸估計(jì)的代際收入彈性橫向異質(zhì)性特征OLS估計(jì)只能從均值角度分析代際收入彈性狀況，在收入分布有偏以及存在異常值時(shí)，均值不再是反映集中趨勢(shì)的優(yōu)良指標(biāo)。此外，分位數(shù)回歸估計(jì)可以得到不同收入階層居民的代際收入彈性差異，也有利于分析均值意義上代際收入彈性變動(dòng)的具體原因。1989—2011年代際收入彈性的分位數(shù)估計(jì)結(jié)果如圖2a、圖2b和圖2c所示。從所有分析年份收入分布上的代際彈性來看，代際收入彈性均大于0，但具有很強(qiáng)的異質(zhì)性，在不同分位點(diǎn)上的代際收入彈性差異很大，變動(dòng)趨勢(shì)在不同分析年份也存在差異。1989—2006年間，代際收入彈性隨分位點(diǎn)的提高基本呈現(xiàn)先升后降的倒U型變動(dòng)趨勢(shì)，且有一定的非對(duì)稱性，代際收入彈性最高值出現(xiàn)在收入分布的q30—q40分位點(diǎn)上，最低值出現(xiàn)在頂端的高收入階層上。在2009＆2011年的分析樣本中，代際收入彈性出現(xiàn)了直線下降的變動(dòng)趨勢(shì)，分位點(diǎn)越低，代際收入彈性越大，這則說明父代的收入階層越低，子女繼續(xù)停留在父代收入階層的傾向越高。由代際收入彈性在收入分布上的變動(dòng)趨勢(shì)會(huì)發(fā)現(xiàn)中國(guó)的收入代際流動(dòng)存在“貧困陷阱”，即低收入階層的社會(huì)固化問題突出，如果父代收入水平較低，則子代處于低收入水平上的概率會(huì)較高，從而更可能陷入貧困的代際惡性循環(huán)中。因此，政府應(yīng)該加大對(duì)低收入家庭的公共投入，采用精準(zhǔn)扶貧等方式來降低家庭背景對(duì)子代決策的影響，進(jìn)而避免低收入家庭代際間的持續(xù)貧困。

圖2a中，以1989年代際收入彈性為基準(zhǔn)，1991年代際收入彈性平均值上升主要是由于中高分位點(diǎn)上代際收入彈性高于1989年導(dǎo)致的，而低分位點(diǎn)上的代際收入彈性有明顯的下降;q10—q80各個(gè)分位點(diǎn)上的代際收入彈性相對(duì)于1989年均有所上升，這正是1993年代際收入彈性平均值提高的根本原因。圖2b中，與1993年代際收入彈性相比，1997年與2000年低分位點(diǎn)上(q20—q40)的代際收入彈性逐年遞增，同時(shí)在高分位點(diǎn)上(q70—q90)上有所下降，而2000年的下降最為明顯，代際收入彈性在q30分位點(diǎn)上達(dá)到最大值的0．594，在q90分位點(diǎn)上僅為0．109，2000年的高收入階層代際收入彈性的下降拉低了代際收入彈性平均值(0．347)。圖2c中，以2000年代際收入彈性為基準(zhǔn)，2005年前后(2004＆2006)代際收入彈性在q40分位點(diǎn)后雖然呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，但下降的幅度比2000年要平緩，即相同分位點(diǎn)上，2005年前后的代際收入彈性要高于2000年;2010年前后(2009＆2011)的代際收入彈性隨分位點(diǎn)的提高而逐步下降，q10—q60分位點(diǎn)連續(xù)下降較為迅速，而在q60—q90分位點(diǎn)上只有輕微上升，正是q10—q60分位點(diǎn)上彈性的下降使得2009＆2011年均值水平上的代際收入彈性下降到歷史最低點(diǎn)，表明低收入階層與中等收入階層的代際傳遞有所減弱，有利于收入跨階層流動(dòng)。上述結(jié)果揭示了代際收入彈性的縱向變動(dòng)趨勢(shì)和橫向異質(zhì)性存在密切關(guān)聯(lián)，代際收入彈性的縱向變動(dòng)趨勢(shì)可以根據(jù)代際收入彈性異質(zhì)性的變動(dòng)來解釋。低收入階層、中等收入階層以及高收入階層的代際收入彈性變動(dòng)均會(huì)影響代際收入彈性平均值的變動(dòng)，只不過在不同分析年份的重要程度不同。四、中國(guó)居民代際收入彈性變異對(duì)不平等的影響分析在揭示代際收入彈性縱向變動(dòng)趨勢(shì)以及橫向異質(zhì)性的基礎(chǔ)上，本部分進(jìn)一步估計(jì)分析代際收入彈性變異對(duì)收入不平等程度變動(dòng)的動(dòng)態(tài)影響。首先，作為對(duì)比，在不考慮代際收入彈性異質(zhì)性時(shí)，式(4)的回歸結(jié)果如表2所示。此時(shí)，代際收入彈性作為遺漏項(xiàng)包含在殘差項(xiàng)中。子代=1的虛擬變量g在各分析年份的系數(shù)基本顯著為負(fù)，表明子代的收入水平要低于父代，與表1的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果一致。

1989—2000年間虛擬變量g對(duì)收入的影響力逐年下降，表明父代與子代之間的收入差距在縮小，2000—2011年虛擬變量g對(duì)收入的影響力略有提高，意味著父代與子代之間的收入差距略有擴(kuò)大，但變動(dòng)程度相當(dāng)微弱。同樣，以可決系數(shù)R2表示的父代與子代組間的收入差距對(duì)整體收入不平等的貢獻(xiàn)率從4．5%下降到0．2%后，在2010年前后反彈至0．4%?？傮w而言，父代與子代組間收入差距對(duì)整體收入不平等的貢獻(xiàn)在5%以內(nèi)，貢獻(xiàn)度較低。引入橫向異質(zhì)性的代際收入彈性后，式(4)的估計(jì)結(jié)果如表3所示。與表2相比，子代=1的虛擬變量回歸系數(shù)變動(dòng)微弱，仍為顯著的負(fù)向影響。異質(zhì)性彈性變量corr的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，而可決系數(shù)R2大幅上升。以1989年為例，R2從4．5%大幅上升到22%，表明代際收入彈性可以解釋17．5%的整體收入不平等。代際收入彈性對(duì)整體收入不平等的解釋程度如圖3所示。從圖3可以看出，代際收入彈性對(duì)整體收入不平等的解釋程度盡管上下波動(dòng)，但存在上升趨勢(shì)，尤其在2010年前后更是突升至39．3%，而在解釋程度最低的1991年僅為6．3%。為了分析代際收入彈性對(duì)整體收入不平等影響的差異性，選擇解釋度最低的1991年和解釋度最高的2009＆2011年進(jìn)行反事實(shí)分析。首先，考慮1991年的代際收入彈性對(duì)不平等的解釋度，本文繼續(xù)采用相鄰調(diào)查年份1989年和1993年的代際收入彈性作為反事實(shí)彈性，重新估計(jì)式(4)，得到的R2數(shù)值分別為27．25%和31．96%，均要高于10．9%的實(shí)際R2。由于1989—1993年中，1991年的低收入階層代際收入彈性最低，這意味著降低低收入階層的代際收入彈性可以最大限度地減弱代際收入彈性對(duì)收入不平等的影響。進(jìn)一步地，采用1991年的代際收入彈性作為2009＆2011年的反事實(shí)彈性，重新估計(jì)式(4)得到的R2僅為1．93%，進(jìn)一步驗(yàn)證了低收入階層代際收入彈性對(duì)收入不平等影響的重要性。上述R2變動(dòng)結(jié)果揭示了代際收入彈性對(duì)收入不平等的影響，圖4給出了以方差衡量的被解釋變量y的方差以及回歸方程式(4)的殘差項(xiàng)方差，亦即控制了子代虛擬變量以及代際收入彈性后的方差。從圖4可以看出，殘差項(xiàng)方差均要小于對(duì)應(yīng)分析年份的y的方差，表明代際收入彈性的橫向異質(zhì)性對(duì)整體收入不平等有重要影響。從y的方差變動(dòng)來看，收入不平等程度經(jīng)歷了先升后降的變動(dòng)趨勢(shì)，在2005年達(dá)到頂峰，殘差項(xiàng)的方差變動(dòng)趨勢(shì)與以方差衡量的整體收入不平等程度變動(dòng)趨勢(shì)一致，而收入不平等程度最高的2004＆2006年也正是代際收入彈性最高的年份。在式(4)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加入虛擬變量g與代際收入彈性corr的交乘項(xiàng)g*corr，以反映代際收入彈性對(duì)父代和子代收入的非對(duì)稱影響，回歸結(jié)果如表4所示。交互項(xiàng)系數(shù)基本顯著為負(fù)，并且方程的擬合優(yōu)度明顯提高，表明代際收入彈性對(duì)子代收入的負(fù)向影響高于父代收入。

五、主要結(jié)論及啟示

本文首先采集CHNS1989—2011年九輪調(diào)查數(shù)據(jù)，并將2004年與2006年、2009年與2011年的調(diào)查樣本分別進(jìn)行合并，同時(shí)修正相應(yīng)的數(shù)據(jù)測(cè)量誤差和解決比較的可比性問題，然后從縱向變動(dòng)和橫向異質(zhì)性兩個(gè)層面定量刻畫了中國(guó)居民收入代際彈性的變異特征，最后估計(jì)分析了代際收入彈性變異對(duì)收入不平等變動(dòng)的影響。研究發(fā)現(xiàn):(1)從縱向來看，中國(guó)居民代際收入彈性大體呈現(xiàn)出“M型”的變動(dòng)態(tài)勢(shì)，代際收入彈性在2005年前后達(dá)到頂峰的0．408。(2)從橫向來看，代際收入彈性在不同收入分布上存在異質(zhì)性，低收入階層的代際收入彈性顯著高于高收入階層。1989—2006年間，代際收入彈性隨收入水平提高呈現(xiàn)較為明顯的倒U型變動(dòng)趨勢(shì)，但到2010年前后時(shí)則出現(xiàn)隨收入水平提高，代際收入彈性逐步下降的變動(dòng)趨勢(shì)，收入水平越低，與父代收入的相關(guān)性就越強(qiáng)。(3)將代際收入彈性變異對(duì)收入不平等程度變動(dòng)的影響分離后可知，代際收入彈性異質(zhì)性是造成收入不平等程度變動(dòng)的重要因素，對(duì)以方差衡量的不平等程度的解釋力有逐漸上升的趨勢(shì)，2010年前后的解釋程度已接近40%。雖然OLS估計(jì)的均值意義上的代際流動(dòng)性有所改善，但低收入階層較高的代際收入彈性意味著低收入階層很可能陷入“貧困陷阱”，造成貧困的代際傳遞，也增加了扶貧工作的難度，低收入階層代際收入彈性的降低可以更有效地減弱代際收入彈性對(duì)收入不平等的解釋力，進(jìn)而切斷收入不平等的代際傳遞。因此，降低低收入階層的代際收入彈性也是降低收入不平等的有效方式。上述結(jié)論的政策啟示是:(1)當(dāng)前的精準(zhǔn)扶貧工作不應(yīng)僅僅包括經(jīng)濟(jì)扶貧，還應(yīng)該包括公共服務(wù)扶貧，提高公共服務(wù)獲取機(jī)會(huì)的公平性，保障每個(gè)人的起點(diǎn)公平，降低家庭背景對(duì)公共服務(wù)獲取的影響，尤其是作為公共服務(wù)重要組成部分、能夠改善收入地位的教育服務(wù)。教育作為影響收入的主要因素，低收入階層的子代往往由于受到父代資源約束的影響，受教育年限與受教育質(zhì)量都要低于中高收入階層，因此降低家庭背景對(duì)子女教育的影響，促進(jìn)優(yōu)質(zhì)教育資源的動(dòng)態(tài)平衡，擴(kuò)大公共教育覆蓋率，構(gòu)建公平的選拔模式有利于促進(jìn)代際流動(dòng)，縮小收入差距以及收入不平等的代際傳遞。(2)政府應(yīng)當(dāng)通過稅收政策適度調(diào)節(jié)當(dāng)前的收入差距，如對(duì)富人開征級(jí)差遺產(chǎn)稅以降低收入或財(cái)產(chǎn)在代際之間的直接轉(zhuǎn)移。在起點(diǎn)公平的基礎(chǔ)上，在勞動(dòng)力市場(chǎng)中構(gòu)建市場(chǎng)導(dǎo)向的收入形成機(jī)制，使勞動(dòng)者更多地以自身努力獲取經(jīng)濟(jì)收入，進(jìn)而促進(jìn)過程公平。

參考文獻(xiàn):

陳杰、蘇群，2015:《中國(guó)代際收入流動(dòng)性趨勢(shì)分析:1991—2011》，《安徽師范大學(xué)學(xué)報(bào)(人文社會(huì)科學(xué)版)》第6期。

韓軍輝、龍志和，2011:《基于多重計(jì)量偏誤的農(nóng)村代際收入流動(dòng)分位回歸研究》，《中國(guó)人口科學(xué)》第5期。

郝令昕、丹尼爾?奈曼，2012:《分位數(shù)回歸模型》，肖東亮譯，上海:格致出版社。

何石軍、黃桂田，2013:《中國(guó)社會(huì)的代際收入流動(dòng)性趨勢(shì):2000—2009》，《金融研究》第2期。

胡洪曙、亓壽偉，2014:《中國(guó)居民家庭收入分配的收入代際流動(dòng)性》，《中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)》第2期。

李春玲，2010:《高等教育擴(kuò)張與教育機(jī)會(huì)不平等———高校擴(kuò)招的平等化效應(yīng)考查》，《社會(huì)學(xué)研究》第3期。

李任玉等，2015:《富爸爸、窮爸爸和子代收入差距》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)》第1期。

呂光明、李瑩，2016:《我國(guó)收入分配差距演變特征的三維視角解析》，《財(cái)政研究》第7期。

王海港，2005:《中國(guó)居民收入分配的代際流動(dòng)》，《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》第2期。

王美今、李仲達(dá)，2012:《中國(guó)居民收入代際流動(dòng)性測(cè)度:“二代”現(xiàn)象經(jīng)濟(jì)分析》，《中山大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)》第1期。

徐舒、李江，2015:《代際收入流動(dòng):異質(zhì)性及對(duì)收入公平的影響》，《財(cái)政研究》第11期。

徐曉紅，2015:《中國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距代際傳遞變動(dòng)趨勢(shì):2002—2012》，《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)》第3期。

楊娟、張繪，2015:《中國(guó)城鎮(zhèn)居民代際收入流動(dòng)性的變化趨勢(shì)》，《財(cái)政研究》第7期。

姚先國(guó)、趙麗秋，2006:《中國(guó)代際收入流動(dòng)與傳遞路徑研究:1989—2000》，第六屆中國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)年會(huì)入選論文。

BeckerGS，TomesN，1979，“Anequilibriumtheoryofthedistributionofincomeandintergenerationalmobility”，TheJournalofPoliticalEconomy，1153－1189．

BjrklundA，JnttiM，LindquistMJ，2009，“Familybackgroundandincomeduringtheriseofthewelfarestate:brothercorrelationsinincomeforSwedishmenborn1932－1968”，JournalofPublicEconomics，93(5):671－680．

BlackSE，DevereuxPJ，2010，“Recentdevelopmentsinintergenerationalmobility”，NBERWorkingPaper，No．15889．EideER，ShowalterMH，1999，“Factorsaffectingthetransmissionofearningsacrossgenerations:Aquantileregressionapproach”，JournalofHumanResources，253－267．

HaiderS，SolonG，2006，“Life－cyclevariationintheassociationbetweencurrentandlifetimeearnings”，TheAmericanEconomicReview，96(4):1308－1320．

KruegerD，PerriF，2006，“Doesincomeinequalityleadtoconsumptioninequality?Evidenceandtheory”，TheReviewofEconomicStudies，73(1):163－193．LeeCI，SolonG，2009，“Trendsinintergenerationalincomemobility”，TheReviewofEconomicsandStatistics，91(4):766－772．

MayerSE，LopooLM，2005，“Hastheintergenerationaltransmissionofeconomicstatuschanged?”，JournalofHumanResources，40(1):169－185．

MazumderB，2005，“Fortunatesons:NewestimatesofintergenerationalmobilityintheUnitedStatesusingsocialsecurityearningsdata”，ReviewofEconomicsandStatistics，87(2):235－255．

MulliganCB，1997，Parentalprioritiesandeconomicinequality，UniversityofChicagoPress．

NybomM，StuhlerJ，2016，“Heterogeneousincomeprofilesandlifecyclebiasinintergenerationalmobilityestimation”，JournalofHumanResources，51(1):239－268．

SolonG，1992，“IntergenerationalincomemobilityintheUnitedStates”，TheAmericanEconomicReview，393－408．

SolonG，1999，“Intergenerationalmobilityinthelabormarket”，Handbookoflaboreconomics，3:1761－1800．

ZimmermanDJ，1992，“Regressiontowardmediocrityineconomicstature”，TheAmericanEconomicReview，409－429．

作者：呂光明，李瑩 單位：北京師范大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院