代際收入流動性與收入不平等

摘 要：利用CHNS數據，在測度收入不平等的代際傳遞性的基礎上，通過面板數據聯立方程模型實證分析代際收入流動與收入不平等之間的關系。實證研究結果表明，收入不平等程度的上升阻礙了代際收入的流動，而代際收入彈性的提高也會導致收入不平等狀況的惡化。

關鍵詞：代際收入流動；收入不平等；InterP指數

中圖分類號：F124.7 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）29-0014-04

引言

改革開放以來，伴隨著中國經濟的快速增長和人民收入水平的大幅提升，收入差距也呈日益擴大的趨勢。這引起了國內外社會各界的高度關注，諸多學者從多角度對此問題進行了廣泛深入的研究和探討。現有研究大多從城鄉間收入差距、地區間收入差距和行業間收入差距等方面對收入差距的成因加以分解并考察，缺乏從家庭這一微觀視角對于同一家庭內部不同代人之間收入差距（即代際收入流動）的深入研究。所謂代際收入流動，反映的是子輩收入受父輩收入影響的程度，一般通過代際收入彈性來加以測度，代際收入彈性越高，表明一個社會的代際收入流動性越低，機會的不平等程度越高。從微觀動態視角分析代際收入流動狀況，研究收入不平等的代際傳遞性，考察代際收入流動與收入不平等之間的內在聯系，對于詮釋中國收入差距擴大的成因，從而制定公平合理的收入分配政策有著重要的現實意義。

國外學者從多學科的角度對代際流動與收入不平等之間的關系進行了深入的分析，研究成果可以歸納為以下兩類：一是借助相關社會學理論，從職業、教育等層面考察了代際社會流動與收入不平等之間的關系（Boudon和 Raymond，1974；Clancy，1997；Blanden，J.et al.，2001；Dan Andrews和Andrew Leigh，2009）。二是基于經濟學視角的研究，通過構建代際流動的經濟分析模型，測度不同國家的代際收入彈性，分析代際收入傳遞機制，開展代際收入流動的國別比較，考察代際收入流動與收入不平等之間的關系（Solon，1992；Becker，1993；Bowles和Giniis，2002；Corak，Miles，2013）。目前，國內也有少數學者對于中國社會代際收入流動問題給予了關注，但是其中絕大多數研究都集中在對不同時期中國城鄉居民代際收入流動性程度的測算上。例如，王海港（2005）利用中國社科院“城鄉居民收入分配”課題組的調查數據，通過建立子輩收入對數對父輩收入對數的回歸方程，測度了城鎮居民代際收入彈性。謝勇（2006）研究認為，父輩收入不平等造成了其在子輩人力資本投資上的差異，從而導致子輩收入的不平等，形成了收入不平等的代際傳遞。郭從斌和閔維方（2007）利用北京大學教育經濟研究所“中國城鎮居民教育與就業情況調查2004”的數據，考察了城鎮居民教育與收入代際流動的關系。韓軍輝（2009）利用CHNS數據，通過分層線性結構模型，研究了中國居民代際收入流動狀況。方鳴和應瑞瑤（2010）利用雙樣本兩階段最小二乘法，測算了中國城鄉居民的代際收入流動性。

通過細致梳理國內外相關文獻可以發現，現有研究主要通過測度代際收入彈性考察了不同社會代際收入流動狀況，鮮見從代際收入流動的視角研究代際收入流動與收入不平等之間互動關系的相關文獻。基于此，本研究利用CHNS數據，在測度收入不平等的代際傳遞性的基礎上，通過面板數據聯立方程模型實證分析代際收入流動與收入不平等之間的關系。

一、數據來源

本文所使用的數據來源于美國北卡來羅那大學Chapel Hill分校和中國疾病與預防控制中心于1989、1991、1993、1997、2000、2004和2006年所做的中國健康與營養調查數據（CHNS）。該調查主要目的是研究中國社會和經濟的轉變以及國家性和地方性政策對中國居民健康、營養的影響。由于該項調查中涵蓋了諸如家庭的基本情況、家庭和個人的收入狀況、健康狀況以及其他一些家庭和個體信息，從而被廣泛運用于各類不同的研究領域。本文在具體分析過程中將數據中的城鎮和農村居民進行父輩與子輩間相互匹配，僅保留年齡在18歲以上，已經離開學校且有工作的樣本。同時考慮到CHNS數據存在調查樣本的變動問題，樣本的流入和流出并非隨機，本文將數據樣本劃分為1989—1993年，1991—1997年，1993—2000年，1997—2004年，2000—2006年5個時期，每時期包含7個省份（由于遼寧省和黑龍江省個別時期的樣本數據缺失，所以將其剔除）。

二、代際收入流動性與收入不平等關系的實證分析

（一）估計模型

為了進一步深入探究代際收入流動性與收入不平等之間的內在關系，從微觀動態視角詮釋現階段中國收入差距擴大的成因，同時考慮到代際收入流動與收入不平等之間可能存在的內生性問題和雙向因果關系，本文運用面板數據的聯立方程組估計方法，同時考察代際收入流動性和收入不平等之間的內在反饋機制。模型的基本形式如下：

giniit=f（elasticityit+tradeit+eduit） （1）

elasticityit=f（giniit+incmit+financeit+ruralemit） （2）

其中，giniit反映t地區i時期的收入不平等程度，elasticityit表示t地區i時期的代際收入彈性。trade表示開放程度，通過各地區的進出口總額與GDP的比值加以衡量，edu表示人均受教育水平，采用各地區的平均受教育年限表示，incm表示經濟發展水平，采用各地區的年均增長率，ruralem表示勞動力市場完善程度，利用城鎮單位中農村勞動力的就業比重加以測算，finance表示政府公共支出，通過政府科教文衛事業的支出在地方財政支出中所占的比重來衡量。在方程（1）中，除考慮代際收入流動性對收入不平等程度的影響外，我們還考慮了開放程度、人均受教育水平對收入不平等的影響。方程（2）考察了收入不平等程度對代際收入流動性的影響，同時還考慮了經濟發展水平、政府的科教文衛公共支出、勞動力市場完善程度等的影響。本文實證分析所使用的代際收入彈性elasticity和收入不平等程度gini數據是通過CHNS數據測算所得，其余面板數據均來自于歷年的《中國統計年鑒》和《中國勞動統計年鑒》，并根據1989—1993年，1991—1997年，1993—2000年，1997—2004年，2000—2006年五個時期分別取平均值。同時為了消除回歸中的異方差問題，所有的數據均采用對數值。endprint

（二）代際收入流動性測算

借鑒現有的相關研究，考慮到樣本調查時期較短，無法獲取父輩與子輩的持久性收入，從而可能導致代際收入彈性估計值的向下偏誤，本文首先采用收入均值法獲得父輩和子輩的持久性收入的代理變量，同時結合工具變量法，選擇父輩的職業特征與受教育程度作為工具變量，測算各時期分地區的代際收入彈性，結果如表1所示。

由表1可知，對于全部樣本，計算所得的各時期居民代際收入彈性分別為0.4560、0.4951、0.4754、0.5016、0.5144，即父輩的年收入每提高1%，子女的年收入將增加0.5%左右，父輩收入對于子女的收入有著較大的影響，說明中國居民存在明顯的代際收入傳遞效應，代際收入流動性較差，同時從時間上看代際收入流動性呈現出惡化趨勢。分地區考察發現，與西部地區相比，東部地區的代際收入彈性較高。從國際比較來看，中國居民的代際收入彈性值要高于美國、英國等發達國家，這在一定程度上說明了與發達市場經濟國家相比，處于深化改革和加速轉型時期的中國，在傳統的制度和體制框架被打破的同時，各社會階層之間的社會流動性和收入流動性機制尚未完全建立，導致了社會階層的加速分化和階層間利益關系的扭曲，代際傳遞性明顯增強。

（三）實證分析結果

在估計方法的選擇上，本文采用了三階段最小二乘法（3SLS），即首先利用兩階段最小二乘法對聯立方程模型中的兩個方程分別進行估計，再對系統進行廣義最小二乘法估計，實證檢驗的結果如表2所示。首先，在收入不平等方程中，代際收入彈性的系數為0.3707，且在5%的水平上顯著，說明代際收入彈性對收入不平等狀況存在著顯著的正向影響，代際收入彈性每提高1%，會導致收入不平等程度上升0.3707%。這意味著，收入不平等程度的上升阻礙了代際收入的流動。較之于低收入家庭，由于高收入的家庭在人力資本投資時所面臨的資本約束較小，而且可以為其子輩提供更好的就業機會，或直接給予財政支持，父輩的收入不平等狀況會影響子輩的受教育狀況和職業的選擇，子輩間可能出現教育的分化和職業的分化，從而可能導致收入不平等在代際間的傳遞。其次，在代際收入流動性方程中，收入不平等程度的估計系數為0.4118，且在10%的水平上顯著，反映了收入不平等狀況對代際收入彈性也有著正向影響，收入不平等程度上升1%，代際收入彈性上升0.411 8%，也即代際收入流動性降低0.411 8%，說明代際收入彈性的提高也會導致收入不平等狀況的惡化。這在一定程度上驗證了Becker（1993）的研究結論。在我國，由于二元經濟結構和不完善的勞動力市場的存在，使得低收入群體和農村居民更易成為受到勞動力市場歧視的群體，導致子輩對于收入均值的偏離，在一定程度上擴大了收入差距。

另外，在收入不平等方程中，受教育水平edu的系數顯著為正，與現有相關研究結論一致，反映了受教育水平與收入差距的正相關關系。開放程度trade的系數也顯著為正，說明了對外開放程度的提升導致了收入不平等狀況的惡化。在代際收入流動性方程中，經濟發展水平變量系數顯著為正，說明現階段我國經濟發展水平的提高導致了代際收入彈性的上升，勞動力市場完善程度變量ruralem與代際收入彈性之間存在著不顯著的負向關系，表明就業壁壘的降低，勞動力市場的健全，促進了農村勞動力進入城鎮單位就業，從而提高了社會的代際流動性，同樣政府公共支出系數finance為-0.093，但不顯著，說明政府科教文衛公共支出的增加在一定程度上降低了代際收入彈性，在提高代際收入流動性方面具有一定的積極作用。

三、結論

本文利用CHNS數據，測度了收入不平等的代際傳遞性，并通過面板數據聯立方程模型實證分析了代際收入流動與收入不平等之間的關系。通過研究本文得出以下結論：收入不平等程度的上升阻礙了代際收入的流動，而代際收入彈性的提高也會導致收入不平等狀況的惡化。

為了防止貧困的代際傳遞，縮小收入差距，促進社會公平，維護社會穩定，在本研究的基礎上，可以得出以下政策啟示：（1）政府要重視教育的機會公平問題，特別是要通過制定完善教育政策，提供公平的受教育機會，特別是增加貧困弱勢群體子女的受教育機會，重視教育所具有的促進代際收入公平的社會功能，使得貧困弱勢人群能夠實現上升性的社會流動。（2）健全和完善勞動力市場，提高勞動力市場的信息對稱程度和市場配置資源的能力，加快建立城鄉統一的勞動力市場，創造平等的就業機會。

參考文獻：

[1] Corak，Miles.Income Inequality，Equality of Opportunity，and Intergenerational Mobility[J].Journal of Economic Perspectives，2013，27（3）.

[2] Solon，G.Intergenerational Income Mobility in the United States[J].American Economic Review，1992，82（3）.

[3] 方鳴，應瑞瑤.中國城鄉居民的代際收入流動及分解[J].中國人口、資源與環境，2010，（5）.

[4] 郭叢斌，閔維方.中國城鎮居民教育與收入代際流動的關系研究[J].教育研究，2007，（5）.

[5] 韓軍輝.關于中國居民代際收入流動的研究[J].統計與決策，2009，（10）.

[6] 王海港.中國居民收入分配的代際流動[J].經濟科學，2005，（2）.

[7] 邢春冰.中國農村非農就業機會的代際流動[J].經濟研究，2006，（9）.

[8] 謝勇.人力資本與收入不平等的代際間傳遞[J].上海財經大學學報，2006，（2）.

[責任編輯 李 可]endprint

（二）代際收入流動性測算

借鑒現有的相關研究，考慮到樣本調查時期較短，無法獲取父輩與子輩的持久性收入，從而可能導致代際收入彈性估計值的向下偏誤，本文首先采用收入均值法獲得父輩和子輩的持久性收入的代理變量，同時結合工具變量法，選擇父輩的職業特征與受教育程度作為工具變量，測算各時期分地區的代際收入彈性，結果如表1所示。

由表1可知，對于全部樣本，計算所得的各時期居民代際收入彈性分別為0.4560、0.4951、0.4754、0.5016、0.5144，即父輩的年收入每提高1%，子女的年收入將增加0.5%左右，父輩收入對于子女的收入有著較大的影響，說明中國居民存在明顯的代際收入傳遞效應，代際收入流動性較差，同時從時間上看代際收入流動性呈現出惡化趨勢。分地區考察發現，與西部地區相比，東部地區的代際收入彈性較高。從國際比較來看，中國居民的代際收入彈性值要高于美國、英國等發達國家，這在一定程度上說明了與發達市場經濟國家相比，處于深化改革和加速轉型時期的中國，在傳統的制度和體制框架被打破的同時，各社會階層之間的社會流動性和收入流動性機制尚未完全建立，導致了社會階層的加速分化和階層間利益關系的扭曲，代際傳遞性明顯增強。

（三）實證分析結果

在估計方法的選擇上，本文采用了三階段最小二乘法（3SLS），即首先利用兩階段最小二乘法對聯立方程模型中的兩個方程分別進行估計，再對系統進行廣義最小二乘法估計，實證檢驗的結果如表2所示。首先，在收入不平等方程中，代際收入彈性的系數為0.3707，且在5%的水平上顯著，說明代際收入彈性對收入不平等狀況存在著顯著的正向影響，代際收入彈性每提高1%，會導致收入不平等程度上升0.3707%。這意味著，收入不平等程度的上升阻礙了代際收入的流動。較之于低收入家庭，由于高收入的家庭在人力資本投資時所面臨的資本約束較小，而且可以為其子輩提供更好的就業機會，或直接給予財政支持，父輩的收入不平等狀況會影響子輩的受教育狀況和職業的選擇，子輩間可能出現教育的分化和職業的分化，從而可能導致收入不平等在代際間的傳遞。其次，在代際收入流動性方程中，收入不平等程度的估計系數為0.4118，且在10%的水平上顯著，反映了收入不平等狀況對代際收入彈性也有著正向影響，收入不平等程度上升1%，代際收入彈性上升0.411 8%，也即代際收入流動性降低0.411 8%，說明代際收入彈性的提高也會導致收入不平等狀況的惡化。這在一定程度上驗證了Becker（1993）的研究結論。在我國，由于二元經濟結構和不完善的勞動力市場的存在，使得低收入群體和農村居民更易成為受到勞動力市場歧視的群體，導致子輩對于收入均值的偏離，在一定程度上擴大了收入差距。

另外，在收入不平等方程中，受教育水平edu的系數顯著為正，與現有相關研究結論一致，反映了受教育水平與收入差距的正相關關系。開放程度trade的系數也顯著為正，說明了對外開放程度的提升導致了收入不平等狀況的惡化。在代際收入流動性方程中，經濟發展水平變量系數顯著為正，說明現階段我國經濟發展水平的提高導致了代際收入彈性的上升，勞動力市場完善程度變量ruralem與代際收入彈性之間存在著不顯著的負向關系，表明就業壁壘的降低，勞動力市場的健全，促進了農村勞動力進入城鎮單位就業，從而提高了社會的代際流動性，同樣政府公共支出系數finance為-0.093，但不顯著，說明政府科教文衛公共支出的增加在一定程度上降低了代際收入彈性，在提高代際收入流動性方面具有一定的積極作用。

三、結論

本文利用CHNS數據，測度了收入不平等的代際傳遞性，并通過面板數據聯立方程模型實證分析了代際收入流動與收入不平等之間的關系。通過研究本文得出以下結論：收入不平等程度的上升阻礙了代際收入的流動，而代際收入彈性的提高也會導致收入不平等狀況的惡化。

為了防止貧困的代際傳遞，縮小收入差距，促進社會公平，維護社會穩定，在本研究的基礎上，可以得出以下政策啟示：（1）政府要重視教育的機會公平問題，特別是要通過制定完善教育政策，提供公平的受教育機會，特別是增加貧困弱勢群體子女的受教育機會，重視教育所具有的促進代際收入公平的社會功能，使得貧困弱勢人群能夠實現上升性的社會流動。（2）健全和完善勞動力市場，提高勞動力市場的信息對稱程度和市場配置資源的能力，加快建立城鄉統一的勞動力市場，創造平等的就業機會。

參考文獻：

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[3] 方鳴，應瑞瑤.中國城鄉居民的代際收入流動及分解[J].中國人口、資源與環境，2010，（5）.

[4] 郭叢斌，閔維方.中國城鎮居民教育與收入代際流動的關系研究[J].教育研究，2007，（5）.

[5] 韓軍輝.關于中國居民代際收入流動的研究[J].統計與決策，2009，（10）.

[6] 王海港.中國居民收入分配的代際流動[J].經濟科學，2005，（2）.

[7] 邢春冰.中國農村非農就業機會的代際流動[J].經濟研究，2006，（9）.

[8] 謝勇.人力資本與收入不平等的代際間傳遞[J].上海財經大學學報，2006，（2）.

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（二）代際收入流動性測算

借鑒現有的相關研究，考慮到樣本調查時期較短，無法獲取父輩與子輩的持久性收入，從而可能導致代際收入彈性估計值的向下偏誤，本文首先采用收入均值法獲得父輩和子輩的持久性收入的代理變量，同時結合工具變量法，選擇父輩的職業特征與受教育程度作為工具變量，測算各時期分地區的代際收入彈性，結果如表1所示。

由表1可知，對于全部樣本，計算所得的各時期居民代際收入彈性分別為0.4560、0.4951、0.4754、0.5016、0.5144，即父輩的年收入每提高1%，子女的年收入將增加0.5%左右，父輩收入對于子女的收入有著較大的影響，說明中國居民存在明顯的代際收入傳遞效應，代際收入流動性較差，同時從時間上看代際收入流動性呈現出惡化趨勢。分地區考察發現，與西部地區相比，東部地區的代際收入彈性較高。從國際比較來看，中國居民的代際收入彈性值要高于美國、英國等發達國家，這在一定程度上說明了與發達市場經濟國家相比，處于深化改革和加速轉型時期的中國，在傳統的制度和體制框架被打破的同時，各社會階層之間的社會流動性和收入流動性機制尚未完全建立，導致了社會階層的加速分化和階層間利益關系的扭曲，代際傳遞性明顯增強。

（三）實證分析結果

在估計方法的選擇上，本文采用了三階段最小二乘法（3SLS），即首先利用兩階段最小二乘法對聯立方程模型中的兩個方程分別進行估計，再對系統進行廣義最小二乘法估計，實證檢驗的結果如表2所示。首先，在收入不平等方程中，代際收入彈性的系數為0.3707，且在5%的水平上顯著，說明代際收入彈性對收入不平等狀況存在著顯著的正向影響，代際收入彈性每提高1%，會導致收入不平等程度上升0.3707%。這意味著，收入不平等程度的上升阻礙了代際收入的流動。較之于低收入家庭，由于高收入的家庭在人力資本投資時所面臨的資本約束較小，而且可以為其子輩提供更好的就業機會，或直接給予財政支持，父輩的收入不平等狀況會影響子輩的受教育狀況和職業的選擇，子輩間可能出現教育的分化和職業的分化，從而可能導致收入不平等在代際間的傳遞。其次，在代際收入流動性方程中，收入不平等程度的估計系數為0.4118，且在10%的水平上顯著，反映了收入不平等狀況對代際收入彈性也有著正向影響，收入不平等程度上升1%，代際收入彈性上升0.411 8%，也即代際收入流動性降低0.411 8%，說明代際收入彈性的提高也會導致收入不平等狀況的惡化。這在一定程度上驗證了Becker（1993）的研究結論。在我國，由于二元經濟結構和不完善的勞動力市場的存在，使得低收入群體和農村居民更易成為受到勞動力市場歧視的群體，導致子輩對于收入均值的偏離，在一定程度上擴大了收入差距。

另外，在收入不平等方程中，受教育水平edu的系數顯著為正，與現有相關研究結論一致，反映了受教育水平與收入差距的正相關關系。開放程度trade的系數也顯著為正，說明了對外開放程度的提升導致了收入不平等狀況的惡化。在代際收入流動性方程中，經濟發展水平變量系數顯著為正，說明現階段我國經濟發展水平的提高導致了代際收入彈性的上升，勞動力市場完善程度變量ruralem與代際收入彈性之間存在著不顯著的負向關系，表明就業壁壘的降低，勞動力市場的健全，促進了農村勞動力進入城鎮單位就業，從而提高了社會的代際流動性，同樣政府公共支出系數finance為-0.093，但不顯著，說明政府科教文衛公共支出的增加在一定程度上降低了代際收入彈性，在提高代際收入流動性方面具有一定的積極作用。

三、結論

本文利用CHNS數據，測度了收入不平等的代際傳遞性，并通過面板數據聯立方程模型實證分析了代際收入流動與收入不平等之間的關系。通過研究本文得出以下結論：收入不平等程度的上升阻礙了代際收入的流動，而代際收入彈性的提高也會導致收入不平等狀況的惡化。

為了防止貧困的代際傳遞，縮小收入差距，促進社會公平，維護社會穩定，在本研究的基礎上，可以得出以下政策啟示：（1）政府要重視教育的機會公平問題，特別是要通過制定完善教育政策，提供公平的受教育機會，特別是增加貧困弱勢群體子女的受教育機會，重視教育所具有的促進代際收入公平的社會功能，使得貧困弱勢人群能夠實現上升性的社會流動。（2）健全和完善勞動力市場，提高勞動力市場的信息對稱程度和市場配置資源的能力，加快建立城鄉統一的勞動力市場，創造平等的就業機會。

參考文獻：

[1] Corak，Miles.Income Inequality，Equality of Opportunity，and Intergenerational Mobility[J].Journal of Economic Perspectives，2013，27（3）.

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[3] 方鳴，應瑞瑤.中國城鄉居民的代際收入流動及分解[J].中國人口、資源與環境，2010，（5）.

[4] 郭叢斌，閔維方.中國城鎮居民教育與收入代際流動的關系研究[J].教育研究，2007，（5）.

[5] 韓軍輝.關于中國居民代際收入流動的研究[J].統計與決策，2009，（10）.

[6] 王海港.中國居民收入分配的代際流動[J].經濟科學，2005，（2）.

[7] 邢春冰.中國農村非農就業機會的代際流動[J].經濟研究，2006，（9）.

[8] 謝勇.人力資本與收入不平等的代際間傳遞[J].上海財經大學學報，2006，（2）.

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