財富不平等對代際收入流動性的路徑研究

摘"要：近年來，隨著中國財富差距擴大，代際收入流動性是否有所提高，中國家庭財富不平等是如何影響代際收入流動性的，成為人們關注的焦點。文章使用CFPS數據庫，用財富基尼系數測度中國家庭財富不平等，用代際收入彈性測度代際收入流動性，并使用分位數回歸方法和兩階段最小二乘法，對數據進行分樣本研究。研究結論顯示：首先，從全國層面來看，中國家庭財富差距擴大會抑制代際收入流動性；其次，通過分樣本回歸發現，中國家庭財富不平等對代際收入流動性的抑制作用存在地區異質性、城鄉異質性和性別異質性；最后，縮小貧富差距，能夠提高代際收入流動性。同時，縮小貧富差距時要更加注重低收入階層、農村地區以及女性群體的子代收入問題。

關鍵詞：代際收入流動性；財富不平等；兩階段最小二乘法；分位數回歸

中圖分類號：F124.7文獻標識碼：A文章編號：1005-6432（2024）15-0034-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2024.15.009

1"引言

隨著我國經濟的迅速發展，居民生活水平的顯著提高，不僅收入不平等在擴大，財富不平等也在不斷擴大甚至擴大的速度更快，使得越來越多的學者開始關注家庭財富不平等。近年來，關于“富二代”“貧二代”等類似話題不斷出現在大眾的視線內，顯然代際收入流動性成為一個熱點話題。在研究代際收入流動性時，需考慮家庭財富差距，因為家庭財富不平等是影響代際收入流動性的一個重要原因，家庭財富不平等與代際收入流動性之間存在著某種必然的聯系。而一個家庭的財富積累狀況，是如何影響代際收入流動性的呢？以及對子代收入和以后工作選擇的影響又是怎樣的呢？這是一個值得深思的問題。

關于財富不平等研究，可以分為財富不平等的測度和影響因素兩個方面：①關于基尼系數測算方法，Zucman等（2014）用基尼系數計算出總財富收入比率[1]，李實等（2000）使用CHIP家庭調查數據，測算出1995年全國家庭凈資產的基尼系數為0.40[2]。②在影響因素方面，陳彥斌等（2013）從中國稅制改革方面分析影響財富不平等的因素[3]。梁運文等（2010）從財產不同分類上探究各個因素對財產水平的影響[4]。

關于代際收入流動性的研究大致可以分為代際收入流動性測度和趨勢兩個方面。在代際收入流動性測度方面，最早是"Solon（2002）提出使用代際收入彈性模型來計算代際收入流動性[5]。由于缺乏長期面板數據，方鳴和應瑞瑤（2010）使用雙樣本兩階段最小二乘法估算出城鎮居民代際收入彈性0.546，農村居民代際收入彈性0.584[6]。在代際收入流動性趨勢方面，車延和劉潤芳（2021）研究發現，2010—2018年中國家庭收入流動性呈現下降趨勢，并且城市代際收入彈性低于農村[7]。

關于財富不平等與代際收入流動性關系研究，一方面，代際收入流動性對財富不平等的影響。Nardi（2004）指出，代際間自愿遺產對財富不平等影響較大[8]。詹鵬和吳珊珊（2015）通過蒙特卡洛模擬方法發現，遺產繼承對財富不平等的影響作用不能一概而論，具體要根據個體異質性具體分析；另一方面，財富不平等對代際收入流動性的影響[9]。王弟海等（2011）發現，初始財富不平等會通過遺產機制的傳遞產生持續影響[10]。

文章主要貢獻在于：①文章使用2010—2018年的CFPS數據庫，以及兩階段最小二乘法（TS2SLS），探究中國家庭財富不平等是如何影響代際收入流動性的，并進一步分樣本探究影響結果。②文章還將研究結果與黨的二十大所提出的規范財富積累、推動共同富裕發展政策建議相結合，為提高代際收入流動性提供新視角。

2"模型與方法

財富不平等對代際收入流動性的影響模型。現有文獻結論顯示，縮小財富不平等能夠有效降低收入分配的不平等程度。為了探究中國家庭財富不平等對代際收入流動性的影響，構建如下模型：

lnyci=β0+β1lnyfi︿+β2（ginij×lnyfi︿）+β3gender+β4urban+εit

其中：lnyci為子代收入的對數，lnyfi︿為根據兩階段最小二乘法得到的父代收入的對數，ginij為j省份的財富基尼系數即測度j省份的財富不平等指標，ginij×lnyfi︿為財富不平等指標與父代收入對數的交互項，"gender和urban均為控制變量分別是子代性別和子代家庭所在地為城市還是農村。gender和urban均為虛擬變量，子代性別若為男，則賦值為1，否則賦值為0，子代家庭所在地若為城市，則賦值為1，否則賦值為0。β1表示代際收入彈性，β2表示交互項系數，β3和"β4表示子代性別和城鄉分類對子代收入影響系數。若β2gt;0則說明擴大財富不平等會抑制代際收入流動性；β2lt;0則說明擴大財富不平等會提高代際收入流動性；β2=0則表明財富不平等差距擴大不會影響代際收入流動性。εit表示隨機擾動項。子代收入的對數是文章的被解釋變量。解釋變量包括：使用兩階段最小二乘法得到的父代永久性收入估計值的對數lnyfi︿，子代所在省財富差距指標ginij，財富不平等對代際收入彈性系數的影響ginij×lnyfi︿（下文均稱為“交互項”），以及子代性別gender和子代家庭所在地為城市還是農村urban。

3"實證研究

3.1"數據與整理

使用的數據均來自中國家庭追蹤調查，根據兩階段最小二乘法思想，同時考慮到滯后性問題，所以提取父代樣本時選取2010年數據，選取子代樣本時，以2018年數據作為子代樣本數據。具體數據處理方法如下。

對數據進行了四個步驟處理。第一步，先對樣本進行父子匹配，文章選取2010年年齡在32～48歲的男性戶主作為父代樣本，并且保留同時跟父代樣本匹配到在2010年時年齡在12～28歲的子代樣本。第二步，根據第一步匹配到的子代樣本，在2018年的CFPS數據庫中進行匹配，此時子代年齡范圍在20～36歲，到了參加工作的年齡。第三步，對收入進行調整，剔除了沒有收入的樣本和還在上學的樣本。第四步，異常值處理，運用上下1%的縮尾處理。經過上述步驟之后，共得到3005對匹配樣本數據，如表1所示。

其中，子代收入高于父代收入，子代收入相較于父代收入更加穩定。子代和父代的平均年齡分別是30.41歲和44.76歲。子代的平均受教育年限為7.85年，平均受教育水平為初中階段。

3.2"結果與分析

3.2.1"財富不平等的階層差異

考慮到財富不平等的階層差異，分位數回歸能夠很準確地揭露出不同收入分布位置的財富不平等對代際收入流動性的影響異同，尤其是處于財富分布位置最底層也叫貧困階層，最高層也叫富裕階層中子代收入的變化情況，進而能夠更加全面地把握財富不平等水平對代際收入流動性的影響特征。

收入為10%、25%、50%、75%以及90%分位數水平的回歸結果詳見表2。分別將分位數水平在10%、25%、50%、75%以及90%的階層叫作“低收入階層”“中低收入階層”“中等收入階層”“中高收入階層”“高等收入階層”。首先，觀察到代際收入彈性系數在不同收入階層中的大小，由表2可知，相對于“低收入階層”“中低收入階層”和“高收入階層”“中高收入階層”來說，中等收入階層的代際收入彈性系數最小，即代際收入流動性最高，因此，這與國家提倡的為實現共同富裕就要不斷擴大中等收入階層的群體的思想是一致的。其次，對于財富基尼系數×父代收入對數交互項來說，自“低收入階層”“中低收入階層”“中等收入階層”至“高等收入階層”中財富不平等水平對代際收入流動性的抑制性作用逐漸減弱。究其原因，雖然近年來國家對公共資源不斷加大投入力度，但相對于“低收入階層”人群來說，國家投入的人力資本遠遠低于“高收入階層”人群的個人投資的人力資本，因此對于“低收入階層”的人群來說，國家的公共政策性扶持改善效果不明顯。

3.2.2"財富不平等對代際收入流動性異質性分析

為了更進一步探究財富不平等是如何影響代際收入流動性的，下文依次進行了地區異質性、城鄉異質性和性別異質性分析。

（1）財富不平等對代際收入流動性影響的地區異質性。在省級層面，文章使用CFPS數據庫，將全國省份劃分成東、中、西三個部分，并對東、中、西三個部分進行估計，結果如表3所示。

①③⑤三列為加入了控制變量但未加入交互項時的彈性系數，②④⑥三列為加入了交互項之后的彈性系數，加入了財富差距度量指標這個控制變量之后代際收入流動性得到提高，從而說明控制財富差距對代際收入流動性是有影響的。由財富不平等與父代收入對數交互項可知，東部、中部和西部地區均通過了1%顯著性檢驗，且財富差距過大對于西部地區的代際收入流動性抑制作用更強。

（2）財富不平等對代際收入流動性影響的城鄉異質性。由于中國經濟長期的城鄉結構特征，所以有必要對樣本進行城鄉異質性分析。具體分析結果如表4所示。

由彈性系數可知，①③兩列為未加入交互項之前的彈性系數，可以看出城市和農村地區的代際收入流動性是有差別的，并且農村地區的代際收入流動性較城市地區更低。②④兩列為加入了交互項之后代際流動性增強，由此說明控制財富差距的必要性。同時，農村地區財富差距擴大對于代際收入流動性的抑制作用相對于城市地區更大，即財富不平等對代際收入流動性的抑制作用存在城鄉異質性。

（3）財富不平等對代際收入流動性影響的性別異質性。分析結果如表5所示。

由彈性系數可知，①③兩列為加入了控制變量但未加入控制財富差距的指標，由此可以看出女性群體相較于男性群體代際收入流動性更低。②④兩列加入了控制財富差距的指標，同理代際流動性有所提高。就交互項而言，財富差距擴大對女性群體代際收入流動性抑制作用相對于男性群體較大，即財富不平等對代際收入流動性的抑制作用存在性別異質性。

（4）穩健性檢驗。為了驗證實證結果的可靠性，文章使用了補充變量法進行檢驗。上述研究使用的變量有父代收入對數、交互項、性別、城鄉等，接下來加入家庭所在省份和子代教育這兩個分別代表家庭層面和個人層面的變量進行異質性分析。回歸結果顯示，不論是全樣本還是分樣本回歸，交互項的系數均為正數，即財富不平等擴大均會抑制代際收入流動性的提升，從而印證了文章的實證結果的可靠性。考慮到文章篇幅問題，并未列出全部情況。部分線性回歸結果如表6所示。

4"結論與啟示

文章使用CFPS數據庫，使用分位數回歸和兩階段最小二乘法探究中國家庭財富不平等對代際收入流動性的影響。結論如下：①從全國層面來看，對于全樣本來說，財富不平等擴大會顯著抑制代際收入流動性，即財富不平等差距過大會使代際固化現象日益嚴重。同時，分位數回歸結果發現：自“低收入階層”“中低收入階層”“中等收入階層”至“高等收入階層”中，財富不平等對代際收入流動性的抑制性作用逐漸減弱。②地區異質性。對于東部、中部和西部地區而言，財富不平等差距擴大對代際收入流動性的抑制作用依次遞增。③城鄉異質性。財富不平等差距過大對農村地區代際收入流動性的抑制作用大于城市地區。④性別異質性。財富不平等差距過大對女性群體代際收入流動性的抑制作用大于男性群體。

為早日實現共同富裕，減小財富不平等對代際收入流動性的抑制作用，最有效的措施就是提高公共基礎投資、增加均等就業的機會，由此可以從以下四點改進：①考慮到財富不平等對代際收入流動性的地區異質性。認為提高東部地區代際收入流動性，還是要依靠國家的宏觀調控，加大對西部地區公共基礎投資力度，提高西部地區子女受教育水平。②考慮到財富不平等對代際收入流動性的城鄉異質性。認為提高農村地區代際收入流動性，國家要不斷加大對農村地區的人力資本投資力度，增強市場化率，提高農村地區的就業機會。③考慮到財富不平等對代際收入流動性的性別異質性。認為提高女性群體代際收入流動性，不僅要增加公共基礎教育投資，尤其是針對農村地區，提高女性群體的受教育程度；還要在就業市場上盡可能地消除性別歧視，使女性群體也能公平地獲得就業的機會。④考慮到財富不平等對代際收入流動性的財富階層的異質性。認為要提高“低收入階層”的代際收入流動性，主要依靠財產稅收政策，規范財富積累機制，防止個人財富過度集中地傳遞給下一代，造成財富差距出現兩極分化的現象。

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［作者簡介］李慧（1994—），女，漢族，河南濮陽人，碩士研究生，研究方向：經濟與社會統計。