代际收入流动性与收入不平等

摘 要：利用CHNS数据，在测度收入不平等的代际传递性的基础上，通过面板数据联立方程模型实证分析代际收入流动与收入不平等之间的关系。实证研究结果表明，收入不平等程度的上升阻碍了代际收入的流动，而代际收入弹性的提高也会导致收入不平等状况的恶化。

关键词：代际收入流动；收入不平等；InterP指数

中图分类号：F124.7 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）29-0014-04

引言

改革开放以来，伴随着中国经济的快速增长和人民收入水平的大幅提升，收入差距也呈日益扩大的趋势。这引起了国内外社会各界的高度关注，诸多学者从多角度对此问题进行了广泛深入的研究和探讨。现有研究大多从城乡间收入差距、地区间收入差距和行业间收入差距等方面对收入差距的成因加以分解并考察，缺乏从家庭这一微观视角对于同一家庭内部不同代人之间收入差距（即代际收入流动）的深入研究。所谓代际收入流动，反映的是子辈收入受父辈收入影响的程度，一般通过代际收入弹性来加以测度，代际收入弹性越高，表明一个社会的代际收入流动性越低，机会的不平等程度越高。从微观动态视角分析代际收入流动状况，研究收入不平等的代际传递性，考察代际收入流动与收入不平等之间的内在联系，对于诠释中国收入差距扩大的成因，从而制定公平合理的收入分配政策有着重要的现实意义。

国外学者从多学科的角度对代际流动与收入不平等之间的关系进行了深入的分析，研究成果可以归纳为以下两类：一是借助相关社会学理论，从职业、教育等层面考察了代际社会流动与收入不平等之间的关系（Boudon和 Raymond，1974；Clancy，1997；Blanden，J.et al.，2001；Dan Andrews和Andrew Leigh，2009）。二是基于经济学视角的研究，通过构建代际流动的经济分析模型，测度不同国家的代际收入弹性，分析代际收入传递机制，开展代际收入流动的国别比较，考察代际收入流动与收入不平等之间的关系（Solon，1992；Becker，1993；Bowles和Giniis，2002；Corak，Miles，2013）。目前，国内也有少数学者对于中国社会代际收入流动问题给予了关注，但是其中绝大多数研究都集中在对不同时期中国城乡居民代际收入流动性程度的测算上。例如，王海港（2005）利用中国社科院“城乡居民收入分配”课题组的调查数据，通过建立子辈收入对数对父辈收入对数的回归方程，测度了城镇居民代际收入弹性。谢勇（2006）研究认为，父辈收入不平等造成了其在子辈人力资本投资上的差异，从而导致子辈收入的不平等，形成了收入不平等的代际传递。郭从斌和闵维方（2007）利用北京大学教育经济研究所“中国城镇居民教育与就业情况调查2004”的数据，考察了城镇居民教育与收入代际流动的关系。韩军辉（2009）利用CHNS数据，通过分层线性结构模型，研究了中国居民代际收入流动状况。方鸣和应瑞瑶（2010）利用双样本两阶段最小二乘法，测算了中国城乡居民的代际收入流动性。

通过细致梳理国内外相关文献可以发现，现有研究主要通过测度代际收入弹性考察了不同社会代际收入流动状况，鲜见从代际收入流动的视角研究代际收入流动与收入不平等之间互动关系的相关文献。基于此，本研究利用CHNS数据，在测度收入不平等的代际传递性的基础上，通过面板数据联立方程模型实证分析代际收入流动与收入不平等之间的关系。

一、数据来源

本文所使用的数据来源于美国北卡来罗那大学Chapel Hill分校和中国疾病与预防控制中心于1989、1991、1993、1997、2000、2004和2006年所做的中国健康与营养调查数据（CHNS）。该调查主要目的是研究中国社会和经济的转变以及国家性和地方性政策对中国居民健康、营养的影响。由于该项调查中涵盖了诸如家庭的基本情况、家庭和个人的收入状况、健康状况以及其他一些家庭和个体信息，从而被广泛运用于各类不同的研究领域。本文在具体分析过程中将数据中的城镇和农村居民进行父辈与子辈间相互匹配，仅保留年龄在18岁以上，已经离开学校且有工作的样本。同时考虑到CHNS数据存在调查样本的变动问题，样本的流入和流出并非随机，本文将数据样本划分为1989—1993年，1991—1997年，1993—2000年，1997—2004年，2000—2006年5个时期，每时期包含7个省份（由于辽宁省和黑龙江省个别时期的样本数据缺失，所以将其剔除）。

二、代际收入流动性与收入不平等关系的实证分析

（一）估计模型

为了进一步深入探究代际收入流动性与收入不平等之间的内在关系，从微观动态视角诠释现阶段中国收入差距扩大的成因，同时考虑到代际收入流动与收入不平等之间可能存在的内生性问题和双向因果关系，本文运用面板数据的联立方程组估计方法，同时考察代际收入流动性和收入不平等之间的内在反馈机制。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地区i时期的收入不平等程度，elasticityit表示t地区i时期的代际收入弹性。trade表示开放程度，通过各地区的进出口总额与GDP的比值加以衡量，edu表示人均受教育水平，采用各地区的平均受教育年限表示，incm表示经济发展水平，采用各地区的年均增长率，ruralem表示劳动力市场完善程度，利用城镇单位中农村劳动力的就业比重加以测算，finance表示政府公共支出，通过政府科教文卫事业的支出在地方财政支出中所占的比重来衡量。在方程（1）中，除考虑代际收入流动性对收入不平等程度的影响外，我们还考虑了开放程度、人均受教育水平对收入不平等的影响。方程（2）考察了收入不平等程度对代际收入流动性的影响，同时还考虑了经济发展水平、政府的科教文卫公共支出、劳动力市场完善程度等的影响。本文实证分析所使用的代际收入弹性elasticity和收入不平等程度gini数据是通过CHNS数据测算所得，其余面板数据均来自于历年的《中国统计年鉴》和《中国劳动统计年鉴》，并根据1989—1993年，1991—1997年，1993—2000年，1997—2004年，2000—2006年五个时期分别取平均值。同时为了消除回归中的异方差问题，所有的数据均采用对数值。endprint

（二）代际收入流动性测算

借鉴现有的相关研究，考虑到样本调查时期较短，无法获取父辈与子辈的持久性收入，从而可能导致代际收入弹性估计值的向下偏误，本文首先采用收入均值法获得父辈和子辈的持久性收入的代理变量，同时结合工具变量法，选择父辈的职业特征与受教育程度作为工具变量，测算各时期分地区的代际收入弹性，结果如表1所示。

由表1可知，对于全部样本，计算所得的各时期居民代际收入弹性分别为0.4560、0.4951、0.4754、0.5016、0.5144，即父辈的年收入每提高1%，子女的年收入将增加0.5%左右，父辈收入对于子女的收入有着较大的影响，说明中国居民存在明显的代际收入传递效应，代际收入流动性较差，同时从时间上看代际收入流动性呈现出恶化趋势。分地区考察发现，与西部地区相比，东部地区的代际收入弹性较高。从国际比较来看，中国居民的代际收入弹性值要高于美国、英国等发达国家，这在一定程度上说明了与发达市场经济国家相比，处于深化改革和加速转型时期的中国，在传统的制度和体制框架被打破的同时，各社会阶层之间的社会流动性和收入流动性机制尚未完全建立，导致了社会阶层的加速分化和阶层间利益关系的扭曲，代际传递性明显增强。

（三）实证分析结果

在估计方法的选择上，本文采用了三阶段最小二乘法（3SLS），即首先利用两阶段最小二乘法对联立方程模型中的两个方程分别进行估计，再对系统进行广义最小二乘法估计，实证检验的结果如表2所示。首先，在收入不平等方程中，代际收入弹性的系数为0.3707，且在5%的水平上显著，说明代际收入弹性对收入不平等状况存在着显著的正向影响，代际收入弹性每提高1%，会导致收入不平等程度上升0.3707%。这意味着，收入不平等程度的上升阻碍了代际收入的流动。较之于低收入家庭，由于高收入的家庭在人力资本投资时所面临的资本约束较小，而且可以为其子辈提供更好的就业机会，或直接给予财政支持，父辈的收入不平等状况会影响子辈的受教育状况和职业的选择，子辈间可能出现教育的分化和职业的分化，从而可能导致收入不平等在代际间的传递。其次，在代际收入流动性方程中，收入不平等程度的估计系数为0.4118，且在10%的水平上显著，反映了收入不平等状况对代际收入弹性也有着正向影响，收入不平等程度上升1%，代际收入弹性上升0.411 8%，也即代际收入流动性降低0.411 8%，说明代际收入弹性的提高也会导致收入不平等状况的恶化。这在一定程度上验证了Becker（1993）的研究结论。在我国，由于二元经济结构和不完善的劳动力市场的存在，使得低收入群体和农村居民更易成为受到劳动力市场歧视的群体，导致子辈对于收入均值的偏离，在一定程度上扩大了收入差距。

另外，在收入不平等方程中，受教育水平edu的系数显著为正，与现有相关研究结论一致，反映了受教育水平与收入差距的正相关关系。开放程度trade的系数也显著为正，说明了对外开放程度的提升导致了收入不平等状况的恶化。在代际收入流动性方程中，经济发展水平变量系数显著为正，说明现阶段我国经济发展水平的提高导致了代际收入弹性的上升，劳动力市场完善程度变量ruralem与代际收入弹性之间存在着不显著的负向关系，表明就业壁垒的降低，劳动力市场的健全，促进了农村劳动力进入城镇单位就业，从而提高了社会的代际流动性，同样政府公共支出系数finance为-0.093，但不显著，说明政府科教文卫公共支出的增加在一定程度上降低了代际收入弹性，在提高代际收入流动性方面具有一定的积极作用。

三、结论

本文利用CHNS数据，测度了收入不平等的代际传递性，并通过面板数据联立方程模型实证分析了代际收入流动与收入不平等之间的关系。通过研究本文得出以下结论：收入不平等程度的上升阻碍了代际收入的流动，而代际收入弹性的提高也会导致收入不平等状况的恶化。

为了防止贫困的代际传递，缩小收入差距，促进社会公平，维护社会稳定，在本研究的基础上，可以得出以下政策启示：（1）政府要重视教育的机会公平问题，特别是要通过制定完善教育政策，提供公平的受教育机会，特别是增加贫困弱势群体子女的受教育机会，重视教育所具有的促进代际收入公平的社会功能，使得贫困弱势人群能够实现上升性的社会流动。（2）健全和完善劳动力市场，提高劳动力市场的信息对称程度和市场配置资源的能力，加快建立城乡统一的劳动力市场，创造平等的就业机会。

参考文献：

[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] 方鸣，应瑞瑶.中国城乡居民的代际收入流动及分解[J].中国人口、资源与环境，2010，（5）.

[4] 郭丛斌，闵维方.中国城镇居民教育与收入代际流动的关系研究[J].教育研究，2007，（5）.

[5] 韩军辉.关于中国居民代际收入流动的研究[J].统计与决策，2009，（10）.

[6] 王海港.中国居民收入分配的代际流动[J].经济科学，2005，（2）.

[7] 邢春冰.中国农村非农就业机会的代际流动[J].经济研究，2006，（9）.

[8] 谢勇.人力资本与收入不平等的代际间传递[J].上海财经大学学报，2006，（2）.

[责任编辑 李 可]endprint

（二）代际收入流动性测算

借鉴现有的相关研究，考虑到样本调查时期较短，无法获取父辈与子辈的持久性收入，从而可能导致代际收入弹性估计值的向下偏误，本文首先采用收入均值法获得父辈和子辈的持久性收入的代理变量，同时结合工具变量法，选择父辈的职业特征与受教育程度作为工具变量，测算各时期分地区的代际收入弹性，结果如表1所示。

由表1可知，对于全部样本，计算所得的各时期居民代际收入弹性分别为0.4560、0.4951、0.4754、0.5016、0.5144，即父辈的年收入每提高1%，子女的年收入将增加0.5%左右，父辈收入对于子女的收入有着较大的影响，说明中国居民存在明显的代际收入传递效应，代际收入流动性较差，同时从时间上看代际收入流动性呈现出恶化趋势。分地区考察发现，与西部地区相比，东部地区的代际收入弹性较高。从国际比较来看，中国居民的代际收入弹性值要高于美国、英国等发达国家，这在一定程度上说明了与发达市场经济国家相比，处于深化改革和加速转型时期的中国，在传统的制度和体制框架被打破的同时，各社会阶层之间的社会流动性和收入流动性机制尚未完全建立，导致了社会阶层的加速分化和阶层间利益关系的扭曲，代际传递性明显增强。

（三）实证分析结果

在估计方法的选择上，本文采用了三阶段最小二乘法（3SLS），即首先利用两阶段最小二乘法对联立方程模型中的两个方程分别进行估计，再对系统进行广义最小二乘法估计，实证检验的结果如表2所示。首先，在收入不平等方程中，代际收入弹性的系数为0.3707，且在5%的水平上显著，说明代际收入弹性对收入不平等状况存在着显著的正向影响，代际收入弹性每提高1%，会导致收入不平等程度上升0.3707%。这意味着，收入不平等程度的上升阻碍了代际收入的流动。较之于低收入家庭，由于高收入的家庭在人力资本投资时所面临的资本约束较小，而且可以为其子辈提供更好的就业机会，或直接给予财政支持，父辈的收入不平等状况会影响子辈的受教育状况和职业的选择，子辈间可能出现教育的分化和职业的分化，从而可能导致收入不平等在代际间的传递。其次，在代际收入流动性方程中，收入不平等程度的估计系数为0.4118，且在10%的水平上显著，反映了收入不平等状况对代际收入弹性也有着正向影响，收入不平等程度上升1%，代际收入弹性上升0.411 8%，也即代际收入流动性降低0.411 8%，说明代际收入弹性的提高也会导致收入不平等状况的恶化。这在一定程度上验证了Becker（1993）的研究结论。在我国，由于二元经济结构和不完善的劳动力市场的存在，使得低收入群体和农村居民更易成为受到劳动力市场歧视的群体，导致子辈对于收入均值的偏离，在一定程度上扩大了收入差距。

另外，在收入不平等方程中，受教育水平edu的系数显著为正，与现有相关研究结论一致，反映了受教育水平与收入差距的正相关关系。开放程度trade的系数也显著为正，说明了对外开放程度的提升导致了收入不平等状况的恶化。在代际收入流动性方程中，经济发展水平变量系数显著为正，说明现阶段我国经济发展水平的提高导致了代际收入弹性的上升，劳动力市场完善程度变量ruralem与代际收入弹性之间存在着不显著的负向关系，表明就业壁垒的降低，劳动力市场的健全，促进了农村劳动力进入城镇单位就业，从而提高了社会的代际流动性，同样政府公共支出系数finance为-0.093，但不显著，说明政府科教文卫公共支出的增加在一定程度上降低了代际收入弹性，在提高代际收入流动性方面具有一定的积极作用。

三、结论

本文利用CHNS数据，测度了收入不平等的代际传递性，并通过面板数据联立方程模型实证分析了代际收入流动与收入不平等之间的关系。通过研究本文得出以下结论：收入不平等程度的上升阻碍了代际收入的流动，而代际收入弹性的提高也会导致收入不平等状况的恶化。

为了防止贫困的代际传递，缩小收入差距，促进社会公平，维护社会稳定，在本研究的基础上，可以得出以下政策启示：（1）政府要重视教育的机会公平问题，特别是要通过制定完善教育政策，提供公平的受教育机会，特别是增加贫困弱势群体子女的受教育机会，重视教育所具有的促进代际收入公平的社会功能，使得贫困弱势人群能够实现上升性的社会流动。（2）健全和完善劳动力市场，提高劳动力市场的信息对称程度和市场配置资源的能力，加快建立城乡统一的劳动力市场，创造平等的就业机会。

参考文献：

[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] 方鸣，应瑞瑶.中国城乡居民的代际收入流动及分解[J].中国人口、资源与环境，2010，（5）.

[4] 郭丛斌，闵维方.中国城镇居民教育与收入代际流动的关系研究[J].教育研究，2007，（5）.

[5] 韩军辉.关于中国居民代际收入流动的研究[J].统计与决策，2009，（10）.

[6] 王海港.中国居民收入分配的代际流动[J].经济科学，2005，（2）.

[7] 邢春冰.中国农村非农就业机会的代际流动[J].经济研究，2006，（9）.

[8] 谢勇.人力资本与收入不平等的代际间传递[J].上海财经大学学报，2006，（2）.

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（二）代际收入流动性测算

借鉴现有的相关研究，考虑到样本调查时期较短，无法获取父辈与子辈的持久性收入，从而可能导致代际收入弹性估计值的向下偏误，本文首先采用收入均值法获得父辈和子辈的持久性收入的代理变量，同时结合工具变量法，选择父辈的职业特征与受教育程度作为工具变量，测算各时期分地区的代际收入弹性，结果如表1所示。

由表1可知，对于全部样本，计算所得的各时期居民代际收入弹性分别为0.4560、0.4951、0.4754、0.5016、0.5144，即父辈的年收入每提高1%，子女的年收入将增加0.5%左右，父辈收入对于子女的收入有着较大的影响，说明中国居民存在明显的代际收入传递效应，代际收入流动性较差，同时从时间上看代际收入流动性呈现出恶化趋势。分地区考察发现，与西部地区相比，东部地区的代际收入弹性较高。从国际比较来看，中国居民的代际收入弹性值要高于美国、英国等发达国家，这在一定程度上说明了与发达市场经济国家相比，处于深化改革和加速转型时期的中国，在传统的制度和体制框架被打破的同时，各社会阶层之间的社会流动性和收入流动性机制尚未完全建立，导致了社会阶层的加速分化和阶层间利益关系的扭曲，代际传递性明显增强。

（三）实证分析结果

在估计方法的选择上，本文采用了三阶段最小二乘法（3SLS），即首先利用两阶段最小二乘法对联立方程模型中的两个方程分别进行估计，再对系统进行广义最小二乘法估计，实证检验的结果如表2所示。首先，在收入不平等方程中，代际收入弹性的系数为0.3707，且在5%的水平上显著，说明代际收入弹性对收入不平等状况存在着显著的正向影响，代际收入弹性每提高1%，会导致收入不平等程度上升0.3707%。这意味着，收入不平等程度的上升阻碍了代际收入的流动。较之于低收入家庭，由于高收入的家庭在人力资本投资时所面临的资本约束较小，而且可以为其子辈提供更好的就业机会，或直接给予财政支持，父辈的收入不平等状况会影响子辈的受教育状况和职业的选择，子辈间可能出现教育的分化和职业的分化，从而可能导致收入不平等在代际间的传递。其次，在代际收入流动性方程中，收入不平等程度的估计系数为0.4118，且在10%的水平上显著，反映了收入不平等状况对代际收入弹性也有着正向影响，收入不平等程度上升1%，代际收入弹性上升0.411 8%，也即代际收入流动性降低0.411 8%，说明代际收入弹性的提高也会导致收入不平等状况的恶化。这在一定程度上验证了Becker（1993）的研究结论。在我国，由于二元经济结构和不完善的劳动力市场的存在，使得低收入群体和农村居民更易成为受到劳动力市场歧视的群体，导致子辈对于收入均值的偏离，在一定程度上扩大了收入差距。

另外，在收入不平等方程中，受教育水平edu的系数显著为正，与现有相关研究结论一致，反映了受教育水平与收入差距的正相关关系。开放程度trade的系数也显著为正，说明了对外开放程度的提升导致了收入不平等状况的恶化。在代际收入流动性方程中，经济发展水平变量系数显著为正，说明现阶段我国经济发展水平的提高导致了代际收入弹性的上升，劳动力市场完善程度变量ruralem与代际收入弹性之间存在着不显著的负向关系，表明就业壁垒的降低，劳动力市场的健全，促进了农村劳动力进入城镇单位就业，从而提高了社会的代际流动性，同样政府公共支出系数finance为-0.093，但不显著，说明政府科教文卫公共支出的增加在一定程度上降低了代际收入弹性，在提高代际收入流动性方面具有一定的积极作用。

三、结论

本文利用CHNS数据，测度了收入不平等的代际传递性，并通过面板数据联立方程模型实证分析了代际收入流动与收入不平等之间的关系。通过研究本文得出以下结论：收入不平等程度的上升阻碍了代际收入的流动，而代际收入弹性的提高也会导致收入不平等状况的恶化。

为了防止贫困的代际传递，缩小收入差距，促进社会公平，维护社会稳定，在本研究的基础上，可以得出以下政策启示：（1）政府要重视教育的机会公平问题，特别是要通过制定完善教育政策，提供公平的受教育机会，特别是增加贫困弱势群体子女的受教育机会，重视教育所具有的促进代际收入公平的社会功能，使得贫困弱势人群能够实现上升性的社会流动。（2）健全和完善劳动力市场，提高劳动力市场的信息对称程度和市场配置资源的能力，加快建立城乡统一的劳动力市场，创造平等的就业机会。

参考文献：

[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] 方鸣，应瑞瑶.中国城乡居民的代际收入流动及分解[J].中国人口、资源与环境，2010，（5）.

[4] 郭丛斌，闵维方.中国城镇居民教育与收入代际流动的关系研究[J].教育研究，2007，（5）.

[5] 韩军辉.关于中国居民代际收入流动的研究[J].统计与决策，2009，（10）.

[6] 王海港.中国居民收入分配的代际流动[J].经济科学，2005，（2）.

[7] 邢春冰.中国农村非农就业机会的代际流动[J].经济研究，2006，（9）.

[8] 谢勇.人力资本与收入不平等的代际间传递[J].上海财经大学学报，2006，（2）.

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