父代收入对子代收入不平等的影响

杜 丽

(东北财经大学 产业组织与企业组织研究中心，辽宁 大连 116025)

父代收入对子代收入不平等的影响

杜 丽

(东北财经大学 产业组织与企业组织研究中心，辽宁 大连 116025)

准确测度收入不平等的代际传递程度对促进社会公平有重要意义。本文使用CHNS1989—2011年的九轮调查数据，基于回归方程和Shapely值分解法，从动态和公平视角定量研究父代收入对子代收入不平等的影响，并从城乡和出生队列两个维度进行对比分析。结果表明，父代收入可以解释近1/4的子代收入不平等；分出生队列看，父代收入对子代收入不平等的解释程度在60后、70后与80后中呈先升后降的趋势；分城乡看，城镇父代收入对子代收入不平等的解释程度高于农村。改变这种现状需加大贫困弱势家庭教育扶持力度，促进优质教育资源城乡流动，建立统一的城乡劳动力市场，通过税收与转移支付的方式调节当前的收入不平等。

父代收入；子代收入；收入不平等；代际传递；Shapely值分解法

一、问题的提出

改革开放以来，经济快速发展的同时，社会贫富分化日益加剧，父代收入积累已经向子代转移。第一代的收入差距主要受能力与机会的影响，而后代的收入差距则更大程度上由家庭背景因素决定。这种收入代际转移方式容易导致收入不平等呈现出“遗传性”特征，形成代际间较高同一性的“阶层复刻”现象。“新常态”背景下，从公平和动态的视角考察引发这种现象的背后因素，对实现社会公平和发展成果的全民共享具有重要的现实意义。

既有对收入不平等影响因素的研究多集中于劳动者的个体特征(如教育)与制度性因素(如户籍)。但是收入不平等是一个动态过程，尤其是当今中国阶层逐渐固化的背景下，父代收入不平等会通过代际收入转移等方式传递到下一代。父代收入将从两方面影响子代收入不平等，即父代收入不平等程度和代际收入传递性的大小。代际收入传递性体现了机会不均等及社会公平失衡程度，既是联系父代收入与子代收入的桥梁，又是导致收入差距在代际间发生传递的渠道，父代收入分配格局将会影响子代收入格局，进而将静态的收入不平等扩展到动态过程中。因此，父代收入对子代收入不平等的影响程度也体现了由家庭背景导致的机会不均等程度。

对代际收入传递的研究始于Becker 和Tomes[1]建立的经典模型，即y1=α+βy0+ε。此后，很多学者基于代际收入弹性分析法估计不同国家的代际收入传递性和趋势[2]，并对代际收入传递性的影响因素及作用机制进行深入探究[3]。此外，基于代际收入弹性，部分学者对代际收入传递与收入不平等的相关性做了有益的探索，Corak[4]以基尼系数表示的收入不平等为横轴，以代际收入弹性为纵轴，将多个国家的收入不平等和代际收入弹性绘制了收入不平等—代际收入弹性散点图，其拟合曲线是一条向右上方倾斜的直线，被称为“了不起的盖茨比曲线”，其含义是收入不平等与代际收入弹性之间存在正向的相关关系。陈琳[5]以及Brunori等[6]同样利用国际数据印证了“了不起的盖茨比曲线”成立，但他们并未定量测度收入传递对收入不平等的影响程度。

李任玉等[7]发现高、低收入家庭子女间的收入不平等主要源自教育、工作经验及工作单位性质等特征差异，但他们未将父代收入作为影响收入不平等的独立因素进行研究。徐舒和李江[8]基于1989—2009年CHNS(China Health and Nutrition Survey)数据，通过将整体的收入不平等分解为子代和父代组内不平等以及组间不平等，发现代际收入传递性对整体收入不平等的解释程度为35.5%。但这种研究方法值得商榷：一方面，采用1989—2009年CHNS数据，跨度较大，虽然将名义收入按照各年份的CPI数据换算成了实际收入，但实际收入随时间迁移存在增长的趋势，在分解时没有剔除时间因素引致的不平等；另一方面，收入不平等的分解对象是对数收入，而非原始收入，事实上对数收入会改变原有收入分布形态，相比直接采用收入不平等指标进行分解，一定存在偏误。李任玉等[7]以及徐舒和李江[8]均未从城乡以及出生队列视角分析父代收入对子代收入不平等的影响，但中国长期存在的城乡二元分割导致城镇和农村内部收入不平等影响因素均存在显著差异，同时，个体在求学就业过程中，主要与同龄人竞争社会资源[9]。因此，从城乡与出生队列视角进行分析具有更直接的社会意义。

基于上述分析，本文从代际收入传递视角出发，借鉴基于回归方程的Shapely值分解法定量测度父代收入对子代收入不平等的影响程度，并从出生队列、城乡两个维度细致地剖析父代收入对子代收入不平等的影响差异，为解决收入不平等的恶性循环提供政策依据。

二、数据选择、分析方法与变量处理

(一)数据选择

本文使用中国健康和营养调查CHNS数据。CHNS共进行了九轮，覆盖了中国东部、中部和西部12个省市区。CHNS数据因其覆盖广、时间序列长等特点，成为中国收入流动研究领域应用最为广泛的微观数据库。首先，基于家庭代码、个人代码和亲属关系代码进行父亲—子女配对。其次，保留1960—1989年出生、且父代年龄在65岁以内、父子均有工作的个体，剔除学生等未就业者以及个人收入小于0的个体。年龄在65岁以内意味着父代和子代均活跃在劳动力市场中，可以更好地避免偏差。最后，如果子代个体参与多次调查，仅保留最新一期的调查，以避免测度收入不平等时包含了自身往期收入值。经过父子关系匹配，保留所需信息完整的观察值，得到有效样本量2 972个。

(二)分析方法

实证分析方法可分为两部分：基于子代收入方程的估计以获得父代收入以及各控制变量对子代收入水平的影响；在参数估计的基础上采用收入不平等的Shapely值分解法考察父代收入对子代收入不平等的影响。

1.子代收入方程的估计

lny1=α+βlny0+λZ1+ε

(1)

其中，y1和y0分别为子代收入和相应的父代收入。当父代收入提高1%时，子代收入将提高β%。回归系数β反映了代际收入传递性的大小。Z1为影响子代收入的个体变量，包括教育、职业、性别、经验、经验的平方项、地区、工作单位类型和城乡。λ为控制变量对应的回归系数。ε为残差项。

2.Shapely 值分解法

式(1)回归系数β仅反映了父代收入对子代收入水平的影响程度，而无法反映父代收入对子代收入不平等的影响程度。本文的研究目的是从动态和公平视角分析父代收入对子代收入不平等的影响程度。在文献中，基于回归方程量化单一因素对不平等贡献率的方法主要包括Fields方法、MS方法和Shapely值分解法，Shapely值分解法[10]对回归方程的设定以及收入不平等测度指标的选择更加灵活，同时对可决系数的依赖很小，是最适用于本文分析目的的方法。

基于回归方程的Shapely值分解法的基本思想源于Shorrocks[10]，Wan[11]进一步将回归方程和Shapely值分解原理结合起来， 使该方法不仅能够用于多种不平等指标的分解，而且放松了对回归方程设定形式的限制，使用更加灵活。Shapely值分解法针对解释变量影响收入不平等程度的测度思路是：解释变量的具体数值在各样本之间存在差异，取其均值代入收入函数表达式计算出反事实收入；与实际收入相比，反事实收入消除了该解释变量对收入不平等的影响。由原始收入不平等与反事实收入不平等的差值可以测度解释变量对收入不平等的影响程度。

按照Shapely值分解法的原理，父代收入从两个方面影响子代收入差距：一方面，回归系数β的大小，当其他因素不变时，代际收入传递性越强，父代收入对子代收入不平等的解释程度就越大；另一方面，父代收入本身的不平等程度，即在代际收入传递性一定时，父代收入不平等程度越高，父代收入对子代收入不平等的影响越大。子代收入决定方程中被解释变量采用对数形式，分解时仍用收入对数必然会造成对收入分布的扭曲。因此，在采用改进的Shapely值分解法进行收入不平等的分解时，需要将对数收入还原：

y1i=exp(α+βlny0+λZ1+ε)=exp(α)×exp(βlny0+λZ1)×exp(ε)

(2)

将对数收入还原为原始收入后，常数项α变为倍乘项eα。当所有人的收入提高或降低相同倍数时不改变基尼系数、泰尔指数等常用的不平等指标数值，常数项对收入不平等的影响程度等于0。因此，子代收入不平等I(y1) 可以分解为3个部分：核心变量父代收入引致的子代收入不平等C(y0)、控制变量引致的不平等C(Z1)以及残差项引致的不平等C(ε)，收入不平等的绝对形式分解为：

I(y1)=C(y0)+C(Z1)+C(ε)

(3)

其中，C(y0)+C(Z1)可理解为方程可解释的收入不平等绝对程度。比起收入不平等绝对形式的分解，我们一般更加关注相对形式的分解。回归方程可解释的不平等为：

θI=[C(y0)+C(Z1)]/I(y1) 或

θI=1-C(ε)/I(y1)

(4)

父代收入在方程可解释的不平等的贡献率和父代收入对子代收入不平等的解释程度为：

(5)

(6)

(三)变量处理

子代收入决定方程(1)中子代收入作为被解释变量，父代收入作为核心解释变量，除此之外，还包含一系列控制变量。

1.核心变量

收入：CHNS提供了经通货膨胀率调整的2009年的可比收入，是个人年度总收入，具体包括四大来源：工资(包括退休金)和补助、奖金、农务及商业收入和其他来源收入。由于农村居民的工资性收入占比较低，所以工资性收入的城乡可比性不高，本文采用可比性更高的总收入指标。

理论上，对代际收入传递的估计依赖于永久收入，但囿于数据限制，早期研究直接采用某年的实际收入，受到短期冲击的影响，存在暂时性收入偏误。本文的解决方法为：在控制父子年龄的同时对多年收入进行差异化处理，借鉴王学龙和袁易明[9]对父子收入的处理方法，子代收入采用最新调查期的实际收入，而父代收入采用多年实际收入的均值作为永久收入的代理变量，以避免暂时性收入偏误，这也更加接近父代和子代事业稳定状态的收入水平。

2.控制变量

除将父代收入作为解释变量外，本文还控制了子代的教育、职业、经验、工作单位类型、性别、地区和城乡变量。

通过上述梳理可以发现，手工艺和设计的再次联姻、继而产生相应的手工艺设计运动并不是手工艺或设计自身运动发展的结果，而是消费文化发展到一定程度设计的被动性选择——为着满足消费者文化或符号消费的必然选择。故而研究这一时期的新手艺运动及其理念的产生必然要和消费文化相联系，兼顾手工艺和设计内部的关联。所以对于设计界中的新手艺运动不能简单地看作是传统手工艺的复兴，也不能认为手工生产会全面代替机器生产，手工艺在设计品中的再现只能算是为了满足特殊阶层的趣味的工艺手段。

教育：本文选择最高教育程度来提取样本的受教育信息，CHNS问卷设置的答案代码并不能直接说明样本的受教育年限，本文将其换算为具体的受教育年限。

职业：CHNS中给出13种职业类型(包括“其他类型”)，本文按照Erikson 和Goldthorpe[12]的职业等级分类表将职业划分为12种类型并分别打分。

经验：工作经验的计算方法为借鉴李任玉等[7]的方法，受教育年限加上6后与16比较，若受教育年限+6≥16，工作经验=年龄-受教育年限-6；反之，工作经验=年龄-16。

工作单位类型：按照所有制形式将工作单位类型划分为国有单位和非国有单位，国有单位=1。

性别：虚拟变量中男性=1。

地区和城乡：将调查地区划分为东部、中部和西部三大地区以控制地区效应。其中，东部包括辽宁、江苏、山东以及2011年新加入的北京和上海，中部包括黑龙江、河南、湖北和湖南，西部包括广西、贵州和2011年新加入的重庆。城乡差异主要强调出生地的差异，农村=1。

三、实证结果与讨论

实证分析分为两部分：基于子代收入方程的参数估计以获得父代收入对子代收入水平的影响和基于Shapely值分解法的不平等分解结果。在各部分的实证结果中包括对样本整体的讨论、分出生队列以及分城乡的对比讨论。

(一)父代收入对子代收入水平的影响

1.全国样本的参数估计

对式(1)进行OLS回归结果如表1所示。在60后—80后的全国样本中，父代收入的回归系数为0.451。控制变量的回归系数均与既有研究结果基本一致，教育回报率为6.3%，经验、职业等级对收入有显著的正向影响。在其他条件不变时，男性收入比女性收入高约20.4%；国有单位收入比非国有单位收入低30.7%，农村收入比城镇收入低5.4%，东部收入比西部收入高22.3%，中西部收入并没有显著的统计差异。

表1 基于式(1)的OLS回归结果

注：括号内为参数显著性检验的t值，*、**和***分别表示在10%、5%和1%的置信水平下显著。下表同。

2.分城乡以及分出生队列的进一步估计

分城乡对式(1)进行OLS回归结果如表1所示。城镇60后—80后混合样本的回归系数为0.519，高于农村的0.418，表明在城镇父代收入对子代收入的影响更大，代际收入传递性更强。

分出生队列看，城镇和农村70后代际收入传递性均最大，80后次之，60后最小，根据事业稳定期一般在30岁左右[13]，可以推算出1990年左右、2000年左右及2010年左右的收入代际流动经历了先升后降的过程。这与既有研究结论基本一致。70后的父代多为50后，50后主体在职业稳定期处于市场化改革快速提高阶段，收入分化加剧；70后处于教育扩张初期，这时创造的教育机会通常被优势阶层占据，受家庭影响较大；就业时劳动力市场化程度提高，教育不平等的影响增大；父代收入、教育及就业三因素共同作用，强化了70后代际收入传递性。80后父代收入随市场经济发展日益分化，但教育趋于大众化，就业环境市场化程度不断加深，就业机会大大增加，代际收入传递性下降。

分城乡看，无论是60后还是70后，城镇代际收入传递性均高于农村，究其原因，大致可分为以下两方面：一方面，相对于城镇居民，60后、70后的农村居民面临的教育资源有限，同时，囿于父代资本约束，对子代人力资本的投资也有限；另一方面，与大规模农村劳动力转移有关[3]。国家统计局2010年数据显示，半数以上的70后农村劳动力进城打工，逐渐摆脱了父代的影响，代际收入传递性下降。到了80后一代，农村的代际收入传递性反超城镇。城乡80后代际收入传递性发生逆转的原因之一可能是80后面临教育领域和劳动力市场发生的重要变革，对农村家庭和城镇家庭的教育选择产生了不同影响。80后处于教育资源膨胀时期，教育走向大众化阶段，高校毕业生连年递增，高校毕业生就业难现象突出。自教育扩招以来，大多数城镇家庭由于接受高等教育的机会增多并且有能力支持子女继续上大学，而贫困的农村家庭由于大学毕业生就业难问题转而鼓励子女放弃求学机会，提早进入劳动力市场。城乡选择差异导致教育对城乡代际收入传递性的改善程度出现差异。

(二)父代收入对子代收入不平等的影响

改进的Shapely值分解法可以对常用的不平等指标进行分解，由于基尼系数是使用最为广泛的指标，并且符合收入不平等测度指标的优良性质，下文仅针对基尼系数做深入分析。

1.整体及分出生队列的分析

在城乡混合样本中，以基尼系数表征的两代收入不平等及基于Shapely值分解法不平等分解结果如表2所示。对比两代收入不平等可发现，子代收入不平等显著提高，表明中国收入不平等在代际之间存在恶化的趋势。分出生队列看，在60后、70后和80后内部，父代收入基尼系数依次递增。对子代而言，70后基尼系数最高，60后次之，80后最小；出生队列内部的基尼系数小于60后—80后混合样本的基尼系数，表明不仅在出生队列内部，在不同的出生队列之间也存在较强的收入不平等。

在60后—80后混合样本中，回归方程可解释的收入不平等为70.4%；在回归方程解释的不平等中，父代收入的贡献率在1/3以上；综合看，父代收入可解释近1/4的子代收入不平等，表明机会不均等带来的收入不平等较高。分出生队列看，70后父代收入在回归方程可解释的收入不平等中的贡献率最高，80后次之，60后最低。与之类似，70后收入不平等中被父代收入解释的程度最高，60后最低，80后居中。80后对应的父代收入不平等最高，但80后父代收入对子代收入不平等的解释程度却小于70后，表明80后较弱的代际收入传递性阻碍了收入不平等代际间的传递，代际收入流动有利于不平等格局的改善。

表2 城乡混合样本的收入不平等分解结果

2.父代收入对子代收入不平等的城乡异质性影响

城镇和农村收入不平等分解结果如表3所示。与城乡混合样本的基尼系数相比，城镇和农村内部的父代基尼系数略小。无论是否分出生队列，农村父代收入不平等都比城镇更为严重；分出生队列后，城镇70后父代收入不平等最高，60后父代收入不平等最低，80后父代收入不平等居中。与城镇父代基尼系数变动趋势不同，农村60后、70后、80后父代收入不平等递增，表明农村子代面临的家庭背景的不平等形势愈加严峻。城镇子代收入不平等低于农村；城镇和农村收入不平等与出生队列的变动趋势一致，均为先升后降，与城乡混合样本的结论一致，70后收入不平等最高。

表3 城镇和农村收入不平等分解结果

从回归方程对收入不平等的解释程度来看，在60后—80后混合样本中，回归方程对城乡内部收入不平等的解释程度相当，均在69%左右；在各出生队列内部，回归方程对收入不平等的解释程度在70后中最高，达到70%以上，而在60后中最低，尤其是在城镇的60后中，回归方程可解释的收入不平等仅占收入不平等的43.0%，这可能是60后工作时期经历改革开放，部分人抓住改革的良机发展并取得巨大成就，与其他人的收入差距逐渐扩大，而运气和机会对收入的影响沉淀到了残差项中。

不分出生队列时，城镇父代收入对子代收入不平等的解释程度为29.6%，比农村高近9个百分点，表明城镇子代收入格局更容易受到父代收入格局的影响，收入不平等得以代际传递。农村父代收入对子代收入不平等较低的贡献率得益于农村较低的代际收入传递性。

分出生队列对比分析发现，城镇内部父代收入对子代收入不平等的解释程度排序满足70后gt;60后gt;80后。20世纪90年代末以来施行的高等教育扩招，在经历了新创造的教育机会被优势阶层占据达到饱和后，80后面临高等教育的大众化，使得80后代际收入传递性低于70后，尽管70后和80后父代的收入不平等相当，但得益于较低的代际收入传递性，父代收入对80后不平等的解释程度比70后低近16个百分点。在农村内部，父代收入对子代收入不平等的解释程度的整体变动趋势与城镇类似，解释程度排序满足70后gt;80后gt;60后，导致父代收入对80后收入不平等贡献率仅略低于70后，其主要原因：一方面，相对于城镇，农村80后父代基尼系数比70后父代不仅没有出现明显下降，反而提高了12.2%；另一方面，农村80后代际收入传递性比70后下降的幅度也要小于城镇。

(三)稳健性分析

考虑到样本时间跨度长达20余年，虽然对收入通过CPI进行了平减处理，但是在这20余年中，实际收入不断增加，对数收入均值从7.726上升到9.902。如果不考虑时间趋势的影响，混合不同年份的样本，可能会高估父代收入对子代收入不平等的解释程度。

为了消除时间因素对收入水平以及收入不平等的影响，在式(1)中加入代表时间趋势的虚拟变量yeari：

i=1991,…,2011

(7)

表4 基于式(7)的OLS估计结果

注：表中只列示了回归系数β′的结果。

表5 考虑时间趋势后父代收入对子代收入不平等的解释程度 单位：%

对比表4与表1发现，不分出生队列的城乡混合样本、城镇以及农村父代收入回归系数均有明显下降；分出生队列，父代收入回归系数的变动幅度明显缩小，这是由于细分了出生队列后，同一出生队列内部的个体实际收入变动具有内在一致性，回归系数受时间的影响大幅减小。

对比表5与表2发现，在考虑时间趋势后，所有组别中父代收入对子代收入不平等的解释程度均有所下降。值得注意的是，不分出生队列时，无论是城乡混合样本还是城镇与农村的父代收入对子代收入不平等的解释程度均下降到20%以内，下降幅度均在9个百分点以上；而在出生队列内部，解释程度的下降幅度均在4个百分点以内，表明实际收入的上涨对处于不同调查年份的样本计算收入不平等时存在一定的影响，但主要体现在不分出生队列的情况下；在分出生队列后，父代收入对子代不平等的解释程度基本保持稳定。

值得注意的是，在考虑时间趋势后，父代收入对子代收入不平等的解释程度排序与不考虑时间趋势的排序完全一致，因而可以说明分析结果具有稳健性。

四、结论与启示

本文使用CHNS1989—2011年的9轮调查数据，基于回归方程估计父代收入对子代收入水平的影响，在此基础上采用改进的Shapely值分解法进一步估计父代收入对子代收入不平等的影响。结果表明：(1)父代收入与子代收入之间具有很强的代际传递性，这种代际传递成为父代收入不平等向子代收入不平等传递的桥梁，父代收入可解释近1/4的子代收入不平等。(2)分出生队列看，父代收入对子代收入不平等的解释程度在60后、70后与80后中呈先升后降的变动趋势，对70后不平等的解释程度最高。(3)分城乡看，城镇父代收入对子代收入不平等的解释程度高于农村，表明城镇居民比农村居民面临更严峻的由家庭背景导致的机会不均等问题。在控制了实际收入的时间趋势后，以上结论仍然成立，表明所得结果具有稳健性。

在当前中国收入不平等依然较大的背景下，减弱代际收入传递性、提高代际收入流动有利于形成通过努力便可以改变自己经济地位的预期，激发劳动者努力工作，改善收入分配的动态格局，促进持久健康的经济增长与社会稳定。根据上文的实证分析结果，可形成以下政策启示：(1)制定惠及贫困家庭的特定教育资助政策，加大对低收入家庭的教育补贴，减弱家庭父代收入的约束，降低贫困及低收入人口的代际传递性。(2)优质的教育资源因其稀缺性保持较高的教育回报率，而普通教育资源的回报率随教育供给的提升而下降。因此，政府应避免盲目地高校扩招，并制定公平的教育选拔模式，促进优质教育资源城乡流动，降低教育不平等对代际收入传递性的影响。(3)进一步放松户籍制度约束，建立统一的城乡劳动力市场，确保每一个人获得均等的就业机会与同等的社会福利、医疗保障。完善外出务工子女在外受教育的政策制度，增加其接受更高教育的途径与就业机会，提高收入向上流动的可能性。(4)通过税收与转移支付的方式调节当前的收入不平等，如通过征收遗产税等方式降低收入直接的代际传递。

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(责任编辑：韩淑丽)

2017-09-16

杜 丽(1988-)，女，河南新乡人，博士研究生，主要从事产业经济与收入分配等方面的研究。E-mail：duliqinghang@126.com

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1008-4096(2017)06-0016-07