共同富裕视角下中国居民家庭代际收入流动性测度

□靳玉琼 张宇润

一、引言

改革开放以来，中国经济总量迅速增长，居民收入水平快速提升。但经济发展取得显著成效的同时，中国居民收入差距亦在不断加剧，基尼系数更是长期处于0.4 警戒线以上。这种收入差距除了体现在同代人之间外，还表现在不同代人之间的收入传递情况。经济学家常用代际收入流动性描述社会群体的流动水平。代际收入流动性可简单理解为个体收入水平受其父辈收入水平影响的程度，一般用代际收入弹性来衡量。代际收入弹性越高，表明父母收入对子女收入的影响就越大，社会阶层也越容易固化，对应的社会流动性水平则越低。近年来，中国居民家庭代际收入流动性始终处于较低水平。“富二代”“官二代”“农二代”等话题持续发酵，表明代际间收入差距造成的代际固化问题已经引起人们的高度关注。为调整收入分配结构，国家重提共同富裕，以实现子辈收入在一定程度上不受父辈背景与收入影响。这一背景下，探讨共同富裕与居民家庭代际收入流动性间的关系对调节中国收入分配、提升代际收入流动性具有重要意义。

党的十九届六中全会指出，推动共同富裕发展，坚持在发展中保障并改善民生，协同推进人民富裕、国家富强。以共同富裕发展畅通向上流动通道，提升中国代际收入流动性已成为时代课题。本文研究聚焦在巩固脱贫攻坚成果、扎实推进共同富裕时代背景下，探讨共同富裕水平是否会对代际收入流动性产生影响以及影响机制如何，以期为我国破除社会阶层固化问题提供新的思路。本文边际贡献在于：将共同富裕水平作为影响因素纳入代际收入流动的研究框架之中，分析二者传导机制。在此基础上，基于CGSS 数据库实证检验共同富裕对代际收入流动性影响的存在性与方向，并进行地区及与城乡两个层面的异质性考察。

二、文献综述及基础理论

（一）共同富裕

共同富裕作为社会主义的本质特征，是实现中国现代化发展的重要标志。围绕共同富裕具体内涵，国内学者展开了丰富探讨。卫兴华（2013）指出，共同富裕不仅意味着要做大市场“蛋糕”，还要分好“蛋糕”。蒋茜（2016）认为，共同富裕并不是均等富裕，也不是“一时富裕”，而是一种全面、协调、和谐的发展状态，是物质与精神的双重富裕发展。张来明和李建伟（2021）指出，共同富裕意味着收入分配公平、基本公共服务均等、机会均等、健康公平以及精神文明建设与文化资源普惠。综合现有研究，本文认为，共同富裕的内涵可从三方面理解：第一，共同富裕是全体人民富裕，且这种富裕并不是均等富裕，而是允许一定差距的普遍富裕；第二，共同富裕是物质与精神的全面富裕；第三，共同富裕是社会整体先达到富裕水平，再通过合理分配的方式实现个体富裕。

（二）代际收入流动性

代际收入流动性反映的是父辈经济社会地位对子辈影响的程度。现阶段，关于中国代际收入流动性的研究主要可划分为两大类：一是中国不同区域、不同阶层人群代际收入流动性的整体水平。王伟同等（2019）研究发现，中国中低阶层代际收入流动性普遍展现出“西高东低”与“南高北低”并存现象，中高阶层代际收入流动压力较大，中间层级较为平稳。陈杰等（2016）研究发现，中国农村地区代际收入弹性整体水平较高，1997年以来中国农村地区代际收入弹性呈缓慢下降趋势，但在2011 年有所反弹。二是影响代际收入流动性的具体因素。如李善乐（2017）研究发现，父辈之间的人力资本、社会资本差距是造成代际收入流动性差的重要原因。许长青等（2021）发现教育因素在提高代际收入流动性当中可发挥重要作用。

（三）共同富裕与代际收入流动性的关系

共同富裕与代际收入流动性之间的关系可以从两方面解读。

1.提高代际收入流动性是实现共同富裕的重要手段

当代际收入流动性处于较低水平时，意味着父辈与子辈收入关联性较强，收入阶层逐步固化。如此，低收入人群很难通过自身努力实现收入向上流动。而共同富裕反映的是全体人民的富裕，其最终指向是要消除两极分化。在此过程中，共同富裕允许合理收入差距，但前提是社会成员收入主要由其社会贡献决定，而非上一代人影响所致。因此，从社会公平角度而言，提高代际收入流动性本身便是推动共同富裕实现的关键路径。现有研究成果同样也支持了这一观点。如袁青青和刘泽云（2022）指出，代际收入流动性是衡量机会平等与社会流动性的重要指标，合理的代际收入流动性有助于社会经济可持续发展，推进共同富裕社会建设。

2.共同富裕整体水平提高能够推动代际收入流动性提升

共同富裕目标的达成依托于一次分配、二次分配、三次分配的协调配套制度。借助三次分配手段，共同富裕为代际收入流动性提升提供了有力支持。一方面，共同富裕水平越高，意味着市场与政府两方面的资源调配能力就越强，进而也越能在区域层面上提升代际收入流动性。何显明（2022）研究发现，市场将发挥资源配置的决定作用，调动市场中多方力量进行优化资源配置，不断扩大发展成果，为各个区域提供更多可分配资源。而政府发挥资源配置的宏观调控作用，将教育资源、医疗资源合理分配至各个区域，从而提升代际收入流动性。另一方面，共同富裕发展水平较高时，社会层面福利供给能力相应也就越强。杨铁华和祁晓民（2022）指出，共同富裕水平提高将改变农村居民公共福利供给模式与路径，农村居民可获得募集、捐赠、资助等公益活动所带来的额外收入。而上述公益活动本质上可视作对社会资源与社会财富的一种重新分配，有利于缓解阶层差距，进而提升代际收入流动性。

梳理上述研究可以发现，既有研究多从资源、教育等视角分析代际收入流动性影响因素，其影响机制分析更侧重于微观层面，缺乏对宏观社会经济环境的考量。关于共同富裕与代际收入流动性的研究主要停留在理论层面，并没有充足实证作为支撑。事实上，提升代际收入流动性的根本目标是打破阶层固化，实现收入分配的公平合理。而共同富裕作为社会主义发展的本质要求，理应对代际收入流动性造成一定影响。由此，本文利用动态面板模型，深入分析共同富裕与代际收入流动性二者间的关系，为探讨代际收入流动不均衡的影响因素提供实证依据，以推动中国收入分配改革进入新阶段。

三、研究设计

（一）变量选取

本文选取共同富裕水平（CP）为解释变量。共同富裕水平的度量指标必须对总体富裕程度与发展成果共享状况同时加以度量，既要测度共同富裕实现过程又要度量实现程度。参考现有研究，以中等收入群体比重指数、中等收入家庭群体富裕指数、收入差距缩小指数、共同富裕发展综合指数测度共同富裕水平。

在经济学研究领域中，常用收入弹性指代两个指标相互变动比值。在Beck 和Toms（1979）的研究中，首次以弹性衡量代际收入，并定义了“代际收入弹性”一词，即子女收入对父辈收入的回归方程系数。根据代际收入弹性测度方法对我国代际收入流动性进行测度。选取代际收入弹性（IIM）为被解释变量，并采用平滑收入法对其进行估计。该指标主要体现为子辈收入受父辈收入的影响程度。

就控制变量而言，影响代际收入弹性的影响因素众多。本文选取控制变量分别为教育投入水平（Edu）、文教娱乐支出水平（Amu）、人均可支配收入（Pedi）、平均年龄（Age）、城镇化水平（City）。其中：受教育水平指标的测量以受教育年限衡量，文教娱乐支出水平以居民体育娱乐、文化教育方面的支出金额考量，工资收入水平以父辈、子辈收入金额考量，人均工资水平以具体工资收入金额考量，年龄以详细年龄数据考量，城镇化水平以城市人口数量表征。

（二）数据来源

目前，有关代际流动的研究主要使用以下四种数据库数据：一是中国家庭收入调查数据库（CHIPS）；二是中国家庭追踪调查数据库（CFPS）；三是中国社会综合调查数据库（CGSS）；四是中国健康与营养调查数据库（CHNS）。综合考量上述四种数据库数据，发现CGSS 数据库更全面地收集了中国社会、社区、家庭、个人等多个层面数据，是研究中国社会经济特征变化的重要数据来源之一。鉴于当前CGSS 数据库只更新至2018年，故本文使用2004—2018 年CGSS 数据库中微观数据对中国代际收入流动性与共同富裕水平展开测算。

（三）代际收入流动性的测度

本文采取子辈对父辈收入水平弹性测度代际收入流动性。代际收入弹性越小，说明子辈的收入水平受父辈收入水平影响就越小，而代际收入流动性也越高；反之，代际收入弹性越大，则表明代际收入流动性就越低。父辈和子辈的代际收入传递性的具体计算公式为：

上式中，Iny与Iny分别代表第i 个家庭中子辈与父辈持续性收入的对数，α代表代际收入弹性；X为控制变量合集，包括子辈年龄、子辈年龄平方以及父辈年龄、父辈年龄平方；ε为误差项。鉴于实际数据收集过程中很难直接获取父辈与子辈的持续性收入数据，若仅采用某一时间点上父辈收入作为持续收入的替代变量，则会产生无法避免的测量误差。此时得到代际收入弹性的概率收敛结果为：

式中，σ与σ分别代表父辈持续性收入与测量误差的方差。但上述模型将产生测量误差问题。在此情况下，OLS 回归估计得到的代际收入弹性系数将低于实际水平。针对该问题，本文参考Solon（1992）的研究，使用平滑收入法解决模型测量误差问题。具体方法为以追踪调查方式对样本家庭进行研究，得到持续多期收入数据，对持续性收入数据取平均值进行研究。采用平均收入代替持续性收入的纠偏方式后，得出代际收入弹性的依概率收敛结果，具体公式为：

式中，观察次数为T，T 数值越大OLS 回归估计偏误越小。根据上述测度公式得出基于平滑收入法的估计结果见下图。观察结果可知，中国代际收入弹性整体上呈波动下降态势。其中，2007 年、2011 年代际收入弹性出现小幅度回弹，2011 年以后呈现稳定下降态势。与之相对应，中国代际收入流动性整体表现出波动上升趋势。

图 2004 —2018 年代际收入弹性变化趋势

（四）共同富裕水平的测度

参考田雅娟和甄力（2020）的研究，关于共同富裕水平的衡量可从三方面进行考察。首先，共同富裕的宏观外在表现是国民收入分配格局的不断优化。按照收入分配理论，理想的收入分配结构应是中等收入者占多数的橄榄型，故中等收入占比可作为衡量的第一个指标。其次，共同富裕进程中，中等收入群体的富裕程度能够直接体现社会系统层级提升，故以其作为衡量共同富裕的第二个指标。最后，共同富裕本身意味着居民间收入差距的不断缩减，因此以居民收入差距作为衡量共同富裕的第三个指标。同时对CGSS 数据库数据进行如下处理：一是使用人群权重数据对计算指标进行加权测算；二是使用家庭全年总收入作为研究使用收入变量；三是剥离数据缺失样本。

中等收入群体占比持续增加是分配格局良性发展的表现。作为一个比例对数，其取值位于0 到1 之间。若以M代表中等收入者比重指数，以M 代表中等收入者人数，以P 表示总人数，具体中等收入群体占比计算公式为：

对于中等收入群体富裕程度的测度，参考现有关于贫困程度与富裕程度的研究成果，提出一种反映中等收入群体富裕程度指标，其具体计算公式为：

式中，y指代的是第i 个居民可支配收入；n 表示为处于中等收入区间的人口总数；a 和b 依次指代中等收入区间的下限与上限；a 为调节系数。若a=0，则M退化为中等收入群体占比；若a≠0，则取值在0 至100%之间，数值越接近100%，说明中等收入群体的富裕程度就越高。

对于收入差距的测度，本文基于变异系数，以居民收入差距收缩变化进行定量反映，得出收入差距缩小指数，具体计算公式为：

上述式中，V（F）指代的是居民收入变异系数，D 为差距缩小指数。通过分别测算中等收入群体比重指数、中等收入群体富裕程度指数与收入差距缩小指数，可以得到共同富裕发展程度所包含的三个维度演进的量化测度。构建共同富裕发展综合指数测度模型如下：其中，CP 指代的是共同富裕发展程度综合指数，X=X，代表中等收入群体占比指数，X=M代表中等收入群体的富裕程度，X=D 代表的是收入差距缩小指数。

综合测度模型的主要形式有乘法与加法两种，加法较适用于各子系统独立的情形，乘法则更适用于各子系统中具有很强关联影响的情形。对于共同富裕水平的测度中三项测度内容间具有很强的关联，因此简单相加的方式不适合测度共同富裕实现程度。本文设定最终共同富裕发展综合指数测度模型如下：

式中，μ为各部分测度内容的权重，表示X对共同富裕实现程度CP 的贡献作用。参考任纪安等（2019）研究，使用基于指标间相关性来确定权重的客观性赋权方法。基本思路为，首先利用多元回归法计算各指标与其他质变之间的复相关系数，用以反映指标间重叠程度；其次，对复相关系数进行倒数处理；最后，通过归一化公式计算各指标最终权重。假定评价模型中共有M 个指标，第j 个指标与其他指标的复相关系数为ρ，则第j 个指标权重的计算公式如下：

（五）模型构建

既有研究表明：共同富裕对于调节居民收入分配结构具有显著作用。为量化分析共同富裕水平对代际收入流动性具体影响，构建动态面板模型如下：

式中，i 指代城市；t 表示时间；IIM表示i 城市在t 期代际收入流动水平，是本文被解释变量，以收入流动弹性的倒数进行衡量。CP表示i 城市在t 时期共同富裕水平，是关键解释变量。X表示的是控制变量集合，包含公共教育投入水平（Edu）、文教娱乐支出水平（Amu）、人均收入水平（Pedi）、样本平均年龄（Age）以及样本所处地区城镇化水平（City）。截距项以β表征，β则为共同富裕水平待估参数；λ 指控制变量的待估参数；η为随机扰动项。

四、实证结果与分析

（一）平稳性检验

为避免出现“伪回归”现象，对原始数据进行平稳性检验。运用ADF-Fisher、LLC、PP-Fisher、HT、IPS 与Breitung 检验方法对面板数据进行单位根检验，结果见表1。由下表可知，所有变量均通过单位根检验，且各项变量检验结果均通过1%的显著性检验，表明面板数据平稳性较好，符合协整条件。

表1 各变量单位根检验结果

（二）协整检验

为确定变量的长期稳定关系，采用Westerhund、Pedroni 以及Kao 协整检验法对变量展开协整检验，结果如表2 所示。除Modified PP 检验法的统计检验量未通过显著性检验，其余统计量均通过1%显著性检验，表明所选变量具有协整关系，可进行进一步分析。

表2 面板数据协整性检验结果

（三）共同富裕视角下代际收入流动性测度分析

为进一步检验共同富裕对不同地区代际收入流动性间是否存在时间效应以及区域间差异，采用系统GMM 对式（10）展开回归估计，同时运用EViews 软件对变量数据进行OLS 回归，具体结果见表3。

表3 共同富裕水平对代际收入流动性的作用

在系统GMM 估计中，列（1）主要考虑共同富裕水平这一解释变量，并对该变量影响系数进行评估。共同富裕与代际收入流动性之间存在正向影响，其影响系数为0.1793，且通过1%显著性检验。研究结果表明：代际收入流动性受中等收入家庭群体增加、中等收入家庭群体富裕指数、收入差距缩小等共同富裕相关成效的影响得到明显提升。列（2）为加入其他控制变量后回归结果，结果显示共同富裕与代际收入流动性间仍存在正相关关系，影响系数由0.1793 降低至0.1341。控制变量层面，教育投入与平均年龄对代际收入流动性具有显著正向影响，且分别通过1%、5%显著性检验。人均收入水平与城镇化水平对代际收入流动性具有显著的正向促进作用，均通过了10%显著性检验。文教娱乐支出水平与代际收入流动性之间存在正相关关系，但无显著影响。

在面板模型估计结果中，列（3）为同时考虑时间与地区效应影响回归结果；列（4）为仅考虑地区效应影响的回归结果；列（5）为仅考虑时间效应影响的回归结果。由表可知，由于列（5）中仅考虑时间效应且系数为0.2066，相较同时考虑地区和时间效应以及仅考虑地区效应的影响作用系数更大。因此，共同富裕水平对代际收入流动性的影响主要通过时间路径实现。

（四）异质性分析

1.地区异质性分析

区域层面，基于CGSS 数据库，将中国31 省份（不含港、澳、台）划分为东、中、西三个地区，并通过式（10）动态面板模型对中国东、中、西部地区分别进行估计，具体结果见表4。

观察表4 可知，第（1）（3）（5）列显示各地区代际收入流动性受共同富裕影响的程度。其中，东部地区代际收入流动性受共同富裕的影响系数为0.2394，且通过1%显著性水平检验；中部地区代际系数为0.1243，且通过5%显著性检验；西部地区系数为0.1386，但影响不显著。究其原因，由于东部地区的自然条件、经济与社会发展资源相较于中西部地区更有优势，使其中等收入家庭群体数量、贫富差距缩小程度强于其他地区，共同富裕对代际收入的流动性提升更为明显。第（2）（4）（6）列为引入控制变量后回归结果。结果显示，共同富裕水平对东、中、西地区的代际收入流动性均有正向影响，对东、中部地区的影响分别通过1%、5%上的显著性检验，对西部地区影响并不显著。

表4 中国东、中、西地区动态面板数据模型估计结果

2.城乡异质性分析

针对中国长期存在的城乡二元结构这一特征，对城乡样本分别进行估计。基于CGSS 数据库，按照农业户籍与非农户籍划分乡村地区与城镇地区，以此分析共同富裕对城镇与乡村地区代际收入流动性的作用。估计结果见表5。

表5 中国城乡地区动态面板数据模型估计结果

由表5 可知，第（1）（3）列显示城乡地区代际收入流动性受共同富裕影响的程度。其中：城镇地区代际收入流动性受共同富裕水平的影响系数为0.1163，通过10%显著性检验；乡村地区代际收入流动性系数为0.2794，通过1%显著性检验。这说明乡村地区代际收入流动受共同富裕水平影响更显著，究其原因是因为中国自改革开放以来对乡村脱贫工作就已作出部署。而2013 年精准扶贫政策的颁布与落实则进一步增加了乡村地区中等收入家庭群体数量，使得乡村地区代际收入流动性提升较为显著。第（2）（4）列为加入控制变量后回归结果。结果显示，共同富裕对城镇与乡村地区代际收入流动性均具有正向影响。

（五）稳健性检验

关键变量替换。上述研究使用家庭父亲收入衡量父辈收入，但由于部分家庭存在特殊状况，如单亲家庭、母亲收入高于父亲收入或母亲无收入等情况。因此，采用父亲与母亲收入的均值替换为关键变量进行回归，以检验实证结果的准确性。回归结果显示：无论是全样本检验结果，还是分地区、分城乡检验结果，共同富裕水平对代际收入流动性的回归系数均显著为正，说明本文检验结果具有一定稳健性。

五、研究结论与政策建议

（一）研究结论

本文基于CHNS 数据库，利用动态面板模型探究共同富裕水平对中国居民家庭代际收入流动性的影响效应。研究结论如下：（1）整体来看，中国2004—2018 年居民家庭代际收入流动性整体呈波动上升态势，且仍有一定上升空间。（2）共同富裕对代际收入流动具有正向推动作用。加入其他控制变量分析后发现，共同富裕仍对代际收入流动性的推动效用仍旧成立。（3）分样本回归后发现，共同富裕水平对不同地区代际收入流动性均存在正向影响，其中东部地区受共同富裕影响最为显著，且代际收入流动性具有较强可控性。共同富裕水平对城镇与乡村地区代际收入流动性均具有正向影响，其中乡村地区受共同富裕影响更为显著。在共同富裕影响下，城镇地区代际收入流动性具有较强可控性。

（二）政策建议

1.重点完善初次收入分配制度，扩大中等收入群体比重

研究发现，共同富裕水平对中国居民家庭代际收入流动性具有显著正向影响。收入分配制度作为实现共同富裕的重要依托，其实施效果很大程度上决定了代际收入流动性的未来走向。现阶段，中国低收入群体体量较大，占全部人口比重超过50%。在此背景下，中国需加快推进收入分配改革，重点完善初次分配收入制度，通过调整收入形成机制合理控制分配差距，扩大中等收入群体占比，进而推动代际收入流动性不断提升。一方面，完善收入分配制度规范，使稳定性收入成为收入主体部分，减少谨慎性储蓄对消费的限制。另一方面，合理整顿非法、灰色收入，强化对个人所得税偷税漏税监管，逐步调节高、中、低收入群体税负比例，提高最低纳税标准，实现公平税负。

2.充分利用数字技术优势，推动教育资源分配均衡化

教育是促进社会流动的关键动力，本文控制变量的检验结果也表明：增加地方公共教育投入有助于提升代际收入流动性。然而不可否认的是，现阶段中国存在明显的东西部、城乡教育资源分配不均衡问题。伴随5G 技术、人工智能等数字技术的兴起，中国教育资源均衡化分配迎来新契机。政府需积极构建“互联网+教育”模式，利用信息化打通优质教育资源向中西部地区输出的通道，避免低收入群体陷入“代际传承陷阱”。一方面，加大对中西部及农村地区的信息化硬件设施投入，搭建县级、校级数字化校园组成的信息化远程网络。另一方面，积极推动线上教学模式普及，鼓励沿海地区及大中城市依托数字技术共享自身优质教育资源，探索“双师课堂”新模式，即任课教师负责远程直播授课，辅导教师负责课后答疑。

3.强化技能型人才政策服务供给，缓解用工市场结构性就业矛盾

良好的就业环境和待遇是影响共同富裕水平的重要因素，也是提高代际收入流动性的关键抓手。近年来，伴随技术升级及产业迁移，中国结构性就业矛盾较为突出。企业数字化转型对员工技能水平提出更高要求，技能人才供给不足短板凸显。在2021 年中国人社部发布的第三季度“最缺工”100 个职业中，58 个属于生产制造及有关人员。对此，教育部需加快推进职业教育改革，在提升职业高中学生人数占比的同时，优先培育一批本科层次职业技术院校，为国家培育高层次应用技术技能型人才。与此同时，全面改善技能型人才劳动权益保障，逐步优化技能型人才在劳动强度、薪资待遇等方面权益，破除社会对职业教育认知偏见，稳步提升高技能、高技术人才就业增量，进而带动代际收入流动性稳步提高。