代際視角下機(jī)會(huì)不平等與農(nóng)村居民收入差距

陳　杰，蘇　群

(1.南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院 江蘇 南京 210023； 2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) a.經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，b.中國糧食安全研究中心 江蘇 南京 210095)

代際視角下機(jī)會(huì)不平等與農(nóng)村居民收入差距

陳杰1，蘇群2a,2b

(1.南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院 江蘇 南京 210023； 2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) a.經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，b.中國糧食安全研究中心 江蘇 南京 210095)

摘要：運(yùn)用中國健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(CHNS)1989-2011年的數(shù)據(jù)，采用夏普里值分解法考察了父代收入對(duì)農(nóng)村子代收入差距的貢獻(xiàn)及其變化。研究發(fā)現(xiàn)：1989-2011年間，父代收入對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)率一直較大。隨著中國市場(chǎng)化程度以及經(jīng)濟(jì)水平的提高，盡管父代收入對(duì)農(nóng)村子代收入差距的貢獻(xiàn)率在2009年前總體上呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，但是2009年后其貢獻(xiàn)率迅速上升。與此同時(shí)，教育因素的貢獻(xiàn)率處于較低水平，這表明近年來機(jī)會(huì)不平等對(duì)收入差距的影響有所擴(kuò)大。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民；父代收入；子代收入；收入差距；夏普里值

一、引 言

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)在快速發(fā)展的同時(shí)，收入分配方面所存在的不平等程度也在逐漸加劇。國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，自2000年起，中國基尼系數(shù)已經(jīng)超過0.4的警戒線，期間雖略有波動(dòng)，但仍維持在0.5左右。同時(shí)，農(nóng)村內(nèi)部的收入差距也在擴(kuò)大。華中師范大學(xué)中國農(nóng)村研究院發(fā)布的《中國農(nóng)民經(jīng)濟(jì)狀況報(bào)告》顯示，2011年中國農(nóng)村居民基尼系數(shù)為0.394 9，正在逼近0.4的國際警戒線。既有研究顯示，過高的收入差距可能會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面效用。此外，收入差距的不斷擴(kuò)大也可能會(huì)引發(fā)社會(huì)群體間的對(duì)立，降低社會(huì)凝聚力，從而導(dǎo)致惡性犯罪和群體性事件頻發(fā)，影響社會(huì)和諧穩(wěn)定[1]。由于收入差距與經(jīng)濟(jì)的健康平穩(wěn)發(fā)展息息相關(guān)，學(xué)者們對(duì)收入差距特別是其影響因素一直保持濃厚的興趣?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要從宏觀、微觀兩個(gè)層面對(duì)收入差距的影響因素進(jìn)行了探討。宏觀層面主要包括制度變革、政府政策等因素[2-3]；微觀層面主要有教育、性別、戶籍等個(gè)人特征因素[4-5]，職業(yè)和行業(yè)因素[6-7]，地區(qū)和社會(huì)關(guān)系因素[8-9]，土地因素等等[10]。然而現(xiàn)有文獻(xiàn)鮮有從兩代人的角度出發(fā)，研究父代收入對(duì)子代收入差距的影響。

對(duì)于子代而言，父代收入的分布是“先天”不勻的，收入較高的父代能夠通過人情關(guān)系、權(quán)力尋租、財(cái)富轉(zhuǎn)移等手段提高其子代的收入，而這與機(jī)會(huì)公平的基本含義相違背，是機(jī)會(huì)不平等的體現(xiàn)。倘若父代收入對(duì)子代收入差距的形成影響較大，這比收入差距較大的結(jié)果更令公眾無法接受。因?yàn)闄C(jī)會(huì)不平等帶來的是一個(gè)人無法通過努力來改變自身的收入狀況和社會(huì)地位，往往外部環(huán)境等因素內(nèi)在地決定了個(gè)人的收入狀況[11]。黨的十八大報(bào)告指出，逐步建立以權(quán)利公平、機(jī)會(huì)公平、規(guī)則公平為主要內(nèi)容的社會(huì)公平保障體系，這是取得中國特色社會(huì)主義新勝利的基本要求之一。在此背景下，研究機(jī)會(huì)不平等對(duì)收入差距的影響具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。為此，本文將基于中國居民健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(CHNS)1989-2011年的數(shù)據(jù)，采用夏普里值分解法，考察父代收入對(duì)農(nóng)村子代收入差距的貢獻(xiàn)及其變化。

二、數(shù)據(jù)來源及描述

本文使用的數(shù)據(jù)來自于中國疾病預(yù)防控制中心營(yíng)養(yǎng)和食品安全研究所與美國北卡羅來納大學(xué)共同收集的“中國居民健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(CHNS)”數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)采用多段隨機(jī)抽樣方法，最早一期為1989年，最新一期為2011年，主要覆蓋中國東、中、西部的遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西、貴州9個(gè)省份(2011年增加北京、上海和重慶樣本)，具有較好的全國代表性。CHNS數(shù)據(jù)樣本中包含有城市和農(nóng)村樣本，由于本文關(guān)注農(nóng)村居民子代收入情況，因此只采用農(nóng)村樣本，農(nóng)村樣本按照父代戶籍進(jìn)行劃分。

本文選擇1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年和2011年跨度超過20年的農(nóng)村居民數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象。為了得到父代與其子代歷年的綜合信息數(shù)據(jù)集，本文首先將所有農(nóng)村家庭樣本中父代(父親)和子代(兒子和女兒)的信息進(jìn)行分離，然后將同屬一個(gè)家庭的父代、子代數(shù)據(jù)進(jìn)行合并，接著結(jié)合以往的研究和中國農(nóng)村一般勞動(dòng)人口的基本特征，本文選擇18～40歲的子代、35～60歲的父代勞動(dòng)力樣本，最后，本文利用CHNS數(shù)據(jù)提供的2011年消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)父代、子代收入變量進(jìn)行了處理。經(jīng)過以上的處理，本文一共獲得3 937個(gè)有效配對(duì)樣本，各年具體的配對(duì)樣本量如表1所示。

表1　各年配對(duì)樣本量統(tǒng)計(jì)

注：為了保證各年樣本地區(qū)的一致性，2011年樣本中沒有增加北京、上海和重慶樣本。

由于本文在對(duì)原始樣本進(jìn)行父代-子代配對(duì)時(shí)刪除了許多樣本，配對(duì)后的樣本是否仍具有全國代表性?這需要對(duì)其各地區(qū)的樣本量分布進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。參照一般的方法，本文將主要的9個(gè)省份劃分為東、中及西部，其中東部地區(qū)包括遼寧、山東和江蘇，中部地區(qū)包括黑龍江、河南、湖北和湖南，西部地區(qū)包括廣西和貴州。從表2的統(tǒng)計(jì)結(jié)果看，配對(duì)樣本基本上具有全國代表性。

表2　配對(duì)樣本量地區(qū)分布統(tǒng)計(jì)

表3是對(duì)農(nóng)村子代樣本各年凈收入來源進(jìn)行的統(tǒng)計(jì)。本文所指的年凈收入包括農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性凈收入、非農(nóng)經(jīng)營(yíng)性凈收入以及工資性凈收入。從結(jié)果上看，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入占總收入的比重在1997年時(shí)已不足50%，2011年時(shí)只占總收入的15%左右；另一方面，工資性收入比重卻在不斷提高，該比重從2006年起一直保持在70%左右，2011年已經(jīng)達(dá)到約80%，成為子代年凈收入最重要的來源。

表3　子代年凈收入來源統(tǒng)計(jì)　(單位%)

表4是依據(jù)年份對(duì)子代年凈收入的一個(gè)簡(jiǎn)單統(tǒng)計(jì)。由于收入數(shù)據(jù)均經(jīng)過2011年消費(fèi)價(jià)格指數(shù)處理，因此各年之間可以直接比較。從表4可以看出，1989年到2011年子代年凈收入提高了約8.3倍。然而子代年凈收入最小值與最大值之間相差較大，表明子代間收入差距還是比較明顯的。

表4　子代年凈收入統(tǒng)計(jì)　(單位：元)

為了進(jìn)一步了解農(nóng)村地區(qū)子代收入差距的情況，本文使用最常用的基尼系數(shù)作為度量指標(biāo)進(jìn)行了測(cè)算，基尼系數(shù)的計(jì)算需要根據(jù)收入分配狀況估計(jì)出洛倫茲曲線，通過積分計(jì)算出曲線與對(duì)角線之間的面積，并除以對(duì)角線下方直角三角形的面積。具體測(cè)算結(jié)果如表3所示。從表3可以看出，農(nóng)村子代收入差距較大，大部分年份的基尼系數(shù)都遠(yuǎn)超0.4的國際警戒線。

表5　子代收入差距結(jié)果

表6給出了子代樣本年齡、性別、婚姻等主要變量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果看，樣本中62%的子代為男性，約有23%的子代已婚，子代平均年齡為23歲。教育變量為個(gè)人受教育年限，職業(yè)變量的設(shè)定是按照Erikson和Goldthorpe的職業(yè)等級(jí)分類表，對(duì)職業(yè)進(jìn)行打分*管理者/行政官員/經(jīng)理(廠長(zhǎng)、政府官員、處長(zhǎng)、局司長(zhǎng)、行政干部及村干部等)=12分；軍官與警官=11分；高級(jí)專業(yè)技術(shù)工作者(醫(yī)生、教授、律師、建筑師、工程師等)=10分；一般專業(yè)技術(shù)工作者(助產(chǎn)士、護(hù)士、教師、編輯、攝影師等)=9分；辦公室一般工作人員(秘書、辦事員)=8分；技術(shù)工人或熟練工人(工段長(zhǎng)、班組長(zhǎng)、工藝工人等)=7分；士兵與警察=6分；服務(wù)行業(yè)人員(管家、廚師、服務(wù)員、看門人、理發(fā)員、售貨員、洗衣工等)=5分；司機(jī)=4分；非技術(shù)工人或熟練工人(普通工人、伐木工等)=3分；農(nóng)民、漁民、獵人=2分；其他=1分。[12]。從1989年到2011年，子代受教育程度及非農(nóng)就業(yè)程度均有所提高。限于篇幅，本文并未報(bào)告各個(gè)變量各年份的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表6　子代主要變量統(tǒng)計(jì)

注：性別，男=1，女=0；婚姻，已婚=1，未婚=0。

三、子代收入決定方程

為了應(yīng)用夏普里值分解法，需要構(gòu)建子代的收入決定方程，為此本文需要找出除了父代收入外，其他影響子代收入的因素。如表3所示，由于工資性收入的比重越來越高，性別、教育、職業(yè)等個(gè)人因素對(duì)子代收入的影響也就變得越來越重要。除此之外，由于本文使用的數(shù)據(jù)涉及到多個(gè)省份多個(gè)年份，因此時(shí)間和地區(qū)這兩個(gè)虛擬變量也就必不可少。

綜上所述，本文在子代收入決定方程估計(jì)中將會(huì)使用到以下解釋變量：1.父代年凈收入；2.婚姻情況；3.性別；4.年齡；5.受教育年限；6.職業(yè)；7.地區(qū)虛擬變量；8.時(shí)間虛擬變量。由于收入變量一般符合正態(tài)分布，而且這也是被普遍接受的做法，因此本文選擇了半對(duì)數(shù)模型?；貧w方程的具體形式如下：

ln(子代年凈收入)=f(父代年凈收入，年齡，教育，職業(yè)，…，時(shí)間虛擬變量)

表7給出了子代收入決定方程的回歸結(jié)果。地區(qū)虛擬變量的估計(jì)系數(shù)表明，東部地區(qū)子代收入顯著高于西部，中部地區(qū)與西部地區(qū)子代收入相差不大。時(shí)間虛擬變量的估計(jì)系數(shù)表明，除了1991年，子代年凈收入基本呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢(shì)。從解釋變量的回歸結(jié)果看，各解釋變量的系數(shù)符號(hào)符合預(yù)期，具有一定的可信度。

由于本文對(duì)父代年凈收入變量取對(duì)數(shù)，因此其系數(shù)代表的就是代際收入彈性，用來表示父代、子代之間的代際收入流動(dòng)性。代際收入彈性的估計(jì)結(jié)果表明，父代收入對(duì)子代收入具有顯著的正向影響。從個(gè)人特征變量的回歸結(jié)果看，性別變量在子代收入決定方程中并不顯著，說明男性、女性收入相差不大；子代已婚勞動(dòng)力的年凈收入要比未婚勞動(dòng)力顯著高出10.8%，表明已婚子代有激勵(lì)提高自身收入；年齡變量均在1%的水平上顯著，且對(duì)個(gè)人收入的作用為正，表明隨著年齡的增加，子代工作經(jīng)驗(yàn)也會(huì)相應(yīng)提高，從而帶來收入的提高，而年齡平方系數(shù)為負(fù)，說明年齡對(duì)個(gè)人收入的作用邊際遞減。從人力資本變量看，教育對(duì)個(gè)人收入的影響十分顯著，子代勞動(dòng)力接受學(xué)校教育每增加一年，其年凈收入平均將增加1.7%；子代從事的職業(yè)類型對(duì)其收入的影響也十分顯著，平均而言，職業(yè)每提高一個(gè)層次，子代年凈收入便會(huì)增加11.7%。

表7　子代收入決定方程估計(jì)結(jié)果

注：**、***分別表示在5%和1%水平上顯著。

四、對(duì)收入差距的分解

本文使用的夏普里值分解法是一種基于回歸方程的分解方法。該方法的基本思想是：將收入決定方程的某一自變量(例如X)取樣本均值，然后將X的平均值和其他變量的實(shí)際值一起代入收入決定方程，推測(cè)出收入數(shù)據(jù)，并計(jì)算對(duì)應(yīng)于這個(gè)估計(jì)收入的不平等指數(shù)，記做G1，此時(shí)該指數(shù)已經(jīng)不包含X的影響。于是，可以將G1與根據(jù)真實(shí)數(shù)據(jù)計(jì)算出的收入差距G0之間的差作為X對(duì)于收入差距的貢獻(xiàn)。如果X取均值后，收入差距縮小了，說明X是擴(kuò)大收入差距的因素，它對(duì)收入差距的貢獻(xiàn)為正，反之則為負(fù)[13]。

由于是分解各因素對(duì)收入差距的影響，而不是對(duì)收入對(duì)數(shù)差距的影響，因此本文在子代收入決定方程兩邊同時(shí)取指數(shù)，得到待分解的方程如下：

本文將利用該方法對(duì)上文子代收入的基尼系數(shù)進(jìn)行分解。為簡(jiǎn)化起見，在具體分解時(shí)，本文將根據(jù)回歸方程對(duì)含義相近的變量進(jìn)行合并，主要為：第一是將子代年齡及其平方項(xiàng)合并作為年齡因素；第二是將各個(gè)地區(qū)虛擬變量合并作為地區(qū)因素。這樣做能在不影響整個(gè)分解結(jié)果的前提下得到主要因素對(duì)于子代收入差距的貢獻(xiàn)。表8的分解結(jié)果表明，性別、婚姻、年齡、教育等因素對(duì)農(nóng)村子代收入差距具有不同程度的影響。下面將針對(duì)這些因素進(jìn)行逐一討論和分析。

總體來看，性別對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)率一直較小，說明性別收入差異問題在中國農(nóng)村子代勞動(dòng)力市場(chǎng)中并不十分突出。與性別因素不同，婚姻因素對(duì)收入差距的貢獻(xiàn)起伏較大，但是2000年后其貢獻(xiàn)率卻平穩(wěn)上升，表明已婚子代有提高自身收入的積極性，從而拉大了與未婚子代的收入差距[15]。年齡因素對(duì)收入差距的形成有一定的貢獻(xiàn)。由于年齡的大小在一定程度上代表著經(jīng)驗(yàn)的高低，因而年齡因素的結(jié)果代表著經(jīng)驗(yàn)對(duì)收入差距具有一定影響。教育因素對(duì)農(nóng)村收入差距的貢獻(xiàn)率一方面低于對(duì)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的貢獻(xiàn)率，另一方面在大部分年份里，其貢獻(xiàn)率也低于年齡因素的貢獻(xiàn)率。該結(jié)果表明，盡管教育因素在2000年后平均貢獻(xiàn)率有所提高，但是對(duì)農(nóng)村子代而言，教育因素的貢獻(xiàn)率總體上還是偏低。職業(yè)因素的貢獻(xiàn)率一直比較大，一個(gè)可能的解釋是中國的勞動(dòng)力市場(chǎng)具有分割的特征，勞動(dòng)力在主要、次要?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)獲得收入的差距較大。地區(qū)因素對(duì)收入差距的形成具有一定貢獻(xiàn)，且在2000年后貢獻(xiàn)率有所提高，說明不同地理位置所帶來的政策、市場(chǎng)整合程度等方面的差異一直在擴(kuò)大，因此對(duì)子代收入差距的影響也在擴(kuò)大，這個(gè)結(jié)果與目前大多數(shù)研究結(jié)論基本一致[8,10]。1989年以來，父代收入因素對(duì)子代收入差距形成的貢獻(xiàn)一直較大。由于本文控制了子代教育、職業(yè)因素等變量，因此父代收入的貢獻(xiàn)更多地體現(xiàn)在收入較高的父代能夠通過人情關(guān)系、權(quán)力尋租、財(cái)富轉(zhuǎn)移等手段提高其子代的收入，從而拉大了與缺少背景子代的收入差距，這正代表著機(jī)會(huì)的不平等對(duì)農(nóng)村收入差距有著較大影響。

表8　子代收入差距分解結(jié)果　(單位%)

為了更清楚地了解父代收入貢獻(xiàn)率的變化趨勢(shì)，我們繪制了圖1。

圖1　父代收入貢獻(xiàn)率趨勢(shì)圖

從圖1可以看出，盡管父代收入對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)一直較大，但是在1989-2009年間這種貢獻(xiàn)總體上呈現(xiàn)出一種下降的趨勢(shì)。這表明在這20年間機(jī)會(huì)不平等對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)在下降，原因在于隨著現(xiàn)代化和城市化的不斷發(fā)展，二、三產(chǎn)業(yè)提供的就業(yè)崗位的數(shù)量及種類都有了較大規(guī)模的增長(zhǎng)。由于機(jī)會(huì)較多，大量農(nóng)村子代勞動(dòng)力在獲得非農(nóng)就業(yè)崗位及收入的過程中，收入不同的父代所起的作用相對(duì)下降了。在2009-2011年間，父代收入的貢獻(xiàn)率出現(xiàn)了明顯的上升，一個(gè)可能的解釋是，隨著中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的逐步平穩(wěn)，社會(huì)階層可能正逐步形成，父代收入對(duì)子代收入差距形成的貢獻(xiàn)逐步加大。

為了更直觀地體現(xiàn)以上各因素對(duì)農(nóng)村子代收入差距的相對(duì)重要性，本文按年份分別對(duì)其貢獻(xiàn)率進(jìn)行排序。從表9的排序結(jié)果可以看出，1989-2011年間，父代收入和職業(yè)因素對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)率一直高居前兩位。總體上看，地區(qū)因素排在第3位。教育因素在此期間經(jīng)歷先下降，后上升又下降的過程，總體而言，教育因素排名第5，位于年齡因素之后?；橐觥⑿詣e因素相對(duì)重要性較低，分別排名第6、7位。

表9　各因素對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)率排序

五、結(jié)論

一個(gè)難以否認(rèn)的既成事實(shí)是，父代收入的分布往往是“先天”不均勻的，從而有礙子代起點(diǎn)公平的實(shí)現(xiàn)。對(duì)于一個(gè)社會(huì)而言，如果不能消除這種機(jī)會(huì)的不平等，那么也不該讓這種缺陷成為“后天的劣勢(shì)”。本文運(yùn)用中國健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(CHNS)1989-2011年的數(shù)據(jù)，采用夏普里值分解法考察了父代收入對(duì)農(nóng)村子代收入差距的貢獻(xiàn)及其變化。研究發(fā)現(xiàn)：1989-2011年間，父代收入對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)率一直較大，父代收入與職業(yè)因素對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)率一直高居前兩位。隨著中國市場(chǎng)化程度以及經(jīng)濟(jì)水平的提高，盡管父代收入對(duì)農(nóng)村子代收入差距的貢獻(xiàn)率在2009年前總體上呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，但是2009年后其貢獻(xiàn)率卻迅速上升，與此同時(shí)，教育因素的貢獻(xiàn)率卻處于較低水平，表明近年來機(jī)會(huì)不平等對(duì)收入差距的影響有所擴(kuò)大。為此，政府需要進(jìn)一步深化市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革，完善市場(chǎng)導(dǎo)向的收入形成機(jī)制，這樣才能使子代勞動(dòng)者更多地依賴于自身的努力獲得經(jīng)濟(jì)收入，從而將農(nóng)村子代之間的收入差距控制在合理范圍之內(nèi)。

除了父代收入的貢獻(xiàn)，本文其他一些發(fā)現(xiàn)同樣值得關(guān)注。職業(yè)因素的貢獻(xiàn)率一直較高，表明中國勞動(dòng)力市場(chǎng)的分割特征比較明顯。地區(qū)因素的貢獻(xiàn)率保持穩(wěn)步上升，反映了中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡。地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展績(jī)效的巨大差異直接導(dǎo)致了不同地區(qū)子代收入差距的擴(kuò)大。教育因素盡管在2000年后平均貢獻(xiàn)率有所提高，但是總體上還低于年齡因素，處于較低水平?；橐鲆蛩貙?duì)子代收入差距的形成有一定的貢獻(xiàn)。性別因素對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)一直較小。

參考文獻(xiàn)：

[1]章元，劉時(shí)菁，劉亮.城鄉(xiāng)收入差距、民工失業(yè)與中國犯罪率的上升[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011(2).

[2]劉偉，茶洪旺,韓喜艷.影響中國城鄉(xiāng)收入差距的制度性系統(tǒng)分析——基于1983-2009年中國城鄉(xiāng)收入差距和人均GDP數(shù)據(jù)[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2014(6).

[3]陳斌開，曹文舉.從機(jī)會(huì)均等到結(jié)果平等：中國收入分配現(xiàn)狀與出路[J].經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較，2013(6).

[4]田士超，陸銘.教育對(duì)地區(qū)內(nèi)收入差距的貢獻(xiàn)：來自上海微觀數(shù)據(jù)的考察[J].南方經(jīng)濟(jì)，2007(5).

[5]陳斌開，楊依山，許偉.中國城鎮(zhèn)居民勞動(dòng)收入差距演變及其原因：1990-2005[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009(12).

[6]羅楚亮，李實(shí).人力資本、行業(yè)特征與收入差距——基于第一次全國經(jīng)濟(jì)普查資料的經(jīng)驗(yàn)研究[J].管理世界，2007(10).

[7]陳釗，萬廣華，陸銘.行業(yè)間不平等：日益重要的城鎮(zhèn)收入差距成因——基于回歸方程的分解[J].中國社會(huì)科學(xué)，2010(3).

[8]趙劍治，陸銘.關(guān)系對(duì)農(nóng)村收入差距的貢獻(xiàn)及其地區(qū)差異——一項(xiàng)基于回歸的分解分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2009(1).

[9]李群峰.社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、市場(chǎng)化與收入差距——基于中國農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)的分析[J].云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2013(3).

[10]許慶，田士超，徐志剛，邵挺.農(nóng)地制度、土地細(xì)碎化與農(nóng)民收入不平等[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008(2).

[11]權(quán)衡.收入差距與收入流動(dòng)：國際經(jīng)驗(yàn)比較及其啟示[J].社會(huì)科學(xué)，2008(2).

[12]Erikson R， Goldthorpe J H. Intergenerational Inequality: A Sociological Perspective [J]. Journal of Economic Perspectives, 2002, 16(3).

[13]Shorrocks A. Decomposition Procedures for Distribution Analysis: A Unified Framework Based on the Shapley Value[R]. Working Paper, Department of Economics, University of Essex, 1999.

[14]萬廣華，陸銘，陳釗.全球化與地區(qū)收入差距：來自中國的證據(jù)[J].中國社會(huì)科學(xué)，2005(3).

[15]孫研，李佳霖.農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力勞動(dòng)工資統(tǒng)計(jì)的問題和對(duì)策[J].西安財(cái)經(jīng)學(xué)院學(xué)報(bào)，2015(6).

(責(zé)任編輯：李勤)

Opportunity Inequality and Income Inequality in Rural China: Under the Intergenerational Perspective

CHEN Jie1，SU Qun2a,2b

(1. School of Economics, Nanjing University of Finance and Economics, Nanjing 210023, China;a. College of Management and Economics, b.China Center for Food Security Studies,2. Nanjing Agricultural University, Nanjing 210095, China)

Abstract:This paper analyzes the trend of parents' income influence offspring's income inequality in rural China with Shapley value approach on the data of "China Health and Nutrition Survey (1989-2011)". The empirical results show that parents' income has a large contribution since 1989. This paper also finds that with the improvement of marketization and economic levels, the contribution of parents' income has a downward trend before 2009. However, the contribution of parents' income has a rapidly rising since 2009, at the same time, education factor still has a small influence, which show that the contribution of opportunity inequality has been larger.

Key words:residents of rural China; parents' income; offspring's income; income inequality; Shapley value

收稿日期：2016-02-16

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目《人口變化、城鄉(xiāng)人口流動(dòng)和中國的農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展》(71361140370)；江蘇省研究生培養(yǎng)創(chuàng)新工程項(xiàng)目《農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)趨勢(shì)及傳遞機(jī)制分析》(KYZZ_0168)

作者簡(jiǎn)介：陳杰，男，江蘇高郵人，管理學(xué)博士，講師，研究方向：勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)與農(nóng)村發(fā)展；

中圖分類號(hào)：F328

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1007-3116(2016)06-0064-06

蘇群，女，寧夏銀川人，管理學(xué)博士，教授，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與農(nóng)村發(fā)展。

【統(tǒng)計(jì)應(yīng)用研究】