中國農(nóng)村居民收入差距與代際傳遞效應(yīng)

陳杰，周寧

?

中國農(nóng)村居民收入差距與代際傳遞效應(yīng)

陳杰1,2，周寧2

(1.中國社會(huì)科學(xué)院人口與勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究所，北京 100732；2.南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，南京 210046)

基于中國居民健康和營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)1989—2011年數(shù)據(jù)，從時(shí)間序列和世代視角對(duì)農(nóng)村居民收入差距的代際傳遞效應(yīng)進(jìn)行了分析。結(jié)果表明：從時(shí)間序列視角看，子代教育與職業(yè)是父代收入影響子代收入差距的兩條重要路徑。在子代收入決定因素中，職業(yè)因素更為重要，平均而言，該因素解釋了總影響的24%。但是2004年以來這種影響有所下降，直接帶來子代收入差距的好轉(zhuǎn)。從世代視角看，與60后和70后相比，父代收入對(duì)80后子代的影響程度有所下降，最終使得在父代收入差距依然較大的情況下，80后子代的收入差距有所好轉(zhuǎn)?？偟膩碚f，農(nóng)村地區(qū)子代受父代影響有所下降，且收入差距程度也有所緩解。但是政府仍然需要謹(jǐn)慎，應(yīng)該努力保證各個(gè)階層子代，尤其是經(jīng)濟(jì)收入處于劣勢階層的子代擁有較為公平的受教育機(jī)會(huì)及就業(yè)機(jī)會(huì)，從而使得各個(gè)階層子代收入的高低更多地由自身的努力程度所決定。

收入差距；代際傳遞；教育；職業(yè)

一、問題的提出

代際收入流動(dòng)性描述的是父代收入對(duì)子代收入的影響。Becker和Tome最早建立了代際收入流動(dòng)性的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析框架[1]。在此框架中，代際收入流動(dòng)性一般用代際收入彈性來表示，該彈性越大，說明父代收入對(duì)子代收入的影響越大，代際收入流動(dòng)性越低。

國外關(guān)于代際收入彈性測算的研究起步較早。Behrman、Becker等研究表明，美國代際收入彈性約在0.2左右，有著較高的代際收入流動(dòng)性[2,3]。但早期的研究結(jié)論與真實(shí)世界有較大的差距，隨著數(shù)據(jù)的更新、方法的改進(jìn)，20世紀(jì)90年代，美國掀起了代際收入流動(dòng)性研究的新高潮。Solon認(rèn)為，由于收入的暫時(shí)波動(dòng)，以往利用短期收入估計(jì)的代際收入彈性會(huì)有向下的偏誤[4]。父代的單年收入是其持久性收入的“噪聲”，因此，如果使用多年平均收入，“噪聲”會(huì)隨著使用年數(shù)的增加而減少，估計(jì)出來的代際收入彈性也會(huì)相應(yīng)增大，更加接近真實(shí)值。利用Solon的平均收入法，美國代際收入流動(dòng)性彈性的估計(jì)值應(yīng)在0.4左右[4,5]。除了平均收入的處理方法，Zimmerman提出用工具變量來糾正代際收入彈性估計(jì)向下的偏誤[6]。2000年以后，一些研究又深入探討了如何獲得更準(zhǔn)確的持久性收入替代變量，包括對(duì)父代平均收入使用年限的討論和對(duì)父代、子代年齡的選取[7,8]，從而能更為精確地估計(jì)出代際收入彈性。

在估計(jì)出代際收入彈性后，一些學(xué)者開始關(guān)注代際收入流動(dòng)性與收入差距之間的關(guān)系。Becker和 Tomes認(rèn)為，收入分配的全面分析應(yīng)該包括兩方面內(nèi)容：一方面是同一代居民之間的收入差距；另一方面是居民代際間的收入差距[1]。對(duì)一個(gè)社會(huì)而言，這兩者同時(shí)存在，且可能相互影響。Miles Corak以收入差距(基尼系數(shù))為橫軸，代際收入流動(dòng)性(代際收入彈性)為縱軸，將不同國家置于同一坐標(biāo)系內(nèi)，提出了“了不起的蓋茨比曲線(The Great Gatsby Curve)”[9]。“了不起的蓋茨比曲線”表明收入差距較高的國家，其代際收入流動(dòng)性較低。Guido Neidh?fer對(duì)拉丁美洲各個(gè)國家的數(shù)據(jù)分析也表明“了不起的蓋茨比曲線”可能存在[10]。此類研究的結(jié)論在一定程度上可以表明子代收入基尼系數(shù)與代際收入彈性之間存在正相關(guān)關(guān)系，然而這并不能證明兩者存在因果關(guān)系，原因在于各個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)并不相同。代際收入流動(dòng)性與收入差距可能僅僅是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的兩個(gè)結(jié)果，因此并不能用其中一個(gè)結(jié)果去解釋另一個(gè)結(jié)果。但是由于現(xiàn)實(shí)中代際收入流動(dòng)性的確存在，使得父代收入差距與子代收入差距之間可能會(huì)存在某種關(guān)系。Galor和Ziera認(rèn)為在信貸約束的前提假設(shè)下，不同收入水平的父代對(duì)子代人力資本的投資能力不同，而人力資本存量不同的子代，其長期收入會(huì)收斂于不同的均衡點(diǎn)，最終導(dǎo)致子代間依然保持較大的收入差距[11]；Tamotsu Nakamura和Yu Murayama的研究進(jìn)一步指出，教育成本將決定收入差距與代際收入流動(dòng)性之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系[12]；國內(nèi)學(xué)者謝勇也認(rèn)為，在不完善的資本市場、較高的人力資本投資以及人力資本收益率下，初始的收入差距會(huì)帶來不同收入的父代對(duì)子代人力資本投資的差異，而這種差異會(huì)將父代間的收入差距傳遞下去，形成新一輪的子代收入差距[13]。Banerjee和Newman認(rèn)為，收入不同的父代不僅會(huì)影響子代的人力資本投資，同時(shí)也會(huì)影響子代的職業(yè)選擇，不同的職業(yè)帶來子代最終的收入差距[14]。

但是，上述研究基本都是理論的邏輯推演，缺乏經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的驗(yàn)證。為此，筆者擬采用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)的大樣本數(shù)據(jù)，對(duì)中國農(nóng)村子代收入差距中的父代影響進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析，以期對(duì)以往的研究做出一定的補(bǔ)充。

二、數(shù)據(jù)來源及其統(tǒng)計(jì)分析

中國健康與營養(yǎng)調(diào)查在經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展、公共資源等方面建立相應(yīng)指標(biāo)，隨機(jī)抽取了中國東、中、西部的遼寧、江蘇、山東、黑龍江、河南、湖北、湖南、廣西、貴州9個(gè)省份(2011年添入北京、上海和重慶)的樣本，具有較好的全國代表性。CHNS數(shù)據(jù)采用多段隨機(jī)抽樣方法，除了選取每個(gè)省的省城和較低收入的城市外，在每個(gè)省依據(jù)收入分層和一定的權(quán)重隨機(jī)抽取4個(gè)縣。每個(gè)縣除縣城鎮(zhèn)外按收入分層抽取3個(gè)村落，每個(gè)村20戶。城市內(nèi)的城區(qū)和郊區(qū)是隨機(jī)抽取的。在抽樣時(shí)同時(shí)兼顧不同大小和收入水平的城市或縣城，樣本中包含有城市居民和農(nóng)村居民。數(shù)據(jù)中包含有家庭中個(gè)體特征、個(gè)人工作職業(yè)類型、工作單位所有制、收入水平等各方面信息。由于本研究關(guān)注農(nóng)村居民收入差距的代際傳遞情況，因此只采用農(nóng)村居民樣本，其中農(nóng)村居民樣本按照父代的戶籍進(jìn)行劃分。本研究使用CHNS數(shù)據(jù)中1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009、2011共9年的數(shù)據(jù)，為了保證各年樣本地區(qū)的一致性，2011年樣本沒有納入北京、上海和重慶樣本。

為了得到父代與其子代歷年的綜合信息數(shù)據(jù)，首先對(duì)所有農(nóng)村家庭樣本中父代(父親)和子代(兒子或女兒)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)合并得到父代與其子代歷年的綜合信息數(shù)據(jù)。對(duì)于父代樣本的選擇，也有學(xué)者同時(shí)挑選了父親與母親。筆者認(rèn)為對(duì)于中國農(nóng)村家庭，父親掌握著大部分資源，可能對(duì)子代的影響更大。王海港的研究也在一定程度上驗(yàn)證了這一假說[15]。因此本研究中的父代樣本僅僅包含父親，這也與大部分的研究保持一致[16,17]。此外，本研究在篩選父代時(shí)是以戶主為基礎(chǔ)，并沒有考慮戶主與其父親之間的關(guān)系。之所以如此是因?yàn)樵谵r(nóng)村一般而言，戶主在家庭中經(jīng)濟(jì)活動(dòng)力較強(qiáng)，而戶主的父親即便勞動(dòng)，也是處于一種“半退休”的狀態(tài)，其收入水平只能代表人生總體收入的末期，很難反映出人生整個(gè)階段的收入水平。因此，本研究由戶主篩選出父代，并研究父代、子代之間收入的關(guān)系要更具代表性。接著結(jié)合以往的研究以及CHNS數(shù)據(jù)情況，選擇合適年齡段的勞動(dòng)力。從數(shù)據(jù)初步統(tǒng)計(jì)結(jié)果看，農(nóng)村子代勞動(dòng)力進(jìn)入勞動(dòng)力市場的年齡比較低，不少勞動(dòng)力甚至未成年。由于使用較低年齡段的子代收入會(huì)帶來較大的測算誤差，因此本研究選擇成年以后的子代勞動(dòng)力(18周歲及其以上)。參考中國農(nóng)村一般勞動(dòng)人口的基本特征，以及為了盡量避免生命周期偏誤，本研究設(shè)定父代勞動(dòng)力的年齡上限為60歲，刪除了父代、子代年齡差距在14歲以下的樣本。最后利用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①，并剔除樣本中存在的異常值。經(jīng)過以上的處理，一共獲得3 937個(gè)有效配對(duì)樣本，1989—2011年間9個(gè)年份的配對(duì)樣本量分別為399、660、663、665、687、252、200、235和176。

表1給出了子代樣本年收入、年齡、教育和職業(yè)等關(guān)鍵變量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從結(jié)果看，子代中男性的數(shù)量多于女性，而且隨著時(shí)間的推移，男性的比例有所提高；子代大部分都是單身；在相應(yīng)的9輪調(diào)查中，子代的平均年齡有一定的提高，從1989年的21歲上升至2011年26歲；本研究的教育變量為個(gè)人受教育年限?？梢钥闯觯哟芙逃某潭戎鹉晏岣?，到2011年時(shí)平均受教育年限已經(jīng)達(dá)到10.6年，這說明農(nóng)村家庭對(duì)子代的人力資本投資越來越重視。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[18]。比如管理者、行政官員、經(jīng)理這類職業(yè)為最高分12分，軍官與警察為11分，……非技術(shù)工人或熟練工人為3分，農(nóng)民、漁民、獵人為2分，其他為1分。從基本統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，子代職業(yè)評(píng)分值從1989年起逐步提高，表明子代職業(yè)的非農(nóng)程度越來越高，而且非農(nóng)就業(yè)的層次也越來越高；本研究所指的年收入包括農(nóng)村居民的農(nóng)業(yè)經(jīng)營性凈收入、非農(nóng)經(jīng)營性凈收入以及工資性凈收入，1989年到2011年子代年凈收入提高了約8.3倍。

表1　子代樣本變量統(tǒng)計(jì)

注：括號(hào)中為標(biāo)準(zhǔn)差。

三、時(shí)間序列視角的收入差距代際傳遞效應(yīng)

參考以往研究，父代收入差距主要通過影響子代受教育水平以及職業(yè)選擇進(jìn)而影響到子代的收入，為了定量地估計(jì)出父代收入差距對(duì)子代收入差距的影響，筆者將首先估計(jì)子代教育、職業(yè)對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)，然后再估計(jì)父代收入對(duì)子代教育與子代職業(yè)的影響程度。

1．農(nóng)村居民收入差距情況

為了了解農(nóng)村居民1989—2011年間收入差距的情況，本研究使用最常用的基尼系數(shù)作為度量指標(biāo)進(jìn)行測算。考慮到2000年后單年的配對(duì)樣本量較少，將9次調(diào)查中相近的兩次調(diào)查數(shù)據(jù)合并，最終得到1989年、1991&1993年、1997&2000年、2004&2006年和2009&2011年共5個(gè)時(shí)間段，這種劃分方式將這20多年分為較為清晰的五個(gè)階段：20世紀(jì)80年代末、90年代初、90年代末以及21世紀(jì)初的前段和后段。

表2給出了父代、子代基尼系數(shù)的測算結(jié)果?？梢钥闯觯复?、子代的基尼系數(shù)基本都在0.45以上，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了0.4的國際警戒線，表明農(nóng)村居民收入差距程度較高；父代的收入差距程度總體高于子代：父代的平均基尼系數(shù)為0.498，子代的平均基尼系數(shù)為0.467。

表2　農(nóng)村居民基尼系數(shù)

2. 子代收入決定方程

為了得到各個(gè)因素對(duì)子代收入差距的影響，本研究將采用夏普里值分解法[19]，該方法是一種基于回歸方程的分解方法。

為了應(yīng)用該方法，本研究首先需要構(gòu)建子代的收入決定方程。

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)。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果上看，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入占總收入的比重在1997&2000年已不足40%，2009&2011年只占總收入的18%左右；另一方面，工資性收入比重卻在不斷提高，該比重在1997&2000年已經(jīng)超過50%，2009&2011年更是達(dá)到了73%，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) %

正是由于農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入的比重越來越低，年齡、教育等個(gè)人因素對(duì)子代收入的影響也就變得越來越重要。當(dāng)然，職業(yè)、行業(yè)因素以及地區(qū)因素也會(huì)對(duì)子代收入產(chǎn)生影響。最后，由于本研究使用的數(shù)據(jù)包含不同的省和不同的時(shí)期，因此需要加入地區(qū)和時(shí)間的虛擬變量。

綜上所述，本研究在子代收入決定方程估計(jì)中將會(huì)使用到以下8個(gè)解釋變量：性別、婚姻狀況、年齡、受教育年限、職業(yè)、地區(qū)虛擬變量②、時(shí)間虛擬變量、父代收入。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，因此本研究選擇了半對(duì)數(shù)模型。回歸方程的具體形式如下：

(子代收入)=(年齡，職業(yè)，時(shí)間虛擬變量，父代收入，…)

表4給出了子代收入決定方程的估計(jì)結(jié)果。需要說明的是，方程一是在不控制子代教育、職業(yè)變量下，對(duì)父代收入作用的直接估計(jì)；方程二是對(duì)子代教育、職業(yè)變量影響的估計(jì)。從控制變量的回歸結(jié)果看，各控制變量的系數(shù)符號(hào)符合預(yù)期，且方程一和方程二的估計(jì)結(jié)果基本保持一致，具有一定的可信度。下面將主要從方程二的回歸結(jié)果出發(fā)對(duì)各控制變量做一定說明。

表4　子代收入決定方程估計(jì)結(jié)果

注：“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%和1%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤?；橐鰻顩r：已婚=1，未婚=0。

性別變量在子代收入決定方程中并不顯著，表明男性、女性收入相差不大；已婚子代的年凈收入要比未婚子代顯著高出9.1%，表明已婚會(huì)激勵(lì)子代提高自身收入；年齡變量在1%的水平上顯著為正，表明隨著年齡的增加，在子代工作經(jīng)驗(yàn)增加的情況下收入會(huì)逐漸提高，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；地區(qū)虛擬變量的估計(jì)結(jié)果表明，相對(duì)于西部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部地區(qū)子代收入水平較高，而中部地區(qū)差別不大；時(shí)間虛擬變量的估計(jì)系數(shù)表明從1997年開始，子代年凈收入呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢。

從核心變量的估計(jì)結(jié)果看，父代收入對(duì)子代收入有著較大的作用；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，其年凈收入將增加3.6%；子代從事的職業(yè)類型對(duì)其收入的影響程度更高，職業(yè)每提高一個(gè)層次，子代年凈收入便會(huì)增加14.6%。

3. 子代收入差距分解

在構(gòu)建子代收入方程后，本研究將對(duì)子代收入差距進(jìn)行分解。夏普里值分解法的基本思想是：將收入決定方程的某一自變量(例如)取樣本均值，然后將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G，此時(shí)該指數(shù)已經(jīng)不包含“”的影響。于是，可以將G與根據(jù)真實(shí)數(shù)據(jù)計(jì)算出的收入差距G之間的差作為對(duì)于收入差距的貢獻(xiàn)。如果取均值后，收入差距縮小了，說明是擴(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)。

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，因此本研究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：

表5給出了依據(jù)子代收入決定方程一的分解結(jié)果?？梢钥闯?，父代收入對(duì)子代收入差距的形成有著較大的貢獻(xiàn)，且在5個(gè)時(shí)期均排在各因素之首。在1991&2011年，父代收入對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)率雖有起伏，但基本保持在15%~20%的區(qū)間內(nèi)。除了父代收入，地區(qū)因素對(duì)收入差距的形成也具有較大的貢獻(xiàn)，表明不同地理位置所帶來的政策、市場整合程度等方面的差異會(huì)帶來子代收入的差距較大。但是在1997&2000年達(dá)到峰值后，地區(qū)因素的貢獻(xiàn)率近年來有下降的趨勢，表明地區(qū)間的差距近年來有所減小。此外，性別對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)率一直較小，說明收入性別差異問題在中國農(nóng)村子代勞動(dòng)力市場中并不十分突出；婚姻因素對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)率也較?。荒挲g因素對(duì)子代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)的多少，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。

表5　子代收入差距分解結(jié)果一 %

表5分解出了父代收入對(duì)子代收入差距總的貢獻(xiàn)率，但該結(jié)果無法給出父代收入對(duì)子代收入差距背后的作用機(jī)制。為了得到父代收入通過子代教育、職業(yè)對(duì)子代收入差距的具體貢獻(xiàn)率，本研究將首先依據(jù)子代收入決定方程二對(duì)子代收入差距進(jìn)行分解。從表6的分解結(jié)果可以看出，教育因素對(duì)農(nóng)村子代收入差距的形成具有一定作用，然而教育因素的貢獻(xiàn)率在2004&2006年達(dá)到峰值后，近年來有所下降。盡管如此，教育因素的貢獻(xiàn)率總體還是高于代表經(jīng)驗(yàn)的年齡因素，排在各因素的第三位；職業(yè)因素的貢獻(xiàn)率總體較高，一個(gè)可能的解釋是中國的勞動(dòng)力市場分割的特征較為明顯，從而帶來勞動(dòng)力在主要、次要?jiǎng)趧?dòng)力市場獲得收入的差距較大。但是2009年后，職業(yè)因素的貢獻(xiàn)率下降至12.34%，基本與1989年持平，表明不同職業(yè)間回報(bào)率的差距近年來有所縮小。單獨(dú)比較教育與職業(yè)因素，職業(yè)因素的貢獻(xiàn)率之所以較高，一個(gè)重要的原因在于職業(yè)的收入回報(bào)率要高于教育。

表6　子代收入差距分解結(jié)果二　 %

4. 父代收入對(duì)子代收入差距的影響

通過以上分解本研究得到了子代教育、職業(yè)對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)率。為了進(jìn)一步探明父代收入通過此兩種途徑對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)，本研究還需分析父代收入對(duì)子代教育與子代職業(yè)的影響。表7給出了1989—2011年父代收入與子代教育、職業(yè)的相關(guān)系數(shù)。

表7　父代收入與子代教育、職業(yè)的相關(guān)系數(shù)

表8給出了父代收入通過子代教育、職業(yè)對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)，該貢獻(xiàn)率由表6與表7相應(yīng)的數(shù)據(jù)相乘所得。結(jié)果表明，在這20多年中，父代收入通過子代教育的平均貢獻(xiàn)率為0.96%，通過子代職業(yè)的平均貢獻(xiàn)率為4.42%，這代表著父代收入差距通過子代職業(yè)這個(gè)途徑“復(fù)制”給子代的程度遠(yuǎn)高于通過子代教育。從貢獻(xiàn)率的變化趨勢可以看出，子代教育的貢獻(xiàn)率在2006年前基本呈上升趨勢，并在2004&2006年達(dá)到2.39%，然而在2009&2011年卻下降至0.56%；子代職業(yè)的貢獻(xiàn)率則是在1997&2000年達(dá)到峰值7.82%后，逐漸下降至2.36%，與1989年的貢獻(xiàn)率相當(dāng)。表8還給出了父代收入通過子代教育與子代職業(yè)在父代收入總貢獻(xiàn)率中的百分比?？梢钥闯?，這種百分比同樣表現(xiàn)出一種先升后降的趨勢：在1989年時(shí)，父代收入通過子代教育與子代職業(yè)的貢獻(xiàn)率占父代收入總貢獻(xiàn)率的百分比僅為10%左右；到了1997&2000年間，這一百分比上升至50%左右；在2009&2011年間，這一百分比又下降至20%左右。

以往的研究表明不同收入的父代會(huì)對(duì)子代的人力資本與職業(yè)產(chǎn)生影響，而這種影響會(huì)將父代間的收入差距傳遞下去，形成新一輪的子代收入差距。本研究的實(shí)證結(jié)果也表明子代教育與職業(yè)是父代收入影響子代收入差距的兩條重要路徑，但是2004年以來這種影響有所下降，而這也直接帶來子代收入差距的好轉(zhuǎn)。

表8　父代收入通過子代教育、職業(yè)對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn) 　　%

注：括號(hào)內(nèi)為父代收入通過子代教育與子代職業(yè)在父代收入總貢獻(xiàn)率中的百分比。

四、世代視角的收入差距代際傳遞效應(yīng)

以上從時(shí)間序列視角具體分析了子代收入差距形成過程中父代收入的貢獻(xiàn)，然而這還不能徹底說明問題，原因在于不同年齡段的子代成熟程度不同，其收入差距程度會(huì)有所不同，而且父代收入對(duì)其收入差距的影響也會(huì)有所區(qū)別。為此，本研究將對(duì)剛進(jìn)入勞動(dòng)力市場的年輕子代與年齡較大的成熟子代進(jìn)行對(duì)比分析，即不同世代間的對(duì)比分析，以此作為時(shí)間序列視角分析的有效補(bǔ)充。世代是指同一年或特定時(shí)期出生的人群，他們經(jīng)歷了同樣的社會(huì)變遷，或多或少都會(huì)表現(xiàn)出相似的性格特征。依照一般的分法，本研究將子代劃分為60后(1960—1969年)、70后(1970—1979年)以及80后(1980—1989年)。

1. 不同世代子代收入差距情況

表9給出了農(nóng)村60后、70后以及80后子代平均年齡及年齡段的統(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢钥闯觯?0后及70后子代基本都處在18—40歲之間，而80后樣本量較少，其年齡最大的只有30歲。需要說明的是，本文的數(shù)據(jù)是由1989年至2011年數(shù)據(jù)合并而來。因此，這一合并的數(shù)據(jù)可以反映出60后、70后以及80后子代各個(gè)年齡段。比如60后子代18—20歲等年齡段可能出自1989年的數(shù)據(jù)。

表10給出了60后、70后以及80后子代不同年齡段樣本量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。可以看出，60后及70后子代大于36歲的樣本量極少，僅有22個(gè)和8個(gè)，因此本研究在下面的分析中將不考慮這一年齡段。

表11給出了60后、70后以及80后子代及其對(duì)應(yīng)父代基尼系數(shù)的測算結(jié)果。可以看出，60后及70后各個(gè)年齡段子代的基尼系數(shù)基本上都略高于相對(duì)應(yīng)的父代，該結(jié)果表明子代收入差距相對(duì)于其父代惡化了。但是80后子代的收入差距程度從統(tǒng)計(jì)結(jié)果看卻有所好轉(zhuǎn)。此外，表11的結(jié)果還表明倘若父代收入差距程度比較高，子代收入差距程度也將較高。

表9　不同世代子代年齡統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表10　不同世代子代分年齡段樣本量統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表11　不同世代農(nóng)村居民基尼系數(shù)

2. 不同世代子代收入決定方程

表12給出了60后、70后以及80后子代收入決定方程的估計(jì)結(jié)果。同樣的，方程一是在不控制子代教育、職業(yè)變量下，對(duì)父代收入作用的直接估計(jì)；方程二是對(duì)子代教育、職業(yè)變量影響的估計(jì)。從控制變量的回歸結(jié)果看，性別變量僅在60后方程一以及70后方程二顯著，該結(jié)果表明60后與70后子代可能存在性別差異，80后子代幾乎不存在；婚姻變量對(duì)60后與80后有顯著正向影響，表明已婚會(huì)激勵(lì)子代提高自身收入，然而婚姻變量對(duì)70后的影響卻并不顯著。地區(qū)與時(shí)間的虛擬變量結(jié)果表明，東部地區(qū)子代收入顯著高于西部地區(qū)，而中部地區(qū)與西部地區(qū)差別不大；隨著年齡的增加，三個(gè)世代子代的收入均有所提高。

表12　不同世代子代收入決定方程估計(jì)結(jié)果

注：“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%和1%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。

從核心變量的估計(jì)結(jié)果看，70后子代收入受父代收入的影響最大，而60后子代受父代收入的影響較低。教育對(duì)70后、80后子代收入的影響較高：70后子代勞動(dòng)力接受學(xué)校教育每增加一年，其年收入平均將增加6.1%；80后子代勞動(dòng)力接受學(xué)校教育每增加一年，其年收入平均將增加6.6%。而教育對(duì)60后子代收入的影響較低，僅為2.4%。最后，三個(gè)世代子代的職業(yè)對(duì)其年收入的影響均在1%的水平上顯著，且對(duì)70后子代的影響最大，對(duì)80后子代的影響最小。

3．不同世代子代收入差距分解

表13給出了依據(jù)60后、70后以及80后子代收入決定方程一的分解結(jié)果。具體看各個(gè)世代不同年齡段子代收入差距形成過程中父代收入的貢獻(xiàn)率可以發(fā)現(xiàn)，父代收入對(duì)60后子代收入差距的貢獻(xiàn)率最高，平均為25.3%；對(duì)70后子代收入差距的貢獻(xiàn)率次之，為22.9%；對(duì)80后子代收入差距的貢獻(xiàn)率最低，為18.8%。此外，表14的結(jié)果還表明年齡段較高的60后及70后子代，其父代收入的貢獻(xiàn)率較高，而80后子代的情況與此相反。

表13　不同世代子代收入差距分解結(jié)果一 %

表14給出了依據(jù)60后、70后以及80后子代收入決定方程二的分解結(jié)果?？梢钥闯?，教育因素對(duì)70后子代的貢獻(xiàn)率總體最高，并且在26—30歲年齡段達(dá)到峰值10.7%；與70后子代有所不同的是，教育因素對(duì)60后、80后子代的貢獻(xiàn)率卻是在年齡段較低時(shí)較高。職業(yè)因素對(duì)60后子代的貢獻(xiàn)率在26—30歲年齡段有所提高，對(duì)70后子代的貢獻(xiàn)率在18—20歲以及26—30歲兩個(gè)年齡段較高，對(duì)80后子代的貢獻(xiàn)率在21—25歲年齡段最高。相對(duì)而言，職業(yè)因素對(duì)80后子代的貢獻(xiàn)率整體較低。

表14　不同世代子代收入差距分解結(jié)果二 %

4. 父代收入對(duì)不同世代子代收入差距的影響

表15給出了各個(gè)年齡段的60后、70后以及80后子代的教育、職業(yè)與父代收入的相關(guān)系數(shù)。

表15　不同世代父代收入對(duì)子代的影響

可以看出，對(duì)于不同的三個(gè)世代，父代收入與子代職業(yè)之間相關(guān)系數(shù)均高于父代收入與子代教育的相關(guān)系數(shù)。此外，60后與70后子代教育、職業(yè)與父代收入的相關(guān)系數(shù)差別不大，但是略高于80后子代的相關(guān)系數(shù)。

表16給出了在三個(gè)世代不同年齡段中，其父代收入通過子代教育、職業(yè)對(duì)子代收入差距的貢獻(xiàn)率及其在總貢獻(xiàn)率中的百分比?？梢钥闯?，一方面，60后與70后子代較為相似，在較低的年齡段，父代收入主要是通過子代教育對(duì)子代收入差距產(chǎn)生影響，而隨著年齡的上升，父代收入通過子代職業(yè)的貢獻(xiàn)率相對(duì)提高。這背后的原因可能是，隨著年齡的增長，子代基本已經(jīng)固定地從事某一職業(yè)，教育的影響自然有所下降，而不同職業(yè)間的收入差距開始凸顯。另一方面，對(duì)于80后子代，在其較低的年齡段，其父代收入通過職業(yè)的貢獻(xiàn)率高于通過教育的貢獻(xiàn)率；到了26—30年齡段時(shí)，兩者之間差距得到進(jìn)一步擴(kuò)大。除此之外，結(jié)合表11的計(jì)算結(jié)果可知，與60后、70后子代相比，父代收入對(duì)80后子代的這種影響有所下降，最終使得在父代收入差距依然較大的情況下，80后子代的收入差距有所好轉(zhuǎn)。

表16　不同世代父代收入對(duì)子代收入差距貢獻(xiàn)

注：括號(hào)內(nèi)為父代收入通過子代教育、職業(yè)的貢獻(xiàn)率在總貢獻(xiàn)率中的百分比（%）。

五、結(jié)論及其啟示

以往關(guān)于代際收入流動(dòng)性的研究主要集中于代際收入彈性的估計(jì)，鮮有文獻(xiàn)進(jìn)一步考察代際收入流動(dòng)性與收入差距之間的關(guān)系，而對(duì)于收入差距在代際間的傳遞機(jī)制僅僅只有理論上的探討，缺乏經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。為此，本研究利用中國居民健康和營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)1989—2011年數(shù)據(jù)，從時(shí)間序列和世代視角對(duì)農(nóng)村居民收入差距的代際傳遞進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)研究。結(jié)果顯示，在1989—2011年間，農(nóng)村居民收入差距程度較高，總體來看，父代的收入差距程度高于子代。采用夏普里值法對(duì)子代收入差距的分解結(jié)果表明：在1989—2011年間，子代教育與職業(yè)是父代收入影響子代收入差距的兩條重要路徑，父代收入通過子代教育的平均貢獻(xiàn)率為0.96%，通過子代職業(yè)的平均貢獻(xiàn)率為4.42%。這表明父代收入主要通過職業(yè)因素影響子代收入差距，平均而言，該因素解釋了總影響的24%。但是2004年以來這種影響有所下降，而這也直接帶來子代收入差距的好轉(zhuǎn)。對(duì)不同世代子代收入差距的分解結(jié)果表明：一方面，60后與70后子代較為相似，在較低的年齡段，父代收入主要是通過子代教育對(duì)子代收入差距產(chǎn)生影響，而隨著年齡的上升，父代收入通過子代職業(yè)的貢獻(xiàn)率相對(duì)提高，且教育與職業(yè)的總貢獻(xiàn)率也有所提高；另一方面，對(duì)于80后子代，在其較低的年齡段，父代通過職業(yè)的貢獻(xiàn)率高于通過教育的貢獻(xiàn)率，而隨著年齡的上升，兩個(gè)因素的總貢獻(xiàn)率有所下降。世代之間的差異使得收入差距的結(jié)果也有所差別：60后及70后各個(gè)年齡段子代收入差距相對(duì)于其父代惡化了，而80后子代的收入差距程度卻有所好轉(zhuǎn)。

本研究的啟示在于對(duì)于收入差距問題，可以從代際的視角進(jìn)行思考。目前，中國居民間收入差距程度較高。國家統(tǒng)計(jì)局的測算結(jié)果顯示，從2003年到2012年，全國居民基尼系數(shù)在0.47到0.49之間，遠(yuǎn)高于0.4的國際警戒線。倘若這種收入差距從父代轉(zhuǎn)移給子代，那么中國較大的收入差距將長期存在，并最終影響到社會(huì)的穩(wěn)定與經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。本研究的研究結(jié)果表明隨著市場經(jīng)濟(jì)的深化，無論是從時(shí)間序列還是世代的角度看，農(nóng)村地區(qū)子代收入受父代收入的影響有所下降，且收入差距程度也有所緩解。但政府仍然應(yīng)該努力保證各個(gè)階層子代，尤其是經(jīng)濟(jì)收入處于劣勢階層的子代擁有較為公平的受教育機(jī)會(huì)及就業(yè)機(jī)會(huì)，從而使得各個(gè)階層子代獲得收入的高低更多由自身的努力程度所決定。唯有如此，中國居民間的收入差距才能逐漸趨于合理范圍之內(nèi)。

注釋：

① 2011年消費(fèi)價(jià)格指數(shù)已按照當(dāng)?shù)谻PI進(jìn)行了調(diào)整，具體計(jì)算過程見CHNS數(shù)據(jù)庫中“Individual Income Variable Construction”，“Household Income Variable Construction”。

② 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。

[1] Becker G S，Tomes N．An equilibrium theory of distribution of income and intergenerational mobility[J]. Journal of Political Economy，1979，87(6)：1153-1189．

[2] Behrman J R，Taubman P．Intergenerational earnings mobility in the United States：Some estimates and a test of Becker’s intergenerational endowments model[J]. Review of Economics and Statistics，1985，67(1)：144- 151．

[3] Becker G S．，Tomes N．Human capital and the rise and fall of families[J]．Journal of Labor Economics，1986(4)：S1-S39．

[4] Solon G．Intergenerational income mobility in the United States[J]．American Economic Review，1992，82(3)：393-408．

[5] Bjorklund A，Markus J．Intergenerational income mobility in Sweden compared to the United States[J]. American Economic Review，1997，87(5)：1009-1018．

[6] Zimmerman D J．Regression toward mediocrity in economic status[J]．American Economic Review，1992，82(3)：409-429．

[7] Haider S J，Solon G．Life-cycle variation in the association between current and lifetime earnings[J]. American Economic Review，2006，96(4)：1308-1320．

[8] Bohlmark A，Lindquist，Matthew J．Life-cycle variations in the association between current and lifetime income：replication and extension for Sweden[J]．Journal of Labor Economics，2006，24(4)：879-896．

[9] Miles Corak．Income inequality，equality of opportunity, and intergenerational mobility[J]．Journal of Economic Perspectives，2013，27(3)：79-102．

[10] Guido Neidh?fer．Intergenerational mobility and the rise and fall of inequality：Lessons from Latin America[C]. Working paper，School of Business & Economics，F(xiàn)reie University Berlin，2016．

[11] Galor O，Ziera J．Income distribution and macroecono- mics[J]. Review of Economic studies，1993，60(1)：35-52．

[12] Tamotsu Nakamura，Yu Murayama．Education cost，intergenerational mobility，and income inequality[J]. Economics Letters，2011，112(3)：266-269．

[13] 謝勇．人力資本與收入不平等的代際傳遞[J]．上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2006(4)：49-56．

[14] Banerjee A，Newman A．Risk-bearing and the theory of income distribution[J]．Review of Economic studies，1991，58(2)：211-235．

[15] 王海港．中國居民收入分配的代際流動(dòng)[J]．經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2005(2)：18-25．

[16] 何石軍，黃桂田．中國社會(huì)的代際收入流動(dòng)性趨勢：2000-2009[J]．金融研究，2013(2)：19-32．

[17] 周興，張鵬．代際間的收入流動(dòng)及其對(duì)居民收入差距的影響[J]．中國人口科學(xué)，2013(5)：50-59．

[18] Erikson R，Goldthorpe J H．Intergenerational inequality：A sociological perspective[J]．Journal of Economic Perspectives，2002，16(3)：31-44．

[19] Shorrocks A．Decomposition procedure for distribution analysis：A unified framework based on the shapely value[Z]． Working Paper，Department of Economics，University of Essex，1999．

[20] 許慶，田士超，徐志剛，等．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)：83-92．

[21] 萬廣華．解釋中國農(nóng)村區(qū)域間的不平等：一種基于回歸方程的分解方法[J]．經(jīng)濟(jì)研究，2004(8)：117-127．

[22] 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)：17-26．

責(zé)任編輯：李東輝

Inhabitants’ income inequality and inter-generational transmission in rural China

CHEN Jie1,2, ZHOU Ning2

(1. Institute of Population and Labor Economics, Chinese Academy of Social Sciences, Beijing 100732, China; 2. School of Economics, Nanjing University of Finance and Economics, Nanjing 210046, China)

This paper analyzes the income inequality inter-generational transmission in rural China on the data from China Health and Nutrition Survey (1989-2011). The empirical results show that the income inequalityintergenerationaly transfered from parents to offspring through education and occupation between 1989 and 2011. Among them, the occupation factor was more important, which has explained 24% of total effects. However, this effect has decreased since 2004, which directly causes the improvement of offspring’s income inequality. From the perspective of generation, the effect of parents’ income toward 80’s offspring decreases compared with 60’s and 70’s offspring. This makes the income inequality of 80’s offspring is on the mend when parent income inequality is still larger. In this paper, the research results show that with the deepening of the market economy, whatever from the perspective of time series or generation, the influence of parent toward offspring has decreased and offspring’s income inequality has also eased in rural China. However, the government still needs to be careful and make sure offspring in all levels, especially those whose income are at a disadvantage class have more fair education and employment opportunities. So offspring in all levels can earn more or less from their own effects.

income inequality; inter-generational; education; occupation

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2017.05.001

F323.8；C913.1

A

1009–2013(2017)05–0001–10

2017－08－31

教育部青年基金項(xiàng)目(17YJC63008)；江蘇省高校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究基金項(xiàng)目(2017SJB0241)

陳杰(1986—)，男，江蘇高郵人，博士，講師，主要研究方向?yàn)檗r(nóng)村居民收入、農(nóng)村發(fā)展與農(nóng)業(yè)經(jīng)營。