父代收入對子代收入不平等的影響

杜 麗

(東北財經(jīng)大學(xué) 產(chǎn)業(yè)組織與企業(yè)組織研究中心，遼寧 大連 116025)

父代收入對子代收入不平等的影響

杜 麗

(東北財經(jīng)大學(xué) 產(chǎn)業(yè)組織與企業(yè)組織研究中心，遼寧 大連 116025)

準確測度收入不平等的代際傳遞程度對促進社會公平有重要意義。本文使用CHNS1989—2011年的九輪調(diào)查數(shù)據(jù)，基于回歸方程和Shapely值分解法，從動態(tài)和公平視角定量研究父代收入對子代收入不平等的影響，并從城鄉(xiāng)和出生隊列兩個維度進行對比分析。結(jié)果表明，父代收入可以解釋近1/4的子代收入不平等；分出生隊列看，父代收入對子代收入不平等的解釋程度在60后、70后與80后中呈先升后降的趨勢；分城鄉(xiāng)看，城鎮(zhèn)父代收入對子代收入不平等的解釋程度高于農(nóng)村。改變這種現(xiàn)狀需加大貧困弱勢家庭教育扶持力度，促進優(yōu)質(zhì)教育資源城鄉(xiāng)流動，建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)勞動力市場，通過稅收與轉(zhuǎn)移支付的方式調(diào)節(jié)當前的收入不平等。

父代收入；子代收入；收入不平等；代際傳遞；Shapely值分解法

一、問題的提出

改革開放以來，經(jīng)濟快速發(fā)展的同時，社會貧富分化日益加劇，父代收入積累已經(jīng)向子代轉(zhuǎn)移。第一代的收入差距主要受能力與機會的影響，而后代的收入差距則更大程度上由家庭背景因素決定。這種收入代際轉(zhuǎn)移方式容易導(dǎo)致收入不平等呈現(xiàn)出“遺傳性”特征，形成代際間較高同一性的“階層復(fù)刻”現(xiàn)象?！靶鲁B(tài)”背景下，從公平和動態(tài)的視角考察引發(fā)這種現(xiàn)象的背后因素，對實現(xiàn)社會公平和發(fā)展成果的全民共享具有重要的現(xiàn)實意義。

既有對收入不平等影響因素的研究多集中于勞動者的個體特征(如教育)與制度性因素(如戶籍)。但是收入不平等是一個動態(tài)過程，尤其是當今中國階層逐漸固化的背景下，父代收入不平等會通過代際收入轉(zhuǎn)移等方式傳遞到下一代。父代收入將從兩方面影響子代收入不平等，即父代收入不平等程度和代際收入傳遞性的大小。代際收入傳遞性體現(xiàn)了機會不均等及社會公平失衡程度，既是聯(lián)系父代收入與子代收入的橋梁，又是導(dǎo)致收入差距在代際間發(fā)生傳遞的渠道，父代收入分配格局將會影響子代收入格局，進而將靜態(tài)的收入不平等擴展到動態(tài)過程中。因此，父代收入對子代收入不平等的影響程度也體現(xiàn)了由家庭背景導(dǎo)致的機會不均等程度。

對代際收入傳遞的研究始于Becker 和Tomes[1]建立的經(jīng)典模型，即y1=α+βy0+ε。此后，很多學(xué)者基于代際收入彈性分析法估計不同國家的代際收入傳遞性和趨勢[2]，并對代際收入傳遞性的影響因素及作用機制進行深入探究[3]。此外，基于代際收入彈性，部分學(xué)者對代際收入傳遞與收入不平等的相關(guān)性做了有益的探索，Corak[4]以基尼系數(shù)表示的收入不平等為橫軸，以代際收入彈性為縱軸，將多個國家的收入不平等和代際收入彈性繪制了收入不平等—代際收入彈性散點圖，其擬合曲線是一條向右上方傾斜的直線，被稱為“了不起的蓋茨比曲線”，其含義是收入不平等與代際收入彈性之間存在正向的相關(guān)關(guān)系。陳琳[5]以及Brunori等[6]同樣利用國際數(shù)據(jù)印證了“了不起的蓋茨比曲線”成立，但他們并未定量測度收入傳遞對收入不平等的影響程度。

李任玉等[7]發(fā)現(xiàn)高、低收入家庭子女間的收入不平等主要源自教育、工作經(jīng)驗及工作單位性質(zhì)等特征差異，但他們未將父代收入作為影響收入不平等的獨立因素進行研究。徐舒和李江[8]基于1989—2009年CHNS(China Health and Nutrition Survey)數(shù)據(jù)，通過將整體的收入不平等分解為子代和父代組內(nèi)不平等以及組間不平等，發(fā)現(xiàn)代際收入傳遞性對整體收入不平等的解釋程度為35.5%。但這種研究方法值得商榷：一方面，采用1989—2009年CHNS數(shù)據(jù)，跨度較大，雖然將名義收入按照各年份的CPI數(shù)據(jù)換算成了實際收入，但實際收入隨時間遷移存在增長的趨勢，在分解時沒有剔除時間因素引致的不平等；另一方面，收入不平等的分解對象是對數(shù)收入，而非原始收入，事實上對數(shù)收入會改變原有收入分布形態(tài)，相比直接采用收入不平等指標進行分解，一定存在偏誤。李任玉等[7]以及徐舒和李江[8]均未從城鄉(xiāng)以及出生隊列視角分析父代收入對子代收入不平等的影響，但中國長期存在的城鄉(xiāng)二元分割導(dǎo)致城鎮(zhèn)和農(nóng)村內(nèi)部收入不平等影響因素均存在顯著差異，同時，個體在求學(xué)就業(yè)過程中，主要與同齡人競爭社會資源[9]。因此，從城鄉(xiāng)與出生隊列視角進行分析具有更直接的社會意義。

基于上述分析，本文從代際收入傳遞視角出發(fā)，借鑒基于回歸方程的Shapely值分解法定量測度父代收入對子代收入不平等的影響程度，并從出生隊列、城鄉(xiāng)兩個維度細致地剖析父代收入對子代收入不平等的影響差異，為解決收入不平等的惡性循環(huán)提供政策依據(jù)。

二、數(shù)據(jù)選擇、分析方法與變量處理

(一)數(shù)據(jù)選擇

本文使用中國健康和營養(yǎng)調(diào)查CHNS數(shù)據(jù)。CHNS共進行了九輪，覆蓋了中國東部、中部和西部12個省市區(qū)。CHNS數(shù)據(jù)因其覆蓋廣、時間序列長等特點，成為中國收入流動研究領(lǐng)域應(yīng)用最為廣泛的微觀數(shù)據(jù)庫。首先，基于家庭代碼、個人代碼和親屬關(guān)系代碼進行父親—子女配對。其次，保留1960—1989年出生、且父代年齡在65歲以內(nèi)、父子均有工作的個體，剔除學(xué)生等未就業(yè)者以及個人收入小于0的個體。年齡在65歲以內(nèi)意味著父代和子代均活躍在勞動力市場中，可以更好地避免偏差。最后，如果子代個體參與多次調(diào)查，僅保留最新一期的調(diào)查，以避免測度收入不平等時包含了自身往期收入值。經(jīng)過父子關(guān)系匹配，保留所需信息完整的觀察值，得到有效樣本量2 972個。

(二)分析方法

實證分析方法可分為兩部分：基于子代收入方程的估計以獲得父代收入以及各控制變量對子代收入水平的影響；在參數(shù)估計的基礎(chǔ)上采用收入不平等的Shapely值分解法考察父代收入對子代收入不平等的影響。

1.子代收入方程的估計

lny1=α+βlny0+λZ1+ε

(1)

其中，y1和y0分別為子代收入和相應(yīng)的父代收入。當父代收入提高1%時，子代收入將提高β%?；貧w系數(shù)β反映了代際收入傳遞性的大小。Z1為影響子代收入的個體變量，包括教育、職業(yè)、性別、經(jīng)驗、經(jīng)驗的平方項、地區(qū)、工作單位類型和城鄉(xiāng)。λ為控制變量對應(yīng)的回歸系數(shù)。ε為殘差項。

2.Shapely 值分解法

式(1)回歸系數(shù)β僅反映了父代收入對子代收入水平的影響程度，而無法反映父代收入對子代收入不平等的影響程度。本文的研究目的是從動態(tài)和公平視角分析父代收入對子代收入不平等的影響程度。在文獻中，基于回歸方程量化單一因素對不平等貢獻率的方法主要包括Fields方法、MS方法和Shapely值分解法，Shapely值分解法[10]對回歸方程的設(shè)定以及收入不平等測度指標的選擇更加靈活，同時對可決系數(shù)的依賴很小，是最適用于本文分析目的的方法。

基于回歸方程的Shapely值分解法的基本思想源于Shorrocks[10]，Wan[11]進一步將回歸方程和Shapely值分解原理結(jié)合起來， 使該方法不僅能夠用于多種不平等指標的分解，而且放松了對回歸方程設(shè)定形式的限制，使用更加靈活。Shapely值分解法針對解釋變量影響收入不平等程度的測度思路是：解釋變量的具體數(shù)值在各樣本之間存在差異，取其均值代入收入函數(shù)表達式計算出反事實收入；與實際收入相比，反事實收入消除了該解釋變量對收入不平等的影響。由原始收入不平等與反事實收入不平等的差值可以測度解釋變量對收入不平等的影響程度。

按照Shapely值分解法的原理，父代收入從兩個方面影響子代收入差距：一方面，回歸系數(shù)β的大小，當其他因素不變時，代際收入傳遞性越強，父代收入對子代收入不平等的解釋程度就越大；另一方面，父代收入本身的不平等程度，即在代際收入傳遞性一定時，父代收入不平等程度越高，父代收入對子代收入不平等的影響越大。子代收入決定方程中被解釋變量采用對數(shù)形式，分解時仍用收入對數(shù)必然會造成對收入分布的扭曲。因此，在采用改進的Shapely值分解法進行收入不平等的分解時，需要將對數(shù)收入還原：

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

(2)

將對數(shù)收入還原為原始收入后，常數(shù)項α變?yōu)楸冻隧梕α。當所有人的收入提高或降低相同倍數(shù)時不改變基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)等常用的不平等指標數(shù)值，常數(shù)項對收入不平等的影響程度等于0。因此，子代收入不平等I(y1) 可以分解為3個部分：核心變量父代收入引致的子代收入不平等C(y0)、控制變量引致的不平等C(Z1)以及殘差項引致的不平等C(ε)，收入不平等的絕對形式分解為：

I(y1)=C(y0)+C(Z1)+C(ε)

(3)

其中，C(y0)+C(Z1)可理解為方程可解釋的收入不平等絕對程度。比起收入不平等絕對形式的分解，我們一般更加關(guān)注相對形式的分解?；貧w方程可解釋的不平等為：

θI=[C(y0)+C(Z1)]/I(y1) 或

θI=1-C(ε)/I(y1)

(4)

父代收入在方程可解釋的不平等的貢獻率和父代收入對子代收入不平等的解釋程度為：

(5)

(6)

(三)變量處理

子代收入決定方程(1)中子代收入作為被解釋變量，父代收入作為核心解釋變量，除此之外，還包含一系列控制變量。

1.核心變量

收入：CHNS提供了經(jīng)通貨膨脹率調(diào)整的2009年的可比收入，是個人年度總收入，具體包括四大來源：工資(包括退休金)和補助、獎金、農(nóng)務(wù)及商業(yè)收入和其他來源收入。由于農(nóng)村居民的工資性收入占比較低，所以工資性收入的城鄉(xiāng)可比性不高，本文采用可比性更高的總收入指標。

理論上，對代際收入傳遞的估計依賴于永久收入，但囿于數(shù)據(jù)限制，早期研究直接采用某年的實際收入，受到短期沖擊的影響，存在暫時性收入偏誤。本文的解決方法為：在控制父子年齡的同時對多年收入進行差異化處理，借鑒王學(xué)龍和袁易明[9]對父子收入的處理方法，子代收入采用最新調(diào)查期的實際收入，而父代收入采用多年實際收入的均值作為永久收入的代理變量，以避免暫時性收入偏誤，這也更加接近父代和子代事業(yè)穩(wěn)定狀態(tài)的收入水平。

2.控制變量

除將父代收入作為解釋變量外，本文還控制了子代的教育、職業(yè)、經(jīng)驗、工作單位類型、性別、地區(qū)和城鄉(xiāng)變量。

通過上述梳理可以發(fā)現(xiàn)，手工藝和設(shè)計的再次聯(lián)姻、繼而產(chǎn)生相應(yīng)的手工藝設(shè)計運動并不是手工藝或設(shè)計自身運動發(fā)展的結(jié)果，而是消費文化發(fā)展到一定程度設(shè)計的被動性選擇——為著滿足消費者文化或符號消費的必然選擇。故而研究這一時期的新手藝運動及其理念的產(chǎn)生必然要和消費文化相聯(lián)系，兼顧手工藝和設(shè)計內(nèi)部的關(guān)聯(lián)。所以對于設(shè)計界中的新手藝運動不能簡單地看作是傳統(tǒng)手工藝的復(fù)興，也不能認為手工生產(chǎn)會全面代替機器生產(chǎn)，手工藝在設(shè)計品中的再現(xiàn)只能算是為了滿足特殊階層的趣味的工藝手段。

教育：本文選擇最高教育程度來提取樣本的受教育信息，CHNS問卷設(shè)置的答案代碼并不能直接說明樣本的受教育年限，本文將其換算為具體的受教育年限。

職業(yè)：CHNS中給出13種職業(yè)類型(包括“其他類型”)，本文按照Erikson 和Goldthorpe[12]的職業(yè)等級分類表將職業(yè)劃分為12種類型并分別打分。

經(jīng)驗：工作經(jīng)驗的計算方法為借鑒李任玉等[7]的方法，受教育年限加上6后與16比較，若受教育年限+6≥16，工作經(jīng)驗=年齡-受教育年限-6；反之，工作經(jīng)驗=年齡-16。

工作單位類型：按照所有制形式將工作單位類型劃分為國有單位和非國有單位，國有單位=1。

性別：虛擬變量中男性=1。

地區(qū)和城鄉(xiāng)：將調(diào)查地區(qū)劃分為東部、中部和西部三大地區(qū)以控制地區(qū)效應(yīng)。其中，東部包括遼寧、江蘇、山東以及2011年新加入的北京和上海，中部包括黑龍江、河南、湖北和湖南，西部包括廣西、貴州和2011年新加入的重慶。城鄉(xiāng)差異主要強調(diào)出生地的差異，農(nóng)村=1。

三、實證結(jié)果與討論

實證分析分為兩部分：基于子代收入方程的參數(shù)估計以獲得父代收入對子代收入水平的影響和基于Shapely值分解法的不平等分解結(jié)果。在各部分的實證結(jié)果中包括對樣本整體的討論、分出生隊列以及分城鄉(xiāng)的對比討論。

(一)父代收入對子代收入水平的影響

1.全國樣本的參數(shù)估計

對式(1)進行OLS回歸結(jié)果如表1所示。在60后—80后的全國樣本中，父代收入的回歸系數(shù)為0.451。控制變量的回歸系數(shù)均與既有研究結(jié)果基本一致，教育回報率為6.3%，經(jīng)驗、職業(yè)等級對收入有顯著的正向影響。在其他條件不變時，男性收入比女性收入高約20.4%；國有單位收入比非國有單位收入低30.7%，農(nóng)村收入比城鎮(zhèn)收入低5.4%，東部收入比西部收入高22.3%，中西部收入并沒有顯著的統(tǒng)計差異。

表1 基于式(1)的OLS回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為參數(shù)顯著性檢驗的t值，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的置信水平下顯著。下表同。

2.分城鄉(xiāng)以及分出生隊列的進一步估計

分城鄉(xiāng)對式(1)進行OLS回歸結(jié)果如表1所示。城鎮(zhèn)60后—80后混合樣本的回歸系數(shù)為0.519，高于農(nóng)村的0.418，表明在城鎮(zhèn)父代收入對子代收入的影響更大，代際收入傳遞性更強。

分出生隊列看，城鎮(zhèn)和農(nóng)村70后代際收入傳遞性均最大，80后次之，60后最小，根據(jù)事業(yè)穩(wěn)定期一般在30歲左右[13]，可以推算出1990年左右、2000年左右及2010年左右的收入代際流動經(jīng)歷了先升后降的過程。這與既有研究結(jié)論基本一致。70后的父代多為50后，50后主體在職業(yè)穩(wěn)定期處于市場化改革快速提高階段，收入分化加??；70后處于教育擴張初期，這時創(chuàng)造的教育機會通常被優(yōu)勢階層占據(jù)，受家庭影響較大；就業(yè)時勞動力市場化程度提高，教育不平等的影響增大；父代收入、教育及就業(yè)三因素共同作用，強化了70后代際收入傳遞性。80后父代收入隨市場經(jīng)濟發(fā)展日益分化，但教育趨于大眾化，就業(yè)環(huán)境市場化程度不斷加深，就業(yè)機會大大增加，代際收入傳遞性下降。

分城鄉(xiāng)看，無論是60后還是70后，城鎮(zhèn)代際收入傳遞性均高于農(nóng)村，究其原因，大致可分為以下兩方面：一方面，相對于城鎮(zhèn)居民，60后、70后的農(nóng)村居民面臨的教育資源有限，同時，囿于父代資本約束，對子代人力資本的投資也有限；另一方面，與大規(guī)模農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移有關(guān)[3]。國家統(tǒng)計局2010年數(shù)據(jù)顯示，半數(shù)以上的70后農(nóng)村勞動力進城打工，逐漸擺脫了父代的影響，代際收入傳遞性下降。到了80后一代，農(nóng)村的代際收入傳遞性反超城鎮(zhèn)。城鄉(xiāng)80后代際收入傳遞性發(fā)生逆轉(zhuǎn)的原因之一可能是80后面臨教育領(lǐng)域和勞動力市場發(fā)生的重要變革，對農(nóng)村家庭和城鎮(zhèn)家庭的教育選擇產(chǎn)生了不同影響。80后處于教育資源膨脹時期，教育走向大眾化階段，高校畢業(yè)生連年遞增，高校畢業(yè)生就業(yè)難現(xiàn)象突出。自教育擴招以來，大多數(shù)城鎮(zhèn)家庭由于接受高等教育的機會增多并且有能力支持子女繼續(xù)上大學(xué)，而貧困的農(nóng)村家庭由于大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)難問題轉(zhuǎn)而鼓勵子女放棄求學(xué)機會，提早進入勞動力市場。城鄉(xiāng)選擇差異導(dǎo)致教育對城鄉(xiāng)代際收入傳遞性的改善程度出現(xiàn)差異。

(二)父代收入對子代收入不平等的影響

改進的Shapely值分解法可以對常用的不平等指標進行分解，由于基尼系數(shù)是使用最為廣泛的指標，并且符合收入不平等測度指標的優(yōu)良性質(zhì)，下文僅針對基尼系數(shù)做深入分析。

1.整體及分出生隊列的分析

在城鄉(xiāng)混合樣本中，以基尼系數(shù)表征的兩代收入不平等及基于Shapely值分解法不平等分解結(jié)果如表2所示。對比兩代收入不平等可發(fā)現(xiàn)，子代收入不平等顯著提高，表明中國收入不平等在代際之間存在惡化的趨勢。分出生隊列看，在60后、70后和80后內(nèi)部，父代收入基尼系數(shù)依次遞增。對子代而言，70后基尼系數(shù)最高，60后次之，80后最?。怀錾犃袃?nèi)部的基尼系數(shù)小于60后—80后混合樣本的基尼系數(shù)，表明不僅在出生隊列內(nèi)部，在不同的出生隊列之間也存在較強的收入不平等。

在60后—80后混合樣本中，回歸方程可解釋的收入不平等為70.4%；在回歸方程解釋的不平等中，父代收入的貢獻率在1/3以上；綜合看，父代收入可解釋近1/4的子代收入不平等，表明機會不均等帶來的收入不平等較高。分出生隊列看，70后父代收入在回歸方程可解釋的收入不平等中的貢獻率最高，80后次之，60后最低。與之類似，70后收入不平等中被父代收入解釋的程度最高，60后最低，80后居中。80后對應(yīng)的父代收入不平等最高，但80后父代收入對子代收入不平等的解釋程度卻小于70后，表明80后較弱的代際收入傳遞性阻礙了收入不平等代際間的傳遞，代際收入流動有利于不平等格局的改善。

表2 城鄉(xiāng)混合樣本的收入不平等分解結(jié)果

2.父代收入對子代收入不平等的城鄉(xiāng)異質(zhì)性影響

城鎮(zhèn)和農(nóng)村收入不平等分解結(jié)果如表3所示。與城鄉(xiāng)混合樣本的基尼系數(shù)相比，城鎮(zhèn)和農(nóng)村內(nèi)部的父代基尼系數(shù)略小。無論是否分出生隊列，農(nóng)村父代收入不平等都比城鎮(zhèn)更為嚴重；分出生隊列后，城鎮(zhèn)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。與城鎮(zhèn)父代基尼系數(shù)變動趨勢不同，農(nóng)村60后、70后、80后父代收入不平等遞增，表明農(nóng)村子代面臨的家庭背景的不平等形勢愈加嚴峻。城鎮(zhèn)子代收入不平等低于農(nóng)村；城鎮(zhèn)和農(nóng)村收入不平等與出生隊列的變動趨勢一致，均為先升后降，與城鄉(xiāng)混合樣本的結(jié)論一致，70后收入不平等最高。

表3 城鎮(zhèn)和農(nóng)村收入不平等分解結(jié)果

從回歸方程對收入不平等的解釋程度來看，在60后—80后混合樣本中，回歸方程對城鄉(xiāng)內(nèi)部收入不平等的解釋程度相當，均在69%左右；在各出生隊列內(nèi)部，回歸方程對收入不平等的解釋程度在70后中最高，達到70%以上，而在60后中最低，尤其是在城鎮(zhèn)的60后中，回歸方程可解釋的收入不平等僅占收入不平等的43.0%，這可能是60后工作時期經(jīng)歷改革開放，部分人抓住改革的良機發(fā)展并取得巨大成就，與其他人的收入差距逐漸擴大，而運氣和機會對收入的影響沉淀到了殘差項中。

不分出生隊列時，城鎮(zhèn)父代收入對子代收入不平等的解釋程度為29.6%，比農(nóng)村高近9個百分點，表明城鎮(zhèn)子代收入格局更容易受到父代收入格局的影響，收入不平等得以代際傳遞。農(nóng)村父代收入對子代收入不平等較低的貢獻率得益于農(nóng)村較低的代際收入傳遞性。

分出生隊列對比分析發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)內(nèi)部父代收入對子代收入不平等的解釋程度排序滿足70后gt;60后gt;80后。20世紀90年代末以來施行的高等教育擴招，在經(jīng)歷了新創(chuàng)造的教育機會被優(yōu)勢階層占據(jù)達到飽和后，80后面臨高等教育的大眾化，使得80后代際收入傳遞性低于70后，盡管70后和80后父代的收入不平等相當，但得益于較低的代際收入傳遞性，父代收入對80后不平等的解釋程度比70后低近16個百分點。在農(nóng)村內(nèi)部，父代收入對子代收入不平等的解釋程度的整體變動趨勢與城鎮(zhèn)類似，解釋程度排序滿足70后gt;80后gt;60后，導(dǎo)致父代收入對80后收入不平等貢獻率僅略低于70后，其主要原因：一方面，相對于城鎮(zhèn)，農(nóng)村80后父代基尼系數(shù)比70后父代不僅沒有出現(xiàn)明顯下降，反而提高了12.2%；另一方面，農(nóng)村80后代際收入傳遞性比70后下降的幅度也要小于城鎮(zhèn)。

(三)穩(wěn)健性分析

考慮到樣本時間跨度長達20余年，雖然對收入通過CPI進行了平減處理，但是在這20余年中，實際收入不斷增加，對數(shù)收入均值從7.726上升到9.902。如果不考慮時間趨勢的影響，混合不同年份的樣本，可能會高估父代收入對子代收入不平等的解釋程度。

為了消除時間因素對收入水平以及收入不平等的影響，在式(1)中加入代表時間趨勢的虛擬變量yeari：

i=1991,…,2011

(7)

表4 基于式(7)的OLS估計結(jié)果

注：表中只列示了回歸系數(shù)β′的結(jié)果。

表5 考慮時間趨勢后父代收入對子代收入不平等的解釋程度 單位：%

對比表4與表1發(fā)現(xiàn)，不分出生隊列的城鄉(xiāng)混合樣本、城鎮(zhèn)以及農(nóng)村父代收入回歸系數(shù)均有明顯下降；分出生隊列，父代收入回歸系數(shù)的變動幅度明顯縮小，這是由于細分了出生隊列后，同一出生隊列內(nèi)部的個體實際收入變動具有內(nèi)在一致性，回歸系數(shù)受時間的影響大幅減小。

對比表5與表2發(fā)現(xiàn)，在考慮時間趨勢后，所有組別中父代收入對子代收入不平等的解釋程度均有所下降。值得注意的是，不分出生隊列時，無論是城鄉(xiāng)混合樣本還是城鎮(zhèn)與農(nóng)村的父代收入對子代收入不平等的解釋程度均下降到20%以內(nèi)，下降幅度均在9個百分點以上；而在出生隊列內(nèi)部，解釋程度的下降幅度均在4個百分點以內(nèi)，表明實際收入的上漲對處于不同調(diào)查年份的樣本計算收入不平等時存在一定的影響，但主要體現(xiàn)在不分出生隊列的情況下；在分出生隊列后，父代收入對子代不平等的解釋程度基本保持穩(wěn)定。

值得注意的是，在考慮時間趨勢后，父代收入對子代收入不平等的解釋程度排序與不考慮時間趨勢的排序完全一致，因而可以說明分析結(jié)果具有穩(wěn)健性。

四、結(jié)論與啟示

本文使用CHNS1989—2011年的9輪調(diào)查數(shù)據(jù)，基于回歸方程估計父代收入對子代收入水平的影響，在此基礎(chǔ)上采用改進的Shapely值分解法進一步估計父代收入對子代收入不平等的影響。結(jié)果表明：(1)父代收入與子代收入之間具有很強的代際傳遞性，這種代際傳遞成為父代收入不平等向子代收入不平等傳遞的橋梁，父代收入可解釋近1/4的子代收入不平等。(2)分出生隊列看，父代收入對子代收入不平等的解釋程度在60后、70后與80后中呈先升后降的變動趨勢，對70后不平等的解釋程度最高。(3)分城鄉(xiāng)看，城鎮(zhèn)父代收入對子代收入不平等的解釋程度高于農(nóng)村，表明城鎮(zhèn)居民比農(nóng)村居民面臨更嚴峻的由家庭背景導(dǎo)致的機會不均等問題。在控制了實際收入的時間趨勢后，以上結(jié)論仍然成立，表明所得結(jié)果具有穩(wěn)健性。

在當前中國收入不平等依然較大的背景下，減弱代際收入傳遞性、提高代際收入流動有利于形成通過努力便可以改變自己經(jīng)濟地位的預(yù)期，激發(fā)勞動者努力工作，改善收入分配的動態(tài)格局，促進持久健康的經(jīng)濟增長與社會穩(wěn)定。根據(jù)上文的實證分析結(jié)果，可形成以下政策啟示：(1)制定惠及貧困家庭的特定教育資助政策，加大對低收入家庭的教育補貼，減弱家庭父代收入的約束，降低貧困及低收入人口的代際傳遞性。(2)優(yōu)質(zhì)的教育資源因其稀缺性保持較高的教育回報率，而普通教育資源的回報率隨教育供給的提升而下降。因此，政府應(yīng)避免盲目地高校擴招，并制定公平的教育選拔模式，促進優(yōu)質(zhì)教育資源城鄉(xiāng)流動，降低教育不平等對代際收入傳遞性的影響。(3)進一步放松戶籍制度約束，建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)勞動力市場，確保每一個人獲得均等的就業(yè)機會與同等的社會福利、醫(yī)療保障。完善外出務(wù)工子女在外受教育的政策制度，增加其接受更高教育的途徑與就業(yè)機會，提高收入向上流動的可能性。(4)通過稅收與轉(zhuǎn)移支付的方式調(diào)節(jié)當前的收入不平等，如通過征收遺產(chǎn)稅等方式降低收入直接的代際傳遞。

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(責任編輯：韓淑麗)

2017-09-16

杜 麗(1988-)，女，河南新鄉(xiāng)人，博士研究生，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟與收入分配等方面的研究。E-mail：duliqinghang@126.com

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