中國代際收入流動性趨勢分析：1991—2011

陳杰　蘇群

關(guān)鍵詞： 代際收入流動性；趨勢；工具變量

摘 要： 利用中國居民健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）1991-2011的數(shù)據(jù)，估計并分析了中國居民代際收入流動性趨勢。研究結(jié)果表明：父代教育、職業(yè)變量是有效的工具變量，中國居民代際收入彈性在1991-2011年間平均為0.57，說明代際收入流動性整體較低；中國居民代際收入彈性在1991-2004年間總體上呈現(xiàn)出一種向上的趨勢，并且在2004年達到峰值0.7。其后代際收入彈性在2004-2009年間經(jīng)歷了一個迅速下降的過程，而在2009-2011年間，代際收入彈性有所反彈。

中圖分類號： F224.7 文獻標(biāo)志碼： A 文章編號： 10012435（2015）06076907

代際收入流動性作為衡量一個社會機會公平程度的重要指標(biāo)之一，是指同一個家庭中父代收入對其子代收入的影響程度，較低的代際收入流動性意味著父代收入對子代的影響較大，從而反映出較高的機會不平等程度。近年來，“富二代”、“窮二代”等詞匯頻繁見于媒體，引起了人們的廣泛關(guān)注。那么這類“二代”現(xiàn)象是否是我國代際收入流動性整體較低的寫照？我國的代際收入流動性究竟如何？

在Becker and Tomes（1979）建立的框架下，代際收入流動性一般用代際收入彈性來表示，該彈性越高，說明父代收入對子代收入的影響越大，代際收入流動性越低。國外關(guān)于代際收入彈性的估計起步較早，如Behrman and Taubman（1985）、Becker and Tomes（1986）等對美國代際收入彈性的估計結(jié)果大約在0.2左右，說明美國有著較高的代際收入流動性。但由于早期研究結(jié)論與真實世界嚴(yán)重不符，其后的研究分別采用收入均值法、工具變量法來糾正暫時性收入偏誤，所得代際收入彈性的測算結(jié)果比以往研究要大，符合理論預(yù)期（Solon，1992；Zimmerman，1992；Bjorklund and Jantti，1997）。國內(nèi)對代際收入彈性的估計始于王海港（2005），但是他使用的是父代單年的收入，因此其估計的結(jié)果有向下偏誤的較大可能。之后姚先國等（2006）姚先國，趙麗秋.中國代際收入流動與傳遞路徑研究：1989-2000.第六屆中國經(jīng)濟學(xué)年會入選論文。利用父親三年平均收入來處理暫時性收入偏誤；何石軍等（2013）也利用收入均值法來處理暫時性收入偏誤，估計出中國2000、2004、2006、2009年的代際收入彈性分別為0.66、0.49、0.35和0.46。除了收入均值法，也有學(xué)者采用工具變量法，如胡洪曙等（2014）同時利用父代教育、職業(yè)作為工具變量，對中國居民的代際收入彈性進行了估計。

以往的不少文獻以父代2-5年的平均收入作為其持久收入的代理變量，收入的暫時性波動很大，即便是5年的平均收入也很難代表其持久性收入。Solon（1992），Mulligan（1997）等認為父代教育和職業(yè)等個人特征短時期內(nèi)不會出現(xiàn)變化，能夠較為真實地反映出其持久性收入，因而可能是合適的工具變量。胡洪曙等（2014）的研究表明父代的個人特征的確可以作為其持久收入的工具變量，但是他們的研究基本都是將若干年的數(shù)據(jù)合并在一起使用，這樣做只能得到一個靜態(tài)的結(jié)論。而現(xiàn)實的情況是，中國宏觀經(jīng)濟環(huán)境的變化可能會使居民的代際收入流動性發(fā)生改變，因此某一個靜態(tài)的結(jié)論可能并不能準(zhǔn)確反映出中國居民這幾十年來的代際收入流動性?；诖耍疚睦?991-2011年中國居民健康和營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)（CHNS），選擇合適的工具變量，估計并分析代際收入彈性的變化趨勢，以便更加清楚地了解中國居民的代際收入流動性。

一、數(shù)據(jù)處理及研究方法

（一）數(shù)據(jù)處理

本文數(shù)據(jù)來源于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS），該調(diào)查為美國北卡羅來納大學(xué)與中國疾病預(yù)防控制中心營養(yǎng)和食品安全研究所進行的國際合作項目。本文將使用1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009、2011共8年，跨越我國1990年代以及2000年代共20年間的數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)主要覆蓋我國遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西、貴州9個省份（2011年添入北京、上海和重慶樣本），具有較好的代表性。CHNS數(shù)據(jù)采用多段隨機抽樣方法，樣本中包含有城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民。

本文首先對所有樣本中父代（父親）和子代的信息進行分離，然后將同屬一個家庭的父代、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)。接著結(jié)合以往的研究以及CHNS數(shù)據(jù)自身情況，選擇合適年齡段的勞動力。從數(shù)據(jù)初步統(tǒng)計結(jié)果看，樣本中子代勞動力進入勞動力市場的年齡比較低，不少勞動力甚至未成年。由于使用較低年齡段的子代收入會帶來較大的測算誤差（Haider and Solon， 2006；何石軍等，2013；胡洪曙等，2014），因此本文選擇成年以后的子代勞動力。參考中國一般勞動人口的基本特征，本文設(shè)定父代勞動力的年齡上限為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年消費價格指數(shù)對父代、子代收入變量進行了處理，并剔除樣本中存在的異常值。經(jīng)過以上處理，共獲得4153對有效配對樣本，各年具體的配對數(shù)如表1。

表1還分別給出了父代、子代樣本凈收入、年齡、教育和職業(yè)變量的統(tǒng)計結(jié)果。年凈收入主要包括居民的經(jīng)營性收入和工資性收入農(nóng)村居民經(jīng)營性收入包括非農(nóng)經(jīng)營收入及農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入。農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入由務(wù)農(nóng)收入、園藝收入、畜牧收入及漁業(yè)收入構(gòu)成。。由于凈收入數(shù)據(jù)均經(jīng)過2011年消費價格指數(shù)處理，因此各年之間可以直接比較。從表1中可以看出，1991年以來父代與子代年凈收入均有了較大的提高，其中子代收入提高的幅度高于父代。父代的平均年齡在50-52歲之間，子代的平均年齡在22-26歲之間。教育變量為個人受教育年限。1991到2011年間，中國居民的平均受教育程度有所提高，父代平均受教育程度從小學(xué)上升至初中，子代平均受教育程度從初中上升至高中。職業(yè)變量的設(shè)定是參照Erikson and Goldthorpe（2002）的職業(yè)等級分類表，對職業(yè)進行打分管理者/行政官員/經(jīng)理（廠長、政府官員、處長、局司長、行政干部及村干部等）=12；軍官與警官=11；高級專業(yè)技術(shù)工作者（醫(yī)生、教授、律師、建筑師、工程師等）=10；一般專業(yè)技術(shù)工作者（助產(chǎn)士、護士、教師、編輯、攝影師等）=9；辦公室一般工作人員（秘書、辦事員）=8；技術(shù)工人或熟練工人（工段長、班組長、工藝工人等）=7；士兵與警察=6；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；司機=4；非技術(shù)工人或熟練工人（普通工人、伐木工等）=3；農(nóng)民、漁民、獵人=2；其他=1。endprint

。從基本統(tǒng)計結(jié)果來看，父代職業(yè)平均分值變化不大，基本保持在4.5左右，子

代職業(yè)平均分值有所上升且從2006年起超越了父代。

（二）研究方法

參考以往的研究（Solon，1992；何石軍等，2013），設(shè)定代際收入彈性基本估計方程為：

lny1=ρlny0+ε（1）

其中，y1表示子代持久性收入，y0表示父代持久性收入，ρ表示父代持久性收入對子代持久性收入的影響程度，ε為隨機擾動項。

由于父代持久性收入很難獲得，學(xué)者們一般使用父代單年收入作為其持久性收入的替代。但是父代單年收入與其持久性收入往往有較大偏差，因此使用父代單年收入來估計代際收入彈性有很大可能會帶來向下的偏誤（Solon，1992；Zimmerman，1992）。

由于個人一生實際收入一般為單峰型，因此針對單年收入可能帶來的向下偏誤問題，一個有效的辦法是對個體的年收入水平用年齡及其平方項進行調(diào)整（Solon，1992）。調(diào)整后的方程為：

lny1t=β0+γlny0t+β11age1t+β12age1t2+β01age0t+β02age0t2+μ（2）

其中，y1t，y0t分別為子代、父代在t年的收入，age1t，age0t分別為子代、父代在t年的年齡，μ為隨機擾動項。

Solon（1992），何石軍等（2013）認為，對年齡進行調(diào)整可以減小單年收入與持久性收入之間的差異，進而優(yōu)化單年收入對持久性收入的替代效果。盡管如此，估計出的代際收入彈性仍然可能存在一定程度的偏誤，原因在于y0t與μ仍然相關(guān)。在此基礎(chǔ)上，一種常用的處理辦法是收入均值法，但是正如上文所述，收入的暫時性波動很大，父代二三年的平均收入可能并不能很好代表其持久性收入，而父代教育和職業(yè)等個人特征短時期一般不會出現(xiàn)變化，反而能夠較為真實反映出其持久性收入，因此本文以父代的教育、職業(yè)變量作為工具變量，同時采用兩階段估計辦法。第一階段估計方程為：

lny0t=γ1Education0+γ2Occupation0+μ（3）

根據(jù)上式得出γ2和γ2的估計值γ^1和γ^2，在此基礎(chǔ)上，第二階段利用第一階段所得到的估計值進行最小二乘估計，第二階段估計方程為：

lny1t=β0+ρ（γ^1Education0+γ^2Occupation0）+e（4）

本文中父代年齡段基本處于40-60歲，屬于人生勞動收入成熟的階段，教育和職業(yè)的回報率差別不會太大。因此，在第一階段中用教育和職業(yè)估計出的收入基本上能夠代表父代40-60歲之間的收入，從而可以較為有效地表示其持久性收入。

二、實證結(jié)果分析

表2給出了利用OLS方法對（1）式和（2）式進行的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果看，由（1）式和（2）式估計得到的代際收入彈性均在1%的水平上顯著，但兩者區(qū)別不大。

表3給出了利用工具變量法估計出的代際收入彈性。除了2009年，其他年份的估計結(jié)果均在1%的水平上顯著，且估計結(jié)果均有所提高，符合理論預(yù)期。從估計結(jié)果看，1991-2011年間中國居民代際收入彈性基本都在0.4以上，平均為0.57。但是估計結(jié)果是否可靠還需對工具變量的有效性進行檢驗，因為工具變量若無效，則可能導(dǎo)致估計結(jié)果不一致。

表4給出了工具變量是否有效的檢驗結(jié)果。從過度識別檢驗的結(jié)果來看，各年的P值均大于0.1，故可以認為工具變量基本上外生，與擾動項不相關(guān)。從弱工具變量檢驗結(jié)果來看，各年的F值均大于10，LIML法與2SLS法估計出的彈性系數(shù)非常接近，從而可以拒絕“存在弱工具變量”的原假設(shè)。過度識別和弱工具變量的檢驗結(jié)果可以表明父代教育、職業(yè)變量作為本文的工具變量基本是有效的，表3中代際收入彈性的估計結(jié)果具有一定的可信度。

本文將表3中代際收入彈性的估計結(jié)果與國外的研究結(jié)果（Solon，1992；Zimmerman，1992；Bjorklund et al，1997）相比較，發(fā)現(xiàn)中國居民的代際收入流動性在此期間總體上比較低。國內(nèi)關(guān)于代際收入彈性的研究事實上還沒有取得一致結(jié)論，采用不同數(shù)據(jù)庫和收入處理辦法得出的中國代際收入彈性在0.3-0.9的大范圍內(nèi)波動（王海港，2005；姚先國等，2006；何石軍等，2013；胡洪曙等，2014）。本文對中國居民8年的估算結(jié)果均處于這一范圍內(nèi)，說明估算結(jié)果具有一定的合理性。

本文將三種方法各年的估計結(jié)果繪制成中國居民代際收入彈性趨勢圖（圖1），其中，彈性Ⅰ為基本方程的估計結(jié)果，彈性Ⅱ為控制父代、子代年齡后的估計結(jié)果，彈性Ⅲ為通過工具變量估計的結(jié)果。從圖1中可以看出，彈性Ⅰ與彈性Ⅱ差別很小，兩者幾乎重疊在一起；彈性Ⅲ在趨勢上幾乎與彈性Ⅰ、Ⅱ保持一致，但是在結(jié)果上高于彈性Ⅰ、Ⅱ。趨勢一致從側(cè)面反映出通過工具變量估計出的結(jié)果具有一定的可信度，而結(jié)果略高則說明通過工具變量的確能夠在一定程度上糾正利用單年收入估計而產(chǎn)生的向下偏誤問題。

由于彈性Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ趨勢基本一致，本文以彈性Ⅲ為代表來分析中國居民代際收入彈性的趨勢。從圖1中可以看出，該趨勢大致可以分為三個階段：第一階段為1991-2004；第二階段為2004-2009；第三階段為2009-2011。在第一階段中，盡管代際收入彈性在2000年有所下降，但是總體上呈現(xiàn)出一種向上的趨勢，并且在2004年達到峰值0.7，該結(jié)論與魏穎（2009）的研究保持一致；代際收入彈性在第二階段經(jīng)歷了一個迅速下降的過程，然而在第三階段卻有所反彈。

圖1 中國居民代際收入彈性趨勢圖

在第一階段，代際收入彈性較高且總體上呈現(xiàn)一種向上的趨勢，說明父代對子代收入的影響較大。帶來這種結(jié)果的原因當(dāng)然是多方面的，對于城鎮(zhèn)居民來說，比較重要的一點是間接的“接班”和“頂替”現(xiàn)象，以及隨后的“交換”現(xiàn)象“頂替”和“接班”是指父代在某一行業(yè)部門工作，退休后可由其子女無條件接班；間接的“頂替”和“接班”是指許多行業(yè)系統(tǒng)雖然也是公開招聘，但卻依然傾向招收本行業(yè)系統(tǒng)工作人員的子女；“交換”現(xiàn)象是指一些收益較高行業(yè)的工作人員子女在就業(yè)時互相交換。如某地方的金融行業(yè)與郵電行業(yè)約定，郵電行業(yè)工作人員的子女在就業(yè)時可以優(yōu)先進入本地區(qū)的金融行業(yè)，作為交換，本地區(qū)金融行業(yè)工作人員的子女在就業(yè)時可以優(yōu)先進入本地區(qū)的郵電行業(yè)（郭叢斌，2009）。endprint

在這一階段仍然比較盛行。郭叢斌等（2005-2009）的研究表明在這一階段整個社會代際之間行業(yè)的繼承性非常明顯。父代在科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)業(yè)工作，其子代主要的流動方向為公共管理和社會組織、信息技術(shù)和計算機業(yè)等收益較高的行業(yè)；父代在水、電及燃氣供應(yīng)業(yè)工作，其子代除了子承父業(yè)外，主要流動的方向依然為其他收益較高的行業(yè)，如水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理，交通運輸和郵政業(yè)等；而父代在制造業(yè)工作，其子代主要流向建筑業(yè)和批發(fā)零售業(yè)等收益較低的行業(yè)。對于農(nóng)村居民來說，20世紀(jì)90年代初農(nóng)村剩余勞動力依然不斷轉(zhuǎn)移到鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，由于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)基本都在當(dāng)?shù)?，加之農(nóng)村又是一個熟人社會，因此父代對其子代進入鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)或多或少會產(chǎn)生作用。隨后農(nóng)村剩余勞動力開始向城市大規(guī)模流動，1997-2004年，外出勞動力每年平均增長率高達14.9%（蔡昉，2007）。在這過程中，子代勞動力尋找非農(nóng)勞動崗位一方面會受其父代直接影響，另一方面有資源的父代會委托親戚、朋友給予其子代幫助。

在第二階段，代際收入彈性迅速下降。究其原因，在這一階段，工作崗位對勞動者的學(xué)歷、能力的要求更高，間接“接班”“頂替”以及“交換”現(xiàn)象有所緩解，個人的收入越來越受到教育等人力資本因素的影響。與此同時，大量農(nóng)民工進城，使得城鎮(zhèn)管理崗位供給急劇增加。這些都為城鎮(zhèn)中低層子代向上流動提供了巨大的空間。對于農(nóng)村居民而言，隨著我國現(xiàn)代化和城市化的步伐不斷加快，城市經(jīng)濟的快速發(fā)展創(chuàng)造出了大量就業(yè)機會，如商業(yè)、服務(wù)業(yè)、生產(chǎn)運輸業(yè)，這為所有農(nóng)村子代勞動力提供了很多非農(nóng)就業(yè)的機會。由于機會較多，農(nóng)村子代勞動力可以在較少依賴父代的情況下自行尋找到非農(nóng)就業(yè)崗位并獲得收入，從而帶來代際收入流動性的提高。此外，計劃生育政策的嚴(yán)格執(zhí)行降低了人口的出生率，使得主要勞動力市場優(yōu)勢職業(yè)勞動者子女?dāng)?shù)量減少相對于農(nóng)村居民，計劃生育政策對城鎮(zhèn)居民更加嚴(yán)格，而對于主要勞動力市場的職業(yè)勞動者，如國家機關(guān)工作人員和專業(yè)技術(shù)工作人員等，則尤其嚴(yán)格。

。這不僅為城鎮(zhèn)中低層子代向上流動提供了機會，同時也為受教育程度較高的農(nóng)村青年向上流動提供了可能。最后，科學(xué)技術(shù)進步帶來不少新興職業(yè)，而這些新興職業(yè)大部分都集中在社會職業(yè)體系的中上層，有著較高且穩(wěn)定的收入預(yù)期。這些新增的職業(yè)崗位為所有處于中低階層的子代提供了向上流動的機會，從而有助于提高居民代際收入流動性。

在第三階段，居民代際收入彈性出現(xiàn)反彈，一個可能的解釋是隨著中國經(jīng)濟發(fā)展的逐步平穩(wěn)，社會階層可能正逐步形成，父代對子代收入的影響逐步加大。

三、主要結(jié)論及建議

盡管直接采用父代收入與子代收入進行回歸得出的代際收入彈性事實上只能反映出兩者的相關(guān)關(guān)系，而非因果關(guān)系，但是較為準(zhǔn)確地估算出代際收入彈性可以更加清楚地了解中國的代際收入流動性，也便于與其他國家的研究成果進行比較，因而具有較強的現(xiàn)實意義。本文利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）1991-2011年的數(shù)據(jù)，采用合適的的工具變量對中國居民代際收入流動性進行了估計。研究結(jié)果表明：（1）父代受教育程度、職業(yè)類型是有效的工具變量，居民代際收入彈性在1991-2011年間基本都在0.4以上，平均為0.57，與國外研究相比較可以發(fā)現(xiàn)中國居民代際收入流動性較低，機會不平等程度較高。（2）1991-2004年間，居民代際收入彈性總體上呈現(xiàn)出一種向上的趨勢，并且在2004年達到峰值0.7。原因在于城鎮(zhèn)中間接的“接班”“頂替”以及隨后的“交換”現(xiàn)象在這一階段仍然比較盛行，此外20世紀(jì)90年代農(nóng)村鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)仍具生命力，90年代末農(nóng)村剩余勞動力開始向城市大規(guī)模流動，在此階段農(nóng)村父代對子代影響較大；2004-2009年間，居民代際收入彈性經(jīng)歷了一個迅速下降的過程。原因可能是科學(xué)技術(shù)進步、城鎮(zhèn)管理崗位供給增加、主要勞動力市場優(yōu)勢職業(yè)勞動者子女?dāng)?shù)量減少為城鎮(zhèn)中低層子代向上流動提供了巨大的空間，此外隨著城市經(jīng)濟發(fā)展的加快，農(nóng)村子代勞動力能夠在較少依賴父代的情況下，獲得大量非農(nóng)就業(yè)的機會；2009-2011年間，居民代際收入彈性有所反彈的情況表明隨著中國經(jīng)濟發(fā)展的逐步平穩(wěn)，社會階層可能正逐步形成，父代對子代收入的影響開始增強。而這恰好可以說明近年來“富二代”現(xiàn)象的出現(xiàn)。

代際收入彈性的變化趨勢表明，中國代際收入流動性從2004年起的改善正在走向轉(zhuǎn)折點，因此需要政府制定相關(guān)政策來提高代際收入流動性。已有部分研究（Maye and Lopoo，2008；周波、蘇佳，2012）表明公共教育投資能夠有效地增加代際收入流動性。因此政府應(yīng)該通過進一步普及教育，尤其是改善落后地區(qū)的教育資源來提高居民的代際收入流動性。此外，政府還應(yīng)該繼續(xù)健全勞動力市場，努力為每一個勞動者獲得相應(yīng)的工作崗位提供平等的機會。

由于數(shù)據(jù)的限制CHNS數(shù)據(jù)中城鎮(zhèn)與農(nóng)村樣本大致為3∶7，在經(jīng)過父代-子代配對及刪除異常值后，城鎮(zhèn)樣本較少，不足以支撐本文對代際收入流動性趨勢的研究。

，本文并未對城鎮(zhèn)及農(nóng)村的代際收入流動性趨勢進行對比研究。

參考文獻：

[1] 蔡昉.中國勞動力市場發(fā)育與就業(yè)變化[J].經(jīng)濟研究，2007，（7）：4-14.

[2] 郭叢斌，丁小浩.中國勞動力市場分割中的行業(yè)代際效應(yīng)及教育的作用[J].教育研究，2005，（1）：34-40.

[3] 郭叢斌.教育與代際流動[M].北京：北京大學(xué)出版社，2009.

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

[5] 胡洪曙，亓壽偉.中國居民家庭收入分配的收入代際流動性[J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2014，（2）：20-29.

[6] 權(quán)衡.收入差距與收入流動：國際經(jīng)驗比較及其啟示[J].社會科學(xué)，2008，（2）：4-13.endprint

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

[8] 魏穎.中國代際收入流動與收入不平等問題研究[M].北京，中國財政經(jīng)濟出版社，2009.

[9] 周波，蘇佳.財政教育支出與代際收入流動[J].世界經(jīng)濟，2012，（12）：41-61.

[10] Becker， Gary S. and Nigel Tomes. An Equilibrium Theory of Distribution of Income and Intergenerational Mobility[J]. Journal of Political Economy ， 1979， （87 ）： 1153-1189.

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

[12] Behrman， Jere R and Paul Taubman. Intergenerational earnings mobility in the united state： some estimates and a test of Becker's intergenerational endowments model[J]. Review of Economics and Statistics， 1985，（67）： 144-151.

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

[14] Erikson R. and Goldthorpe J. H. Intergenerational Inequality： A Sociological Perspective[J].Journal of Economic Perspectives， 2002， 16，（3）： 31-44.

[15] Haider， Steven J. and Solon Gary. Lifecycle variation in the association between current and lifetime earnings[J]. American Economic Review， 2006，（96）： 1308-1320.

[16] Mayer， S. E. and Lopoo ， L. M. Government Spending and Intergenerational Mobility[J]. Journal of Public Economics ， 2008， 92（1-2）： 139-158.

[17] Mazumder， Bhashkar. Fortunate sons： new estimates of intergenerational mobility in the US using social security earnings data[J]. Review of Economics and Statistics， 2005，（87）： 235-255.

[18] Mulligan. （1997）， Parental priorities and economic inequality （University of Chicago Press， Chicago）.Solon Gary. Intergenerational income mobility in the United States[J].American Economic Review， 1992，（82）： 393-408.

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

責(zé)任編輯：陸廣品endprint