代際收入傳遞機(jī)制及破解貧困路徑研究

蘇宇楠,許發(fā)明

(1.中央民族大學(xué) 理學(xué)院,北京 100081;2.西安交通大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院,陜西 西安 710049)

一、背景引入

面對錯(cuò)綜復(fù)雜的國際國內(nèi)環(huán)境,中國經(jīng)濟(jì)彰顯強(qiáng)大韌性,向高質(zhì)量不斷發(fā)展。2020年是中國全面建成小康社會(huì)的收官之年,中國經(jīng)濟(jì)風(fēng)雨不懼、穩(wěn)中求進(jìn),在實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展目標(biāo)的道路上砥礪前行。近年來,“拼爹”一詞在中國社會(huì)上的出現(xiàn)頻率頗高,“富二代”“官二代”案例經(jīng)常見諸媒體、“階層固化”和“寒門難出貴子”仍是當(dāng)前輿論的熱門話題。這體現(xiàn)的正是社會(huì)大眾對于代際流動(dòng)性偏弱和階層固化現(xiàn)象的關(guān)注(1)這兩個(gè)詞都蘊(yùn)含了依靠父輩的金錢或政治身份獲取社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的含義。?！岸F(xiàn)象”的出現(xiàn)從側(cè)面反映出的社會(huì)現(xiàn)實(shí)是國民收入呈現(xiàn)代際傳遞的趨勢,代內(nèi)收入差距拉大,代際收入的流動(dòng)性不足,代際收入彈性小(2)代際收入流動(dòng)性是微觀視角上家庭子女的收入對父母收入的依賴程度,通常用代際收入彈性來衡量。代際收入彈性越大,表明代際收入傳遞的程度越高,代際流動(dòng)性越小。。社會(huì)流動(dòng)性的高低對保障社會(huì)公平和兼顧效率意義重大。社會(huì)代際流動(dòng)性高,城鄉(xiāng)區(qū)隔、地區(qū)差異和階層壟斷等導(dǎo)致的收入差距更多呈現(xiàn)代內(nèi)影響。當(dāng)社會(huì)流動(dòng)性降低時(shí),不僅代際間收入差距會(huì)擴(kuò)大,擁有父代豐富資源的家庭子代與其他人相比,不僅能從父輩繼承大筆財(cái)產(chǎn),而且還可繼續(xù)享有豐富的社會(huì)資源,使得本處于上層社會(huì)的家庭后輩仍處于優(yōu)勢,而處于中下層家庭的子代們由于資源不足,難以通過自身努力躋身上層社會(huì),階層之間收入差距逐步拉大,向上流動(dòng)的機(jī)會(huì)匱乏、渠道狹窄。

“唯改革者進(jìn),唯創(chuàng)新者強(qiáng),唯改革創(chuàng)新者勝”(3)出自習(xí)近平總書記2014年11月9日在“APEC工商領(lǐng)導(dǎo)人峰會(huì)”上發(fā)表的主旨演講。。大刀闊斧邁入小康社會(huì)之際,增強(qiáng)代際收入流動(dòng)性顯得越發(fā)重要。黨的十九大報(bào)告指出,“讓貧困人口和貧困地區(qū)同全國一道進(jìn)入全面小康社會(huì)是我們黨的莊嚴(yán)承諾”。面對剩余貧困戶的復(fù)雜性、新脫貧戶的不穩(wěn)定性和脫貧戶的迷茫性的“后扶貧時(shí)代”,減貧成本與脫貧難度都將進(jìn)一步增加,中國扶貧開發(fā)已進(jìn)入攻堅(jiān)拔寨的沖刺期。在扶貧治理中,低收入群體的貧困代際傳遞一直是扶貧工作中的重點(diǎn)與難點(diǎn),如何削弱階層固化現(xiàn)象,建立起新型貧困治理結(jié)構(gòu)、體系和機(jī)制,是當(dāng)下學(xué)界和政府普遍聚焦和探索的問題。實(shí)現(xiàn)社會(huì)分配中公平與效率的統(tǒng)一,不僅要依靠強(qiáng)大的人口優(yōu)勢實(shí)現(xiàn)人力資本存量增加,還要依靠激勵(lì)機(jī)制來提高人力資本的使用效率,優(yōu)化“人才紅利”,為實(shí)現(xiàn)“兩個(gè)一百年”奮斗目標(biāo)注入強(qiáng)大活力。

二、國內(nèi)外研究現(xiàn)狀

(一)代際收入流動(dòng)性的變化趨勢

從宏觀指標(biāo)——基尼系數(shù)角度考慮,從1981年到2001年,中國的基尼系數(shù)從0.3上升到0.45[1];聯(lián)合國2011年發(fā)布數(shù)據(jù)稱中國的基尼系數(shù)在2010年已經(jīng)達(dá)到了0.52,在190多個(gè)國家中排名第四,遠(yuǎn)高于一般設(shè)定的警戒線0.4,充分說明收入分配不均和隨之而來的社會(huì)階層固化問題已成為影響中國經(jīng)濟(jì)未來發(fā)展的關(guān)鍵。

從微觀家庭代際收入流動(dòng)性測度角度,即代際收入彈性(4)代際收入彈性是指父代經(jīng)濟(jì)收入對子代經(jīng)濟(jì)收入或經(jīng)濟(jì)地位的影響程度?？紤],根據(jù)中國社會(huì)科學(xué)院“城鄉(xiāng)居民收入分配課題組”的調(diào)查資料,利用父代收入對子代收入的回歸方程,測算了1988年和1995年的代際收入彈性分別為0.384和0.424[2]。這一結(jié)果說明以下兩點(diǎn),一是中國代際收入流動(dòng)性較低,二是收入的代際流動(dòng)性存在進(jìn)一步固化的風(fēng)險(xiǎn)。此后,大多學(xué)者的研究成果認(rèn)可第一點(diǎn)結(jié)論,但是關(guān)于第二點(diǎn)存有爭議。例如,有研究表明改革開放以來中國代際收入彈性總體遞增[3],支持了王海港的結(jié)論。然而,也有研究使用CHNS數(shù)據(jù)綜合運(yùn)用可降低偏誤的方法估計(jì)了中國2000、2004、2006、2009年四個(gè)年度的代際收入彈性,發(fā)現(xiàn)呈整體下降趨勢[4];同時(shí)表明代際收入流動(dòng)性呈階段性變化[5],從時(shí)間上看,1989至2004年,父子收入彈性在0.2至0.8范圍內(nèi)震蕩,接著呈現(xiàn)大幅下降到逐步穩(wěn)定的特征[6]。類似地,也有文獻(xiàn)運(yùn)用CHNS數(shù)據(jù)庫中樣本量為1 828的單年收入計(jì)算得出中國代際收入彈性位于0.22至0.29之間[7]。同時(shí),也有成果運(yùn)用自助多水平統(tǒng)計(jì)模型、工具變量和分位回歸共三種方法對CHNS數(shù)據(jù)中的代際收入彈性進(jìn)行了分析,用前兩種方法得出的總體彈性分別為0.362和0.446,此研究利用分位回歸方法證明隨著收入水平的提高,代際收入彈性呈現(xiàn)出先升后降的倒U型特征[8]。

(二)不同階層和群體代際收入流動(dòng)性差異

隨著代際收入流動(dòng)性相關(guān)課題研究的不斷細(xì)化,越來越多的學(xué)者著眼于不同階層的代際流動(dòng)。針對不同階層和群體代際收入流動(dòng)性的差異分析,學(xué)界存在不少爭論。比如,按父母收入高低分組的分析顯示1995年低收入組父母收入對子女收入的影響比1988年有所下降,但高收入組父母對子女的影響力大大增強(qiáng)了[2]。使用CHNS數(shù)據(jù),應(yīng)用OLS、群組分析(Cohort Analysis)和分位回歸方法測度了中國代際收入彈性,得到了處于不同地域的不同收入水平的家庭代際彈性不相同,城鎮(zhèn)父子收入彈性高于農(nóng)村,但是家庭收入對子代的彈性小于農(nóng)村,中等收入水平家庭的彈性最低[6]。同時(shí),也有研究使用轉(zhuǎn)換矩陣法研究不同收入階層的城鄉(xiāng)居民的代際收入流動(dòng)性[9]。

(三)代際收入流動(dòng)性的傳遞機(jī)制

關(guān)于代際收入流動(dòng)的中間變量、內(nèi)在機(jī)制方面,國內(nèi)已有的相關(guān)研究包括以下三方面內(nèi)容:第一,教育是人力資本改善的重要方面,作為代際流動(dòng)的重要機(jī)制,其在知識(shí)積累、能力培養(yǎng)等方面起重要作用,從而有助于弱勢階層子女的向上流動(dòng)。第一,中國的代際收入彈性分解表明代際間的職業(yè)和教育傳遞是中國代際收入相關(guān)的主要途徑,貢獻(xiàn)率分別30.5%和17%[6]。第二,研究發(fā)現(xiàn)父親的黨員身份在其離職前對子代收入具有顯著正向影響,從而證明政治資源在中國代際收入傳遞中的重要作用[10];第三,有文獻(xiàn)研究了教育對創(chuàng)建中國合理代際流動(dòng)機(jī)制的重要性[11];并且,教育、健康和職業(yè)對中國代際收入流動(dòng)性具有貢獻(xiàn),但是這三者之和也僅解釋了中國代際收入流動(dòng)性的19%[12];另有試圖通過工具變量等方法確定教育投入、財(cái)富遺產(chǎn)等某個(gè)因素對代際流動(dòng)的影響。政府在分配社會(huì)資源時(shí)常將公共教育支出包含在內(nèi)。研究發(fā)現(xiàn)人均財(cái)政教育支出越高的地區(qū)代際流動(dòng)性越高[13]。隨著中國九年義務(wù)教育的普及和高等教育規(guī)模的擴(kuò)大,社會(huì)各階層獲得教育機(jī)會(huì)的差距逐漸縮小,教育為代表的人力資本在增強(qiáng)社會(huì)流動(dòng)性中的作用得以發(fā)揮,成為中國貧困家庭子女代際流動(dòng)的重要途徑,為“寒門貴子”提供了一條重要的路徑[14],同時(shí),教育水平在促進(jìn)代際流動(dòng)中的貢獻(xiàn)率正逐漸提高[15]。因此,如何通過教育改革最大化的發(fā)揮教育促進(jìn)社會(huì)流動(dòng)的正面作用,是決策者接下來很長一段時(shí)間考慮的重要問題之一。國際上,根據(jù)芬蘭五組不同時(shí)期出生的人口的收入流動(dòng)性研究,發(fā)現(xiàn)盡管收入不平等現(xiàn)象有所加劇,代際收入彈性仍保持穩(wěn)定,但教育起到的貢獻(xiàn)可能已經(jīng)改變[16]。

不僅人力資本要素在代際收入流動(dòng)性傳遞中發(fā)揮重要作用,社會(huì)資本和家庭財(cái)富也不例外。人力資本、社會(huì)資本和財(cái)富資本對代際收入傳遞的解釋力達(dá)到60%以上,其中財(cái)富資本的貢獻(xiàn)率達(dá)到40%以上,財(cái)富資本指標(biāo)分為金融資產(chǎn)總額、房產(chǎn)現(xiàn)值和土地面積(農(nóng)村),房產(chǎn)現(xiàn)值和金融資產(chǎn)總額,對代際收入彈性的解釋力遠(yuǎn)高于人力資本和社會(huì)資本[5]。之后,有研究利用“Galton-Becker-Solon”模型,引入家庭金融性資產(chǎn)、房產(chǎn)價(jià)值、家庭借款和家庭負(fù)債等變量,發(fā)現(xiàn)子代收入與家庭金融性資產(chǎn)、房產(chǎn)價(jià)值和家庭借款具有正向相關(guān)關(guān)系,其中家庭房產(chǎn)價(jià)值與家庭借出款對子代收入的影響能力最大[17]。

隨著物質(zhì)和精神生活日益豐富,民眾收入的組成日益多元,社會(huì)資本與家庭財(cái)富等要素對收入代際流動(dòng)的影響不斷增強(qiáng),這使得中國貧富差距傳遞路徑研究更為復(fù)雜。本文創(chuàng)新點(diǎn)在于采用雙樣本匹配方式構(gòu)造工具變量,運(yùn)用代際收入轉(zhuǎn)移矩陣,通過七種代際收入測度指標(biāo)對代際收入的流動(dòng)性進(jìn)行了測度與描述,并應(yīng)用分位數(shù)回歸工具討論處于不同收入分位水平上的家庭收入彈性系數(shù),最后利用MM反事實(shí)收入分解法探究高、低收入階層父代與子代之間的收入差異主要是哪一種差異效應(yīng)引起的。

三、研究方法及實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)說明

本文中,主樣本數(shù)據(jù)來自于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年以及2015年數(shù)據(jù);而補(bǔ)充樣本來自于中國家庭收入項(xiàng)目調(diào)查(CHIP)1995年、2000年、2008年和2013年數(shù)據(jù)。由于CHNS數(shù)據(jù)中僅有2015年數(shù)據(jù)含有與家庭財(cái)富相關(guān)的指標(biāo),所以利用CHIP數(shù)據(jù)中與家庭財(cái)富相關(guān)的指標(biāo),通過樣本匹配,最小二乘估計(jì)構(gòu)造出家庭財(cái)富的工具變量,來對主樣本進(jìn)行補(bǔ)充。

(二)雙樣本匹配及工具變量構(gòu)造

目前,在國際上很多研究為了解決缺乏長時(shí)間的面板結(jié)構(gòu)收入數(shù)據(jù)的問題,采用雙樣本兩階段最小二乘法,將獨(dú)立的兩個(gè)樣本合并,克服現(xiàn)有數(shù)據(jù)的限制[18]。在本文中采用類似的思想,通過匹配兩個(gè)獨(dú)立的樣本數(shù)據(jù),利用最小二乘估計(jì)生成家庭財(cái)富的工具變量,來解決CHNS數(shù)據(jù)中僅2015年數(shù)據(jù)含有與家庭財(cái)富相關(guān)的指標(biāo)這一問題,使可用樣本量增多,能更好地刻畫代際流動(dòng)趨勢以及傳遞機(jī)制的變化。

由于CHNS調(diào)查數(shù)據(jù)的年份與CHIP調(diào)查數(shù)據(jù)的年份并非是一一對應(yīng)的,所以這里采用wave方式(5)Wave方式指將調(diào)查年份間隔較短的一對數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。對數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配,并以1993年的居民價(jià)格指數(shù)(6)居民價(jià)格指數(shù)的數(shù)據(jù)來源http:∥www.zjso.gov.cn/dcsj/ndsj_2174/2016_ndsj/jmxfjgzs/201703/t20170310_81159.html。為基期,采用不變價(jià)法處理,以保證不同年份之間的可比性,具體的匹配規(guī)則如表1。

表1 分年份匹配樣本匹配規(guī)則

在完成分年份匹配樣本后,對所得到的4對年份,8個(gè)樣本對通過如下流程構(gòu)造關(guān)于家庭財(cái)富的工具變量:第一,對數(shù)據(jù)進(jìn)行五等分與隨機(jī)分配樣本對;第二,構(gòu)建模型及工具變量的引入。

具體說來,將CHIP數(shù)據(jù)和CHNS數(shù)據(jù)分別按照其父代收入從高到低進(jìn)行排序,并將排序后的數(shù)據(jù)進(jìn)行五等分,分為五個(gè)等級(jí)。之后針對CHNS中的父代觀測變量,在與其相同等級(jí)的CHIP數(shù)據(jù)中利用Bootstrap抽樣方式隨機(jī)抽取子代特征觀測與之相匹配。對匹配之后的數(shù)據(jù)建立如下回歸方程:

(三)代際收入轉(zhuǎn)移矩陣

代際收入轉(zhuǎn)移矩陣方法刻畫了父子代收入所處對應(yīng)位置隨時(shí)間的動(dòng)態(tài)變化,該方法較普通的描述性統(tǒng)計(jì)而言更具有實(shí)際意義,對代際收入的流動(dòng)性做出量化解釋,可以衡量父子兩代人收入階層的流動(dòng)的大小和向,表現(xiàn)為矩陣中的每一個(gè)概率大小。在矩陣中,分別用行數(shù)、列數(shù)來表明父代、子代的收入所在的階層,收入最低為第一階層,最高為第五階層,可將代際收入轉(zhuǎn)移矩陣表示為下列形式:

表2 代際收入測度指標(biāo)構(gòu)造

1.代際收入的轉(zhuǎn)移矩陣構(gòu)建

對處理后的樣本,將父輩和子輩的收入分別由低到高分為5個(gè)階層(收入最低的為第一階層,收入最高的為第五階層),對1993年和2015年數(shù)據(jù)利用轉(zhuǎn)移矩陣法進(jìn)行處理,對不同收入階層的居民收入流動(dòng)性及其變化趨勢進(jìn)行初步的分析。

通過對轉(zhuǎn)移矩陣的觀察,發(fā)現(xiàn)對不同收入階層的居民,代際收入流動(dòng)性存在著較為明顯的區(qū)別,且位于最高和最低的兩個(gè)階層,父代位于該階層子代仍處于該階層的概率相較于其他階層都要高,反映出最高與最低收入階層人群的代際收入流動(dòng)較為封閉。通過對比1993年的收入轉(zhuǎn)移矩陣和2015年的收入轉(zhuǎn)移矩陣,可以發(fā)現(xiàn),2015年時(shí)各階層向其他階層流動(dòng)的概率增加,且收入分配兩端居民的代際收入流動(dòng)性有明顯的提高,此外,除第一階層外各階層向下流動(dòng)的概率相較于1993年都有所上升。

2.代際收入的轉(zhuǎn)移矩陣指標(biāo)分析

由表3可總結(jié)出以下結(jié)論:

表3 1993年至2015年代際收入的轉(zhuǎn)移矩陣指標(biāo)測度值

第一,若假設(shè)代際收入階層完全流動(dòng),則慣性率M1應(yīng)為0.2,且M1若越接近0.2則說明代際流動(dòng)性越好,表3中M1隨著年份增長呈遞減趨勢,且在13年后維持在0.3以下,子代收入階層保持父代收入階層的概率逐年遞減,代際收入流動(dòng)性得到一定改善。

第二,若假設(shè)代際收入階層完全流動(dòng),則亞慣性率M2應(yīng)為0.52,且M2若越接近0.52則說明代際收入流動(dòng)性越好,由表3可見,亞慣性率M2大致呈倒U型的變化趨勢,先隨著年份推移上升,在2004年達(dá)到最大值,之后呈現(xiàn)出下降趨勢,2004年后子代收入跨兩個(gè)及以上階層流動(dòng)性增強(qiáng)。

第三,自2000年后底層不流動(dòng)率M3較之前年份有明顯減少,說明父代收入位于最低層的子代收入流動(dòng)性得到了良好改善,他們較2000年前更容易向更高收入階層流動(dòng)。而頂層不流動(dòng)率M4在2006年之前都在0.4以上的水平,2009年之后下降到了0.4以下,說明高收入階層代際收入流動(dòng)性有所改善,“窮二代”減少了,“富二代”也減少了。

第四,2004年至2009年的向上流動(dòng)率M5要高于其余年份,即子代收入階層較父代收入階層有所好轉(zhuǎn)的概率是隨著年份先增后減的,而向下流動(dòng)概率M6呈現(xiàn)出波動(dòng)的趨勢,同時(shí),向上向下流動(dòng)率之比也在1附近波動(dòng),向上或向下流動(dòng)的狀態(tài)不穩(wěn)定。

綜合以上四點(diǎn),得出如下結(jié)果:隨著年份增長,父子代間代際收入的流動(dòng)性得到了一定改善,體現(xiàn)在父子代收入階層固化現(xiàn)象減弱,子代收入跨兩個(gè)以上階層流動(dòng)概率增大,底層收入群體與頂層收入群體的收入代際流動(dòng)性增強(qiáng),但向上向下流動(dòng)的狀態(tài)還不夠穩(wěn)定。

(四)分位數(shù)回歸方法

代際收入轉(zhuǎn)移矩陣直觀地描述了代際收入流動(dòng)性的情況,但其僅從收入角度出發(fā),并不能對代際收入流動(dòng)性的內(nèi)在原因進(jìn)行挖掘,于是采用分位數(shù)回歸進(jìn)一步分析,意在找出代際收入流動(dòng)性的影響因素及其影響程度。對于收入數(shù)據(jù)而言,普通最小二乘回歸得到的回歸方程只能反映代際收入平均水平的變化情況,但我們除了想研究中等收入人群的情況以外,還想研究代際收入極高和極低人群的情況,所以分位數(shù)回歸能夠很好地契合該問題。分位數(shù)回歸作為線性回歸的拓展,用于刻畫因變量的條件分位數(shù)隨著自變量的變化情況,能更好地刻畫出因變量在在各個(gè)分位數(shù)上的局部特征或者完整的分布特征。本文建立如下形式的分位數(shù)回歸模型:

(1)

其中,τ表示分位數(shù)點(diǎn),lcincome表示子代收入取對數(shù),由CHNS數(shù)據(jù)中子代的收入指標(biāo)直接取對數(shù)得到;lfincome表示取對數(shù)后的父代收入,也是通過對CHNS數(shù)據(jù)中父代的收入指標(biāo)直接取對數(shù)得到;cedu表示子代受教育年限;frank表示父代社會(huì)階層(7)父代收入階層的劃分是通過其職業(yè)參考戈德索普的12分劃法得出的,具體分法參考表4。;這里的vwealth是對通過之前所述方法獲得的家庭財(cái)富的工具變量w取對數(shù)后獲得的,這里取對數(shù)的目的是使家庭財(cái)富的量綱與父代、子代收入的量綱以及量級(jí)保持一致,使模型更加合理且易于解釋。

根據(jù)父代的職業(yè)將樣本劃分為不同階級(jí),分別為行政官員、國家機(jī)關(guān)/黨群組織/企、事業(yè)單位負(fù)責(zé)人、軍官與警官;高級(jí)專業(yè)/技術(shù)人員;一般專業(yè)/技術(shù)人員;辦公室日常辦事人員;商業(yè)從業(yè)人員/自雇傭者/小型家庭從業(yè)主;商業(yè)從業(yè)人員/自雇傭者/小型家庭從業(yè)主;運(yùn)動(dòng)員/演員/演奏員;士兵與警察;技術(shù)工人;服務(wù)業(yè)從業(yè)人員;非技術(shù)工人;農(nóng)林牧副漁生產(chǎn)人員;其他。其得分為12分至1分依次下降。

對處理后的數(shù)據(jù),建立分位數(shù)回歸模型,并求解可以得到各年份不同分位點(diǎn)上的收入彈性系數(shù),見表4。

表4 各年份不同分位點(diǎn)下的收入彈性

表4給出了從1993年到2015年從0.05到0.95的5個(gè)分位點(diǎn)的代際收入彈性,越高的代際收入彈性對應(yīng)著越差的代際收入流動(dòng)性。代際收入彈性隨分位點(diǎn)變化和隨年份變化都是不平穩(wěn)的。1993年與2000年的0.05分位數(shù)點(diǎn)上彈性值較高,均高于0.4,極不利于底層收入群體流動(dòng);2004年與2006年的0.05分位數(shù)點(diǎn)上彈性值最小,在0.1以下,此時(shí),處于收入底層的群體代際收入流動(dòng)性較高,有利于社會(huì)良好發(fā)展,而在2009年之后0.05分位數(shù)點(diǎn)上的代際收入彈性又有所上升。1997年至2004年的0.5分位數(shù)點(diǎn)的彈性值均高于0.5,這些時(shí)期與部分陷入中等收入陷阱的發(fā)展中國家情況類似,明顯高于世界上其他發(fā)達(dá)國家。2006年之后0.5分位數(shù)點(diǎn)的彈性值較之前有了明顯下降,代際收入流動(dòng)性得到一定改善。各年份的0.25、0.75分位數(shù)點(diǎn)上的代際收入彈性值都大致呈現(xiàn)出逐年遞減的趨勢,反映出較低收入水平人群和較高收入水平人群代際收入流動(dòng)性的增強(qiáng)。而各年份的0.95分位數(shù)點(diǎn)上的彈性值始終保持一個(gè)較低的水平,代際收入流動(dòng)性較好,其中,由于2009年樣本量較小,在0.95分位數(shù)點(diǎn)上的估計(jì)存在一定誤差。同時(shí),1997、2000、2004、2009年這四個(gè)年份代際收入彈性與分位數(shù)之間大致為倒U型趨勢,說明這些年份收入分布兩端的代際收入流動(dòng)性較強(qiáng),而收入分布中位數(shù)附近的代際收入流動(dòng)性較弱。一般來說代際收入彈性與分位數(shù)之間的趨勢是U型或者是倒U型,但在2006年,代際收入彈性與分位數(shù)之間大致呈現(xiàn)出N型趨勢,說明2006年總體數(shù)值均較低,底層收入人群比高層收入人群擁有更強(qiáng)的代際收入流動(dòng)性。1993、2011、2015這幾個(gè)年份代際收入彈性大致都隨著分位數(shù)的提高而減小,即底層收入人群階層固化嚴(yán)重,而高層收入人群代際收入流動(dòng)性較好,說明這些年份的經(jīng)濟(jì)體制與收入分配改革對高收入群體的代際收入流動(dòng)性起到了積極作用。

圖1可見,除0.05分位數(shù)之外,其余四個(gè)分位數(shù)均隨著年份呈倒U型趨勢變化,且子代受教育水平都起到正向影響作用。受教育程度對處于收入最低層的子代影響在逐年遞增,即子代收入位于最低層的群體更容易通過提升受教育年限而實(shí)現(xiàn)收入階層跨越。其他分位數(shù)點(diǎn)上2004年與2006年的受教育年限對子代收入的影響最大,0.95分位數(shù)點(diǎn)上受教育年限對于高收入子代的影響程度較低,0.05分位數(shù)點(diǎn)上受教育年限對于低收入子代影響程度逐年提升,說明通過教育改變自身收入階層的愿望通路還是存在的。

圖1 受教育水平系數(shù)

由圖2(左)發(fā)現(xiàn),從1993年至2009年父代社會(huì)階層對子代收入起到的促進(jìn)作用更多,特別是子代低收入階層,父代社會(huì)階層越高越能幫助子代收入實(shí)現(xiàn)階層跨越。2011年之后父代社會(huì)階層對子代收入起到的負(fù)影響更多,特別是2015年,在每一分位數(shù)點(diǎn)上附帶社會(huì)階層均對子代收入起到負(fù)影響,即父代社會(huì)階層已經(jīng)很難幫助子代實(shí)現(xiàn)收入向更高階層跨越,但這種情況的出現(xiàn)也可能是由于樣本數(shù)據(jù)選擇偏差造成的。0.95分位數(shù)點(diǎn)該彈性值絕對值不超過0.07,即父代社會(huì)階層對高收入階層子代起到的影響很小。

由圖2(右)可見家庭資產(chǎn)對子代收入階層的影響呈現(xiàn)波動(dòng)性變化,在1993年和2011年0.05至0.75分位數(shù)點(diǎn)上均起到正向影響,且影響程度較大,而在0.95分位數(shù)上起到了負(fù)向影響。在1997年、2000年、2004年與2009年家庭資產(chǎn)對中低等收入子代起到負(fù)影響,且對高收入階層子代影響程度較低。而在2006年家庭資產(chǎn)對高收入子代起到正向影響,且影響程度較大,在0.05分位數(shù)點(diǎn)上也起到了一定正向作用。2015年家庭資產(chǎn)對中等收入子代正向影響較大,而對收入分布兩端的子代起到負(fù)影響作用,且影響程度較小。

(五)MM反事實(shí)收入分解方法

通過分位數(shù)回歸得到各個(gè)因素的影響程度后,為進(jìn)一步探索造成代際收入差距的是哪一種效應(yīng),我們使用反事實(shí)收入分解方法進(jìn)行以下分析。反事實(shí)收入的思想考察當(dāng)來自低收入家庭的子代擁有和來自高收入家庭子代相同的條件后他們的收入將會(huì)有怎樣的變化。MM反事實(shí)收入分解是一種基于分位數(shù)回歸的收入分解方法,它將收入差異分解為由于決定方程系數(shù)不同而造成的回報(bào)差異效應(yīng)以及由于回歸自變量的分布差異所造成的特征差異效應(yīng)。特征差異效應(yīng)反映出由于家庭收入差異造成的子代特征如教育水平、就業(yè)類型等方面存在的差異,而回報(bào)差異效應(yīng)反映出高、低收入家庭子代在勞動(dòng)力市場獲得的收入回報(bào)帶來的差異。通過對總收入差異的分解,從而探究收入差異主要是哪種差異效應(yīng)造成的。

本文結(jié)合分位數(shù)回歸與MM分解法來探究高、低收入階層父代的子代之間的收入差異主要是哪一種差異效應(yīng)引起的。首先,我們以父代收入的中位數(shù)作為分界點(diǎn),把父代收入高于分解點(diǎn)的家庭視為高收入家庭,反之則視為低收入家庭,之后對這兩類家庭分別建立模型(1)并求解,得到以下兩個(gè)分位數(shù)回歸方程:

(2)

(3)

(4)

對各年份數(shù)據(jù)利用MM反事實(shí)收入分解得到的結(jié)果為表5。通過觀察表5的結(jié)果可以得到如下結(jié)果:

表5 各年份MM反事實(shí)收入分解結(jié)果

第一,各年份的高、低收入家庭的子代收入的總差異整體上隨著分位數(shù)升高呈現(xiàn)下降趨勢。

第二,在各年份不同分位點(diǎn)上,特征差異效應(yīng)的貢獻(xiàn)率普遍大于回報(bào)差異效應(yīng)的貢獻(xiàn)率,特征差異效應(yīng)是導(dǎo)致來自高、低收入家庭的子代收入產(chǎn)生差異的主要原因,并且2011年以后特征差異效應(yīng)貢獻(xiàn)率隨著分位數(shù)點(diǎn)呈現(xiàn)遞增趨勢,在高分位數(shù)點(diǎn)上特征差異效應(yīng)幾乎能解釋全部的總差異。

第三,各年份的回報(bào)差異效應(yīng)整體上隨著分位數(shù)點(diǎn)升高呈現(xiàn)出下降趨勢,且在0.75分位數(shù)水平及以上多為負(fù)值,僅對0.05至0.25分位數(shù)水平的子代收入差異起著一定正向影響。

綜合來說,在各年份各分位點(diǎn)特征差異效應(yīng)都是引起子代收入差異的主要原因,而回報(bào)差異效應(yīng)僅在低分位點(diǎn)起到一定的作用。即對于各分位點(diǎn)的子代,其收入差距受子代特征影響更大,如教育水平、就業(yè)類型等,而對于低分位點(diǎn)的子代,其收入差距還受到由于勞動(dòng)力市場帶來的收入回報(bào)差異的影響。

四、結(jié)論及建議

本文通過雙樣本匹配與工具變量構(gòu)造,從CHNS與CHIP數(shù)據(jù)中獲取了需要的自1993年至2015年的五個(gè)變量數(shù)據(jù),之后使用代際收入轉(zhuǎn)移矩陣對父子代收入階層的流動(dòng)性進(jìn)行分析,然后再對子代收入與父代收入、子代受教育年限、父代社會(huì)階層、家庭資產(chǎn)之間進(jìn)行分位數(shù)回歸與MM反事實(shí)分解,得到不同收入水平下影響代際收入差距的主要因素。本文得到以下結(jié)論:

第一,代際收入轉(zhuǎn)移矩陣表明階層固化的程度隨著年份降低了,子代收入更容易向其他階層轉(zhuǎn)移。頂層與底層的不流動(dòng)率都隨著年份下降,即“富二代”與“窮二代”在減少,但是由于其基數(shù)較大,下降程度不夠明顯,所以貧困與精英在代際收入傳遞中表現(xiàn)較為明顯。此外,代際收入階層向上和向下流動(dòng)的狀態(tài)呈現(xiàn)波動(dòng)

性,不夠穩(wěn)定。

第二,各年份的0.95分位數(shù)點(diǎn)上代際收入流動(dòng)性較好,在2006年以前中位數(shù)代際收入彈性值較大,與部分陷入中等收入陷阱的發(fā)展中國家類似,彈性值明顯高于世界平均水平,2006年之后中位數(shù)點(diǎn)代際收入流動(dòng)性得到一定改善。

第三,對各個(gè)因素進(jìn)行分位數(shù)回歸后得到子代受教育年限是影響程度最大的,且在各個(gè)年份各個(gè)分位數(shù)點(diǎn)上均起到正向影響,特別是0.05分位點(diǎn)上,表明低收入子代群體更容易通過提升受教育年限從而實(shí)現(xiàn)階層跨越,而在各年份的0.95分位點(diǎn)上受教育程度彈性值較小,影響程度較低。其次,家庭資產(chǎn)對代際收入流動(dòng)性呈波動(dòng)性影響,在某些固定年份的固定分位點(diǎn)上起到較強(qiáng)的負(fù)影響作用。最后,父代社會(huì)階層對代際收入流動(dòng)的影響程度最低,除了對2011年之前的0.05分位數(shù)上起到一定的正向作用以外,在其他年份的各分位數(shù)點(diǎn)上影響都不夠顯著。

第四,對于子代條件收入分布的高收入群體來說,代際流動(dòng)并不是依靠教育來實(shí)現(xiàn),而可能是更多的無法觀測的個(gè)人能力、抱負(fù)等因素,同時(shí)也印證了以Boudon為代表的少數(shù)學(xué)者關(guān)于“在工業(yè)社會(huì)教育大幅度發(fā)展與代際收入流動(dòng)的增加并沒有絕對的關(guān)系”的觀點(diǎn)。

第五,通過分位數(shù)回歸與MM分解法的結(jié)合可以發(fā)現(xiàn)各個(gè)年份各個(gè)分位點(diǎn)上特征差異效應(yīng)是引起子代收入差異的主要原因,特別體現(xiàn)在高分位點(diǎn)上,回報(bào)差異效應(yīng)只在低分位點(diǎn)起到一定作用。由此可說明中國勞動(dòng)力市場收入決定的機(jī)制較為公平,但由于父代收入差異帶來的對子代的投資、培養(yǎng)的差異會(huì)使得子代在教育水平、就業(yè)性質(zhì)等特征上受到影響,進(jìn)而影響到子代收入。

第六,代際收入流動(dòng)性具有較為明顯的階層異質(zhì)性,總體趨勢上,極低收入人群階層固化嚴(yán)重,而高收入階層代際收入流動(dòng)性較好。這不利于消除低收入群體的“代際貧困”,擴(kuò)大中國居民收入差距,不利于社會(huì)穩(wěn)定和和諧。值得肯定的是,隨著年份增加,代際收入流動(dòng)性在各個(gè)分位數(shù)點(diǎn)都有了較好的提升,但是仍然存在較為明顯的波動(dòng),不夠穩(wěn)定,究其原因,需要持續(xù)且穩(wěn)定的外部因素的干預(yù)。

依據(jù)中國收入分配政策——“效率優(yōu)先,兼顧公平”,拉近收入差距的根本路徑在于解決個(gè)體收入分配差異過大的問題,本文提出以下針對性建議:

第一,受教育程度的高低是影響中等及以下階層的中國居民代際收入流動(dòng)高低的一個(gè)重要因素,特別是對收入在下5%分位數(shù)水平的極低收入家庭。一方面,我們應(yīng)該繼續(xù)貫徹落實(shí)相關(guān)政府政策,保障全體社會(huì)成員享受義務(wù)教育,同時(shí)要促進(jìn)教育機(jī)會(huì)和教育水準(zhǔn)的相對均等,提供獎(jiǎng)助學(xué)和無息低息貸款政策,使低收入家庭的孩子有更多的機(jī)會(huì)完成求學(xué)夢想;推動(dòng)支教計(jì)劃,使得偏遠(yuǎn)山區(qū)的孩子也可以獲得同等優(yōu)質(zhì)的教學(xué)資源。另一方面,我們要大力發(fā)展職業(yè)教育,為不同能力、不同愛好的孩子們提供一個(gè)可以依靠“一技之長”創(chuàng)造個(gè)人價(jià)值和累積財(cái)富的空間,通過相關(guān)政策支持,提高平等就業(yè)機(jī)會(huì)、提供自主創(chuàng)業(yè)有利平臺(tái)。

第二,依靠政府宏觀財(cái)稅政策調(diào)控和公共財(cái)政投資的干預(yù)。一方面,政府通過財(cái)政支出政策加大對貧困家庭的公共人力資本的投資力度和精準(zhǔn)度,為低收入家庭的子女在求學(xué)、創(chuàng)業(yè)等方面提供一定幅度內(nèi)的有效支持;另一方面,政府可以有計(jì)劃有節(jié)奏地開征遺產(chǎn)稅等,控制高收入家庭的財(cái)富聚集和財(cái)富頻繁轉(zhuǎn)讓。從而在提高各個(gè)階層代際收入流動(dòng)性的同時(shí),減少中國居民收入的差距,維護(hù)社會(huì)的公平與和諧。

第三、針對造成收入差異的主要因素是特征差異效應(yīng)政府可以采取對低收入家庭實(shí)行積極的轉(zhuǎn)移支付政策,改善子代人力資源水平以及就業(yè)情況;與此同時(shí)也可以完善勞動(dòng)力市場以達(dá)到同時(shí)降低回報(bào)差異效應(yīng)的目的。

本文利用雙樣本匹配與工具變量構(gòu)造,從CHNS與CHIP兩個(gè)數(shù)據(jù)集中獲取需要數(shù)據(jù),運(yùn)用代際收入轉(zhuǎn)移矩陣、分位數(shù)回歸和MM反事實(shí)收入分解的方法,得出階層固化的程度隨年份下降、代際收入流動(dòng)性的顯著階層異質(zhì)性、子代受教育年限對代際收入流動(dòng)的影響程度最大、影響收入差異的主要因素是特征差異效應(yīng)等結(jié)論,并針對以上結(jié)論提出政府應(yīng)促進(jìn)教育機(jī)會(huì)和教育水準(zhǔn)的相對均等、大力發(fā)展職業(yè)教育、依靠政府宏觀財(cái)稅政策調(diào)控和公共財(cái)政投資的干預(yù)對低收入家庭的子女提供支持、有節(jié)奏征收遺產(chǎn)稅以及采取對低收入家庭實(shí)行積極的轉(zhuǎn)移支付政策、同時(shí)完善勞動(dòng)力市場等建議。