共同富裕視角下中國居民家庭代際收入流動(dòng)性測(cè)度

□靳玉瓊 張宇潤(rùn)

一、引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)總量迅速增長(zhǎng)，居民收入水平快速提升。但經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得顯著成效的同時(shí)，中國居民收入差距亦在不斷加劇，基尼系數(shù)更是長(zhǎng)期處于0.4 警戒線以上。這種收入差距除了體現(xiàn)在同代人之間外，還表現(xiàn)在不同代人之間的收入傳遞情況。經(jīng)濟(jì)學(xué)家常用代際收入流動(dòng)性描述社會(huì)群體的流動(dòng)水平。代際收入流動(dòng)性可簡(jiǎn)單理解為個(gè)體收入水平受其父輩收入水平影響的程度，一般用代際收入彈性來衡量。代際收入彈性越高，表明父母收入對(duì)子女收入的影響就越大，社會(huì)階層也越容易固化，對(duì)應(yīng)的社會(huì)流動(dòng)性水平則越低。近年來，中國居民家庭代際收入流動(dòng)性始終處于較低水平。“富二代”“官二代”“農(nóng)二代”等話題持續(xù)發(fā)酵，表明代際間收入差距造成的代際固化問題已經(jīng)引起人們的高度關(guān)注。為調(diào)整收入分配結(jié)構(gòu)，國家重提共同富裕，以實(shí)現(xiàn)子輩收入在一定程度上不受父輩背景與收入影響。這一背景下，探討共同富裕與居民家庭代際收入流動(dòng)性間的關(guān)系對(duì)調(diào)節(jié)中國收入分配、提升代際收入流動(dòng)性具有重要意義。

黨的十九屆六中全會(huì)指出，推動(dòng)共同富裕發(fā)展，堅(jiān)持在發(fā)展中保障并改善民生，協(xié)同推進(jìn)人民富裕、國家富強(qiáng)。以共同富裕發(fā)展暢通向上流動(dòng)通道，提升中國代際收入流動(dòng)性已成為時(shí)代課題。本文研究聚焦在鞏固脫貧攻堅(jiān)成果、扎實(shí)推進(jìn)共同富裕時(shí)代背景下，探討共同富裕水平是否會(huì)對(duì)代際收入流動(dòng)性產(chǎn)生影響以及影響機(jī)制如何，以期為我國破除社會(huì)階層固化問題提供新的思路。本文邊際貢獻(xiàn)在于：將共同富裕水平作為影響因素納入代際收入流動(dòng)的研究框架之中，分析二者傳導(dǎo)機(jī)制。在此基礎(chǔ)上，基于CGSS 數(shù)據(jù)庫實(shí)證檢驗(yàn)共同富裕對(duì)代際收入流動(dòng)性影響的存在性與方向，并進(jìn)行地區(qū)及與城鄉(xiāng)兩個(gè)層面的異質(zhì)性考察。

二、文獻(xiàn)綜述及基礎(chǔ)理論

（一）共同富裕

共同富裕作為社會(huì)主義的本質(zhì)特征，是實(shí)現(xiàn)中國現(xiàn)代化發(fā)展的重要標(biāo)志。圍繞共同富裕具體內(nèi)涵，國內(nèi)學(xué)者展開了豐富探討。衛(wèi)興華（2013）指出，共同富裕不僅意味著要做大市場(chǎng)“蛋糕”，還要分好“蛋糕”。蔣茜（2016）認(rèn)為，共同富裕并不是均等富裕，也不是“一時(shí)富?！保且环N全面、協(xié)調(diào)、和諧的發(fā)展?fàn)顟B(tài)，是物質(zhì)與精神的雙重富裕發(fā)展。張來明和李建偉（2021）指出，共同富裕意味著收入分配公平、基本公共服務(wù)均等、機(jī)會(huì)均等、健康公平以及精神文明建設(shè)與文化資源普惠。綜合現(xiàn)有研究，本文認(rèn)為，共同富裕的內(nèi)涵可從三方面理解：第一，共同富裕是全體人民富裕，且這種富裕并不是均等富裕，而是允許一定差距的普遍富裕；第二，共同富裕是物質(zhì)與精神的全面富裕；第三，共同富裕是社會(huì)整體先達(dá)到富裕水平，再通過合理分配的方式實(shí)現(xiàn)個(gè)體富裕。

（二）代際收入流動(dòng)性

代際收入流動(dòng)性反映的是父輩經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位對(duì)子輩影響的程度?，F(xiàn)階段，關(guān)于中國代際收入流動(dòng)性的研究主要可劃分為兩大類：一是中國不同區(qū)域、不同階層人群代際收入流動(dòng)性的整體水平。王偉同等（2019）研究發(fā)現(xiàn)，中國中低階層代際收入流動(dòng)性普遍展現(xiàn)出“西高東低”與“南高北低”并存現(xiàn)象，中高階層代際收入流動(dòng)壓力較大，中間層級(jí)較為平穩(wěn)。陳杰等（2016）研究發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)村地區(qū)代際收入彈性整體水平較高，1997年以來中國農(nóng)村地區(qū)代際收入彈性呈緩慢下降趨勢(shì)，但在2011 年有所反彈。二是影響代際收入流動(dòng)性的具體因素。如李善樂（2017）研究發(fā)現(xiàn)，父輩之間的人力資本、社會(huì)資本差距是造成代際收入流動(dòng)性差的重要原因。許長(zhǎng)青等（2021）發(fā)現(xiàn)教育因素在提高代際收入流動(dòng)性當(dāng)中可發(fā)揮重要作用。

（三）共同富裕與代際收入流動(dòng)性的關(guān)系

共同富裕與代際收入流動(dòng)性之間的關(guān)系可以從兩方面解讀。

1.提高代際收入流動(dòng)性是實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要手段

當(dāng)代際收入流動(dòng)性處于較低水平時(shí)，意味著父輩與子輩收入關(guān)聯(lián)性較強(qiáng)，收入階層逐步固化。如此，低收入人群很難通過自身努力實(shí)現(xiàn)收入向上流動(dòng)。而共同富裕反映的是全體人民的富裕，其最終指向是要消除兩極分化。在此過程中，共同富裕允許合理收入差距，但前提是社會(huì)成員收入主要由其社會(huì)貢獻(xiàn)決定，而非上一代人影響所致。因此，從社會(huì)公平角度而言，提高代際收入流動(dòng)性本身便是推動(dòng)共同富裕實(shí)現(xiàn)的關(guān)鍵路徑。現(xiàn)有研究成果同樣也支持了這一觀點(diǎn)。如袁青青和劉澤云（2022）指出，代際收入流動(dòng)性是衡量機(jī)會(huì)平等與社會(huì)流動(dòng)性的重要指標(biāo)，合理的代際收入流動(dòng)性有助于社會(huì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，推進(jìn)共同富裕社會(huì)建設(shè)。

2.共同富裕整體水平提高能夠推動(dòng)代際收入流動(dòng)性提升

共同富裕目標(biāo)的達(dá)成依托于一次分配、二次分配、三次分配的協(xié)調(diào)配套制度。借助三次分配手段，共同富裕為代際收入流動(dòng)性提升提供了有力支持。一方面，共同富裕水平越高，意味著市場(chǎng)與政府兩方面的資源調(diào)配能力就越強(qiáng)，進(jìn)而也越能在區(qū)域?qū)用嫔咸嵘H收入流動(dòng)性。何顯明（2022）研究發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)將發(fā)揮資源配置的決定作用，調(diào)動(dòng)市場(chǎng)中多方力量進(jìn)行優(yōu)化資源配置，不斷擴(kuò)大發(fā)展成果，為各個(gè)區(qū)域提供更多可分配資源。而政府發(fā)揮資源配置的宏觀調(diào)控作用，將教育資源、醫(yī)療資源合理分配至各個(gè)區(qū)域，從而提升代際收入流動(dòng)性。另一方面，共同富裕發(fā)展水平較高時(shí)，社會(huì)層面福利供給能力相應(yīng)也就越強(qiáng)。楊鐵華和祁曉民（2022）指出，共同富裕水平提高將改變農(nóng)村居民公共福利供給模式與路徑，農(nóng)村居民可獲得募集、捐贈(zèng)、資助等公益活動(dòng)所帶來的額外收入。而上述公益活動(dòng)本質(zhì)上可視作對(duì)社會(huì)資源與社會(huì)財(cái)富的一種重新分配，有利于緩解階層差距，進(jìn)而提升代際收入流動(dòng)性。

梳理上述研究可以發(fā)現(xiàn)，既有研究多從資源、教育等視角分析代際收入流動(dòng)性影響因素，其影響機(jī)制分析更側(cè)重于微觀層面，缺乏對(duì)宏觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的考量。關(guān)于共同富裕與代際收入流動(dòng)性的研究主要停留在理論層面，并沒有充足實(shí)證作為支撐。事實(shí)上，提升代際收入流動(dòng)性的根本目標(biāo)是打破階層固化，實(shí)現(xiàn)收入分配的公平合理。而共同富裕作為社會(huì)主義發(fā)展的本質(zhì)要求，理應(yīng)對(duì)代際收入流動(dòng)性造成一定影響。由此，本文利用動(dòng)態(tài)面板模型，深入分析共同富裕與代際收入流動(dòng)性二者間的關(guān)系，為探討代際收入流動(dòng)不均衡的影響因素提供實(shí)證依據(jù)，以推動(dòng)中國收入分配改革進(jìn)入新階段。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）變量選取

本文選取共同富裕水平（CP）為解釋變量。共同富裕水平的度量指標(biāo)必須對(duì)總體富裕程度與發(fā)展成果共享狀況同時(shí)加以度量，既要測(cè)度共同富裕實(shí)現(xiàn)過程又要度量實(shí)現(xiàn)程度。參考現(xiàn)有研究，以中等收入群體比重指數(shù)、中等收入家庭群體富裕指數(shù)、收入差距縮小指數(shù)、共同富裕發(fā)展綜合指數(shù)測(cè)度共同富裕水平。

在經(jīng)濟(jì)學(xué)研究領(lǐng)域中，常用收入彈性指代兩個(gè)指標(biāo)相互變動(dòng)比值。在Beck 和Toms（1979）的研究中，首次以彈性衡量代際收入，并定義了“代際收入彈性”一詞，即子女收入對(duì)父輩收入的回歸方程系數(shù)。根據(jù)代際收入彈性測(cè)度方法對(duì)我國代際收入流動(dòng)性進(jìn)行測(cè)度。選取代際收入彈性（IIM）為被解釋變量，并采用平滑收入法對(duì)其進(jìn)行估計(jì)。該指標(biāo)主要體現(xiàn)為子輩收入受父輩收入的影響程度。

就控制變量而言，影響代際收入彈性的影響因素眾多。本文選取控制變量分別為教育投入水平（Edu）、文教娛樂支出水平（Amu）、人均可支配收入（Pedi）、平均年齡（Age）、城鎮(zhèn)化水平（City）。其中：受教育水平指標(biāo)的測(cè)量以受教育年限衡量，文教娛樂支出水平以居民體育娛樂、文化教育方面的支出金額考量，工資收入水平以父輩、子輩收入金額考量，人均工資水平以具體工資收入金額考量，年齡以詳細(xì)年齡數(shù)據(jù)考量，城鎮(zhèn)化水平以城市人口數(shù)量表征。

（二）數(shù)據(jù)來源

目前，有關(guān)代際流動(dòng)的研究主要使用以下四種數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)：一是中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CHIPS）；二是中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CFPS）；三是中國社會(huì)綜合調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CGSS）；四是中國健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CHNS）。綜合考量上述四種數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)CGSS 數(shù)據(jù)庫更全面地收集了中國社會(huì)、社區(qū)、家庭、個(gè)人等多個(gè)層面數(shù)據(jù)，是研究中國社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變化的重要數(shù)據(jù)來源之一。鑒于當(dāng)前CGSS 數(shù)據(jù)庫只更新至2018年，故本文使用2004—2018 年CGSS 數(shù)據(jù)庫中微觀數(shù)據(jù)對(duì)中國代際收入流動(dòng)性與共同富裕水平展開測(cè)算。

（三）代際收入流動(dòng)性的測(cè)度

本文采取子輩對(duì)父輩收入水平彈性測(cè)度代際收入流動(dòng)性。代際收入彈性越小，說明子輩的收入水平受父輩收入水平影響就越小，而代際收入流動(dòng)性也越高；反之，代際收入彈性越大，則表明代際收入流動(dòng)性就越低。父輩和子輩的代際收入傳遞性的具體計(jì)算公式為：

上式中，Iny與Iny分別代表第i 個(gè)家庭中子輩與父輩持續(xù)性收入的對(duì)數(shù)，α代表代際收入彈性；X為控制變量合集，包括子輩年齡、子輩年齡平方以及父輩年齡、父輩年齡平方；ε為誤差項(xiàng)。鑒于實(shí)際數(shù)據(jù)收集過程中很難直接獲取父輩與子輩的持續(xù)性收入數(shù)據(jù)，若僅采用某一時(shí)間點(diǎn)上父輩收入作為持續(xù)收入的替代變量，則會(huì)產(chǎn)生無法避免的測(cè)量誤差。此時(shí)得到代際收入彈性的概率收斂結(jié)果為：

式中，σ與σ分別代表父輩持續(xù)性收入與測(cè)量誤差的方差。但上述模型將產(chǎn)生測(cè)量誤差問題。在此情況下，OLS 回歸估計(jì)得到的代際收入彈性系數(shù)將低于實(shí)際水平。針對(duì)該問題，本文參考Solon（1992）的研究，使用平滑收入法解決模型測(cè)量誤差問題。具體方法為以追蹤調(diào)查方式對(duì)樣本家庭進(jìn)行研究，得到持續(xù)多期收入數(shù)據(jù)，對(duì)持續(xù)性收入數(shù)據(jù)取平均值進(jìn)行研究。采用平均收入代替持續(xù)性收入的糾偏方式后，得出代際收入彈性的依概率收斂結(jié)果，具體公式為：

式中，觀察次數(shù)為T，T 數(shù)值越大OLS 回歸估計(jì)偏誤越小。根據(jù)上述測(cè)度公式得出基于平滑收入法的估計(jì)結(jié)果見下圖。觀察結(jié)果可知，中國代際收入彈性整體上呈波動(dòng)下降態(tài)勢(shì)。其中，2007 年、2011 年代際收入彈性出現(xiàn)小幅度回彈，2011 年以后呈現(xiàn)穩(wěn)定下降態(tài)勢(shì)。與之相對(duì)應(yīng)，中國代際收入流動(dòng)性整體表現(xiàn)出波動(dòng)上升趨勢(shì)。

圖 2004 —2018 年代際收入彈性變化趨勢(shì)

（四）共同富裕水平的測(cè)度

參考田雅娟和甄力（2020）的研究，關(guān)于共同富裕水平的衡量可從三方面進(jìn)行考察。首先，共同富裕的宏觀外在表現(xiàn)是國民收入分配格局的不斷優(yōu)化。按照收入分配理論，理想的收入分配結(jié)構(gòu)應(yīng)是中等收入者占多數(shù)的橄欖型，故中等收入占比可作為衡量的第一個(gè)指標(biāo)。其次，共同富裕進(jìn)程中，中等收入群體的富裕程度能夠直接體現(xiàn)社會(huì)系統(tǒng)層級(jí)提升，故以其作為衡量共同富裕的第二個(gè)指標(biāo)。最后，共同富裕本身意味著居民間收入差距的不斷縮減，因此以居民收入差距作為衡量共同富裕的第三個(gè)指標(biāo)。同時(shí)對(duì)CGSS 數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：一是使用人群權(quán)重?cái)?shù)據(jù)對(duì)計(jì)算指標(biāo)進(jìn)行加權(quán)測(cè)算；二是使用家庭全年總收入作為研究使用收入變量；三是剝離數(shù)據(jù)缺失樣本。

中等收入群體占比持續(xù)增加是分配格局良性發(fā)展的表現(xiàn)。作為一個(gè)比例對(duì)數(shù)，其取值位于0 到1 之間。若以M代表中等收入者比重指數(shù)，以M 代表中等收入者人數(shù)，以P 表示總?cè)藬?shù)，具體中等收入群體占比計(jì)算公式為：

對(duì)于中等收入群體富裕程度的測(cè)度，參考現(xiàn)有關(guān)于貧困程度與富裕程度的研究成果，提出一種反映中等收入群體富裕程度指標(biāo)，其具體計(jì)算公式為：

式中，y指代的是第i 個(gè)居民可支配收入；n 表示為處于中等收入?yún)^(qū)間的人口總數(shù)；a 和b 依次指代中等收入?yún)^(qū)間的下限與上限；a 為調(diào)節(jié)系數(shù)。若a=0，則M退化為中等收入群體占比；若a≠0，則取值在0 至100%之間，數(shù)值越接近100%，說明中等收入群體的富裕程度就越高。

對(duì)于收入差距的測(cè)度，本文基于變異系數(shù)，以居民收入差距收縮變化進(jìn)行定量反映，得出收入差距縮小指數(shù)，具體計(jì)算公式為：

上述式中，V（F）指代的是居民收入變異系數(shù)，D 為差距縮小指數(shù)。通過分別測(cè)算中等收入群體比重指數(shù)、中等收入群體富裕程度指數(shù)與收入差距縮小指數(shù)，可以得到共同富裕發(fā)展程度所包含的三個(gè)維度演進(jìn)的量化測(cè)度。構(gòu)建共同富裕發(fā)展綜合指數(shù)測(cè)度模型如下：其中，CP 指代的是共同富裕發(fā)展程度綜合指數(shù)，X=X，代表中等收入群體占比指數(shù)，X=M代表中等收入群體的富裕程度，X=D 代表的是收入差距縮小指數(shù)。

綜合測(cè)度模型的主要形式有乘法與加法兩種，加法較適用于各子系統(tǒng)獨(dú)立的情形，乘法則更適用于各子系統(tǒng)中具有很強(qiáng)關(guān)聯(lián)影響的情形。對(duì)于共同富裕水平的測(cè)度中三項(xiàng)測(cè)度內(nèi)容間具有很強(qiáng)的關(guān)聯(lián)，因此簡(jiǎn)單相加的方式不適合測(cè)度共同富裕實(shí)現(xiàn)程度。本文設(shè)定最終共同富裕發(fā)展綜合指數(shù)測(cè)度模型如下：

式中，μ為各部分測(cè)度內(nèi)容的權(quán)重，表示X對(duì)共同富裕實(shí)現(xiàn)程度CP 的貢獻(xiàn)作用。參考任紀(jì)安等（2019）研究，使用基于指標(biāo)間相關(guān)性來確定權(quán)重的客觀性賦權(quán)方法?；舅悸窞?，首先利用多元回歸法計(jì)算各指標(biāo)與其他質(zhì)變之間的復(fù)相關(guān)系數(shù)，用以反映指標(biāo)間重疊程度；其次，對(duì)復(fù)相關(guān)系數(shù)進(jìn)行倒數(shù)處理；最后，通過歸一化公式計(jì)算各指標(biāo)最終權(quán)重。假定評(píng)價(jià)模型中共有M 個(gè)指標(biāo)，第j 個(gè)指標(biāo)與其他指標(biāo)的復(fù)相關(guān)系數(shù)為ρ，則第j 個(gè)指標(biāo)權(quán)重的計(jì)算公式如下：

（五）模型構(gòu)建

既有研究表明：共同富裕對(duì)于調(diào)節(jié)居民收入分配結(jié)構(gòu)具有顯著作用。為量化分析共同富裕水平對(duì)代際收入流動(dòng)性具體影響，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型如下：

式中，i 指代城市；t 表示時(shí)間；IIM表示i 城市在t 期代際收入流動(dòng)水平，是本文被解釋變量，以收入流動(dòng)彈性的倒數(shù)進(jìn)行衡量。CP表示i 城市在t 時(shí)期共同富裕水平，是關(guān)鍵解釋變量。X表示的是控制變量集合，包含公共教育投入水平（Edu）、文教娛樂支出水平（Amu）、人均收入水平（Pedi）、樣本平均年齡（Age）以及樣本所處地區(qū)城鎮(zhèn)化水平（City）。截距項(xiàng)以β表征，β則為共同富裕水平待估參數(shù)；λ 指控制變量的待估參數(shù)；η為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。運(yùn)用ADF-Fisher、LLC、PP-Fisher、HT、IPS 與Breitung 檢驗(yàn)方法對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。由下表可知，所有變量均通過單位根檢驗(yàn)，且各項(xiàng)變量檢驗(yàn)結(jié)果均通過1%的顯著性檢驗(yàn)，表明面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性較好，符合協(xié)整條件。

表1 各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

為確定變量的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，采用Westerhund、Pedroni 以及Kao 協(xié)整檢驗(yàn)法對(duì)變量展開協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表2 所示。除Modified PP 檢驗(yàn)法的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量未通過顯著性檢驗(yàn)，其余統(tǒng)計(jì)量均通過1%顯著性檢驗(yàn)，表明所選變量具有協(xié)整關(guān)系，可進(jìn)行進(jìn)一步分析。

表2 面板數(shù)據(jù)協(xié)整性檢驗(yàn)結(jié)果

（三）共同富裕視角下代際收入流動(dòng)性測(cè)度分析

為進(jìn)一步檢驗(yàn)共同富裕對(duì)不同地區(qū)代際收入流動(dòng)性間是否存在時(shí)間效應(yīng)以及區(qū)域間差異，采用系統(tǒng)GMM 對(duì)式（10）展開回歸估計(jì)，同時(shí)運(yùn)用EViews 軟件對(duì)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS 回歸，具體結(jié)果見表3。

表3 共同富裕水平對(duì)代際收入流動(dòng)性的作用

在系統(tǒng)GMM 估計(jì)中，列（1）主要考慮共同富裕水平這一解釋變量，并對(duì)該變量影響系數(shù)進(jìn)行評(píng)估。共同富裕與代際收入流動(dòng)性之間存在正向影響，其影響系數(shù)為0.1793，且通過1%顯著性檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明：代際收入流動(dòng)性受中等收入家庭群體增加、中等收入家庭群體富裕指數(shù)、收入差距縮小等共同富裕相關(guān)成效的影響得到明顯提升。列（2）為加入其他控制變量后回歸結(jié)果，結(jié)果顯示共同富裕與代際收入流動(dòng)性間仍存在正相關(guān)關(guān)系，影響系數(shù)由0.1793 降低至0.1341?？刂谱兞繉用妫逃度肱c平均年齡對(duì)代際收入流動(dòng)性具有顯著正向影響，且分別通過1%、5%顯著性檢驗(yàn)。人均收入水平與城鎮(zhèn)化水平對(duì)代際收入流動(dòng)性具有顯著的正向促進(jìn)作用，均通過了10%顯著性檢驗(yàn)。文教娛樂支出水平與代際收入流動(dòng)性之間存在正相關(guān)關(guān)系，但無顯著影響。

在面板模型估計(jì)結(jié)果中，列（3）為同時(shí)考慮時(shí)間與地區(qū)效應(yīng)影響回歸結(jié)果；列（4）為僅考慮地區(qū)效應(yīng)影響的回歸結(jié)果；列（5）為僅考慮時(shí)間效應(yīng)影響的回歸結(jié)果。由表可知，由于列（5）中僅考慮時(shí)間效應(yīng)且系數(shù)為0.2066，相較同時(shí)考慮地區(qū)和時(shí)間效應(yīng)以及僅考慮地區(qū)效應(yīng)的影響作用系數(shù)更大。因此，共同富裕水平對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響主要通過時(shí)間路徑實(shí)現(xiàn)。

（四）異質(zhì)性分析

1.地區(qū)異質(zhì)性分析

區(qū)域?qū)用妫贑GSS 數(shù)據(jù)庫，將中國31 省份（不含港、澳、臺(tái)）劃分為東、中、西三個(gè)地區(qū)，并通過式（10）動(dòng)態(tài)面板模型對(duì)中國東、中、西部地區(qū)分別進(jìn)行估計(jì)，具體結(jié)果見表4。

觀察表4 可知，第（1）（3）（5）列顯示各地區(qū)代際收入流動(dòng)性受共同富裕影響的程度。其中，東部地區(qū)代際收入流動(dòng)性受共同富裕的影響系數(shù)為0.2394，且通過1%顯著性水平檢驗(yàn)；中部地區(qū)代際系數(shù)為0.1243，且通過5%顯著性檢驗(yàn)；西部地區(qū)系數(shù)為0.1386，但影響不顯著。究其原因，由于東部地區(qū)的自然條件、經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展資源相較于中西部地區(qū)更有優(yōu)勢(shì)，使其中等收入家庭群體數(shù)量、貧富差距縮小程度強(qiáng)于其他地區(qū)，共同富裕對(duì)代際收入的流動(dòng)性提升更為明顯。第（2）（4）（6）列為引入控制變量后回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，共同富裕水平對(duì)東、中、西地區(qū)的代際收入流動(dòng)性均有正向影響，對(duì)東、中部地區(qū)的影響分別通過1%、5%上的顯著性檢驗(yàn)，對(duì)西部地區(qū)影響并不顯著。

表4 中國東、中、西地區(qū)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果

2.城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析

針對(duì)中國長(zhǎng)期存在的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)這一特征，對(duì)城鄉(xiāng)樣本分別進(jìn)行估計(jì)?；贑GSS 數(shù)據(jù)庫，按照農(nóng)業(yè)戶籍與非農(nóng)戶籍劃分鄉(xiāng)村地區(qū)與城鎮(zhèn)地區(qū)，以此分析共同富裕對(duì)城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村地區(qū)代際收入流動(dòng)性的作用。估計(jì)結(jié)果見表5。

表5 中國城鄉(xiāng)地區(qū)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果

由表5 可知，第（1）（3）列顯示城鄉(xiāng)地區(qū)代際收入流動(dòng)性受共同富裕影響的程度。其中：城鎮(zhèn)地區(qū)代際收入流動(dòng)性受共同富裕水平的影響系數(shù)為0.1163，通過10%顯著性檢驗(yàn)；鄉(xiāng)村地區(qū)代際收入流動(dòng)性系數(shù)為0.2794，通過1%顯著性檢驗(yàn)。這說明鄉(xiāng)村地區(qū)代際收入流動(dòng)受共同富裕水平影響更顯著，究其原因是因?yàn)橹袊愿母镩_放以來對(duì)鄉(xiāng)村脫貧工作就已作出部署。而2013 年精準(zhǔn)扶貧政策的頒布與落實(shí)則進(jìn)一步增加了鄉(xiāng)村地區(qū)中等收入家庭群體數(shù)量，使得鄉(xiāng)村地區(qū)代際收入流動(dòng)性提升較為顯著。第（2）（4）列為加入控制變量后回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，共同富裕對(duì)城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村地區(qū)代際收入流動(dòng)性均具有正向影響。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

關(guān)鍵變量替換。上述研究使用家庭父親收入衡量父輩收入，但由于部分家庭存在特殊狀況，如單親家庭、母親收入高于父親收入或母親無收入等情況。因此，采用父親與母親收入的均值替換為關(guān)鍵變量進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性?；貧w結(jié)果顯示：無論是全樣本檢驗(yàn)結(jié)果，還是分地區(qū)、分城鄉(xiāng)檢驗(yàn)結(jié)果，共同富裕水平對(duì)代際收入流動(dòng)性的回歸系數(shù)均顯著為正，說明本文檢驗(yàn)結(jié)果具有一定穩(wěn)健性。

五、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文基于CHNS 數(shù)據(jù)庫，利用動(dòng)態(tài)面板模型探究共同富裕水平對(duì)中國居民家庭代際收入流動(dòng)性的影響效應(yīng)。研究結(jié)論如下：（1）整體來看，中國2004—2018 年居民家庭代際收入流動(dòng)性整體呈波動(dòng)上升態(tài)勢(shì)，且仍有一定上升空間。（2）共同富裕對(duì)代際收入流動(dòng)具有正向推動(dòng)作用。加入其他控制變量分析后發(fā)現(xiàn)，共同富裕仍對(duì)代際收入流動(dòng)性的推動(dòng)效用仍舊成立。（3）分樣本回歸后發(fā)現(xiàn)，共同富裕水平對(duì)不同地區(qū)代際收入流動(dòng)性均存在正向影響，其中東部地區(qū)受共同富裕影響最為顯著，且代際收入流動(dòng)性具有較強(qiáng)可控性。共同富裕水平對(duì)城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村地區(qū)代際收入流動(dòng)性均具有正向影響，其中鄉(xiāng)村地區(qū)受共同富裕影響更為顯著。在共同富裕影響下，城鎮(zhèn)地區(qū)代際收入流動(dòng)性具有較強(qiáng)可控性。

（二）政策建議

1.重點(diǎn)完善初次收入分配制度，擴(kuò)大中等收入群體比重

研究發(fā)現(xiàn)，共同富裕水平對(duì)中國居民家庭代際收入流動(dòng)性具有顯著正向影響。收入分配制度作為實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要依托，其實(shí)施效果很大程度上決定了代際收入流動(dòng)性的未來走向?，F(xiàn)階段，中國低收入群體體量較大，占全部人口比重超過50%。在此背景下，中國需加快推進(jìn)收入分配改革，重點(diǎn)完善初次分配收入制度，通過調(diào)整收入形成機(jī)制合理控制分配差距，擴(kuò)大中等收入群體占比，進(jìn)而推動(dòng)代際收入流動(dòng)性不斷提升。一方面，完善收入分配制度規(guī)范，使穩(wěn)定性收入成為收入主體部分，減少謹(jǐn)慎性儲(chǔ)蓄對(duì)消費(fèi)的限制。另一方面，合理整頓非法、灰色收入，強(qiáng)化對(duì)個(gè)人所得稅偷稅漏稅監(jiān)管，逐步調(diào)節(jié)高、中、低收入群體稅負(fù)比例，提高最低納稅標(biāo)準(zhǔn)，實(shí)現(xiàn)公平稅負(fù)。

2.充分利用數(shù)字技術(shù)優(yōu)勢(shì)，推動(dòng)教育資源分配均衡化

教育是促進(jìn)社會(huì)流動(dòng)的關(guān)鍵動(dòng)力，本文控制變量的檢驗(yàn)結(jié)果也表明：增加地方公共教育投入有助于提升代際收入流動(dòng)性。然而不可否認(rèn)的是，現(xiàn)階段中國存在明顯的東西部、城鄉(xiāng)教育資源分配不均衡問題。伴隨5G 技術(shù)、人工智能等數(shù)字技術(shù)的興起，中國教育資源均衡化分配迎來新契機(jī)。政府需積極構(gòu)建“互聯(lián)網(wǎng)+教育”模式，利用信息化打通優(yōu)質(zhì)教育資源向中西部地區(qū)輸出的通道，避免低收入群體陷入“代際傳承陷阱”。一方面，加大對(duì)中西部及農(nóng)村地區(qū)的信息化硬件設(shè)施投入，搭建縣級(jí)、校級(jí)數(shù)字化校園組成的信息化遠(yuǎn)程網(wǎng)絡(luò)。另一方面，積極推動(dòng)線上教學(xué)模式普及，鼓勵(lì)沿海地區(qū)及大中城市依托數(shù)字技術(shù)共享自身優(yōu)質(zhì)教育資源，探索“雙師課堂”新模式，即任課教師負(fù)責(zé)遠(yuǎn)程直播授課，輔導(dǎo)教師負(fù)責(zé)課后答疑。

3.強(qiáng)化技能型人才政策服務(wù)供給，緩解用工市場(chǎng)結(jié)構(gòu)性就業(yè)矛盾

良好的就業(yè)環(huán)境和待遇是影響共同富裕水平的重要因素，也是提高代際收入流動(dòng)性的關(guān)鍵抓手。近年來，伴隨技術(shù)升級(jí)及產(chǎn)業(yè)遷移，中國結(jié)構(gòu)性就業(yè)矛盾較為突出。企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)員工技能水平提出更高要求，技能人才供給不足短板凸顯。在2021 年中國人社部發(fā)布的第三季度“最缺工”100 個(gè)職業(yè)中，58 個(gè)屬于生產(chǎn)制造及有關(guān)人員。對(duì)此，教育部需加快推進(jìn)職業(yè)教育改革，在提升職業(yè)高中學(xué)生人數(shù)占比的同時(shí)，優(yōu)先培育一批本科層次職業(yè)技術(shù)院校，為國家培育高層次應(yīng)用技術(shù)技能型人才。與此同時(shí)，全面改善技能型人才勞動(dòng)權(quán)益保障，逐步優(yōu)化技能型人才在勞動(dòng)強(qiáng)度、薪資待遇等方面權(quán)益，破除社會(huì)對(duì)職業(yè)教育認(rèn)知偏見，穩(wěn)步提升高技能、高技術(shù)人才就業(yè)增量，進(jìn)而帶動(dòng)代際收入流動(dòng)性穩(wěn)步提高。