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1、中国收入代际流动研究：1989-2009*基金项目：国家自然科学基金重点项目城乡劳动力市场整合机理与实现机制研究（项目编号：70933001）；国家社科基金青年项目我国社会保障制度改革-基于贫困代际转移的视角（项目编号：09CJY022）；教育部人文社科青年基金项目我国贫困代际转移问题研究（项目编号07JC790032）；全国教育科学“十一五”规划课题我国教育对收入代际流动影响的实证研究（项目编号：EAA080257）；教育部人文社科青年基金项目贫困代际转移对我国教育回报异质性影响的实证研究（项目编号：10YJC790114）。作者感谢鲁汶大学的赵丽秋，密歇根州立大学的Gary Solon，斯
2、德哥尔摩大学的Anders Bjorklund，芝加哥联邦储备银行的Bhashkar Mazumder等人的指导意见。当然，文责自负。摘要：收入代际流动衡量的是个人收入在多大程度上由其父辈的收入决定，反映了一个社会的机会平等程度。由于中国转轨期数据质量与样本容量的原因，传统的父辈收入的工具变量在中国的收入代际流动研究中并不适用。本文在最小二乘法基础上采用方差分解技术纠正了衰减偏误，估计出中国的代际收入弹性为0.4左右，处于中等水平。这为“中国模式”提供了一个动态收入分配方面的解释，也为小样本下的收入代际流动研究提供了一种选择。关键词： 收入代际流动；代际收入弹性；衰减偏误中途分类号:F222
3、文献标识码：AIntergenerational Mobility of Income in China: 1989-2009Abstract：Intergenerational mobility of income studies the degree to which income status is transmitted from one generation to the next, which reflects equality of opportunity. For data quality and sample size, traditional instrument vari
4、ables of fathers income are inapplicable to Chinese data. Based on the results of OLS, the paper estimates intergenerational income elasticity with analysis of variance. The new estimate shows that intergenerational income elasticity in China is close to 0.4, indicating comparatively moderate mobili
5、ty. The result gives an explanation for “China model” in the view point of dynamic income distribution and our method offers an alternative for the study of intergenerational mobility of income.Keywords: Intergenerational Mobility of income； Intergenerational Income Elasticity； Attenuation Bias一、引言收
6、入分配是经济学研究的恒久主题。传统的收入分配主要关注代内收入差距，衡量指标是基尼系数。一般认为，0.4是基尼系数的警戒线，一旦基尼系数超过0.4，表明国民财富已高度集中于少数群体，势必影响经济的正常快速发展，动摇社会的稳定。已有的研究表明，中国的基尼系数在90年代中期就已经突破了0.4（Khan and Carl，1999），21世纪初达到了0.45（联合国开发计划署，2002），但中国却是世界上增长最快的国家，且持续增长了30多年。这种“中国模式”引起了国内外学术界的普遍关注。原因可能在于1978年以来的改革开放加强了社会流动性。弱势群体虽然在当前的财富分配中处于劣势，但只要社会流动性较强，
7、则当前的财富分配不平等未必会影响经济效率与社会稳定。收入代际流动（Intergenerational Mobility of Income）国内经济学界也有人将其翻译为“代际收入流动”，但是如果这样翻译的话，教育、贫困、职业等产出的代际流动就要翻译成代际教育流动、代际贫困流动与代际职业流动。而其他学科往往译成教育代际流动、贫困代际转移与职业代际流动。为了保持术语的一致，我们建议译成“收入代际流动”。，有时被称为收入代际转移（Intergenerational Transmission of Income）衡量的是一个人的收入在多大程度上由其上一代人的收入决定，反映了一个社会的机会平等程度，为不
8、平等问题研究提供了新的视角。具体来说,一个社会的收入代际流动程度愈小,表明父代收入这一先赋性因素对子代收入的影响就愈大,收入代际也就愈不公平;反之,一个社会的收入代际流动程度越大,说明父代收入这一先赋性因素对子代收入的影响就越不明显,而子女本身的后致性因素对子代收入的影响更为突出,收入代际也就越公平。据估计，美国的代际收入弹性约为0.4-0.6（Solon, 1992；Mazumder,2005），瑞典约为0.28（Bjorklund and Jantti, 1997），英国约为0.57（Dearden, Machin and Reed, 1997），法国约为0.4-0.5（Lefranc a
9、nd Trannoy，2005）。中国是一个大国，人口占了世界总人口的1/6强，且同时处于从低收入向中等收入发展和从计划经济向市场经济转变的阶段。另一方面，中国是世界上最大的二元经济体，农村常住人口占了总人口的50.32%（国家统计局，2010），农业户籍人口占了总人口的60-70% 第六次全国人口普查主要数据公报显示大陆人口居住地与户口登记地所在的乡镇街道不一致且离开户口登记地半年以上的人口为261386075人，占了总人口的19.07%。这些人口至少有一半是农民工，因此，大陆农村户籍人口在总人口中的比重在60-70%之间。从就业结构上看，当前也可以被视为是从农业国向工业国转变的时期。因此，
10、对中国代际流动性的研究，对于发展经济学和转轨经济学具有重要的理论意义和现实意义。 本文的基本结构安排如下：第一部分是引言；第二部分简要回顾了代际流动的相关文献；第三部分对数据进行了说明；第四部分估计了中国居民的代际收入弹性；第五部分是结论。 二、文献综述从直觉上看，子女会继承父母的优劣势似乎是显而易见的。但这还需要理论证明和经验支持。学术界开始关注这个问题始于20世纪60年代。当时社会学家们关注的是父子社会地位的相关程度(Blau and Duncan，1967)，后来扩展到福利接受(Solon，et al.，1988)，贫穷状况(Corcoran, 1995)，学校教育（(Behrman，
11、Gaviria and Szkely，2001)）。最普遍的是对收入的研究，由此产生了两个术语代际收入弹性（Intergenerational Earnings Elasticity，简称IGE）和代际相关系数（Intergenerational Correlation）。在发达国家，大量的研究试图测量父子的收入相关程度。早期研究的主要缺点是高度依赖于横截面数据，因为测量误差（Measurement Error）、样本同质及两者的互动，代际相关性被大大低估了（Solon，1989）。Sewell and Hauser(1975)估计的代际收入弹性是0.15，Behrman and Taubma
12、n (1985)的估计是0.18。Atkinson et al(1978)利用英格兰的数据得到的代际相关系数为0.17。从20世纪80年代起，美国的学者开始应用大规模的面板数据库NLS（National Longitudinal Survey）和PSID（The Panel Study of Income Dynamics），这两个数据库分别于1966、1968年开始建立，包含了大多数接受调查的成年子辈的数据。由于美国是最早拥有这种数据的国家，因此对代际流动（代际转移）的研究取得了支配地位。20世纪90年代是代际收入流动的一个重要时期，Solon（1992）利用PSID数据获得了300多个父子
13、配对样本，用控制父子年龄、父亲五年收入平均等手段来克服测量误差（Measurement Error），用受教育年限作为父亲收入的工具变量（Instrumental Variable，简称IV）以克服变量误差（Errors-in-Variables），得到的代际收入弹性分别为0.413和0.526 这里引用的Solon（1992）的估计结果是针对年收入（Earnings），不是小时收入（Wages），下文的其他研究也是采用这一指标。Zimmerman（1992）利用相同的方法（四年收入平均，工具变量为Duncan指数）得到了相近的结果。由于Solon和Zimmerman的研究方法具有坚实的统计学
14、基础，被视为是代际流动研究的基准。发达国家的学者较多地采用他们的研究方法对本国的代际流动进行研究（Bjorklund and Jantti，1997；Wiegan, 1997；Dearden, Machin and Reed, 1997；Lefranc and Trannoy，2005；Osterbacka，2001；Piraino，2007；Corak and Heisz ，1999；Leigh，2007；Ueda，2009）。到了21世纪， Mazumder（2005）利用仿真模拟和16年父亲收入的均值得到美国的代际收入弹性约为0.6。不过更大的进展是在生命周期偏误（Lifecycle B
15、ias）方面，有研究表明临时收入与持久收入的对数回归系数并不总是等于1（Haider and Solon，2006），测量误差与父子的年龄均有密切联系（Baker and Solon，2003；Mazumder，2001，2005；Haider and Solon，2006；Grawe，2006）。少数新兴工业化国家或地区也利用本地数据进行了收入代际流动研究（Dunn，2003，2007；Ferreira and Veloso，2006；Li，2011；Irene，2004；Irene, Shen and Ho，2008）。但是大多数发展中国家没有这种面板数据。根据Baulch 和Hoddin
16、ott（2003）的研究，在110个中低等收入发展中国家中（根据UNDP1998年的定义），只有12个国家拥有可以用来进行收入动态分析的家庭数据，而这些国家的数据时间跨度多数都小于5年，或者仅仅拥有两波（wave）数据，这意味着在贫穷的地区相关研究是贫乏的。在我国，随着改革开放的日趋深入，学术界与国外同行的学术交流日益频繁。在国外学术机构与学者的支持下，中国按照国际规范建立了一些动态收入的面板数据库。最著名的就是CHNS（China Health and Nutrition Survey）与CHIP（Chinese Household Income Project），也因此出现了一些价值较高的
17、研究成果（王海港，2005；郭从斌、闵维方，2004；姚先国、赵丽秋，2006；韩军辉，2010）。王海港、郭从斌与闵维方估计了城镇居民的收入代际流动，由于其采用的是单年数据，无法纠正测量偏误。姚先国、赵丽秋采用的是面板数据，但采集父子收入的年份只间隔11年（1989-2000），没有跨代，难以采集到个体的典型收入。韩军辉的研究由于采用非常规估计方法而缺乏可比性。从研究方法上看，国内相关研究主要采用的是国际上流行的最小二乘法和工具变量法，这两种方法的估计结果分别为收入代际弹性设置了上下限。但是把教育年限与职业得分作为中国父辈收入的工具变量是有缺陷的。由于早期的劳动力市场未充分发育，在父辈样本中
18、，教育的经济效应并未充分显示（魏颖，2009）；在农村，中老年人的职业高度集中于“农民”，这就造成传统的收入代际流动的工具变量与父亲收入的相关程度不高，需要很大的样本容量才能得到一个合理而准确的IV估计值。在现有的符合收入代际流动研究要求的中国数据中，父子配对成功且包含相关信息的家庭不到600个，如果施加年龄约束的话则不到300个（魏颖，2009）。如果使用工具变量法的话，IV的方差会很大。综上所述，经过二十年的发展，收入代际流动研究中关于纠正测量误差和变量误差的技术手段已经日臻成熟，但是面临的困境依然是现有的面板数据长度不足以捕获父子的持久收入。目前的研究重点转向收入动态方程的生命周期偏误，
19、分解临时波动与持久收入的方差将是未来研究的方向。在利用中国数据遇到的问题是：国际流行的纠正测量误差和变量误差的“OLS+IV”组合要求样本足够大，且劳动力市场充分发育，而这都是转轨期的中国所欠缺的。为了弥补样本的不足，本文的研究思路如下：首先利用数年父辈收入均值作为父辈持久收入的代理变量求出OLS估计值；其次引入Solon（1991）的方差分析技术分解出父辈临时收入波动与持久收入的方差；最后求出收入代际弹性。这种模式放弃了传统的“OLS+IV”研究模式，适用于小样本的收入代际流动研究，这是本文的一个贡献。三、数据来源与样本选择本文采用的数据是中国健康与营养调查(China Health and
20、 Nutrition Survey，CHNS)数据。该数据库是由美国North Carolina大学Carolina人口中心与中华预防科学医学院联合调查和创建的。它涵盖了辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西和贵州9个省份，以及1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年和2009年8个年度。每次调查大约访问200个左右的城乡社区，包括城市的街道委员会和农村的村委会。每个社区大约访问20个家庭，共4000户左右的家庭。数据收集了有关人口健康、医疗保健、保险、营养、计划生育、家庭收入、社会服务和社会人口学特征等方面的信息。此外，CHNS 数据还记录
21、了家庭成员与户主之间的关系。随着CHNS数据库的不断更新，目前共进行了8次调查，最新一次为2009年，时间跨度为20年。已经足够进行代际流动研究。讨论中国家庭背景对子女的影响，必须考虑中国二元经济下的经济社会特点。在中国农村，相当多的妇女只从事家务劳动和农业劳动，其收入在家庭总收入的占比不高，不能充分反映家庭背景。另一方面，中国的婚姻特点是女儿一旦出嫁，就从家庭成员中除去，动态收入的面板数据不能长期追踪到女儿的收入。因此，中国典型的代际关系只能是父亲与儿子的关系。为了讨论代际关系，我们先将涉及相关变量的数据合并到一起，再按照家庭成员与户主的关系将其分为两个分别包含男性户主信息和其儿子信息的数据
22、集，进行了必要的数据处理后将两者合而为一。这种做法的合理性及其所能够回答的问题在很大程度上取决于CHNS 数据中对于家庭的界定：CHNS 数据中的家庭成员原则上指那些与其他家庭成员共同居住，而且共同拥有经济资源的个体。但是，那些在外工作的成员，无论他们是否在家居住都被看成家庭成员，这使得本文的研究可以将外出打工的成员也包括在内。对于收入代际流动研究来说，最重要的是识别父辈和子辈的持久收入（终身收入）。虽然可以通过纳税记录获得微观个体整个生命周期的收入，但是，采集这样的数据成本是很高的，需要长时期的跟踪调查。同时拥有两代人整个生命周期的数据库目前还没有。通常的做法是采集个体生命周期的一个或几个观
23、测值作为个体收入的代表值，这就涉及到两代人生命周期的配对。最简单的配对就是父辈与子辈处于同一生命周期阶段。为此，我们对样本进行了有目的的选择：1.选择了劳动力市场上的收入。剔除了在校学生样本，这就剔除了学生兼职收入。也排除了退休者样本，这部分人虽然也有收入，但其收入与工龄、工作经验无关，不符合收入的生命周期运动规律。2.儿子收入的调查时间选择2009年，其父亲在1989，1991，1993年均参加了调查。父子收入的观测时期相隔20年左右，相当于生物学上人类的“代”的长度。这种选择能够更好地捕获每代成年人的典型收入。例如，我们想同时测量父子中年时的收入，儿子的观测期滞后20年，两代人就基本上处于
24、生命周期的同一阶段。这是代际流动研究的规范做法，但国内同类研究囿于数据库长度没有进行此类调整。3.对年龄施加约束。儿子的年龄限制在25以上 发达国家的同类研究一般对儿子的年龄有上下限的限制。如Solon（1992）将儿子年龄限制在25-33。对年龄施加上限是为了防止年龄较大时才离开父母的成年子女样本过高。但中国的成年子女往往是与父母住在一起的或者住的很近，没有此上限约束。低于25岁的，工龄太短，其收入不足以反映其持久收入。父子年龄都限制在70岁以下。4.当一个家庭有多个子女时，只留年龄最大的在样本中。与其他兄弟相比，长者的临时收入更能代表其长期收入。表1 国际同类研究样本的生命周期特征数据库父
25、子样本观测年儿子平均年龄儿子年龄下限儿子年龄上限父亲平均年龄SolonPSID1967-1971 vs 198429.6253342ZimmermanNLS1965-1970 vs 198133.8256049.7Bjorklund and JanttiThe Swedish Level of Living Survey1967-1973 vs 199034.44293843.3王海港CHIP1988,19952251姚先国，赵丽秋CHNS1989-1993 vs 200030.1150.86我们还面临一个重大的权衡：样本数量与收入质量。将儿子的观测期滞后父亲观测期20年，益处是父子生命周期同
26、步，但却使我们能够使用的样本容量显著变小了。动态收入面板数据的每次调查都会磨损一部分样本，这使能够在多次调查后存活下来的样本越来越少。样本小的后果是回归系数的标准误差较大。这从第四部分给出的结果可以看得出来。本文使用的主要样本为241个，其中农村样本182，城市样本59个。表2 主要变量的描述统计特征变量最小值最大值均值标准差父亲收入对数4.70110.957.940.935儿子收入对数4.57412.7699.4231.299父亲年龄24.667.7744.35674.536儿子年龄25.0663.4334.93445.47父亲受教育水平03515.46161.758儿子受教育水平03523
27、29.05注：父亲的样本取自1989年，儿子样本取自2009年。受教育水平根据CHNS数据a11变量生成。该变量取值考虑了教育年限和教育质量。小学、初中、高中、大学阶段内部取值是等差的，阶段之间的取值有跃迁，且呈递减趋势。从表2可知，父亲的收入处于生命周期的顶峰，而儿子的收入则处于生命周期的早期。子代受教育年限水平高于父辈，且更集中。四、模型选择与计量结果（一） 模型选择估计代际流动主要有两种方法：对数线性模型和百分位转换矩阵。前者计算了代际流动的平均效应，后者衡量的是不同组群的边际效应。估计代际关系的回归模型如下： （1） （2）这里和分别表示父辈和子女持久收入的对数。是一个白噪声。就是代际
28、收入弹性，值越高，代际流动性越低。一个重要的相关概念为代际相关系数， （3）从式（3）可见，代际收入弹性与代际相关系数反映的信息相似，因此文中只给出了代际收入弹性的估计结果。实际观察到的当前收入并不是个体的持久收入，受到个体属性的影响，可以表示为 （4）式（4）表示观测到的收入由三部分构成：可以被视为持久收入；指能引起临时收入偏离持久收入的时变因素，如工龄、年龄等；是一个临时波动（Transitory Fluctuations）。因此，对式（1）的估计要求对（4）进行估计。我们可以对父子收入对年龄和年龄的平方进行回归得到调整后的当前收入（Adjusted Current Status） 工龄与
29、年龄作为时变变量有一定替代性。与工龄相比，年龄数据更容易获得，而且是个更稳定的时变因素。， （5）根据式（5）儿子的短期收入可以表示为持久收入与临时波动的和， （6）类似地，父亲的短期收入也可以表示为 （7）如果（6）、（7）的扰动项都符合高斯-马尔科夫假定，且不相关，则的最小二乘估计量是不一致的估计量， （8） （9）、分别是式（7）中父亲持久收入与扰动项的方差。这种OLS因测量误差而导致的偏误被称为衰减偏误（Attenuation Bias）。被称为衰减因子（Attenuation Factor）。减少偏误的一种常见做法是取多次观测值的平均。如果不同时期的观测值不相关，衰减因子为 （10）
30、为父亲收入的观测次数。从式（10）可以看出，收入均值法纠正衰减偏误的作用取决于的长度。实际上，时间序列总是存在序列相关的。对于经济时间序列，一般假设服从过程， （11）是个白噪声。此时衰减因子为 （12）从式（12）来看，要求的参数是、与 Solon（1992） 与Zimmerman（1992）提供了假设下的衰减因子公式。但Zimmerman的公式是错误的。Mazumder与Solon对作者指出了这一点。公式的推导可以参考Solon（1984）的工作论文。完整的推导过程可以向作者索取。由于 （13）实际要估计的是、与。这里我们可以参考Solon（1991）研究兄弟收入相关性的方法研究父子的收入
31、相关性。研究步骤如下：首先获得的一致估计量。其次在满足个体收入变量序列无关的条件下进行方差分析。最后求出、并代入衰减因子，求出的一致估计量。对于的估计，一个直观的方法是利用对其一阶滞后项回归如果父亲收入是每年观测的，则采用。文中数据是隔年观测的。，回归系数为 （14）于是，。 （15）这里根据经济变量的性质取正号。得到的一致估计量后，根据式（11）可以构建出父亲收入的“前向半差分”（Forward Quasi-differenced）工具变量， （16）与其滞后期不相关，于是可以应用方差分析将的方差分解为两个部分与。方差分析对临时收入的方差识别是基于面板数据中个体在不同年度的变化；对不同家庭永
32、久收入的识别是基于不同家庭的收入差异。计算公式如下： （17） （18）其中，, ,为家庭个数，为差分后的观测次数 方差分解的公式是基于随机效应模型的。从式（13）（18）我们可以得到、与，最后，将这些估计量代入衰减因子即可求出的一致估计量。（二）估计结果实际采用的估计模型往往将年龄（工龄数据不易得到）包含在收入方程里，式（6）扩展为： （19）是个体在期的年龄，是由于随机波动和测量误差带来的扰动。二次项表示收入的生命周期运动不是单调的。同样地，父亲年的收入也可以表示为 （20）于是，年的父亲收入与年的儿子收入关系可以表示为 21）如果取多次观测值的平均，则 （22）值得注意的是收入均值法的不
33、同应用会造成系数估计的差异。在实际应用中，既有先取均值后取对数的（这里称为方法1），也有先取对数后取均值的（这里称为方法2）。我们比较了两种方法的回归结果，如表3所示：表3 我国代际收入弹性估计（OLS）父亲收入观测年父亲收入衡量指标单年两年平均三年平均方法1方法2方法1方法2方法1方法219890.0920.085(0.077)（0.076）19910.1910.1720.1440.073(0.081)（0.081）(0.115)(0.130)19930.2710.2660.3800.3710.3380.350(0.072)（0.073）(0.110)(0.104)(0.151)(0.137
34、)注：括号内为回归系数标准误差。两种方法的结果十分接近，因此我们的研究结果是十分稳健的密歇根州立大学的Gary Solon对作者指出了这一点。从表3还可以发现，如果父子收入观测年份相隔较远，则代际收入弹性较小。随着父子观测年份的逼近，收入相关性也越来越强。在目前的国际同类研究当中，本文的父子收入调查年份距离（19892009年）属于中等水平，介于Solon（19671984年）和Bjorklund 、Jantti（19671990年）之间。国内的同类研究（郭从斌、闵维方，2004；王海港，2005；姚先国，赵丽秋，2006）要么采用单年数据，要么父子收入相隔不远，回归系数存在高估的可能性。可以
35、通过百分位转换矩阵对OLS的估计进行验证。百分位转换矩阵是双随机矩阵，即每行（列）的元素和为1。完全流动时，矩阵元素均为0.25；完全不流动时，主对角线元素为1。矩阵比较的方法有好几种：迹的比较，迹即主对角线元素的和，表示完全不流动的部分，数值介于1-4之间，值越小，流动性越强；如果采用的是Bartholomew指标，数值介于0-6之间，值越大，流动性越强。表4 中国的百分位转换矩阵儿子百分位（2009）父亲百分位（1989）123410.3670.3000.1670.16720.1640.1480.3610.32830.250.3330.2000.21740.2170.2330.2670.2
36、83表5 美国的百分位转换矩阵儿子百分位（1981）父亲百分位（1965）123410.410.250.170.1220.330.270.220.1930.170.270.310.2940.090.210.30.4数据来源：Zimmerman（1992）从表4可见，父亲在最低百分位的儿子有28%也落入最底层，但有17%上升到最高层。在收入分配的顶端，有37%的儿子与父亲保持在同一百分位，但有22%落入了收入最底层。从两极的流动来看，最底层的向上流动超过了最高层的向下流动。比较表4和表5可以发现，中国的代际流动性比美国要强。我国收入转换矩阵对角线元素的和为1，Bartholomew指数为4.75
37、，而美国的分别为1.39和3.77。因此，我国代际收入弹性的OLS估计应该低于美国的0.4（Zimmerman，1992）。那么，中国0.338的代际收入弹性意味着什么呢？由于我们对代际流动路径知之甚少，无法求出最优的代际收入弹性Eide and Showalter（1999）认为“大多数代际联系源于迄今没能解释的其他家庭影响”。 Solon（2004）推导了家庭最大化行为下的稳态代际收入弹性，求解的困难在于无法穷尽所有的人力资本投资方式。，通过跨国比较或许会产生有价值的分析线索。表6列出了一些国家的代际收入弹性。表6 国外的代际收入弹性国家作者代际收入弹性美国Solon（1992）0.413
38、-0.526Mazumder（2005）0.613瑞典Bjorklund and jantti（1997）0.282Osterberg（2000）0.129英国Dearden et al.（1997）0.4 -0.6法国Lefranc and Trannoy (2005)0.4-0.5德国Wiegand（1997）0.34加拿大Corak and Heisz（1999）0.199芬兰Osterbacka（2001）0.129挪威Bratberg（2005）0.126-0.221从表6可知，我国全国的代际收入弹性为0.338，介于高流动性国家（北欧国家）和低流动性国家（英国与美国）之间。低流动性
39、不利于社会稳定和经济增长是学术界的共识，那么北欧国家的高流动性是否意味着其社会更优越呢？答案是否定的。尽管低的代际收入弹性意味着更平等的收入分配，但代际收入弹性太低，有产者会丧失资本积累的热情，经济发展会放缓。代际流动不仅依赖于个人天赋与父母的人力资本投资，也依赖于各国内生的的分配制度。北欧国家的高流动性与其积极的再分配制度有关，但从本质上说，大规模的再分配计划会影响到个体激励，高的代际流动性是需要效率成本的，Ichino等人（2008）对挪威的研究证明了这一点。中国在上世纪实行“效率优先，兼顾公平”的分配制度，二次分配的力度很小，很快就产生了一批先富者，这些先富者对于中国持续30年的经济增长
40、起了重要的作用。从经济学直觉来判断，随着中国经济模式的日益成熟，阶层的分化组合趋向稳定，社会的同质性会加深，代际收入弹性还有上升的空间。当然，代际收入弹性只是提供了社会机会均等程度的总体估计，从某种意义上，它对政策指导的意义不大。市场机制下贫困家庭的抗风险能力最弱，因此政策设计的重点应该是防止贫困的代际转移，如果没有政府和社会的干预，贫困家庭的子女很容易受到父辈劣势的影响成年后也陷入贫困。以上跨国比较大多是基于OLS估计结果的。如上文所说，OLS的估计结果是下偏的，偏误的程度取决于衰减因子。要得到精确的收入代际弹性，就要求出衰减因子。按照Solon（1991）的研究方法，我们得到的方差分析表如
41、下：表7 方差分析表变异来源偏平方和自由度均方F统计量概率值个体差异173.8941561.1151.520.0044残差114.9511570.732总体288.8453130.923根据父亲样本1989-1993年的收入可以求出和，在此基础上根据方差分析表可以估计出潜在变量的方差，最后求出衰减因子。表8 衰减因子的求解样本（方法1）（方法2）方法10.1920.7320.732-.495(0.075)0.0090.8580.3940.408从表8来看，父亲样本的收入序列有两个特点：自相关系数非常小，为0.009；很大，约为3.82。这都意味着1989-1993年这段期间，父亲样本的收入很不
42、稳定，与当时相对混乱的市场环境相验证，也从一个侧面反映了方差分析法是值得应用的。一般来说，和越大，衰减因子越小，衰减偏误越大。本文的非常小，很大，两种相反的效应下衰减系数为0.858，最后求出的全国的代际收入弹性约为0.4，与韩军辉（2010）的研究结果比较接近，在国际上依然处于中等水平。五、结束语本文根据最新的CHNS数据，调整了个体的生命周期，应用OLS估计了中国的代际收入弹性，得到的代际收入弹性为0.340.35，高于北欧国家与加拿大，低于美国和西欧国家。OLS估计结果是十分稳健的，得到了收入均值法和百分位转换矩阵的佐证。考虑到收入的序列相关性，本文在OLS的基础上采用方差分析法求出持久
43、收入和扰动项的方差估计量，修正了衰减偏误后得到的代际收入弹性为为0.4左右，与OLS估计的推论是一致的：中国代际流动性处于中间水平。这为“中国模式”提供了一个动态收入分配方面的解释。本文修正衰减偏误的方法也为小样本下的代际收入流动研究提供了一种选择。从公共政策的角度来看，机会不均等对弱势群体的伤害最大，贫困家庭的子女会由于父辈经济和社会地位的劣势而无法实现向上流动。制度设计的关键是防止贫困代际转移。首先，政府要实行农村贫困线、城镇低保线和下岗职工补助线，保证弱势群体的基本生活需要。其次，加大公共财政对在校学生和学前儿童教育、医疗的投入，提高政府在个体人力资本形成中的作用，削弱家庭背景对贫困子女
44、的不利影响。最后，实行积极的社会政策，保证就业机会均等，削弱家庭背景对劳动力市场正常运行的干扰。本研究的不足在于样本相对较小，特别是分解为城市和农村两个子样本后。鉴于中国的二元经济国情，进行城乡代际流动的比较是必要的。解决的路径是应用Bjorklund与Jantti的两样本工具变量法（这种方法并不要求真实的父子配对）。另外，对于代际收入弹性与经济增长之间的因果关系分析也缺乏严格的理论证明，这将在后续的研究中进行深入探讨。参考文献 1 王海港中国居民收入分配的代际流动J经济科学，2005（2）:18-25.2 邢春冰中国农村非农就业机会的代际流动J经济研究，2006（2）:103-116.3 姚先国，赵丽秋中国代际收入流动与传递路径研究：1989-2000/（2006-12-21）2011-7-21
