中国居民收入分配的代际流动，本文主要内容关键词为：中国论文,收入分配论文,居民论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
代际流动（intergenerational mobility），（注：这里mobility可译为“流动”或“变动”。）即一个人在总体收入分配中的位置在多大程度上由他上一代的位置所决定，或者说父辈的收入如何影响了下一代的收入，更精确地说是子辈收入对父辈收入的弹性（如不引起理解混乱，下文简称代际收入弹性或弹性）。（注：这不仅仅是一个血统论问题。“学好数理化不如有个好爸爸”反映了父亲的收入和地位对孩子前途的重要性。家庭对孩子的影响除了生物上的遗传，文化的继承外，更重要的在于父母对孩子教育投资的取舍、数量和教育投资的借贷能力。）研究这个问题可以为理解一个社会不平等的形成提供一个跨代际的注解。如一个社会有多大比例的家庭或个人将有两代人连续陷入贫困，一个社会是否为全体成员提供了平等的机会。
近20年来，一方面我国经济高速增长，市场化程度不断加深，劳动力市场不断开放；另一方面，不仅城乡居民的收入不平等扩大了，两极分化加重了，家庭之间的收入分配变动趋缓，（注：王海港（2005）详细考察了我国城乡家庭的收入变动。）而且城市居民的不平等也上升了，上升的速度超过农村居民。不平等背后的家庭背景如何，居民收入的代际流动如何？是加快了，为年轻一代提供了更多的机会，还是变缓了使得他们更被拘依赖于父辈的地位？收入处于下层的居民的后代，有更多的机会走出他们父辈在收入分配中的不利地位，还是根本没有进步？哪些家庭的收入流动变缓了，哪些加快了？本文利用中国社会科学院收入分配课题组1988和1995年的资料回答这些问题。限于家庭调查资料，农村居民个人的收入不能从家庭收入中分离，因此本文只研究城镇家庭的代际收入弹性，并将1988年和1995年比较以对我国城镇居民收入的代际流动做一趋势性分析。
一、收入代际流动研究的简单回顾
跨代际的收入分配是社会不平等的一个重要问题，早在1877年Francis Gilton就做过跨代际的个人特征的回归分析。（注：转引自Levine David I.（2002）.）社会学家研究代际之间的收入联系比经济学家要早一些（注：Prais（1955）是一篇较早的文献。），他们用比较简单的方法如代际收入的相关系数度量代际之间收入的联系。经济学家中较早关注收入代际流动的有Atkinson，Trinder和Maynard（1978），他们用英格兰约可郡307对父子的资料得到1975年父亲的收入与1975—78年儿子收入的相关系数为0.17。建立经济学模型解释代际收入联系并将两代人的平均收入进行回归始于以研究人力资本著名的经济学家贝克尔（Becker and Tomer，1967，1979）。之后，福利经济学家们开始广泛研究各国各个时期的代际收入流动问题。Becker（1983）总结了美国和其他地区的发现，最早的资料可追溯到18世纪的中期。总的趋势是父辈收入对子辈的影响下降，而且各地差异很大。
1980年代以前的研究陷于资料的欠缺，基本上是用单年的资料，单年资料将大大降低弹性系数（Bowles，1972；Solon，1989，1992）。利用单年资料，美国代际的收入弹性约为0.2（Becker and Tomes 1986）。20世纪90年代以后美国经济学家（Solon，1992；Zimmerman，1992）利用父辈在几年内的平均收入作变量得到弹性为0.4，是单年资料的两倍。Mazumder（2001，2002）对90年代中期以前的研究做了很好的综述。Mazumder（2001）用更新的资料和方法研究了美国1995—98年子女的收入对父亲在1984年的收入的弹性为0.6。此外该文还讨论了家庭的财富对收入弹性大的影响，低财富家庭的代际收入弹性更高，而财富处于最高的25％的家庭，弹性为负。一些文献，如Gaer（1998）把代际收入流动和机会的不平等联系起来，代际流动越高，意味着机会越平等。
至于我国居民收入分配的代际流动，到目前为止尚无人报告。本文希望在估计中国居民代际收入的流动和代际收入弹性上做一番探索。
二、研究方法和资料来源
代际收入弹性的研究依据的是人力资本理论。实证研究中大多用下面的回归模型度量父亲和子女收入的跨际弹性。
lny[，1i]=α+βln[，0i]+β[，1]age[，0i]+β[，2]age[，0i][2]+β[，3]age[，1i]+β[，4]age[，1i][2]+ε[，i]（1）
这里y[，1i]是子女的收入，下标1代表子女，i代表家庭，相应地y[，0i]是上代的收入，age表示年龄，参数β即是代际收入的弹性。参数β=0，表示下一代的收入与上代没有联系，代际收入完全流动；β=1则表示下一代的收入完全由上代决定，代际收入完全没有流动。β可以是负的。
研究代际收入弹性最理想的资料是父辈和子代在一个生命周期的或永久的收入模块资料。但获得这样的资料几乎不可能。早期研究中曾用一年的收入代表父亲生命周期的收入，90年代以后的研究多用几年的平均收入来度量父亲的收入，这样虽比单年的有改进，不过参数仍被低估（down-biased）。原因一是收入的度量有误差，二是用短期的收入来替代长期收入，有无法观测到的短期冲击或波动对长期收入的影响。Solon（1989，1992）将父子单年的收入分解成三个部分，一是能反映永久收入能力的部分，二是短期波动对当年收入的影响部分，三是度量误差，并证明当短期冲击和度量误差独立于真实的永久收入时，β的估计值β将通过一个衰减系数（attenuation coefficient）λ的作用最终会偏向于零。（注：
其中σ[，y0][2]是父亲收入方差，σ[，w0][2]是父亲收入中受短期冲击影响部分的方差，σ[，v0][2]父亲收入度量误差的方差。详细的推导还可见Dearden等（1997）。）Mazumder（2001）扩展了Solon的思想，给出了当把短期冲击部分作为有稳定的自回归过程时的衰减系数λ[，T]。（注：短期冲击影响部分的自回归过程W[，0is]=δW[，0is-1]+ξ[，is]，δ为自回归参数。
T：计算平均收入的年数。自回归参数δ越大，短期冲击部分的影响持续时间越久，β越有偏。）设定一年收入方差中短期冲击，持久因素和度量误差的比例，加上设立适当的自回归系数，就可以模拟得到λ[，T]。有了λ[，T]就可以把从OLS估计得到偏低的β作调整。Mazumder（2001）表1开立了设定各种不同的参数时的λ[，T]的模拟值。一些研究表明当使用5年的平均收入作为解释变量时，β被低估25—30％。（注：详见Mazumder（2001），第7—11页。）
本文采用（1）式用OLS估计收入弹性β。
三、样本的描述和说明
本文的资料来源于中国社会科学院经济研究所“中国城乡居民收入分配”课题组1988年和1995年的抽样调查，自ICPSR下载。（注：Riskin，Zhao Renwei and Lishi，Chinese Household Income Project，1988，1995，ICPSR version；University of Massachusetts，Political Economy Research Institute（Producer），Inter-University Consortium for Political and Social Research（distributor）.）该调查在国家统计局大样本内进行了二次抽样，考虑了我国东、中、西部之间的地区差异，抽样人口的区域分布反映了实际的地域差异。两次调查收回城镇居民户有效样本均超过6000户，人口超过20000人。该课题组采用国际通行标准定义了家庭可支配收入。可以说，该调查是目前公众可得的研究中国居民收入分配最全面、最严格的微观分户资料。
表1、表2描述了1988年和1995年城镇居民父母和子女配对样本。配对样本可以分为几个子群体，父母—子女，父母—儿子，父母—女儿；父亲家长—儿子，父亲家长—女儿；母亲家长—儿子，母亲家长—女儿。需要说明以下几点。
表1 1988年城市居民家庭家长和子女收入匹配样本
变量 有效数量均值 标准差
最小值*最大值
家长年龄
2597 51.06 5.78 ·
79.00
家长收入
2594
7.68 0.34 5.64
9.78
子女年龄
2597 22.02 4.29 ·
57.00
子女收入
2594
6.96 0.52 ·
10.33
年龄
2367 51.26 5.72 ·
79.00
收入
2364
7.71 0.32 5.64
9.78
年龄229 49.17 5.75 ·
66.00
收入229
7.45 0.44 6.24
8.52
年龄
1361 22.34 4.39 ·
57.00
收入
1358
7.00 0.50 4.83 10.33
年龄
1234 21.66 4.14 ·
49.00
收入
1234
6.92 0.54 ·9.05
注：*原始资料中这一项，有些缺少记录，有些为零。现全部改为缺少记录。
表2 1995年城市居民家庭家长和子女收入匹配样本
变量 有效数量
均值 标准差最小值*
最大值
家长年龄 1090 51.58 5.09 23.00 68.00
家长收入 1084
8.91 0.54
4.01 10.78
子女年龄 1090 22.88 3.74 10.00 76.00
子女收入 1047
8.12 0.80
3.58 10.74
年龄
801 52.69 4.79 36.00 67.00
收入
798
8.97 0.51
5.39 10.78
年龄
289 48.53 4.63 23.00 68.00
收入
286
8.75 0.58
4.01 10.07
年龄
598 23.28 3.41 10.00 46.00
收入
578
8.18 0.77
4.09 10.74
年龄
492 22.40 4.05 12.00 76.00
收入
469
8.04 0.84
3.58 10.05
注：（1）*：原始资料中个别年龄记录有问题。（2）表1、表2中所有收入均已对数化。
第一，配对样本中家长和子女的均为当时正就业的家庭成员，未包括学生和非就业人员。有极少数家长的父母尚在工作，配对样本没有包括包括这些人，否则引起子代年龄增大，且样本变成三代。一个家长可能和几名已就业的子女配对。1988年配对样本为2597对，1995年为1090对。
第二，父母亲仅指作为（户主）家长的父母。中国城市家庭家长多数为男性，1988年女性家长占不到十分之一，1995年占四分之一。在考虑母亲的影响时请注意，这里仅指母亲作为家长时的影响。换句话说，当户主为男性时，母亲不在配对样本之内。（注：1988、95年调查样本可以用来分析全体母亲收入对子女收入的影响。本文没有报告全体母亲对子女的影响。不难判断户主母亲对子女的影响大于全体母亲的影响。）
第三，1988和95年户主和子女的收入都包括货币收入和实物收入。
四、结果和分析
表3显示，总体上1988—95年城镇居民收入的代际弹性上升，代际流动变缓。这似乎与我们的直观认识不一，但与拙作《中国居民家庭的收入变动及其对长期平等的影响》一文的结论相似（注：详见王海港（2005）。该文表3显示1989—1993年城市居民总体的收入流动变缓。），并得到后文父子收入转换矩阵的支持。子女收入对父母收入的弹性从1988年的0.384上升到1995年的0.424。父母对儿子收入的影响上升了近13％，尤其父亲家长的影响更是从40.62％上升到65.35％。父母对女儿的影响则没有太大改变。母亲家长对子女的影响只有微弱上升，但对女儿的影响则上升了7.3％。
表3 1988、1995年我国城镇居民代际收入弹性β
解释变量被解释变量
子女
儿子 女儿
19880.394 0.3576
0.3449
（0.0275） （0.0356）（0.0425）
（0.141） （0.151） （0.125）
19950.4235 0.48410.3524
（0.0430） （0.0546）（0.0692）
（0.136） （0.160） （0.111）
19880.3849 0.40620.3653
（0.0307） （0.0404）（0.0468）
（0.143） （0.157） （0.124）
19950.5181 0.65350.3829
（0.0508） （0.0646）（0.0796）
（0.172） （0.237） （0.127）
19880.3449 0.21390.2854
（0.0425） （0.0086）（0.1162）
（0.125） （0.149） （0.147）
19950.3525 0.28780.3584
（0.0693） （0.1036）（0.1464）
（0.111） （0.095） （0.084）
图1 1988、1995年我国城镇居民代际收入弹性
我国城镇居民代表收入弹性
父亲家长与母亲家长相比，父亲家长显示出对子女更大的影响，而且总体上父亲家长的影响力上升幅度高于母亲家长，尤其是对儿子的影响。但对女儿，母亲家长的影响力有显著上升。
儿子和女儿受影响的强度和来源不一。1988年儿子和女儿对父母收入的弹性相差无几，但7年后儿子的弹性迅速上升，但女儿几乎没有变化。有趣的是无论哪一年，儿子收入受父亲收入的影响都比女儿大，女儿受母亲收入的影响则比儿子大。虽然在城镇没有明显的性别歧视，但不少人还是偏向生男孩。儿子受父亲的影响大可能解释了一些人认为儿子更有培养前途的观念。而事实上男性的收入确实大于女性，见表1和表2。
限于样本，家长和子女的年龄均为调查当年（1988年和1995年）。1988年家长和子女的年龄分别为51岁和22岁，1995年为52岁和23岁。两代人在不同年龄的收入使收入更远离永久收入。不过幸运的是短期冲击部分的方差呈现一种U字型（Gordon，1984；Baker and Solon，1999），也就是说，二十几岁人的收入中受短期冲击影响和五十几岁人的相似。（注：收入中短期波动方差最大的是四十一、二岁人。）这增加了可比较性。另外，尽管不同时间（1988年和1995年）上下代的收入不同部分的方差不一，但由于平均年龄仅差1岁，这也增加了两年的可比较性。
从国际比较看，1988年城市居民代际收入弹性按单年收入计算的是比较高的。美国在80年代按单年计的只有0.2。不过当时中国的市场化程度还不高，在城镇计划经济还占很大的比例，而且中国有子承父业的传统，因此0.4左右的数值是可以接受的。因为衰减系数的存在，因此这里的0.4应是低估的。值得我们思考的是为什么在1988年以后的7年中，在中国社会大变革和城镇就业市场更加灵活、开放的年代里子女收入对父母的收入的粘性更大了呢（注：子女人数的减少可能是个原因。1988年22岁的孩子在1966年出生，而1995年23岁的孩子于1974年出生。配对样本里1988年每个家庭平均有子女1.44个，1995年1.28个。）？究竟是有更多的低收入家庭的子女象他们的父辈一样陷入了贫困，还是有更多的高收入阶层的子女继承了父母的地位呢？
五、研究的拓展
现在我们来分析不同收入组的居民的代际收入弹性。我们根据父母的收入把居民分成两组，一组是父母收入高于平均值（以下简称高收入组），另一组低于平均值（以下简称低收入组），然后来检验不同组的代际收入弹性。尽管无论1988年还是1995年高收入组的父母对子女收入的影响均大于低收入组父母的影响，但高、低收入组的代际弹性有很大变化。1988年两组收入弹性相差不多，仅5％左右，这反映了劳动力市场受计划控制的特征，高收入父母不易施加自己的影响。1995年高收入父母对子女的影响急剧上升至81.9％，于此同时低收入父母的影响也有很大程度的降低（拟合程度不高）。这一方面反映了高收入父母的子女借助父母继续处于高位，大大降低了代际流动；但另一方面低收入者的子女也有比在1988年更多的机会摆脱他们父母的影响，这又提升了代际流动。子群体的父母一子女代际收入弹性详见表4。
表4 1988、1995年我国城镇居民父母—子女代际收入弹性
高于平均数* 低于平均数* 最低1/10收入组 最高1/10收入组
1988
0.2960.3416 -0.0347 0.1558
（0.051）（0.0595）
（0.1065） （0.1155）
（0.139）（0.080）（0.108）
（0.0647）
1995
0.1145
0.8194 -0.1036 0.8821
（0.0775）
（0.0935）
（0.119）
（0.2569）
（0.058）（0.172）（0.0164） （0.336）
注：（1）*指父辈收入。
（2）表3、表4中第一行括号为标准差，第二行括号为调整的R-square。
继续按父母收入将居民十等分，检验最高收入组和最低收入组的代际流动状况。1988年最低收入组的父母几乎对子女收入没有影响，接近完全的代际流动；最高收入组的父母对子女的影响也不大，仅15.5％，这是一个收入分配不平等不易往下一代传递的社会；1995最低收入组的父母对子女的影响为负，即一部分子女有上升到最高收入组的机会。但是以上三个解释均不显著。前两个尽管在总体上显著，但父母收入的单变量不显著，最后一个无论在总体上还是在任何一单变量上都不显著，反映了最低收入组子女们的收入应有其他变量解释。然而与低收入父母对子女收入影响的不显著相反，1995年最高收入组的父母对子女收入的影响高达88％！不仅总体显著，而且父母收入的单变量满足0.1％的显著性水平。调整的R-square达到0.33。因此，可以说，1995年高收入阶层的代际流动性是非常差的，高收入父母为子女的收入提供了巨大的机会和保护。
六、从父辈收入到子辈收入的转换矩阵
转化矩阵可以用来表示一个人的终期收入对基期收入的时间依赖。这里用它来表示子女收入对父母收入的依赖，即代际流动。将父辈和子辈人口分别按收入从低到高分成5等，定义y[，0]→y[，1]为从父辈收入到子辈收入的转换，5×5的转换矩阵可以表示为P（y[，0]，y[，1]）=[P[，ij]（y[，0]，y[，1]）]∈R[5×5][，+]，P[，ij]表示在分配y[，0]中父亲处于第i等级的儿子在y[，1]中处于第j等级的比例。
从转换矩阵看，与1988年相比，1995年处于收入分配五分位最低，次低的人群，他们的子女有更多的机会上升到临近的位置，但要上升到最高处远比1988年困难。父子两代持续在收入最高位的大幅上升，从1988年的42％升至49％，同时跌至下层的机会更少。度量流动的指标1-λ[2]（注：
，利用x[2]可以比较两种不同的流动情形，x[2]越大，越具有代际依赖性，代际流动越小。详见王海港（2005）。）从1988年的0.241下降到1995年的0.058。转化矩阵表明，总体而言，代际流动不是上升了，而是减弱了。这与通过回归得到的收入弹性的结果一致。
七、结束语
至此我们可以说，根据收入弹性和收入代际转换矩阵的比较，1988—95年我国城镇居民的代际流动降低了。改革和市场化一方面在城镇为穷人的子女带来了一些改善自己命运的机会，这使得下层居民的收入代际流动有所提高，但另一方面更加巩固了富人子弟的地位，这是总体上代际流动降低的主要来源。限于资料我们没有估计农村居民的代际流动，因而也不可能估计全国居民的状况。
标签：收入弹性论文;