我国居民代际收入传递机制研究

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利用中国居民健康和营养调查数据（CHNS）对我国居民代际收入传递机制进行实证分析，结果表明：以子代受教育年限为代表的人力资本投资与以子代职业类型为代表的社会资本投资确实是解释我国居民代际收入传递的重要因素。1991-2011年间，职业因素在代际收入传递过程中扮演着比教育因素更加重要的角色，然而从2004年开始，两者之间的差距有了明显的缩小。此外，地区经济发展水平的差别会带来其居民代际收入传递机制的不同。要提高我国居民代际收入流动性，政府需要在不断完善劳动力市场的基础上，努力保证各个阶层子代拥有公平的受教育机会。

[关键词]代际收入；传递机制；教育传递；职业传递

[中图分类号]F124.7 [文献标识码]A [文章编号]1004-518X（2015） 05-0074-07

一、引言

改革开放以来，随着经济持续多年的高速增长，我国居民收入不断提高，但与此同时居民之间的收入差距也在不断扩大。2013年1月，国家统计局十年来首次披露对于我国基尼系数的官方测算结果，结果显示从2003年到2012年，全国居民基尼系数在0.47到0.49之间，高于0.4的国际警戒线。然而基尼系数、泰尔指数等指标仅仅是对截面收入不平等结果的测算，并不能反映出收入分配问题的全貌。事实上，Becker andTomes曾指出，收入分配的全面分析应该包括两个方面：同一代居民之间的收入不平等与居民代际间的收入不平等。衡量代际间收入不平等的主要指标是代际收入弹性，从以往的研究来看，我国居民代际收人流动性整体较低。

代际收人流动性不足首先会带来人力资源的巨大浪费，进而引起经济效率的下降：一方面，代际收入流动性不足可能会使低收入阶层出生的子代产生“读书无用”、“努力无效”等消极情绪，从而带来消极怠工和放弃努力：另一方面，代际收入流动性不足也可能使高收入阶层出生的子代缺乏危机意识，从而减少努力程度。其次.代际收人流动性不足会使底层群体向上流动的机会、空间和渠道变得越来越狭窄，并进一步导致一些底层群体可能从暂时贫困走向长期甚至跨代贫困，而这会使贫富差距趋向稳定化和制度化，成为一种很难改变的社会结构。最后，代际收入流动性不足在一定程度上代表着机会的不公平。倘若收入差距的形成并非来自个人的努力，而是由起点、机会不公平所造成的，那么这比收入差距较大的结果更无法令公众接受，很有可能激化不同收入阶层之间的矛盾，带来社会的不稳定。经济效率的下降、贫富差距固化以及机会的不公平很有可能将我国拖入“中等收入陷阱”，阻碍“中国梦”的实现。为此，深入研究代际收人流动性的传递机制，寻找提高代际收入流动性的有效途径具有重要的现实意义。

目前，已有不少学者对代际收人流动性背后的因果逻辑进行探讨，并取得了一些成果。但现有研究仍存在不足：第一，所用数据比较陈旧，并不能反映我国当下的现实情况。第二，现有文献在探讨代际收人流动传递机制时或是使用某一截面的父代、子代数据，或是将几年的数据合并使用。然而这样做只能得到一个静态结论，很难反映出宏观经济环境改变下代际收入传递机制的变化情况。第三，以往研究对我国居民代际收入传递的理论分析还不够充分。基于此，本文将较完整地构建代际收入传递的理论分析框架，并利用1991-2011年中国居民健康和营养调查数据（CHNS）进行实证分析。

二、理论分析

经济学对代际收入流动传递机制的探讨是以Becker and Tomes的理论模型作为基础。具体的模型为：

其中， ，指父代一生的收入，包括两个部分，一个是自己的消费 ，另一个是对子代人力资本的投资 ；r是人力资本投资回报的参数，Et代表除了父代对子代进行的直接而有意识的人力资本投资外，其他所有影响子代收入的因素。

可以继续将其他影响子代收入的因素总和Et分解为两个部分： 。其中， 代表子代的“市场运气“，假设其独立于 和 代表能在劳动力市场上获得收入回报的子代个人禀赋特征（与父代的投资 无关）。其含义比较广泛，既包括生物基因遗传所带来的能力和健康特征，也包括家庭环境所带来的个人性格的形成。个人的禀赋特征有一部分由父代继承而得. 假定子代的禀赋 与父代的禀赋 有着正向的关系，而且 遵循着一阶自回归过程： 其中， 为禀赋可遗传性， 为误差项。

对上述最优化问题求解可得：

可以看出，只要入是正向的，Et会与yt-1，保持正相关，因为两者都依赖于父代的禀赋et-1，因此简单得出的系数B并不能被解释为父代收入与子代收入之间的因果关系。尽管由于et-1的不可观测性使得通过计量方法来确定这一因果关系非常困难，但是上述模型还是较为清晰地给出了代际收入传递的逻辑，那就是父代收入可以通过对子代的人力资本投资以及禀赋遗传传递给子代。

除此之外，结合我国劳动力市场不成熟的特点，收入不同的父代拥有的社会资本不同，这会在一定程度上影响子代的就业行为和最终的职业选择。基于以上分析，本文认为父代收入主要是通过人力资本投资、社会资本以及禀赋遗传三种路径来影响子代受教育水平、子代选择的职业以及子代所拥有的禀赋。具体的传递机制如图1所示。

本文将子代教育、子代职业看作经济因素，将子代禀赋看作非经济因素。实证研究之所以重要的一个原因在于不同的解释蕴涵着不同的政策含义。当非经济因素是代际收入流动性传递的主要机制时，政策的作用往往非常有限。而当经济因素起主要作用时，政府就应该扮演更加重要的角色。基于此，本文将主要分析经济因素在代际收入传递中的作用。

父代收入通过子代教育传递主要是指父代对子代的人力资本投资。本文将以（1）式为基础，对这一过程进行推导。从（2）式可以看出，父代收入yt-1用在两个方面，一是自身消费Ct-1，二是对子代的人力资本投资 。在此基础上，子代将父代的人力资本投资转化为自身人力资本 。其中， 代表正向的人力资本投资回报，半对数形式代表人力资本投资回报边际递减。与上文一样，et代表子代的禀赋，et与父代的禀赋et-1有正向的关系，且遵循一阶自回归过程。

在以上条件下，子代收入yt由如下的半对数方程决定： 。其中，p代表人力资本收入回报率。将以上公式代入（1）式中得到：

为了求解父代的效用最大化，对方程（5）求一阶导数，可以得到最优投资 为：

从（6）式中我们可以得到以下推论：1.收入越高的父代对子代人力资本投资越高；2.父代越不自私，越偏好对子代的人力资本投资：3.子代人力资本投资的回报率越高，父资意愿越强。

父代收入通过子代职业传递主要是指父代所拥有的社会资本可以影响子代职业。对于个体而言，从事职业的不同在很大程度上决定其收入的高低。原因可能在于不同职业的劳动生产率有差别，更有可能在于劳动力市场不完善，存在分割。

本文认为父代的社会资本主要通过职业传递、社会网络以及权力寻租三个方面来影响子代职业，具体如图2所示。

1.职业传递。在我国，父代从事的职业本身就能代表其所拥有的社会资本。若父代处在收益较高的行业或单位中，其子代亦有很大可能留在相同的行业或单位中。在计划经济体制下和改革开放初期，存在普遍的“顶替”和“接班”现象，父代在某一行业部门工作，退休后可由其子女无条件接班；改革开放后，尽管直接的“顶替”和“接班”现象有所缓解，但是“系统内部招收”这种间接的“顶替”和“接班”现象依然存在：随着改革开放的深入，社会上又出现了一种“交换”规则，在这种规则下，一些收益较高行业的工作人员子代在就业时可以相互交换。比如某地金融行业与邮电行业约定，邮电行业工作人员的子女在就业时可以优先进入本地的金融行业，作为交换，本地金融行业工作人员的子女在就业时可以优先进入本地的邮电行业 。

2.社会网络。学术界一般认为，社会网络是社会资本重要的表现形式，主要包括“信息”和“人情”两种资源。一方面，现阶段我国劳动力市场中大量的就业信息缺乏公开性。此时，父代的社会关系网络规模越大，帮助子代收集的信息就越多，就越能帮助子代筛选出“好”的职业。另一方面，现阶段我国劳动力市场既存在竞争市场的公开招聘，也存在靠关系的计划招聘，这为“人情”的发挥提供了可能。

3.权利寻租。在经济活动中，政治身份可能代表着一种社会资本。拥有一定公共权力的父代在其子代就业时，可能会产生寻租行为。杨瑞龙 的研究一定程度上验证了这种行为的存在。

三、研究方法与数据处理

（一）研究方法

国外学者早期主要通过收入的相关性分析以及对收入方差的分解来研究基因等先天禀赋在代际收入传递中的作用。后来的研究则主要着眼于识别不同的中间变量在代际传递中的作用，主要可以分为以下两类：第一类是在简单的多元回归中加入相应的子代人力资本，通过此“条件代际收入弹性”相较于普通代际收入弹性的下降程度，从而得出人力资本对代际收入传递的重要性。如Eide and Showaltercl2]在应用分位数回归时把教育年限纳入回归方程后，家庭收入的系数降低了50%，表明教育解释了很大一部分的代际收入相关性；第二类是通过更为复杂的方法来计算某一个或一组人力资本可解释的代际收入弹性（或相关性）在总弹性（或相关性）中所占的比例。如Blanden et al将认知、非认知能力以及教育作为中间变量，研究发现教育解释了代际收入相关的1/3。

虽然中间变量的方法并不能完全打开代际收入传递的“黑匣子”，但是在现有数据的条件下，利用该方法获得的结论更具有直接的政策参考价值，因此本文也将采用中间变量方法（Blanden分解方法）来探讨我国居民的代际收入传递机制。

首先，Blanden分解方法利用下式求出代际收入弹性。

其中， 为子代在t年的收入， 为父亲在t年的收入。然后用父代收入对各中间因素进行回归，最后用中间因素对子代收入进行回归：

其中，INK表示中间因素，k=l、2，分别代表子代教育、职业因素。

由于可以将式（8）、（9）看成父代通过对不同因素的投资，最终从子代收入取得回报的过程，因而本文将其简称为投资方程和回报方程。 和 分别代表父资系数和子代回报率，各中间因素对代际收入流动的解释力取决于这二者的大小，即代际收入弹性的估计值将满足： 。因此，两个中间变量对代际k=l收入传递的贡献 为：

（二）数据处理

本文将使用中国健康与营养调查（CHNS）1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009、2011共8年的数据。CHNS数据随机抽取了我国东、中、西部的辽宁、江苏、山东、黑龙江、河南、湖北、湖南、广西、贵州9个省份（2011年添入北京、上海和重庆）的样本，不仅具有较好的全国代表性，而且采用多段随机抽样方法，除了选取每个省会城市和较低收入的城市外，在每个省依据收入分层和一定的权重随机抽取4个县，每个县抽取城镇和按收入分层抽取3个村落，每个村20户。在抽样时同时兼顾不同大小和收入水平的城市或县城，样本中包含城镇居民和农村居民，总体比例大致为3：7。数据中包含家庭中个体特征、个人工作职业类型、工作单位所有制、收入水平等各方面信息。

为了得到父代与其子代历年的综合信息，本文首先对所有家庭样本中父代（父亲）和子代（儿子或女儿）的信息进行分离，然后将同属一个家庭的父代、子代数据进行合并。与邢春冰的研究一样，本文没有排除同一家庭多个子女的情况。如果某个家庭出现了多个子代，那么可以将其看作是同一家庭的多次观测。接着参考我国一般劳动人口的基本特征，结合以往的研究以及CHNS数据自身情况，选择成年以后的子代劳动力以及年龄上限为60岁的父代劳动力样本。最后，删除了父代、子代年龄差距在14岁以下的异常样本。经过以上处理，共获得4153个有效配对样本，各年具体的配对样本量如下表l所示。

参照一般的分法，本文将9个省份划分为东、中、西部，其中东部地区包括辽宁、山东和江苏，中部地区包括黑龙江、河南、湖北和湖南，西部地区包括广西和贵州。从统计结果来看，三个地区的配对样本分别为1397、1533和1223，基本上仍然具有全国代表性。