王美今，李仲達

一、引 言

改革開放30多年，中國社會已經基本完成了初始階段的財富積累(馬西恒，2011)。伴隨著個人經濟收入的增加，收入差距的擴大成為現(xiàn)階段中國社會的一個顯著特征，由收入分配不平等所引發(fā)的社會階層的結構分化成為社會普遍關注的熱點話題。社會階層分化，是不同群體占有社會資源差距懸殊的核心體現(xiàn)。對于家庭這樣的社會基本單元，上一代積累的資源進行代際傳承所形成的社會階層代際流動，是社會階層結構分化的一個影響因素。

從經濟學角度來看，這種社會階層的代際流動，實質是經濟資源或經濟地位的代際傳承，通常由收入代際流動系數(shù)來度量。收入代際流動系數(shù)高，意味著子輩的收入水平受父輩收入水平的影響大，收入代際流動性低;反之，收入代際流動系數(shù)低，意味著子輩的收入水平受父輩收入水平的影響小，收入代際流動性高。在收入代際流動性低的社會，父輩不斷擴大的收入差距，會逐漸蔓延至下一代群體當中，催生出諸多的“富二代”、“官二代”，以及“窮二代”?！岸爆F(xiàn)象所反映出來的強者愈強、弱者愈弱的“馬太效應”是階層固化趨向的一個具體表征。收入的代際流動停滯，意味著上一代的經濟不平等結構被原樣復制，其后果不僅是財富的繼承和壟斷，更重要的是社會底層群體向上流動的通道被堵塞，最終導致社會階層的分化趨于穩(wěn)態(tài)，形成社會的兩極分化。

近年來，“二代”現(xiàn)象廣受熱議，對收入代際流動問題的研究也備受關注?，F(xiàn)有的研究表明，中國社會目前的收入代際流動性還比較高，父輩收入水平并沒有對子輩收入帶來很大的影響。這與人們的現(xiàn)實感受相悖。中國的代際流動性究竟有多高?“二代”現(xiàn)象是否有一定的經濟根源?回答這一問題，首先要正確測度收入代際流動系數(shù)，本文對此展開研究。

本文結構安排如下:第二部分對代際流動的研究進行綜述;第三部分構建實證分析的計量模型;第四部分是實證分析，包括數(shù)據(jù)描述和實證結果;最后一部分是本文的結論。

二、文獻綜述

對于收入分配問題的研究，通常從兩種角度進行。一種是研究整個社會居民的收入分配情況。通過對居民收入水平的分解，構建包含人力資本以及其他個體特征的模型來分析收入差距擴大、分配不平等的狀況及原因。另一種則是研究微觀家庭內部的代際流動。通過分析經濟不平等在不同世代之間的傳遞和流動，即父輩收入對子輩收入的影響，進而尋找阻礙經濟階層流動的原因。前者屬于收入分配的橫向研究，而后者屬于收入分配的縱向研究。

伴隨著微觀調查數(shù)據(jù)的不斷豐富和完善，收入分配的研究逐漸向縱向拓展，尤其是20世紀70年代到21世紀初的30多年間，收入代際流動的研究取得很大進展(Becker and Tomes，1979，1986;Goldberger，1989;Solon，1989，1992;Zimmerman，1992;Bowles and Gintis，2002)。最早的關于父子經濟地位統(tǒng)計關系研究的文獻是布勞和鄧肯(Blau and Duncan，1967)。他們發(fā)現(xiàn)父輩與子輩收入之間的相關關系很弱，從而印證了美國是一塊“充滿機會的大陸”的觀點。隨后的一些研究也得到了相似的結論(Bielby and Hauser，1977;Behrman and Taubman，1985;Becker and Tomes，1986)，他們認為美國的代際流動系數(shù)低于0.2的水平，以致于諾貝爾經濟學獎得主貝克(Becker)在1988年表述了一個當時普遍接受的觀點:高收入和低收入，都沒有明顯地從父親傳到兒子。也就是說，早期研究表明父輩與子輩收入之間不存在明顯的相關關系，收入代際流動性保持在一個較高的水平。

雖然早期這些研究已將關注的重點集中在個人的長期收入上，但由于微觀數(shù)據(jù)的限制，這些研究僅用某年的短期收入水平來估算代際流動系數(shù)，實際上得出的結論是有偏的。索隆(Solon，1989，1992)對這一問題進行了深入研究。Solon證明了早期研究結果是下偏的，也就是說，其代際流動系數(shù)實際上低估了父輩收入對子輩的影響，而且這個偏差比較大;他認為，導致估計值有偏的原因主要有三個方面:收入的暫時性波動、同類樣本以及兩者的交叉①“暫時性波動”是指個人短期收入對長期收入的偏離部分，它包括“暫時性”沖擊與測量誤差;“同類樣本”是指樣本中個體的相似性;“兩者的交叉”是指樣本同時存在“暫時性波動”和“同類樣本”的問題。。

在考慮了這幾方面的誤差之后，Solon使用PSID的數(shù)據(jù)集重新對美國的代際流動系數(shù)進行估計，得出了父子長期收入水平的代際相關系數(shù)至少為0.4的結論，這個估計值遠高于早期的相關研究結果。隨后的許多研究按照Solon的思路對美國的代際流動程度進行估算和分析，都得到了類似的結果(Zimmerman，1992;Mazumder，2001a;Hertz，2002)。因此，這些研究者普遍認為，家庭背景對子女的成長扮演著至關重要的角色，父母的收入水平是影響子女成年后收入水平的重要因素;即使是在美國這片被稱為“充滿機會的大陸”，實際上社會的經濟地位的流動性也還比較低，子輩從父輩承傳得來的資源稟賦極大地影響著收入分配的差異，導致了整個社會經濟不平等的加劇。

近年來國內對收入代際流動性研究也取得了一些成果。王海港(2005)首次報告了中國居民收入的代際流動程度估計結果。他用1988年和1995年的短期收入作為居民長期收入的度量，由此得到的代際流動系數(shù)估計值約為0.4的水平。郭叢斌、閔維方(2007)則用2004年一年的收入作為居民長期收入水平的度量來測度收入代際流動系數(shù)。他們的共同點是未考慮“暫時性波動”問題，實際上高估了中國居民收入的代際流動性。尤其是后一項研究，根據(jù)父親和子女收入的高低對樣本進行四等分，導致“同類樣本”問題的產生，更加劇了其估計結果的偏差。何曉琦、鄧曉嵐(2006)考慮了“暫時性波動”的影響，用父輩3年(2002—2004年)的收入水平的平均值作為解釋變量，然而，他們的樣本僅是福建省壽寧縣貧困戶的入戶抽樣調查數(shù)據(jù)，并不具有一般性。

本文旨在利用嚴謹?shù)挠嬃糠治龇椒?，基于中國健康與營養(yǎng)調查的數(shù)據(jù)重新對中國居民收入代際流動系數(shù)進行估計，以期得到該指標可靠的研究結論。

三、收入代際流動模型

(一)基準模型

作為研究收入代際流動的基本框架，已有研究(Solon，1989，1992;Zimmerman，1992;Bowles and Gintis，2002)都假定父一代與子一代長期收入水平之間存在著以下的線性關系:

其中，i表示第i個家庭，y0i表示父母長期收入水平，y1i表示子女長期收入水平，兩者均用與均值的離差來衡量①這里用離差形式是為了敘述的方便，在實證分析中，可通過在計量模型里引入截距項將水平值轉化成離差形式。另外，相比起收入的水平值，離差形式更能反映經濟的不平等情況。，εi表示擾動項，假定它與y0i不相關，待估參數(shù)β是總體的收入代際流動系數(shù)。同時，還假定各代長期收入的總體方差保持不變，并用常數(shù)σ2y來表示。

然而，在收集調查數(shù)據(jù)時，并不能得到長期收入水平y(tǒng)0i和y1i，只能得到父母在s年的短期收入y0is以及子女在t年的短期收入y1it。針對這個問題，Solon(1989，1992)進行了深入探討，他假定父母和子女的短期收入是長期收入和一個暫時性波動的加總，具體設定為:

其中，v0is和v1it分別表示父母在s年和子女在t年的暫時性波動，它們反映了所有其他因素的共同作用，這些因素可能導致個人收入在某個特定年份對其長期收入水平發(fā)生偏離;v0is和v1it既包含了對短期收入水平的測量誤差，又包含了“暫時性”沖擊的影響，例如，工作的更換，晉升或是失業(yè)等，且這些變化未持續(xù)下去，以致影響個人未來的收入狀況。

整理(2)式并代入到(1)式，整理后可得:

(3)式是基于實際可得數(shù)據(jù)的估計模型，根據(jù)此式估計收入代際流動系數(shù)β。此時父母在s年的短期收入y0is與擾動項εi－βv0is+v1it中的暫時性波動v0is相關，模型存在內生性問題，由此得到的OLS估計是下偏不一致的，即:

(二)基于年齡調整的修正模型

Solon還認為，在估計代際流動系數(shù)時，需要對個體的年收入水平用年齡及其平方項進行調整:

其中，A0is和A1it分別表示父母在s年和子女在t年的年齡。

雖然Solon沒有對年齡調整的原因進行深入分析，但本文認為這是針對暫時性波動的一種處理。收入代際流動問題主要是分析父輩與子輩長期收入水平之間的關系，如果能夠將短期收入中的“暫時性波動”完全去除，得到的就是長期收入水平。但實際上，“暫時性波動”受諸多不可觀測因素的影響;從Solon假定的長期收入與短期收入的關系式(2)式可以看出，個體的長期收入設定為非時變恒量，因此，對于年齡這個隨著時間推移變化的變量，它對個人收入的影響可歸因于“暫時性波動”中。故進行年齡調整可以減小短期收入與長期收入之間的差異，進而優(yōu)化短期收入對長期收入的代替效果。然而，本文也認為，是否需要進行年齡調整，要依據(jù)實證研究所使用的樣本具體確定:如果實際使用的樣本年齡范圍跨度比較大，則應當進行年齡調整;如果樣本中個體的年齡相對集中，進行年齡調整對估計結果的影響并不大，本文表3的估計結果證實了這一點。

在實證分析中，將(5)式中兩個回歸殘差εy0i+v0is和εy1i+v1it分別作為父母和子女長期收入y0i和y1i的代替，由此得到新的回歸方程:用來估計β。由于(6)式實質上是由(5)式利用單期收入得到的殘差來估計代際流動系數(shù)β，其OLS估計仍然是下偏不一致的。

(三)包含代際流動系數(shù)真值β的區(qū)間估計

針對收入代際流動模型的OLS估計存在的問題，Solon(1992)試圖尋找包含參數(shù)β真值的估計區(qū)間。進一步分析暫時性波動背后的經濟含義，可以為減小OLS估計的偏差提供思路。前已述及，“暫時性波動”v0is包含測量誤差以及暫時性沖擊兩方面的因素，這種波動不具有持續(xù)性以致影響個體的未來收入，通過“取平均”可使得各個不同時期的波動相互抵消，從而更好地反映長期收入水平。為此，Solon(1992)提出，使用父母短期收入水平的多期平均值作為長期收入水平的代替，并將相應的β的OLS估計稱為修正的估計量;此時(4)式β^的概率極限中的方差應為Var(vˉ0is)，且在序列{v0is}服從白噪聲、AR(1)、MA(1)等常見設定下，可以證明Var(vˉ0is)＜。也就是說，用短期收入的平均數(shù)取代單期收入，將減小OLS估計量β^的概率極限的分母項，從而減小OLS估計量的偏差。從理論上說，當T→∞時，方差Var(vˉ0is)將趨向于0，此時OLS估計量 β^將會是真值β的一致估計;但估計收入代際流動系數(shù)要求同時觀測到父輩和子輩的收入形成配對樣本，若使用父輩短期收入的多期平均值作為自變量，匹配后的樣本量將變得很小;實證分析中通常取T=3，至多也就5期來計算收入平均值，這樣的T值遠未能達到理論上T→∞的要求，所以估計結果還是下偏的。

針對OLS估計的下偏問題，Solon(1992)的另一解決辦法是引入父親的受教育水平作為工具變量。Solon假定父親的受教育水平E0i與v0is和v1it不相關，因而可以作為父親短期收入的工具變量，并基于該假定考察兩種不同數(shù)據(jù)生成過程(簡稱DGP)下IV估計的性質。其一，當真實DGP為(1)式，相應待估方程(3)的IV估計量是一致的;其二，若真實DGP是包含父親受教育水平E0i作為回歸元的(7)式:

這時待估方程就是遺漏解釋變量的模型，同樣存在內生性問題，使用受教育水平E0i作為工具變量得到的IV估計量是上偏不一致的。

本文認為:雖然人們的直覺以為父輩的受教育水平會對子輩的收入水平產生影響，但事實上這種影響是間接的。原因在于，父母的受教育水平是反映父母人力資本優(yōu)勢的變量，它首先影響父母自身的收入水平，進而父母收入水平及其對子女人力資本的投資決策影響子女的收入水平。更為重要的是，Solon關于E0i與v1it不相關的假定實際上是難以滿足的。因為受教育水平高的家庭，其收入波動往往也比較大;而受教育水平低的家庭，自身收入比較低，相應的收入波動也會限制在某個較小的范圍之內。因而父母的受教育水平E0i與子女收入暫時性波動v1it具有Cov(E0i，V1it)＞0的正相關關系。

容易證明，在Cov(E0i，v1it)＞0的假定下，基于Solon設定的兩種DGP，使用父母受教育水平作為工具變量得到的IV估計都是上偏不一致的。由于Solon(1992)提出的工具變量估計改變了OLS估計偏差的方向，因而Solon認為，可用下偏的OLS估計形成的區(qū)間下界和上偏的IV估計形成的區(qū)間上界作為包含參數(shù)β真值的估計區(qū)間。具體而言，該區(qū)間的下界是用短期收入多期平均數(shù)作為自變量時β的OLS估計值，上界則是使用父母受教育水平作為工具變量時β的IV估計值。顯然，這是一種權宜之計，并非統(tǒng)計推斷意義下的區(qū)間估計，但實際中也廣為采用。

(四)代際流動系數(shù)β的IV一致估計

雖然Solon(1992)尋找包含參數(shù)β真值估計區(qū)間的嘗試存在缺陷，但也給代際流動系數(shù)的一致估計找到了一個突破口——尋找滿足外生性的工具變量。齊默爾曼(Zimmerman，1992)認為，一個合適的工具變量必須與父親的長期收入水平y(tǒng)0i相關，并且與其“暫時性波動”v0is不相關，才能夠得到代際流動系數(shù)的一致估計量。但事實上由(3)式易知，為了得到一致的估計量，工具變量除了要滿足Zimmerman提出的兩個條件以外，還必須與εi以及兒子收入的“暫時性波動”v1it不相關。

那么，如何尋找滿足外生性假定的工具變量呢?Zimmerman(1992)認為，如果父母收入的“暫時性波動”序列{v0is}所服從的隨機過程已知，那么就可以得到代際流動系數(shù)的一致估計。受這一思路的啟發(fā)，本文通過對序列{v0is}的隨機過程加之以一些常見的設定來得到滿足外生性的工具變量;同時證明了①證明過程備索。，對于存在內生性問題的模型(3)，如果序列{v0is}服從白噪聲、AR(1)、MA(1)這三種常見的設定，則相應地可使用y0i，s+1、y0i，s+1－ρy0is、y0i，s+2作為內生變量y0is的工具變量，它們滿足外生性假定;其中，ρ是AR(1)設定下的自相關系數(shù)。進一步，如果找到的這些工具變量能通過有關工具變量的設定檢驗，那就可以得到代際流動系數(shù)的一致估計。這正是本文的核心工作。

四、實證分析

(一)數(shù)據(jù)描述

本文將使用中國健康與營養(yǎng)調查(簡稱CHNS)提供的數(shù)據(jù)集，估計“父親—兒子”之間的收入代際流動系數(shù)。該調查項目由美國北卡羅來納大學的人口問題研究中心和中國疾病預防控制中心營養(yǎng)與食品安全所兩方聯(lián)合實施。依據(jù)地理位置、經濟發(fā)展程度、公共資源豐裕程度和健康指數(shù)，該項目選取中國東、中和西部的廣西、貴州、黑龍江、河南、湖北、湖南、江蘇、遼寧和山東9個省份作為調查區(qū)域，包含1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009共8年的數(shù)據(jù)，涵蓋家庭、社區(qū)、成人、兒童等方面。

估計收入代際流動系數(shù)，難點之一在于對兒子長期收入水平的度量。許多研究者指出，使用兒子早年的收入水平作為長期收入水平的度量，通常會包含更大的誤差②Solon et al.(1991)在文中提到，“暫時性波動”的方差與年齡的關系呈現(xiàn)“U型曲線”，并且在40歲左右達到最小值。換言之，用個人40歲左右的收入水平作為長期收入水平的度量，誤差通常比較小，因為在40歲的年齡階段，一個人位于其事業(yè)中期，該時候的收入水平最能夠代表個人的長期收入水平。另外，瑪詹姆德(Mazumder，2001b)也表達了同樣的觀點。，從而導致估計系數(shù)過低。因此，絕大多數(shù)研究通常使用可得數(shù)據(jù)集中兒子最后幾年的收入水平作為長期收入水平的度量?？紤]到不同年齡階段收入水平往往有很大的差別，本文用CHNS數(shù)據(jù)中的2004、2006、2009年3年的數(shù)據(jù)來度量兒子的收入水平，并且用1989、1991、1993、1997、2000 年5 年的數(shù)據(jù)來度量父親的收入水平，這樣做的一個好處是，在度量個人收入水平時，能夠縮小父子年齡差距，使得樣本的年齡標準差控制在一個較小的范圍，減小因年齡差異過大導致的收入波動過大影響估計結果的準確性。

在CHNS的數(shù)據(jù)集中，提供了子女與父母關系的匹配樣本，其中要求被調查的子女在第一次參與調查時的年齡不超過18.9歲③CHNS的年齡計算使用天數(shù)為基本單位，具體公式為:年齡=(調查日期－公歷計算的出生日期)/365.25。對于個別被調查者，CHNS并沒有報告他們的年齡，本文在使用這些被調查者的數(shù)據(jù)時，將自行計算他們的年齡，對缺失數(shù)據(jù)進行補全，具體公式為:年齡=調查年份－公歷計算的出生年份。，因此，把出生日期在1970年以前(不含1970年)的兒子樣本從研究中去掉，使得兒子在1989年的年齡不超過19歲。另外，為了減小因使用兒子早年誤差很大的收入水平而造成的估計偏差，本文將兒子的出生日期控制在1987年之前(不含1987年)，使得兒子在2004年的年齡至少為18歲。

收入代際流動系數(shù)測度的被解釋變量是兒子的收入水平，對于多兒子的家庭，本文采用Solon(1992)的處理方式，僅將最年長的兒子納入到樣本，以減小職業(yè)生涯的早期波動對個體長期收入的影響。收入水平指標則采用個人的每年總收入來度量，并使用CHNS提供的指數(shù)將收入調整為2009年的不變價格，取其自然對數(shù)形式。需要注意的是，CHNS的數(shù)據(jù)集中，僅提供了個人的每年總凈收入，它是由個人的每年總收入減去當年家庭人均支出計算得來。考慮到高收入人群往往消費水平也比較高，凈收入不能夠反映個人的真實收入水平，因此，本文使用CHNS提供的家庭消費支出以及家庭規(guī)模兩項數(shù)據(jù)重新計算個人的總收入，以此來衡量個人的收入水平。另外，在進行工具變量估計時，需要用到父親受教育水平的數(shù)據(jù)，而CHNS僅提供了代表個人受教育水平的類別變量值，因此，本文將這些類別變量轉換為父親受教育年限的數(shù)據(jù)①本文將沒上過學的受教育年限設為0年，1年小學設為1年，依此類推，小學畢業(yè)、初中畢業(yè)、高中畢業(yè)、大學畢業(yè)的受教育年限分別設為6年、9年、12年、16年，5年大學設為17年，6年大學或更多設為18年。另外，本文將中等技術學校的受教育程度按高中處理。。

表1給出了樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計描述。由表1可以發(fā)現(xiàn)，兒子的收入水平相對于父親而言，有一定的上升，而兒子的受教育年限比父親增加大約3年;從受教育年限的標準差還可以看出，相比子輩受教育的平等狀況，父輩遭遇更大的教育不平等。此外，樣本中父子年齡分布集中在40歲附近，這個時期的收入水平能夠較好地反映個人長期收入水平，一定程度上保證了代際流動系數(shù)估計的準確度。

表1 樣本特征

(二)實證結果

1.最小二乘估計

表2.a和表2.b報告了代際流動系數(shù)的OLS估計結果。由于篇幅所限，文中只報告2009年樣本的估計結果②2004、2006年的估計與2009年的結果大致一樣，略去未報告，下文的表同樣只報告2009年的估計結果。。表 2.a的第一列是按父親1989、1991、1993、1997、2000 年各年收入水平作為解釋變量估計的收入代際流動系數(shù)，估計值的最大值為0.308(1993年)，最小值為 0.115(1989年)。本文在控制了樣本量之后(表2.b)，估計結果雖然有輕微的改善，但波動范圍仍然很大(最大值為0.329(1993年)，最小值為 0.149(1989年))③Solon(1992)認為，按單一年份收入估計的結果差異主要是由于樣本量的不同以及各年收入的方差不同所引起。他在控制了樣本量之后得到的估計結果比較接近，而本文的估計結果仍然波動很大。一個合理的解釋是，Solon(1992)在實證中所使用的樣本年份是連續(xù)的(1967—1971年5年樣本)，收入水平波動不會很大(標準差僅為0.69，比起本文的收入樣本標準差要小，參見表1)。本文數(shù)據(jù)年份跨度很大，因此可以認為，表2.a估計結果的差異主要是源于父親各年的收入水平的差異。。

表2.a 收入代際流動系數(shù)的OLS估計結果

表2.b 收入代際流動系數(shù)的OLS估計結果(平衡樣本，obs=141)

觀察表2可以發(fā)現(xiàn)，隨著對收入水平平均期數(shù)的不斷增加，代際流動系數(shù)的估計值呈現(xiàn)上升趨勢，5年平均的估計結果為0.615，遠高于使用單年收入水平得到的估計結果。應該注意的是，這個估計結果仍然是下偏的，但偏差比前面的估計值都要小，據(jù)此，我們可以斷言，中國居民收入代際流動系數(shù)至少為0.6的水平。

表3列示了是否進行年齡調整對參數(shù)估計的影響。從表3可看出，不進行年齡調整與進行年齡調整，參數(shù)估計值基本不變，并且“五年平均”的估計同樣為0.6的水平，這主要是因為本文所使用的樣本中，父親年齡相對集中，年齡因素并不會顯著影響估計結果①埃特金森(Atkinson，1980—1981)在對英國收入的代際流動程度進行測量時，同樣發(fā)現(xiàn)了對樣本個體收入水平不使用年齡進行調整，并不會對估計結果造成顯著影響，與本文的結果吻合。。

2.工具變量估計和檢驗

表4首先報告了白噪聲、AR(1)和MA(1)三種常見設定下IV估計的結果，其中工具變量如前所述，由隨機過程{v0is}的設定形式白噪聲、AR(1)、MA(1)得到。本文對序列{v0is}進行嚴格設定，但這不必然得到樣本數(shù)據(jù)的支持，因此就必須對表4中每一個工具變量的估計結果進行設定檢驗，從中篩選出滿足工具變量良好性質的估計結果。只有通過了相關檢驗，其估計結果才是可靠的。

根據(jù)本文的研究對象及樣本特征，對工具變量的檢驗主要有四個步驟:2SLS中第一階段異方差檢驗、F檢驗、不可識別檢驗、弱識別檢驗。具體檢驗結果如表4所示。

由表4可知，1997年樣本計算的工具變量在三種形式下都通過了工具變量設定檢驗，因此取三種形式下估計結果的平均水平0.830作為代際流動系數(shù)β的一致估計值。

為了進行對比，本文還使用Solon(1992)提出的父親受教育水平作為工具變量的方法，對1997年的樣本進行了估計，得到的上偏IV估計結果為1.280。結合前文的下偏OLS估計結果0.615，可以構建包含參數(shù) β 真值的估計區(qū)間為［0.615，1.280］。顯然，該區(qū)間包含了參數(shù)β真值的一致估計值0.830，這進一步印證了本文提出的IV估計量分析框架的合理性。

表3 年齡對估計值的影響

表4 不同情形下各年工具變量的相關檢驗

值得一提的是，Mazumder(2001a)曾使用模擬的方法，計算了使用父親不同期數(shù)的短期收入水平平均值作為其長期收入水平的代理變量給估計量所帶來的偏差。例如，如果僅用一年短期收入作為代理變量，那么，參數(shù)的真值則會被低估45%;如果使用5年短期收入的平均值作為代理變量，參數(shù)的真值則會被低估接近30%，具體為27%。這意味著，本文用父親5年短期收入的平均值得到的OLS下偏不一致估計值為0.615，修正后它的實際的真值可能達到0.842的水平，它與本文用工具變量得到的代際流動系數(shù)一致估計值0.830非常接近。

綜合上述，本文認為，中國居民收入代際流動系數(shù)估計值為0.830。這一結果表明中國居民收入分配的流動性偏低，家庭對子女收入水平的影響很大，“二代”現(xiàn)象的形成有其深厚的經濟根源。

對比研究美國代際流動系數(shù)的兩篇文獻——Solon(1992)與 Zimmerman(1992)的估計結果0.413和0.538，中國的估計結果要高得多①0.413和0.538是短期收入取平均的OLS估計結果，而中國的OLS估計結果為0.615，后者相對更高。。許多研究者發(fā)現(xiàn)，一些國家的代際流動系數(shù)都比美國和英國的估計值要低，如瑞典、加拿大、芬蘭，反映出這些國家的社會收入流動性高于美國和英國②巴西、英國、意大利、法國、西班牙、新加坡、加拿大、瑞典、澳大利亞、芬蘭、德國這些國家的代際流動系數(shù)分別約為 0.69、0.5、0.5、0.4、0.4、0.26、0.23、0.2、0.2、0.13、0.11。由于這些國家代際流動系數(shù)的測度方法不相同，因此這些數(shù)據(jù)的可比性不強。。而中國的收入代際流動性當然也比瑞典、芬蘭這些典型的福利國家要低得多。

代際流動程度的高低對收入分配結構的演變有著非常重要的影響，但其影響收入分配結構的機制涉及家庭遺產處置、公共教育投資等多方面的問題?？梢钥隙ǖ氖?，改善社會的經濟不平等狀況，代際流動結構的調整是必不可少的途徑。

五、結 論

本文深入探討了尋找收入代際流動系數(shù)一致估計的方法，通過構建一個合理的IV估計量分析框架，得到了代際流動系數(shù)的一致估計?；贑HNS的微觀調查數(shù)據(jù)，本文得到了中國代際流動系數(shù)的估計值為0.830，該值位于包含參數(shù)β真值的估計區(qū)間［0.615，1.280］中，印證了本文提出的一致估計的合理性。與美國、英國及一些高福利國家相比，中國代際流動系數(shù)處于很高的水平，反映了中國是個收入流動性低的社會，“二代”現(xiàn)象的形成有深厚的經濟根源。政府的公共政策制定應當增加對貧窮子女人力資本的投資，縮小因資源分配不公所導致的經濟收入差距。中國要改善經濟不平等狀況，還有很長的路要走。

一項經濟學經驗研究應該與一個確切的目標相聯(lián)系。本文目的是測度收入的代際流動系數(shù)，因此采用Solon(1992)的模型，著眼于父輩長期收入水平與子輩收入水平的相關性分析。這不是對子輩收入決定方程的研究，沒有將其他一些家庭背景因素(如家庭文化背景，社會網(wǎng)絡)或社會經濟條件(如政府支出)納入到模型中進行考察。后者是有待于進一步研究的方向。

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