摘 要：近些年來我國居民金融類資產(chǎn)快速增長及家庭財富構成發(fā)生巨大變化，筆者將家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值、家庭借出款與家庭負債作為重要變量引入到收入代際傳遞模型中，進而闡述了這四類家庭變量對我國居民收入代際傳遞的影響。結果表明，在控制了子代的特性（性別、年齡、學歷背景、政治身份）之后，家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值與家庭借出款仍對子代的收入產(chǎn)生顯著的正向影響，即較高的家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值與家庭借出款往往能使子代獲得較高的收入。然而，家庭負債的代際彈性值未能通過穩(wěn)健性檢驗，這表明家庭負債并不是子代收入的顯著影響因素。此外，子代的特性，特別是學歷背景與政治身份也能對子代的收入產(chǎn)生顯著的正向影響。

關鍵詞：代際傳遞；家庭變量； 代際彈性；子代特性

中圖分類號：F124.7 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031（2014）03-0004-06 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2014.03.01

一、引言

我國居民收入代際傳遞的研究始于90年代末，先前的研究大多基于父代與子代的收入來研究我國城鄉(xiāng)居民的收入代際彈性大小，考慮到近些年來我國居民家庭金融性資產(chǎn)規(guī)模與借貸規(guī)模的快速增長①，筆者將家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值、家庭借出款與家庭負債作為重要變量引入到收入代際傳遞模型中，進而闡述了這四類家庭變量對我國居民收入代際傳遞的影響。而自住房貨幣化改革以來，房地產(chǎn)資產(chǎn)也逐漸成為影響家庭財富的重要因素，而房地產(chǎn)投資的主要資金來源于房貸，住房市場也在單一居住性需求的屬性基礎上逐漸衍生出具有杠杠性投機交易的金融屬性，其產(chǎn)生的財富效應也愈加明顯，勢必會與子代的收入產(chǎn)生明顯的協(xié)同效應。因此，本文基于家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值、家庭借出款與負債的收入代際傳遞的研究具有較強的現(xiàn)實意義。黨的十八大報告提出“多渠道增加居民財產(chǎn)性收入”的政策建議，多渠道增加居民收入將主要體現(xiàn)在以下兩個方面：一是金融產(chǎn)品投資。目前的儲蓄、債券、保險和理財產(chǎn)品依然是居民財產(chǎn)性收入主要來源，還有股票、期貨、黃金、外匯市場收益。二是實業(yè)投資及租賃服務。如房屋租金、參與股份制或股份合作制企業(yè)分紅、投資收藏品、房地產(chǎn)等市場，還包括明晰不動產(chǎn)權，按需將其抵押、轉(zhuǎn)讓、出售、出租，乃至形成可交易流動的金融資產(chǎn)。由此可見，本文基于家庭金融性資產(chǎn)與家庭借貸規(guī)模的收入代際傳遞的研究與十八大的政策建議是相契合的，這也對政府制定相關政策提供了有益的參考。

隨著我國居民各類金融資產(chǎn)的快速增長與財產(chǎn)性收入的大幅增加，家庭的總收入已經(jīng)不僅僅是由父母的工資水平?jīng)Q定，在很大程度上也取決于各類金融資產(chǎn)的資本增值、股息紅利、房產(chǎn)出租的租金收入、家庭借出款的利息收入等家庭財產(chǎn)性收入。同時，擁有較多金融性資產(chǎn)與家庭借出款的家庭往往意味著其擁有較多的富余資金和較雄厚的經(jīng)濟實力。因此，生活在這類家庭中的子代往往能獲得更好的教育投資、人力資本投資與社會關系投資。從而，使其在將來能獲得更高的收入水平。通常，我們認為家庭負債較大的家庭的經(jīng)濟實力往往較差，從而限制了其對子代的教育投資、人力資本投資與社會關系投資，因此其子代的收入水平往往較低。從另一方面考慮，家庭的負債也可能會對子代未來的收入水平產(chǎn)生一定程度的正向影響。其一，隨著我國資金借貸市場的逐步完善，貧困家庭往往能通過借貸來籌集子代所需的教育資金。其二，即使經(jīng)濟條件較好的家庭若要支持子代海外留學深造也往往需要通過資金借貸市場來籌集所需的高額海外留學資金。其三，為了給子代爭取較好的教育資源，如購買學區(qū)房，往往需要通過銀行貸款的方式實現(xiàn)。因此，一些家庭負債較高的子代也可能獲得較好的教育投資，從而可能使其在未來獲得較高的收入水平。

二、相關文獻綜述

（一）國外文獻綜述

國外經(jīng)濟學界對收入代際傳遞的研究主要從人力資本、遺傳天賦、社會關系、選型交配這四個方面開展的。

基于人力資本的研究，Mulligan（1997）利用美國NLSY（National Longitudinal Study of Youth）20世紀90年代初的數(shù)據(jù)，通過控制教育變量與地理位置等變量，結果發(fā)現(xiàn)40%的收入相關性不能被解釋[1]。Bowles 和 Gitis（2002）將收入代際彈性分解成不同影響機制的部分，并估計各部分對收入代際傳遞的貢獻率，研究發(fā)現(xiàn)“繼承過程是通過父代的出色認知和教育來實現(xiàn)的，更為重要的是，這最多可以解釋經(jīng)濟地位代際傳遞的3/5”[2]。此外，他們指出，父代的認知能力及子代的教育這兩方面已被過度研究，有關非認知能力、財富、種族等方面的研究還不夠。

基于遺傳天賦的研究，Bjorklund（2006）估計了被收養(yǎng)孩子受教育年限的回歸方程式，顯示其對親生父母的天賦及培養(yǎng)依賴回歸系數(shù)分別為0.10和0.09，對養(yǎng)父母的分別為0.02和0.09[3]。接著，作者將分析范圍擴大到子代的成長家庭（親生父母家庭、親生父親和繼母家庭、親生母親和繼父家庭、單親母親家庭、單親父親家庭、繼父和繼母家庭），研究發(fā)現(xiàn)在養(yǎng)父母家庭成長的孩子，其受教育年限與其親生父母受教育年限的回歸系數(shù)分別為0.119和0.114，而與其養(yǎng)父母分別為0.078和0.055。研究表明，親生父母對其子女的受教育年限影響大于養(yǎng)父母，由此可見，遺傳因素在代際傳遞中有重要作用。

基于社會關系的研究，Anderberg和 Dan（2007）研究發(fā)現(xiàn)父代對子代的社會資本投資可以影響到子代的收入水平[4]。一般而言，若父代為高收入群體，他們的人脈資源往往也會集中在高收入人群之中，其子代也會生活在這個高收入集聚的社區(qū)環(huán)境下，這種關系網(wǎng)絡逐漸為子代進入高收入階層擴寬道路。相反，低收入父代的子代生活在低收入集聚的環(huán)境下，其人脈資源較少，使其更容易進入低收入階層之中，使得貧困得以代代相傳。

基于選型交配的研究，Chadwick 和 Solon（2002）研究發(fā)現(xiàn)，子代收入與其父母收入的相關性與其配偶父母的收入的相關性大致相等[5]。Eriksson （2007）分析了挪威、丹麥、芬蘭、英國、美國已婚男性和女性代際彈性值，發(fā)現(xiàn)已婚男性的代際彈性值高于女性，即如果已婚女性的配偶來自富裕家庭，她會降低勞動供給，從而出現(xiàn)已婚女性收入和其父母及配偶父母收入關系弱化的現(xiàn)象，這是一種選型交配與勞動供給共同作用造成的結果[6]。

（二）國內(nèi)文獻綜述

我國居民收入代際傳遞的研究歸納起來主要是從家庭經(jīng)濟背景、人力資本投資、社會關系等方面來研究的。

基于家庭經(jīng)濟背景方面的研究，王海港（2005）利用1998年和1995年中國社會科學院“城鄉(xiāng)居民收入分配課題組”的調(diào)查資料，建立了城鄉(xiāng)居民子代收入對父代收入的回歸方程，研究發(fā)現(xiàn)1995年低收入父代對子代收入的影響有所下降，但高收入父代對子代收入的影響力卻有所提升[7]。韓軍輝（2010）利用中國家庭營養(yǎng)健康調(diào)查數(shù)據(jù)（CHNS）數(shù)據(jù)測度了城鎮(zhèn)家庭與農(nóng)村家庭的代際彈性值[8]。研究結果表明，城鎮(zhèn)家庭子代收入與農(nóng)村家庭子代收入之間存在二階隨機占優(yōu)關系，農(nóng)村家庭代際收入流動性明顯小于城鎮(zhèn)家庭，同時隨著分位數(shù)的提高，兩種家庭的代際收入流動性都呈現(xiàn)先增強后減弱的趨勢。并且隨著分位數(shù)的提高，城鄉(xiāng)子代收入差距趨小，而由機會不等引起的收入差異卻有擴大的趨勢。

基于人力資本投資方面的研究，張東輝、司志賓（2007）從代際間資本轉(zhuǎn)移的視角在理論層面上解釋了父代對子代的人力資本投資是導致子代收入差距的重要原因[9]。研究結果表明，通過人力資本投資所產(chǎn)生的代際收入差距效應高于直接的物質(zhì)資本轉(zhuǎn)移效應。因此，在教育費用約束和就業(yè)雙軌制的情形下，高校擴招對高收入家庭人力資本投資機會擴張作用大于低收入家庭，進而通過人力資本的高收益繼續(xù)放大這種收入差距，產(chǎn)生代際間的“馬太效應”。

基于社會關系方面的研究，楊瑞龍，王宇鋒、劉和旺（2010）使用中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2005年的數(shù)據(jù)，通過考察一個與父代能力，子代能力和社會資本幾乎無關的外生事項—擁有政治身份的父代退休對子女收入的影響，結果表明，父代在職和黨員的交互項對子代收入有顯著的影響[10]?；谝陨先矫娴木C合研究，方鳴、應瑞瑤（2010）通過采用兩階段最小二乘法（TS2SLS），對城鄉(xiāng)居民的代際收入流動性進行了經(jīng)驗分析，并進一步考察了代際傳遞的路徑[11]。研究結果表明，中國城鄉(xiāng)居民代際流動性較差，農(nóng)村居民代際收入彈性則更低，處于收入分配兩端的代際收入流動性比較封閉。陳琳、袁志剛（2012）通過采用中國家庭收入調(diào)查（CHIP）的調(diào)查數(shù)據(jù)，把代際傳遞效應主要歸于人力資本，社會資本，財富資本三方面，得出這三因素對我國代際傳遞解釋力達60%以上[12]。認為促進教育資源均等分布，改變勞動力市場分割狀況以及進一步深化市場體制改革對提高勞動者動態(tài)收入公平和機會平等有重要意義。

三、本文研究的創(chuàng)新點

本文研究的創(chuàng)新點主要包括以下幾個方面：第一，在傳統(tǒng)的基于父代與子代收入研究居民收入代際傳遞的基礎上，結合了當前我國的具體國情（金融市場、房地產(chǎn)市場，資金借貸市場的快速發(fā)展與相應體制機制的不斷完善），在傳統(tǒng)代際傳遞研究模型中引入了家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值、家庭借出款、家庭負債等家庭變量，重點突出了家庭金融性資產(chǎn)與家庭借貸規(guī)模對我國居民收入代際傳遞的影響效應。第二，在以往有關代際傳遞研究的各類文獻中，在數(shù)據(jù)處理的嚴謹性方面，收入的界定方面都存在一定程度的差異，本文在可得的公開微觀數(shù)據(jù)上選擇相應有一致性的重要影響數(shù)據(jù)，譬如使用工資性收入等口徑比較一致的微觀數(shù)據(jù)來代替收入，從而降低代際傳遞研究的誤差，使研究結果更為可靠。第三，為了確保本文研究結果的可靠性，筆者在傳統(tǒng)代際傳遞研究模型中加入了子代特征變量（性別、年齡、學歷背景、政治身份）來進行實證結果的穩(wěn)健性檢驗，從而確保研究得到的家庭金融性資產(chǎn)與家庭借貸規(guī)模對子代收入的代際傳遞影響的有效性。

四、數(shù)據(jù)與方法

（一）樣本數(shù)據(jù)

本文選取的數(shù)據(jù)來源于中國家庭金融調(diào)查報告（CHFS）2012年的調(diào)查數(shù)據(jù)，是西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查與研究中心進行的一項全國性的調(diào)查，其主要目的是收集有關家庭金融微觀層次的相關信息，主要包括：住房資產(chǎn)和金融財富、負債和信貸約束、收入、消費、社會保障與保險、代際的轉(zhuǎn)移支付、人口特征和就業(yè)、支付習慣等相關信息。本文對相關變量進行如下界定，收入是指包括實物和現(xiàn)金在內(nèi)的個人工資性收入，家庭金融性資產(chǎn)主要包括家庭活期存款、家庭定期存款、債券、股票、基金、信托、銀行理財產(chǎn)品、金融衍生產(chǎn)品。家庭房產(chǎn)總價值主要包含家庭房產(chǎn)總市值與出租房產(chǎn)取得的租金收入。家庭借出款主要包括各類借出款的總額與相應取得的利息收入。家庭負債主要包括家庭各類貸款（住房貸款、購車貸款、教育貸款與信用卡貸款）。筆者按以下標準選取所需信息完整的樣本，刪除了年齡大于65周歲的父代樣本數(shù)據(jù)，年齡小于18周歲和無工作的子代樣本數(shù)據(jù)，以及工資性收入為0的異常樣本數(shù)據(jù)。最后，按上述處理得到的有效樣本，再刪除父代與子代收入中1%的收入極值（見表1）。

（二）計量模型

本文的研究基于代際傳遞的經(jīng)典模型“Galtong-Becker-Solon”，該模型是在傳統(tǒng)經(jīng)濟代際傳遞模型的基礎上經(jīng)過Becker and Tomes的分析與研究被納入傳統(tǒng)經(jīng)濟學范疇，并由Solon（2004）對其內(nèi)在機制進行進一步分析的基礎上得到的[13]。該模型對代際傳遞的研究是以人力資本投資和家庭經(jīng)濟學為基本理論框架，模型假設一個家庭只由父代與子代構成，父代的總收入即為家庭的總收入，父代需要將家庭總收入合理地分配于自身的消費與對子代的各類投資，從而使家庭的總效用達到最大。該模型的假設可以用以下經(jīng)濟學模型表示：

maxUt=（1-？茁）ln（C0t）+？茁ln（y1t）

s.t yot=C0t+I0t （1）

yit=（1+r）I0t+Eit

上述經(jīng)濟模型中y0t代表的是家庭t的總收入，C0t代表的是父代自身的消費、I0t代表的是對子代的人力資本的投資，Y1t代表的是子代的收入水平，Ut代表的是家庭的總效用水平。對上述方程解最優(yōu)解可以得到：

yit=？茁y0t+E1t（2）

上述方程中？茁=（1+r），本文的計量模型就是以方程（2）為基礎，并加入家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值、家庭借出款與家庭負債等家庭變量后進行相應的實證分析。

但是，在現(xiàn)實生活中很難得到子代收入、家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值、家庭借出款與家庭負債的永久性數(shù)據(jù)。因此，為了減少測度誤差，故需對原方程進行對數(shù)處理，得到以下變形方程：

LN（Y）=？茁0+■？茁iLN（Xi）+■？茲jZj+？著（3）

其中，變量Y表示子代的收入，變量Xi（i=1，2，3，4）分別表示家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值、家庭借出款與家庭負債水平，變量Zi（i=1，2，3，4）分別表示子代年齡、子代性別、子代學歷背景與子代政治身份。系數(shù)？茁i（i=1，2，3，4）分別表示家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值、家庭借出款與家庭負債的代際彈性系數(shù)，越大，表明這四類家庭變量對子代收入的影響力越強。系數(shù)？茲i（i=1，2，3，4）分別表示子代年齡、子代性別、子代學歷背景與子代政治身份對子代收入所能產(chǎn)生的影響力大小。

變量Z2是一個亞變量，取值為“1”時表示子代為男性，取值為“0”時表示子代為女性。變量Z3也是一個亞變量，本文將學歷背景分為9個等級，用“1”表示沒上過學，用“2”表示學歷為小學，用“3”表示學歷為初中，用“4”表示學歷為高中，用“5”表示學歷為中專/職高，用“6”表示學歷為大專/高職，用“7”表示學歷為大學本科，用“8”表示學歷為碩士研究生，用“9”表示學歷為博士研究生。變量取值為“1”時表示子代的政治身份是黨員，取值為“0”時表示子代的政治身份是非黨員。

五、居民收入代際傳遞的實證分析

（一）變量相關性分析

在本小節(jié)中，筆者主要對子代收入、家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值、家庭借出款、家庭負債、子代年齡、子代性別、子代的學歷背景、子代的政治身份進行相關性分析（見表2）。

表2表明，家庭金融性資產(chǎn)與子代收入的相關性系數(shù)達到0.310，并在1%的水平顯著，這表明家庭金融性資產(chǎn)與子代收入的正相關性較強，同時家庭房產(chǎn)價值與子代收入的相關系數(shù)為0.430，并在1%的水平顯著，這表明家庭房產(chǎn)與子代收入的正相關性更強。此外，家庭借出款與子代收入也具有較強的正相關性，其相關系數(shù)達到0.196，并在1%的水平顯著。家庭負債與子代收入的相關性系數(shù)為0.181，并在1%的水平顯著，這表明家庭負債與子代收入之間也存在較強的正相關性。從子代的特性來看，子代的年齡、性別與收入的相關性系數(shù)分別為0.079、0.052，并且前者在10%的水平顯著。子代的學歷背景、政治身份與收入的相關性系數(shù)分別為0.370、0.328，并且都在1%的水平顯著，這表明子代的學歷背景、政治身份與子代收入的正相關性較強。

以上相關性表明，四類家庭變量與子代收入之間都存在顯著正相關性。此外，家庭房產(chǎn)價值、家庭金融性資產(chǎn)與子代收入的正相關性強于其他兩類家庭變量。另一方面，子代的年齡、學歷背景、政治身份與子代收入之間也存在顯著的正相關性，這表明子代的收入可能是由子代的特性決定。因此筆者在本章的第三小節(jié)中將子代變量作為控制變量加入原代際傳遞模型中來對結果進行穩(wěn)健性檢驗。

（二）金融性資產(chǎn)與借貸規(guī)模的代際彈性值測度

筆者利用三類回歸模型來測度家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值、家庭借出款與家庭負債的代際彈性值，相關的實證結果如表3所示。

根據(jù)本文的理論分析，較高的家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值、家庭借出款與家庭負債有助于子代獲得較高的收入。如果變量X1、X2、X3、X4的系數(shù)？茁1、？茁2、？茁3、？茁4都顯著的大于零，那么表明經(jīng)驗證據(jù)支持本文的理論觀點。模型1表示僅對變量X1與X2進行回歸分析，結果顯示系數(shù)？茁1為0.073，即家庭金融性資產(chǎn)的代際彈性值為正，并在1%的水平顯著，這表明較高的家庭金融性資產(chǎn)有助于子代取得較高的收入。家庭房產(chǎn)價值的系數(shù)？茁2為0.259，并在1%的水平上顯著，這表明相比于家庭金融性資產(chǎn)，家庭房產(chǎn)價值對子代的收入具有更強的正向影響。模型2表示僅對變量X3與X4進行回歸分析，結果顯示系數(shù)？茁3與？茁4分別為0.220與0.137，即家庭借出款與家庭負債的代際彈性值都為正，分別在1%與5%的水平顯著，這表明較高的家庭借出款與家庭負債有助于子代取得較高的收入。模型3同時分析了家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值、家庭借出款與家庭負債對子代收入的影響，分析結果表明，變量X1、X2的系數(shù)分別為0.076、0.230，分別在5%與1%的水平顯著。與模型1的回歸結果相比，家庭金融性資產(chǎn)與房產(chǎn)價值的代際彈性值與顯著性并未發(fā)生較大變化，說明較高的家庭金融性資產(chǎn)與房產(chǎn)價值有助于子代在未來獲得更高的收入。此外，模型3中的變量X3、X4的系數(shù)分別為0.212、0.109，分別在5%與10%的水平上顯著，與模型2的回歸結果相比，其彈性值與顯著性也并未發(fā)生較大的變化，這表明家庭借出款與負債也是子代收入的顯著影響因素。

（三）結果的穩(wěn)健性檢驗

從相關性分析中，筆者發(fā)現(xiàn)子代的特性與子代收入之間存在顯著的正相關性，特別是學歷背景與政治身份，它們與子代收入之間存在更強的正相關性，由此可見子代的特性是決定子代收入的關鍵因素。因此，筆者將子代的特性作為控制變量加入模型3中進行回歸分析，來驗證上述中所測度的家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值、家庭借出款與家庭負債的代際彈性值的可靠性（見表4）。

模型4在控制了子代的特性（性別、年齡、學歷背景、政治身份）的情況下，重新測度了家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值、家庭借出款與家庭負債的代際彈性值。從表4的回歸結果來看，家庭金融性資產(chǎn)的系數(shù)為0.055，并且在10%的水平顯著，家庭房產(chǎn)價值的系數(shù)為0.195，并且在1%的水平顯著，家庭借出款的系數(shù)為0.176，并在10%的水平顯著，家庭負債的系數(shù)為0.075。在控制了子代的特性后，家庭金融性資產(chǎn)與家庭房產(chǎn)價值的代際彈性值與顯著性都未發(fā)生較大變化，這表明上述的實證回歸結果是可靠的，這進一步支持了家庭金融性資產(chǎn)與家庭房產(chǎn)價值是影響子代收入的顯著因素。同時，家庭借出款的代際彈性值與顯著性也并未發(fā)生較大變化，這表明家庭借出款也確實能對子代的收入產(chǎn)生顯著的正向影響。然而，家庭負債的代際彈性值與顯著性都發(fā)生了較大的變化，在控制了子代的特性后，家庭負債不能顯著地影響子代的收入。從子代的特性對子代收入的影響來看，子代年齡變量與性別變量的系數(shù)？茲1、？茲2分別為0.016與0.160，并且顯著性水平都未達到10%，這表明子代年齡與性別并未對子代收入產(chǎn)生顯著影響。子代學歷背景變量的系數(shù)？茲3為0.066，并在10%的水平顯著，這表明學歷越高的子代往往能取得較高的收入。子代政治背景變量的系數(shù)？茲4為0.375，并在5%的水平顯著，這表明子代的政治身份能顯著地影響子代的收入水平。

以上分析結果證實了家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值與家庭借出款都能顯著地影響子代的收入水平，并且家庭房產(chǎn)價值與家庭借出款的代際彈性值大于家庭金融性資產(chǎn)的代際彈性值，即相比于家庭金融性資產(chǎn)，家庭房產(chǎn)價值與家庭借出款對子代收入的影響能力更強。然而，家庭負債的代際彈性值未能通過穩(wěn)健性檢驗，這表明家庭負債并非決定子代收入的顯著因素。此外，子代的特性（性別、年齡、學歷背景、政治身份）都會對子代的收入產(chǎn)生一定程度的正向影響。特別是學歷背景與政治身份往往能更顯著地影響子代的收入水平。

六、結論與政策建議

本文基于中國家庭金融調(diào)查報告（CHFS）的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過運用“Galtong-Becker-Solon”的回歸模型來測度了家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值、家庭借出款與家庭負債的代際彈性值，以此來分析這些家庭變量對子代收入的影響。結果發(fā)現(xiàn)，在控制了子代的特性（性別、年齡、學歷背景、政治身份）之后，家庭金融性資產(chǎn)與家庭房產(chǎn)價值的代際彈性值的大小與顯著性并未發(fā)生較大變化，這表明家庭金融性資產(chǎn)與家庭房產(chǎn)價值對子代的收入有顯著的正向影響，即較高的家庭金融性資產(chǎn)與家庭房產(chǎn)價值往往有利于子代在未來獲得較高的收入。而且，家庭房產(chǎn)價值的代際彈性值大于家庭金融性資產(chǎn)的代際彈性值，這表明相比于家庭金融性資產(chǎn)，家庭房產(chǎn)價值對子代收入具有更強的正向影響能力。同時，家庭借出款的代際彈性值也顯著的為正，這表明家庭借出款也能對子代的收入產(chǎn)生顯著的正向影響。然而，家庭負債的代際彈性值未能通過穩(wěn)健性檢驗，這表明家庭負債并非決定子代收入的顯著影響因素。此外，子代的特性（性別、年齡、學歷背景、政治身份）都能對子代的收入產(chǎn)生一定程度的正向影響，特別是子代的學歷背景與政治身份往往能更顯著地影響子代的收入水平，即擁有較高學歷的黨員子代通常能獲得較高的收入。筆者認為，較高的學歷水平與黨員身份往往是子代綜合能力的體現(xiàn)，較高學歷的黨員子代通常較容易獲得社會與用人單位的認可，也更容易建立起有利于事業(yè)發(fā)展的社會關系，因此其通常能獲得較高的收入。

結果表明，在當前中國金融市場與資金借貸市場不斷發(fā)展與完善的背景下，家庭的金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價值、家庭借出款對子代的收入都會產(chǎn)生顯著的正向影響，這也為政府制定相關政策提供了有益參考。本文的研究結果，正好與黨在十八大提出的“多渠道增加居民財產(chǎn)性收入”的政策建議相契合，政府可以通過依法加強對公民財產(chǎn)權的保護、規(guī)范資本市場與借貸市場秩序和完善制度建設來增加居民財產(chǎn)性收入。從而，使全社會更多家庭的子代能得益于家庭金融性資產(chǎn)的提升，來提升自身獲取收入的能力，進一步促進全社會代際流動性的提高，這對切實保障和改善民生、持續(xù)擴大中等收入群體來說，具有十分重要的現(xiàn)實意義。此外，子代的特性中的學歷背景與政治身份也會對子代的收入產(chǎn)生顯著的正向影響，因此政府可以從義務教育和高等教育等多個方面建設更為完善的教育體系，在全社會范圍內(nèi)構建良好的家庭教育氛圍，從而使教育資源在全社會范圍內(nèi)進行更公平的分配。使不同收入層次家庭的子代都受到較好的教育，從而促進整個社會代際流動性的提高，增進社會的公平與效率?！?/p>

（責任編輯：張恩娟）

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