羅良文，茹 雪

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073)

一、引言

我國收入不平等問題日趨嚴(yán)重。國家統(tǒng)計(jì)局公布的相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，我國居民人均可支配收入的基尼系數(shù)一直居高不下，遠(yuǎn)超國際警戒線0.4，其中，2003-2008年，基尼系數(shù)從0.479攀升至0.491的峰值，之后，基尼系數(shù)開始回落，2015年降至0.462的谷值，2016年基尼系數(shù)又升至0.465[1]。世界不平等研究機(jī)構(gòu)(World Inequality Lab)最新發(fā)布的《世界不平等報(bào)告2018》(World Inequality Report 2018)稱，自改革開放以來，我國GDP流向10%最富裕人群的比重已經(jīng)從27%上升至41%，而流向較貧窮的50%人群的比重則由27%下降至15%[2]。與此同時(shí)，相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)我國財(cái)富不平等程度也快速上升，1995-2015年，收入水平較高的前10%的人群的財(cái)富占比從40%增至67%，相對應(yīng)的是，中等收入的40%的人群和低收入的50%的人群的財(cái)富占比均出現(xiàn)大幅度下降[3]。

從現(xiàn)有政策文件可看出，我國政府已經(jīng)將收入分配制度改革列為我國政府深化改革的重要組成部分。2010年3月，溫家寶總理在第十一屆全國人民代表大會第三次會議的《2010年政府工作報(bào)告》中專門強(qiáng)調(diào)“合理的收入分配制度是社會公平正義的重要體現(xiàn)”，改革收入分配制度不僅要抓緊制定調(diào)整國民收入分配格局的政策措施，還要深化壟斷行業(yè)收入分配制度改革，更要進(jìn)一步規(guī)范收入分配秩序[4]。2013年2月，國務(wù)院批復(fù)并轉(zhuǎn)發(fā)了《關(guān)于深化收入分配制度改革的若干意見》，指出我國收入分配領(lǐng)域存在一些亟待解決的突出問題，如城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距過大、居民收入分配不平等、收入分配秩序不規(guī)范、隱性收入和非法收入問題較突出、部分群眾生活困難、宏觀收入分配格局有待優(yōu)化等。為解決上述問題，文件提出了四項(xiàng)解決措施，即繼續(xù)完善初次分配機(jī)制、加快健全再分配調(diào)節(jié)機(jī)制、建立健全促進(jìn)農(nóng)民收入較快增長的長效機(jī)制以及推動形成公開透明、公正合理的收入分配秩序[5]。2018年4月，國家發(fā)展改革委辦公廳印發(fā)了《2018年收入分配重點(diǎn)工作》，強(qiáng)調(diào)收入分配的重點(diǎn)工作應(yīng)該從以下四個(gè)方面入手：一是完善初次分配制度；二是履行好政府再分配調(diào)節(jié)職能；三是促進(jìn)社會公平；四是夯實(shí)收入分配體系建設(shè)基礎(chǔ)[6]。

黨的十九大報(bào)告指出，隨著中國特色社會主義進(jìn)入新時(shí)代，我國的主要矛盾已然轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活的需要和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾。那么，人們在追求美好、幸福生活的康莊大道上，不僅只關(guān)注結(jié)果的公平，更在乎過程的公平。在現(xiàn)階段，中國夢的真正意義不僅僅在于讓每個(gè)人都可以憑借自己的努力實(shí)現(xiàn)過得更好的愿景，更在于拼搏的過程被承認(rèn)、被尊重，然而在現(xiàn)實(shí)生活中“拼爹時(shí)代”“富二代”等字眼卻不絕于耳，上述聲音及其所搭載的價(jià)值觀無不讓人對“努力的成效”心存質(zhì)疑。人們不禁感慨“是否還可以通過努力獲取自己想要的生活？”，尤其是對于普普通通的蕓蕓眾生而言。本文正是在此背景下研究我國收入分配領(lǐng)域的機(jī)會不平等問題，企圖探明：個(gè)體是否還能夠通過努力獲取高收入，并且在這個(gè)過程中是否能較少受到外部環(huán)境的干擾。

率先采用機(jī)會不平等概念來分析收入分配問題的是Roemer。他認(rèn)為個(gè)人收入可以看作是外部環(huán)境和自身努力的結(jié)果。外部環(huán)境指代的是性別、出生地、家庭背景等個(gè)人不可控制的因素，這是個(gè)人行為中超出自我控制且社會不能夠苛責(zé)的部分；自身努力則由教育程度、工作時(shí)間、職業(yè)類型等個(gè)人能夠選擇的部分決定，這是社會能夠苛責(zé)的行為[7-9]。后續(xù)學(xué)者將由外部環(huán)境造成的收入不平等稱之為機(jī)會不平等，而由個(gè)人努力引起的不平等則為努力不平等，二者共同解釋了收入分配中的不平等現(xiàn)象[10]。

目前為止，努力不平等和機(jī)會不平等的測度方法可概括為事先估計(jì)、事后估計(jì)和聯(lián)立方程三種。事先估計(jì)方法是將位于相同外部環(huán)境的個(gè)體分為一組，組間的收入不平等即為機(jī)會不平等，而事后估計(jì)方法則是將付出同樣努力的個(gè)體分為一組，組內(nèi)的收入不平等即為機(jī)會不平等[11]。事先和事后估計(jì)的方法假定外部環(huán)境和個(gè)人努力獨(dú)立不相關(guān)，但聯(lián)立方程估計(jì)方法的支持者們則認(rèn)為，努力在很大程度上取決于外部環(huán)境的好壞，如若不考量環(huán)境對努力的影響效應(yīng)，機(jī)會不平等的測量結(jié)果會存在誤差[12]?；谏鲜鲅芯糠椒?，收入分配領(lǐng)域的努力不平等和機(jī)會不平等問題成為國內(nèi)外學(xué)者研究的熱點(diǎn)。

本文認(rèn)為環(huán)境因素不僅能夠直接影響收入水平，也能夠通過影響努力因素進(jìn)而間接影響個(gè)體收入，環(huán)境因素與努力因素密切相關(guān)。故采用聯(lián)立方程組的方法，利用參數(shù)估計(jì)結(jié)果來測度收入分配中的不平等程度。在實(shí)證研究中，本文將機(jī)會不平等的測量細(xì)分為四個(gè)層面的問題，即“努力是否能提高收入？”“努力是否會受環(huán)境的影響？”“努力能夠在多大程度上提高收入水平？”以及“不同時(shí)代背景下努力對收入的影響作用是否存在差異及為什么存在差異？”，并逐一進(jìn)行解答。

與既有研究相比，本文的主要不同之處在于：第一，樣本量較大。實(shí)證研究采取的是2008年、2010年、2011年、2012年、2013年和2015年共6年的45792個(gè)數(shù)據(jù)，回歸結(jié)果的說服力較強(qiáng)。第二，采用聯(lián)立方程組的方法。在研究努力和環(huán)境對收入的影響時(shí)考慮到外部環(huán)境對努力水平的影響。第三，加入制度因素。本文將樣本數(shù)據(jù)按照不同年代進(jìn)行了劃分，同時(shí)在控制年齡因素的前提下引入了社會經(jīng)濟(jì)體制變革的歷程，以探討不同年代背景下努力對收入的影響是否存在差異以及緣何存在差異。

二、文獻(xiàn)回顧

(一)國外文獻(xiàn)綜述

起初，國外學(xué)者多采用一個(gè)國家的數(shù)據(jù)簡單地測度努力不平等和機(jī)會不平等對收入不平等的影響。例如，Bourguignon等(2007)[12]采用巴西數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，回歸結(jié)果表明種族、父親的職業(yè)和父母的受教育水平對收入的影響非常顯著。Checchi和Peragine(2010)[13]發(fā)現(xiàn)意大利的機(jī)會不平等占總收入不平等的20%，南部地區(qū)的機(jī)會不平等程度高于北部地區(qū)，性別也是影響機(jī)會不平等程度的因素之一。Salem(2010)[14〗探討了印度社會中家庭背景對收入不平等的影響，發(fā)現(xiàn)工資收入不平等中的機(jī)會不平等占11%～17%。

隨著研究的深入，多數(shù)學(xué)者開始從代際流動的視角分析收入中的機(jī)會不平等問題。Figueiredo和Ziegelmann(2010)[15〗研究表明，父親屬于較低收入階層的人必須付出更大的努力才能達(dá)到一定的收入水平。Zhang等(2010)[16〗經(jīng)驗(yàn)研究的結(jié)果顯示，父母的收入、職業(yè)類型解釋了近2/3的機(jī)會不平等，而父母教育僅起到了很小的作用。Bj?rklund等(2012)[17〗發(fā)現(xiàn)代際傳遞在高收入階層非常強(qiáng)大，尤其是在極端的0.1%的人群中，代際傳遞的彈性會高達(dá)0.9，而這種情況在美國同樣存在[18〗。Arawatari等(2013)[19〗通過建立收入再分配的決定模型，分析了貧困人口的高等教育的可達(dá)性和其收入實(shí)現(xiàn)期望之間的關(guān)系，進(jìn)而探究高等教育對代際間收入差距的影響。Alvarez等(2016)[20]發(fā)現(xiàn)收入分配的不平等程度顯著增加，其中家庭環(huán)境等環(huán)境因素對收入不平等的影響越來越大。

(二)國內(nèi)文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)學(xué)者對收入分配領(lǐng)域中努力不平等和機(jī)會不平等問題的研究開始較晚。絕大多數(shù)文獻(xiàn)在研究收入不平等時(shí)將努力變量和環(huán)境變量分開考量。徐曉紅等(2012)[21]的研究表明，地區(qū)、行業(yè)和性別等環(huán)境因素對收入不平等的貢獻(xiàn)率超過40%，其中貢獻(xiàn)率最高的教育回報(bào)背后也存在著機(jī)會不平等。陳純槿等(2013)[22]研究結(jié)果顯示，所有制、戶籍、性別和地區(qū)等因素對收入不平等的貢獻(xiàn)率趨于下降，而教育和職業(yè)選擇的作用卻恰好相反。江求川等(2014)[23]采用非參數(shù)法度量了城市居民收入中的機(jī)會不平等程度，并且考察了年齡、性別、地區(qū)以及家庭背景等對收入不平等的影響。劉波等(2015)[24]運(yùn)用事先、事后以及聯(lián)立方程組三種方法的研究結(jié)果表明，機(jī)會不平等是近年來我國收入差距居高不下的重要原因。陳東等(2015)[25]使用參數(shù)法測算了收入不平等中的機(jī)會不平等程度，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，機(jī)會不平等可解釋收入不平等的54.61%，而客觀環(huán)境中的出生地、戶籍、家庭收入、父親職業(yè)等都對子女收入影響顯著。李瑩等(2016)[26]將Fields和Shapely的方法應(yīng)用到機(jī)會不平等的研究中，發(fā)現(xiàn)性別、地區(qū)是影響收入不平等的重要因素，且機(jī)會不平等可以解釋1/3以上的收入不平等。

近年來，不少學(xué)者開始關(guān)注努力不平等與機(jī)會不平等之間的關(guān)聯(lián)。龔鋒等(2017)[27]選取事后估計(jì)的方法進(jìn)行研究，結(jié)果表明努力能夠降低收入不平等中的機(jī)會不平等程度，同時(shí)上述影響在不同年代的人群中是不同的，在“50后”“60后”“70后”和“80后”四個(gè)年代人群中，機(jī)會不平等占收入不平等的比例高達(dá)35%～43%，而當(dāng)個(gè)體付出最高努力時(shí)，“50后”該比例僅降低4.98%，“60后”和“70后”降幅高達(dá)50%，“80后”降低22%。史新杰等(2018)[28]運(yùn)用參數(shù)估計(jì)法和方差分解方法分析了年齡、戶籍、父親背景等環(huán)境因素和勞動力外流、教育等努力因素對收入不平等的貢獻(xiàn)。李瑩等(2018)[29]采用事前法測度了我國城鎮(zhèn)居民收入分配中的機(jī)會不平等程度，研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民收入不平等中的23.2%是由環(huán)境因素引起，其中78.3%源于環(huán)境因素的直接影響渠道，21. 7%為環(huán)境因素的間接影響渠道。董麗霞(2018)[30]采用參數(shù)法衡量了我國收入分配中的機(jī)會不平等，結(jié)果發(fā)現(xiàn)收入中的機(jī)會不平等指數(shù)約為0.10，其中，由環(huán)境因素引起的機(jī)會不平等占結(jié)果不平等的1/5，家庭收入、出生地是造成收入不平等的主要因素，在中等收入群體中機(jī)會不平等程度更深。馬占利等(2018)[31]利用參數(shù)法和非參數(shù)法兩種方法測算了個(gè)體收入中的機(jī)會不平等程度，并且在參數(shù)估計(jì)分析中區(qū)分了環(huán)境對個(gè)體收入的直接影響和間接影響，研究發(fā)現(xiàn)2007-2013年，我國機(jī)會不平等程度不斷加重，在考慮環(huán)境對努力的間接影響后，2007年和2013年收入不平等中的機(jī)會不平等占比分別為13.59%、20.74%，其中，戶籍、性別、父母教育的影響權(quán)重較大。

此外，宋揚(yáng)(2017)[32]在測算我國機(jī)會不平等程度的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探究了機(jī)會不平等的作用機(jī)制，結(jié)果表明勞動力市場歧視、教育代際固化以及家庭背景是影響機(jī)會不平等的重要因素。呂光明等(2014)[33]回顧了近年來國內(nèi)外學(xué)者對收入分配中機(jī)會不平等問題的相關(guān)研究。

三、理論模型

(一)收入不平等的分析框架

首先，基于Roemer(1993、2002、2003)[7-9]提出的收入不平等的研究框架，本文將影響個(gè)體收入的因素分為兩類：努力因素和環(huán)境因素。努力因素是指個(gè)體可以主動選擇的和自己能夠把控的，可用工作時(shí)間、職業(yè)選擇和受教育程度等指標(biāo)表示；環(huán)境因素是指不受個(gè)體控制的客觀因素，主要涵蓋年齡、性別、出生地、父母受教育水平以及父母的工作狀態(tài)等。假設(shè)個(gè)體的收入為Wi，可構(gòu)建如下收入決定方程：

lnWi=αCi+βEi+ui

(1)

其中，i表示第i個(gè)個(gè)體。Ci表示個(gè)體所處的客觀外部環(huán)境，Ei表示個(gè)體主觀的努力變量，α和β分別指代外部環(huán)境變量的系數(shù)向量和努力變量的系數(shù)向量。ui表示影響收入的殘差部分，對所有個(gè)體而言，殘差ui與環(huán)境因素Ci、努力因素Ei相互獨(dú)立。

其次，本文認(rèn)為努力因素在很大程度上也取決于外部環(huán)境的好與壞，環(huán)境因素不僅能夠直接影響收入水平，也能夠通過影響努力水平進(jìn)而影響個(gè)體收入。故本文借鑒Bourguignon等(2007)對該問題的處理方法[12]，在模型構(gòu)建過程中加入了環(huán)境對努力影響作用的考量，可用以下公式表示：

Ei=γCi+εi

(2)

其中，γ表示外部環(huán)境因素對個(gè)體努力因素影響的系數(shù)矩陣；εi表示影響努力因素的殘差部分，同樣假設(shè)殘差εi與環(huán)境因素Ci相獨(dú)立。

將式(2)帶入式(1)，可得到個(gè)體收入函數(shù)的完整表達(dá)式，即：

lnWi=(α+βγ)Ci+βεi+ui

(3)

其中，α為客觀環(huán)境因素對收入直接影響的系數(shù)，βγ為客觀環(huán)境因素通過影響努力因素進(jìn)而對收入水平起作用的間接影響系數(shù)，而α+βγ則表示客觀外部環(huán)境對收入影響的全效應(yīng)的影響系數(shù)。

(二)努力和機(jī)會不平等的測量方法

雖然式(3)考慮到了環(huán)境因素對努力因素的影響，但相比于式(1)，式(3)并沒有反映努力因素對收入的影響，若直接用式(3)進(jìn)行估計(jì)，僅能夠測量客觀外部環(huán)境對個(gè)體收入的影響，難以單獨(dú)分離其中的α、β、γ等系數(shù)，也無法測量收入中機(jī)會不平等程度。因此，為測量收入不平等中努力不平等和機(jī)會不平等的貢獻(xiàn)，進(jìn)行如下兩個(gè)步驟。

(4)

(5)

(6)

(7)

外部環(huán)境全效應(yīng)可以分解為直接影響效應(yīng)和間接影響效應(yīng)。其中，直接影響效應(yīng)通常被稱之為機(jī)會不平等，而間接影響效應(yīng)則被稱作努力不平等。因此努力不平等在收入不平等中的占比可以表示為：

Θindirect=Θtotal-Θdirect

(8)

四、研究設(shè)計(jì)

(一)變量

1.收入變量。經(jīng)濟(jì)收入在很大程度上可以代表一個(gè)人的生活水平，故本文選取個(gè)體的經(jīng)濟(jì)收入作為研究的主題。相較于個(gè)體的勞動收入，總收入能夠更加全面地反映個(gè)體的支付能力和消費(fèi)水平，因而本文選擇的被解釋變量為個(gè)體的年總收入。

2.努力變量。借鑒Roemer(1993、2002、2003)[7-9]、Bourguignon等(2007)[12]以及龔鋒等(2017)[27]關(guān)于努力程度的衡量方法，本文選取教育程度和職業(yè)狀態(tài)作為努力水平的指代變量。

3.環(huán)境變量。遵循既有文獻(xiàn)的研究方法[12,27-28]，同時(shí)考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選擇性別、年齡、居住地和戶籍作為影響個(gè)人收入的個(gè)體特征變量和地域特征變量，并且也涵蓋幼時(shí)父母的教育水平、幼時(shí)父母的職業(yè)狀況以及幼時(shí)家庭所處的社會階層。

(二)數(shù)據(jù)

自2003年起，中國社會綜合調(diào)查項(xiàng)目(CGSS)對中國大陸各省(自治區(qū)、直轄市)1萬多戶家庭進(jìn)行連續(xù)性的橫截面調(diào)查，系統(tǒng)、全面地收集社會、社區(qū)、家庭、個(gè)人等層次的數(shù)據(jù)。為保證統(tǒng)計(jì)口徑的一致性，實(shí)證研究選擇2008年、2010年、2011年、2012年、2013年和2015年共6年的調(diào)研數(shù)據(jù)集作為研究樣本。為保證回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：首先，剔除對收入水平“無法回答”“拒絕回答”“不知道”“不適用”“其他”或未回答的樣本；其次，剔除收入值為0的6103個(gè)樣本；再次，刪除了年齡小于25歲和年齡大于65歲的共11454個(gè)樣本。因?yàn)?5歲之前的人大部分還未進(jìn)入勞動力市場，而65歲之后的人大部分已經(jīng)退出勞動力市場?？偣搏@得的樣本量為36342個(gè)。

被解釋變量即經(jīng)濟(jì)收入的數(shù)據(jù)，依據(jù)問卷調(diào)查中的“您個(gè)人去年全年的總收入是多少？”問題而獲得，并且由于收入水平的分布圖呈現(xiàn)高度有偏的特征，故在實(shí)際回歸中采取其自然對數(shù)形式。

在努力變量中，受教育程度從問卷“您目前的最高教育程度？”問題的統(tǒng)計(jì)中獲得，并將答題選項(xiàng)換算成教育年限，具體方式如下：未接受任何教育=0；小學(xué)或私塾=6；初中=9；高中(技校、中專、職業(yè)高中)=12；高等教育=16；研究生及以上=19。職業(yè)狀態(tài)則從問題“您的工作經(jīng)歷及狀況是？”中統(tǒng)計(jì)獲得，并令“全職就業(yè)=3；非正式就業(yè)=2；務(wù)農(nóng)=1；無業(yè)=0”。

在環(huán)境變量中，關(guān)于性別，設(shè)定男性為1，女性為0；居住地分為城市和農(nóng)村，分別設(shè)定為1和0；個(gè)體年齡依據(jù)出生年月推算而來；戶籍分為農(nóng)村戶口、非農(nóng)村戶口、軍籍、藍(lán)印戶口、居民戶口等，將“農(nóng)村戶口”設(shè)定為1，其他則設(shè)定為0；幼時(shí)父母的受教育程度和就業(yè)狀況的數(shù)據(jù)從問卷的“您14歲時(shí)父親或母親的最高教育程度是？”和“您14歲時(shí)父親或母親的就業(yè)狀況是？”問題的統(tǒng)計(jì)中獲取，教育程度和就業(yè)狀況的數(shù)據(jù)處理方式與努力變量中個(gè)體的相關(guān)數(shù)據(jù)的處理方式相同；幼時(shí)家庭的社會階層數(shù)據(jù)依據(jù)問卷中“14歲時(shí)家庭所處的社會等級？”的問題獲得，并將不同調(diào)查年份的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)一，設(shè)定1代表最底層，10代表最頂層，共“1-10”階層。

(三)模型

教育水平、工作狀態(tài)等努力變量在很大程度上會受到父母的教育程度、父母的職業(yè)狀態(tài)、家庭所處的社會階層、戶籍、性別等外部環(huán)境因素的影響，故本文選擇聯(lián)立方程組的測量方法。同時(shí)，由于本文選取個(gè)體數(shù)據(jù)作為研究樣本，在回歸之前對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了F檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：Prob > F = 0.0001，故應(yīng)建立個(gè)體時(shí)間固定效應(yīng)模型。具體模型如下：

ln(incomeit)=α0+α1educationit+

α2conditionit+α3zoneit+α4sexit+α5ageit+α6censusit+α7feducation14it+α8fcondition14it+α9meducation14it+α10mcondition14it+α11rank14it+α12regionit+α13timeit+uit

(9)

educationit=β0+β1zoneit+β2sexit+β3ageit+β4censusit+β5feducation14it+β6fcondition14it+β7meducation14it+β8mcondition14it+β9rank14it+β10regionit+β11timeit+νit

(10)

conditionit=γ0+γ1zoneit+γ2sexit+γ3ageit+γ4censusit+γ5feducation14it+γ6fcondition14it+γ7meducation14it+γ8mcondition14it+γ9rank14it+γ10regionit+γ11timeit+εit

(11)

其中，i表示第i個(gè)個(gè)體；t表示第t個(gè)時(shí)期；αk、βk、γk均表示回歸系數(shù)；uit、νit、εit均表示方程的誤差項(xiàng)；regionit指代省份的固定效應(yīng)；timeit指代年份的固定效應(yīng)。模型中其他變量的定義及描述特征如表1所示。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)努力對收入的影響

為探究努力是否能夠提高收入，本文采用參數(shù)法對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行最小二乘法(OLS)回歸。此外，該部分還采用三階段最小二乘法(3SLS)方法對模型的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。表2為努力對收入影響效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。

表1 變量定義及描述性特征

注：問題“14歲時(shí)家庭所處的社會等級？”的選項(xiàng)設(shè)置，在2008年的問卷調(diào)查中，1代表最頂層，10代表最頂層，而在其他5個(gè)數(shù)據(jù)集中，1代表最底層，10代表最頂層。本文采用等級越高，數(shù)值越大的做法，將該項(xiàng)統(tǒng)一處理成“最底層=1，最頂層=10”。

在表2中第1列、第2列僅報(bào)告了個(gè)體收入對努力水平的回歸結(jié)果，從中可以看出收入水平與努力水平呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，一個(gè)人的教育程度越高，職業(yè)狀態(tài)選擇越積極，其收入水平越高。第3列、第4列顯示的是模型(9)的回歸結(jié)果，其中，從第1行、第2行數(shù)據(jù)中可以看出，加入外部環(huán)境干擾后努力水平對個(gè)體收入的影響作用明顯減弱；從第3至6行數(shù)據(jù)可以看出，個(gè)體特征、區(qū)域特征等外部環(huán)境因素也顯著性地影響個(gè)體收入，居住在城市地區(qū)的人具有較高的收入，男性比女性收入高，年齡越大的人收入越低，戶籍仍是限制居民收入水平的重要因素；剩余行的回歸結(jié)果顯示，個(gè)體的收入水平與其幼時(shí)父母的教育水平、幼時(shí)父親的職業(yè)狀態(tài)選擇和幼時(shí)家庭所處的社會階層高度正相關(guān)，而幼時(shí)母親的職業(yè)狀態(tài)選擇越積極，個(gè)體成年后的收入水平卻越低，表明母親對孩子幼年時(shí)期的照料和陪伴對子女以后的發(fā)展具有深遠(yuǎn)的影響。第5列、第6列顯示的是模型(9)代入模型(10)和模型(11)后的回歸結(jié)果，與第3列、第4列相比，回歸參數(shù)的正負(fù)參數(shù)完全一致且系數(shù)的絕對值大小均有明顯的增加，這在一定程度上表明努力水平與個(gè)體的社會環(huán)境、家庭環(huán)境密切相關(guān)。

表2 努力對收入的影響效應(yīng)

注：(1)***表示顯著性為1%，**表示顯著性為5%，*表示顯著性為10%。(2)括號內(nèi)為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

上述回歸結(jié)果均已控制年份和地域的固定效應(yīng)，也與以往的研究結(jié)論[12,24]相一致。

(二)環(huán)境對努力的影響

努力水平會在很大程度上受到家庭環(huán)境條件的影響，上述假設(shè)是本文設(shè)立方程組和測度機(jī)會不平等指數(shù)的前提，因而在選用聯(lián)立方程組模型進(jìn)行不平等測度之前要對上述前提條件進(jìn)行考察。該部分采用模型(10)和模型(11)對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，同時(shí)由于教育程度和職業(yè)狀態(tài)均為虛擬排序變量，故文章采用次序邏輯斯蒂模型(OLogit)的方法進(jìn)行擬合回歸，同時(shí)報(bào)告了最小二乘法(OLS)和三階段最小二乘法(3SLS)的回歸結(jié)果以檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性?；貧w方程的估計(jì)結(jié)果如表3所示。

在表3中，三種模型的回歸結(jié)果呈現(xiàn)較高的一致性。回歸結(jié)果顯示，居住在城市地區(qū)的人的教育水平較高，職業(yè)狀態(tài)選擇較積極；兩性之間的教育程度和職業(yè)狀態(tài)存在明顯的差異；個(gè)體的年齡越小，教育程度越高，職業(yè)狀態(tài)越積極；城市戶籍的人比農(nóng)村戶籍的人有更高的教育水平和更積極的職業(yè)狀態(tài)；家庭的社會階層和父母的教育水平對個(gè)體的教育程度和職業(yè)狀態(tài)選擇具有顯著的正向影響；父親的職業(yè)狀態(tài)選擇與個(gè)體的教育程度正相關(guān)，與個(gè)體的職業(yè)狀態(tài)選擇無明顯關(guān)聯(lián)，而母親的職業(yè)狀態(tài)選擇與個(gè)體的教育程度無明顯關(guān)聯(lián)，但與個(gè)體的職業(yè)狀態(tài)選擇負(fù)相關(guān)，表明對個(gè)體而言，幼時(shí)母親職業(yè)狀態(tài)越積極，子女成年后越不愿意選擇積極的職業(yè)狀態(tài)。

從上述結(jié)果中可以總結(jié)出：一個(gè)人的努力水平與其所處的外部環(huán)境休戚相關(guān)，父母對孩子有著極強(qiáng)的示范作用，是孩子“最好的老師”，也同時(shí)驗(yàn)證了設(shè)立聯(lián)立方程組方法的合理性。上述研究結(jié)論也得到了龔鋒等(2017)[27]和史新杰等(2018)[28]的支持。

表3 環(huán)境對努力的影響效應(yīng)

注：(1)***表示顯著性為1%，**表示顯著性為5%，*表示顯著性為10%。(2)括號內(nèi)為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

(三)收入不平等指數(shù)的分解

表2和表3的回歸結(jié)果已經(jīng)顯示，努力水平和外部環(huán)境均會對個(gè)體收入產(chǎn)生顯著性影響，其中外部環(huán)境在很大程度上也會影響努力水平，但是文章對“努力能夠在多大程度上提高收入水平？”的問題還無從得知，故本文通過模型(4)-模型(8)的方法對收入不平等指數(shù)進(jìn)行分解。為了更為全面且準(zhǔn)確地分解收入不平等指數(shù)，該部分做如下處理：首先，選取泰勒指數(shù)(Theil)、基尼系數(shù)(Gini)和阿特金森指數(shù)(Atkinson)三種方法來測度機(jī)會不平等指數(shù)。其次，將樣本數(shù)據(jù)按照出生年份進(jìn)行每10年的劃分，以探明不同年代的人群的努力不平等指數(shù)是否存在差異，同時(shí)由于25-65歲之間的90后樣本僅有131個(gè)，故將其刪除后僅留下出生于20世紀(jì)的40年代、50年代、60年代、70年代、80年代共5個(gè)群組。表4呈現(xiàn)的是收入不平等指數(shù)的分解結(jié)果。

收入不平等指數(shù)的測量結(jié)果表明，我國仍然存在嚴(yán)重的收入不平等現(xiàn)象，不同年代背景下利用三種測量方法均顯示收入不平等指數(shù)均較高，而全樣本的基尼系數(shù)為0.5775，更為敏感的泰勒指數(shù)和帶有明顯社會福利色彩的阿金森指數(shù)高達(dá)0.8240和0.7764。

從收入不平等指數(shù)的分解結(jié)果來看，三種測量方法下的機(jī)會不平等在收入不平等中所占比例均較高?；嵯禂?shù)、泰勒指數(shù)和阿金森指數(shù)測度的機(jī)會不平等占比分別為60.79%、90.23%和78.74%，而努力不平等占比則分別為39.21%、9.77%和21.26%。上述結(jié)果表明：在排除了個(gè)體特征、地域特征、家庭特征等外部環(huán)境因素后，努力水平僅僅能夠解釋較低的收入變化，“努力的成效”并不如預(yù)期的那般好。加入年代背景后發(fā)現(xiàn)，不同時(shí)代背景下努力不平等對收入不平等的解釋力度并不相同，三種測量方法均表明：出生于20世紀(jì)60年代和20世紀(jì)70年代的人所處的市場環(huán)境較好，更容易通過努力獲取高收入，而出生于20世紀(jì)80年代的人所處的市場環(huán)境最差，面臨最為嚴(yán)重的機(jī)會不平等，更不容易通過努力獲取高收入。上述測度結(jié)果與龔鋒等(2017)[27]的研究結(jié)論大體一致。

表4 收入不平等指數(shù)的分解結(jié)果

六、進(jìn)一步分析

(一)努力對收入的影響：分年齡和年代的對比分析

通過前文的分析，我們已經(jīng)獲悉：外部環(huán)境和努力水平會影響個(gè)體收入，但是個(gè)體的努力水平在很大程度上會受到外部環(huán)境的影響；我國存在嚴(yán)重的機(jī)會不平等現(xiàn)象，且努力對收入的提升作用在不同年代下存在差異。但是“為什么不同年代背景下努力對收入水平的影響會存在差異？”，前文并未對該問題進(jìn)行探究。故為探明上述問題以做出有針對性的政策建議，本文利用模型(9)對不同年代人群的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。此外，前文研究已發(fā)現(xiàn)年齡是影響個(gè)體收入的重要因素，因此，為排除年齡的影響，接下來的分析控制了年齡，將樣本數(shù)據(jù)劃分為：25-35歲、36-45歲、46-55歲以及56-65歲四個(gè)年齡段。年代的劃分同前文一致。

表5報(bào)告了模型的回歸結(jié)果以及相同年齡不同年代背景下教育年限的均值?；貧w結(jié)果顯示不同年代背景下教育程度、職業(yè)狀態(tài)選擇對個(gè)體收入的影響作用存在差異，而將未控制外部環(huán)境與控制外部環(huán)境的回歸系數(shù)相對比發(fā)現(xiàn)，外部環(huán)境在很大程度上會干擾努力水平對個(gè)體收入的提升作用，并且外部環(huán)境的削弱作用對出生于20世紀(jì)40年代和50年代的人最為強(qiáng)烈。從前8行回歸結(jié)果中發(fā)現(xiàn)，相比于出生于20世紀(jì)40年代的人，出生于20世紀(jì)50年代人中教育程度、職業(yè)狀態(tài)選擇對收入的提升效應(yīng)明顯增強(qiáng)，而出生于20世紀(jì)60年代與50年代的人略有差異；從后8行回歸結(jié)果來看，出生于20世紀(jì)70年代的人比出生于上世紀(jì)60年代的人更不容易通過教育水平的提高或者積極的職業(yè)狀態(tài)選擇而獲取更高的收入，而出生于20世紀(jì)80年代和70年代人之間的差異尤為明顯，出生于80年代的人在就業(yè)市場面臨更為嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。而平均教育年限則顯示，雖然我國人均教育程度大體上處于上升趨勢，但是卻在出生于20世紀(jì)60年代-70年代有約10年的停滯。

表5 分年齡、年代的收入決定方程的估計(jì)結(jié)果

(二)努力對收入的影響：加入經(jīng)濟(jì)體制改革背景

為探究為什么不同年代背景下努力水平對個(gè)體收入的影響效應(yīng)存在差異，本文梳理了我國進(jìn)行經(jīng)濟(jì)體制改革的歷程，如表6所示。自建國之后，我國主要經(jīng)歷了計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)代、文化大革命、改革開放和互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展四個(gè)大事記。本文從兩個(gè)方面考量政策的效應(yīng)：一是考慮當(dāng)前政策變動對個(gè)體教育程度的影響，其中表5中我國人均教育年限出現(xiàn)的10年停滯也說明了該考量的必要性；二是考慮經(jīng)濟(jì)體制變革對勞動力市場的影響，故考察了個(gè)體25歲后的政策變革。

加入經(jīng)濟(jì)體制改革背景分析表5的回歸結(jié)果，研究發(fā)現(xiàn)：(1)20世紀(jì)50年代初期的人出生于新中國成立之初，急需高素質(zhì)人才。但在25年后就業(yè)于文化革命之時(shí)。故相較出生于20世紀(jì)40年代的人，雖然教育和職業(yè)狀態(tài)選擇對收入的提升作用有所增強(qiáng)，但增加幅度很低。(2)20世紀(jì)50年代后期和20世紀(jì)60年代初期的人，出生于新中國發(fā)展之初的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)代，就業(yè)于改革開放之后。幼年時(shí)期和進(jìn)入勞動力市場后的經(jīng)濟(jì)體制背景一致，因而努力的成效大致相同。(3)20世紀(jì)60年代后期和上世紀(jì)70年代初期出生的人，在其幼年時(shí)期經(jīng)歷了文化大革命。而在25年后，20世紀(jì)60年代出生的人就業(yè)于改革開放初期，市場需要大量高素質(zhì)人才的時(shí)期，故而教育的作用凸顯并且極少受到外部環(huán)境的削減。而隨著改革開放的推進(jìn)以及高素質(zhì)人才的匱乏，努力提升收入的效應(yīng)有所下降，故相較出生于20世紀(jì)60年代人，出生于20世紀(jì)70年代人中收入的成效較弱。(4)出生于20世紀(jì)80年代的人和出生于20世紀(jì)70年代后期的人之間的差異極為明顯，教育和職業(yè)狀態(tài)選擇對收入彈性的影響系數(shù)出現(xiàn)了明顯的下降。原因可能如下：一是結(jié)構(gòu)性失業(yè)增加。80后恰逢互聯(lián)網(wǎng)的大浪潮，經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)逐漸電子化，擁有更多實(shí)操能力的人獲取高收入的可能性更高，這也與目前IT及其相關(guān)行業(yè)出現(xiàn)的高薪現(xiàn)象和企業(yè)在招聘員工時(shí)更加看重實(shí)操能力的現(xiàn)實(shí)相符合[34]。二是教育的作用減弱。一方面隨著義務(wù)教育的普及和高等院校的擴(kuò)招，教育的邊際效用逐漸遞減；另一方面我國教育行業(yè)與就業(yè)市場存在結(jié)構(gòu)性的不匹配。三是財(cái)富的代際轉(zhuǎn)移現(xiàn)象嚴(yán)重?，F(xiàn)實(shí)中，絕大部分的財(cái)富積聚在少數(shù)人手中，并且代代相傳。上述結(jié)論與已有胡榮才等(2011)[35]和李春玲(2014)36]的相關(guān)研究相一致。

表6 中國經(jīng)濟(jì)體制改革歷程[37-38]

七、結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

本文將機(jī)會不平等的測量細(xì)分為四個(gè)層面的問題：“努力是否能提高收入？”“努力是否會受環(huán)境的影響？”“努力能夠在多大程度上提高收入水平？”以及“不同時(shí)代背景下努力對收入的影響作用是否存在差異及為什么存在差異？”。同時(shí)，基于CGSS的2008年、2010年、2011年、2012年、2013年和2015年共6年的調(diào)研數(shù)據(jù)，采用聯(lián)立方程組和參數(shù)估計(jì)的方法進(jìn)行回歸分析和指數(shù)分解，并結(jié)合我國的經(jīng)濟(jì)體制改革歷程對上述問題一一進(jìn)行了解答。研究得到如下結(jié)論。

(1)努力能夠提高收入，一個(gè)人的教育水平越高，職業(yè)狀態(tài)越積極，收入水平越高。但外部環(huán)境也會顯著性地影響收入。居住地或戶籍在城市的人的收入水平更高，男性比女性收入高，個(gè)體的收入水平與其幼時(shí)父母的教育水平、幼時(shí)父親的職業(yè)狀態(tài)選擇和幼時(shí)家庭所處的社會階層高度正相關(guān)，而與幼時(shí)母親的職業(yè)狀態(tài)選擇之間負(fù)相關(guān)。

(2)外部環(huán)境不僅能夠直接影響收入水平，也可以通過影響努力程度進(jìn)而間接影響收入水平。居住地、性別、戶籍、家庭社會階層、父母教育水平和父親的職業(yè)狀態(tài)均會對個(gè)體的努力水平產(chǎn)生顯著性的影響。

(3)基尼系數(shù)、泰勒指數(shù)和阿金森指數(shù)三種測量方法均表明，我國存在嚴(yán)重的收入不平等現(xiàn)象，其中，機(jī)會不平等可以解釋絕大多數(shù)的收入不平等，努力不平等的占比較低，“努力的成效”并不如預(yù)期的那般好。而加入時(shí)代背景后發(fā)現(xiàn)：出生于20世紀(jì)60年代和70年代的人所處的市場環(huán)境較好，更容易通過努力獲取高收入，而出生于20世紀(jì)80年代的人面臨最為嚴(yán)重的機(jī)會不平等，更不容易通過努力獲取高收入。

(4)究其“不同年代背景下努力對收入的影響作用的差異”的原因，文章梳理了我國經(jīng)濟(jì)體制改革的發(fā)展歷程。在控制年齡差異后分析發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟(jì)體制改革是造成不同時(shí)代背景下努力對收入影響效應(yīng)存在差異的重要因素，并從政策影響教育和就業(yè)兩個(gè)層面對不同年代的人群進(jìn)行分析。結(jié)論如下：20世紀(jì)50年代初期出生的人，他們生于新中國成立之初，就業(yè)于文化革命之時(shí)，故相較出生于20世紀(jì)40年代的人，雖然教育和職業(yè)狀態(tài)選擇對收入的提升作用有所增強(qiáng)，但增加幅度很低；20世紀(jì)50年代后期和20世紀(jì)60年代初期出生的人，他們生于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)代，就業(yè)于改革開放之后，面臨的經(jīng)濟(jì)體制背景一致，因而努力的成效大致相同；20世紀(jì)60年代后期和20世紀(jì)70年代初期出生的人，多在幼年時(shí)期經(jīng)歷了文化大革命，教育素質(zhì)普遍偏低，而60后就業(yè)于改革開放初期，市場需要大量高素質(zhì)人才，故而教育的作用凸顯并且極少受到外部環(huán)境的削減，而隨著改革開放的推進(jìn)以及高素質(zhì)人才的匱乏，努力提升收入的效應(yīng)在70后人群中有所下降；相比于70后，80后人群中努力水平對個(gè)體收入的提升作用明顯下降，上述源于結(jié)構(gòu)性失業(yè)增加、教育的作用減弱以及財(cái)富嚴(yán)重的代際轉(zhuǎn)移現(xiàn)象。

(二)政策建議

隨著中國特色社會主義進(jìn)入新時(shí)代，我國的主要矛盾已悄然轉(zhuǎn)移。于個(gè)體而言，中國夢的內(nèi)涵更加豐富，人們在追求幸福生活的道路上，不僅僅只關(guān)注結(jié)果的公平，還更渴望努力過程的公平。本文的研究卻發(fā)現(xiàn)：雖然個(gè)體可以通過努力提高收入，但是卻深受外部環(huán)境的影響，我國存在嚴(yán)重的機(jī)會不平等現(xiàn)象，“努力的成效”并不如預(yù)期的那樣好，同時(shí)社會經(jīng)濟(jì)體制改革會對不平等現(xiàn)象產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響，而對于社會中流砥柱的80后，努力對收入的提升作用卻收效甚微。上述研究結(jié)果表明，人們口中、網(wǎng)上盛行的“拼爹時(shí)代”“寒門難出貴子”等并非完全空穴來風(fēng)。故而，本文認(rèn)為我國在進(jìn)行收入分配改革的過程中，需要重點(diǎn)關(guān)注以下幾個(gè)方面。

(1)減少機(jī)會不平等。本文研究發(fā)現(xiàn)，戶籍、性別、居住地都能夠顯著地影響居民的收入水平，故政府應(yīng)該著力解決由這些劣勢環(huán)境因素帶來的障礙。首先，加快改革城鄉(xiāng)戶籍制度，包含與戶籍制度有關(guān)的醫(yī)療、住房、保險(xiǎn)等公共服務(wù)；其次，規(guī)范勞動力市場，以盡可能消除性別歧視現(xiàn)象，從而縮小性別收入差距。

(2)健全激勵(lì)機(jī)制。本文認(rèn)為社會公平并非是無條件的公平，由自身努力所造成的努力不平等不僅是合理的，更應(yīng)該是政策制定者應(yīng)該關(guān)注和倡導(dǎo)的。在能夠改變命運(yùn)的努力因素中，教育水平和上進(jìn)程度最為重要，因此，政府一方面要進(jìn)一步推進(jìn)教育體制改革，以促進(jìn)教育公平；另一方面要保障勞動者的積極性，發(fā)揮人才資源的正向力量。

(3)疏導(dǎo)財(cái)富流動。收入分配領(lǐng)域的機(jī)會不平等很大程度上源于代際之間的財(cái)富傳遞，故而，如何維持不同社會階層之間財(cái)富等資源的流動性是政府應(yīng)該認(rèn)真考慮的。基于目前政府的制度體系，相關(guān)部門可以通過調(diào)節(jié)遺產(chǎn)稅、財(cái)產(chǎn)稅、收入稅和贈與稅等方式，從而抑制財(cái)富不平等的擴(kuò)張。

(4)縮小貧富差距。貧困不只是經(jīng)濟(jì)問題，還是社會問題，為縮小貧富差距，僅僅對收入分配進(jìn)行調(diào)控是完全不夠的[39]。首先，政府還應(yīng)更有針對性地進(jìn)行“精準(zhǔn)扶貧”，不僅加大“代代貧困”家庭和地區(qū)的扶貧力度，而且還要加強(qiáng)貧困地區(qū)的教育等基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，從而減少由于貧困而輸在“起跑線”上的群體；其次，政府還需要改變財(cái)政補(bǔ)償措施的方式，單純依靠財(cái)政轉(zhuǎn)移的方式并不能夠解決問題，要增加就業(yè)培訓(xùn)、創(chuàng)業(yè)扶持等服務(wù)，“授之以魚不如授之以漁”，而已有相關(guān)研究表明轉(zhuǎn)移性的收入并不能夠縮小收入不平等，相反會加劇收入不平等[40]。

(5)削弱制度變遷的影響。本文的重要結(jié)論之一是經(jīng)濟(jì)體制改革是造成不同時(shí)代背景下努力對收入影響效應(yīng)存在差異的重要因素。因而，政府應(yīng)該采取相應(yīng)的措施，以削弱制度變遷對居民收入水平的影響。例如，進(jìn)一步改革教育制度，從而盡快實(shí)現(xiàn)教育體系供給端和勞動力市場需求端的無縫銜接，減少勞動力市場的結(jié)構(gòu)性失業(yè)人數(shù)；廣泛且科學(xué)地普及互聯(lián)網(wǎng)知識，避免普世大眾對網(wǎng)絡(luò)的“神化”或“妖魔化”，確保人們以更好的姿態(tài)來迎接互聯(lián)網(wǎng)浪潮和人工智能時(shí)代的到來。