饒 璐 劉潤芳

(西安財(cái)經(jīng)大學(xué) 陜西 西安 710100)

代際收入流動性是收入流動性的一種，主要描述父代和子代之間經(jīng)濟(jì)地位的變化，也就是子代收入在多大程度上受到父代的影響。改革開放至今，我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，科技不斷進(jìn)步，居民收入不斷提高，一部分人已經(jīng)先富起來，形成明顯的貧富差距，這種差距是身份地位差距以及階層的分化形成的主要原因?！捌吹?、“二代”等詞匯早已成為一個(gè)熱門話題，可見父代與子代之間的影響已經(jīng)引起了居民的熱切關(guān)注。對代際收入流動性的測度，一般有兩種方法，一種是通過代際收入流動方向的測度，清楚地看到代際收入流動性的流動方向，但這種方法無法得到影響代際收入流動性的因素；另一種方法是測度代際收入彈性，這種方法可以克服前者的缺點(diǎn)，但很難得到父輩和子輩的永久收入，因而該方法得到的代際收入彈性存在一定的偏誤?；诖?，本文使用目前比較主流的雙樣本兩階段最小二乘法(TS2SLS)結(jié)合CHIP1988-2013年的調(diào)查數(shù)據(jù)以及CHNS1991-2015年的調(diào)查數(shù)據(jù)測度我國城鄉(xiāng)居民代際收入彈性，以得到更加精確的結(jié)果，并結(jié)合收入轉(zhuǎn)移矩陣法進(jìn)一步探討不同收入階層代際收入流動的方向和大小。

一、研究方法以及數(shù)據(jù)說明

(一)雙樣本兩階段最小二乘法

目前，對于代際收入流動性的測度主要從兩個(gè)方面進(jìn)行研究，一是測度代際收入彈性，而是研究不同階層代際收入的流動方向及大小。由于目前的數(shù)據(jù)庫很難得到父代和子代持久收入的樣本數(shù)據(jù)，只能使用當(dāng)期收入代替永久收入，從而導(dǎo)致使用普通最小二乘法得到的代際收入彈性測度存在很大的偏誤，其偏誤主要包括內(nèi)生性偏誤、暫時(shí)性沖擊、生命周期偏誤以及樣本選擇性偏誤[1]。

為緩解以上誤差，本文主要使用雙樣本兩階段最小二乘法測度代際收入彈性的值。雙樣本兩階段最小二乘法(TS2SLS)是將普通最小二乘法和工具變量法進(jìn)行優(yōu)化以后的模型，主要用來降低內(nèi)生性以及解決因共同居住而產(chǎn)生的樣本選擇性偏誤問題。雖然與之相似的還有兩階段最小二乘法(TSIV)，但研究表明，TS2SLS比TSIV的估計(jì)結(jié)果更加漸進(jìn)有效，并且對樣本抽樣方式更穩(wěn)健[1]。

TS2SLS法基本思路：已知主樣本中子代的收入和父代的特征變量(如：受教育年限、職業(yè)等)，但父代收入的數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，為了盡可能大的保留樣本數(shù)量，并且改善OLS方法的誤差，就需要使用源于同一總體的輔樣本來估計(jì)主樣本的父代收入。首先，需要建立父代收入方程，即TS2SLS第一階段的模型，該模型主要作用于輔樣本數(shù)據(jù)，因此輔樣本中需包含父代收入和父代的特征變量，通過第一階段模型的估計(jì)得到父代收入模型的系數(shù)。然后將輔樣本得到的收入方程系數(shù)代入到主樣本中，得到主樣本“潛在父代”[2]的收入，再將 “潛在父代”[2]收入代入到代際收入彈性測度模型(即TS2SLS第二階段的模型)，得到代際收入彈性的值。具體理論如下：

根據(jù)雙樣本兩階段最小二乘法思想，本文將第一階段的父母收入模型設(shè)定為：

(3-3)

第二階段代際收入彈性模型設(shè)定為：

(3-4)

從以上理論模型可以看出，使用雙樣本兩階段最小二乘法具備以下優(yōu)勢：第一，該方法沒有直接使用父代當(dāng)期收入代替永久性收入估計(jì)代際收入彈性，而是通過大量樣本對父代的永久收入進(jìn)行估計(jì)，從而避免了內(nèi)生性偏誤和暫時(shí)性沖擊偏誤。第二，該方法由于使用了兩個(gè)數(shù)據(jù)庫，因而最終使用的父代和子代樣本并不是現(xiàn)實(shí)意義上的一個(gè)家庭中的父代與子代樣本，從而避免了樣本選擇性偏誤的問題。第三，該方法解決了調(diào)查數(shù)據(jù)中父代收入缺失值嚴(yán)重的問題，增大樣本容量，使得模型的擬合度更高，估計(jì)值更可靠。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文使用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)(CHNS)作為主樣本，共包括1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年以及2013年共10次調(diào)查數(shù)據(jù)(由于1989年所需變量數(shù)據(jù)的缺失值比較嚴(yán)重，且用于配對父代和子代的變量IDind_f和IDind_m均缺失，故刪除)。以中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)(CHIP)作為輔樣本，共包括1988年、1995年、2002年、2007年、2008年和2013年共六年的數(shù)據(jù)。

先利用輔樣本CHIP數(shù)據(jù)通過模型(3-3)分別得到父母收入方程的系數(shù)；然后將主樣本CHNS的特征變量數(shù)據(jù)(如：受教育程度、職業(yè)等)代入到已知系數(shù)的模型(3-3)，得到CHNS中“潛在父代”的收入；最后將子代的收入、“潛在父代”的收入以及相關(guān)變量代入到模型(3-4)，得到TS2SLS代際收入彈性的估計(jì)值。

對于主樣本的處理：首先將CHNS中父代與子代匹配，本文通過變量IDind_f和IDind_m進(jìn)行父子、母子的匹配；然后刪除父代的年齡不在36-65歲范圍內(nèi)的樣本以及子代的年齡不在18-45歲范圍內(nèi)的樣本，刪除所需變量有缺失值的樣本；最后將多年數(shù)據(jù)縱向合并，剔除異常樣本。最終得到父子配對樣本4079對。對于輔樣本CHIP的處理：根據(jù)主樣本CHNS劃定的年齡范圍，刪除不在該年齡范圍內(nèi)的樣本，刪除所需變量有缺失值的樣本，并將多年數(shù)據(jù)縱向合并。通過數(shù)據(jù)整理，得到輔樣本中父親樣本37890個(gè)。

本文收入均使用個(gè)人總收入數(shù)據(jù)，考慮到本文使用的數(shù)據(jù)年代跨度較大，故將所有個(gè)人總收入數(shù)據(jù)基于1988年CPI進(jìn)行消除通貨膨脹處理。

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用的TS2SLS方法需要知道CHNS中父代的特征變量和子代的收入，不需要知道父代的收入和子代的特征變量，因此本文樣本數(shù)據(jù)中父代與子代匹配樣本量不同。

表1 全國居民家庭父親與子代匹配樣本描述性統(tǒng)計(jì)表

從表1變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，本文父代與子代匹配成功的4079個(gè)樣本中，父代收入均值整體大于子代，根據(jù)生命周期理論，人在40歲左右的收入會達(dá)到頂峰，因此子代收入還具有很大的上升空間。本文樣本數(shù)據(jù)中父親的年齡均值為51.47，子代為23.81，比較符合生命周期理論。子代的受教育程度均值為10.21，其值雖小于高中畢業(yè)年限，卻大于初中畢業(yè)受教育年限，而父代受教育程度均值僅8.48，未達(dá)到初中畢業(yè)水平。從職業(yè)評分來看，父代的職業(yè)評分均值普遍大于子代。從戶籍的均值可以看出，一部分父代為農(nóng)村戶籍的家庭子代戶籍變成城鎮(zhèn)，這與近年來不少農(nóng)村家庭將戶口遷往城鎮(zhèn)有很大的關(guān)系。

二、實(shí)證結(jié)果分析

(一)代際收入彈性測度

根據(jù)TS2SLS方法，首先使用CHIP輔樣本數(shù)據(jù)對父代收入方程進(jìn)行估計(jì)，得到其系數(shù)，然后將父親收入方程代入到CHNS主樣本中，得到“潛在父代”的收入，使用“潛在父代”的收入與主樣本中匹配的子代進(jìn)行回歸，即可得到代際收入彈性值。兩階段的回歸結(jié)果見表2所示。

表2 TS2SLS法估計(jì)結(jié)果

從表1基于TS2SLS方法的第一階段回歸結(jié)果來看，第一階段父代收入模型的擬合優(yōu)度達(dá)到0.4689，F(xiàn)值也非常大，可見模型整體的估計(jì)結(jié)果比較好。父親收入方程的系數(shù)均顯著，這說明我國父親的年齡、戶籍、區(qū)域、職業(yè)以及出生年代等都對其收入有著顯著的影響。具體來看，對于36-65歲的居民來說，隨著年齡的增加，收入也會逐漸增加，然而年齡的平方項(xiàng)顯著，且為負(fù)值，說明年齡(減40以后的年齡)對收入存在非線性關(guān)系，且為倒“U”型曲線。不同的戶籍會對居民個(gè)人收入產(chǎn)生較大的影響，從地區(qū)虛擬變量來看，東部地區(qū)居民收入水平最高，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最低，中、西部地區(qū)居民收入與東部地區(qū)相差甚遠(yuǎn)，地區(qū)差異對父親收入的影響非常顯著。教育和職業(yè)對父親收入的影響系數(shù)分別為0.0399和0.0463。出生年代的不同對居民收入的影響也非常重要，出生于20年代和30年代的居民收入水平最低，隨著年代增加，收入水平也在不斷增加。

TS2SLS第二階段模型的擬合優(yōu)度和F值均表明第二階段全國整體、城鎮(zhèn)、農(nóng)村模型的回歸結(jié)果都比較好。從估計(jì)結(jié)果來看，我國整體代際收入彈性達(dá)到0.5514，城鎮(zhèn)代際收入彈性值為0.3402，遠(yuǎn)小于農(nóng)村(0.6365)?？梢娹r(nóng)村居民代際收入流動性比較低，子女想要擺脫父代的低收入階層比較困難。其主要原因可能在于：第一，我國城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展一直遙遙領(lǐng)先于農(nóng)村，因此農(nóng)村大部分父代收入都比較低，他們對于子代人力資本方面的投資受到其能力的限制。第二，農(nóng)村居民的受教育程度整體沒有城鎮(zhèn)高，他們對子代人力資本投資的重要意義以及這種投資對其子代成年以后的深遠(yuǎn)影響的認(rèn)識不夠深刻。第三，農(nóng)村居民大多從事體力勞動，社會地位較低，在子代求職以及工作過程中，很難給予其幫助，而城鎮(zhèn)居民在這方面卻具備很大的優(yōu)勢。無論城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，子代年齡(減40以后的年齡)對子代收入均存在非線性關(guān)系，且呈現(xiàn)倒“U”型。此外，子代的出生年代對代際收入的影響也非常顯著。

(二)不同收入階層代際收入流動性分析

代際收入彈性可以測度我國父代收入對子代收入的影響有多大，但對于不同群體不同收入階層的家庭代際收入流動的具體情況卻很難描述。基于此，本文將進(jìn)一步使用轉(zhuǎn)移矩陣法探討我國城鄉(xiāng)不同階層的代際收入流動情況。

首先將父代收入和子代收入根據(jù)其高低分別劃分為五個(gè)階層，如下矩陣所示。矩陣Ptotal表示全國居民代際收入流動矩陣，每一行表示父代收入的不同階層，每一列表示子代收入的不同階層。

從矩陣Ptotal可以看出，父代低收入家庭子代也處于低收入的概率達(dá)到0.44，父代高收入家庭子代高收入的概率高達(dá)0.6，對角線上的值普遍較大，說明我國代際收入傳遞情況非常嚴(yán)重，尤其是處于收入階層兩端的家庭，代際收入流動的概率非常小。根據(jù)慣性率的計(jì)算公式求得全國居民代際收入流動矩陣的慣性率為0.36，慣性率越接近于0.2，說明代際收入流動越高，可見我國整體代際收入流動性較低。

矩陣Purban和矩陣Prural表示分別城鎮(zhèn)和農(nóng)村的代際收入流動矩陣，從矩陣對角線上的概率值來看，農(nóng)村對角線元素普遍大于城鎮(zhèn)，說明農(nóng)村代際收入傳遞更高。這一點(diǎn)，通過對其慣性率的計(jì)算，也得到了進(jìn)一步的證明。城鎮(zhèn)的慣性率為0.39，而農(nóng)村僅0.34，同樣說明農(nóng)村代際收入流動大于城鎮(zhèn)。具體來看，城鎮(zhèn)父代低收入家庭子代收入也為低收入的概率高達(dá)0.4，而農(nóng)村僅0.35，城鎮(zhèn)高收入家庭代際收入傳遞的概率為0.56，低于農(nóng)村(0.61)。無論城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，處于父代收入階層兩端的家庭子代收入向上或向下流動兩個(gè)階層及以上的概率非常小，并且位于對角線上的概率值均比較大，說明代際收入傳遞比較嚴(yán)重。

三、結(jié)論與建議

本文首先使用TS2SLS法研究我國整體以及城鄉(xiāng)代際收入彈性，并進(jìn)一步分析城鄉(xiāng)差異，接著使用轉(zhuǎn)移矩陣法分析了我國整體以及城鄉(xiāng)之間不同收入階層的代際收入流動情況。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國整體代際收入流動性不大，其彈性值為0.5514，城鎮(zhèn)(0.3402)家庭代際收入流動性遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于農(nóng)村(0.6365)。我國整體代際收入流動性不大，并且低收入和高收入階層的家庭代際收入傳遞現(xiàn)象非常嚴(yán)重。

為了縮小貧富差距，實(shí)現(xiàn)機(jī)會平等，必須制定相關(guān)政策加大我國居民家庭代際收入流動。城鄉(xiāng)代際收入流動的差異性非常顯著，政府在制定政策時(shí)應(yīng)充分考慮城鄉(xiāng)之間的差異性，制定具有針對性的政策。制定相關(guān)政策，盡可能使得農(nóng)村和城鎮(zhèn)在教育、就業(yè)等方面實(shí)現(xiàn)均等，以此影響子代收入，從而進(jìn)一步提高代際收入流動性。