李芳芝

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

伴隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，我國居民收入不平等現(xiàn)象長期存在，更多的資源掌握在少數(shù)富人手里，窮人的發(fā)展機(jī)會(huì)受限，導(dǎo)致富人更富、窮人更窮。古典自由主義公平觀認(rèn)為公平與否的判斷標(biāo)準(zhǔn)是程序正義，而不是社會(huì)分配的結(jié)果。合理的收入差距有利于調(diào)動(dòng)人們的積極性和創(chuàng)造性，由于個(gè)人能力不同產(chǎn)生的收入不平等是人們能夠接受的，但是客觀環(huán)境的不平等所引致的收入不平等卻是大部分人所厭惡的。根據(jù)Roemer(1993，1998)對(duì)機(jī)會(huì)不平等的定義，導(dǎo)致收入不平等的因素可以歸為兩方面：一是個(gè)人努力程度的差異產(chǎn)生的收入不平等，這種不平等容易被人們接受，也體現(xiàn)收入差距存在的合理性；二是客觀環(huán)境的不同導(dǎo)致的收入不平等，主要包括性別、種族、出生地等個(gè)體特征和家庭稟賦、父代背景等代際轉(zhuǎn)移因素，這種不受個(gè)人能力控制的客觀環(huán)境導(dǎo)致的不平等即為機(jī)會(huì)不平等。根據(jù)“了不起的蓋茨比曲線”，收入不平等程度與代際收入彈性呈現(xiàn)正相關(guān)，表明代際轉(zhuǎn)移程度越高的國家，居民之間的收入差距越大。代際之間的收入轉(zhuǎn)移是否也是我國居民收入差距長期居高不下的原因？代際轉(zhuǎn)移是否加劇了收入不平等？其對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)有多大？從代際轉(zhuǎn)移視角審視收入不平等的深層次原因，對(duì)于緩解收入分配過程的機(jī)會(huì)不平等、縮小居民收入差距具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)回顧

收入不平等問題一直是國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注熱點(diǎn)。20世紀(jì)80年代，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)收入分配關(guān)注的重點(diǎn)由分配結(jié)果是否平等的測(cè)度，轉(zhuǎn)向分配過程的公平性，在此期間國外涌現(xiàn)出一些關(guān)于機(jī)會(huì)不平等的代表性成果，但主要圍繞機(jī)會(huì)不平等進(jìn)行規(guī)范分析和定性分析(Arneson，1989，1990；Roemer，1993，1998)。21世紀(jì)以來，學(xué)者們的研究和關(guān)注重點(diǎn)集中在機(jī)會(huì)不平等的測(cè)度和定量分析上(Regina et al.，2013；Torche，2015；Roemer et al.，2016)，并關(guān)注機(jī)會(huì)不平等與收入不平等的關(guān)系(Bj?rklund et al.，2012；Ivanov，2014；Robert et al.，2020)。常用的研究方法主要是使用參數(shù)法和非參數(shù)法從收入不平等指標(biāo)中分解出機(jī)會(huì)不平等的貢獻(xiàn)額。參數(shù)法的測(cè)算思路是將收入方程的變量分為客觀環(huán)境變量集和個(gè)人努力變量集兩大類，然后計(jì)算得到實(shí)際收入分布的不平等指標(biāo)和反事實(shí)收入分布的不平等指標(biāo)，兩者的差額即為機(jī)會(huì)不平等；非參數(shù)法的測(cè)算思路是將個(gè)體分為若干群組，同一群組內(nèi)個(gè)體的客觀環(huán)境或努力因素相同，計(jì)算出的組間不平等指數(shù)即為機(jī)會(huì)不平等(Ferreira et al.，2011)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大都使用參數(shù)法進(jìn)行測(cè)算，如Zhang et al.(2010)、史新杰等(2018)、汪晨等(2020)、孫楓等(2021)都使用該方法測(cè)算了機(jī)會(huì)不平等對(duì)居民收入不平等的貢獻(xiàn)。隨著研究的深入，一些學(xué)者對(duì)參數(shù)法做了改進(jìn)，如李瑩等(2016)構(gòu)建了更為全面的環(huán)境集和努力集，改進(jìn)了機(jī)會(huì)不平等參數(shù)估計(jì)理論中對(duì)殘差項(xiàng)的處理方式，以便更準(zhǔn)確評(píng)判機(jī)會(huì)不平等對(duì)收入不平等的引致程度；雷欣等(2018)和劉成奎等(2021)將收入模型中不可觀測(cè)的環(huán)境和努力因素進(jìn)行了量化，在一定程度上減少了收入估計(jì)方程的偏誤。

雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)圍繞收入不平等指標(biāo)的分解及模型改進(jìn)做了很大貢獻(xiàn)，但大多只關(guān)注引致機(jī)會(huì)不平等的各種特征變量對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)大小，并沒有實(shí)際測(cè)算出機(jī)會(huì)不平等對(duì)收入不平等的影響方向和程度。同時(shí)，由于客觀環(huán)境因素中的性別、種族、出生地等個(gè)體特征變量不受人為控制，而父代受教育程度、職業(yè)、家庭收入等家庭稟賦特征對(duì)子代收入的傳遞主要體現(xiàn)了機(jī)會(huì)不平等，因此，代際轉(zhuǎn)移如何影響收入不平等，是人們更加關(guān)注的焦點(diǎn)?，F(xiàn)有專門研究代際轉(zhuǎn)移如何影響收入不平等的文獻(xiàn)較少。陳東等(2015)雖然選擇了代際轉(zhuǎn)移作為研究收入不平等的視角，但也僅僅是將父代的教育、職業(yè)、家庭收入等相關(guān)變量引入收入方程，通過父代特征變量的回歸系數(shù)反映代際轉(zhuǎn)移的作用效果，并不能確切反映代際轉(zhuǎn)移程度的大小對(duì)收入差距的影響程度。方鳴(2014)構(gòu)建聯(lián)立方程模型分析了代際收入流動(dòng)與收入不平等的互動(dòng)關(guān)系，沒有深入探索代際轉(zhuǎn)移如何影響收入不平等。

綜上，現(xiàn)有文獻(xiàn)一方面關(guān)注反映機(jī)會(huì)不平等的特征變量這一整體環(huán)境因素對(duì)收入不平等的影響，單獨(dú)從代際轉(zhuǎn)移視角對(duì)收入不平等進(jìn)行研究的文獻(xiàn)不多；另一方面基于不同的參數(shù)或非參數(shù)分解方法對(duì)收入不平等指標(biāo)進(jìn)行分解，鮮有運(yùn)用計(jì)量模型來充分論證機(jī)會(huì)不平等對(duì)收入不平等的影響方向和程度。本文擬基于代際轉(zhuǎn)移的視角，通過構(gòu)建省際面板數(shù)據(jù)模型研究代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等的影響，并計(jì)算代際轉(zhuǎn)移如何影響收入不平等，從代際轉(zhuǎn)移視角為解決我國長期存在的收入不平等問題提供新的證據(jù)和參考。本文的主要貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，解決遺漏變量導(dǎo)致的估計(jì)偏差，構(gòu)建代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等影響的省際面板回歸模型，估計(jì)代際轉(zhuǎn)移影響收入不平等的方向和大??；第二，從客觀環(huán)境因素中劃分出代際轉(zhuǎn)移因素集，對(duì)機(jī)會(huì)不平等的分解框架進(jìn)行擴(kuò)展，構(gòu)建代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等貢獻(xiàn)的擴(kuò)展模型；第三，在測(cè)度代際轉(zhuǎn)移時(shí)，克服了暫時(shí)性收入沖擊和生命周期偏誤對(duì)代際收入彈性指標(biāo)的影響，通過測(cè)算各個(gè)省份不同年份的代際次序相關(guān)性指標(biāo)反映省際代際轉(zhuǎn)移的綜合狀況。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選擇和描述統(tǒng)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所使用的調(diào)查數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會(huì)調(diào)查(Chinese General Social Survey，CGSS)。CGSS起始于2003年，是我國第一個(gè)全國性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查項(xiàng)目，包含了我國大部分省份的村/居民委員會(huì)，每年調(diào)查一萬多戶家庭的基本情況，調(diào)查項(xiàng)目涵蓋被訪者及其父母的收入情況、職業(yè)經(jīng)歷、教育水平等基本信息。本文研究的是省級(jí)層面的代際轉(zhuǎn)移綜合程度對(duì)收入不平等的影響。中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)相比于其他同類型調(diào)查數(shù)據(jù)，其包含的省份數(shù)據(jù)更全面，目前該調(diào)查項(xiàng)目已公開2003—2017年共十年的調(diào)查數(shù)據(jù)。受下文測(cè)算收入代際轉(zhuǎn)移所需調(diào)查變量的限制，選取2008—2017年的項(xiàng)目調(diào)查作為本文的數(shù)據(jù)來源。為了保證數(shù)據(jù)的可靠性，在數(shù)據(jù)處理過程中將問卷中個(gè)別年份樣本量過少的省份刪除，最終保留26個(gè)省份作為面板數(shù)據(jù)的截面維度。

(二)變量選擇

代際轉(zhuǎn)移和收入不平等同為綜合性指標(biāo)，構(gòu)建代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等影響的省際面板分析模型需要首先測(cè)算出各個(gè)省份的代際轉(zhuǎn)移和收入不平等程度。

1.代際轉(zhuǎn)移

學(xué)者們常用代際收入彈性測(cè)度收入的代際轉(zhuǎn)移程度(Solon，1992；李力行 等，2015；鄒薇 等，2019)，但是Chetty et al.(2014)的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)代際收入彈性具有不可避免的使用缺陷，代際次序相關(guān)性指標(biāo)更能滿足代際彈性指標(biāo)的線性關(guān)系和穩(wěn)定性。對(duì)于基于雙對(duì)數(shù)收入方程的我國居民代際收入彈性的估計(jì)結(jié)果，不同學(xué)者使用不同的數(shù)據(jù)和估計(jì)方法得出的估計(jì)結(jié)果相差甚遠(yuǎn)，主要原因在于不能有效克服模型中暫時(shí)性收入的沖擊和生命周期偏誤的問題。代際次序相關(guān)性指標(biāo)使用排名—排名方程根據(jù)父代和子代在其所處時(shí)期永久收入的相應(yīng)排名關(guān)系來反映父子收入代際轉(zhuǎn)移狀況。王偉同等(2019)將代際次序相關(guān)性指標(biāo)的優(yōu)勢(shì)歸結(jié)為對(duì)零收入或低收入人群的適用性、對(duì)收入觀測(cè)年限不敏感從而產(chǎn)生較小的生命周期偏誤、父子收入次序的顯著線性關(guān)系等三個(gè)方面?；诖?，本文采用收入代際次序相關(guān)性指標(biāo)測(cè)算核心解釋變量代際轉(zhuǎn)移。為了充分體現(xiàn)父子代際收入的次序性，參考陽義南等(2015)和王偉同等(2019)的做法，使用自評(píng)的收入等級(jí)作為子代永久收入排名的代理變量，將14歲時(shí)的家庭收入等級(jí)作為反映父代收入次序的變量。這樣處理一方面是因?yàn)樵跓o法獲取永久收入的現(xiàn)實(shí)情況下，自評(píng)的收入等級(jí)更能夠反映個(gè)體在同時(shí)期人群中的相對(duì)排序，不受暫時(shí)性收入沖擊的影響；另一方面是因?yàn)?4歲時(shí)的家庭收入等級(jí)更能體現(xiàn)父代中年時(shí)期的收入情況，一定程度上大大減弱了生命周期偏誤的影響。

代際次序相關(guān)性指標(biāo)可表示為：

Rank=α+βRank+ε

(1)

其中：Rank為p地區(qū)第i個(gè)家庭子代收入等級(jí)；Rank為p地區(qū)第i個(gè)家庭父代的收入等級(jí)；α為常數(shù)項(xiàng)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)；β為p地區(qū)的代際次序相關(guān)性指標(biāo)，β越大表示該地區(qū)的代際轉(zhuǎn)移程度越強(qiáng)，反之則越弱。

2.收入不平等

對(duì)于收入不平等程度的測(cè)度，經(jīng)濟(jì)學(xué)家一般使用基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)來衡量?；嵯禂?shù)的計(jì)算公式為：

(2)

泰爾指數(shù)來源于廣義熵指數(shù)。廣義熵指數(shù)由信息熵導(dǎo)出，可表示為：

(3)

(4)

當(dāng)θ趨近于1時(shí)，則轉(zhuǎn)化為泰爾指數(shù)，即：

(5)

3.其他控制變量

其一為城鎮(zhèn)化水平。萬廣華(2013)和陸銘(2016)的研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平與居民收入不平等之間的相關(guān)程度非常密切。城鎮(zhèn)化水平越高的地區(qū)，居民收入水平整體越高，進(jìn)一步對(duì)居民之間的收入差距影響越大。本文采用各省份每年城鎮(zhèn)戶籍人口數(shù)占總戶籍人口數(shù)的比例測(cè)度城鎮(zhèn)化水平。

其二為教育支出占比。教育是國家發(fā)展和民族振興的基石，對(duì)個(gè)人發(fā)展、社會(huì)進(jìn)步、民族振興具有重要意義，人們通過接受高質(zhì)量的教育來進(jìn)行人力資本積累，進(jìn)而改善居民之間的收入分配差距。本文通過計(jì)算各個(gè)省份的教育支出額占一般公共預(yù)算支出的比例來反映各地對(duì)教育的投入和重視程度。

其三為開放程度。開放程度的提升能夠通過增加投資機(jī)會(huì)進(jìn)而緩和收入不平等狀況。通過研究對(duì)外開放程度對(duì)收入不平等的影響，有助于更好發(fā)展經(jīng)濟(jì)以及制定相應(yīng)政策。本文通過計(jì)算各省份進(jìn)出口總額占GDP的比例來衡量該省份的開放程度，進(jìn)而分析其對(duì)收入不平等的影響。

其四為勞動(dòng)報(bào)酬占比。Li et al.(2011)通過研究發(fā)現(xiàn)，資本收益和勞動(dòng)收益失衡是引致居民收入差距逐漸拉大的主要因素。同時(shí)，勞動(dòng)報(bào)酬收入是居民收入的重要組成部分，因此勞動(dòng)報(bào)酬收入在收入分配過程中所占的比例大小會(huì)影響居民之間的收入差距。本文通過收集各省份生產(chǎn)總值和勞動(dòng)報(bào)酬數(shù)據(jù)來計(jì)算各省份勞動(dòng)報(bào)酬占GDP的比例。

(三)描述統(tǒng)計(jì)

通過對(duì)26個(gè)省份2008—2017年的相關(guān)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)算和整理，同時(shí)將收入變量按照2017年可比價(jià)進(jìn)行消脹處理，得到主要變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果(表1)。

表1 主要變量描述統(tǒng)計(jì)

表1中N為總樣本量，n為維度，T為時(shí)間維度。按照國際標(biāo)準(zhǔn)，基尼系數(shù)高于0.4則超出警戒線，衡量收入不平等的基尼系數(shù)均值為0.4462,表明我國居民的收入不平等程度已超出國際警戒線。收入的代際次序相關(guān)性指標(biāo)均值為0.5049，說明部分地區(qū)的時(shí)間趨勢(shì)波動(dòng)明顯，組內(nèi)差距比組間差距相對(duì)要大；雖然從總體來看，大部分省份的代際轉(zhuǎn)移指標(biāo)呈現(xiàn)出波動(dòng)中下降的趨勢(shì)，但代際間的收入傳遞現(xiàn)象仍然較為突出。城鎮(zhèn)化水平為0.5553，說明我國城鎮(zhèn)化水平較高。對(duì)數(shù)化后的人均受教育年限均值為1.0107，人均受教育年限大約為11年，說明教育仍舊是我國的國之大計(jì)，提升全民受教育水平格外重要。扶貧要扶智，素質(zhì)教育程度影響我國居民的收入水平。勞動(dòng)報(bào)酬占比的均值為0.4701，說明勞動(dòng)報(bào)酬收入仍然是居民收入的重要組成部分。

四、代際轉(zhuǎn)移影響收入不平等的實(shí)證分析

由于代際轉(zhuǎn)移和收入不平等指標(biāo)都屬于綜合性指標(biāo)，研究居民代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等的影響時(shí)，既要考慮變量在區(qū)域之間的差異，又要考慮時(shí)間的變化，因此本文通過構(gòu)建省際層面的面板數(shù)據(jù)模型來研究代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等的影響效果。面板數(shù)據(jù)模型可以解決遺漏個(gè)別解釋變量所帶來的偏差，同時(shí)可以克服代際轉(zhuǎn)移和收入差距等綜合性指標(biāo)可能出現(xiàn)的樣本量不足的問題，提高估計(jì)結(jié)果的精確度和可靠性。

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免模型出現(xiàn)偽回歸，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由于本文使用的是2008—2017年的省際面板數(shù)據(jù)，截面維度大于時(shí)間維度，因此判定本文數(shù)據(jù)為短面板數(shù)據(jù)。HT檢驗(yàn)通常作為短面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法，其原假設(shè)為:存在單位根。本文數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，所有統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果都在5%的水平上顯著，拒絕面板數(shù)據(jù)單位根的原假設(shè)，說明面板數(shù)據(jù)滿足平穩(wěn)性的要求，適合進(jìn)行回歸建模分析。

(二)模型選擇

面板數(shù)據(jù)回歸模型主要有混合模型、固定效應(yīng)模型以及隨機(jī)效應(yīng)模型三種形式，通過F檢驗(yàn)和豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果(表3)可以看出，本文選取固定效應(yīng)模型更優(yōu)。

表3 模型選擇檢驗(yàn)結(jié)果

固定效應(yīng)模型的一般形式為：

Y=α+βX+u

(6)

其中：Y為被解釋變量，表示第i個(gè)個(gè)體在第t時(shí)的取值，i=1,2,…,N,t=1,2,…,T；X為解釋變量中第i個(gè)個(gè)體在第t時(shí)的取值；α表示為對(duì)于i個(gè)個(gè)體有i個(gè)不同的截距項(xiàng)，其變化與X有關(guān)；β為回歸系數(shù)；μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)，其假定條件為E(u|

α,X)=0。

(三)回歸結(jié)果

在構(gòu)建代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等影響的面板回歸模型時(shí)，可能面臨解釋變量的內(nèi)生性問題，有必要對(duì)解釋變量的內(nèi)生性進(jìn)行檢驗(yàn)。傳統(tǒng)的豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果顯示χ值為0.09，P值為0.76，考慮異方差的DWH檢驗(yàn)結(jié)果顯示IV估計(jì)結(jié)果與固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果的差異也不顯著，不能拒絕原假設(shè)。因此，本文構(gòu)建的固定效應(yīng)模型不存在內(nèi)生性問題，核心解釋變量為外生變量。但是由于本文所使用短面板數(shù)據(jù)的截面維度較大，變量在不同省份之間的取值差異較大，因而可能存在復(fù)雜的面板誤差結(jié)構(gòu)。為了減弱回歸估計(jì)過程中面板誤差結(jié)構(gòu)帶來的偏誤，本文使用面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤(下文簡稱PCSE)方法進(jìn)行模型參數(shù)的估計(jì)。PCSE方法能夠在保留最小二乘估計(jì)結(jié)果的基礎(chǔ)上把殘差項(xiàng)代入對(duì)角矩陣，并修正標(biāo)準(zhǔn)差，從而提高估計(jì)的有效性。同時(shí)，為了避免自變量之間可能存在的多重共線性問題，使用逐步回歸法將自變量逐步納入模型進(jìn)行回歸分析。估計(jì)結(jié)果見表4。

表4 固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

根據(jù)模型回歸結(jié)果可以看出，R=0.7386，模型整體擬合優(yōu)度較好。除勞動(dòng)報(bào)酬占比之外，其他變量均在10%的顯著性水平上顯著，結(jié)果符合預(yù)期。代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等程度的影響方向?yàn)檎?，并且?%的顯著性水平下顯著，回歸系數(shù)為0.16，說明代際轉(zhuǎn)移程度每增加一個(gè)單位，基尼系數(shù)大約增加16%，代際轉(zhuǎn)移導(dǎo)致的機(jī)會(huì)不平等在一定程度上加劇了我國居民的收入不平等現(xiàn)象。創(chuàng)造公平的競(jìng)爭環(huán)境、加快代際之間的流動(dòng)，是緩解長期以來收入不平等問題的根源。

城鎮(zhèn)化水平對(duì)收入不平等的影響在5%的顯著性水平下顯著為負(fù)，系數(shù)為-0.39，城鎮(zhèn)化水平每提高一個(gè)單位，基尼系數(shù)相應(yīng)降低39%，表明城鎮(zhèn)化水平的提高會(huì)有效緩解收入不平等的程度；教育支出占比對(duì)收入不平等的影響為負(fù)，說明提升公共教育支出將有利于降低收入不平等程度；開放程度對(duì)收入不平等的影響在1%的顯著性水平下為正，說明開放程度會(huì)加劇收入不平等，在適度的條件下，適當(dāng)限制開放程度將有利于緩解收入不平等情況；勞動(dòng)報(bào)酬占比與收入不平等程度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明在收入分配環(huán)節(jié)提高居民的勞動(dòng)報(bào)酬收入占比，有利于降低現(xiàn)期的居民收入差距。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文根據(jù)CGSS共選取了26個(gè)省份的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量回歸分析，由于無法滿足時(shí)間上的連續(xù)性，一些省份(上海、黑龍江、江西、河南、湖南、廣西以及重慶)的變量值在不同年份之間波動(dòng)較大。為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，接下來剔除以上省份，同時(shí)用泰爾指數(shù)替代基尼系數(shù)，基于19個(gè)省份2008—2017年面板數(shù)據(jù)，使用固定效應(yīng)模型PCSE估計(jì)法，得到回歸結(jié)果如表5所示。

根據(jù)表5的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，除了教育支出占比之外，其余變量都對(duì)收入不平等具有顯著影響，模型整體擬合優(yōu)度較好，P值顯著。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果說明本文的回歸結(jié)果具有較高的穩(wěn)健性，代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等的影響顯著為正，代際轉(zhuǎn)移在一定程度加劇了居民收入不平等。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

五、代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)分析

上文面板數(shù)據(jù)模型的回歸結(jié)果驗(yàn)證了代際轉(zhuǎn)移會(huì)在一定程度上加劇收入不平等，代際流動(dòng)現(xiàn)象的固化不利于縮小居民之間的收入差距，那么代際轉(zhuǎn)移在多大程度上加劇了收入不平等呢?接下來基于貢獻(xiàn)率的角度，測(cè)算代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)程度。

(一)理論模型

根據(jù)Roemer(1988)構(gòu)建的機(jī)會(huì)不平等環(huán)境—努力二元分析框架和理論模型，將影響子代收入不平等的因素分為客觀環(huán)境因素和主觀努力因素。其中，客觀環(huán)境因素主要指子代無法自己決定及改變的因素，包括子代個(gè)體的年齡、性別、婚姻、父母受教育水平及職業(yè)類型、家庭收入等；而主觀努力因素主要是指子代可以自己選擇而決定的因素，包括個(gè)人的受教育水平、政治面貌、工作類型等。原模型形式可表示為：

ln W=αC+βE+u

(7)

其中，W表示子代個(gè)體收入，C表示客觀環(huán)境因素變量，E表示主觀努力因素變量，u表示除了兩種主要變量之外的不可觀測(cè)部分及測(cè)量誤差。

為了著重反映代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等的影響，將客觀環(huán)境因素中子代無法控制的父代特征變量即家庭收入水平、父親受教育程度、職業(yè)類型等分離出來作為本文重點(diǎn)關(guān)注的代際轉(zhuǎn)移客觀環(huán)境變量C，其它子代客觀環(huán)境變量如性別、年齡、婚姻等作為控制變量C。由此把原模型擴(kuò)展為：

ln W=αC+βE+βC+u

(8)

由于代際轉(zhuǎn)移變量在一定程度上會(huì)影響部分主觀努力因素變量，例如，子代無法改變父母的單位類型，但這些因素會(huì)影響子代未來的職業(yè)選擇及受教育程度，因而將代際轉(zhuǎn)移因素對(duì)主觀努力變量的影響設(shè)置為：

E=BC+ε

(9)

其中，矩陣B表示主觀努力因素變量受到父代代際轉(zhuǎn)移影響的程度。可將子代個(gè)體的收入函數(shù)表達(dá)式擴(kuò)展為：

ln W=(α+Bβ)C+βC+βε+u

(10)

其中：α表示父代代際轉(zhuǎn)移因素對(duì)子代收入的直接影響，稱其為“偏效應(yīng)”；Bβ為父代代際轉(zhuǎn)移因素對(duì)子代收入的間接影響，稱(α+Bβ)為“全效應(yīng)”。

測(cè)算代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)程度，需要計(jì)算假設(shè)不存在代際轉(zhuǎn)移時(shí)子代收入，即將代際轉(zhuǎn)移客觀環(huán)境變量的平均值代入收入函數(shù)。偏效應(yīng)下的收入函數(shù)表達(dá)式和全效應(yīng)下的收入函數(shù)表達(dá)式分別可以表示為：

(11)

(12)

根據(jù)式(11)和式(12)估算出反事實(shí)的子代個(gè)體收入，并計(jì)算出新的基尼系數(shù)，與樣本的基尼系數(shù)進(jìn)行比較，根據(jù)公式(13)計(jì)算代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)率。

(13)

(二)變量選取與數(shù)據(jù)處理

由于收入函數(shù)的因變量為子代的個(gè)體收入，根據(jù)中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)2008—2017年的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，首先剔除個(gè)人年收入為0及高于50萬元的樣本，同時(shí)進(jìn)行消脹和對(duì)數(shù)化處理。然后選取個(gè)體特征變量、父代特征變量、家庭特征變量、區(qū)域特征變量等作為子代收入函數(shù)的自變量。根據(jù)法律規(guī)定，18周歲為成年人，而大于49歲子代的父母無論在人力資本還是社會(huì)資本方面對(duì)子女的影響程度都較低，因此將子代的年齡控制在18～49歲，同時(shí)剔除所有變量中數(shù)據(jù)缺失及極端數(shù)據(jù)的樣本。父代特征變量選取父親受教育程度及職業(yè)類型，剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本。家庭特征變量選取家庭總?cè)丝跀?shù)(居住在一起的)以及家庭全年總收入，剔除變量中家庭收入為0及高于100萬元的異常值，并進(jìn)行消脹和對(duì)數(shù)化處理。區(qū)域特征變量以地區(qū)變量(省份)為基礎(chǔ)，依據(jù)我國經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)將樣本區(qū)域劃分為東部、中部、西部及東北部四個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)。

(三)代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)率

根據(jù)CGSS 2008—2017年微觀調(diào)查數(shù)據(jù)中的個(gè)體收入數(shù)據(jù)，計(jì)算得到每年的樣本基尼系數(shù)(見表6)。通過與國家統(tǒng)計(jì)局公布的相應(yīng)年份實(shí)際基尼系數(shù)進(jìn)行對(duì)比發(fā)現(xiàn)，兩者差距較小，說明樣本數(shù)據(jù)具有較強(qiáng)的代表性。

表6 2008—2017年代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)率

在對(duì)各年收入函數(shù)進(jìn)行樣本估計(jì)的基礎(chǔ)上進(jìn)行反事實(shí)收入的估算，然后比較樣本的收入不平等程度以及代際轉(zhuǎn)移客觀環(huán)境影響下的收入不平等程度，根據(jù)式(13)分別計(jì)算代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等在偏效應(yīng)和全效應(yīng)下的貢獻(xiàn)程度，結(jié)果如表6所示。

根據(jù)表6測(cè)算的代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等的偏效應(yīng)和全效應(yīng)貢獻(xiàn)率可以看出，2008—2017年，我國由于代際傳遞導(dǎo)致的機(jī)會(huì)不平等對(duì)整體收入不平等的直接貢獻(xiàn)介于31%至43%之間，全效應(yīng)貢獻(xiàn)率與偏效應(yīng)貢獻(xiàn)率相差不大。代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等貢獻(xiàn)率的測(cè)算結(jié)果顯示，長期存在的居民收入差距居高不下的主要原因在于代際收入轉(zhuǎn)移，優(yōu)越的家庭背景為子代創(chuàng)造了良好的教育資源和社會(huì)資本，“拼爹”現(xiàn)象明顯。同時(shí)通過將不同年份的全效應(yīng)貢獻(xiàn)率和偏效應(yīng)貢獻(xiàn)率進(jìn)行對(duì)比發(fā)現(xiàn)，代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等的直接影響占主導(dǎo)，間接影響貢獻(xiàn)較弱，機(jī)會(huì)不平等是影響勞動(dòng)力市場(chǎng)上收入差距的關(guān)鍵因素。因此，對(duì)于緩解收入不平等問題，消除代際轉(zhuǎn)移固化現(xiàn)象便是一項(xiàng)強(qiáng)有力的舉措。

六、研究結(jié)論與啟示

本文使用中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)2008—2017年的調(diào)查數(shù)據(jù)，首先，克服暫時(shí)性收入沖擊和生命周期偏誤對(duì)代際收入彈性指標(biāo)的影響，通過測(cè)算各個(gè)省份不同年份的代際次序相關(guān)性指標(biāo)反映省際代際轉(zhuǎn)移的綜合狀況，同時(shí)測(cè)算出省級(jí)層面的收入不平等綜合指標(biāo)；其次，解決遺漏變量導(dǎo)致的估計(jì)偏差，構(gòu)建省際面板數(shù)據(jù)模型研究代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等的作用，估計(jì)代際轉(zhuǎn)移影響收入不平等的大小和方向；然后，對(duì)機(jī)會(huì)不平等的分解框架進(jìn)行擴(kuò)展，構(gòu)建代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等貢獻(xiàn)的擴(kuò)展模型，計(jì)算代際轉(zhuǎn)移在多大程度上影響收入不平等；最后得出研究結(jié)論，從代際轉(zhuǎn)移視角為解決我國長期存在的收入不平等問題提供新的證據(jù)和參考。主要研究結(jié)論包括以下四個(gè)方面：

第一，通過測(cè)算2008—2017年我國26個(gè)省份的代際轉(zhuǎn)移和基尼系數(shù)發(fā)現(xiàn)，衡量收入不平等的基尼系數(shù)均值為0.4462，高于0.4的國際警戒線標(biāo)準(zhǔn)，表明我國居民的收入差距過大；收入的代際次序相關(guān)性指標(biāo)均值為0.5049，說明代際傳遞現(xiàn)象明顯。

第二，面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果顯示，代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等程度的影響方向?yàn)檎?，并且?%的水平下顯著，代際轉(zhuǎn)移程度每增加一個(gè)單位，基尼系數(shù)大約增加21%，說明代際轉(zhuǎn)移導(dǎo)致的機(jī)會(huì)不平等一定程度上加劇了我國居民的收入不平等現(xiàn)象。

第三，根據(jù)代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等貢獻(xiàn)率的測(cè)算結(jié)果，2008—2017年我國由于代際傳遞導(dǎo)致的機(jī)會(huì)不平等對(duì)整體收入不平等的直接貢獻(xiàn)介于31%至43%之間，不同年份間雖然存在一定差異，但都維持在30%以上。

第四，將不同年份的全效應(yīng)貢獻(xiàn)率和偏效應(yīng)貢獻(xiàn)率進(jìn)行對(duì)比發(fā)現(xiàn)，全效應(yīng)貢獻(xiàn)率與偏效應(yīng)貢獻(xiàn)率相差不大，代際轉(zhuǎn)移對(duì)收入不平等的直接影響占主導(dǎo)，間接影響貢獻(xiàn)較弱，代際轉(zhuǎn)移是導(dǎo)致居民收入差距長期居高不下的主要原因。

緩解我國居民的收入不平等是一項(xiàng)復(fù)雜而艱巨的工作。本文基于機(jī)會(huì)不平等的角度研究發(fā)現(xiàn)，代際轉(zhuǎn)移不僅體現(xiàn)收入分配過程的不平等，而且是人們厭惡不平等的根源所在，從代際轉(zhuǎn)移視角緩解收入不平等可以起到對(duì)癥下藥的效果。因此，一個(gè)良好的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境需要一個(gè)公平的機(jī)會(huì)和競(jìng)爭機(jī)制，這僅僅依靠市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)本身難以實(shí)現(xiàn)，需要政府部門在進(jìn)行社會(huì)資源的分配改革和公共服務(wù)政策的制定時(shí)，保障每個(gè)社會(huì)成員享有相對(duì)公平的機(jī)會(huì)，防范代際轉(zhuǎn)移固化對(duì)收入不平等的不利影響，實(shí)現(xiàn)更加公平、更可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。