代际收入流动的地区差异研究.pdf

代际收入流动的地区差异研究陆童童1，王红涛1，王俊博2（1.新疆大学 经济与管理学院，新疆乌鲁木齐830046；2.酒泉职业技术学院 体育与健康学院，甘肃酒泉735000）摘要合理的收入流动是经济持续健康发展的保障，但是我国目前仍存在收入差距跨代传递的现象。基于 CFPS五年的数据，对我国代际收入流动性进行了分析。首先将个人多年的收入信息进行匹配，以此获得多年收入水平的均值来修正暂时性收入偏差，其次选择在生命周期中变化不大，但与个人收入水平高度相关的工具变量来修正生命周期偏差。研究发现：父辈的收入水平会显著地影响子辈的收入水平；分地区看，中部地区的代际收入流动性最高，东部地区次之，西部地区最低。关键词代际收入流动；地区差异；转换矩阵；机会公平中图分类号F124.7文献标识码A文章编号1009-6043（2023）10-0130-04作者简介王红涛(1973)，陕西大荔人，讲师，博士，研究方向：收入分配、人口经济、不平等与区域经济增长；陆童童(1998)，女，甘肃酒泉人，硕士研究生，研究方向：不平等与区域经济；王俊博(1987)，甘肃酒泉人，助教，研究方向：体育产业管理与体育消费。基金项目国家社科基金项目：新疆少数民族代际收入流动机制及实证研究(16BJY038)。一、引言改革开放以来，中国经济快速发展，经济总量和人均GDP 都有了很大程度的提高，但是收入差距却持续扩大。党和国家高度关注收入分配问题，2020 年 10 月 29 日第十九届中央委员会第五次全体会议明确指出了我国收入分配差距较大的问题。并且将“居民生活水平差距显著缩小”以及“分配结构明显改善”纳入了 2035 年基本实现社会主义现代化的远景目标和“十四五”时期经济社会发展的主要目标中。当前中国居民收入差距不仅表现形式多种多样，还呈现出跨代传递的倾向。“富二代”“贫二代”等热词的兴起，收入差距的跨代传递以及机会公平问题引起了社会的广泛关注。代际收入流动衡量的是一个人的收入水平受父辈收入影响的程度，是衡量机会公平的重要指标。对代际收入流动的讨论，一方面折射出了社会现实，另一方面反映了人们对低代际收入流动性的担忧。青年相信通过后天努力能够提高自己的生活质量，是基于对较高社会流动性的期盼。因此如果社会的流动性低，会打击个人的生产积极性，不利于社会经济的发展，不利于激发个人和群体潜在的生产能力1。本文立足于中国的实际情况，基于 CFPS 数据，运用多种测算模型对中国的代际收入流动进行了详细的测度，希望能够全面理解和认识当前收入差距跨代传递的现象，为政策的制定提供借鉴。二、文献综述社会流动渠道，反映在收入、职业、财富等方面，是支撑经济增长的关键基础制度。如果社会整体流动性较差，会从根本上减弱个人和群体的潜在生产能力1。其中，收入流动性关乎社会公平，关乎效率，也能很大程度上反映出收入不平等的情况。代际收入流动，指的是子代在收入分布中所处地位相对于父代的变动情况2，表明子辈收入在多大程度上由其父辈收入决定。较高的代际收入流动性，意味着子辈收入主要来自自身努力而非家庭背景3。当前，用可获得的单年收入数据估计代际收入流动会面临暂时性收入偏差、生命周期偏差的问题。首先，暂时性收入偏差来自收入的暂时性波动，也就是说某一年的收入可能不是替代永久性收入的合适指标，因为它可能包含暂时性的冲击或测量误差。早年的研究通常采用短期收入数据来代替个人的永久性收入，然而使用单年的观测数据会使代际收入弹性的估计结果下偏4-5。为了解决这一问题，现有文献采用的方法有三种：一是用多年收入的平均值作为永久性收入的替代6-7，但是 Mazumder5认为短期收入造成的测量偏误是非常难消除的，即使使用 5 年收入数据的均值依然会产生较大的向下偏误；二是使用教育等人口统计学变量作为预测终生收入水平的工具变量；三是使用代际秩相关和代际收入转换矩阵反映代际收入流动性的大小，Nybom 等8认为上述两种测量方法受暂时性偏差的影响更小。其次，生命周期偏差是由于当前收入和终生收入之间的相关性在整个生命周期中存在系统性变化，如果在生命的早期阶段就衡量收入，那么代际收入流动性可能被高估9。为了修正生命周期偏差，一般有以下三种方法可以进行选择：一是用父代和子代 40 岁左右获得的收入作为永久性收入的替代10。因为第 2023年第 10 期（总第 566 期）商业经济SHANGYE JINGJINo.10，2023Total No.566130-根据相关研究显示，在人们中年前后测量的收入，生命周期偏差最小；二是加入子代与父代的年龄以及其平方项进行测算来减少误差；三是使用工具变量法对父子永久性收入进行估计。当前限于永久性收入数据不可得，诸多学者用不同的数据库以及不同的方法得出的研究结果差异较大，使得代际收入流动的研究难以产生良好的政策效果。本文使用中国家庭追踪调查(CFPS)2010 年、2012 年、2014 年、2016 年和 2018 年共五次的调查数据，对暂时性收入偏差、生命周期偏差进行了一定程度的修正，希望能够得到较为准确的估计结果，为政策制定提供借鉴。并且发现，相关领域的研究较少地涉及对地区代际收入流动差异的研究，由于地理位置、政治、文化等原因，中国东部、中部和西部的经济发展、风俗习惯、政策等均有差异，使得各地区的机会公平程度不同。因此，本文将立足中国的实际情况，分地区探究代际收入流动的差异性。三、模型与数据(一)代际收入弹性估计方法1.OLS 模型考察父子两代收入流动性的常用指标是代际收入弹性。根据已有的研究成果，代际收入弹性可以用以下基本计量模型测算出来：lnxc,i=茁0+茁1lnxf,i+着i(1)其中 lnxc,i是子辈永久性收入的对数，lnxf,i是父辈永久性收入的对数，着i是残差项。茁1是所求的代际收入弹性，测量了父辈收入变动 1%会引起子辈收入变动的百分比。相应的，（1-茁1）表示了代际收入流动性，该值越小，说明代际收入的流动越低，而该值越大，则说明代际收入流动越高。目前，父辈以及子辈的永久性收入难以获取，仅仅能够获得个人单年收入数据。但是若使用单年的收入数据，茁 的估计值将产生向下的偏误。为了解决这一问题，现有文献主要使用以下三种方法进行修正。其一，用至少五年收入的平均值来代替永久性收入。其二，用父代和子代40 岁左右获得的收入作为永久性收入的替代。因为根据相关研究显示，在人们中年前后测量的收入，生命周期偏差最小。其三，若使用单年收入数据进行测算，可以加入子辈与父辈的年龄以及其平方项进行测算来减少误差。考虑了样本数据的可得性，本文将使用第三种方法对测量偏误进行克服，即在原有模型中加入父子的年龄及其平方项，代际收入弹性的估计方程可设定为：lnxc,it=茁0+茁1lnxf,it+a1agec,it+a2age2c,it+a3agef,it+a4age2f,it+着i(2)其中 lnxc,it为第 i 个家庭的子辈在 t 时期所获得的对数收入，lnxf,it为第 i 个家庭父辈在 t 时期取得的对数收入，agec,it、agef,it分别表示子辈和父辈在 t 时期的年龄。2.工具变量法由于 OLS 模型估计出的 茁 值并非 茁 的无偏一致估计量，为修正 茁 估计值的向下偏误，学者们试图寻找父辈和子辈一生稳定的社会经济特征例如教育年限、职业等作为工具变量来估计代际收入弹性。用工具变量法估计代际收入弹性的计量模型可以表示为：lnyc,i=酌1lnyf,i+酌2Ei+啄i(3)其中，Ei代表父亲收入水平的工具变量，它在整个生命周期中的变化不大，但是与终生收入高度相关。此时，代际收入弹性，茁赞=酌1+酌2姿滓E滓f，其中，姿 为 lnyf,i与 Ei的相关系数，在满足经典假设的情况下，其估计结果收敛为 plim茁赞E=茁1+(1-姿2)滓E姿滓f酌2。在一般情况下，所选择的代表父亲收入水平的工具变量对子辈的收入水平也有影响，例如，如果父亲的教育水平较高，他可能会更重视子辈的教育，子辈的受教育程度较高，在劳动力市场上更具竞争力，进而可能获得较高的收入水平。因此，使用工具变量估计出的代际收入弹性会产生向上的偏误。(二)数据介绍及描述性统计本文使用中国家庭追踪调查数据(CFPS)。选取 CFPS数据有以下原因：首先，CFPS 是两年一次的家庭追踪调查，于 2010 年开始实施，并在 2012 年、2014 年、2016 年、2018 年进行了四次后续调查，时间跨度较大。其次，CFPS数据五次调查共涵盖了中国大部分省、直辖市以及自治区，能够保证所得样本具有地区代表性和广泛性，可以支持本文进行实证研究。最后，CFPS 收集的个人信息十分丰富，涵盖了本文可能需要的所有统计变量。本文首先将个人五年的信息进行匹配，之后将同一家庭父辈和子辈的信息进行了合并，为之后的研究奠定基础。并非全部样本数据都对本文有用，因此本文对数据进行了筛选。本文在筛选数据时遵循以下条件：第一，将2012 年、2014 年、2016 年以及 2018 年的个人收入水平用消费价格指数调整为了 2010 年的价格水平。为了解决暂时性收入偏差，使用个人两至五年的平均收入水平作为永久性收入的替代，剔除子辈收入数据或父辈收入数据不存在的样本，并且剔除年均收入异常的样本。第二，子辈已完成学业，进入社会工作。第三，剔除子辈年龄小于16 岁，大于 60 岁的样本，并且删除子辈年龄和父辈年龄差距小于 15 岁的异常样本；第四，剔除子辈“已完成最高学历”没有记录的样本。第五，剔除省份信息缺失的样本，通过筛选，最终共匹配成功 4314 组家庭样本。表 1 为主要变量的描述性统计。性别、是否为农业户表 1 主要变量的描述性统计变量变量名称样本量 均值 标准差 最小值 最大值lnincome_c子辈的对数收入43149.810.914.6114.25lnincome_f父辈的对数收入43149.151.134.6113.59lnincome_computed_c 计算所得的子辈对数收入431410.120.308.7610.91lnincome_computed_f 计算所得的父辈对数收入43149.390.437.9610.65age_c子辈年龄431432.167.631660age2_c子辈年龄的平方431410925302563600age_f父辈的年龄431459.378.863193age2_f父辈年龄的平方4314360310869618649gender_c性别43140.750.4401hukou_c户口43141.310.7301jobase_c是否为自雇43141.650.4812qg101_c子辈的工作类型43144.161.6312qg101_f父辈的工作类型43142.571.9512edu_c已完成最高学历43143.281.2318陆童童，王红涛，王俊博：代际收入流动的地区差异研究131-口为虚拟变量，若受访者回答“是”，则赋值 1，若受访者回答“否”，则赋值 0。子辈若是自雇，则赋值 1，若是受雇，则赋值 2。工作类型分为农业工作(农、林、牧、副、渔)和非农工作，分别赋值 1 和 2。子辈已完成的最高学历分划分为8 个等次，分别为文盲/半文盲、小学、初中、高中、大专、大学本科、硕士、博士，依次赋值 18。描述统计结果显示，子辈的收入均值大于父辈的收入均值。四、实证结果分析(一)代际收入弹性直接使用父辈和子辈单年的收入数据估计代际收入弹性会受暂时性受收入偏差、生命周期偏差的影响而不能得到准确的代际收入弹性。为了估计结果的准确性，本部分分别使用 OLS模型和工具变量法对代际收入弹性进行了估计。表 2 的第一列和第二列是基于全样本计算的代际收入弹性。由于父辈和子辈的收入水平均取两年以上收入水平的均值，因此能够对暂时性偏差进行一定程度的修正。第一列给出了利用 OLS 模型计算出的估计结果，代际收入弹性为 0.104。但是此时计算出的代际收入弹性是下偏的。为了进一步解决暂时性偏差和生命周期偏差，将父亲的教育、户口及其交互项看做工具变量，使用工具变量法对代际收入弹性进行估计(模型 2)，研究表明这些工具变量在生命周期中变化不大，但与终生收入水平息息相关，因此能显著降低生命周期偏差，第二列给出了IV 估计结果，此时代际收入弹性为 0.372。进一步地，将全样本分为东部、中部以及西部三个地区进行差异性分析。表 2 的第三列到第八列给出了分地区代际收入弹性的估计结果。和全样本的估计结果一致，基于 OLS 模型计算的代际收入弹性较小，基于工具变量法计算的代际收入弹性较大。分地区看，中部地区的代际收入弹性最小，西部地区的代际收入弹性最大，东部地区的代际收入弹性介于东部和西部之间。说明中部地区的代际收入流动最大，机会较为公平，而西部地区的代际收入流动最小，子辈的收入水平可能相较东部和中部的子辈更多地受到父辈收入水平的影响。要注意的是，使用OLS 计算的代际收入弹性是真实代际收入弹性的下限，使用工具变量法计算的代际收入弹性是真实代际收入弹性的上限，所以真实的代际收入弹性值介于 OLS 估算结果与工具变量法估算的结果之间。(二)转换矩阵在使用转换矩阵考察代际收入流动时，将父辈和子辈按照收入水平分别从低到高进行排序，分为低收入、中低收入、中等收入、中高收入以及高收入五个阶层以考察代际收入流动。1.相对收入转换矩阵相对收入转换矩阵重点关注组内成员收入位置的相对变化，因而所测算出来的收入流动性是一个相对的概念。代际收入转换矩阵表现为 Pi，j=Pi，j(x，y)，其中 x 和 y分别是父辈和子辈的收入分布，Pi，j表示父辈处于第 i 收入阶层而子辈处于第 j 收入阶层的情况。代际收入转换矩阵的对角线代表了家庭代际收入实现了继承，对角线上方为向上流动率，下方为向下流动率。首先观察父辈处于低收入组的孩子的情况。可以看到，如果父辈处于低收入组，那么孩子有较大的概率同样处于低收入组，继而可能处于中收入组，最不可能处于高收入组。分地区看，父辈收入处于低收入组而子辈收入同样处于低收入组的比例在东部、中部、西部地区分别为29%、27%、33%。也就是说，在西部地区，如果父辈处于低收入组而子辈同样处于低收入组的概率大于东部和中部地区。其次观察父辈处于高收入组的孩子的情况。在三个地区中，如果父辈处于高收入组，孩子同样处于高收入组的比例最大，处于中高收入组的比例次之，处于低收入组和中低收入组的比例都较低。具体来说，当父辈处于高收入组，而子辈处于中高收入组和高收入组的比例在东部、中部、西部地区分别达到了 48%、46%、56%，说明在这种情况下，西部地区的孩子实现收入向下流动的概率小于东部和中部。2.绝对代际收入转换矩阵绝对代际收入转换矩阵是相对收入转换矩阵的补充，比较了两代人收入的绝对水平。本部分用收入超过父辈收入 100%、150%、200%以及 300%的孩子的比例来衡量。同样首先关注父辈处于低收入阶层的子辈情况。可以看到，东部、中部和西部地区孩子的收入超过父辈收入100%的比例均在 94%以上，其中中部地区的比例最高，达到了 97%。其次可以观察到，随着父辈所处的收入阶层提高，子辈超过父辈收入的比例也在逐步降低，可能是由于子辈能够超越父辈的空间变小。具体地，如果父辈处于高收入阶层，那么孩子的收入超过父辈收入 100%的比例在表 2 代际收入弹性结果全样本东部中部西部(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)OLSIVOLSIVOLSIVOLSIVIGE0.104*(0.013)0.372*(0.077)0.081*(0.021)0.378*(0.215)0.079*(0.025)0.274*(0.105)0.106*(0.025)0.447*(0.136)控制变量是是是是是是是是样本量43144314175617561267126712911291R20.1840.0560.1710.1400.1500.0330.2130.037表 3 相对代际收入转换矩阵父辈的收入阶层子辈的收入阶层低收入中低收入中收入中高收入高收入东部低收入中低收入中收入中高收入高收入0.290.220.190.160.140.170.210.210.220.190.210.190.200.190.200.190.200.200.250.220.150.180.190.190.26中部低收入中低收入中收入中高收入高收入0.270.200.210.220.190.170.170.210.200.160.200.210.210.200.180.180.230.190.170.230.180.200.170.220.23西部低收入中低收入中收入中高收入高收入0.330.230.210.190.150.160.240.220.210.150.210.200.230.230.200.150.230.200.200.250.150.170.200.220.31商业经济第 2023 年第 10 期SHANGYE JINGJINo.10，2023132-(7)：118-129.2欧阳秀兰，蔡杰，胡芳，等.税收支持乡村产业振兴的现状与着力点探析J.国际税收，2022(11)：18-23.3MAZWANES,MAKHURN,SENYOLO MP.importantpolicy parameters for the development of inclusive digital a原griculture:implications for the redistributive land reform pro原gram in South AfricaJ援 Agriculture,2022，12(2129)：1-15.4赵明成，杨志银.大数据背景下加快税收治理现代化进程的路径思考J.西部财会，2023(2)：16-18.5CHANDIO AA,GOKMENOGLUKK,SETHIN,OZDEMIRD,JIANG Y.Examining the impacts of technological ad原vancement on cereal production in ASEAN countries:Doesinformation and communication technology matter?J援Euro原pean Journal of Agronomy,2023(144)：1-10.6胡苏华.税收政策助力乡村产业振兴：作用机理、实施现状与完善建议J.税务研究，2022(10)：49-53.7徐小明.常州“数字乡村”建设现状分析及对策思考J.产业与科技论坛,2020，19(18)：73-74.8杨志银，何雁.乡村振兴战略下我国现代农业产业园发展税收政策研究J.现代农业装备，2022，43(4)：79-82.责任编辑：王凤娟东部、中部、西部分别为 31%、30%、31%，孩子的收入超过父辈收入 200%的比例则迅速分别下降到了 6%、6%、4%。最后，分地区看，总体上，从西部到东部再到中部，代际收入的绝对流动率在下降。也就是说，中部地区的孩子收入超过父辈收入 100%、150%、200%、300%的比例总体大于东部地区和西部，而东部地区的孩子收入超过父辈收入 100%、150%、200%、300%的比例则在总体上是最低的。可能是因为东部地区父辈的收入水平总体较高，因此子辈的收入超过父辈收入的难度更大，而西部地区在二十一世纪发展较快，子辈有更多机会提高收入水平，因此收入水平超过父辈的收入情况较为普遍。五、结论当前，国内外对代际收入流动的研究较为全面和深入，但是限于个人永久性收入不可得和测算方法的不完备，使得不同经济学家利用不同的数据和不同的计量模型测算出的代际收入流动性的大小存在较大的差异，使得对代际收入流动的研究很难产生良好的政策效果。本文使用 CFPS 五年的数据，首先将个人多年的收入信息进行了匹配，以此获得多年收入水平的均值来修正暂时性收入偏误，其次选择在生命周期中变化不大，但与个人收入水平高度相关的工具变量来修正生命周期偏差。分别使用 OLS 模型和工具变量法测算了代际收入弹性，真实的代际收入弹性介于 OLS 模型测算出的结果和工具变量法测算出的结果之间。研究发现：第一，父辈的收入水平会显著地影响子辈的收入水平；第二，分地区看，中部地区的代际收入流动性最高，子辈的收入较少受到父辈收入的影响，其次是东部地区，西部地区收入差距跨代传递的现象最为严重；第三，通过收入转换矩阵发现，父辈处于低收入阶层或高收入，子辈与父辈处于同样收入阶层的可能性较高，他们的收入流动性较低；第四，随着父辈所处的收入阶层提高，子辈收入超过父辈收入的可能性逐步降低，可能是由于父辈所处的收入阶层越高，子辈能够超越父辈收入水平的空间就越小。总之，父辈的收入水平会显著地影响子辈的收入水平，收入差距存在跨代传递的现象。研究收入流动性的意义在于，如果收入流动性较高，那么在较长的一段时间内，收入的差距会逐渐缩小，收入不平等程度会减轻。收入流动性关乎机会公平、关乎效率。因此社会要营造公平的环境，给予每个人向上流动的机会，才能激发个人潜在的生产能力，才能更好地促进经济的发展。参考文献1唐世平.社会流动、地位市场与经济增长J.中国社会科学,2006(3):85-97.2BECKER G S,TOMES N.An equilibrium theory of thedistribution of income and intergenerational mobility J.Journal of Political Economy,1979(6):1153-1189援3陈琳,袁志刚.中国代际收入流动性的趋势与内在传递机制J.世界经济,2012(6):115-131.4SOLON G.International income mobility in the UnitedStatesJ.The American Economic Review,1992(3):393-408.5MAZUMDER B.Fortunate sons:new estimates of inter原generational mobility in the United States using social secu原rity earnings dataJ.Review of Economics and Statistics,2005(2):235-255.6ZIMMERMAN D J.Regression toward mediocrity in eco原nomic stature J.American Economic Review,1992(3):409-429.7徐晓红.教育、职业对收入差距代际传递影响的实证分析J.统计观察,2016(24):99-102.8NYBOM M,STUHLER J.Heterogeneous income profilesand lifecycle bias in intergenerational mobility estimationJ.Journal of Human Resources,2016(1):239-268.9JENKINS S.Snapshots versus movies:lifecycle biasesand the estimation of intergenerational earnings inheritanceJ.European Economic Review,1987(5):1149-1158.10HAIDER S,GARY S.Life-cycle variation in the asso原ciation between current and lifetime earnings J.AmericanEconomic Review,2006(4):1308-1320.责任编辑：史朴表 4 绝对代际收入转换矩阵父亲的收入阶层东部中部西部100%150%200%300%100%150%200%300%100%150%200%300%低收入中低收入中收入中高收入高收入0.940.890.770.570.310.890.790.550.300.130.870.680.380.170.060.820.450.170.070.020.970.860.710.530.300.930.740.490.310.140.900.640.320.190.060.830.410.130.080.020.960.920.840.640.310.930.870.690.410.120.910.800.560.240.040.870.690.350.080.01（上接第 117 页）陆童童，王红涛，王俊博：代际收入流动的地区差异研究133-