一、引言

代际收入流动性是指父代与子代之间收入的相关程度。与此相对应的代际收入弹性系数是指父代的收入对子代收入的影响程度①。该系数越高，说明父代的收入对子代的收入影响越大，代际的收入流动性越低。高的代际收入弹性表明父辈的财富和身份等因素能很大程度地决定和影响着子女的财富和身份，例如当今社会形成的所谓“富二代”现象。同时也说明低收入家庭的子女难以通过自身努力提升其收入和地位，导致收入差距呈代际“继承”性、“遗传”性特征。因而，代际收入流动性或代际收入弹性系数的变化，在一定程度上反映出机会均等是否在变化。

改革开放以来，随市场机制在资源配置中的作用的加强，中国的就业体制、收入分配体制等发生了重大变革，那么，中国社会的代际收入弹性是否相应地发生了变化？发生了多大程度的变化？这是值得研究的重要课题，这也是检验改革成效的一个重要方面。

本文在对现有研究方法进行优化的基础上，使用中国健康与营养调查(CHNS)1989～2009年的入户调查数据，估计中国社会父辈收入与子辈收入相关性的代际收入弹性，以此揭示家庭状况对子辈在就业、收入、社会地位等方面的影响程度是否在发生变化。

本文基于CHNS数据以及中国社会发展的阶段，我们估计了2000年之后中国社会的代际收入弹性。通过优化估计方法和严格的数据处理，尽可能地消除了因估计偏误导致的估计系数不可比性，得到了2000、2004、2006和2009年的代际收入弹性分别为0.66、0.49、0.35、0.46。该结果表明，中国社会自2000年以来代际收入流动性总体上是在上升(即代际收入弹性系数处于下降趋势)。但与有关国家的代际弹性相比，中国仍处于一个流动性偏低的阶段(代际收入弹性仍在0.40以上)。使用转移矩阵的分析表明，与2000年的代际收入流动性相比，2009年流动性的降低在一定程度是由于高收入阶层向下的流动性增加有关，而整体的流动性较低则与底层收入阶层向上流动较低有关。为此，中国还需继续推进体制改革，促进机会均等，特别是促进底层收入家庭子辈向上流动。

本文内容安排如下。第二部分是文献综述和对中国社会已有估计的评述。第三部分是估计方法和数据的描述。第四部分是计量估计和结果解释。最后是总结。

二、相关研究文献评述

代际收入流动性是经济学研究的重要课题之一。Becker(1986)对代际收入流动性进行了详细的理论分析，通过估计，认为美国社会的代际收入弹性约为0.2，是一个流动性极大的社会。但是，上述代际收入弹性的估计是基于一年的数据得到的。由于代际收入弹性的估计必须使用持久收入，因而单年的实际收入会导致很大估计偏误。Solon(1992)通过在实际收入的分解中引入年龄的二次函数项，并使用父辈对数收入的多年平均，得出了美国的代际弹性系数在0.4以上的结论，这显然大于之前0.2的估计，进而得出美国是个流动性很低的社会。随后大量的文献讨论了如何估计代际流动性，其中Solon(1999)对此前的文献作了详细综述。但是如何用可观测的收入数据去逼近持久收入始终还是在代际流动性估计中不断讨论的课题。Haider和Solon(2006)通过美国的社会保障数据，发现个人一生的收入轨迹使用传统方法难以描述，因而估计出了每个年龄段的生命周期偏误，发现使用30岁早期或者40岁早期的实际收入导致误差最小。这对于后续研究如何选择年龄提供了依据。随后由于数据可获得性的改善，最新的估计和国别估计及对比分析不断涌现。Mazumder(2005)估计的美国代际收入弹性在0.5和0.6之间，Nicoletti和Ermisch(2007)对英国的估计是0.3，北欧国家的瑞典(Hirvonen，2007)、挪威(Nilsen et al.，2011)、芬兰(Pekkarinen，2009)等小于0.3，这与Jantti et al. (2006)在可比数据样本下对各个国家估计基本一致。

近年来，代际流动性的研究由静态转向动态的时间趋势。在Becker和Tomes(1979)模型的基础上，Solon(2004)在一个效用最大化模型下从理论上讨论了是哪些因素导致了社会流动性的国别差异和随时间的变化。Lee和Solon(2009)使用了样本逐步累加的方式估计了美国1977～2000年的代际收入弹性变化，发现美国在这段时间没有明显的变化趋势。Nicoletti和Ermisch(2007)估计得出了英国的代际流动性在20世纪50年代后期至70年代之间是下降的。挪威(Bratberg et al.；2005)和芬兰(Pekkala和Lucas；2007)的社会流动性则在不断增加。Ichino et al. (2009)通过十国的数据对比发现公共教育支出与代际收入弹性负相关的证据。

然而，有关中国社会代际流动性问题的经济学研究很欠缺。王海巷(2005)利用中国社会科学院城乡居民收入分配调查资料，估计了城市1988和1995年的代际收入弹性为0.384和0.424，认为中国社会的流动性在这些年下降了。韩军辉(2010)使用CHNS数据估计了农村居民的代际流动性问题，得到的弹性系数为0.448。王美今和李仲达(2012)同样使用CHNS数据估计了中国社会的代际流动性处在0.615至1.280之间，大致为0.830，即中国的“二代”现象还非常明显。

上述研究是仅有的估计中国社会代际收入流动性的经济学文献，但是他们要么讨论城市，要么只讨论农村，而城市和农村结合起来之后，并没有去考察中国社会流动性随时间变动的趋势。更重要的是上述有关中国社会代际收入流动性的研究，没有讨论中国数据的样本特点以及父辈和子辈的样本选择对代际收入流动性估计的影响，也没有考虑因估计偏误带来的趋势估计的可比较性问题。

本文弥补了中国代际收入弹性及其趋势估计的缺陷，通过对已有方法的详细分析，归纳出误差相对较小的方法，同时考虑到了中国数据中父母与成年子女居住的特点，分析及估计结果更具有可靠性。

三、方法与数据处理

(一)估计方法讨论

代际收入弹性的基本估计方程为：

yis=βyif+εis    (1)

(1)式为中心化回归方程，其中下标i表示第i个家庭，s表示儿子，f表示父亲。yis是去中心化的第i个家庭儿子的持久收入对数值，yif是去中心化的第i个家庭父亲的持久收入对数值。

由于没有持久收入变量，通常做法就是使用实际收入作为代理变量。标准的假设是实际收入与持久收入具有如下关系：

yit=yi+vit    (2)

其中yit表示个人i在t岁或t年的实际收入，ys是i的持久收入，vit是与持久收入无关的暂时性收入。在这种实际收入与持久收入假设关系中，子代收入误差不影响估计的一致性，并可通过对父亲实际收入的T年平均降低误差。②

一般说来，一生收入的轨迹大致遵循单峰型。年轻时收入较低，随后不断上升，到中年的时候达到顶峰，最后趋于下降(如图1所示)。如果一生收入轨迹遵循单峰模式，(2)式表示的实际收入与持久收入的公式对此难以刻画。

对此，Haider和Solon(2006)认为，持久收入对实际收入的影响系数可能不是1，而是随着年龄而变化。他们提出了如下关系式：

yik=Ykyi+vik    (3)

图1实际收入与持久收入的关系

把(4)表示的持久收入与实际收入的关系带入(1)式，得到的代际收入弹性估计量的概率极限为：

    (4)

其中γsk表示子辈k岁时持久收入影响系数，yfk表示父辈k岁时持久收入影响系数。

Haider和Solon(2006)使用美国数据估计了各个年龄的系数值，发现个人在其30岁的早期和40岁早期的收入，最接近一生的平均收入。即是图1的k1和k2所示的年龄。因此，在估计代际弹性时，子辈的收入可以取30岁左右时的收入，父辈则用40岁左右，所导致的误差最小。从(4)式可以看出，如果不是使用等于持久收入的年龄收入，那么即使是父辈的收入准确度量了，子辈的收入也会导致估计系数的有偏，而且偏误的方向不定③。这是现有中国研究普遍存在的问题。

基于单峰型的一生实际收入轨迹近似二次函数轨迹的特点，可以把实际收入分解为持久收入加上一个年龄二次函数的确定趋势，并加上由随机因素决定的不规则部分，即：

yik=yi+aki+bki2+Vik    (5)

上式是现有研究普遍使用的实际收入与持久收入假设关系，因为它可以解决子辈收入度量导致的偏误，同时也可以减少(2)式中暂时性收入方差过大导致的大的向下偏误④。但(5)式的假设是同一估计方程的子辈或父辈具有各自相同的二次函数趋势。事实上，每个人的实际收入轨迹或许类似二次函数，但是各自有各自的系数值，因此如果使用相同的二次函数趋势，还需要类似于(3)式中在持久收入前加入系数调整来精确拟合。

为此，我们通过控制年龄的范围来使用(5)假设的收入模式，确保持久收入对实际收入的影响系数尽可能接近1，这样就可以避免因子辈的收入度量带来的偏误。同时由于把传统的随机项拆出了一个固定项，因而极大地减小了暂时性收入的方差，降低了偏误。因此，本文的估计基于数据的特点，综合考虑用于降低前述三种收入模式假设产生的偏误的方法：控制子辈和父辈年龄的范围、使用父辈变量多年的平均以及控制年龄及其二次项，以最大限度地降低估计偏误，得到相对精确和可比较的估计。这是与现有的研究中国代际收入流动性的方法相比最大的改进之处。

(二)数据处理

本文使用的数据是中国健康与营养调查(CHNS)1989～2009年的家庭非平衡面板数据。该数据考虑到中国各地的发展程度，选取了黑龙江、辽宁、河南、湖北、湖南、贵州、广西、山东和江苏9个省作为样本，涵盖农村和城市家庭的人口特征、收入水平、教育、健康状况、医疗保险、农业生产、个体经营、时间分配、家族关系等多方面数据。由于对同一家庭的多次调研，我们能够观测到父母和子女随时间变化的收入情况，因而可用于估计代际收入弹性。CHNS数据与国外数据所不同的是，父母和子女数据要能够被观测到，需要生活在同一个家庭内，这会导致估计的系数比实际的偏高(Becker和Tomes，1986)。为了避免考虑婚姻的正向匹配和家庭劳动供给带来的误差问题，我们只考虑父亲和儿子的代际收入联系，因而只保留了男性样本。同样为了避免多个儿子带来的估计问题，我们只考虑在家中年龄最大的儿子与父亲的收入联系。另外，我们也把父亲或是儿子在校学习的样本剔除。由于样本包含了农村和城市样本，所有的收入变量都使用家庭净收入，并用2009年的对应地区的物价指数折算成实际收入。

基于前文对估计误差最小化的讨论，首先把儿子的年龄，尽量控制在30岁左右，父亲的年龄控制在40岁左右。为此，我们对数据做了如下清理。去掉低于25岁子辈的样本，同时也去掉了55岁以上的父亲辈观测。由于CHNS的调研只有8次，为了能够让父辈的年龄跟子辈年龄限定在我们讨论的范围内，我们只考虑父辈收入的最初三次调研，即1989、1991和1993年的观测；而子辈的收入观测在2000年、2004年、2006年和2009年。中间的1997年数据不予考虑，这样既可以增加父亲和儿子的年龄间隔，也能够避免1997年中途退出调研导致的样本减少问题。