韓軍輝

〔摘要〕 “二代”收入差距可以分解為兩部分：一是由個(gè)體負(fù)責(zé)因素造成的，可稱之為公平合理的收入差距；二是由于環(huán)境變量差異或機(jī)會不等導(dǎo)致的不合理收入差距。機(jī)會不等對 “二代”收入差距的影響到底有多大？利用中國健康和營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)（1989-2009），通過建立個(gè)體固定效應(yīng)模型測算機(jī)會不等對收入差距影響的上限，結(jié)果表明，戶籍對“二代”收入差距的影響最大，其次為父輩收入和教育水平。將個(gè)體固定因子估計(jì)值作為“環(huán)境變量”的全集，發(fā)現(xiàn)機(jī)會不等對“二代”收入差距的影響上限為34.8%，遠(yuǎn)高于16%的下限邊界。由于機(jī)會不等導(dǎo)致的收入差距最容易觸發(fā)民眾對公平正義的考量，因此制定社會政策，首先應(yīng)該明確“個(gè)體自身努力”和“機(jī)會不等”在收入差距中所占的比例，進(jìn)而采取有針對性的措施維護(hù)社會公平正義?，F(xiàn)階段堅(jiān)固的代際壁壘需要政府在積極進(jìn)行戶籍制度改革的同時(shí)逐步推進(jìn)以機(jī)會均等為導(dǎo)向的個(gè)稅改革，并積極構(gòu)建有利于兒童平等發(fā)展的家庭政策。

〔關(guān)鍵詞〕 機(jī)會不等；收入差距；固定效應(yīng)模型；邊界

〔中圖分類號〕F047 〔文獻(xiàn)標(biāo)識碼〕A 〔文章編號〕1000-4769（2014）06-0009-07

一、引言

近年來，隨著收入差距的持續(xù)拉大，我國社會階層分化日趨明顯，與此同時(shí)，年輕 “二代”的經(jīng)濟(jì)收入或財(cái)富出現(xiàn)了較為明顯的代際傳遞性。年輕人的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)過度依賴家庭背景不但有悖于公平正義，而且還會導(dǎo)致收入差距的世代固化?！度嗣袢請?bào)》曾于2010年7月刊文呼吁為“二代”創(chuàng)建公平競技場，此后《人民日報(bào)》《解放日報(bào)》分別以《社會底層人群向上流動(dòng)面臨困難》和《人才招聘豈容“拼爹”》為題，對我國當(dāng)前的階層固化與代際分化現(xiàn)象表示擔(dān)憂。

如何切斷貧困代際傳遞？在保障機(jī)會平等的前提下如何實(shí)現(xiàn)居民社會經(jīng)濟(jì)地位的合理流動(dòng)？從經(jīng)濟(jì)倫理學(xué)角度而言，由于勞動(dòng)者的努力偏好、市場競爭等因素造成的收入差距比較容易被民眾接受和認(rèn)同；相對而言，由機(jī)會不等導(dǎo)致的收入差距則容易觸發(fā)民眾對公平正義的考量。制定社會政策，首先應(yīng)該明確“個(gè)體自身努力”和“機(jī)會不等”在收入差距中分別所占的比重，采取有針對性的措施進(jìn)而維護(hù)社會的公平正義。

二、文獻(xiàn)回顧與評述

對于機(jī)會不等概念的認(rèn)識多起源于John Rawls（1971）和 Ronald Dworki（1981）等社會哲學(xué)家?！?〕Roemer（1993、2002）通過環(huán)境、類別和努力等概念打通了政治學(xué)和經(jīng)濟(jì)學(xué)之間的“交流屏障”，該文獻(xiàn)將機(jī)會平等定義為無論個(gè)體面臨何種環(huán)境，只要付出同等努力就可獲取“等量結(jié)果”這樣一種狀態(tài)。〔2〕世界銀行的研究報(bào)告（2006）也做出了類似解釋，報(bào)告認(rèn)為，在機(jī)會平等前提下，個(gè)體收入分配狀況主要由勞動(dòng)者的個(gè)體努力程度和才能決定；而由于外在環(huán)境（比如性別、人種以及家庭背景等因素）造成的收入差距需要進(jìn)行社會性的矯正?！?〕

1.基于單變量的機(jī)會不等與收入差距

相關(guān)文獻(xiàn)主要是將父輩收入作為單一的“環(huán)境變量”研究其對子女收入的影響。較早時(shí)期，Becker 和Tomes（1979，1986）根據(jù)人力資本理論提出了代際收入流動(dòng)均衡模型。 〔4〕Solon（1992）和Mazumder（2001）以及Haider 和Solon（2006）等學(xué)者的研究表明，即使在考慮了各種計(jì)量偏誤后，子女收入與父輩收入仍呈現(xiàn)出較強(qiáng)的代際繼承性。〔5〕Maria Cervini Pla（2009）認(rèn)為代際間的收入彈性可以作為“指示器”對機(jī)會平等程度進(jìn)行測算。〔6〕國內(nèi)學(xué)者王海港（2005）對我國居民收入的代際“繼承性”進(jìn)行了實(shí)證分析。〔7〕以人力資本理論為基礎(chǔ)，劉霖（2006）通過建立世代交疊模型從理論上分析了父輩初始財(cái)富分配狀態(tài)對其后代財(cái)富的影響路徑?！?〕王美今和李仲達(dá)（2012）運(yùn)用工具變量估計(jì)我國代際收入彈性約為0.830?！?〕事實(shí)上，代際繼承與家庭的多種（包括可觀測以及不可觀測）社會經(jīng)濟(jì)特征密切相關(guān)，而父輩收入只是其中之一。因此，通過簡約方程測度代際收入彈性以此衡量機(jī)會不等只能提供有限信息。

2.基于多變量的機(jī)會不等與收入差距

按照Roemer（1993、2002）的觀點(diǎn)，由于個(gè)人在不可控制背景或環(huán)境變量（比如性別、膚色、所處地區(qū)、工作行業(yè)、家庭財(cái)富、社會關(guān)系等）方面的差異所導(dǎo)致的收入差距是不合理的，且均屬于機(jī)會不平等的表現(xiàn)?！?0〕近期文獻(xiàn)對“環(huán)境變量”的外延也在逐步擴(kuò)展，即由單變量（主要是父輩收入）擴(kuò)展到父輩職業(yè)、父輩受教育程度等多變量。Franois等（2007）將種族、父輩受教育程度、父親職業(yè)、出生地等可觀測變量視為“環(huán)境變量”，通過反事實(shí)分析發(fā)現(xiàn)“環(huán)境變量”導(dǎo)致的機(jī)會不等可以解釋1996年巴西總體收入差距的10%-37%?！?1〕類似地，F(xiàn)rancisco和Jérémie（2011）發(fā)現(xiàn)，機(jī)會不等可以解釋拉美6個(gè)國家經(jīng)濟(jì)福利差距的20%-50%?！?2〕Lefranc和 Pistolesi 以及 Trannoy（2008）將父輩受教育程度與職業(yè)類型作為社會出身變量，通過隨機(jī)占優(yōu)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)西方9個(gè)發(fā)達(dá)國家中機(jī)會不等與收入不等存在較強(qiáng)相關(guān)性?！?3〕Checchi 和Peragine（2010）將父輩最高受教育程度視為家庭背景，利用調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)意大利南部的機(jī)會不等可以解釋收入差距的10%?！?4〕國內(nèi)學(xué)者潘春陽（2011）利用中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）將父母平均受教育程度、父親的政治身份和戶籍作為環(huán)境變量，發(fā)現(xiàn)機(jī)會不等對我國居民總體收入差距的貢獻(xiàn)率為18.7%?！?5〕基于CHIP數(shù)據(jù)，徐曉紅和榮兆梓（2012）運(yùn)用回歸方程對不平等進(jìn)行分解，發(fā)現(xiàn)超過40%的收入差距是由機(jī)會不等因素造成的?！?6〕

3.簡單評述

總之，國外研究已經(jīng)由單一“環(huán)境變量”（主要是父輩收入）向多維“環(huán)境變量”延伸，而國內(nèi)相關(guān)研究則比較鮮見。隨著“環(huán)境變量”的增加，機(jī)會不等將會解釋更大比例的收入差距，但我們不可能列出所有的“環(huán)境變量”。目前的文獻(xiàn)多是可觀測的“環(huán)境變量”，還有許多變量（比如家庭文化特征）是不可觀測的，因此，文獻(xiàn)所得結(jié)論應(yīng)為機(jī)會不等程度的下限。由于低估機(jī)會不等程度將會直接導(dǎo)致社會政策的偏差，研究機(jī)會不等對“二代”收入差距影響的上限邊界顯得尤為必要，這也正是本研究的主要貢獻(xiàn)。具體而言，就是利用中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（1989-2009）非平衡面板數(shù)據(jù)集，建立個(gè)體固定效應(yīng)模型并將個(gè)體固定因子估計(jì)值作為“環(huán)境變量”的全集，在此基礎(chǔ)上運(yùn)用第二泰爾指數(shù)或泰爾-L指數(shù)形式測算機(jī)會不等對“二代”收入差距影響的上限邊界。顯然，研究這一問題不僅具有重要理論價(jià)值，同時(shí)還可為破除代際壁壘，實(shí)現(xiàn)合理的社會流動(dòng)提供重要的政策參考建議。

三、 機(jī)會不等與“二代”收入差距的

形成路徑及研究假設(shè)

從理論層面而言，“二代”收入差距的形成路徑如何？明確這一問題對于我們厘清各因素之間的關(guān)系并進(jìn)行后續(xù)的定量分析具有重要意義。在此，我們考慮一個(gè)兩期的代際交替場景。假設(shè)每個(gè)家庭由一名戶主和一名“二代”子女構(gòu)成。由于戶主在受教育程度、經(jīng)濟(jì)收入以及職業(yè)和戶籍等方面存在差異，因此，每戶家庭形成了自己特有的家庭背景，我們將其稱之為“二代”子女所面臨的可觀測環(huán)境變量。此外，戶主的基因以及家庭文化氛圍等因素構(gòu)成機(jī)會集合中的不可觀測環(huán)境變量。兩種環(huán)境變量綜合在一起代表個(gè)體非負(fù)責(zé)因素，即“二代”子女無法改變的“事前安排”。事實(shí)上，家庭背景比較好的戶主會利用自己掌握的經(jīng)濟(jì)、社會資源為其子女爭取更多的受教育機(jī)會以及工作機(jī)會。由于“二代”子女在受教育機(jī)會和就業(yè)機(jī)會等方面存在差異，這將直接影響“二代”子女的人力資本存量，而人力資本差異將會導(dǎo)致收入差距。在相同的受教育機(jī)會和就業(yè)機(jī)會條件下，“二代”子女可以根據(jù)自我偏好選擇自己的努力水平，比如周工作小時(shí)數(shù)、工作年限以及最高受教育程度，其努力水平的差異將導(dǎo)致勞動(dòng)生產(chǎn)率的不同，并直接影響收入結(jié)果。具體形成路徑如圖1所示。

從總體上說，“二代”收入差距可以分解為兩部分：一是由個(gè)體負(fù)責(zé)因素造成的，我們稱之為公平合理的收入差距。二是由于環(huán)境變量差異或機(jī)會不等導(dǎo)致的不合理收入差距。目前的研究文獻(xiàn)多是測度可觀測環(huán)境變量對“二代”收入差距的影響，我們將其視為影響下限，在圖1中用虛線箭頭表示；同時(shí)我們還加入了不可觀測環(huán)境變量，并將兩種環(huán)境變量綜合在一起視為個(gè)體非負(fù)責(zé)因素或環(huán)境變量的全集。我們認(rèn)為不可觀測環(huán)境變量（如基因以及家庭文化等）同樣會對子女收入產(chǎn)生影響，良好的家庭文化氛圍和積極向上的家風(fēng)能夠促使子女養(yǎng)成良好的學(xué)習(xí)生活習(xí)慣，這對于子女未來的發(fā)展非常重要，在圖1中用虛線框表示個(gè)體非負(fù)責(zé)因素或環(huán)境變量全集。虛線框中的可觀測環(huán)境變量和不可觀測變量分別通過虛線箭頭和實(shí)線箭頭與教育機(jī)會和就業(yè)機(jī)會發(fā)生聯(lián)系，在所有環(huán)境變量的影響下，機(jī)會不等對收入差距的影響達(dá)到上限。在圖1中以教育機(jī)會和就業(yè)機(jī)會差異左側(cè)的實(shí)線箭頭表示該路徑。

通過上述分析，可以作出以下假設(shè)：

假設(shè)1：戶籍、子女性別、父輩受教育程度、父輩收入以及父輩職業(yè)等可觀測環(huán)境變量對“二代”收入差距有影響，并且隨著可觀測環(huán)境變量的逐步增加，機(jī)會不等對“二代”收入差距的影響程度越來越大。

假設(shè)2：家庭文化特征等不可觀測環(huán)境變量對“二代”收入差距同樣存在一定影響，或者說環(huán)境變量全集（包括可觀測以及不可觀測變量）對“二代”收入差距的影響大于基于可觀測變量的測度結(jié)果。四、 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文后面的實(shí)證部分所用樣本數(shù)據(jù)選自中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）。截止目前該調(diào)查數(shù)據(jù)包括1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年的樣本信息。 具體數(shù)據(jù)說明請參考http：//www.cpc.unc.edu/projects/china。由于數(shù)據(jù)篩選中需要將父輩與子女進(jìn)行嚴(yán)格配對，在這一條件下2011年調(diào)查數(shù)據(jù)中父輩或其子女的收入變量存在大量缺失值，因此本文沒有采用2011年的調(diào)查數(shù)據(jù)，而是將前8輪的城鄉(xiāng)家庭調(diào)查數(shù)據(jù)形成一個(gè)N=8的追蹤非平衡面板數(shù)據(jù)集進(jìn)行研究。

1.變量定義

本文實(shí)證部分采用的指標(biāo)變量主要包括：戶籍、子女收入、子女性別、子女受教育程度、子女工作經(jīng)驗(yàn)、父輩受教育程度、父輩職業(yè)等級、父輩收入。在實(shí)證模型中，我們用0表示城鎮(zhèn)住戶，農(nóng)村戶籍用1表示。進(jìn)一步的，數(shù)值0表示女性樣本，數(shù)值1表示男性樣本。在樣本中，城鎮(zhèn)勞動(dòng)者的個(gè)體收入變量用其工資性收入表示；農(nóng)村勞動(dòng)者的個(gè)體收入變量用工資性收入與其他收入部分之和表示。 在中國健康和營養(yǎng)調(diào)查中，除工資性收入外，還包括農(nóng)業(yè)飼養(yǎng)收入、集體農(nóng)場收入、種植水果蔬菜收入、漁業(yè)養(yǎng)殖收入、小手工業(yè)收入等。在實(shí)證中對個(gè)體收入類變量進(jìn)行對數(shù)化處理。子女和父輩受教育程度變量均指最高受教育程度。按照多數(shù)文獻(xiàn)做法，我們將個(gè)體實(shí)際年齡減去6再減去其受教育年限作為子女工作經(jīng)驗(yàn)的替代變量。實(shí)證模型中的結(jié)果變量為子女收入，以戶籍、子女性別、父輩受教育程度、父輩職業(yè)等級、父輩收入作為“環(huán)境變量”測量機(jī)會不等程度，子女受教育程度、子女工作經(jīng)驗(yàn)作為個(gè)體努力變量。值得一提的是，國外文獻(xiàn)中多以每周工作小時(shí)數(shù)作為努力變量，但該變量在中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）中存在大量缺失值。

2.變量統(tǒng)計(jì)特征

為了測算機(jī)會不等對“二代”收入差距影響的上限邊界，我們選取以上8輪（年）調(diào)查中至少出現(xiàn)過三次的樣本家庭組成非平衡面板數(shù)據(jù)，然后建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。另外，為了方便篩選數(shù)據(jù)，當(dāng)某一家庭擁有2名以上子女時(shí)，我們只將長子（女）作為觀察樣本，同時(shí)將中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）中的戶主作為子女的唯一父輩。為了節(jié)約篇幅，本文只列出了農(nóng)村住戶部分調(diào)查年份中的主要變量，如表1所示。

五、模型設(shè)定

本部分首先根據(jù)Francisco和Jérémie（2011）的思路測算機(jī)會不等對收入差距影響的下限，然后通過面板數(shù)據(jù)建立個(gè)體固定效應(yīng)模型估計(jì)機(jī)會不等對收入差距影響的上限。〔17〕

1.機(jī)會不等對“二代”收入差距影響的下限估計(jì)

根據(jù)國內(nèi)外研究文獻(xiàn)以及相關(guān)理論提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：個(gè)體收入Yit=f（Ci，Eit），并且Eit受Ci影響。其中Ci為外生且不隨時(shí)間變化的可觀測環(huán)境變量，屬于個(gè)體不可控的非負(fù)責(zé)因素；Eit代表個(gè)人努力，屬于可控的個(gè)體負(fù)責(zé)因素。

假設(shè)2：將總體N按照所屬類別（Type）劃分為不同的組群，同組群內(nèi)個(gè)體面臨相同“環(huán)境變量”，且個(gè)體收入分布是個(gè)人努力Eit的增函數(shù)，這意味著在同一組群內(nèi)個(gè)體遵循“多勞多得”的原則。

假設(shè)3：當(dāng)μq（Y）=μp（Y）， A q，p時(shí)，機(jī)會平等條件成立。其中μ表示收入分布的均值，p，q表示組群類別。

根據(jù)以上假設(shè)，我們構(gòu)建“假設(shè)平滑分布”μq（Y）=f（Ci，E）。即在給定努力水平條件下，將各類型的收入均值賦予每一個(gè)體。假設(shè)I（.）為衡量不平等的某種指數(shù)。這里采用第二泰爾指數(shù)或泰爾-L指數(shù)形式，即

基于上述平滑分布，機(jī)會不等的絕對程度可以表示為θa=I（μki）

機(jī)會不等的相對程度表示為θr=I（μki）I（Y）

（2）式也可理解為“環(huán)境變量”導(dǎo)致的機(jī)會不等占總體收入不等的比重。

2.機(jī)會不等對“二代”收入差距影響的上限估計(jì)

如上所述，現(xiàn)實(shí)中許多“環(huán)境變量”是不可觀測的，也無法一一列舉所有的“環(huán)境變量”，所以，上述結(jié)果應(yīng)為機(jī)會不等程度的下限。由于低估機(jī)會不等程度將直接導(dǎo)致社會政策的實(shí)施偏差，因此十分有必要測算機(jī)會不等對收入差距影響的上限。本文借鑒了Niehues and Peichl（2011）的研究思路?！?8〕

首先，利用中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）8輪（年）調(diào)查中的非平衡面板數(shù)據(jù)建立個(gè)體固定效應(yīng)模型獲得個(gè)體固定因子估計(jì)值。

其次，在截面數(shù)據(jù)條件下利用個(gè)體固定因子估計(jì)值作為個(gè)體“環(huán)境變量”的 “全集”或最大值，在此基礎(chǔ)上估算個(gè)體收入得到“假設(shè)平滑分布”。

最后，根據(jù)（1）式和（2）式估計(jì)機(jī)會不等對“二代”收入差距影響的上限。

之所以建立個(gè)體固定效應(yīng)模型，主要是由于面板數(shù)據(jù)的時(shí)間長度為8，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于個(gè)體（家庭）數(shù)。由于我們所要考慮的個(gè)體間的環(huán)境差異主要體現(xiàn)在個(gè)體之間，而非時(shí)間維度上，因此本文利用上述面板數(shù)據(jù)建立個(gè)體固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。

根據(jù)以上研究思路建立如下計(jì)量模型：

（3）式中Yit表示經(jīng)過對數(shù)化的子女收入，eduit表示子女受教育程度，expit表示子女工作經(jīng)驗(yàn)，以年為單位計(jì)算。這里實(shí)際上是以子女受教育程度、子女工作經(jīng)驗(yàn)作為個(gè)體努力變量。已有文獻(xiàn)多以每周工作小時(shí)數(shù)作為努力變量，但該變量在中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）中存在大量缺失值；進(jìn)一步，將（3）式中的個(gè)體固定因子或個(gè)體異質(zhì)性視為不隨時(shí)間變化的環(huán)境變量，屬于個(gè)體不可控的非負(fù)責(zé)因素，按照Niehues and Peichl（2011）的研究思路，如果時(shí)間跨度比較長，可以將可觀測和不可觀測環(huán)境變量一并包含在個(gè)體固定因子ci中并將其視為個(gè)體環(huán)境變量的“全集”或最大值，以便通過（3）式解決 “環(huán)境變量”不能一一列舉的問題。

六、結(jié)果與討論

1.機(jī)會不等對“二代”收入差距影響的下限估計(jì)結(jié)果

本文將選取表1中的戶籍、子女性別、父輩受教育程度、父輩收入、父輩職業(yè)等級作為可觀測“環(huán)境變量”。為了觀察某一變量的單獨(dú)貢獻(xiàn)率，在估算中采用逐步添加變量的方法，并計(jì)算積累貢獻(xiàn)率。需要指出的是，在估算過程中逐步添加“環(huán)境變量”的方法，由于受各“環(huán)境變量”之間存在一定相關(guān)性的影響因素干擾，因此最后的積累貢獻(xiàn)率并不等于各變量單獨(dú)貢獻(xiàn)率之和?；谝陨嫌?jì)算公式和表1中的數(shù)據(jù)，通過運(yùn)行軟件Stata12.0可以得到1989年，1991年，1993年，1997年，2000年，2004年、2006年、2009年共8年的結(jié)果。為節(jié)省篇幅，本文只列出2009年各“環(huán)境變量”的單獨(dú)貢獻(xiàn)率和積累貢獻(xiàn)率，如表2所示，其余年份只給出最后的積累貢獻(xiàn)率如表3所示。

從表2可看出，在“環(huán)境變量”中戶籍差異對2009年子女收入差距的單獨(dú)貢獻(xiàn)率最大，為0.14。這說明在子女收入差距中有14%的比重是由于城鄉(xiāng)戶籍差異引起的，即存在比較嚴(yán)重的城鄉(xiāng)收入差距；其次是父輩收入的貢獻(xiàn)率，暗示存在一定程度的代際收入繼承性，這一結(jié)果與前人研究文獻(xiàn)中的結(jié)論相吻合。再次，父輩受教育程度的單獨(dú)貢獻(xiàn)率為0.05，說明一個(gè)富有且受過較多教育的父輩對其子女收入會產(chǎn)生重要影響。性別是影響子女收入差距的另一因素，其單獨(dú)貢獻(xiàn)率約為1%。父輩職業(yè)的影響程度最小，其單獨(dú)貢獻(xiàn)率不到1%。

由表3中的積累貢獻(xiàn)率可知，由于“環(huán)境變量”（戶籍、子女性別、父輩受教育程度、父輩收入、父輩職業(yè)等級）導(dǎo)致的機(jī)會不等占總體收入不等的比重從1989年的0.152上升到1991年的0.178后，在 1993年跌至0.113的最低點(diǎn)，而后從1997-2009年基本呈現(xiàn)為上升趨勢，上述5個(gè)“環(huán)境變量”積累貢獻(xiàn)率的平均值大約為16%，這說明，家庭背景差異對于子代收入差距具有重要影響。

2.機(jī)會不等對“二代”收入差距影響的上限估計(jì)結(jié)果

通過運(yùn)行軟件Stata12.0得到個(gè)體固定效應(yīng)模型的回歸系數(shù)如表4所示。該模型的因變量為子女收入。努力變量子女受教育程度的系數(shù)估計(jì)值約為0.42，在0.01水平上高度顯著。這說明子女受教育程度對其增加收入具有促進(jìn)作用。子女工作經(jīng)驗(yàn)與其收入水平之間呈現(xiàn)正向關(guān)系，雖然在0.01水平上高度顯著，但影響程度不是很大。

在得到個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型基礎(chǔ)上，根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型理論可以求得個(gè)體固定因子或個(gè)體異質(zhì)性估計(jì)值ci^并將其視為個(gè)體環(huán)境變量的“全集”。由于ci^數(shù)量比較大，本文未能列出。然后，將上面的面板數(shù)據(jù)集按照調(diào)查年份“拆分”成8個(gè)截面數(shù)據(jù)。在截面數(shù)據(jù)條件下，將ci^作為自變量，相應(yīng)的Yi作為因變量模擬回歸并將收入預(yù)測值Yi^作為“假設(shè)平滑分布”。最后，代入（1）式和（2）式，所得結(jié)果如表5。

從表5可知，在1989-2009年有調(diào)查數(shù)據(jù)的8年間，機(jī)會不等對收入差距影響的上限估計(jì)值均高于表4中相對應(yīng)的下限。這說明其方法具有一定科學(xué)性，同時(shí)也說明表4的結(jié)果低估了機(jī)會不等對收入差距的影響。在表5中，1991年機(jī)會不等對收入差距影響的上限最低，為0.269；其次是1997年，具體數(shù)值為0.271；1997年以后則呈現(xiàn)逐年上升的趨勢。

圖2直觀反映了1989-2009年有調(diào)查數(shù)據(jù)的8年間機(jī)會不等對收入差距影響的上下限之間的“帶寬”。從圖2可以看出，最窄的“帶寬”出現(xiàn)在1991年，約為0.091，這說明上下限比較接近；最寬的“帶寬”出現(xiàn)在2009年，約為0.338，若不考慮上限，則會導(dǎo)致實(shí)際值被低估。

七、結(jié)論及建議

以往文獻(xiàn)研究多是測算機(jī)會不等對“二代”收入差距影響的下限。本文在前人研究基礎(chǔ)上，利用個(gè)體固定效應(yīng)模型測算機(jī)會不等對“二代”收入差距影響的上限邊界，主要得到以下結(jié)論：

1.將戶籍、子女性別、父輩受教育程度、父輩收入、父輩職業(yè)等級作為“環(huán)境變量”，通過估算發(fā)現(xiàn)“環(huán)境變量”對子女收入差距影響的下限平均值大約為16%。其中戶籍差異對“二代”子女的收入差距影響最大，其次是父輩收入和父輩教育。父輩職業(yè)等級差異和子女性別差異對子女收入差距影響不是很大，但從1997-2009年呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢。

2.基于面板數(shù)據(jù)條件下的個(gè)體固定效應(yīng)模型得到的機(jī)會不等對“二代”收入差距影響的上限，該估計(jì)值在1997年以后同樣呈現(xiàn)出逐年增加的明顯趨勢，其平均值大約為34.8%，明顯高于下限平均值。

綜合來看，機(jī)會不等對“二代”收入差距影響的下限平均為16%，這似乎說明在個(gè)體收入中，絕大部分比例是依靠自身努力掙得的。但如果考慮上限，會發(fā)現(xiàn)“二代”個(gè)體收入差距中平均大約有34.8%的比例源于機(jī)會不等。從公平正義的角度而言，這一結(jié)論對于制定收入分配等相關(guān)政策具有具有參考意義。

為此，從以下方面提出對策建議：

1.因地制宜地加快戶籍制度改革，逐步實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)“互補(bǔ)協(xié)調(diào)發(fā)展”。政府應(yīng)科學(xué)地組織農(nóng)民工進(jìn)城務(wù)工經(jīng)商，積極引導(dǎo)符合政策條件的農(nóng)民工在城鎮(zhèn)落戶。與時(shí)同時(shí)，進(jìn)一步推動(dòng)城市“優(yōu)質(zhì)”資源向中小城鎮(zhèn)擴(kuò)散轉(zhuǎn)移，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)間的要素互補(bǔ)。全面加強(qiáng)農(nóng)村公共服務(wù)建設(shè)，為農(nóng)村“二代”子女的未來發(fā)展創(chuàng)造良好的成長環(huán)境。

2.重視多種稅收的綜合調(diào)節(jié)作用。目前我國個(gè)人所得稅制度實(shí)施統(tǒng)一的操作標(biāo)準(zhǔn)，沒有充分考慮個(gè)體在戶籍、家庭背景以及所從事行業(yè)等方面的差異，進(jìn)而忽視了起點(diǎn)公平和機(jī)會公平。建議個(gè)人所得稅制度朝著更加注重機(jī)會平等的方向進(jìn)行改革。在此基礎(chǔ)上適時(shí)開征遺產(chǎn)稅和贈(zèng)與稅，發(fā)揮稅收調(diào)節(jié)收入差距的綜合效應(yīng)。

3.積極構(gòu)建有利于下一代尤其是兒童健康成長的家庭政策。進(jìn)一步完善家庭援助計(jì)劃，提供兒童護(hù)理照料方面的“無差異”公共服務(wù)，以此更好地促進(jìn)不同階層家庭子女的平等發(fā)展。

4.建立機(jī)會平等的就業(yè)政策。通過國家立法逐步消除青年就業(yè)過程中的各種歧視，積極鼓勵(lì)青年創(chuàng)業(yè)并提供相關(guān)的政策支持和資金補(bǔ)貼。

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（責(zé)任編輯：張 琦）

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（責(zé)任編輯：張 琦）