張屹山,楊春輝

(1.吉林大學 數(shù)量經(jīng)濟研究中心,吉林 長春 130012;2.吉林大學 商學院,吉林 長春 130012)

一 問題的提出

收入不平等一直是經(jīng)濟學研究中的一個重要話題,不僅關系到經(jīng)濟增長和社會穩(wěn)定,更關系到全社會共同富裕目標的實現(xiàn)。相關研究隨著社會和經(jīng)濟的快速發(fā)展而不斷產(chǎn)生新的分析視角和結論,最常見的是用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)等統(tǒng)計指標來表明收入不平等程度。根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)公布,我國基尼系數(shù)自2008年后有縮小跡象,但2012-2017年的統(tǒng)計結果始終高于國際警戒線0.4以上。

Roemer[1]的研究認為收入不平等來源于機會不平等和努力不平等兩部分,前者是出身背景和社會制度與社會公平正義相違背的個人不可控因素,后者則是主觀選擇和努力程度等引起的個人可控因素。陳宗勝和李清彬[2]在研究再分配傾向決定模型時發(fā)現(xiàn):如果個體收入更多取決于父母的經(jīng)濟社會地位及關系等,而不是后天努力,則人們更傾向于支持再分配，說明“機會不平等”才是不可被接受需要再分配補償?shù)牟糠?。國內諸多學者研究發(fā)現(xiàn)我國機會不平等在收入不平等中的占比較高[3-5],持續(xù)存在的機會不平等可能在未來引發(fā)嚴重的社會問題。每一代人都是獨立且與上下代密切關聯(lián)的個體,上一代結果不平等造成下一代機會不平等,結合努力不平等而導致新一輪結果不平等。所以,動態(tài)衡量不同代際之間的機會不平等有利于從根源上解決收入不平等問題。

努力和機會作為相互影響且有代際傳遞特征的兩大收入不平等決定因素,國內卻尚未有學者明確探討二者與收入不平等的長期動態(tài)關系。呂光明等[6]雖然提到機會不平等可能打擊處于不利環(huán)境個體發(fā)揮努力的積極性進而影響經(jīng)濟增長績效和社會穩(wěn)定,但缺少系統(tǒng)論證。龔鋒等[7]研究“努力能否改變命運”時提出環(huán)境和努力在決定個人收入過程中存在復雜的相互影響關系,但也僅證明了提高努力能夠降低機會不平等,沒有深入探討相互影響機理?；诖H傳遞視角的研究更屬鳳毛麟角,陳東和黃旭峰[4]雖從代際轉移角度解釋機會不平等導致的收入不平等占總體半數(shù)以上,卻未提及子代努力的作用。從實證來看,努力不平等確實無法度量,而機會不平等也難以衡量,相關研究由于分解方法和數(shù)據(jù)局限等多顯偏頗,而停留在理論層面的探討又缺乏實踐性。

按照諾斯[8]的定義，“制度是一個社會的博弈規(guī)則,或者更規(guī)范地說是一些人為設計的、型塑人們互動關系的約束”,因此從博弈角度研究父子之間收入不平等代際傳遞最重要的是制度調節(jié)作用。但博弈雙方追求自身利益最大化的行為選擇不僅僅是制度這一正式規(guī)則能夠改變的,還必然受到習俗、傳統(tǒng)等一系列非正式約束影響。這些約束來自于社會傳遞的信息,并且是文化傳承的一部分[8]。Boyd 和Richerson[9]認為“文化是教育與模仿代代相傳,并能影響行為的知識、價值等”,偶然事件、學習、自然選擇等都可能引起文化特征的變化。文化又通過信仰與價值觀等影響個體選擇偏好以決定經(jīng)濟行為,進而影響社會經(jīng)濟發(fā)展[10]。文化背景形成的非正式約束和制度因素形成的正式規(guī)則之間的關系將共同決定父子雙方的行為選擇集合與最終結果。文化背景被抽象為“文化資本”進行了大量研究,主要用于解釋不同社會階層出身的孩子取得的成就不平等。這顯然是相對狹義的,后又發(fā)展為“文化資源、文化投資、文化氛圍”等。本文選擇廣義的“文化背景”以契合諾斯[8]提到的“非正式約束”,并結合其“文化特征的持續(xù)性會使得非正式約束變遷與正式規(guī)則變遷并不同步”的思想,考慮到制度的合理性要基于文化背景和社會現(xiàn)狀等非正式約束之上,方可避免制度真空難以實施甚至政府信任危機,適當?shù)卮龠M文化背景變遷則可能產(chǎn)生力量來推動新制度演化,從而更有效地解決收入不平等代際傳遞問題。

綜上,本文嘗試運用博弈論思想構建數(shù)理模型刻畫機會不平等和努力不平等如何相互作用進而決定收入不平等,闡釋文化背景和社會制度如何共同決定父子雙方的行為選擇集合與最終結果。構建一個整體上的理論分析框架,探究父代資源稟賦差異形成的機會不平等和最終結果不平等在代際間的關聯(lián)并尋求平衡之策,通過對微觀個體和宏觀經(jīng)濟的雙重數(shù)值模擬,分析怎樣的文化背景變遷最有利于產(chǎn)生推動力量，促進能夠解決不平等代際傳遞的新制度演化。本文之所以選擇理論模型結合數(shù)值模擬的方法，是因為較之于實證研究具有更堅實的微觀基礎,也一定程度上避免了數(shù)據(jù)選擇和變量定義等方面的主觀不完整性,最主要的是相應公共政策探討的有效性和實踐性更強。

二 博弈模型構建及均衡解分析

代際傳遞指的是父代所處的經(jīng)濟社會地位對子代構成的就學、就業(yè)等各方面機會優(yōu)勢或劣勢直接影響子代經(jīng)濟社會地位獲得,父代資源稟賦擁有量和轉移情況則是收入不平等形成代際傳遞的根源。經(jīng)濟社會地位較高的父代會盡可能利用自身優(yōu)勢資源為子代提供更好的教育和就業(yè)機會以及直接的經(jīng)濟支持等,使其子代擁有同等甚至超越父代的經(jīng)濟社會地位。反之,如果父代在各類資源獲得上均處于劣勢而無法給子代提供“機會優(yōu)勢”,子代必須加倍努力,同時身處相對公平的社會環(huán)境,才有可能實現(xiàn)向上流動的階層跨越,否則代代相傳就會形成“社會底層向上流動困難”。所以,在機會不平等的理論基礎之上,從父代資源稟賦總量著手,分析父子兩代人對子代收入的共同作用,有可能從根本上解釋父代如何作用于子代收入進而解決不平等。在文化背景的影響下,父代會基于自身意愿并觀察子代努力程度選擇資源轉移量,同時父代的資源轉移又會與子代個人偏好共同決定子代努力程度,這樣就形成了父子相互影響的局面。那么父子兩代人要如何同時達到自身效用最大化?公共政策又要如何體現(xiàn)社會公平和機會平等?文化背景又是如何影響社會制度實現(xiàn)代際公平的效果?如果能闡明上述問題,將會有效地改善收入不平等代際傳遞現(xiàn)象,這也是本文的意義所在。

(一)模型構建

借鑒Becker和Tomes[11]、Solon[12]的代際流動相關模型,本文構建了一個關于父代資源稟賦轉移、子代努力程度和子代收入的完全信息靜態(tài)博弈模型。其中,父代資源稟賦并不僅僅是經(jīng)濟資源,還包括社會資源、政治資源等能夠影響經(jīng)濟社會地位的資源總和,這一資源稟賦總量的多寡相比收入水平更能代表人們所處的經(jīng)濟社會地位高低。子代收入是一個與父代資源稟賦相對應的多維收入,不僅指的是經(jīng)濟收入,還包含社會關系網(wǎng)絡、地位獲得等。假設每一個家庭只包含父代和子代兩個人,并且每一個父代只對應一個子代。模型中將父代變量定義為下標(F),子代變量定義為下標(S)。

在個人期望效用模型框架內,加入某些特定的利他主義成分,可以建立一個關于復雜人類行為的具備文化因素的模型[8],本文假定父代是親代利他主義者(對子代具有利他動機),同時考慮消費和對子代進行資源稟賦轉移,將父代效用函數(shù)分為自身消費和子代效用兩部分:

UF=(1-λ)lnCF+λUS

(1)

其中,UF是父代效用,CF是父代消費,US是子代效用,λ是父代對子代的利他主義程度,作為體現(xiàn)父代文化背景的參數(shù)。0<λ<1,λ較大表示父代較注重子代培養(yǎng),父母對教育的關心等文化因素對代際間向上流動有積極推動作用[13]。假定父代初始資源稟賦總量RF=CF+TF,父代會根據(jù)RF和λ的大小選擇為子代轉移多少自身資源TF以最大化自身效用。此處的“轉移”包括父代對子代進行的人力資本投資、社會資本投資、財富資本投資等為子代提供機會優(yōu)勢的各種顯性資源轉移,但不包括環(huán)境慣性、文化熏染等提高子代個人能力或者個人追求等形式的隱性資源轉移,本文認為后者屬于子代努力的主觀意愿提升。

與父代利他主義相反的是,要假定子代是利己主義者,不考慮父代效用,也不憂慮下一期作為父代角色時的資源稟賦水平。借鑒魏翔[14]、李粉[15]等考慮到閑暇不平等和收入不平等的“全收入基尼系數(shù)”研究,將子代效用函數(shù)分為享受閑暇和獲得個人成就兩部分:

US=(1-θ)lnLS+θlnYS

(2)

其中,LS是子代閑暇,YS是子代收入,θ是子代所處文化背景決定的一個努力追求個人成就的行為選擇傾向系數(shù)。0<θ<1,θ越小,子代越傾向于享受閑暇,θ越大,則越傾向于努力獲得收入。將多維的子代收入視為子代能夠獲得的最終資源總量(在其成為下一期父代時,視為父代初始資源稟賦總量RF)。將父代資源稟賦轉移量TF和子代努力程度ES視為形成子代收入的生產(chǎn)要素。假定收入函數(shù)為不變替代彈性生產(chǎn)函數(shù),且簡化為線性可完全替代:

YS=A((1-δ)TF+δES)

(3)

其中,A看作是生產(chǎn)要素回報率。δ為制度環(huán)境決定的外生變量,稱作代際公平系數(shù),是再分配政策對機會不平等的補償,表示父代資源稟賦轉移給子代時,對子代成就的貢獻率。如果δ>0.5可視為子代努力更重要,如果δ<0.5則表示父代資源轉移更重要。由于不同階層父代資源稟賦總量差異懸殊,不利于社會公平,則需利用制度優(yōu)化資源配置,改善社會制度環(huán)境，給予不同階層子代相對公平的機會,激勵子代發(fā)揮努力的積極性,提高資源使用效率。δ的大小則成為本文試圖尋找的有利于減弱階層固化、抑制代際傳遞,降低收入不平等的制度環(huán)境。

另外,假定子代有一個關于閑暇和努力的時間精力極限,單位化為1,即LS+ES=1,子代會根據(jù)θ、δ和TF的大小選擇付出多少努力ES以最大化自身效用。同質化子代關于閑暇和努力的時間精力極限,表明本文模型中的子代均為可自由選擇努力程度的個體,忽略了疾病等生理性不可控因素,努力不平等由主觀上的最優(yōu)努力程度達到與否進行區(qū)分。

(二)均衡解求解

在進行均衡分析求解前,需將效用函數(shù)寫成標準的支付函數(shù)形式,父代的選擇變量是TF,子代的選擇變量是ES,將約束函數(shù)代入效用函數(shù)可表示為:

UF(TF,ES)=(1-λ)ln(RF-TF)

+λ(1-θ)ln(1-ES)+

λθln((1-δ)TF+δES)+λθlnA

(4)

US(TF,ES)=(1-θ)ln(1-ES)+

θln((1-δ)TF+δES)+θlnA

(5)

根據(jù)反應函數(shù)法,令一階條件為0,得父子相互策略反應函數(shù)如下:

解此方程組,得到納什均衡解,由約束條件自上至下定義為高中低三個區(qū)間:

(三)反應函數(shù)及均衡分析

首先分析TF與ES的相互影響(見圖1),父代和子代都會視對方策略進行補償性行為選擇。隨著父代資源支持的增加，子代會減少自身努力,反之則會加倍努力,這恰好可以解釋為什么存在“紈绔子弟”和“窮人家孩子早當家”現(xiàn)象。當父代的資源轉移量超過A點,子代將放棄努力即完全享受閑暇,僅憑父代的資源支持形成收入。類似地,隨著子代努力水平的提高,父代傾向于將有限資源用于個人消費。當子代努力超過B點,父代資源轉移量為0。均衡的TF與ES水平,則由兩條反應曲線交點位置決定。交點位置取決于兩條曲線的相對位置,而相對位置又取決于博弈參數(shù),包括制度參數(shù)δ、社會文化參數(shù)λ和θ。

圖1 父代(實線)和子代(虛線)的反應函數(shù)(三個不同區(qū)間)

以下主要從三個方面分析相關參數(shù)的作用。

1.特定區(qū)間的投入行為變化分析(均衡解受δ影響)

將父子行為選擇對δ求導可知,假設其他參數(shù)不變,隨著社會制度傾向于增大子代努力回報率(δ變大),圖1.1中的折點A向右移動(從A到A’),折點B向下移動(從B到B’),點P和Q不動,綜合效應是均衡點O向左上方移動到O’點,表明隨著δ增大,子代努力更多,父代資源轉移更少。當δ足夠大時,折點B移動到Q點之下,兩條反應曲線將交于Q點(圖1.2),表明代際博弈結果將使得子代收入完全依靠自身努力。反之,當社會制度傾向于鼓勵父代加入子代生產(chǎn)函數(shù)時(δ變小),折點A向左移動,折點B向上移動,均衡點O向右下方移動。移動到A處于P左側時均衡點為P點(圖1.3),也就是說,當制度允許父代資源在子代生產(chǎn)函數(shù)中發(fā)揮過高作用時,代際博弈結果將導致子代越發(fā)享樂甚至努力降至0,而父代越發(fā)積極的轉移自身資源。從折點A、B的位置隨δ變化情況可見,社會制度越鼓勵父代參與子代生產(chǎn)函數(shù),子代依賴程度越高,而這種依賴并不會影響其經(jīng)濟成就(父代支持很高)。在這種制度條件下,收入不平等的代際傳遞效應是很強的,容易形成“富者恒富”甚至“富者愈富”的格局。制度性的機會不平等(δ變小)必然導致嚴重的階層固化。

2.邊界移動效應分析(約束條件受δ影響)

均衡解的約束條件形成兩個邊界點分別對δ求導可以發(fā)現(xiàn)邊界值隨δ正向變動。給定其他參數(shù),增大δ有可能使得固定資源稟賦水平的家庭行為選擇從高、中區(qū)間落入中、低區(qū)間。當更多的家庭選擇低區(qū)間,表示更多父代放棄資源轉移。意味著子代更多是通過自身努力去實現(xiàn)經(jīng)濟社會地位的提升而不需要父代創(chuàng)造機會優(yōu)勢。子代能取得什么樣的成就,最終能獲得多少資源稟賦,完全依賴自身努力程度,這是最能夠體現(xiàn)機會均等和社會公平的現(xiàn)象。此時的收入不平等代際傳遞是最弱的,任何子代都有獲得成就的平等機會而不會囿于父代的資源稟賦。但這也可能造成低效率的人力資源錯配,比如有能力的父代不對子代進行投資,全部直接消費,將拉低社會整體生產(chǎn)潛能,對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負向作用。

3.均衡產(chǎn)出分析(產(chǎn)出受δ影響)

根據(jù)式(9)的均衡解可以得到子代收入函數(shù)分別為:

(10)

YSM=A((1-δ)TF+δES)=Aλθ((1-δ)RF+δ),

(11)

YSL=A((1-δ)TF+δES)=Aδθ,

(12)

分別分析高中低三個均衡產(chǎn)出可以發(fā)現(xiàn):

說明YSH隨δ增大而減少,即YSH關于δ是一條向右下方傾斜的直線,直線斜率隨θ增大而減小(YSH(δ)變得更陡),說明當θ較大時,δ的增大對YSH的降低效應更明顯;同理,λ對YSH隨δ的變化有同樣影響。

綜合分析制度參數(shù)δ、社會文化參數(shù)λ和θ對父子雙方博弈行為決策和最終結果的影響可以得到如下推論,后文將通過數(shù)值模擬進行驗證:

推論1:給定其他參數(shù),提高代際公平系數(shù)δ可抑制代際轉移,在長期起到縮小收入不平等的效果,但有可能減緩經(jīng)濟增長。從行為選擇看,隨著δ增大,子代努力更多,父代資源轉移更少。從最終結果看,高資源稟賦家庭收入隨δ增大而減少,低資源稟賦家庭收入隨δ增大而增加。

推論2:文化參數(shù)λ和θ會影響制度參數(shù)δ的作用。對行為決策求偏導有:

說明隨著λ增大,δ對TF的降低效應減弱而對ES的增加效應增強。隨著θ增大,δ對ES的增加效應減弱而對TF的降低效應不受影響。再從均衡產(chǎn)出分析看,λ和θ的增大均會增強δ對產(chǎn)出的影響效應。

三 數(shù)值模擬分析

我國當前貧富差距的一個重要原因是高收入家庭的經(jīng)濟增長率遠遠超過低收入家庭,而不能說是財富集聚在少數(shù)人手中,剝奪了其他人的財產(chǎn)收入,是高低收入家庭經(jīng)濟增長速率相差懸殊導致貧富差距逐漸拉大。而我們的模型就是希望通過公共政策的影響,盡量縮小高低收入家庭代際之間經(jīng)濟增長率差異,即從圖2.1轉為圖2.2。甚至可以通過再分配“控高提低”,不影響經(jīng)濟總量增長的前提下最大程度實現(xiàn)社會代際公平,即從圖2.2轉為圖2.3。

圖2 實線、虛線分別為高、低收入家庭經(jīng)濟增長率

通過數(shù)值模擬能夠直觀說明本文數(shù)理模型如何做到上述轉變。模擬思路是給定父代初始資源稟賦總量RF以及參數(shù)值λ、θ、δ,根據(jù)博弈均衡解選擇滿足約束條件的最優(yōu)行為決策得到子代當期收入即資源稟賦水平,視為下一期父代初始資源稟賦總量,即可循環(huán)求得每一代資源稟賦并分析其對應收入分布變化趨勢。

首先初步界定所涉及的參數(shù)值:鑒于東西方思想不同,西方較注重子代獨立,但東方國家卻恰恰相反,親代利他主義程度相對較高,在模擬代表性個體時初步選取λ=0.7,更符合中國現(xiàn)實。子代追求自身成就的傾向系數(shù)是能否獲得較高收入實現(xiàn)低階層向上流動的內在決定因素,如果自身懶惰成性無異于“扶不起的阿斗”,在模擬代表性個體時初步選取θ=0.7,更符合理想預期和社會進步的基本需求。模擬宏觀經(jīng)濟體時避免因假定所有個體在文化背景上的同質化而得出過于理想脫離現(xiàn)實的結論,將λ、θ設為服從Beta(5,3)分布的隨機數(shù),分布概率如圖3所示。父代資源稟賦總量RF在模擬高中低不同區(qū)間家庭經(jīng)濟增長和貧富差距的變動趨勢時設定為三個處于不同區(qū)間的代表性微觀個體,在模擬整個社會狀態(tài)時設定為一組服從Gamma(2,6929)分布的大樣本隨機數(shù),分布如圖4所示。δ為制度因素決定的外生變量,其目的是抑制父代資源稟賦差異導致的子代機會不平等,這是本文希望能夠找到具體影響規(guī)律的代際公平系數(shù),不做指定假設。

圖3 λ、θ隨機分布圖

圖4 RF隨機分布圖

其中,值得注意的是生產(chǎn)要素回報率A的大小會影響到δ的作用強弱,A過大表明經(jīng)濟增長強勁,所有個體均處于收入急劇增長狀態(tài),δ的作用則十分微弱,無法控制貧富差距拉大。如同改革開放之初實現(xiàn)了“一部分人先富起來”,但同時收入差距也迅速擴大。A過小會使得經(jīng)濟出現(xiàn)下滑趨勢,雖然收入差距明顯縮小,但整個社會類似平均主義大鍋飯將導致“共同貧窮”,δ無論如何調節(jié)都于事無補。本文經(jīng)試驗調整最終選取A=3.3,最有利于對δ以及λ、θ進行討論,也更符合當前社會經(jīng)濟持續(xù)增長但略有放緩

的現(xiàn)實狀況。

(一)代表性微觀個體模擬

回顧本文對代際公平系數(shù)δ的定義,作為社會制度環(huán)境決定的外生變量,表示再分配政策對機會不平等的補償,如果δ>0.5則傾向子代努力更重要,如果δ<0.5則表示父代資源轉移更重要。為說明問題,首先選取三個典型的不同行為決策家庭進行微觀個體模擬,且將λ、θ設為定值,可以更好地討論δ對經(jīng)濟體的影響,以驗證推論1。模擬結果如圖5所示。

圖5 代表性微觀個體各期的資源稟賦水平(“o”“*”“☆”分別代表處于三個區(qū)間有不同行為決策的家庭)

由上圖可見:當δ<0.5時,即社會環(huán)境更鼓勵父代為子代創(chuàng)造機會優(yōu)勢,初始資源稟賦分別處在三個區(qū)間的家庭都有增長,但高區(qū)間家庭上升趨勢明顯大于低區(qū)間家庭,導致貧富差距越來越大。隨著δ值逐漸增大,增長趨勢放緩但相對差距有所降低。當δ>0.5時,貧富差距明顯縮小,初始資源稟賦分別處在三個區(qū)間的家庭都會向中間區(qū)間集聚,隨著δ的增加,高區(qū)間家庭下降趨勢逐漸大于低區(qū)間家庭上升趨勢,貧富差距縮小速度加快,但最終收斂到的資源稟賦水平也在降低。同時可以看出圖5三幅圖的轉變正如圖2。那么,這就需要創(chuàng)造一個改善代際公平的制度環(huán)境,既能控制父代資源稟賦轉移的重要性,為子代提供機會平等的同時又不影響社會整體資源稟賦總量的提升。

(二)宏觀經(jīng)濟體模擬

模擬微觀個體時,我們發(fā)現(xiàn)貧富差距明顯縮小時會出現(xiàn)部分家庭經(jīng)濟下滑,但并不代表經(jīng)濟體的資源稟賦總量下降,接下來通過大樣本經(jīng)濟體模擬進行解讀,并驗證推論1和推論2。根據(jù)孫巍[16]的研究認為Gamma分布相比較Lognormal分布和Pareto分布對收入分布變遷的擬合效果更好,因此參照其文中的參數(shù)估計值(形狀參數(shù)取整為2,尺度參數(shù)取整為6 929)抽取5 000個服從Gamma分布的隨機數(shù)作為初期的父代初始資源稟賦。

首先對比分析θ固定,λ=0.5和λ=0.7時δ的變化對收入分布影響趨勢,如圖6和6′(點劃線為均值)。由于0<θ<1,且θ作為子代追求成就的傾向系數(shù)多偏于θ>0.5,而個體努力傾向差異性是必然存在的,故將其設為分布如圖3的隨機數(shù)。

圖6 滿足Gamma分布的經(jīng)濟體初期和末期資源稟賦分布(λ=0.5)

圖6′ 滿足Gamma分布的經(jīng)濟體初期和末期資源稟賦分布(λ=0.7)

其次對比分析λ固定,θ=0.5和θ=0.7時δ的變化對收入分布影響趨勢,如圖7和7′。與θ類似,由于0<λ<1,且λ作為親代利他主義程度多偏于λ>0.5,但利他差異性也是必然存在的,故同樣將其設為分布如圖3的隨機數(shù)。

圖7 滿足Gamma分布的經(jīng)濟體初期和末期資源稟賦分布(θ=0.5)

圖7′ 滿足Gamma分布的經(jīng)濟體初期和末期資源稟賦分布(θ=0.7)

觀察模擬結果圖6-7′可以發(fā)現(xiàn),當代際公平系數(shù)δ較小時(各圖最左),經(jīng)多期循環(huán)后的資源稟賦分布最不均衡,貧中富家庭分布比例越來越平均,沒有形成資源稟賦水平集中分布。從均衡解以及代表性個體模擬分析來看,當δ較小時,父代轉移資源的意愿更強,對高資源稟賦家庭有利,其代際增長很快,富者愈富使得階層分化愈嚴重。這意味著父代作用太強十分不利于社會公平和機會平等,需要改變社會制度以降低父代作用,即提高δ。

而當δ較大時(各圖最右),經(jīng)多期循環(huán)后的資源稟賦分布最平均,較大比例的家庭會逐漸集中在某一資源稟賦水平附近,但集中的稟賦水平隨δ增加而降低。依據(jù)前文邏輯來看降低原因,當δ較大時,父代轉移資源意愿較差,甚至不轉移,子代憑借自身努力來提升社會經(jīng)濟地位,會由于缺少父代加持而上升較慢。

δ過大過小都行不通就要求我們找到既能保證經(jīng)濟穩(wěn)步增長又能縮小貧富差距的社會制度。具體來看宏觀模擬的經(jīng)濟總量和貧富差距變化(表1),前者以均值分析,后者以方差代表絕對不平等和變異系數(shù)代表相對不平等分析。

表1 宏觀模擬結果顯示收入分布變化具體情況

橫向觀察表中3-5列數(shù)據(jù),隨代際公平系數(shù)δ增大,方差和變異系數(shù)減小趨于明顯而均值增加趨緩,說明提高δ有改善收入不平等但減緩經(jīng)濟增長的效應,與推論1相符?？v向觀察第6列數(shù)據(jù),λ較大時(觀察上兩行),均值增加趨緩明顯減弱且方差和變異系數(shù)降低趨勢明顯增強，說明文化背景是親代利他主義程度更高的社會,δ增大導致經(jīng)濟增速減緩的效應變弱,而縮小收入不平等代際傳遞的效果更強。θ較大時(觀察下兩行),均值增量變化幅度減小,方差降低趨勢差異不大而變異系數(shù)降低幅度明顯增大，說明文化背景是努力意愿更高的社會,δ增大影響經(jīng)濟增速降低的效應也會變弱,此時絕對不平等程度雖未見較大差異,但相對不平等程度明顯改善,與推論2基本相符?？梢?社會文化背景形成的非正式約束確實能夠影響正式制度的作用效果。因此,探討改善收入不平等代際傳遞的政策制定不能脫離文化背景基礎,要視不同的文化背景而選擇不同的社會制度,也要依社會制度需求促進文化背景變遷以產(chǎn)生推動新制度演化的力量。

四 改善代際公平的政策探討

本文這一數(shù)理模型分析框架,從父代形成的機會不平等和子代付出的努力不平等著手進行了一個有關于不平等代際傳遞的系統(tǒng)論證。有可能通過制度創(chuàng)新調節(jié)代際公平系數(shù)δ值,在保證經(jīng)濟穩(wěn)步增長的同時提高子代努力回報、降低父代資源轉移效應從而有效改善不平等。制定政策時要尤其考慮到社會文化基礎,通過觀念上的引導鼓勵文化背景變遷以確保政策制定的可實施性和有效性。這一研究不僅與諾斯的制度變遷理論同出一轍,更與文化資本拉動經(jīng)濟增長的研究有異曲同工之處[17-19]。制度變遷總不是一蹴而就,過程中難免遇到實施障礙，社會文化背景等非正式約束嵌入的促進會是破除制度障礙的關鍵。正式制度可能在一夕間決定,但嵌入在習俗、傳統(tǒng)和行為準則間的文化背景需要社會環(huán)境培養(yǎng),甚至是政策制定者的長期引導。如推論1表明政策制度調節(jié)未必能做到改善社會公平的正效應大于抑制經(jīng)濟增長的負效應,但推論2經(jīng)模擬證實借助文化背景變遷可以做到,這也是文化形成經(jīng)濟增長新動力的一個解釋。在全面深化改革的當下,不能只強調“經(jīng)濟體制改革”和“市場在資源配置中起決定性作用”等正式制度改革,還需要對正式制度賴以實施的社會文化背景等非正式約束進行推進和完善。

具體來看,一方面政府應致力于弱化父代資源轉移的重要性,提升子代努力的回報。對因父代資源稟賦貧瘠而陷入低階層的子代進行重點補償,提高其努力回報率,而不是如現(xiàn)有社會狀態(tài),中低收入家庭子代可獲得的努力回報率更低[20]。這是亟待改善的重中之重,如果低階層子代付出努力卻依然無法改變在收入分配中的弱勢地位,而政府又不通過政策調整向其進行補償,便會極大地挫傷其努力積極性。所以,政府更應追求的是機會平等而非結果平等,有必要參照代際公平系數(shù)提供機會平等的社會環(huán)境保證子代勞動者更多地依賴于自身努力獲得收入。要大力控制高收入階層父代資源轉移,比如征收經(jīng)濟資源轉移的遺產(chǎn)稅和贈與稅、提高社會資源和政治資源轉移成本等手段減少由于父代資源稟賦多寡給子代造成的機會不平等。提供這樣的制度環(huán)境降低了富人在代際傳遞中的優(yōu)勢,減少了窮人遭遇的機會不平等,極大地刺激子代通過自身努力實現(xiàn)向上流動。

另一方面,政府應極力改善社會文化背景,借助非正式約束變遷推動正式制度演化。新制度形成一般是符合大多數(shù)個體偏好的結果,可能出現(xiàn)有悖于少數(shù)人群意愿的情況,在嘗試提高代際公平時要注意不影響高階層家庭創(chuàng)造生產(chǎn)的積極性以免影響經(jīng)濟增長。另外,低階層父代的親代利他主義程度一般來講低于高階層,不只是資源稟賦差異導致,也是周圍環(huán)境和眼界見識等形成的利他偏好不同。子代的努力傾向也有類似對比,而這很可能是父代培養(yǎng)觀念決定的,如前文所述“文化會代代相傳”。政府欲改善社會文化背景則要從父代觀念轉變入手,轉變因個體成功在不同群體間實現(xiàn)的差異性導致對子代培養(yǎng)的退怯心理,不僅要從制度上改善二元體制等造成的資源差異,更要在觀念上鼓勵弱勢群體實現(xiàn)向上流動的信心,也提升子代努力期望值。結合文化背景變遷的推動力量促進解決不平等代際傳遞的新制度演化,逐步實現(xiàn)剩余的收入不平等均為可被接受的努力不平等。在全面建成小康社會的關鍵時期,抑制代際傳遞和階層固化,對于我們成功跨越中等收入陷阱,保持經(jīng)濟增長持久活力具有重要意義。