劉李華 孫 早

一、引 言

與收入分配的結果相比，個體在發(fā)展機會上的公平性受到了越來越多的關注，而合理、適度的社會性流動既是提高機會公平程度和增強居民幸福感的必要條件，更是激發(fā)社會活力、促進經(jīng)濟健康可持續(xù)發(fā)展的重要保障。黨的十九大報告指出，要“破除妨礙勞動力、人才社會性流動的體制機制弊端，使人人都有通過辛勤勞動實現(xiàn)自身發(fā)展的機會”；2019 年12 月中共中央辦公廳和國務院辦公廳印發(fā)了《關于促進勞動力和人才社會性流動體制機制改革的意見》，進一步明確了“構建合理、公正、暢通、有序的社會性流動格局”的目標。為了更快更好地實現(xiàn)該目標，必須準確把握現(xiàn)階段中國社會性流動的水平、來源和潛力，為相關政策的制定提供科學依據(jù)和經(jīng)驗支撐。

收入是個體社會經(jīng)濟地位最直接和最終的表現(xiàn)形式，因而研究“收入的流動性”是剖析個體“社會性流動”最直接的方式，其度量指標一般有兩類：一類指標刻畫子代收入分配對于父代收入分配的延續(xù)情況，即兩代人之間收入的傳遞性，傳遞性越低說明代際收入流動性越高；另一類指標描述個體在其生命周期內(nèi)獲得收入的變化情況，即代內(nèi)收入流動性。由于“代際流動”可以比“代內(nèi)流動”更好地揭示社會機會的開放性或封閉性(李路路和朱斌，2015)，本文關注的重點集中于代際收入流動性。與收入相類似，個體在受教育程度、職業(yè)、城鄉(xiāng)、區(qū)域和社會資本等其他維度上的社會性流動同樣可以分為“代內(nèi)”與“代際”兩個方面，本文均聚焦于代際社會性流動，在某一維度上的代際傳遞性越小，表明該維度的社會性流動越高。代際收入流動由代際職業(yè)、教育、區(qū)域和城鄉(xiāng)流動等共同決定，是個體社會性流動最核心的體現(xiàn)。

關于代際收入流動的文獻十分豐富，現(xiàn)有研究主要沿著兩條路徑展開。一類文獻致力于準確測算代際流動性，進而對社會中是否存在階層固化的現(xiàn)象或趨勢做出判斷(Inoue 和Solon，2010；Justman 和Stiassnie，2021；陳琳，2016)；另一類文獻關注代際傳遞機制及其經(jīng)濟影響，人力資本、職業(yè)、社會資本等代際傳遞機制得到了大量經(jīng)驗研究的支持(Alesina 等，2018；Chetty 和Hendren，2018)。相比而言，對代際收入流動進行分解并深入探究居民代際收入流動的結構性特征的文獻較少，按照解構思路可以分為兩類。一類文獻將代際流動分解為增長效應、排序效應和離散效應(李任玉等，2017；汪小芹，2018)；另一類文獻則是以代際收入傳遞機制為基礎，分解各個傳遞機制對代際收入彈性的貢獻率(陳琳和袁志剛，2012；楊沫和王巖，2020)?，F(xiàn)有研究關于代際收入流動的分解為深刻認識社會性流動提供了堅實的基礎，但仍存在一定的不足，尤其是未能回答兩個重要問題：現(xiàn)階段中國居民不同維度的社會性流動分別在多大程度上創(chuàng)造了代際收入流動？中國未來提高代際收入流動性的潛力如何？本文將在準確測算代際收入流動性的基礎上嘗試對這兩個問題做出回答。為了更加清楚地說明本文對代際收入流動的分解與已有文獻的不同，繪制圖1 直觀地展示本文代際收入流動性“來源”與“潛力”的含義。

圖1(a)中，縱軸從低到高代表代際收入流動性增加，即代際收入彈性減小，橫軸表示真實的代際收入彈性，維度a、維度b、維度c……表示人力資本、職業(yè)、戶籍類型等代際傳遞機制，即子代內(nèi)生的特征與父代特征之間的傳遞性。如圖1(b)所示，內(nèi)生的子代特征由多種因素共同決定，這些因素可歸納為兩類：一類是子代外生特征(如性別)、外部宏觀環(huán)境和隨機變量等與父代無關的因素，另一類是父代的人力資本、職業(yè)、戶籍類型等特征。子代收入和父代收入分別受到各自特征的影響，由真實的子代收入與真實的父代收入可以計算出真實的代際收入彈性。假定子代某一內(nèi)生特征(以a 為例)僅受到第一類因素的影響，而完全不受父代特征的影響，則可以獲得一個反事實收入并計算出相應的反事實代際收入彈性，表示為圖1(a)中縱軸上的圓點，該反事實代際收入彈性與真實代際收入彈性相比減小的幅度(用虛線大括號標出)，即維度a 創(chuàng)造代際收入流動的潛力。反之，假定子代特征a 完全與父代特征a 相同，而不受第一類因素的影響，同樣可以測算出反事實收入和相應的反事實代際收入彈性，表示為圖1(a)中縱軸上的三角形，該反事實代際收入彈性與真實代際收入彈性相比增加的幅度(用實線大括號標出)，即代際收入流動中來源于維度a 的部分。

圖1 代際收入流動性“來源”與“潛力”的含義

與將代際收入流動分解為增長、排序和離散效應不同，本文強調(diào)代際收入流動來源于多個維度的代際社會性流動。同時，本文又有別于研究各個傳遞機制對代際收入彈性貢獻率的文獻，這類文獻相當于計算圖1 中單個維度的“潛力”在所有維度中所占的份額。本文關注不同維度社會性流動的“創(chuàng)造力”，嘗試從新的視角評價各個維度的社會性流動已經(jīng)發(fā)揮的作用(來源)和未來一定時期內(nèi)所能發(fā)揮的最大作用(潛力)。

本文的主要貢獻包括：①從整體情況、性別差異、城鄉(xiāng)差異、階層差異和變化趨勢等多個角度勾勒了中國代際收入流動性的全貌，為制定具有針對性的公共政策提供支撐。②利用反事實法測算了不同類型的社會性流動所創(chuàng)造的代際收入流動，拓展了有關代際收入流動來源的研究視角。③利用反事實法測算了中國居民代際收入流動性的潛力，明確今后一定時期內(nèi)提高代際收入流動性的政策著力點。

二、方法設計

（一）代際收入流動性水平的測算

在測算代際收入彈性時，通常會因父代永久收入難以獲得、父代與子代收入的關系非線性以及將“戶”作為調(diào)查單位取得父代和子代的收入數(shù)據(jù)等原因，產(chǎn)生暫時性沖擊偏誤和生命周期偏誤、模型設定偏誤及樣本選擇偏誤(Haider 和Solon，2006；郭建軍等，2017)。為了盡可能減小上述估計偏誤，并同時滿足測算代際收入流動性來源和潛力的需要，本文將參考雙樣本二階段最小二乘法(TS2SLS)的思想估計代際收入彈性(Angrist 和Krueger，1992；Inoue 和Solon，2010)?；舅悸肥?，利用兩個樣本的數(shù)據(jù)來估計父代永久收入的預測值，用預測值代替難以獲取的父代真實永久收入，從而測算出代際收入彈性。其具體方法如下。

第一步，選取來源于同一總體的兩個數(shù)據(jù)庫(或兩個樣本)，分別作為主樣本和輔樣本，設定父代收入模型。已有文獻通常將人力資本Edu、性別Gen、出生年代Time、戶籍類型Urb 和職業(yè)Occ 作為與父代永久收入相關的特征變量。單年收入則既受到特征變量的影響，在生命周期內(nèi)還表現(xiàn)出先增大后減小的趨勢，一般通過引入年齡Age及年齡的平方項Agesq 來刻畫。本文將民族Nat 和地區(qū)Area 虛擬變量也作為與永久收入相關的特征變量處理，以控制東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平不同和民族差異導致的個體永久收入差異。于是，父代單年收入的決定模型表示為：

其中，ln y 表示單年收入的對數(shù)，下標i 代表個體，為隨機誤差項。為了更加準確地預測父代永久收入，在估計模型(1)時，將樣本年齡限制在30 歲～60 歲。

第三步，建立模型如式(2)所示，估計代際收入彈性。

上述測算方法的優(yōu)勢包括：①僅需一個包含個體年齡、收入和與個體永久收入相關的特征變量的數(shù)據(jù)庫以及一個包含子代收入、子代與父代年齡和特征變量的數(shù)據(jù)庫即可，無需相互匹配的父代與子代收入數(shù)據(jù)，能夠在一定程度上解決數(shù)據(jù)可得性的問題；②使用預測的父代永久收入作為解釋變量估計代際收入彈性，能夠較好地解決暫時性沖擊偏誤和生命周期偏誤的問題，對樣本年齡的限制也起到了類似的作用；③主樣本中的父代與子代不一定在同一戶中，避免了樣本選擇偏誤(Cervini-Plá，2015；Lefranc 等，2014；郭建軍等，2017)。

（二）代際收入流動性來源和潛力的測算

正如本文第一部分所指出的，隨著發(fā)展機會越來越受到重視，收入分配的研究超越了狹窄的結果論的分析范圍，越來越多地關注機會不平等。代際流動性一定程度上可以反映社會的機會不均等程度，當代際流動性較高時，子代較少受到原生家庭的影響，意味著機會不平等程度更低(李任玉等，2017)。但是，僅僅測度代際收入流動性及各類社會性流動并不能為厘清兩者之間的關系提供足夠的信息。本文對代際收入流動的分解能夠較好地解決以上問題，其原理類似于將收入不平等分解為機會不平等和努力不平等。在分解收入不平等時，通常將影響收入的因素歸納為“環(huán)境”和“努力”兩類(Roemer，1998；李瑩和呂光明，2019)，通過假定其中一類因素對收入不產(chǎn)生影響構造出反事實收入，進而計算相應的反事實收入不平等。本文則將影響子代內(nèi)生特征的因素也歸納為兩類，并由此構造反事實收入和相應的反事實代際流動性。本部分將具體介紹各個維度的代際社會性流動所創(chuàng)造的代際收入流動，即代際收入流動來源的測算方法，以及各個維度的代際社會性流動所能創(chuàng)造代際收入流動的最大程度，即代際收入流動潛力的預測方法。

1. 研究維度的確定與模型設定

目前被廣泛認可的代際收入傳遞機制包括：基因遺傳、婚姻匹配、人力資本、職業(yè)和社會資本。不同于基因遺傳和婚姻匹配，人力資本、職業(yè)和社會資本的代際流動更易受到政策和社會經(jīng)濟發(fā)展的影響。盡管中國已經(jīng)開始建立統(tǒng)一的戶口登記制度，城鄉(xiāng)二元戶籍管理模式已成為歷史，但考慮到城鎮(zhèn)與農(nóng)村在教育、收入等諸多方面的差距并不會在短時間內(nèi)消除，仍有必要將戶籍類型視為代際傳遞的重要機制之一。綜合數(shù)據(jù)的可得性、中國經(jīng)濟特征和政策作用空間，本文將從人力資本、戶籍類型、職業(yè)和社會資本四個維度測算并分析代際收入流動性的來源和潛力。參考現(xiàn)有文獻關于代際收入傳遞機制的研究(Kearney 和Levine，2016；陳琳和袁志剛，2012；羅楚亮和劉曉霞，2018；周興和張鵬，2015)，構建相應的計量模型。

首先，子代人力資本受到父母人力資本和收入水平的影響；城鎮(zhèn)教育資源一般優(yōu)于農(nóng)村，即人力資本與個體學齡時期的戶籍類型有關，限于數(shù)據(jù)的可得性，可用父母的戶籍類型替代；傳統(tǒng)觀念影響下教育投資的差異、天然的生理差異和外部環(huán)境等使男性和女性通常具有不同的人力資本水平；隨著中國教育事業(yè)的發(fā)展，國民受教育水平不斷提高，用出生年代變量捕捉這一變化；學齡時期其他人的受教育水平Hum 不僅影響父母對于子女教育的態(tài)度，也會影響個體的受教育質(zhì)量(孫早和劉李華，2019)。由此建立子代人力資本決定的模型，如式(4)所示。

個體初始戶籍類型一般與父母的戶籍類型相同；在考察期內(nèi)，鮮有個體從非農(nóng)戶口轉為農(nóng)業(yè)戶口，而從農(nóng)業(yè)戶口轉為非農(nóng)戶口的原因主要有升學、招工、城市擴建、征地等。換言之，個體受教育程度、所在地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平(City)和父母的戶籍類型是影響個體戶籍類型的重要因素。建立子代戶籍類型決定的模型：

在個體職業(yè)選擇時，可選范圍常常受到限制，使子代更傾向于選擇與父代相同的職業(yè)類型( 紀珽 和張國峰，2021)；不同職業(yè)對從業(yè)人員受教育程度的要求存在差異；城鎮(zhèn)個體具有更加多元的職業(yè)選擇；產(chǎn)業(yè)結構(Stru)變化意味著不同類型職業(yè)崗位數(shù)量改變，從宏觀上影響著個體從事某一職業(yè)的可能性(鄭筱婷等，2020)。子代職業(yè)類型決定的模型如式(6)所示。

當個體受教育程度提高時，社會資本(Soc)的數(shù)量會有所增加，其質(zhì)量會有所提高；白領和城鎮(zhèn)居民的社會交往更加多樣，一般比藍領和農(nóng)村居民具有更多的社會資本；婚姻(Mar)通常會擴大夫妻雙方的社會關系網(wǎng)絡，增加社會資本；政治面貌(Pol)反映了個體的政治資本，政治資本與社會資本密切相關，黨員身份還被視為能力的象征，個體可能憑借黨員身份積累更多的社會資本。子代社會資本決定的模型如式(7)所示。

最后，構建子代特征變量影響子代收入的計量模型：

式(4)～式(8)中a、b、c、d 和為待估參數(shù)；e、e、e、e和是隨機誤差項；其他符號的含義與上文相同。在得到式(4)～式(8)的參數(shù)估計值后，利用反事實法測算代際收入流動性的來源和潛力。由于測算代際收入流動性的來源和潛力時構造反事實收入的具體步驟不同，下文分別展開介紹。

2. 代際收入流動性的來源

按照相同的思路，可以測算戶籍類型和職業(yè)代際流動創(chuàng)造的代際收入流動。由于主樣本中父代社會資本不可得，在估計社會資本代際流動創(chuàng)造的代際收入流動時需額外增加一步，即根據(jù)式(7)的估計結果預測父代社會資本，考慮到社會資本完全在社會經(jīng)濟活動過程中決定，利用預測值替代缺失的真實值是可接受的。

3. 代際收入流動性的潛力

與測算代際收入流動性來源的假定恰好相反，對代際收入流動性潛力的測算意味著需要假定個體特征變量不受父代特征的影響，即子代的人力資本、戶籍類型等只受到式(4)～式(8)中除父代變量以外的因素的影響。沿著Alm?s 等(2011)和雷欣等(2017)測算機會不平等的思路，設計代際收入流動性潛力的測算方法。

三、數(shù)據(jù)來源、變量度量與描述性分析

（一）數(shù)據(jù)來源與變量度量

本文使用的宏觀層面的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《新中國60 年統(tǒng)計資料匯編》和各省統(tǒng)計年鑒；微觀層面數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會調(diào)查(CGSS)和中國家庭收入調(diào)查(CHIP)。根據(jù)微觀數(shù)據(jù)庫中所包含的變量信息，將CGSS 作為主樣本并使用了目前可獲得的全部10 次調(diào)查數(shù)據(jù)；CHIP 作為輔樣本，為了與CGSS 數(shù)據(jù)的時間跨度和樣本類型相匹配，僅選用2002 年城鎮(zhèn)居民調(diào)查數(shù)據(jù)、2007 年和2013 年的城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民調(diào)查數(shù)據(jù)。

本文所使用的微觀個體指標包括子代的真實收入、社會資本、政治面貌、婚姻狀態(tài)以及子代與父代的年齡、地區(qū)、職業(yè)、人力資本、戶籍類型、出生年代、民族和性別。其中，收入用受訪者全年總收入度量并取自然對數(shù)；人力資本用受教育年限度量；用社會網(wǎng)絡的聲望達高性度量社會資本；根據(jù)出生年份生成出生年代虛擬變量，如出生于20 世紀80 年代虛擬變量記為Time80 ；根據(jù)個體所在省份劃分為東、中、西部三個地區(qū)，并以東部地區(qū)為基準，生成中部地區(qū)Area2 和西部地區(qū)Area3 虛擬變量；職業(yè)類型、戶籍類型、民族、性別、政治面貌和婚姻狀態(tài)也為虛擬變量，白領、非農(nóng)戶口、漢族、男性、黨員、已婚相應變量值取1，否則取0。

本文所使用的宏觀層面數(shù)據(jù)包括個體所在地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平、個體獲得當前工作時所在地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構以及在學齡期其他人的人力資本水平。由于個體年齡跨度較大，若直接使用學齡期及獲取當前工作時的相應變量，將造成大量數(shù)據(jù)缺失，故用調(diào)查當年的數(shù)據(jù)進行替代，僅捕捉橫向的地區(qū)差異，即用各省6 歲以上人口平均受教育年限度量其他人的人力資本水平，用城鎮(zhèn)人口比重度量城鎮(zhèn)化水平，用第二、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占全部從業(yè)人員的比重度量產(chǎn)業(yè)結構。

（二）描述性分析

CHIP 數(shù)據(jù)中符合30 歲～60 歲年齡要求的樣本觀測點約六萬四千余個。收入、人力資本、職業(yè)類型、民族和戶籍類型等變量補缺后仍有不同程度的缺失，刪除這些變量中有缺失值的樣本觀測點后，共得到38948 個觀測點。其中，男性、職業(yè)類型為白領、漢族及城鎮(zhèn)戶籍的觀測點分別約占樣本容量的60.6%、34.5%、96.2%和57.7%。樣本平均年齡為43 歲，收入對數(shù)的均值為10.0，平均受教育年限為10 年。值得注意的是，由于樣本僅包含年收入不低于120 元的個體觀測點，而是否能夠有工作并獲得高于120 元的收入與個體的受教育程度、年齡、性別等因素有關。因此，變量的均值并不能反映對應調(diào)查年份總人口的特征。

盡管在估計代際收入彈性時需要將樣本中子代年齡限制在26 歲～55 歲，但在估計式(4)～式(8)并構造反事實的人力資本、戶籍類型、職業(yè)、社會資本和收入時無需限制樣本年齡，且涉及的變量不盡相同。因此，對CGSS 數(shù)據(jù)的描述性分析沒有剔除部分變量有缺失的樣本觀測點，并保留所有年齡的觀測點。CGSS 中個體收入對數(shù)的均值為9.44，男性樣本占比為48.1%。對比個體及其父母的受教育年限、戶籍類型和職業(yè)類型，可以發(fā)現(xiàn)平均受教育年限、城鎮(zhèn)戶口以及白領所占比重均有明顯提高，一定程度上反映教育事業(yè)發(fā)展、城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結構升級的宏觀趨勢。

利用CGSS 數(shù)據(jù)初步考察子代與父代特征的相關性：子代與父代人力資本相關系數(shù)約為0.52，女性和男性與父代人力資本的相關系數(shù)分別約為0.56 和0.48；城鎮(zhèn)個體和農(nóng)村個體與父代的人力資本相關系數(shù)分別在0.48 和0.42 左右。子代與父代社會資本和職業(yè)類型的相關性也呈現(xiàn)出類似的特征，即男性與父代特征的相關性弱于女性與父代特征的相關性，城鎮(zhèn)個體與父代特征的相關性強于農(nóng)村個體與父代特征的相關性。由此可以初步推斷：代際收入流動的結構性特征為男性的流動性高于女性的流動性，農(nóng)村的流動性高于城鎮(zhèn)的流動性。當然，更為準確的結論仍需通過估計代際收入彈性進行判斷。

四、代際收入流動性的估計結果與分析

本部分將報告并分析代際收入流動的水平、來源和潛力，深入研究考察期內(nèi)代際收入流動性的性別、城鄉(xiāng)和階層差異及變化趨勢，勾勒代際收入流動性的全貌。

（一）代際收入流動性的水平

依次利用父親、母親和父母平均收入衡量父代永久收入，估計代際收入彈性，結果報告在表1 中。由表1 可以看出，當父親收入增長1%時，子代收入約增長0.4%；子代對母親的收入彈性更大，約為0.514；由于父親和母親收入均有不同程度的缺失，若使用父母平均收入作為父代收入，樣本觀測點有所減少，相應的代際收入彈性估計值為0.462。Justman 和Stiassnie(2021)、Lefranc 等(2014)以及Cervini-Plá(2015)等大量文獻采用了與本文相似的方法研究美國、日本和西班牙等國家的代際收入流動性，橫向對比來看，中國的代際收入流動性處于世界中等水平。

表1 代際收入流動性的整體水平

按照子代性別劃分樣本，分別估計不同性別的子代對父親、母親、父母平均收入的彈性，并檢驗男性與女性的代際收入流動性是否存在顯著差異。其結果顯示，女兒對父母的代際收入流動性顯著低于兒子對父母的代際流動性，子代對母親的代際收入彈性也比對父親的代際收入彈性更大，這與Kan 等(2015)、郭建軍等(2017)和劉怡等(2017)的發(fā)現(xiàn)相似。綜合Kan 等(2015)和Kalil 等(2016)的研究結論，一種可能的解釋是，在子代認知形成的嬰幼兒時期和童年時期，母親與子代的接觸時間更久，對子代產(chǎn)生了更強的影響，最終表現(xiàn)出更大的代際收入彈性。

為了研究代際收入彈性的城鄉(xiāng)差異，按照父代戶籍類型劃分樣本，估計代際收入彈性。其結果顯示，農(nóng)村代際收入彈性小于城鎮(zhèn)代際收入彈性，但兩者差異的顯著性不高?？紤]到父代的戶籍類型是估算永久收入的變量之一，同樣影響父代收入的父代受教育年限也與其戶籍類型相關，當按照父代戶籍類型劃分樣本時，父代永久收入的離散程度在城鎮(zhèn)和農(nóng)村之間的系統(tǒng)性差異可能被放大，進而影響代際收入流動性的測算。為了避免上述問題，將子樣本中收入標準化并重新估計代際收入彈性，城鎮(zhèn)和農(nóng)村之間代際收入彈性的差異變?yōu)轱@著。然而，對收入進行標準化也可能損失了部分真實信息，如與非農(nóng)業(yè)戶口的父代收入相比，農(nóng)業(yè)戶口的父代收入標準差本應較小。綜合上述分析可以判斷，農(nóng)村代際收入流動性至少不小于城鎮(zhèn)代際收入流動性。

利用分位數(shù)回歸依次估計全樣本、城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本在25%、50%和75%分位點上的代際收入彈性。其結果顯示，全部樣本和農(nóng)村樣本的代際收入彈性隨收入百分位的提高而逐漸減小，而城鎮(zhèn)樣本代際收入彈性的變化則恰好相反?？紤]到3 個分位點的信息較為有限，我們繪制了全樣本、城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本代際收入彈性隨著分位數(shù)的變化趨勢圖。從該圖中可以看出，全樣本的代際收入彈性并非始終隨分位數(shù)的提高而下降，而是在較低和較高的分位點上呈現(xiàn)上升趨勢，大約在15%和75%分位點上分別達到了代際收入彈性的極大值和極小值。城鎮(zhèn)樣本在80%分位點之前以及農(nóng)村樣本在60%分位點之前，代際收入彈性的變化都較為平穩(wěn)，在此之后才出現(xiàn)了明顯的上升和下降趨勢?？紤]到農(nóng)村收入一般低于城鎮(zhèn)收入，全樣本和分樣本的回歸結果事實上是內(nèi)在一致的，均說明了高收入階層和低收入階層的代際收入流動性較低，對于農(nóng)村更加需要打破貧困的代際傳遞，而城鎮(zhèn)更應注重促進高收入階層的代際流動。

最后，為了研究中國居民代際流動性的變化趨勢，按照子代出生年代將樣本劃分為出生于40 年代、50 年代、60 年代、70 年代及80 年代5 個子樣本。由于樣本年齡被限定在26 歲～55 歲，出生于相同年代的個體年齡也較為接近，導致40 年代和50 年代的子樣本估計結果未呈現(xiàn)明顯的生命周期特征，40 年代子樣本的性別系數(shù)估計也不再顯著。與上文的分析類似，代際收入彈性的大小由相對位置的流動與父代和子代內(nèi)部的離散程度共同決定，而父代永久收入由受教育程度、出生年代等變量擬合而來，出生于相同年代的父代收入擬合值會比實際值的離散程度更低，可能造成代際收入彈性的高估。為此，將父代收入與子代收入進行標準化后估計代際收入彈性，結果報告在表2 的列(1)中由于樣本劃分較為多變，為節(jié)約篇幅，沒有報告未進行標準化的代際收入彈性估計結果，也不再報告性別的系數(shù)估計值、R、樣本容量等，僅報告父代收入的估計系數(shù)。部分子樣本的樣本容量不足無法估計代際收入彈性。父代收入均指父母收入的均值，若使用父親收入或母親收入作為父代收入，結論仍然成立。?？梢钥吹剑瑥?0 年代到80 年代出生的個體代際收入彈性表現(xiàn)出先增加后減小的特征。經(jīng)檢驗，各個年代估計值之間的差異是顯著的，但20 世紀50 年代至70 年代之間的差異不顯著。按照父代戶籍類型劃分樣本，分別標準化收入后測算代際收入彈性，結果報告在表2 列(2)和列(3)中：城鎮(zhèn)和農(nóng)村50 年代至80 年代出生個體的代際流動性與列(1)的變化趨勢相似，區(qū)別在于城鎮(zhèn)內(nèi)部和農(nóng)村內(nèi)部20 世紀50 年代～70 年代出生個體的代際收入彈性增長較為顯著，一個可能的原因是這一段時期內(nèi)出生的個體具有較高的代際城鄉(xiāng)流動，因而能夠在城鎮(zhèn)和農(nóng)村內(nèi)部代際收入流動降低的同時，保證整體代際流動性沒有明顯惡化。列(2)和列(3)還顯示，城鎮(zhèn)20 世紀50 年代～70 年代出生個體的代際收入流動性低于農(nóng)村同期出生個體的流動性，這與上文的分析類似；然而，城鎮(zhèn)20 世紀80 年代出生個體的流動性已經(jīng)超過了農(nóng)村80 年代出生個體的流動性。這意味著，雖然考察期內(nèi)農(nóng)村居民的代際收入流動性水平和變化趨勢較為樂觀，但仍應保持一定的警惕。

表2 代際收入流動性的變化趨勢

按照調(diào)查年份每兩年為一組劃分為5 個子樣本估計代際收入彈性并報告在表2列(4)～列(8)的第一行中，可以看出代際流動性同樣表現(xiàn)出先下降后提高的趨勢。按照調(diào)查年份對樣本進行劃分的缺點在于，難以考察代際收入流動性的長期變化，也易受到每一輪調(diào)查中可能存在的系統(tǒng)性誤差的影響，同時還在一定程度上混雜了不同出生隊列代際流動的異質(zhì)性；按照出生年代劃分樣本則混合了時間的變化趨勢。因此，有必要同時根據(jù)年份和出生年代對樣本進行更為細致的劃分，結果報告在表2 列(4)～列(8)中?？v向比較每一列可以看出，除2012 年、2013 年在20 世紀60 年代出生的個體比50 年代出生個體的代際收入彈性略大(經(jīng)檢驗，兩者差異不顯著)以外，每一列各出生隊列的代際收入流動性均得到了顯著改善。綜合以上分析，可以對中國居民代際收入流動性的變化趨勢做出判斷，即從長期來看中國并沒有階層固化的趨勢，這一發(fā)現(xiàn)與汪小芹(2018)和李任玉等(2018)的結論相似。新中國成立初期百廢待興，在計劃經(jīng)濟體制下在20 世紀40 年代～60 年代出生的個體在人力資本投資、城鄉(xiāng)間流動及職業(yè)選擇上都不可避免地受到各種限制，因而代際流動性較低，甚至稍有降低的趨勢；改革開放以來，經(jīng)濟飛速增長，產(chǎn)業(yè)結構不斷優(yōu)化，教育制度持續(xù)完善，城鄉(xiāng)之間的要素流動壁壘被打破，使在20 世紀60 年代后期及70 年代之后出生的個體在受教育和職業(yè)選擇中越來越少受到家庭背景的影響，代際流動性逐漸提高，義務教育法的頒布和實施保證了80 年代之后出生的低收入家庭的子代能夠接受一定年限的學校教育，這是80 年代出生的個體代際收入流動性提高的重要原因之一(陳斌開等，2021；羅楚亮和劉曉霞，2018)。

（二）代際收入流動性的來源與潛力

按照第二部分介紹的方法測算代際收入流動性的來源和潛力時，反事實代際收入彈性估計值均在1%的水平上顯著，不再報告估計結果。為方便比較，圖2 繪制了子代相對父親、母親代際收入流動性的來源和潛力與真實代際收入彈性的比值。

圖2 代際收入流動性的來源和潛力與真實代際收入彈性的比值

由圖2 可以看出，在四個維度中，由人力資本代際流動所創(chuàng)造的代際收入流動最大，一方面是因為人力資本的代際流動很大程度上決定了其他相關的社會性流動水平，另一方面則是因為人力資本本身對收入具有顯著且較大的正向影響。未來一定時期內(nèi)人力資本流動創(chuàng)造代際收入流動的潛力也最大，如果子代人力資本水平與父代特征完全無關，在其他條件不變的情況下，代際收入彈性將降低22%左右，使代際收入流動性大幅提高。雖然目前由戶籍類型代際流動產(chǎn)生的代際收入流動及相應潛力較大，但考慮到在現(xiàn)階段父代為非農(nóng)戶口的個體幾乎不可能轉變?yōu)檗r(nóng)業(yè)戶口，戶口類型與父代完全無關的假定事實上使戶籍類型代際流動創(chuàng)造代際收入流動的潛力被高估。從職業(yè)代際流動的維度來看，其創(chuàng)造代際收入流動性的作用尚未被充分發(fā)揮，從這個意義上講，未來提高中國居民代際收入流動性從而保障社會活力，政策重心仍應集中于改善人力資本投資和職業(yè)獲得的公平性上。

需要特別說明的是，在測算代際收入流動性的潛力時，僅能對子代特征變量的取值做出反事實的假定，而難以預測未來子代特征變量的回報率。偏向型技術進步、市場化轉型及人力資本的供給等均會對人力資本回報率產(chǎn)生影響(Acemoglu 和Restrepo，2018；郭凱明等，2020；楊飛，2017)，如果人力資本回報率上升，由人力資本代際流動創(chuàng)造代際收入流動的潛力將更大。相反地，隨著城鄉(xiāng)要素流動加快、公共資源配置逐步合理化、城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機制逐步建立和完善，有理由相信非農(nóng)戶口的回報率將趨于下降，也意味著戶籍類型代際流動創(chuàng)造代際收入流動的潛力也將更小。

我們還進一步測算并繪制男性和女性、農(nóng)村和城鎮(zhèn)代際收入流動性的來源和潛力與真實代際收入彈性的比值。結合代際收入流動性的性別差異，可以發(fā)現(xiàn)，女性代際收入流動性較低最為主要的原因在于人力資本代際流動性較低，由人力資本代際流動創(chuàng)造的女性代際收入流動約為男性的50%；同時女性在各個維度代際流動的潛力小于男性該潛力，意味著即使男性和女性的代際流動潛力均被充分發(fā)掘，只要勞動力市場上仍存在性別歧視，兩者之間代際收入流動性的差異就難以消除。農(nóng)村與城鎮(zhèn)之間的差異則表現(xiàn)出不同的特征：盡管考察期內(nèi)農(nóng)村代際收入流動性較高，但城鎮(zhèn)代際流動的潛力較大，若能夠被充分發(fā)掘，城鎮(zhèn)的代際收入流動性有望超過農(nóng)村的代際收入流動性。事實上，從表2 中20 世紀80 年代城鎮(zhèn)樣本的代際收入彈性較小已經(jīng)在一定程度上得到了印證。

五、穩(wěn)健性檢驗與進一步討論

（一）穩(wěn)健性檢驗

在研究代際收入流動性的變化趨勢時，本文對收入進行了標準化，一定程度上排除了父代永久收入估計值系統(tǒng)性誤差的影響，但也可能損失真實永久收入包含的信息。為了充分驗證代際收入流動性的變化趨勢，并排除各個年代的父代永久收入估計值離散程度不同對結果的影響，直接采用CHIP 數(shù)據(jù)匹配父代與子代并估計代際收入彈性，限于數(shù)據(jù)可得性，僅可得到子代出生于20 世紀60 年代至80 年代3 個子樣本。參考李任玉等(2017)的做法，仍使用上文方式擬合得到的父代永久收入數(shù)據(jù)，但改用收入在各個子樣本中的百分位數(shù)來估計代際收入彈性。其結果顯示，當單獨使用CHIP 數(shù)據(jù)時，從20 世紀60 年代到80 年代出生的個體代際收入彈性呈下降趨勢；采用收入的百分位數(shù)估計時，從40 年代到80 年代出生的子代的代際流動性呈先降低后上升的趨勢。類似地，按照父代戶籍類型劃分樣本，采用收入的百分位數(shù)估計20 世紀50 年代至80 年代的代際收入流動性。其結果顯示，城鎮(zhèn)和農(nóng)村子樣本流動性先減小后增大，且與表2 呈類似的特征。綜合來看，雖然使用不同方法和不同數(shù)據(jù)來源得到的代際收入流動性具體數(shù)值有所差異，但變化趨勢較為一致，即長期來看中國的代際收入流動性沒有惡化。

（二）進一步討論

使用收入的百分位數(shù)測算代際流動性更多地反映了子代收入與父代收入在各自收入排序上的相關性。在子代與父代收入排序一定的情況下，代際收入彈性有可能增大也有可能減??；反之，代際收入彈性的大小也不能夠準確反映子代相對于父代收入排序的變化。

使用反事實收入的百分位數(shù)重新測算4 個維度的代際收入流動性來源和潛力，結果報告在表3 中。從總體上講，各個維度的社會性流動對收入排序代際相關性的影響與對代際收入彈性的影響較為類似，即來源于人力資本的代際收入流動及其潛力均是最大的，來源于社會資本的代際收入流動較大但潛力較小。從分樣本和分位數(shù)回歸的結果來看，除人力資本外，其他3 個維度的社會性流動創(chuàng)造代際收入流動的潛力均出現(xiàn)了負值。這意味著在部分子樣本或收入階層內(nèi)，當戶籍類型、職業(yè)或社會資本的社會性流動被充分挖掘時，在降低代際收入彈性的同時，也使得父代與子代收入排序的延續(xù)性增加，只有人力資本的代際流動能夠在各個子樣本和各個收入階層同時實現(xiàn)代際收入彈性的縮小和收入排序變動的提高。由此引發(fā)的一個重要問題是，何種形式的流動更加符合“合理、公正、暢通、有序的社會性流動格局”的目標，是否有必要追求代際收入彈性和收入排序代際相關性的共同減小？Acemoglu 等(2018)認為頻繁的階層流動不僅很難實現(xiàn)，而且也未必有益于經(jīng)濟發(fā)展和社會穩(wěn)定。從這個意義上講，在代際收入彈性減小的同時，代際收入排序的變化減小或許反而更好。

表3 按照收入百分位測算的代際收入流動性來源和潛力

在此基礎上，許多文獻主張用代際間絕對流動性來衡量經(jīng)濟發(fā)展的包容性和機會的公平程度(Chetty 等，2017；汪小芹和邵宜航，2021)。絕對流動性通常用絕對流動率衡量，簡單來講即子代收入超過父代收入的個體數(shù)占整個群體的比例。在考察期內(nèi)，真實的絕對流動率約為0.573，按照上文介紹的方法分別構建人力資本、戶籍類型、職業(yè)和社會資本完全不流動和充分流動兩種情形下的反事實收入，并按父代戶籍類型劃分樣本，將相應的絕對流動率報告在表4 中。可以看到，在任一維度下實現(xiàn)充分的社會性流動或完全沒有社會性流動，絕對流動率均低于真實水平，甚至在某些維度下完全不流動時比充分流動時的絕對流動率更高，這在一定程度上與直覺相違背。

為了厘清這種結果出現(xiàn)的原因，需要計算子代收入高于父代收入，且反事實的子代收入低于父代收入的個體真實收入(對數(shù))的均值，結果同樣匯報在表4 中。表4 顯示，除戶籍類型維度和城鎮(zhèn)樣本測算的職業(yè)維度外，完全不流動時的收入均值低于充分流動時的收入均值。這表明在完全不流動和充分流動兩種情形下受到損害的個體是有不同的，即在這兩種情形下，原本能夠實現(xiàn)收入向上流動卻因某一維度的社會性流動發(fā)生改變而不能實現(xiàn)收入向上流動的個體是有差異的。如果消除人力資本、社會資本或農(nóng)村樣本的職業(yè)代際流動，不僅會降低社會整體的向上流動比例，而且受到損害的個體平均收入較低；與此相反，在人力資本、社會資本或農(nóng)村樣本的職業(yè)代際流動十分充分時，盡管整體向上流動比例也會降低，但受到損害的個體平均收入較高。簡而言之，前者使低收入群體更加難以超越父代收入，后者則使高收入群體更加難以超越父代收入?？梢?，從合理、公正的角度講，絕對流動率也并不能完整刻畫流動性水平，需要深入分析不同情形下不同個體受到的影響，并進行綜合判斷。

表4 不同情形下的代際收入流動性和收入不平等水平

下面，進一步計算真實的收入基尼系數(shù)，并依次測算4 個維度上完全不流動和充分流動兩種情形下的反事實收入和反事實的基尼系數(shù)，結果報告在表4 中。其測算結果表明，消除某一維度的社會性流動并不必然導致收入不平等的加劇，但在任一維度上的社會性流動被充分發(fā)掘時，均有助于降低收入不平等程度。

綜合以上分析可知，代際收入彈性、收入排序的代際相關性、絕對流動率及基尼系數(shù)均只能提供代際收入流動性的部分信息，需要同時將各個指標納入分析范疇才能描繪出代際收入流動性來源與潛力的全貌。由于人力資本充分流動時，不僅能夠大幅削弱代際收入彈性和收入排序的代際相關性，而且絕對流動率的下降最小，受到損害的個體平均收入最高，能夠達到的收入不平等程度也最低，因而促進人力資本的代際流動、保障教育公平是未來一定時期內(nèi)提高代際收入流動性的最核心內(nèi)容。

六、結 論

本文利用CGSS 和CHIP 數(shù)據(jù)從整體情況、性別差異、城鄉(xiāng)差異、階層差異和變化趨勢等角度詳細測算了中國居民代際收入流動性水平；結合統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)利用反事實法進一步從人力資本、戶籍類型、職業(yè)和社會資本4 個維度測算了代際收入流動性的來源和潛力；最后綜合代際收入彈性、收入排序的代際相關性、絕對流動率等多個指標探討了提高代際收入流動性的最優(yōu)路徑。

本文的結論是：(1)在考察期內(nèi)中國居民代際收入彈性約為0.462，與其他國家和地區(qū)相比處于中等水平；女性、城鎮(zhèn)的代際收入彈性大于男性、農(nóng)村的代際收入彈性，但城鎮(zhèn)20 世紀80 年代出生個體的流動性已經(jīng)超過了農(nóng)村80 年代出生個體的流動性；子代對父代的收入彈性隨分位數(shù)的變化呈先增大后減小再增大的趨勢，75%分位點上的個體代際收入流動性最大；長期來看代際收入流動性未表現(xiàn)出惡化的趨勢。(2)人力資本代際流動創(chuàng)造的代際收入流動最大，其創(chuàng)造代際收入流動的潛力也最大；當各個維度的社會性流動被充分發(fā)掘時，男性與女性的代際收入流動性差異仍然難以消除，而城鎮(zhèn)的代際收入流動性有望進一步超過農(nóng)村的代際收入流動性。(3)代際收入彈性、收入排序的代際相關性、絕對流動率等均只能刻畫代際收入流動性的一個方面，若要全面考察居民代際收入流動性，需要利用多種指標綜合判斷；當人力資本充分流動時，各個指標的表現(xiàn)均較好，因而保障教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展，推動教育資源共享，促進人力資本的代際流動，是未來一定時期內(nèi)提高代際收入流動最重要的路徑；同時，保障社會資本和職業(yè)獲得的公平性也是提高代際收入流動性、維持社會活力的重要內(nèi)容。