代际收入传递机制及破解贫困路径研究

苏宇楠,许发明

(1.中央民族大学 理学院,北京 100081;2.西安交通大学 数学与统计学院,陕西 西安 710049)

一、背景引入

面对错综复杂的国际国内环境,中国经济彰显强大韧性,向高质量不断发展。2020年是中国全面建成小康社会的收官之年,中国经济风雨不惧、稳中求进,在实现经济社会发展目标的道路上砥砺前行。近年来,“拼爹”一词在中国社会上的出现频率颇高,“富二代”“官二代”案例经常见诸媒体、“阶层固化”和“寒门难出贵子”仍是当前舆论的热门话题。这体现的正是社会大众对于代际流动性偏弱和阶层固化现象的关注(1)这两个词都蕴含了依靠父辈的金钱或政治身份获取社会经济地位的含义。。“二代现象”的出现从侧面反映出的社会现实是国民收入呈现代际传递的趋势,代内收入差距拉大,代际收入的流动性不足,代际收入弹性小(2)代际收入流动性是微观视角上家庭子女的收入对父母收入的依赖程度,通常用代际收入弹性来衡量。代际收入弹性越大,表明代际收入传递的程度越高,代际流动性越小。。社会流动性的高低对保障社会公平和兼顾效率意义重大。社会代际流动性高,城乡区隔、地区差异和阶层垄断等导致的收入差距更多呈现代内影响。当社会流动性降低时,不仅代际间收入差距会扩大,拥有父代丰富资源的家庭子代与其他人相比,不仅能从父辈继承大笔财产,而且还可继续享有丰富的社会资源,使得本处于上层社会的家庭后辈仍处于优势,而处于中下层家庭的子代们由于资源不足,难以通过自身努力跻身上层社会,阶层之间收入差距逐步拉大,向上流动的机会匮乏、渠道狭窄。

“唯改革者进,唯创新者强,唯改革创新者胜”(3)出自习近平总书记2014年11月9日在“APEC工商领导人峰会”上发表的主旨演讲。。大刀阔斧迈入小康社会之际,增强代际收入流动性显得越发重要。党的十九大报告指出,“让贫困人口和贫困地区同全国一道进入全面小康社会是我们党的庄严承诺”。面对剩余贫困户的复杂性、新脱贫户的不稳定性和脱贫户的迷茫性的“后扶贫时代”,减贫成本与脱贫难度都将进一步增加,中国扶贫开发已进入攻坚拔寨的冲刺期。在扶贫治理中,低收入群体的贫困代际传递一直是扶贫工作中的重点与难点,如何削弱阶层固化现象,建立起新型贫困治理结构、体系和机制,是当下学界和政府普遍聚焦和探索的问题。实现社会分配中公平与效率的统一,不仅要依靠强大的人口优势实现人力资本存量增加,还要依靠激励机制来提高人力资本的使用效率,优化“人才红利”,为实现“两个一百年”奋斗目标注入强大活力。

二、国内外研究现状

(一)代际收入流动性的变化趋势

从宏观指标——基尼系数角度考虑,从1981年到2001年,中国的基尼系数从0.3上升到0.45[1];联合国2011年发布数据称中国的基尼系数在2010年已经达到了0.52,在190多个国家中排名第四,远高于一般设定的警戒线0.4,充分说明收入分配不均和随之而来的社会阶层固化问题已成为影响中国经济未来发展的关键。

从微观家庭代际收入流动性测度角度,即代际收入弹性(4)代际收入弹性是指父代经济收入对子代经济收入或经济地位的影响程度。考虑,根据中国社会科学院“城乡居民收入分配课题组”的调查资料,利用父代收入对子代收入的回归方程,测算了1988年和1995年的代际收入弹性分别为0.384和0.424[2]。这一结果说明以下两点,一是中国代际收入流动性较低,二是收入的代际流动性存在进一步固化的风险。此后,大多学者的研究成果认可第一点结论,但是关于第二点存有争议。例如,有研究表明改革开放以来中国代际收入弹性总体递增[3],支持了王海港的结论。然而,也有研究使用CHNS数据综合运用可降低偏误的方法估计了中国2000、2004、2006、2009年四个年度的代际收入弹性,发现呈整体下降趋势[4];同时表明代际收入流动性呈阶段性变化[5],从时间上看,1989至2004年,父子收入弹性在0.2至0.8范围内震荡,接着呈现大幅下降到逐步稳定的特征[6]。类似地,也有文献运用CHNS数据库中样本量为1 828的单年收入计算得出中国代际收入弹性位于0.22至0.29之间[7]。同时,也有成果运用自助多水平统计模型、工具变量和分位回归共三种方法对CHNS数据中的代际收入弹性进行了分析,用前两种方法得出的总体弹性分别为0.362和0.446,此研究利用分位回归方法证明随着收入水平的提高,代际收入弹性呈现出先升后降的倒U型特征[8]。

(二)不同阶层和群体代际收入流动性差异

随着代际收入流动性相关课题研究的不断细化,越来越多的学者着眼于不同阶层的代际流动。针对不同阶层和群体代际收入流动性的差异分析,学界存在不少争论。比如,按父母收入高低分组的分析显示1995年低收入组父母收入对子女收入的影响比1988年有所下降,但高收入组父母对子女的影响力大大增强了[2]。使用CHNS数据,应用OLS、群组分析(Cohort Analysis)和分位回归方法测度了中国代际收入弹性,得到了处于不同地域的不同收入水平的家庭代际弹性不相同,城镇父子收入弹性高于农村,但是家庭收入对子代的弹性小于农村,中等收入水平家庭的弹性最低[6]。同时,也有研究使用转换矩阵法研究不同收入阶层的城乡居民的代际收入流动性[9]。

(三)代际收入流动性的传递机制

关于代际收入流动的中间变量、内在机制方面,国内已有的相关研究包括以下三方面内容:第一,教育是人力资本改善的重要方面,作为代际流动的重要机制,其在知识积累、能力培养等方面起重要作用,从而有助于弱势阶层子女的向上流动。第一,中国的代际收入弹性分解表明代际间的职业和教育传递是中国代际收入相关的主要途径,贡献率分别30.5%和17%[6]。第二,研究发现父亲的党员身份在其离职前对子代收入具有显著正向影响,从而证明政治资源在中国代际收入传递中的重要作用[10];第三,有文献研究了教育对创建中国合理代际流动机制的重要性[11];并且,教育、健康和职业对中国代际收入流动性具有贡献,但是这三者之和也仅解释了中国代际收入流动性的19%[12];另有试图通过工具变量等方法确定教育投入、财富遗产等某个因素对代际流动的影响。政府在分配社会资源时常将公共教育支出包含在内。研究发现人均财政教育支出越高的地区代际流动性越高[13]。随着中国九年义务教育的普及和高等教育规模的扩大,社会各阶层获得教育机会的差距逐渐缩小,教育为代表的人力资本在增强社会流动性中的作用得以发挥,成为中国贫困家庭子女代际流动的重要途径,为“寒门贵子”提供了一条重要的路径[14],同时,教育水平在促进代际流动中的贡献率正逐渐提高[15]。因此,如何通过教育改革最大化的发挥教育促进社会流动的正面作用,是决策者接下来很长一段时间考虑的重要问题之一。国际上,根据芬兰五组不同时期出生的人口的收入流动性研究,发现尽管收入不平等现象有所加剧,代际收入弹性仍保持稳定,但教育起到的贡献可能已经改变[16]。

不仅人力资本要素在代际收入流动性传递中发挥重要作用,社会资本和家庭财富也不例外。人力资本、社会资本和财富资本对代际收入传递的解释力达到60%以上,其中财富资本的贡献率达到40%以上,财富资本指标分为金融资产总额、房产现值和土地面积(农村),房产现值和金融资产总额,对代际收入弹性的解释力远高于人力资本和社会资本[5]。之后,有研究利用“Galton-Becker-Solon”模型,引入家庭金融性资产、房产价值、家庭借款和家庭负债等变量,发现子代收入与家庭金融性资产、房产价值和家庭借款具有正向相关关系,其中家庭房产价值与家庭借出款对子代收入的影响能力最大[17]。

随着物质和精神生活日益丰富,民众收入的组成日益多元,社会资本与家庭财富等要素对收入代际流动的影响不断增强,这使得中国贫富差距传递路径研究更为复杂。本文创新点在于采用双样本匹配方式构造工具变量,运用代际收入转移矩阵,通过七种代际收入测度指标对代际收入的流动性进行了测度与描述,并应用分位数回归工具讨论处于不同收入分位水平上的家庭收入弹性系数,最后利用MM反事实收入分解法探究高、低收入阶层父代与子代之间的收入差异主要是哪一种差异效应引起的。

三、研究方法及实证分析

(一)数据说明

本文中,主样本数据来自于中国健康与营养调查(CHNS)1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年以及2015年数据;而补充样本来自于中国家庭收入项目调查(CHIP)1995年、2000年、2008年和2013年数据。由于CHNS数据中仅有2015年数据含有与家庭财富相关的指标,所以利用CHIP数据中与家庭财富相关的指标,通过样本匹配,最小二乘估计构造出家庭财富的工具变量,来对主样本进行补充。

(二)双样本匹配及工具变量构造

目前,在国际上很多研究为了解决缺乏长时间的面板结构收入数据的问题,采用双样本两阶段最小二乘法,将独立的两个样本合并,克服现有数据的限制[18]。在本文中采用类似的思想,通过匹配两个独立的样本数据,利用最小二乘估计生成家庭财富的工具变量,来解决CHNS数据中仅2015年数据含有与家庭财富相关的指标这一问题,使可用样本量增多,能更好地刻画代际流动趋势以及传递机制的变化。

由于CHNS调查数据的年份与CHIP调查数据的年份并非是一一对应的,所以这里采用wave方式(5)Wave方式指将调查年份间隔较短的一对数据进行匹配。对数据进行匹配,并以1993年的居民价格指数(6)居民价格指数的数据来源http:∥www.zjso.gov.cn/dcsj/ndsj_2174/2016_ndsj/jmxfjgzs/201703/t20170310_81159.html。为基期,采用不变价法处理,以保证不同年份之间的可比性,具体的匹配规则如表1。

表1 分年份匹配样本匹配规则

在完成分年份匹配样本后,对所得到的4对年份,8个样本对通过如下流程构造关于家庭财富的工具变量:第一,对数据进行五等分与随机分配样本对;第二,构建模型及工具变量的引入。

具体说来,将CHIP数据和CHNS数据分别按照其父代收入从高到低进行排序,并将排序后的数据进行五等分,分为五个等级。之后针对CHNS中的父代观测变量,在与其相同等级的CHIP数据中利用Bootstrap抽样方式随机抽取子代特征观测与之相匹配。对匹配之后的数据建立如下回归方程:

(三)代际收入转移矩阵

代际收入转移矩阵方法刻画了父子代收入所处对应位置随时间的动态变化,该方法较普通的描述性统计而言更具有实际意义,对代际收入的流动性做出量化解释,可以衡量父子两代人收入阶层的流动的大小和向,表现为矩阵中的每一个概率大小。在矩阵中,分别用行数、列数来表明父代、子代的收入所在的阶层,收入最低为第一阶层,最高为第五阶层,可将代际收入转移矩阵表示为下列形式:

表2 代际收入测度指标构造

1.代际收入的转移矩阵构建

对处理后的样本,将父辈和子辈的收入分别由低到高分为5个阶层(收入最低的为第一阶层,收入最高的为第五阶层),对1993年和2015年数据利用转移矩阵法进行处理,对不同收入阶层的居民收入流动性及其变化趋势进行初步的分析。

通过对转移矩阵的观察,发现对不同收入阶层的居民,代际收入流动性存在着较为明显的区别,且位于最高和最低的两个阶层,父代位于该阶层子代仍处于该阶层的概率相较于其他阶层都要高,反映出最高与最低收入阶层人群的代际收入流动较为封闭。通过对比1993年的收入转移矩阵和2015年的收入转移矩阵,可以发现,2015年时各阶层向其他阶层流动的概率增加,且收入分配两端居民的代际收入流动性有明显的提高,此外,除第一阶层外各阶层向下流动的概率相较于1993年都有所上升。

2.代际收入的转移矩阵指标分析

由表3可总结出以下结论:

表3 1993年至2015年代际收入的转移矩阵指标测度值

第一,若假设代际收入阶层完全流动,则惯性率M1应为0.2,且M1若越接近0.2则说明代际流动性越好,表3中M1随着年份增长呈递减趋势,且在13年后维持在0.3以下,子代收入阶层保持父代收入阶层的概率逐年递减,代际收入流动性得到一定改善。

第二,若假设代际收入阶层完全流动,则亚惯性率M2应为0.52,且M2若越接近0.52则说明代际收入流动性越好,由表3可见,亚惯性率M2大致呈倒U型的变化趋势,先随着年份推移上升,在2004年达到最大值,之后呈现出下降趋势,2004年后子代收入跨两个及以上阶层流动性增强。

第三,自2000年后底层不流动率M3较之前年份有明显减少,说明父代收入位于最低层的子代收入流动性得到了良好改善,他们较2000年前更容易向更高收入阶层流动。而顶层不流动率M4在2006年之前都在0.4以上的水平,2009年之后下降到了0.4以下,说明高收入阶层代际收入流动性有所改善,“穷二代”减少了,“富二代”也减少了。

第四,2004年至2009年的向上流动率M5要高于其余年份,即子代收入阶层较父代收入阶层有所好转的概率是随着年份先增后减的,而向下流动概率M6呈现出波动的趋势,同时,向上向下流动率之比也在1附近波动,向上或向下流动的状态不稳定。

综合以上四点,得出如下结果:随着年份增长,父子代间代际收入的流动性得到了一定改善,体现在父子代收入阶层固化现象减弱,子代收入跨两个以上阶层流动概率增大,底层收入群体与顶层收入群体的收入代际流动性增强,但向上向下流动的状态还不够稳定。

(四)分位数回归方法

代际收入转移矩阵直观地描述了代际收入流动性的情况,但其仅从收入角度出发,并不能对代际收入流动性的内在原因进行挖掘,于是采用分位数回归进一步分析,意在找出代际收入流动性的影响因素及其影响程度。对于收入数据而言,普通最小二乘回归得到的回归方程只能反映代际收入平均水平的变化情况,但我们除了想研究中等收入人群的情况以外,还想研究代际收入极高和极低人群的情况,所以分位数回归能够很好地契合该问题。分位数回归作为线性回归的拓展,用于刻画因变量的条件分位数随着自变量的变化情况,能更好地刻画出因变量在在各个分位数上的局部特征或者完整的分布特征。本文建立如下形式的分位数回归模型:

(1)

其中,τ表示分位数点,lcincome表示子代收入取对数,由CHNS数据中子代的收入指标直接取对数得到;lfincome表示取对数后的父代收入,也是通过对CHNS数据中父代的收入指标直接取对数得到;cedu表示子代受教育年限;frank表示父代社会阶层(7)父代收入阶层的划分是通过其职业参考戈德索普的12分划法得出的,具体分法参考表4。;这里的vwealth是对通过之前所述方法获得的家庭财富的工具变量w取对数后获得的,这里取对数的目的是使家庭财富的量纲与父代、子代收入的量纲以及量级保持一致,使模型更加合理且易于解释。

根据父代的职业将样本划分为不同阶级,分别为行政官员、国家机关/党群组织/企、事业单位负责人、军官与警官;高级专业/技术人员;一般专业/技术人员;办公室日常办事人员;商业从业人员/自雇佣者/小型家庭从业主;商业从业人员/自雇佣者/小型家庭从业主;运动员/演员/演奏员;士兵与警察;技术工人;服务业从业人员;非技术工人;农林牧副渔生产人员;其他。其得分为12分至1分依次下降。

对处理后的数据,建立分位数回归模型,并求解可以得到各年份不同分位点上的收入弹性系数,见表4。

表4 各年份不同分位点下的收入弹性

表4给出了从1993年到2015年从0.05到0.95的5个分位点的代际收入弹性,越高的代际收入弹性对应着越差的代际收入流动性。代际收入弹性随分位点变化和随年份变化都是不平稳的。1993年与2000年的0.05分位数点上弹性值较高,均高于0.4,极不利于底层收入群体流动;2004年与2006年的0.05分位数点上弹性值最小,在0.1以下,此时,处于收入底层的群体代际收入流动性较高,有利于社会良好发展,而在2009年之后0.05分位数点上的代际收入弹性又有所上升。1997年至2004年的0.5分位数点的弹性值均高于0.5,这些时期与部分陷入中等收入陷阱的发展中国家情况类似,明显高于世界上其他发达国家。2006年之后0.5分位数点的弹性值较之前有了明显下降,代际收入流动性得到一定改善。各年份的0.25、0.75分位数点上的代际收入弹性值都大致呈现出逐年递减的趋势,反映出较低收入水平人群和较高收入水平人群代际收入流动性的增强。而各年份的0.95分位数点上的弹性值始终保持一个较低的水平,代际收入流动性较好,其中,由于2009年样本量较小,在0.95分位数点上的估计存在一定误差。同时,1997、2000、2004、2009年这四个年份代际收入弹性与分位数之间大致为倒U型趋势,说明这些年份收入分布两端的代际收入流动性较强,而收入分布中位数附近的代际收入流动性较弱。一般来说代际收入弹性与分位数之间的趋势是U型或者是倒U型,但在2006年,代际收入弹性与分位数之间大致呈现出N型趋势,说明2006年总体数值均较低,底层收入人群比高层收入人群拥有更强的代际收入流动性。1993、2011、2015这几个年份代际收入弹性大致都随着分位数的提高而减小,即底层收入人群阶层固化严重,而高层收入人群代际收入流动性较好,说明这些年份的经济体制与收入分配改革对高收入群体的代际收入流动性起到了积极作用。

图1可见,除0.05分位数之外,其余四个分位数均随着年份呈倒U型趋势变化,且子代受教育水平都起到正向影响作用。受教育程度对处于收入最低层的子代影响在逐年递增,即子代收入位于最低层的群体更容易通过提升受教育年限而实现收入阶层跨越。其他分位数点上2004年与2006年的受教育年限对子代收入的影响最大,0.95分位数点上受教育年限对于高收入子代的影响程度较低,0.05分位数点上受教育年限对于低收入子代影响程度逐年提升,说明通过教育改变自身收入阶层的愿望通路还是存在的。

图1 受教育水平系数

由图2(左)发现,从1993年至2009年父代社会阶层对子代收入起到的促进作用更多,特别是子代低收入阶层,父代社会阶层越高越能帮助子代收入实现阶层跨越。2011年之后父代社会阶层对子代收入起到的负影响更多,特别是2015年,在每一分位数点上附带社会阶层均对子代收入起到负影响,即父代社会阶层已经很难帮助子代实现收入向更高阶层跨越,但这种情况的出现也可能是由于样本数据选择偏差造成的。0.95分位数点该弹性值绝对值不超过0.07,即父代社会阶层对高收入阶层子代起到的影响很小。

由图2(右)可见家庭资产对子代收入阶层的影响呈现波动性变化,在1993年和2011年0.05至0.75分位数点上均起到正向影响,且影响程度较大,而在0.95分位数上起到了负向影响。在1997年、2000年、2004年与2009年家庭资产对中低等收入子代起到负影响,且对高收入阶层子代影响程度较低。而在2006年家庭资产对高收入子代起到正向影响,且影响程度较大,在0.05分位数点上也起到了一定正向作用。2015年家庭资产对中等收入子代正向影响较大,而对收入分布两端的子代起到负影响作用,且影响程度较小。

(五)MM反事实收入分解方法

通过分位数回归得到各个因素的影响程度后,为进一步探索造成代际收入差距的是哪一种效应,我们使用反事实收入分解方法进行以下分析。反事实收入的思想考察当来自低收入家庭的子代拥有和来自高收入家庭子代相同的条件后他们的收入将会有怎样的变化。MM反事实收入分解是一种基于分位数回归的收入分解方法,它将收入差异分解为由于决定方程系数不同而造成的回报差异效应以及由于回归自变量的分布差异所造成的特征差异效应。特征差异效应反映出由于家庭收入差异造成的子代特征如教育水平、就业类型等方面存在的差异,而回报差异效应反映出高、低收入家庭子代在劳动力市场获得的收入回报带来的差异。通过对总收入差异的分解,从而探究收入差异主要是哪种差异效应造成的。

本文结合分位数回归与MM分解法来探究高、低收入阶层父代的子代之间的收入差异主要是哪一种差异效应引起的。首先,我们以父代收入的中位数作为分界点,把父代收入高于分解点的家庭视为高收入家庭,反之则视为低收入家庭,之后对这两类家庭分别建立模型(1)并求解,得到以下两个分位数回归方程:

(2)

(3)

(4)

对各年份数据利用MM反事实收入分解得到的结果为表5。通过观察表5的结果可以得到如下结果:

表5 各年份MM反事实收入分解结果

第一,各年份的高、低收入家庭的子代收入的总差异整体上随着分位数升高呈现下降趋势。

第二,在各年份不同分位点上,特征差异效应的贡献率普遍大于回报差异效应的贡献率,特征差异效应是导致来自高、低收入家庭的子代收入产生差异的主要原因,并且2011年以后特征差异效应贡献率随着分位数点呈现递增趋势,在高分位数点上特征差异效应几乎能解释全部的总差异。

第三,各年份的回报差异效应整体上随着分位数点升高呈现出下降趋势,且在0.75分位数水平及以上多为负值,仅对0.05至0.25分位数水平的子代收入差异起着一定正向影响。

综合来说,在各年份各分位点特征差异效应都是引起子代收入差异的主要原因,而回报差异效应仅在低分位点起到一定的作用。即对于各分位点的子代,其收入差距受子代特征影响更大,如教育水平、就业类型等,而对于低分位点的子代,其收入差距还受到由于劳动力市场带来的收入回报差异的影响。

四、结论及建议

本文通过双样本匹配与工具变量构造,从CHNS与CHIP数据中获取了需要的自1993年至2015年的五个变量数据,之后使用代际收入转移矩阵对父子代收入阶层的流动性进行分析,然后再对子代收入与父代收入、子代受教育年限、父代社会阶层、家庭资产之间进行分位数回归与MM反事实分解,得到不同收入水平下影响代际收入差距的主要因素。本文得到以下结论:

第一,代际收入转移矩阵表明阶层固化的程度随着年份降低了,子代收入更容易向其他阶层转移。顶层与底层的不流动率都随着年份下降,即“富二代”与“穷二代”在减少,但是由于其基数较大,下降程度不够明显,所以贫困与精英在代际收入传递中表现较为明显。此外,代际收入阶层向上和向下流动的状态呈现波动

性,不够稳定。

第二,各年份的0.95分位数点上代际收入流动性较好,在2006年以前中位数代际收入弹性值较大,与部分陷入中等收入陷阱的发展中国家类似,弹性值明显高于世界平均水平,2006年之后中位数点代际收入流动性得到一定改善。

第三,对各个因素进行分位数回归后得到子代受教育年限是影响程度最大的,且在各个年份各个分位数点上均起到正向影响,特别是0.05分位点上,表明低收入子代群体更容易通过提升受教育年限从而实现阶层跨越,而在各年份的0.95分位点上受教育程度弹性值较小,影响程度较低。其次,家庭资产对代际收入流动性呈波动性影响,在某些固定年份的固定分位点上起到较强的负影响作用。最后,父代社会阶层对代际收入流动的影响程度最低,除了对2011年之前的0.05分位数上起到一定的正向作用以外,在其他年份的各分位数点上影响都不够显著。

第四,对于子代条件收入分布的高收入群体来说,代际流动并不是依靠教育来实现,而可能是更多的无法观测的个人能力、抱负等因素,同时也印证了以Boudon为代表的少数学者关于“在工业社会教育大幅度发展与代际收入流动的增加并没有绝对的关系”的观点。

第五,通过分位数回归与MM分解法的结合可以发现各个年份各个分位点上特征差异效应是引起子代收入差异的主要原因,特别体现在高分位点上,回报差异效应只在低分位点起到一定作用。由此可说明中国劳动力市场收入决定的机制较为公平,但由于父代收入差异带来的对子代的投资、培养的差异会使得子代在教育水平、就业性质等特征上受到影响,进而影响到子代收入。

第六,代际收入流动性具有较为明显的阶层异质性,总体趋势上,极低收入人群阶层固化严重,而高收入阶层代际收入流动性较好。这不利于消除低收入群体的“代际贫困”,扩大中国居民收入差距,不利于社会稳定和和谐。值得肯定的是,随着年份增加,代际收入流动性在各个分位数点都有了较好的提升,但是仍然存在较为明显的波动,不够稳定,究其原因,需要持续且稳定的外部因素的干预。

依据中国收入分配政策——“效率优先,兼顾公平”,拉近收入差距的根本路径在于解决个体收入分配差异过大的问题,本文提出以下针对性建议:

第一,受教育程度的高低是影响中等及以下阶层的中国居民代际收入流动高低的一个重要因素,特别是对收入在下5%分位数水平的极低收入家庭。一方面,我们应该继续贯彻落实相关政府政策,保障全体社会成员享受义务教育,同时要促进教育机会和教育水准的相对均等,提供奖助学和无息低息贷款政策,使低收入家庭的孩子有更多的机会完成求学梦想;推动支教计划,使得偏远山区的孩子也可以获得同等优质的教学资源。另一方面,我们要大力发展职业教育,为不同能力、不同爱好的孩子们提供一个可以依靠“一技之长”创造个人价值和累积财富的空间,通过相关政策支持,提高平等就业机会、提供自主创业有利平台。

第二,依靠政府宏观财税政策调控和公共财政投资的干预。一方面,政府通过财政支出政策加大对贫困家庭的公共人力资本的投资力度和精准度,为低收入家庭的子女在求学、创业等方面提供一定幅度内的有效支持;另一方面,政府可以有计划有节奏地开征遗产税等,控制高收入家庭的财富聚集和财富频繁转让。从而在提高各个阶层代际收入流动性的同时,减少中国居民收入的差距,维护社会的公平与和谐。

第三、针对造成收入差异的主要因素是特征差异效应政府可以采取对低收入家庭实行积极的转移支付政策,改善子代人力资源水平以及就业情况;与此同时也可以完善劳动力市场以达到同时降低回报差异效应的目的。

本文利用双样本匹配与工具变量构造,从CHNS与CHIP两个数据集中获取需要数据,运用代际收入转移矩阵、分位数回归和MM反事实收入分解的方法,得出阶层固化的程度随年份下降、代际收入流动性的显著阶层异质性、子代受教育年限对代际收入流动的影响程度最大、影响收入差异的主要因素是特征差异效应等结论,并针对以上结论提出政府应促进教育机会和教育水准的相对均等、大力发展职业教育、依靠政府宏观财税政策调控和公共财政投资的干预对低收入家庭的子女提供支持、有节奏征收遗产税以及采取对低收入家庭实行积极的转移支付政策、同时完善劳动力市场等建议。