中国社会的代际收入流动性趋势：2000～2009(三)

     图3是代际弹性趋势图，可以看出2000～2009年间中国的收入代际弹性总体趋势是下降，具体为经历了一个先下降，然后再上升的过程。在2000年时高达0.66，随后下降到2004年的0.49，接着达到最低点2006年0.35，最后又开始上升到0.46。
    
    
    图3  2000～2009的代际收入弹性趋势图
    对比2000年和2009年的代际弹性可知，中国十年之内父辈的收入对子辈的收入影响有所下降，说明改革开放所推动的就业和收入分配体制改革在一定程度上有利于加大社会流动性。为了更好地说明2000年以来的十年内代际流动性的增大，是由于哪部分的收入阶层的流动性所致，我们构造了2000年和2009年的流动矩阵(mobility matrix)。矩阵P1和P2是我们根据父辈和子辈的收入从小到大的排列，分别分成五个等分的5×5矩阵，它们分别代表2000年和2009年的流动性矩阵。行是父辈的收入等分，列是子辈的收入等分。P1中第一行第一列的数字0.333，表示父辈处在最低的20%分位收入组，其子辈有33.3%的概率仍然处在子辈的最底层的五分位。因而P1中第一行第二列的数字0.167，表示父辈处在20%分位最低收入组，其子辈有16.7%的概率跃升至子辈的20%～40%的分位收入层级上。其他以此类推。
    
    
    
    
    从P1和P2中可以看到，在2000年和2009年，出生于底层收入家庭的子辈仍然处在收入底层的概率比较大。最大的不同是，2000年时，处于最顶层的家庭的子代有54.2%的概率仍然处在收入的最顶层；到2009年时，该概率只有15.8%。这表明2009年中国社会从上层往下的流动性增强了，但是从底层往上的流动性甚至有些许的下降。这说明这十年来流动性的些许下降，来自顶层收入阶层的向下流动性增强了，但是穷人的后代仍然是穷人的概率并没有下降。因此，为了增加社会流动性的努力应更多地倾向于有利于增加穷人子辈收入的政策，如对农村的支持(许崇正，高希武，2005)。
    五、结论
    代际流动性反映了一个社会的机会均等的状况。本文使用1989～2009年的CHNS家庭跟踪调查数据，估计了2000年到2009年中国社会代际流动性的趋势。在方法和样本处理上，通过尽力避免在代际收入弹性估计中子辈和父辈一生收入度量带来的偏误问题，严格控制父辈和子辈的年龄，引入年龄的二次函数来解决由于单峰型的一生收入轨迹带来的实际收入与一生收入的偏差，并通过对父辈收入的多年平均来降低因暂时性收入冲击导致的向下偏误问题。
    估计结果表明，若使用父辈一年的收入，即使控制了年龄趋势效应，也会由于暂时性因素过大而导致代际弹性的严重偏误估计。因此，多年的平均有助于消除单个年份过度波动而导致的偏误。无论是两年平均，还是三年平均，都说明从2000年以来，中国社会的代际收入弹性在下降，也就是社会的流动性在上升，子辈的收入受父辈的收入影响程度在下降。说明随着市场化改革的推进，子辈间受父辈间差距的影响程度呈下降趋势，机会不均等的状况在逐步改善。
    但是应该注意的是，2009年的代际弹性仍处于0.46左右，与有关国家的收入流动性弹性相比(见前文相关文献的综述部分)，中国的代际收入流动性弹性仍然偏高。从各个阶层的流动性比较看，中国社会的低流动性主要体现在低收入群体组别。为此，中国还需要进一步推动市场化改革，打破行业间以及城乡之间的劳动力流动壁垒，进一步深化就业和收入分配体制改革，加大对低收入人群的公共教育投入等，促进社会流动性的提高。
    注释：
    ①如果代际收入弹性为β，代际收入流动性则为1-β。因此，在描述的时候代际收入弹性和代际收入流动性可互换使用，只不过两者相反。
    ②父亲T年平均的估计为，显然此估计的向下偏误会小于只用一年的度量结果。
    ③显然使用子辈一生早期或者晚期的实际收入做被解释变量，会导致系数估计下偏，而使用收入的高峰期左右的收入则会导致系数估计上偏。对父辈而言，则是父辈实际收入越接近持久收入，误差越小。
    ④现有研究并没有指出为什么要采用(5)式的持久收入处理方式，因此，王美今和李仲达(2012)对这一处理方式提出了质疑。本文在此提供了部分原因，并指出该方法存在的不足。
    参考文献
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    [12]Lee Chul-In and Gary Solon, 2009, “Trends in intergenerational income mobility”, Review of Economics and Statistics 91: 766～772.
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    [18]Solon, Gary, 1992, “Intergenerational income mobility in the United States”, American Economic Review 82: 393～408.
    [19]Solon, Gary, 1999, “Intergenerational mobility in the labor market”, in: Orley Ashenfelter and David Card, eds., Handbook of labor economics, Vol. III (Amsterdam: North-Holland)pp. 1761～1800.
    [20]Solon, Gary, 2004, “A model of intergenerational mobility variation over time and place”, in: Miles Corak, ed., Generational income mobility in North America and Europe (Cambridge University Press: Cambridge)pp. 38～47.
    附表：
    附表1  2000年子辈收入及其对应父辈收入的描述统计

		均值	中位数	最小值	最大值	标准差
子辈收入		9620	6931	204	118457	15014
父辈收入	1989	3698	2641	26	19644	3534
	1991	4247	2999	59	50876	5916
	1993	4394	3081	295	25647	4509

    附表2  2004年子辈收入及其对应父辈收入的描述统计

		均值	中位数	最小值	最大值	标准差
子辈收入		10603	7317	44	153881	16697
父辈收入	1989	5016	3133	154	51953	6572
	1991	4313	3455	156	30991	3715
	1993	5277	4175	44	33574	5343

    附表3  2006年子辈收入及其对应父辈收入的描述统计

		均值	中位数	最小值	最大值	标准差
子辈收入		13799	10212	147	58204	12087
父辈收入	1989	5022	3520	255	51953	6243
	1991	4868	4571	231	34318	4123
	1993	5695	5146	44	33574	5193

    附表4  2009年子辈收入及其对应父辈收入的描述统计

		均值	中位数	最小值	最大值	标准差
子辈收入		18561	13782	97	145299	21393
父辈收入	1989	4843	3269	112	39609	5707
	1991	4243	3315	104	27505	3364
	1993	5044	4139	150	34162	5107