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新常态下我国城乡居民代际收入流动性分析

2017-02-28曹皎皎

商业经济研究 2017年2期
关键词:分位数回归城乡一体化

曹皎皎

内容摘要:本文基于CHARLS 2011数据,运用双对数模型和分位数回归方法测算了我国城乡居民代际收入流动性。实证结果表明,我国城镇居民代际收入流动性高于农村。其中教育和社会关系是代际收入流动的主要途径,教育和社会关系是影响城乡居民代际收入流动的主要因素。文章指出,为了促进城乡一体化发展,实现机会的均等,政府在教育支出、劳动力市场建设和增加农村居民收入等方面应加大政策力度,均衡城鄉发展。

关键词:代际收入流动 代际收入弹性 分位数回归 城乡一体化

中图分类号:F063.4 文献标识码:A

国内外相关文献概述

随着“穷二代”和“富二代”等名词的出现,代际间的机会公平广受关注。一项调查数据表明,中国的“拼爹指数”达到了0.6,排名世界第二。“拼爹指数”这一戏称指的是“代际收入弹性系数”(IgE),用来表明父母和子女(成年后)收入的相关程度。如果该系数为0,则说明两代人的收入流动性大,个人收入多寡完全取决于他们自身。反之若为1,则说明该国家个人收入水平完全由他们家庭背景所决定。方鸣测算出我国的代际收入流动弹性为0.473,较高的流动弹性系数反映出我国代际收入流动性较低,子代的机会不均等现象严重,贫富阶层固化现象十分严峻(方鸣等,2010)。周兴认为代际流动性逐渐减弱是造成贫富固化现象的主要原因(周兴等,2014)。

代际收入流动的研究最早为1979年Becker提出的代际收入弹性。代际收入弹性越大,则代际流动性越低,子代初期的机会不平等程度也就越大(Becker,N.Tomes,1988)。由于单年数据存在测算偏差问题,Solon,Zimmerman(1992)运用多年平均值数据测算出美国的代际收入弹性为0.4(Lee.C等,2009)。我国代际收入弹性的测算最早为王海港(2005)利用两年的数据建立回归方程,得到我国的城乡代际收入弹性分别为0.384和0.424。王美今、李仲达(2012)运用CHIPS数据测算出我国的代际流动弹性为0.830,得到我国是一个极度不流动的国家,但收入代际弹性总体上呈现下降趋势。周兴、张鹏(2015)将1991-2011年划分为四个阶段,分别测算出每个阶段的收入弹性且收入弹性都不一样 。王洪亮(2009)通过测算1989-2009年的城乡居民代际收入弹性,发现城镇收入弹性要大于农村收入弹性,而且在不同时间农村和城市的流动性也是不同的 。之后学者研究影响代际流动的原因,例如周兴、张鹏(2015)认为职业是影响城乡代际收入流动的重要因素,并且测算出了城市父代职业对子代的收入弹性是0.02,农村家庭为0.19。Behrman Jere(1985)研究发现,社会资本对居民收入水平具有一定的强化效应,并且进一步研究发现父母的社会资本会影响其子代的收入水平。袁志刚、陈琳(2012)的财富资本机制主要是分析家庭的房产、金融资产和土地财产对子代收入影响。黄林峰(2013)从家庭金融资产的角度分析了城乡代际收入流动的差异,结果表明城乡间的代际差距趋于阶层固化状态。梁运文、霍震、刘凯(2010)运用奥尔多中心的调查数据发现,金融资产和房产资产是我国城乡居民财产不平衡的主要来源。郭丛斌、阂维方(2007)研究结果表明受教育程度对代际收入流动具有重要的作用。魏颖(2009),方鸣、应瑞瑶(2010)也认为教育是影响代际收入流动的重要因素。权衡(2008)认为除了教育,政府的公共权力、政府宏观政策等对收入流动都有重要影响作用 。李实(2013)则认为先天性的遗传也是流动性的一个影响因素 。邹薇、郑浩(2012 )将人口迁移与区域特性纳入代际收入弹性估计方程中,并运用迁移概率作为工具变量进行估计,发现人口迁移也是一个重要的影响因素。

经过国内外文献的梳理发现,关于代际收入流动的研究主要集中在城市样本或者农村样本的单一样本上,缺乏实证分析城乡代际收入流动性差异的原因。基于此,本文在分析城乡代际收入流动差异的基础上,还分析了城乡代际收入流动的传导途径。

理论模型选取

综合国内外研究发现,代际收入流动途径主要分为人力资本投资和社会资本投资。代际贫困转移的过程如图1所示。

从图1的传导路径可以看出,若城乡父代在两种路径上的投资不同,且两种路径对子代收入的回报率不同,则导致城乡子代收入的不同,城乡子代收入的不同与父代收入有很大关系进而会影响城乡的贫困代际传递问题,城乡的贫困代际传递也会影响城乡收入差距问题。因此城乡间的人力资本和社会资本对子代收入的回报率非常重要,根据Becker测算代际流动弹性的模型:

在(1)式中lny1t表示子代收入的对数,lny0i表示父代收入的对数,β就是代际收入弹性也就是系数,1-β就是代际收入流动性,所以根据两者间的关系得到,代际收入弹性越大,则代际收入流动性越低,初期的机会不平等程度越大。

因此为了测算人力资本和社会资本对子代收入的回报率,在Becker方程的基础上对模型进行变换为:

(2)式中edu1表示子代的受教育年限,social0表示父代的社会资本,则对应的β2和β3分别表示教育投资和社会资本的回报率,Xj表示影响子代收入的其他因素,例如性别、年龄等因素。通过(2)式可以测算出代际流动弹性,还可以测算出人力资本和社会资本的回报率。

由于实际运用均值模型的假设条件可能不满足,因此估计的系数存在稳健性问题。因此Koenkel和Pxassett于1978年提出了分位数回归方法。根据因变量不同的条件分位数对自变量X进行回归,这样得到了不同分位数下的回归模型。因此本文可以选用的分位数回归模型为:

其中βzτ(z=1,2,3,4,...)表示被解释变量的第τ分位数的各解释变量的回归系数,反映了解释变量在不同水平下的影响大小。

数据来源与变量选择

(一)数据来源

本文中的数据来源根据2012年中国健康与养老追踪调查数据整理得到。中国健康与养老追踪调查(China Health and Retirement Longitudinal Study, CHARLS)是旨在收集一套代表中国45岁及以上中老年人家庭和个人的高质量微观数据,用以分析我国人口老龄化问题,推动老龄化问题的跨学科研究。本文选出了城乡父代與子代配对数据1846组,其中城市数据364组,农村数据1482组。

为了使数据具有经济意义和研究价值,在数据处理上剔除了缺失、遗漏的调查数据和异常数据,并且在选取父代时删除了年龄大于65岁的样本数据,子代样本是删除了年龄小于18岁、仍在上学和未上学的子代样本,这样可以将父代数据与子代数据相匹配,以保证数据的完整性,并且删除了收入为负或者为零的子代异常值。

(二)变量选择

表1中的变量统计描述可以指导本文的变量选取,收入选取了可支配收入来衡量,考虑通货膨胀因素和收入年份之间的可比性,对各年收入进行了2012年的CPI平减指数变化;人力资本用最高学历的受教育年限表示;社会资本选用了父代职业衡量父代的社会资本(袁志刚,2012)。除此之外,还选取了子代年龄,子代性别等控制变量。

(三)计量模型

根据模型(1)和模型(2)并且加入控制变量则得到具体计量模型为:

其中βjτ(j=1,2,3,4,5,6)表示被解释变量的第τ分位数的各解释变量的回归系数,方程(4)和方程(5)分别运用最小二乘法和分位数回归方法,测算教育和职业的回报率和影响大小。

实证结果与分析

(一)OLS估计结果

从表2结果可以发现,子代受教育年限和父代的职业类型对子代收入具有显著影响,反映了人力资本和社会资本是代际收入流动的两条重要途径。从城乡样本来看,城镇的子代教育回报率为0.244,农村的教育回报率为0.145,城镇的教育回报率明显大于农村的教育回报率。从父代职业类型来看,城镇父代的职业能接触到的社会关系和社会网络越宽阔,其对其子代收入的影响越大,而且其职业类型的回报率要大于农村的回报率。

父代收入通过教育和社会关系实现代际收入的转移,父代收入越高对子代的教育和职业发展投资就越多,子代收入的预期也就越高;相反父代收入越低,其对子代教育的投资就会越少。而由于我国典型的城乡二元结构,城市整体收入水平高于农村的整体收入水平,而且城市地区的教育、医疗、社会保障、投资和就业机会明显优于农村地区,城市的教育回报率和社会关系回报率都高于农村地区,导致城乡间的贫富代际传递现象依然存在并且循环往复。

从控制变量结果看,年龄对子代收入有先增加后减小的影响,呈现倒U型曲线,随着年龄的增加其收入也会增加,这与生命周期理论相一致。性别结果显示,男性对收入有正向的影响,反映了劳动力市场上存在男女性别歧视问题。

(二)分位数回归结果

为了进一步分析贫富代际传递现象,笔者运用分位数回归方法分析子代收入在不分位数上,受到父代人力资本投资和职业类型的影响大小,选取20%、40%、60%和80%的分位数对模型(4)进行回归验证,得到结果如表3。

从表3的结果可以看出,城镇的代际流动性要高于农村的代际流动性,处在子代收入水平的两个极端受到的父代收入影响要大于中间收入水平。对于教育投资来说,教育随着收入水平的提高其影响越来越大。即使在相同收入水平下,城市子代收入受教育的影响要大于农村,也就是说城市的教育回报率要大于农村的教育回报率。这可能由于城乡二元结构和户籍制度限制,使得城乡教育资源不均,造成城乡间教育回报率存在差距。收入越高则对子代的教育投资就越多,教育投资越多,则教育回报率就越高,对子代收入的影响就越大。

父代的职业类型对子代收入具有促进作用,城市父代职业类别越高,对子代收入的影响越大,但是在农村这种影响不明显,而且农村父代职业对子代的影响程度明显要小于城市。这可能与城乡二元经济结构有关,农村的发展落后于城市,而且农村就业渠道、就业机会和劳动力市场都处于劣势。在城市中父代的社会资本可以为子代就业提供向上流动机会,但是农村父代的社会资本对子代影响受到农村自身劣势的限制,使得相同条件下农村子代与城市子代竞争时,其处于劣势地位。这种路径导致城乡机会不均等,进而造成城乡间的贫富代际传递。

分位数回归中,父代年龄对收入的影响呈现凹性,即随着年龄的增长收入先增长,其后随着年龄的增长收入则在不断减少,符合生命周期理论。从性别的回归结果可以发现,男性对收入有正向影响,在同等情况下男性收入要高于女性的收入,其原因可能与我国的劳动力市场不完善,存在歧视问题有关。

农村人力资本和社会职业的回报率都要低于城镇的回报率,农村子代通过教育和就业机会渠道,提高自身收入明显弱于城镇子代。城镇子代占有资源和机会优势,更容易参与高收入职业,而农村子代在资源和机会优势不均等情况下,提高自身收入的难度系数更大,城乡贫富在代际间依然传递。而且从实证的结果还可以看到,农村子代收入受父代影响程度要大于城镇。由于农村的整体收入水平低于城镇,而且农村子代通过人力资本和社会职业途径,提高收入的可能性低于城市,因此农村居民的贫困代际间继续传递。而城镇因收入水平高于农村,且各项回报率高于农村,使得城市的富裕代际间继续传递。

结论与政策建议

代际流动通常反映了社会初期的公平性,代际流动弹性越高,流动性越差,初期社会机会越不均等。文章通过人力资本和社会职业两种途径,分析了城乡居民代际收入流动的差别,得到如下结论:

无论是OLS估计还是分位回归估计,城镇代际收入流动性都要大于农村代际收入流动性。相较于城镇子代,农村子代收入受到父代的“先天”影响很大,本身“后天”因素影响较小。

父代人力资本和社会职业投资对子代收入都有积极影响,但是就城乡样本来看,城镇人力资本和社会职业的回报率要大于农村的回报率。

城乡间的代际收入流动和传导途径的回报率不同,使得城乡居民贫困传递,导致城乡贫富的“马太效应”。

為了建立公平公正的社会,保证机会公平,缩小城乡间差距,促进城乡一体化,因此提出相应的政策建议:

完善农村地区的教育基础设施建设,增加公共财政对农村教育的投资,尤其是加大对教育的补贴力度,使农村拥有平等的教育资源,以提高农村地区的教育回报率。

完善劳动力市场建设,增加就业的渠道,加强信息共享,保证农村和城市居民就业平等,并避免性别歧视等问题。

加强思想教育和宣传,改变农村居民的传统观念,使农村居民重视对子代自身能力的投资,重视授之以渔的重要性。

参考文献:

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