中国代际收入流动性的趋势与内在传递机制

中国代际收入流动性的趋势与内在传递机制陈琳袁志刚【内容提要】本文运用中国家庭收入调查数据和计量经济学方法,对中国１988~2００５年代际收入流动性的趋势和内在传递机制进行了分析。研究结果表明，中国的代际收入弹性呈现出从大幅下降到逐步稳定的基本特征，且前期的大幅改善主要来源于低收入子代相对收入的提升。人力资本、社会资本和财富资本对中国代际收入传递的解释力达到60%以上,其中以财富资本为主。促进教育资源均等分布，打破劳动力市场分割，以及进一步深化市场体制改革,将有助于提高中国代际收入流动性。【关键词】代际收入流动性趋势内在传递机制一引言代际收入流动性是指子代在收入分布中所处地位相对于父代的变动情况，是代际社会流动概念在经济学领域的核心体现.社会流动是一个具有广泛含义的词汇。从日常生活和大众媒体的使用情况看，它常指代人口在不同地域、不同社会经济状况之间的迁移和变化。社会科学研究中的“社会流动”一词则专指社会经济状况之间的迁移和变化。且按比较维度的不同，分为代内流动(同一个体不同时间)和代际流动(同一家庭不同代人)两种；按研究对象的不同，又可以分为职业、消费等的社会流动。本文研究的是收入方面的代际流动。提高代际收入的流动性在公平和效率方面具有双重意义。一方面，它有利于改善收入分配的动态格局，缓解收入差距带来的社会压力；由家庭背景等不可控因素所带来的收入差距会导致公众强烈的再分配愿望，而由个人努力带来的收入差距则不然(Benabou和Ok，2001)。另一方面,它也有利于形成社会流动是一个具有广泛含义的词汇。从日常生活和大众媒体的使用情况看，它常指代人口在不同地域、不同社会经济状况之间的迁移和变化。社会科学研究中的“社会流动”一词则专指社会经济状况之间的迁移和变化。且按比较维度的不同，分为代内流动(同一个体不同时间)和代际流动(同一家庭不同代人)两种；按研究对象的不同，又可以分为职业、消费等的社会流动。本文研究的是收入方面的代际流动。由家庭背景等不可控因素所带来的收入差距会导致公众强烈的再分配愿望，而由个人努力带来的收入差距则不然(Benabou和Ok，2001)。近年来,收入差距持续扩大成为困扰中国经济社会发展的核心问题之一，十二五规划就特别强调要合理调整收入分配关系，注重收入公平。与此同时，中国要跨越“中等收入陷阱"，在全球化竞争中实现产业升级和持续增长的前提之一就是要具备相应的高质量人力资本积累。中国传统文化中父代对子代的重视和“望子成龙"的观念在计划生育政策下得到前所未有的普及，进一步加强了代际收入流动性对当代中国社会的重要性。目前针对中国代际收入流动性的研究还不完善.社会学界对中国的代际流动性做了诸多探讨，但主要集中于对职业流动程度的测量；经济学界对收人流动性的现有分析则主要关注代内收入流动。尹恒等(2006)发现中国城镇的代内收入流动性在1990～1995年较大，但是在1995—2002年显著下降；孙文凯等(2007)则发现农村的代内收入流动性大于城镇，且在1986～2002年呈现先上升后稳定的趋势。后文将表明，这一结果与本文的发现有一定一致性，即从代内和代际两个方面来看，农村的收入流动性都大于城镇，且城乡的流动性在20世纪80年代到21世纪初都呈现出先上升后稳定甚至下降的趋势。首先，中国代际收入流动性的平均水平和变化趋势仍没有定论。一方面，社会舆论对“官二代”、“富二代”的讨论,显示了公众对中国代际流动状况的关注,学界也出现了提高代际收入流动性的呼声（蔡洪滨,２０11）。但是,经典的社会流动理论则认为，伴随工业化和市场化的代际流动性上升是一种普适逻辑(Blａｕ和Duｎcan,196７)，而这正是中国经济转型的大背景.社会学界对中国的代际流动性做了诸多探讨，但主要集中于对职业流动程度的测量；经济学界对收人流动性的现有分析则主要关注代内收入流动。尹恒等(2006)发现中国城镇的代内收入流动性在1990～1995年较大，但是在1995—2002年显著下降；孙文凯等(2007)则发现农村的代内收入流动性大于城镇，且在1986～2002年呈现先上升后稳定的趋势。后文将表明，这一结果与本文的发现有一定一致性，即从代内和代际两个方面来看，农村的收入流动性都大于城镇，且城乡的流动性在20世纪80年代到21世纪初都呈现出先上升后稳定甚至下降的趋势。其次,由于中国的收入数据较为复杂，使得现有研究大都存在收入定义不一致和样本筛选不细致等方面的问题。例如,王海港(2００5)的样本中包含了非劳动年龄人口；非劳动年龄人口的当期收入对永久收入的代表性较差，会导致大幅估计偏误(Nazumder，2005)。而在王海港(2005)的研究中，父代和子代的最高年龄分别达到了79岁和76岁，这也是其1988年城镇代际收入弹性估计值远低于本文的原因。我们对此进行了详细检验，欢迎感兴趣的读者来信索取。魏颖（2009）则在农村个人收入中直接纳入了高度相关的人均家庭农业收入,且有效样本在个别年份只有30对.这些问题降低了现有结果的稳健性和可比性。非劳动年龄人口的当期收入对永久收入的代表性较差，会导致大幅估计偏误(Nazumder，2005)。而在王海港(2005)的研究中，父代和子代的最高年龄分别达到了79岁和76岁，这也是其1988年城镇代际收入弹性估计值远低于本文的原因。我们对此进行了详细检验，欢迎感兴趣的读者来信索取。最后,对中国代际收入流动内在传递机制的规范分析则更为鲜见，已有的相关研究只是对这一问题的某个侧面进行了阐释。杨瑞龙(2010）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，从而证明了政治地位在中国代际收入传递中的重要作用；郭丛斌和闵维方（2009)从教育学的角度研究了教育对创建中国合理代际流动机制的重要性；姚先国和赵丽秋（200６）计算了教育、健康和职业对中国代际收入流动性的贡献，但这三者之和也仅能解释中国代际收入流动性的19％.与魏颖(2009)一文类似，该文也存在个人收入纳入人均家庭收入带来的估计偏误。与魏颖(2009)一文类似，该文也存在个人收入纳入人均家庭收入带来的估计偏误。中国代际收入流动性的程度与趋势究竟如何?高(低)收入者是通过何种途径把自身的收入优势(劣势)传递给下一代的？现有研究不能给出确切和清晰的答案,这正是本文尝试回答的.这对于制定相关公共政策提升中国的代际收入流动性、减轻收入差距扩大所带来的社会不满以及创建促进人力资本积累的激励机制具有重要的现实意义。本文余下部分的结构安排为：第二部分从方法论的角度对西方的相关文献进行介绍，给出本文计量模型的背景与来源；第三部分介绍具体计量模型，描述所用数据的统计特征；第四部分报告经验检验结果,指出中国代际收入流动性的趋势以及人力资本、社会资本和财富资本在代际收入传递中的作用,并对结果进行讨论;第五部分总结全文。二相关文献与方法论经济学对代际收入流动性的研究大多基于父代收入对子代收入的基本回归系数：其中,表示家庭i的子代永久收入的对数;表示家庭i的父代永久收入的对数；本文中所有收入都通过对性别、年龄、年龄平方回归后取残差的方法剔除了年龄和性别因素。为常数项；为误差项;被称为代际收入弹性(interｇｅneraｔiｏnalinｃomeelasticity,ＩGＥ）,是经济学衡量代际收入流动性的主要指标。越大,代际收入的相关性越高，流动性越低.本文中所有收入都通过对性别、年龄、年龄平方回归后取残差的方法剔除了年龄和性别因素。由于内包含的诸多影响子代收入的因素都与相关，比如父代的能力和健康等,故只能作为父子代收入相关性的总体反映，而并不能被视为父代收入对子代收入的因果关系影响.事实上,虽然现有研究已经通过各种经济学理论模型说明,能力的遗传、金融市场的信贷约束和对子代的人力资本投资是导致代际收入相关的重要原因(Bｅckeｒ和Toｍes,19８６；Solｏn，2004)，但是复杂的内生性使得我们很难通过经验分析来确定其中某一因素的因果关系大小。Ｓoｌoｎ(１9９９)为《劳动经济学手册》撰写的相关章节中就十分坦诚地指出,“我们对于代际收入流动性的内在形成机制仍非常无知,而这是非常具有现实意义和挑战性的研究方向”。近10年来，瑞典等少数国家完善的微观数据使得对代际收入流动性内在传递机制的研究成为可能，已有的探讨主要分为两个方向:一是利用双胞胎、养父子等丰富的微观数据来区分“基因”与“环境"的相对重要性；二是通过分析对父代收入的外在冲击来确认“收入”本身的重要性(Bｌacｋ和Deveｒeux,2０１１）。但是，数据的限制和严格的假设,使得这些研究的方法和结论都缺乏可拓展性.由于数据限制，目前我们还无法对中国代际收入流动性的内在传递机制进行因果关系上的验证。但可以明确的是,代际收入相关主要源于两个方面:生理方面和社会方面。前者涉及基因问题，后者涉及社会政策的设计，后者是本文关注的重点。若以提高代际收入流动性的社会政策制定为目标，相较于对基因或环境相对重要性的理论探讨,更重要的是对各种可观测中间变量作用的识别,从而找到提高代际收入流动性的突破口.Ｂｌandｅｎ等（2０07）的研究为解决此问题提供了一种思路.他们通过经济计量方法把代际收入弹性分解为两部分：一部分包括子代的教育、健康和劳动力市场参与程度三个中间变量;另一部分是一个随机量。其研究结果显示,这种方法可以解释英国代际收入流动性的50％以上。结合中国的特殊情况，本文选取人力资本、社会资本和财富资本作为解释中国代际收入流动性的中间变量。三模型与数据(一)模型设定首先，我们通过（2)式求出中国代际收入弹性的估计值βｔ。（2)式是对（１）式的变形.其中，分别表示子女和父亲在ｔ年的收入对数。永久收入的难以观测是对代际收入弹性进行准确测量的难点，用单年收入求出的代际收入弹性估计值往往会存在向下的估计偏误(Solon，1992；Mazumder，2005)。但这不会对本文识别代际收入流动性趋势及内在传递机制的主要结论产生影响。对中国代际流动性程度更精确的测量请参见陈琳(2011)。此处为与现有研究保持一致，我们采用了父亲的收入表示父代收入。然后,用父代收入对各中间因素进行回归,再用中间变量对子代收入进行回归:永久收入的难以观测是对代际收入弹性进行准确测量的难点，用单年收入求出的代际收入弹性估计值往往会存在向下的估计偏误(Solon，1992；Mazumder，2005)。但这不会对本文识别代际收入流动性趋势及内在传递机制的主要结论产生影响。对中国代际流动性程度更精确的测量请参见陈琳(2011)。此处为与现有研究保持一致，我们采用了父亲的收入表示父代收入。其中，INｊ，ｉ，t表示中间变量，j＝１、2、3分别代表人力资本、社会资本和财富资本.由于（3）和(４）式分别表示了父代通过不同种类的资本投资,最终从子代收入取得回报的过程，故我们分别将其简称为投资方程与回报方程，而λi,t和θｉ,ｔ则分别为父代投资系数和子代回报率，各中间变量对代际收入流动性的解释力取决于这二者的大小，即代际收入弹性的估计值βt满足：详细证明过程见附录1。需要说明的是，和IGE一样，这里的回报率和投资率也都不能作为计量上的因果关系解释，而只是中间变量与父代收入、子代收入之间相关性的统计反映。本文将它们结合起来作为整体，对代际收入流动性的内在传递机制做出解释。详细证明过程见附录1。需要说明的是，和IGE一样，这里的回报率和投资率也都不能作为计量上的因果关系解释，而只是中间变量与父代收入、子代收入之间相关性的统计反映。本文将它们结合起来作为整体，对代际收入流动性的内在传递机制做出解释。3个中间变量对代际收入流动性的贡献τｊ和总的解释力τ分别为:（二）数据、变量与统计描述本文的数据来源于１988、1995和200２年中国家庭收入调查（CHIPS）以及２00６年中国社会综合调查（CＧＳS）.CHIPS由国家统计局和中国社会科学院经济研究所共同组织,以测量和估计中国城乡的收入分配状况为目标,通过国家统计局城调队和农调队调查大样本中的二次抽样生成样本。CHＩＰS被认为是目前关于中国微观收入的最全面和最严格的公开数据库。同时，本文用２０06年ＣGSS作为补充，以对近期的情况有所了解。CＧSS由中国人民大学社会学系与香港科技大学社会科学部组织，采用分层的４阶段不等概率抽样方法，其中的区、街道和居委会３级依据2０00年第五次全国人口普查资料进行，居民户则通过随机抽样选取。此处2006年的CGSS数据包含的是2005年的收入情况。此处2006年的CGSS数据包含的是2005年的收入情况。中间变量的选取是本文的重要内容.Blandｅn等（２007)指出,中间变量应满足“既受到家庭父代收入的影响,同时又对子代的收入有影响”这一要求.基于此，该文选取了行为态度、认知能力、教育程度和劳动力市场参与程度这4大类中间变量。而本文则选取了子代的人力资本、社会资本和家庭财富作为影响中国代际收入流动性的中间变量.一方面是因为受到了中国公开微观数据的限制;另一方面也是出于对中国经济社会情况的观察和思考。近年来,网络、媒体和学界等都表示了对中国代际收入流动性下降的担忧,而对造成此现象原因的探讨主要集中在两个方面：一个是以入托难、城乡教育差距大、高校招生区域性歧视等为代表的对公共教育体制的质疑;另一个是以“拼爹”和“官二代、富二代、垄二代”等现象为代表的对社会资本继承和权利寻租问题的不满,而本文通过“受教育程度”和“社会资本”两个变量对这两项进行反映，同时基于中国经济社会的特殊性,加入了“家庭财富”这一变量——中国居民家庭财富差距的不断上升、中国传统文化对房产的特殊重视、教育成本的提高、学区房的高房价和部分城市居民通过“卖房”来支持子女海外留学等现象,都意味着家庭财富在当代中国可能对子代收入产生着不可忽略的重要影响，下文的分析将证明这一点。在具体测量方面，本文中的收入指的是包括现金和实物在内的个人工资性收入，由原始数据中相应的分项加总得到。人力资本通过子代的受教育年限衡量。社会资本通过对子代的政治身份、职业、行业和单位性质的主成分分析得到。财富资本以家庭财产反映,包括房产现值、金融资产总额和土地面积(农村）.首先，对收入的更细致处理是本文与以往类似研究的一大区别。本文的收入定位于个人工资性收入(唯一的例外是2006年的CGSS数据中采用了父亲的总收入，因为该数据库没有父亲的工资性收入信息)。这一方面是出于对获取劳动力市场收入的能力的关注；另一方面也出于数据可得性限制下的统计口径统一性和数据质量考虑(工资性收入是各年城乡样本中最为一致和具有可比性的统计口径，而非工资性收入在部分子样本中或缺乏相应信息，或按家庭统计而难以有效分解到个人)。同时，我们也按最大的收入统计口径(子样本间不完全一致)做了稳健性检验，结果与本文的主要结论一致，限于篇幅未具体列出，感兴趣的读者可向作者索取。其次，用于代表财富资本的家庭财产，本文主要关注其中的房屋、土地和金融资产对代际收入流动性的影响(此外还有耐久消费品、债务、生产性资产和其他财产)，因为这三项不仅是中国居民家庭财产的主要构成部分，也是受改革影响最大的部分，且在各子样本的统计中也较其他财产项目更为一致和完整。再次，广义人力资本包括一切能影响在劳动力市场中获取报酬的能力，例如健康、习惯、性格等，而教育既是易观测的人力资本衡量方法，也是与公共政策联系最为密切的指标，故本文用受教育年限代表人力资本。最后，社会资本的定义和衡量也较为复杂，本文用对中国社会资本有较大影响的4个指标的主成分来表示，包括政治身份、单位性质、职业和行业，该主成分对4个指标的代表性在两个数据库中分别达到了37．3％(CHIPS)和41．8％(CGSS)，在这4个变量上的系数(factorloading)分别为0．28、0．46、0．58、0．61(CHIPS)和0．45、0．23、0．64、0．59(CGSS)。在此基础上，我们选取了所需信息完整的个体,同时删除了父代年龄大于６5岁、子代年龄小于20岁、全部未就业的样本以及父子年龄差距小于10岁、工资性收入为负的异常样本.表1报告了主要变量的统计信息。首先，对收入的更细致处理是本文与以往类似研究的一大区别。本文的收入定位于个人工资性收入(唯一的例外是2006年的CGSS数据中采用了父亲的总收入，因为该数据库没有父亲的工资性收入信息)。这一方面是出于对获取劳动力市场收入的能力的关注；另一方面也出于数据可得性限制下的统计口径统一性和数据质量考虑(工资性收入是各年城乡样本中最为一致和具有可比性的统计口径，而非工资性收入在部分子样本中或缺乏相应信息，或按家庭统计而难以有效分解到个人)。同时，我们也按最大的收入统计口径(子样本间不完全一致)做了稳健性检验，结果与本文的主要结论一致，限于篇幅未具体列出，感兴趣的读者可向作者索取。其次，用于代表财富资本的家庭财产，本文主要关注其中的房屋、土地和金融资产对代际收入流动性的影响(此外还有耐久消费品、债务、生产性资产和其他财产)，因为这三项不仅是中国居民家庭财产的主要构成部分，也是受改革影响最大的部分，且在各子样本的统计中也较其他财产项目更为一致和完整。再次，广义人力资本包括一切能影响在劳动力市场中获取报酬的能力，例如健康、习惯、性格等，而教育既是易观测的人力资本衡量方法，也是与公共政策联系最为密切的指标，故本文用受教育年限代表人力资本。最后，社会资本的定义和衡量也较为复杂，本文用对中国社会资本有较大影响的4个指标的主成分来表示，包括政治身份、单位性质、职业和行业，该主成分对4个指标的代表性在两个数据库中分别达到了37．3％(CHIPS)和41．8％(CGSS)，在这4个变量上的系数(factorloading)分别为0．28、0．46、0．58、0．61(CHIPS)和0．45、0．23、0．64、0．59(CGSS)。四经验研究（一）中国代际收入弹性的趋势通过（２)式求出城乡居民各年的代际收入弹性(见图1）。所有系数都在1％的水平上显著，限于篇幅未列出详细回归信息，有兴趣的读者可向作者索取。从中可以看出，１988～２005年,城镇的代际收入弹性大于农村，且表现出明显的下降趋势，但降幅不断减小；农村的代际收入弹性虽然较小，但是在２０0５年出现小幅上升,并有超越城镇的可能。城镇的社会经济利益一直较为复杂，父代的高收入更容易通过其社会经济优势为子代的收入创造条件;而农村的较低代际收入弹性则与大规模的城乡劳动力转移有关.城乡代际收入流动性的上述特征结合起来表明,中国的代际收入弹性呈现出从大幅下降到逐步稳定的基本特征,而农村则显示出了上升趋势。所有系数都在1％的水平上显著，限于篇幅未列出详细回归信息，有兴趣的读者可向作者索取。为了进一步明确该趋势的存在,我们首先通过生成混合截面数据对此进行了稳健性检验.合并城、乡各自每两年的样本共生成6个新的子样本;然后在(2)式中增加代表后一年份的时间虚拟变量和这一虚拟变量与父代收入的交叉项,运用合并生成的样本重新回归,得出的交叉项系数即代表了相对于前一年，第二年代际收入弹性的确切变化.对城镇而言，该系数依时间顺序分别为—0.128、－0.057和-０。０２7,对农村分别为-０。073、－０.0８4和0．07４。虽然这些系数中只有第一个显著，但是其方向都与图１的主要结果一致：城镇的ＩGE持续下降但降幅减少，农村的IGＥ先下降后上升.同时由于该趋势是基于两个来自不同数据的样本得出，为了排除不同数据来源导致趋势变化的可能,我们采用中国家庭营养与健康调查数据（ＣHNS，19８9-2009年）对该结果进行了稳健性检验.回归结果显示，在划分的从19８9~２009年的４个时间段内，城镇的ＩGE依次分别为0。447、０.3６０、0。２０7、0．04５,农村的IGE则依次为0．33８、0．2５８、0.2７4、0．3３０。除2009年城镇的IＧE不显著外,其他系数都在１％的水平上显著，此结果也和图1的结果非常一致。CHNS是美国北卡罗来纳州大学人口中心、食物卫生营养组织和中国医学预防研究院组织的一项长期调查项目，采用多阶段随机分层抽样方法从覆盖了中国东、中、西部地区的9个省中抽取样本，每个省抽取4个县，每个县抽取4个村，每个村抽取20个家庭，目前共进行了8次调查。我们通过该数据中“工资”和CHNS是美国北卡罗来纳州大学人口中心、食物卫生营养组织和中国医学预防研究院组织的一项长期调查项目，采用多阶段随机分层抽样方法从覆盖了中国东、中、西部地区的9个省中抽取样本，每个省抽取4个县，每个县抽取4个村，每个村抽取20个家庭，目前共进行了8次调查。我们通过该数据中“工资”和“奖金”的加总得出个人收入，并对其中20—65岁的工作人群进行父亲和子女的配对。在样本量有限的情况下，为了进一步区分城乡，我们把其相邻年份进行了合并，共分为4个时间段：第1阶段包括1989、1991和1993年，第2阶段包括1997和2000年，第3阶段为2004和2006年，第4阶段为2009年。城镇的样本量依次为1442、639、358和251，农村的样本量依次为1516、890、285和274。遗憾的是，CHNS中没有家庭财富的统计值，而这是后文机制分解的核心变量之一，故下文仍然采用了CHIPS和CGSS(2006)的数据。唯一的不同是农村在2002年就出现了上升趋势。由于CGSS(2006)数据库中没有母亲收入的统计值，采用父母收入之和也会进一步降低CHIPS的有效样本量，故原文仍采取了父亲的收人为核心解释变量。此外,我们还以城乡各年子样本的父代收入中位数为标准，划分高收入阶层与低收入阶层，对不同收入阶层的代际收入弹性进行了计算(见图2)。从中可以看出，不同收入阶层的代际收入弹性在１9８８年时基本没有差别,但是这一情况在１995之后发生了明显变化：高收入阶层的代际收入弹性在２０02年之前基本处于稳定状态,在２0０5年出现了较为明显的上升;低收入阶层的代际收入弹性则在19９５年呈现大幅下降,到2002年仍处于稳定低值，但在2005年也有所上升。这一结果说明，１９88－200２年城乡居民代际收入流动性的明显改善主要来源于低收入者代际收入相关性的减少.这一结果并不令人意外。在20世纪的最后１0多年内，中国的市场经济转型速度较快,尤其是增量改革和体制外部门的形成以及义务教育制度的实施和高考制度逐步走上正轨，给社会低收入者的后代提供了大量改善自身收入的机会，使得收入分布底端的代际弹性显著下降,成为中国整体代际收入流动性好转的核心推动力;同时,改革基本未触动高收入者的利益,其代际相关性的变化必然不大.进入21世纪以来，核心领域的改革放缓，使得低收入者流动性的提高放缓；同时,高收入者逐渐成为既得利益集团，他们的收入优势开始通过教育投资、裙带关系等多种途径传递给子代，从而使得收入分布两端的代际流动都呈现下降的趋势.（二)中国代际收入流动性的内在传递机制依据(３）—(７）式计算人力资本、社会资本和财富资本在城乡代际收入传递中的贡献，结果见表2。由表2可知，首先，除生物遗传外，人力资本是导致代际收入相关的最基本原因，经济学对代际收入流动性的最初理论探讨就是以此为起点的（Becker和Tｏｍes,1９79).Solon（20０４)指出，在金融市场不完善和公共教育不发达的情况下，低收入家庭无法对其子代进行足够的人力资本投资，这将给子代受教育水平带来负面影响,并会进一步通过劳动力市场中的教育回报损害子代的收入水平.本文的研究结果显示，用受教育年限代表的人力资本投资确实是解释中国代际收入流动性的重要因素，它的解释力基本保持在1０%以上.进一步对教育影响代际收入流动性的投资、回报这两个环节进行观察，可以发现导致这一变化的主要原因是教育的回报率在城乡都出现了明显且一致的上升,而父亲收入对子代受教育年限的影响则变化不大。由于市场体制改革打破了计划经济体制下的平均主义，中国教育回报率的逐年上升是已有研究的一致结论（李实和丁赛，20０3）;而高考制度和义务教育的普及则为投资系数的稳定提供了解释。其次，社会资本对个人收入也有重要影响.在中国“关系"一直被视为具有显著作用的特殊人力资本,赵剑治和陆铭(2009)发现，社会网络对中国农村收人差距的贡献达到了12．1％-13．4％。这就会激励父母对子代的社会资本进行投资,例如创造条件使子女融入具有丰富社会资本的人群，帮助子女获得政治身份和进入社会资源较为丰富的部门和行业等，从而提高子代的收入.这就使得社会资本成为代际收入传递的重要途径.这一假设得到了本文经验结果的支持。从表2可以看出，在大多数情况下，虽然社会资本的投资系数小于人力资本，但是它的回报率相对较大。这就使得社会资本对中国代际收入流动性的解释力在200５年时也接近了１0%,且呈现出明显的上升趋势。赵剑治和陆铭(2009)发现，社会网络对中国农村收人差距的贡献达到了12．1％-13．4％。最后，除人力资本和社会资本之外，在中国经济转轨的背景下，财富资本也是导致中国代际收入相关的重要原因.不同财产构成所体现的支付能力和未来预期的不同、不动产（尤其是住房）上所附着的福利和软环境差异以及中国传统文化对家庭财产的特有重视(“有恒产者有恒心”）等等，都使得财富资本的积累必然会对消费、人力资本投资等家庭生活产生影响，从而影响子代的经济成就.从房产价值和金融资产两项财富资本看，表２的结果显著地支持了上述结论。可以看出，除１988年的农村样本外，二者对代际收入弹性的解释力在个各子样本中都远远大于人力资本和社会资本。房产价值的解释力在200５年的城乡分别达到了３7。８5%和15.４7%，金融资产的解释力在20０2年的城乡也分别达到了31.18%和２6．５1%。从表２还可以看出，这两项资产对代际收入流动性的巨大解释力并非来自于投资系数的差异(从总体上看，财富资本与人力资本受到父代收入影响程度的差别并不明显)，而是直接来源于财富资本本身对子代收入显著的高额回报。例如，在2005年的城镇样本中，房产价值的回报率达到了0．25,而同期的人力资本和社会资本则只有0。05和０.06；金融资产的回报率略小于房产价值,但在2０0２年达到了０。１4以上，显著高于同期的人力资本和社会资本。唯一例外的是农村家庭的土地财产。可以看出,土地面积在1９８8年对农村的代际收入流动性还具有微弱的解释力（0。11%）；但是到1995年,投资系数变成了负值，显示父亲收入与家庭土地面积负相关；而到200２年,土地面积的回报率也成为负值,即拥有土地面积越多的家庭，其子代的收入反而显著越低。总之，经验分析的主要结果表明,人力资本和社会资本是影响中国代际收入流动性的重要因素,它们的解释力都呈现出不断加强的趋势，在２０0５年都达到了10％左右；然而，以房产价值和金融资产为代表的财富资本的解释力远远大于人力资本和社会资本，它们的解释力在最近可观测的年份分别达到了40％和３0%左右。而土地资本的作用则从非常弱小变为了负值。人力资本、社会资本和财富资本这三者结合起来，可以解释中国近年来代际收入流动性的６０％以上（２００５年农村部分总解释比例为37．13%，是由于缺乏金融资产和土地面积的信息所导致)。(三）对财富资本及其影响的进一步讨论本文发现以家庭财产为代表的财富资本,对中国的代际收入流动性具有巨大的解释力，接下来我们将对此进行更详细的解读.首先,从城镇居民的情况来看,金融资产一直对城镇居民的代际收入流动性有较大的解释力，但在200２年有小幅下降（2０0５年的数据缺失）；１9９5～2００５年房屋资产的解释力显著大幅上升(从17．73％上升到3７.85%)。需要说明的是，表2中房产的解释力在2002年出现明显回落，但这主要是由于投资系数的下降导致。房产价值对子代收入的回报率一直在上升。房产投资系数的下降与20世纪90年代的城镇住房体制改革密切相关：由于住房私有化在20世纪90年代中期首先惠及高收入者，导致当时收入对房产价值的影响较大，即投资系数较大；而到2002年，住房私有化基本逐步覆盖了所有城镇居民，从而使得此时的投资系数大幅降低；而到2005年，商品房市场的迅速发展又使得收入对房产价值的影响上升，即投资系数回升。事实上，从1995～2002年，住房体制改革的这一特征使得我国城镇家庭房屋财产的基尼系数从0．82下降到了0．54(李实等，2005)，本文房产投资系数从1995～2002年有所下降的特征与该结论一致。这与中国在此期间的住房体制改革和商品房市场发展密不可分:价格不断上涨和私有化了的房产,逐渐成为城镇居民家庭财产的重要组成部分,中国传统文化对于“居者有其屋"的重视,更使得房屋几乎成为城镇普通居民家庭经济生活的核心.拥有较高价值的房产代表着家庭支付能力的提高，从而可能对子代的人力资本进行更好的投资;此外，户籍和教育改革的滞后，也使得房屋对于子代的教育可能产生直接的影响。需要说明的是，表2中房产的解释力在2002年出现明显回落，但这主要是由于投资系数的下降导致。房产价值对子代收入的回报率一直在上升。房产投资系数的下降与20世纪90年代的城镇住房体制改革密切相关：由于住房私有化在20世纪90年代中期首先惠及高收入者，导致当时收入对房产价值的影响较大，即投资系数较大；而到2002年，住房私有化基本逐步覆盖了所有城镇居民，从而使得此时的投资系数大幅降低；而到2005年，商品房市场的迅速发展又使得收入对房产价值的影响上升，即投资系数回升。事实上，从1995～2002年，住房体制改革的这一特征使得我国城镇家庭房屋财产的基尼系数从0．82下降到了0．54(李实等，2005)，本文房产投资系数从1995～2002年有所下降的特征与该结论一致。事实上,邵挺和袁志刚（20１０）发现，近年来，以教育为主要构成内容之一的地方公共品供给已经出现了明显的资本化倾向。更高价值的房产往往意味着其周边有着更为丰富的教育资源，同时还可能存在通过住房选择而导致的羊群效应.这不仅体现在城镇优质教育资源附近的高价“学区房"现象，也可以从高考制度的地域招生不平等中找到依据.我们的上述结果还仅仅是针对２０05年之前的城镇数据，倘若考虑到此后中国房价的继续上升和教育资源的分布不均，以及流动人口后代在城镇受教育权利的缺失,房产价值对中国代际收入传递的影响可能在近期变得更大.此外，近年来城市居民出售第二套房子以支持其子女海外留学也使得海外留学步入高潮，这将进一步提升房产对子女经济成就的影响。其次,从农村居民的情况看,房屋财产的解释力虽然显著大于人力资本与社会资本，但是在２00２年后处于下降趋势（从1995年的３９．２2%下降到了２005年的１5。４7％)。而同期，金融资产的解释力不断上升.因为在此期间，农村家庭对外出打工收入等金融财产来源的依赖大幅上升(李实和赵人伟,19９9），而农村居民住房的不可流动性使其与城镇居民住房的财产意义有了很大区别。更重要的是,受传统农业的低收入和土地的非流动性等制度的约束，使得原本作为“安家之本"的土地，在农村对子代的收入反而具有负面影响。土地制度和农业生产体制改革的滞后，使得农村的代际传承主要通过非农收入所积累的金融财富进行,而在中国农村土地在家庭财产的作用则基本处于缺位状态.随着改革开放所带来的收入增长及其积累,中国居民的家庭财产差距不断扩大，而在主要的家庭财产组成项目中,唯有农村的土地仍然近乎维持了原有的公平分配。虽然长期的土地使用权使其具有准家庭财产的性质，但是与城市房产不同，农村土地和住宅没有享受中国经济增长要素资本化带来的升值，也不能作为财产进行金融抵押.无法流转和变现的制度约束，使得土地对于农村家庭财产构成的意义大幅削弱。总之,房产价值对城镇居民的代际收入传递有显著的解释力,农村的代际收入传递则更主要通过金融财产进行，土地作为家庭财富的作用基本处于缺位状态.通过进一步深化体制改革，减少城镇家庭房屋财产的不合理差距，特别是去除其所附着的教育福利资源，通过建立完善的产权制度，逐步实现农村房屋土地的可流转变现，从而实现这些不动产对中国农村家庭的财富意义，这些都对中国居民代际收入流动性的增强具有积极意义。与此同时，房产与金融资本对于子代收入的重要性，也从一个侧面解释了中国房价和居民储蓄不断攀升的原因，上述提高代际收入流动性的措施,也将有利于这些宏观经济问题的解决。五总结性评价提高代际收入流动性有利于缓解收入差距带来的社会压力，并激励人们努力工作和进行人力资本投资，对当前中国经济发展具有重要现实意义.本文运用微观数据和计量经济学方法，对中国代际收入流动性的趋势和内在传递机制进行了分析。结果表明,1988-2005年中国的代际收入弹性呈现出从大幅下降到逐步稳定的基本特征，而在农村则已显示出了上升趋势，且前期的大幅改善主要来源于低收入子代相对收入的提升;人力资本、社会资本和财富资本对中国代际收入传递的解释力在近年来达到了60%以上，其中尤以财富资本为重。代际收入流动性从改善到开始恶化的趋势与中国的市场经济改革进程密不可分。在改革开放初期,市场体制的建立唤醒了被计划体制束缚已久的经济活力，数亿劳动力通过地域间的自由流动进入世界分工体系,在全球化、工业化和城市化的进程中，来自中低收入家庭的年轻人得以克服背景劣势,获得了提高收入的大量机会。近年来，由于既得利益集团的逐渐形成，以及要素市场和户籍、福利等核心制度领域改革的滞后,市场化初期带来的社会流动性改善正在走向转折点，家庭背景对于个人经济社会地位的影响开始增强.学区房的高价使得低收入家庭的孩子正在远离优质的教育资源;房屋资本化带来的收益正在为子女的海外留学等高额教育支出提供支持；高校扩招和“毕业即失业”的就业困难使得普通家庭出身的孩子通过“读大学”改变自身命运的希望逐渐减小;户籍制度、国有垄断等体制内部门竖起的高墙可能正在把社会中下层出身的年轻人挡在其大好前途之外。阻止代际收入流动状况的继续