三、农村居民代际收入流动性 - 中国农村经济.doc

农村居民代际收入流动性及其传递机制 ——基于中国健康与营养调查数据的经验分析 陈 杰1 苏 群2, 3 周 宁1 中图分类号：F014.4 文献标识码：A 一显示，中国农村居民人均纯收入的基尼系数从2000年的0.352逐渐上升至2012年的0.3867，正在逼近0.4的国际警戒线。 …… 代际收入流动性是指同一个家庭中父代收入对其子代收入的影响程度。Becker and Tomes（1979）最先从经济学的角度建立了代际收入流动性的理论分析框架。其后，Solon（1992）、Zimmerman（1992）、Haider and Solon（2006）对收入流动性研究框架及方法进行了修正，得出了更加贴近现实的结论。方鸣等（2010a）对中国农村居民按地区划分后，估计出1989～2006年间东部、中部、西部地区平均代际收入弹性分别为0.55、0.49、0.41。 …… 在具体的经验研究中，国外很多学者利用社区、兄妹、双胞胎以及收养者与被收养者的数据来研究基因遗传在代际收入流动性中的作用（例如Solon，1999；Mazumder, 2008；Bjorklund and Chadwick，2002）……方鸣等（2010b）和陈杰、苏群（2015）对此进行了一定的讨论。 综上所述，关于代际收入弹性，学者们采用不同的数据和收入处理方法所得出的结论并不一致，基本上是在0.3～0.9的大范围内波动；关于代际收入传递机制，除了禀赋遗传外，中国居民的父代收入主要是通过子代的受教育程度及职业来实现代际传递。基于以往的研究，本文将主要对农村居民的代际收入流动性进行估计，并在此基础上从子代受教育程度与职业两个角度探讨代际收入传递的微观机制。相较于以往的研究，本文主要有以下几点贡献…… 二、数据介绍及处理 本文数据来源于中国健康与营养调查（CHNS），该调查是美国北卡罗来纳大学与中国疾病预防控制中心营养和食品安全研究所进行的国际合作项目…… 经过以上处理，本文一共获得3937个有效配对样本，各年具体的配对样本数量如表1所示。 表1 各年配对样本数量 1989年 1991年 1993年 1997年 2000年 2004年 2006年 2009年 2011年 配对数 399 660 663 665 687 252 200 235 176 注：为了保证各年样本地区的一致性，2011年样本中没有纳入北京、上海和重庆样本。 三、农村居民代际收入流动性 （一）代际收入弹性估计 根据……，本文设定代际收入弹性的基本估计方程为： （1） （1）式中，表示子代持久收入，表示父代持久收入，表示父代持久收入对子代持久收入的影响程度，即代际收入弹性，为随机扰动项。 在具体研究中，一般使用单年收入作为持久收入的替代。但是，由于单年收入与持久收入往往有较大偏差，使用单年收入来估计代际收入弹性可能会带来向下的偏误（Solon，1992；Zimmerman，1992）。对此，Solon（1992）认为，个人一生实际收入一般为单峰型，因此，一个有效的办法是对个体的年收入水平用年龄及其平方项进行调整。调整后的方程为： （2） （2）式中，、分别为子代、父代在年的收入，、分别为子代、父代在年的年龄，为随机扰动项…… 表2给出了所用变量的定义与描述统计…… 表2 变量的定义与描述统计 变量名 定义 观测值个数 均值 标准差 最小值 最大 值 农民工外出务工天数 每年外出务工天数（天） 25694 206.26 112.01 1 365 是否外出务工 外出务工为1，否则为0 75788 0.31 0.46 0 1 年龄16～40岁 年龄16～40岁为1，其他为0 75788 0.43 0.49 0 1 年龄41～55岁 年龄为41～55岁为1，其他为0 75788 0.42 0.49 0 1 年龄56～65岁 年龄为56～65岁为1，其他为0 75788 0.15 0.36 0 1 受教育年限 受学校正规教育年限（年） 75788 6.82 2.57 0 18 西部 西部地区为1，否则为0 75788 0.29 0.45 0 1 中部 中部地区为1，否则为0 75788 0.42 0.49 0 1 东部 东部地区为1，否则为0 75788 0.29 0.45 0 1 表3给出了经济计量模型的估计结果…… 表3 新生代农民工教育—工作匹配程度的收入