劉李華 孫 早

一、引 言

與收入分配的結(jié)果相比，個(gè)體在發(fā)展機(jī)會上的公平性受到了越來越多的關(guān)注，而合理、適度的社會性流動(dòng)既是提高機(jī)會公平程度和增強(qiáng)居民幸福感的必要條件，更是激發(fā)社會活力、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康可持續(xù)發(fā)展的重要保障。黨的十九大報(bào)告指出，要“破除妨礙勞動(dòng)力、人才社會性流動(dòng)的體制機(jī)制弊端，使人人都有通過辛勤勞動(dòng)實(shí)現(xiàn)自身發(fā)展的機(jī)會”；2019 年12 月中共中央辦公廳和國務(wù)院辦公廳印發(fā)了《關(guān)于促進(jìn)勞動(dòng)力和人才社會性流動(dòng)體制機(jī)制改革的意見》，進(jìn)一步明確了“構(gòu)建合理、公正、暢通、有序的社會性流動(dòng)格局”的目標(biāo)。為了更快更好地實(shí)現(xiàn)該目標(biāo)，必須準(zhǔn)確把握現(xiàn)階段中國社會性流動(dòng)的水平、來源和潛力，為相關(guān)政策的制定提供科學(xué)依據(jù)和經(jīng)驗(yàn)支撐。

收入是個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)地位最直接和最終的表現(xiàn)形式，因而研究“收入的流動(dòng)性”是剖析個(gè)體“社會性流動(dòng)”最直接的方式，其度量指標(biāo)一般有兩類：一類指標(biāo)刻畫子代收入分配對于父代收入分配的延續(xù)情況，即兩代人之間收入的傳遞性，傳遞性越低說明代際收入流動(dòng)性越高；另一類指標(biāo)描述個(gè)體在其生命周期內(nèi)獲得收入的變化情況，即代內(nèi)收入流動(dòng)性。由于“代際流動(dòng)”可以比“代內(nèi)流動(dòng)”更好地揭示社會機(jī)會的開放性或封閉性(李路路和朱斌，2015)，本文關(guān)注的重點(diǎn)集中于代際收入流動(dòng)性。與收入相類似，個(gè)體在受教育程度、職業(yè)、城鄉(xiāng)、區(qū)域和社會資本等其他維度上的社會性流動(dòng)同樣可以分為“代內(nèi)”與“代際”兩個(gè)方面，本文均聚焦于代際社會性流動(dòng)，在某一維度上的代際傳遞性越小，表明該維度的社會性流動(dòng)越高。代際收入流動(dòng)由代際職業(yè)、教育、區(qū)域和城鄉(xiāng)流動(dòng)等共同決定，是個(gè)體社會性流動(dòng)最核心的體現(xiàn)。

關(guān)于代際收入流動(dòng)的文獻(xiàn)十分豐富，現(xiàn)有研究主要沿著兩條路徑展開。一類文獻(xiàn)致力于準(zhǔn)確測算代際流動(dòng)性，進(jìn)而對社會中是否存在階層固化的現(xiàn)象或趨勢做出判斷(Inoue 和Solon，2010；Justman 和Stiassnie，2021；陳琳，2016)；另一類文獻(xiàn)關(guān)注代際傳遞機(jī)制及其經(jīng)濟(jì)影響，人力資本、職業(yè)、社會資本等代際傳遞機(jī)制得到了大量經(jīng)驗(yàn)研究的支持(Alesina 等，2018；Chetty 和Hendren，2018)。相比而言，對代際收入流動(dòng)進(jìn)行分解并深入探究居民代際收入流動(dòng)的結(jié)構(gòu)性特征的文獻(xiàn)較少，按照解構(gòu)思路可以分為兩類。一類文獻(xiàn)將代際流動(dòng)分解為增長效應(yīng)、排序效應(yīng)和離散效應(yīng)(李任玉等，2017；汪小芹，2018)；另一類文獻(xiàn)則是以代際收入傳遞機(jī)制為基礎(chǔ)，分解各個(gè)傳遞機(jī)制對代際收入彈性的貢獻(xiàn)率(陳琳和袁志剛，2012；楊沫和王巖，2020)?，F(xiàn)有研究關(guān)于代際收入流動(dòng)的分解為深刻認(rèn)識社會性流動(dòng)提供了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)，但仍存在一定的不足，尤其是未能回答兩個(gè)重要問題：現(xiàn)階段中國居民不同維度的社會性流動(dòng)分別在多大程度上創(chuàng)造了代際收入流動(dòng)？中國未來提高代際收入流動(dòng)性的潛力如何？本文將在準(zhǔn)確測算代際收入流動(dòng)性的基礎(chǔ)上嘗試對這兩個(gè)問題做出回答。為了更加清楚地說明本文對代際收入流動(dòng)的分解與已有文獻(xiàn)的不同，繪制圖1 直觀地展示本文代際收入流動(dòng)性“來源”與“潛力”的含義。

圖1(a)中，縱軸從低到高代表代際收入流動(dòng)性增加，即代際收入彈性減小，橫軸表示真實(shí)的代際收入彈性，維度a、維度b、維度c……表示人力資本、職業(yè)、戶籍類型等代際傳遞機(jī)制，即子代內(nèi)生的特征與父代特征之間的傳遞性。如圖1(b)所示，內(nèi)生的子代特征由多種因素共同決定，這些因素可歸納為兩類：一類是子代外生特征(如性別)、外部宏觀環(huán)境和隨機(jī)變量等與父代無關(guān)的因素，另一類是父代的人力資本、職業(yè)、戶籍類型等特征。子代收入和父代收入分別受到各自特征的影響，由真實(shí)的子代收入與真實(shí)的父代收入可以計(jì)算出真實(shí)的代際收入彈性。假定子代某一內(nèi)生特征(以a 為例)僅受到第一類因素的影響，而完全不受父代特征的影響，則可以獲得一個(gè)反事實(shí)收入并計(jì)算出相應(yīng)的反事實(shí)代際收入彈性，表示為圖1(a)中縱軸上的圓點(diǎn)，該反事實(shí)代際收入彈性與真實(shí)代際收入彈性相比減小的幅度(用虛線大括號標(biāo)出)，即維度a 創(chuàng)造代際收入流動(dòng)的潛力。反之，假定子代特征a 完全與父代特征a 相同，而不受第一類因素的影響，同樣可以測算出反事實(shí)收入和相應(yīng)的反事實(shí)代際收入彈性，表示為圖1(a)中縱軸上的三角形，該反事實(shí)代際收入彈性與真實(shí)代際收入彈性相比增加的幅度(用實(shí)線大括號標(biāo)出)，即代際收入流動(dòng)中來源于維度a 的部分。

圖1 代際收入流動(dòng)性“來源”與“潛力”的含義

與將代際收入流動(dòng)分解為增長、排序和離散效應(yīng)不同，本文強(qiáng)調(diào)代際收入流動(dòng)來源于多個(gè)維度的代際社會性流動(dòng)。同時(shí)，本文又有別于研究各個(gè)傳遞機(jī)制對代際收入彈性貢獻(xiàn)率的文獻(xiàn)，這類文獻(xiàn)相當(dāng)于計(jì)算圖1 中單個(gè)維度的“潛力”在所有維度中所占的份額。本文關(guān)注不同維度社會性流動(dòng)的“創(chuàng)造力”，嘗試從新的視角評價(jià)各個(gè)維度的社會性流動(dòng)已經(jīng)發(fā)揮的作用(來源)和未來一定時(shí)期內(nèi)所能發(fā)揮的最大作用(潛力)。

本文的主要貢獻(xiàn)包括：①從整體情況、性別差異、城鄉(xiāng)差異、階層差異和變化趨勢等多個(gè)角度勾勒了中國代際收入流動(dòng)性的全貌，為制定具有針對性的公共政策提供支撐。②利用反事實(shí)法測算了不同類型的社會性流動(dòng)所創(chuàng)造的代際收入流動(dòng)，拓展了有關(guān)代際收入流動(dòng)來源的研究視角。③利用反事實(shí)法測算了中國居民代際收入流動(dòng)性的潛力，明確今后一定時(shí)期內(nèi)提高代際收入流動(dòng)性的政策著力點(diǎn)。

二、方法設(shè)計(jì)

（一）代際收入流動(dòng)性水平的測算

在測算代際收入彈性時(shí)，通常會因父代永久收入難以獲得、父代與子代收入的關(guān)系非線性以及將“戶”作為調(diào)查單位取得父代和子代的收入數(shù)據(jù)等原因，產(chǎn)生暫時(shí)性沖擊偏誤和生命周期偏誤、模型設(shè)定偏誤及樣本選擇偏誤(Haider 和Solon，2006；郭建軍等，2017)。為了盡可能減小上述估計(jì)偏誤，并同時(shí)滿足測算代際收入流動(dòng)性來源和潛力的需要，本文將參考雙樣本二階段最小二乘法(TS2SLS)的思想估計(jì)代際收入彈性(Angrist 和Krueger，1992；Inoue 和Solon，2010)?；舅悸肥?，利用兩個(gè)樣本的數(shù)據(jù)來估計(jì)父代永久收入的預(yù)測值，用預(yù)測值代替難以獲取的父代真實(shí)永久收入，從而測算出代際收入彈性。其具體方法如下。

第一步，選取來源于同一總體的兩個(gè)數(shù)據(jù)庫(或兩個(gè)樣本)，分別作為主樣本和輔樣本，設(shè)定父代收入模型。已有文獻(xiàn)通常將人力資本Edu、性別Gen、出生年代Time、戶籍類型Urb 和職業(yè)Occ 作為與父代永久收入相關(guān)的特征變量。單年收入則既受到特征變量的影響，在生命周期內(nèi)還表現(xiàn)出先增大后減小的趨勢，一般通過引入年齡Age及年齡的平方項(xiàng)Agesq 來刻畫。本文將民族Nat 和地區(qū)Area 虛擬變量也作為與永久收入相關(guān)的特征變量處理，以控制東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同和民族差異導(dǎo)致的個(gè)體永久收入差異。于是，父代單年收入的決定模型表示為：

其中，ln y 表示單年收入的對數(shù)，下標(biāo)i 代表個(gè)體，為隨機(jī)誤差項(xiàng)。為了更加準(zhǔn)確地預(yù)測父代永久收入，在估計(jì)模型(1)時(shí)，將樣本年齡限制在30 歲～60 歲。

第三步，建立模型如式(2)所示，估計(jì)代際收入彈性。

上述測算方法的優(yōu)勢包括：①僅需一個(gè)包含個(gè)體年齡、收入和與個(gè)體永久收入相關(guān)的特征變量的數(shù)據(jù)庫以及一個(gè)包含子代收入、子代與父代年齡和特征變量的數(shù)據(jù)庫即可，無需相互匹配的父代與子代收入數(shù)據(jù)，能夠在一定程度上解決數(shù)據(jù)可得性的問題；②使用預(yù)測的父代永久收入作為解釋變量估計(jì)代際收入彈性，能夠較好地解決暫時(shí)性沖擊偏誤和生命周期偏誤的問題，對樣本年齡的限制也起到了類似的作用；③主樣本中的父代與子代不一定在同一戶中，避免了樣本選擇偏誤(Cervini-Plá，2015；Lefranc 等，2014；郭建軍等，2017)。

（二）代際收入流動(dòng)性來源和潛力的測算

正如本文第一部分所指出的，隨著發(fā)展機(jī)會越來越受到重視，收入分配的研究超越了狹窄的結(jié)果論的分析范圍，越來越多地關(guān)注機(jī)會不平等。代際流動(dòng)性一定程度上可以反映社會的機(jī)會不均等程度，當(dāng)代際流動(dòng)性較高時(shí)，子代較少受到原生家庭的影響，意味著機(jī)會不平等程度更低(李任玉等，2017)。但是，僅僅測度代際收入流動(dòng)性及各類社會性流動(dòng)并不能為厘清兩者之間的關(guān)系提供足夠的信息。本文對代際收入流動(dòng)的分解能夠較好地解決以上問題，其原理類似于將收入不平等分解為機(jī)會不平等和努力不平等。在分解收入不平等時(shí)，通常將影響收入的因素歸納為“環(huán)境”和“努力”兩類(Roemer，1998；李瑩和呂光明，2019)，通過假定其中一類因素對收入不產(chǎn)生影響構(gòu)造出反事實(shí)收入，進(jìn)而計(jì)算相應(yīng)的反事實(shí)收入不平等。本文則將影響子代內(nèi)生特征的因素也歸納為兩類，并由此構(gòu)造反事實(shí)收入和相應(yīng)的反事實(shí)代際流動(dòng)性。本部分將具體介紹各個(gè)維度的代際社會性流動(dòng)所創(chuàng)造的代際收入流動(dòng)，即代際收入流動(dòng)來源的測算方法，以及各個(gè)維度的代際社會性流動(dòng)所能創(chuàng)造代際收入流動(dòng)的最大程度，即代際收入流動(dòng)潛力的預(yù)測方法。

1. 研究維度的確定與模型設(shè)定

目前被廣泛認(rèn)可的代際收入傳遞機(jī)制包括：基因遺傳、婚姻匹配、人力資本、職業(yè)和社會資本。不同于基因遺傳和婚姻匹配，人力資本、職業(yè)和社會資本的代際流動(dòng)更易受到政策和社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。盡管中國已經(jīng)開始建立統(tǒng)一的戶口登記制度，城鄉(xiāng)二元戶籍管理模式已成為歷史，但考慮到城鎮(zhèn)與農(nóng)村在教育、收入等諸多方面的差距并不會在短時(shí)間內(nèi)消除，仍有必要將戶籍類型視為代際傳遞的重要機(jī)制之一。綜合數(shù)據(jù)的可得性、中國經(jīng)濟(jì)特征和政策作用空間，本文將從人力資本、戶籍類型、職業(yè)和社會資本四個(gè)維度測算并分析代際收入流動(dòng)性的來源和潛力。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于代際收入傳遞機(jī)制的研究(Kearney 和Levine，2016；陳琳和袁志剛，2012；羅楚亮和劉曉霞，2018；周興和張鵬，2015)，構(gòu)建相應(yīng)的計(jì)量模型。

首先，子代人力資本受到父母人力資本和收入水平的影響；城鎮(zhèn)教育資源一般優(yōu)于農(nóng)村，即人力資本與個(gè)體學(xué)齡時(shí)期的戶籍類型有關(guān)，限于數(shù)據(jù)的可得性，可用父母的戶籍類型替代；傳統(tǒng)觀念影響下教育投資的差異、天然的生理差異和外部環(huán)境等使男性和女性通常具有不同的人力資本水平；隨著中國教育事業(yè)的發(fā)展，國民受教育水平不斷提高，用出生年代變量捕捉這一變化；學(xué)齡時(shí)期其他人的受教育水平Hum 不僅影響父母對于子女教育的態(tài)度，也會影響個(gè)體的受教育質(zhì)量(孫早和劉李華，2019)。由此建立子代人力資本決定的模型，如式(4)所示。

個(gè)體初始戶籍類型一般與父母的戶籍類型相同；在考察期內(nèi)，鮮有個(gè)體從非農(nóng)戶口轉(zhuǎn)為農(nóng)業(yè)戶口，而從農(nóng)業(yè)戶口轉(zhuǎn)為非農(nóng)戶口的原因主要有升學(xué)、招工、城市擴(kuò)建、征地等。換言之，個(gè)體受教育程度、所在地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平(City)和父母的戶籍類型是影響個(gè)體戶籍類型的重要因素。建立子代戶籍類型決定的模型：

在個(gè)體職業(yè)選擇時(shí)，可選范圍常常受到限制，使子代更傾向于選擇與父代相同的職業(yè)類型( 紀(jì)珽 和張國峰，2021)；不同職業(yè)對從業(yè)人員受教育程度的要求存在差異；城鎮(zhèn)個(gè)體具有更加多元的職業(yè)選擇；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Stru)變化意味著不同類型職業(yè)崗位數(shù)量改變，從宏觀上影響著個(gè)體從事某一職業(yè)的可能性(鄭筱婷等，2020)。子代職業(yè)類型決定的模型如式(6)所示。

當(dāng)個(gè)體受教育程度提高時(shí)，社會資本(Soc)的數(shù)量會有所增加，其質(zhì)量會有所提高；白領(lǐng)和城鎮(zhèn)居民的社會交往更加多樣，一般比藍(lán)領(lǐng)和農(nóng)村居民具有更多的社會資本；婚姻(Mar)通常會擴(kuò)大夫妻雙方的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，增加社會資本；政治面貌(Pol)反映了個(gè)體的政治資本，政治資本與社會資本密切相關(guān)，黨員身份還被視為能力的象征，個(gè)體可能憑借黨員身份積累更多的社會資本。子代社會資本決定的模型如式(7)所示。

最后，構(gòu)建子代特征變量影響子代收入的計(jì)量模型：

式(4)～式(8)中a、b、c、d 和為待估參數(shù)；e、e、e、e和是隨機(jī)誤差項(xiàng)；其他符號的含義與上文相同。在得到式(4)～式(8)的參數(shù)估計(jì)值后，利用反事實(shí)法測算代際收入流動(dòng)性的來源和潛力。由于測算代際收入流動(dòng)性的來源和潛力時(shí)構(gòu)造反事實(shí)收入的具體步驟不同，下文分別展開介紹。

2. 代際收入流動(dòng)性的來源

按照相同的思路，可以測算戶籍類型和職業(yè)代際流動(dòng)創(chuàng)造的代際收入流動(dòng)。由于主樣本中父代社會資本不可得，在估計(jì)社會資本代際流動(dòng)創(chuàng)造的代際收入流動(dòng)時(shí)需額外增加一步，即根據(jù)式(7)的估計(jì)結(jié)果預(yù)測父代社會資本，考慮到社會資本完全在社會經(jīng)濟(jì)活動(dòng)過程中決定，利用預(yù)測值替代缺失的真實(shí)值是可接受的。

3. 代際收入流動(dòng)性的潛力

與測算代際收入流動(dòng)性來源的假定恰好相反，對代際收入流動(dòng)性潛力的測算意味著需要假定個(gè)體特征變量不受父代特征的影響，即子代的人力資本、戶籍類型等只受到式(4)～式(8)中除父代變量以外的因素的影響。沿著Alm?s 等(2011)和雷欣等(2017)測算機(jī)會不平等的思路，設(shè)計(jì)代際收入流動(dòng)性潛力的測算方法。

三、數(shù)據(jù)來源、變量度量與描述性分析

（一）數(shù)據(jù)來源與變量度量

本文使用的宏觀層面的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國60 年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和各省統(tǒng)計(jì)年鑒；微觀層面數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會調(diào)查(CGSS)和中國家庭收入調(diào)查(CHIP)。根據(jù)微觀數(shù)據(jù)庫中所包含的變量信息，將CGSS 作為主樣本并使用了目前可獲得的全部10 次調(diào)查數(shù)據(jù)；CHIP 作為輔樣本，為了與CGSS 數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度和樣本類型相匹配，僅選用2002 年城鎮(zhèn)居民調(diào)查數(shù)據(jù)、2007 年和2013 年的城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民調(diào)查數(shù)據(jù)。

本文所使用的微觀個(gè)體指標(biāo)包括子代的真實(shí)收入、社會資本、政治面貌、婚姻狀態(tài)以及子代與父代的年齡、地區(qū)、職業(yè)、人力資本、戶籍類型、出生年代、民族和性別。其中，收入用受訪者全年總收入度量并取自然對數(shù)；人力資本用受教育年限度量；用社會網(wǎng)絡(luò)的聲望達(dá)高性度量社會資本；根據(jù)出生年份生成出生年代虛擬變量，如出生于20 世紀(jì)80 年代虛擬變量記為Time80 ；根據(jù)個(gè)體所在省份劃分為東、中、西部三個(gè)地區(qū)，并以東部地區(qū)為基準(zhǔn)，生成中部地區(qū)Area2 和西部地區(qū)Area3 虛擬變量；職業(yè)類型、戶籍類型、民族、性別、政治面貌和婚姻狀態(tài)也為虛擬變量，白領(lǐng)、非農(nóng)戶口、漢族、男性、黨員、已婚相應(yīng)變量值取1，否則取0。

本文所使用的宏觀層面數(shù)據(jù)包括個(gè)體所在地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平、個(gè)體獲得當(dāng)前工作時(shí)所在地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及在學(xué)齡期其他人的人力資本水平。由于個(gè)體年齡跨度較大，若直接使用學(xué)齡期及獲取當(dāng)前工作時(shí)的相應(yīng)變量，將造成大量數(shù)據(jù)缺失，故用調(diào)查當(dāng)年的數(shù)據(jù)進(jìn)行替代，僅捕捉橫向的地區(qū)差異，即用各省6 歲以上人口平均受教育年限度量其他人的人力資本水平，用城鎮(zhèn)人口比重度量城鎮(zhèn)化水平，用第二、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占全部從業(yè)人員的比重度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

（二）描述性分析

CHIP 數(shù)據(jù)中符合30 歲～60 歲年齡要求的樣本觀測點(diǎn)約六萬四千余個(gè)。收入、人力資本、職業(yè)類型、民族和戶籍類型等變量補(bǔ)缺后仍有不同程度的缺失，刪除這些變量中有缺失值的樣本觀測點(diǎn)后，共得到38948 個(gè)觀測點(diǎn)。其中，男性、職業(yè)類型為白領(lǐng)、漢族及城鎮(zhèn)戶籍的觀測點(diǎn)分別約占樣本容量的60.6%、34.5%、96.2%和57.7%。樣本平均年齡為43 歲，收入對數(shù)的均值為10.0，平均受教育年限為10 年。值得注意的是，由于樣本僅包含年收入不低于120 元的個(gè)體觀測點(diǎn)，而是否能夠有工作并獲得高于120 元的收入與個(gè)體的受教育程度、年齡、性別等因素有關(guān)。因此，變量的均值并不能反映對應(yīng)調(diào)查年份總?cè)丝诘奶卣鳌?/p>

盡管在估計(jì)代際收入彈性時(shí)需要將樣本中子代年齡限制在26 歲～55 歲，但在估計(jì)式(4)～式(8)并構(gòu)造反事實(shí)的人力資本、戶籍類型、職業(yè)、社會資本和收入時(shí)無需限制樣本年齡，且涉及的變量不盡相同。因此，對CGSS 數(shù)據(jù)的描述性分析沒有剔除部分變量有缺失的樣本觀測點(diǎn)，并保留所有年齡的觀測點(diǎn)。CGSS 中個(gè)體收入對數(shù)的均值為9.44，男性樣本占比為48.1%。對比個(gè)體及其父母的受教育年限、戶籍類型和職業(yè)類型，可以發(fā)現(xiàn)平均受教育年限、城鎮(zhèn)戶口以及白領(lǐng)所占比重均有明顯提高，一定程度上反映教育事業(yè)發(fā)展、城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的宏觀趨勢。

利用CGSS 數(shù)據(jù)初步考察子代與父代特征的相關(guān)性：子代與父代人力資本相關(guān)系數(shù)約為0.52，女性和男性與父代人力資本的相關(guān)系數(shù)分別約為0.56 和0.48；城鎮(zhèn)個(gè)體和農(nóng)村個(gè)體與父代的人力資本相關(guān)系數(shù)分別在0.48 和0.42 左右。子代與父代社會資本和職業(yè)類型的相關(guān)性也呈現(xiàn)出類似的特征，即男性與父代特征的相關(guān)性弱于女性與父代特征的相關(guān)性，城鎮(zhèn)個(gè)體與父代特征的相關(guān)性強(qiáng)于農(nóng)村個(gè)體與父代特征的相關(guān)性。由此可以初步推斷：代際收入流動(dòng)的結(jié)構(gòu)性特征為男性的流動(dòng)性高于女性的流動(dòng)性，農(nóng)村的流動(dòng)性高于城鎮(zhèn)的流動(dòng)性。當(dāng)然，更為準(zhǔn)確的結(jié)論仍需通過估計(jì)代際收入彈性進(jìn)行判斷。

四、代際收入流動(dòng)性的估計(jì)結(jié)果與分析

本部分將報(bào)告并分析代際收入流動(dòng)的水平、來源和潛力，深入研究考察期內(nèi)代際收入流動(dòng)性的性別、城鄉(xiāng)和階層差異及變化趨勢，勾勒代際收入流動(dòng)性的全貌。

（一）代際收入流動(dòng)性的水平

依次利用父親、母親和父母平均收入衡量父代永久收入，估計(jì)代際收入彈性，結(jié)果報(bào)告在表1 中。由表1 可以看出，當(dāng)父親收入增長1%時(shí)，子代收入約增長0.4%；子代對母親的收入彈性更大，約為0.514；由于父親和母親收入均有不同程度的缺失，若使用父母平均收入作為父代收入，樣本觀測點(diǎn)有所減少，相應(yīng)的代際收入彈性估計(jì)值為0.462。Justman 和Stiassnie(2021)、Lefranc 等(2014)以及Cervini-Plá(2015)等大量文獻(xiàn)采用了與本文相似的方法研究美國、日本和西班牙等國家的代際收入流動(dòng)性，橫向?qū)Ρ葋砜矗袊拇H收入流動(dòng)性處于世界中等水平。

表1 代際收入流動(dòng)性的整體水平

按照子代性別劃分樣本，分別估計(jì)不同性別的子代對父親、母親、父母平均收入的彈性，并檢驗(yàn)?zāi)行耘c女性的代際收入流動(dòng)性是否存在顯著差異。其結(jié)果顯示，女兒對父母的代際收入流動(dòng)性顯著低于兒子對父母的代際流動(dòng)性，子代對母親的代際收入彈性也比對父親的代際收入彈性更大，這與Kan 等(2015)、郭建軍等(2017)和劉怡等(2017)的發(fā)現(xiàn)相似。綜合Kan 等(2015)和Kalil 等(2016)的研究結(jié)論，一種可能的解釋是，在子代認(rèn)知形成的嬰幼兒時(shí)期和童年時(shí)期，母親與子代的接觸時(shí)間更久，對子代產(chǎn)生了更強(qiáng)的影響，最終表現(xiàn)出更大的代際收入彈性。

為了研究代際收入彈性的城鄉(xiāng)差異，按照父代戶籍類型劃分樣本，估計(jì)代際收入彈性。其結(jié)果顯示，農(nóng)村代際收入彈性小于城鎮(zhèn)代際收入彈性，但兩者差異的顯著性不高?？紤]到父代的戶籍類型是估算永久收入的變量之一，同樣影響父代收入的父代受教育年限也與其戶籍類型相關(guān)，當(dāng)按照父代戶籍類型劃分樣本時(shí)，父代永久收入的離散程度在城鎮(zhèn)和農(nóng)村之間的系統(tǒng)性差異可能被放大，進(jìn)而影響代際收入流動(dòng)性的測算。為了避免上述問題，將子樣本中收入標(biāo)準(zhǔn)化并重新估計(jì)代際收入彈性，城鎮(zhèn)和農(nóng)村之間代際收入彈性的差異變?yōu)轱@著。然而，對收入進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化也可能損失了部分真實(shí)信息，如與非農(nóng)業(yè)戶口的父代收入相比，農(nóng)業(yè)戶口的父代收入標(biāo)準(zhǔn)差本應(yīng)較小。綜合上述分析可以判斷，農(nóng)村代際收入流動(dòng)性至少不小于城鎮(zhèn)代際收入流動(dòng)性。

利用分位數(shù)回歸依次估計(jì)全樣本、城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本在25%、50%和75%分位點(diǎn)上的代際收入彈性。其結(jié)果顯示，全部樣本和農(nóng)村樣本的代際收入彈性隨收入百分位的提高而逐漸減小，而城鎮(zhèn)樣本代際收入彈性的變化則恰好相反?？紤]到3 個(gè)分位點(diǎn)的信息較為有限，我們繪制了全樣本、城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本代際收入彈性隨著分位數(shù)的變化趨勢圖。從該圖中可以看出，全樣本的代際收入彈性并非始終隨分位數(shù)的提高而下降，而是在較低和較高的分位點(diǎn)上呈現(xiàn)上升趨勢，大約在15%和75%分位點(diǎn)上分別達(dá)到了代際收入彈性的極大值和極小值。城鎮(zhèn)樣本在80%分位點(diǎn)之前以及農(nóng)村樣本在60%分位點(diǎn)之前，代際收入彈性的變化都較為平穩(wěn)，在此之后才出現(xiàn)了明顯的上升和下降趨勢。考慮到農(nóng)村收入一般低于城鎮(zhèn)收入，全樣本和分樣本的回歸結(jié)果事實(shí)上是內(nèi)在一致的，均說明了高收入階層和低收入階層的代際收入流動(dòng)性較低，對于農(nóng)村更加需要打破貧困的代際傳遞，而城鎮(zhèn)更應(yīng)注重促進(jìn)高收入階層的代際流動(dòng)。

最后，為了研究中國居民代際流動(dòng)性的變化趨勢，按照子代出生年代將樣本劃分為出生于40 年代、50 年代、60 年代、70 年代及80 年代5 個(gè)子樣本。由于樣本年齡被限定在26 歲～55 歲，出生于相同年代的個(gè)體年齡也較為接近，導(dǎo)致40 年代和50 年代的子樣本估計(jì)結(jié)果未呈現(xiàn)明顯的生命周期特征，40 年代子樣本的性別系數(shù)估計(jì)也不再顯著。與上文的分析類似，代際收入彈性的大小由相對位置的流動(dòng)與父代和子代內(nèi)部的離散程度共同決定，而父代永久收入由受教育程度、出生年代等變量擬合而來，出生于相同年代的父代收入擬合值會比實(shí)際值的離散程度更低，可能造成代際收入彈性的高估。為此，將父代收入與子代收入進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化后估計(jì)代際收入彈性，結(jié)果報(bào)告在表2 的列(1)中由于樣本劃分較為多變，為節(jié)約篇幅，沒有報(bào)告未進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化的代際收入彈性估計(jì)結(jié)果，也不再報(bào)告性別的系數(shù)估計(jì)值、R、樣本容量等，僅報(bào)告父代收入的估計(jì)系數(shù)。部分子樣本的樣本容量不足無法估計(jì)代際收入彈性。父代收入均指父母收入的均值，若使用父親收入或母親收入作為父代收入，結(jié)論仍然成立。?？梢钥吹?，從40 年代到80 年代出生的個(gè)體代際收入彈性表現(xiàn)出先增加后減小的特征。經(jīng)檢驗(yàn)，各個(gè)年代估計(jì)值之間的差異是顯著的，但20 世紀(jì)50 年代至70 年代之間的差異不顯著。按照父代戶籍類型劃分樣本，分別標(biāo)準(zhǔn)化收入后測算代際收入彈性，結(jié)果報(bào)告在表2 列(2)和列(3)中：城鎮(zhèn)和農(nóng)村50 年代至80 年代出生個(gè)體的代際流動(dòng)性與列(1)的變化趨勢相似，區(qū)別在于城鎮(zhèn)內(nèi)部和農(nóng)村內(nèi)部20 世紀(jì)50 年代～70 年代出生個(gè)體的代際收入彈性增長較為顯著，一個(gè)可能的原因是這一段時(shí)期內(nèi)出生的個(gè)體具有較高的代際城鄉(xiāng)流動(dòng)，因而能夠在城鎮(zhèn)和農(nóng)村內(nèi)部代際收入流動(dòng)降低的同時(shí)，保證整體代際流動(dòng)性沒有明顯惡化。列(2)和列(3)還顯示，城鎮(zhèn)20 世紀(jì)50 年代～70 年代出生個(gè)體的代際收入流動(dòng)性低于農(nóng)村同期出生個(gè)體的流動(dòng)性，這與上文的分析類似；然而，城鎮(zhèn)20 世紀(jì)80 年代出生個(gè)體的流動(dòng)性已經(jīng)超過了農(nóng)村80 年代出生個(gè)體的流動(dòng)性。這意味著，雖然考察期內(nèi)農(nóng)村居民的代際收入流動(dòng)性水平和變化趨勢較為樂觀，但仍應(yīng)保持一定的警惕。

表2 代際收入流動(dòng)性的變化趨勢

按照調(diào)查年份每兩年為一組劃分為5 個(gè)子樣本估計(jì)代際收入彈性并報(bào)告在表2列(4)～列(8)的第一行中，可以看出代際流動(dòng)性同樣表現(xiàn)出先下降后提高的趨勢。按照調(diào)查年份對樣本進(jìn)行劃分的缺點(diǎn)在于，難以考察代際收入流動(dòng)性的長期變化，也易受到每一輪調(diào)查中可能存在的系統(tǒng)性誤差的影響，同時(shí)還在一定程度上混雜了不同出生隊(duì)列代際流動(dòng)的異質(zhì)性；按照出生年代劃分樣本則混合了時(shí)間的變化趨勢。因此，有必要同時(shí)根據(jù)年份和出生年代對樣本進(jìn)行更為細(xì)致的劃分，結(jié)果報(bào)告在表2 列(4)～列(8)中。縱向比較每一列可以看出，除2012 年、2013 年在20 世紀(jì)60 年代出生的個(gè)體比50 年代出生個(gè)體的代際收入彈性略大(經(jīng)檢驗(yàn)，兩者差異不顯著)以外，每一列各出生隊(duì)列的代際收入流動(dòng)性均得到了顯著改善。綜合以上分析，可以對中國居民代際收入流動(dòng)性的變化趨勢做出判斷，即從長期來看中國并沒有階層固化的趨勢，這一發(fā)現(xiàn)與汪小芹(2018)和李任玉等(2018)的結(jié)論相似。新中國成立初期百廢待興，在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下在20 世紀(jì)40 年代～60 年代出生的個(gè)體在人力資本投資、城鄉(xiāng)間流動(dòng)及職業(yè)選擇上都不可避免地受到各種限制，因而代際流動(dòng)性較低，甚至稍有降低的趨勢；改革開放以來，經(jīng)濟(jì)飛速增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，教育制度持續(xù)完善，城鄉(xiāng)之間的要素流動(dòng)壁壘被打破，使在20 世紀(jì)60 年代后期及70 年代之后出生的個(gè)體在受教育和職業(yè)選擇中越來越少受到家庭背景的影響，代際流動(dòng)性逐漸提高，義務(wù)教育法的頒布和實(shí)施保證了80 年代之后出生的低收入家庭的子代能夠接受一定年限的學(xué)校教育，這是80 年代出生的個(gè)體代際收入流動(dòng)性提高的重要原因之一(陳斌開等，2021；羅楚亮和劉曉霞，2018)。

（二）代際收入流動(dòng)性的來源與潛力

按照第二部分介紹的方法測算代際收入流動(dòng)性的來源和潛力時(shí)，反事實(shí)代際收入彈性估計(jì)值均在1%的水平上顯著，不再報(bào)告估計(jì)結(jié)果。為方便比較，圖2 繪制了子代相對父親、母親代際收入流動(dòng)性的來源和潛力與真實(shí)代際收入彈性的比值。

圖2 代際收入流動(dòng)性的來源和潛力與真實(shí)代際收入彈性的比值

由圖2 可以看出，在四個(gè)維度中，由人力資本代際流動(dòng)所創(chuàng)造的代際收入流動(dòng)最大，一方面是因?yàn)槿肆Y本的代際流動(dòng)很大程度上決定了其他相關(guān)的社會性流動(dòng)水平，另一方面則是因?yàn)槿肆Y本本身對收入具有顯著且較大的正向影響。未來一定時(shí)期內(nèi)人力資本流動(dòng)創(chuàng)造代際收入流動(dòng)的潛力也最大，如果子代人力資本水平與父代特征完全無關(guān)，在其他條件不變的情況下，代際收入彈性將降低22%左右，使代際收入流動(dòng)性大幅提高。雖然目前由戶籍類型代際流動(dòng)產(chǎn)生的代際收入流動(dòng)及相應(yīng)潛力較大，但考慮到在現(xiàn)階段父代為非農(nóng)戶口的個(gè)體幾乎不可能轉(zhuǎn)變?yōu)檗r(nóng)業(yè)戶口，戶口類型與父代完全無關(guān)的假定事實(shí)上使戶籍類型代際流動(dòng)創(chuàng)造代際收入流動(dòng)的潛力被高估。從職業(yè)代際流動(dòng)的維度來看，其創(chuàng)造代際收入流動(dòng)性的作用尚未被充分發(fā)揮，從這個(gè)意義上講，未來提高中國居民代際收入流動(dòng)性從而保障社會活力，政策重心仍應(yīng)集中于改善人力資本投資和職業(yè)獲得的公平性上。

需要特別說明的是，在測算代際收入流動(dòng)性的潛力時(shí)，僅能對子代特征變量的取值做出反事實(shí)的假定，而難以預(yù)測未來子代特征變量的回報(bào)率。偏向型技術(shù)進(jìn)步、市場化轉(zhuǎn)型及人力資本的供給等均會對人力資本回報(bào)率產(chǎn)生影響(Acemoglu 和Restrepo，2018；郭凱明等，2020；楊飛，2017)，如果人力資本回報(bào)率上升，由人力資本代際流動(dòng)創(chuàng)造代際收入流動(dòng)的潛力將更大。相反地，隨著城鄉(xiāng)要素流動(dòng)加快、公共資源配置逐步合理化、城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機(jī)制逐步建立和完善，有理由相信非農(nóng)戶口的回報(bào)率將趨于下降，也意味著戶籍類型代際流動(dòng)創(chuàng)造代際收入流動(dòng)的潛力也將更小。

我們還進(jìn)一步測算并繪制男性和女性、農(nóng)村和城鎮(zhèn)代際收入流動(dòng)性的來源和潛力與真實(shí)代際收入彈性的比值。結(jié)合代際收入流動(dòng)性的性別差異，可以發(fā)現(xiàn)，女性代際收入流動(dòng)性較低最為主要的原因在于人力資本代際流動(dòng)性較低，由人力資本代際流動(dòng)創(chuàng)造的女性代際收入流動(dòng)約為男性的50%；同時(shí)女性在各個(gè)維度代際流動(dòng)的潛力小于男性該潛力，意味著即使男性和女性的代際流動(dòng)潛力均被充分發(fā)掘，只要?jiǎng)趧?dòng)力市場上仍存在性別歧視，兩者之間代際收入流動(dòng)性的差異就難以消除。農(nóng)村與城鎮(zhèn)之間的差異則表現(xiàn)出不同的特征：盡管考察期內(nèi)農(nóng)村代際收入流動(dòng)性較高，但城鎮(zhèn)代際流動(dòng)的潛力較大，若能夠被充分發(fā)掘，城鎮(zhèn)的代際收入流動(dòng)性有望超過農(nóng)村的代際收入流動(dòng)性。事實(shí)上，從表2 中20 世紀(jì)80 年代城鎮(zhèn)樣本的代際收入彈性較小已經(jīng)在一定程度上得到了印證。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)與進(jìn)一步討論

（一）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在研究代際收入流動(dòng)性的變化趨勢時(shí)，本文對收入進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化，一定程度上排除了父代永久收入估計(jì)值系統(tǒng)性誤差的影響，但也可能損失真實(shí)永久收入包含的信息。為了充分驗(yàn)證代際收入流動(dòng)性的變化趨勢，并排除各個(gè)年代的父代永久收入估計(jì)值離散程度不同對結(jié)果的影響，直接采用CHIP 數(shù)據(jù)匹配父代與子代并估計(jì)代際收入彈性，限于數(shù)據(jù)可得性，僅可得到子代出生于20 世紀(jì)60 年代至80 年代3 個(gè)子樣本。參考李任玉等(2017)的做法，仍使用上文方式擬合得到的父代永久收入數(shù)據(jù)，但改用收入在各個(gè)子樣本中的百分位數(shù)來估計(jì)代際收入彈性。其結(jié)果顯示，當(dāng)單獨(dú)使用CHIP 數(shù)據(jù)時(shí)，從20 世紀(jì)60 年代到80 年代出生的個(gè)體代際收入彈性呈下降趨勢；采用收入的百分位數(shù)估計(jì)時(shí)，從40 年代到80 年代出生的子代的代際流動(dòng)性呈先降低后上升的趨勢。類似地，按照父代戶籍類型劃分樣本，采用收入的百分位數(shù)估計(jì)20 世紀(jì)50 年代至80 年代的代際收入流動(dòng)性。其結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)和農(nóng)村子樣本流動(dòng)性先減小后增大，且與表2 呈類似的特征。綜合來看，雖然使用不同方法和不同數(shù)據(jù)來源得到的代際收入流動(dòng)性具體數(shù)值有所差異，但變化趨勢較為一致，即長期來看中國的代際收入流動(dòng)性沒有惡化。

（二）進(jìn)一步討論

使用收入的百分位數(shù)測算代際流動(dòng)性更多地反映了子代收入與父代收入在各自收入排序上的相關(guān)性。在子代與父代收入排序一定的情況下，代際收入彈性有可能增大也有可能減??；反之，代際收入彈性的大小也不能夠準(zhǔn)確反映子代相對于父代收入排序的變化。

使用反事實(shí)收入的百分位數(shù)重新測算4 個(gè)維度的代際收入流動(dòng)性來源和潛力，結(jié)果報(bào)告在表3 中。從總體上講，各個(gè)維度的社會性流動(dòng)對收入排序代際相關(guān)性的影響與對代際收入彈性的影響較為類似，即來源于人力資本的代際收入流動(dòng)及其潛力均是最大的，來源于社會資本的代際收入流動(dòng)較大但潛力較小。從分樣本和分位數(shù)回歸的結(jié)果來看，除人力資本外，其他3 個(gè)維度的社會性流動(dòng)創(chuàng)造代際收入流動(dòng)的潛力均出現(xiàn)了負(fù)值。這意味著在部分子樣本或收入階層內(nèi)，當(dāng)戶籍類型、職業(yè)或社會資本的社會性流動(dòng)被充分挖掘時(shí)，在降低代際收入彈性的同時(shí)，也使得父代與子代收入排序的延續(xù)性增加，只有人力資本的代際流動(dòng)能夠在各個(gè)子樣本和各個(gè)收入階層同時(shí)實(shí)現(xiàn)代際收入彈性的縮小和收入排序變動(dòng)的提高。由此引發(fā)的一個(gè)重要問題是，何種形式的流動(dòng)更加符合“合理、公正、暢通、有序的社會性流動(dòng)格局”的目標(biāo)，是否有必要追求代際收入彈性和收入排序代際相關(guān)性的共同減??？Acemoglu 等(2018)認(rèn)為頻繁的階層流動(dòng)不僅很難實(shí)現(xiàn)，而且也未必有益于經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會穩(wěn)定。從這個(gè)意義上講，在代際收入彈性減小的同時(shí)，代際收入排序的變化減小或許反而更好。

表3 按照收入百分位測算的代際收入流動(dòng)性來源和潛力

在此基礎(chǔ)上，許多文獻(xiàn)主張用代際間絕對流動(dòng)性來衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的包容性和機(jī)會的公平程度(Chetty 等，2017；汪小芹和邵宜航，2021)。絕對流動(dòng)性通常用絕對流動(dòng)率衡量，簡單來講即子代收入超過父代收入的個(gè)體數(shù)占整個(gè)群體的比例。在考察期內(nèi)，真實(shí)的絕對流動(dòng)率約為0.573，按照上文介紹的方法分別構(gòu)建人力資本、戶籍類型、職業(yè)和社會資本完全不流動(dòng)和充分流動(dòng)兩種情形下的反事實(shí)收入，并按父代戶籍類型劃分樣本，將相應(yīng)的絕對流動(dòng)率報(bào)告在表4 中?？梢钥吹?，在任一維度下實(shí)現(xiàn)充分的社會性流動(dòng)或完全沒有社會性流動(dòng)，絕對流動(dòng)率均低于真實(shí)水平，甚至在某些維度下完全不流動(dòng)時(shí)比充分流動(dòng)時(shí)的絕對流動(dòng)率更高，這在一定程度上與直覺相違背。

為了厘清這種結(jié)果出現(xiàn)的原因，需要計(jì)算子代收入高于父代收入，且反事實(shí)的子代收入低于父代收入的個(gè)體真實(shí)收入(對數(shù))的均值，結(jié)果同樣匯報(bào)在表4 中。表4 顯示，除戶籍類型維度和城鎮(zhèn)樣本測算的職業(yè)維度外，完全不流動(dòng)時(shí)的收入均值低于充分流動(dòng)時(shí)的收入均值。這表明在完全不流動(dòng)和充分流動(dòng)兩種情形下受到損害的個(gè)體是有不同的，即在這兩種情形下，原本能夠?qū)崿F(xiàn)收入向上流動(dòng)卻因某一維度的社會性流動(dòng)發(fā)生改變而不能實(shí)現(xiàn)收入向上流動(dòng)的個(gè)體是有差異的。如果消除人力資本、社會資本或農(nóng)村樣本的職業(yè)代際流動(dòng)，不僅會降低社會整體的向上流動(dòng)比例，而且受到損害的個(gè)體平均收入較低；與此相反，在人力資本、社會資本或農(nóng)村樣本的職業(yè)代際流動(dòng)十分充分時(shí)，盡管整體向上流動(dòng)比例也會降低，但受到損害的個(gè)體平均收入較高。簡而言之，前者使低收入群體更加難以超越父代收入，后者則使高收入群體更加難以超越父代收入?？梢?，從合理、公正的角度講，絕對流動(dòng)率也并不能完整刻畫流動(dòng)性水平，需要深入分析不同情形下不同個(gè)體受到的影響，并進(jìn)行綜合判斷。

表4 不同情形下的代際收入流動(dòng)性和收入不平等水平

下面，進(jìn)一步計(jì)算真實(shí)的收入基尼系數(shù)，并依次測算4 個(gè)維度上完全不流動(dòng)和充分流動(dòng)兩種情形下的反事實(shí)收入和反事實(shí)的基尼系數(shù)，結(jié)果報(bào)告在表4 中。其測算結(jié)果表明，消除某一維度的社會性流動(dòng)并不必然導(dǎo)致收入不平等的加劇，但在任一維度上的社會性流動(dòng)被充分發(fā)掘時(shí)，均有助于降低收入不平等程度。

綜合以上分析可知，代際收入彈性、收入排序的代際相關(guān)性、絕對流動(dòng)率及基尼系數(shù)均只能提供代際收入流動(dòng)性的部分信息，需要同時(shí)將各個(gè)指標(biāo)納入分析范疇才能描繪出代際收入流動(dòng)性來源與潛力的全貌。由于人力資本充分流動(dòng)時(shí)，不僅能夠大幅削弱代際收入彈性和收入排序的代際相關(guān)性，而且絕對流動(dòng)率的下降最小，受到損害的個(gè)體平均收入最高，能夠達(dá)到的收入不平等程度也最低，因而促進(jìn)人力資本的代際流動(dòng)、保障教育公平是未來一定時(shí)期內(nèi)提高代際收入流動(dòng)性的最核心內(nèi)容。

六、結(jié) 論

本文利用CGSS 和CHIP 數(shù)據(jù)從整體情況、性別差異、城鄉(xiāng)差異、階層差異和變化趨勢等角度詳細(xì)測算了中國居民代際收入流動(dòng)性水平；結(jié)合統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)利用反事實(shí)法進(jìn)一步從人力資本、戶籍類型、職業(yè)和社會資本4 個(gè)維度測算了代際收入流動(dòng)性的來源和潛力；最后綜合代際收入彈性、收入排序的代際相關(guān)性、絕對流動(dòng)率等多個(gè)指標(biāo)探討了提高代際收入流動(dòng)性的最優(yōu)路徑。

本文的結(jié)論是：(1)在考察期內(nèi)中國居民代際收入彈性約為0.462，與其他國家和地區(qū)相比處于中等水平；女性、城鎮(zhèn)的代際收入彈性大于男性、農(nóng)村的代際收入彈性，但城鎮(zhèn)20 世紀(jì)80 年代出生個(gè)體的流動(dòng)性已經(jīng)超過了農(nóng)村80 年代出生個(gè)體的流動(dòng)性；子代對父代的收入彈性隨分位數(shù)的變化呈先增大后減小再增大的趨勢，75%分位點(diǎn)上的個(gè)體代際收入流動(dòng)性最大；長期來看代際收入流動(dòng)性未表現(xiàn)出惡化的趨勢。(2)人力資本代際流動(dòng)創(chuàng)造的代際收入流動(dòng)最大，其創(chuàng)造代際收入流動(dòng)的潛力也最大；當(dāng)各個(gè)維度的社會性流動(dòng)被充分發(fā)掘時(shí)，男性與女性的代際收入流動(dòng)性差異仍然難以消除，而城鎮(zhèn)的代際收入流動(dòng)性有望進(jìn)一步超過農(nóng)村的代際收入流動(dòng)性。(3)代際收入彈性、收入排序的代際相關(guān)性、絕對流動(dòng)率等均只能刻畫代際收入流動(dòng)性的一個(gè)方面，若要全面考察居民代際收入流動(dòng)性，需要利用多種指標(biāo)綜合判斷；當(dāng)人力資本充分流動(dòng)時(shí)，各個(gè)指標(biāo)的表現(xiàn)均較好，因而保障教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展，推動(dòng)教育資源共享，促進(jìn)人力資本的代際流動(dòng)，是未來一定時(shí)期內(nèi)提高代際收入流動(dòng)最重要的路徑；同時(shí)，保障社會資本和職業(yè)獲得的公平性也是提高代際收入流動(dòng)性、維持社會活力的重要內(nèi)容。