基于多重計量偏誤的農(nóng)村代際收入流動分位回歸研究

基于多重計量偏誤的農(nóng)村代際收入流動分位回歸研究

一、引言目前中國收入差距過大的事實(shí)引起了社會各界的關(guān)注，而已有研究關(guān)于收入差距的成因解釋主要集中在現(xiàn)行分配制度的宏觀分析上，較少關(guān)注和分析代際收入流動問題。事實(shí)上，當(dāng)前中國居民社會經(jīng)濟(jì)地位的差異不僅僅體現(xiàn)在“當(dāng)代人”的生活水平層面，而且隨著社會各階層間的利益分化還出現(xiàn)了較為明顯的代際傳遞和轉(zhuǎn)移。代際收入流動反映了父輩持久收入對子代持久收入的影響程度。已有文獻(xiàn)一般將持久收入看做不隨時間變化的恒量，用父輩持久收入對子代持久收入的回歸系數(shù)(即代際收入彈性)來表示這種效應(yīng)。在早期的實(shí)證研究中，多數(shù)學(xué)者主要利用某單一年份的收入作為持久收入的替代變量(Soltow，1965；Sewell等，1975)。Solon(1992)明確指出這種方法會產(chǎn)生向下的偏誤，這一點(diǎn)在Mazumder(2001)的研究中也得到證實(shí)。糾正計量偏誤的另一思路是使用工具變量。但每個與父輩收入高度相關(guān)的變量幾乎均與子代的收入相關(guān)。因此Solon(1992)認(rèn)為，不理想的工具變量將會導(dǎo)致估計結(jié)果產(chǎn)生向上的偏誤。如何較為精準(zhǔn)地估算持久收入是相關(guān)研究中不可回避的關(guān)鍵問題?？疾齑H收入流動性需要注意的另一個問題是應(yīng)該選取父輩和子代哪一年的收入。Haider等(2006)認(rèn)為，當(dāng)前收入與持久收入在整個生命周期的不同階段會呈現(xiàn)不同的關(guān)系。Grawe(2003)通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，在年老時測量父親的收入會導(dǎo)致估計結(jié)果被壓低，同時他們也找到了一些非常有限的依據(jù)來支撐代際收入彈性系數(shù)與被測年齡成正比這一假設(shè)。少數(shù)研究考慮了由于樣本選擇而引起的偏誤。具體包括同住選擇偏誤和工作選擇偏誤。研究大多運(yùn)用赫克曼兩步法，而事實(shí)上，該方法主要是針對不可觀測變量選擇的矯正，并沒有考慮可觀測變量的情況。同住選擇主要是由于使用了短面板數(shù)據(jù)造成的。同樣，運(yùn)用赫克曼兩步法對“過分節(jié)儉”的代際收入流動方程矯正同住偏誤也不適合。隨著計量方法的不斷改進(jìn)，學(xué)者對代際收入彈性的估算越來越準(zhǔn)確。然而，上述文獻(xiàn)僅是在“過分”強(qiáng)調(diào)某單一計量偏誤的條件下對代際收入彈性的均值進(jìn)行估算，無法度量在收入分布中不同分位數(shù)上的收入彈性。事實(shí)上，個體特征(如能力、努力等)存在一定差異。利用均值回歸得出的代際收入彈性系數(shù)不能全面刻畫兩代人收入之間的傳遞景象，因此有必要利用分位回歸對其進(jìn)行分析。國內(nèi)運(yùn)用該方法的相關(guān)研究比較少。王海港(2005)、何曉琦等(2006)、姚先國等(2007)利用相關(guān)數(shù)據(jù)運(yùn)用最小二乘法對中國居民的代際收入彈性系數(shù)進(jìn)行了估計。魏穎(2009)利用分位回歸研究發(fā)現(xiàn)，在控制子代受教育年限變量之前，農(nóng)村代際收入彈性隨著分位數(shù)的上升呈現(xiàn)出先增后減的“倒U形”變化趨勢。該研究雖然在方法上進(jìn)行了拓展，但只單純考慮分位回歸，而沒有將各種樣本選擇問題納入分析的框架，更沒有考慮暫時性收入偏誤和生命周期偏誤?；谏鲜龇治?，本文借鑒ChetiNicoletti(2008)研究代際職業(yè)流動的思路，同時考慮暫時性收入偏誤、生命周期偏誤、工作選擇偏誤及同住偏誤，利用中國健康和營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)中的農(nóng)村家庭數(shù)據(jù)對中國農(nóng)村居民代際收入彈性進(jìn)行估算。二、數(shù)據(jù)說明(一)變量說明本文所用數(shù)據(jù)來自中國健康和營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)，選取的變量主要涉及廣西、貴州、黑龍江、河南、湖北、湖南、江蘇、遼寧和山東共9省份的農(nóng)村家庭戶主與子代的收入、職業(yè)、教育、年齡、性別和身體健康狀況等。收入變量包括調(diào)查問卷中的戶主和子代各自的工資收入、獎金、補(bǔ)貼(包括副食補(bǔ)貼、保健補(bǔ)貼、洗理費(fèi)、書報費(fèi)、房屋補(bǔ)貼和其他補(bǔ)貼)、務(wù)農(nóng)收入、家庭園藝收入、畜牧收入、漁業(yè)收入等項(xiàng)目。教育變量為受教育年限。職業(yè)變量按照Goldthorpe職業(yè)分類表進(jìn)行等級分類。身體健康狀況變量采用國際通用的身體質(zhì)量指數(shù)。該指數(shù)用體重(kg)與身高(cm)平方的比值表示。年齡變量進(jìn)行中心化處理。性別變量用0表示女性，1表示男性。(二)主要變量描述性統(tǒng)計為了檢驗(yàn)并糾正各種計量偏誤，本文將所有農(nóng)村家庭樣本分為全樣本和子樣本。全樣本是將中國健康與營養(yǎng)調(diào)查中的個體教育、個體收入、個體職業(yè)及個體健康等數(shù)據(jù)文件按照wave=1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006進(jìn)行處理得到相應(yīng)年份的數(shù)據(jù)；并將上述年份個體教育、個體收入、個體職業(yè)及個體健康等數(shù)據(jù)文件中的戶主(父親或母親)與子代信息進(jìn)行分離；最后將同屬一個家庭的父輩與子代的數(shù)據(jù)合并得到父輩與其子代歷年的綜合數(shù)據(jù)信息。本文使用的是一組非平衡面板數(shù)據(jù)。1997年數(shù)據(jù)中不僅增加了新成立的家庭，同時還增加了一些家庭代替不再參加調(diào)查的家庭。為了保持調(diào)查對象的一致性，本文將該年新增家庭部分刪除，導(dǎo)致該年調(diào)查樣本量較小。另外，本文假設(shè)全樣本存在計量偏誤，因此，全樣本中歷年各變量存在一定的缺失值(見表1)。由表1可知，在每一輪調(diào)查中子代受教育的年限均高于父輩，而且呈現(xiàn)出一定的代際傳遞性?！案咚刭|(zhì)的子代”幾乎與“高素質(zhì)的戶主”相對應(yīng)。本文所涉及的職業(yè)變量按照Goldthorpe職業(yè)分類表進(jìn)行等級分類。該職業(yè)分類表中取值為2的職業(yè)為農(nóng)民、漁民或獵人，取值為3的職業(yè)為非技術(shù)工人或熟練工人(如普通工人、伐木工等)。表1中所列出的職業(yè)類型變量表明農(nóng)村家庭的戶主和子代基本從事傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)或充當(dāng)普通工人。由工資理論可知，個體收入主要取決于人力資本(通常用教育變量表示)，同時與個體的職業(yè)類型密切相關(guān)。因此，上述事實(shí)間接說明農(nóng)村家庭中兩代人之間可能存在收入上的繼承或傳遞性。但如果直接用收入變量來描述這種繼承或傳遞性，則存在一定的問題。因?yàn)橄嚓P(guān)研究文獻(xiàn)中所用收入變量為持久收入，而表1中所涉及的收入變量實(shí)際上為可觀測收入。按照經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論，可觀測收入等于持久收入與暫時性收入之和。因此，若要詳細(xì)考察代際收入流動性，必須解決暫時性收入偏誤問題并對持久收入進(jìn)行合理估算。從理論上講，父輩與子代的收入都應(yīng)該在當(dāng)期收入最接近其持久收入的時點(diǎn)年份進(jìn)行測量。由表1可以看出，戶主平均年齡在1989年約為34歲，隨后逐漸增加。到2006年，戶主平均年齡增加到約54歲。在相應(yīng)的7輪調(diào)查中，子代平均年齡分別為14歲、19歲、20歲、32歲、20歲、24歲和26歲。因此，在估計代際收入彈性時，到底應(yīng)該選取戶主和子代哪一年的收入是一個值得考慮的問題。圖1和圖2分別給出了戶主和子代的可觀測收入—年齡曲線。從可觀測收入—年齡曲線來看，戶主和子代的收入—年齡曲線均呈現(xiàn)倒U形，而且在每—年齡時點(diǎn)對應(yīng)不同的收入。若不考慮生命周期偏誤而“隨意”選取某一年齡時點(diǎn)的可觀測收入進(jìn)行估計將會得出多種估計結(jié)果。圖1子代可觀測收入—年齡曲線圖2戶主可觀測收入—年齡曲線1989年調(diào)查數(shù)據(jù)中有93%的戶主為男性，這一比例的最低值出現(xiàn)在1997年的調(diào)查數(shù)據(jù)中，但仍然高達(dá)88%。從表1可知，在1989年和2000年調(diào)查數(shù)據(jù)中，兒子所占比例分別約為78%和70%，女兒所占比例較小。而在另外5輪調(diào)查中，女兒所占比例有所增加。如1991年女兒與兒子幾乎各占50%。從人口學(xué)的角度來看，本文樣本的選取具有一定的合理性，但這一事實(shí)暗示可能存在工作選擇偏誤。另外，由于所用數(shù)據(jù)為短面板數(shù)據(jù)并且多為成年人，所以戶主和子代的身體健康狀況(用身體質(zhì)量指數(shù)表示)變化幅度不大。在全樣本基礎(chǔ)上，文章選取在7輪調(diào)查中至少出現(xiàn)3次且共同居住在同一家庭的戶主和子代構(gòu)成子樣本。這樣做是為了把同住效應(yīng)“強(qiáng)加”給子樣本，并保持家庭的代表性在一個較長時間內(nèi)保持不變。子樣本的選取主要依據(jù)中國健康與營養(yǎng)調(diào)查中相關(guān)問題的回答。如2000年住戶調(diào)查中的“家庭成員基本情況登記表”有“現(xiàn)在還住在家里嗎”？“現(xiàn)在他還是該家庭的成員嗎？”等問題，根據(jù)對此類問題的回答，我們可以對子代與戶主的同住狀況做出判斷，為選取子樣本提供依據(jù)。限于篇幅未列出子樣本主要變量情況。三、基于多重計量偏誤的分位回歸模型設(shè)定相關(guān)文獻(xiàn)中一般將父輩收入對子代收入的均值回歸系數(shù)作為代際收入彈性。該方法不能度量在收入分布中不同分位數(shù)上的收入彈性。實(shí)際上，個體特征(如能力、努力等)存在一定差異。在其他條件相同的情況下，具有較強(qiáng)能力或者付出較高的努力后，子女往往會獲得較高的收入。這可能導(dǎo)致父輩對“有出息”的子女給予更多的關(guān)愛?；蛘哒f，父輩收入對子代收入的影響程度可能會因?yàn)樽哟芰蚺Τ潭鹊牟町惗憩F(xiàn)出不同的“傳遞場景”。如果這一假設(shè)正確的話，那么利用均值回歸得出的代際收入彈性系數(shù)將不能全面刻畫兩代人收入之間的傳遞景象。另外，本研究中可能存在暫時性收入偏誤、生命周期偏誤、工作選擇偏誤和同住偏誤。為此，有必要在考慮上述計量偏誤的基礎(chǔ)上進(jìn)行分位回歸。(一)暫時性收入偏誤與生命周期偏誤分析從表4可以看出，無論是單方程均值回歸還是分位回歸，在全樣本不考慮工作選擇偏誤的情況下得出的代際收入彈性與表5子樣本忽略選擇偏誤時得出的代際收入彈性相比，子樣本中的同住選擇存在較大偏誤。這說明在實(shí)證研究中不能忽視同住選擇造成的偏誤。表5此部分中的均值回歸及各分位點(diǎn)的系數(shù)估計值均大于表4此部分的均值回歸和分位回歸的估計結(jié)果。這一結(jié)果說明在本研究中由于忽略同住選擇而造成了向上的計量偏誤。表5給出了在忽略工作選擇的情況下，利用控制函數(shù)兩步法、傾向得分加權(quán)回歸和回歸調(diào)整估計等方法對同住選擇進(jìn)行矯正的結(jié)果。其中，傾向得分加權(quán)回歸對同住選擇進(jìn)行糾偏的效果較好，其次是控制函數(shù)兩步法，而回歸調(diào)整估計的效果最差。在對工作選擇與同住選擇偏誤同時進(jìn)行矯正時，傾向得分加權(quán)回歸的估計結(jié)果與忽略各種樣本選擇時所得結(jié)果差異不大，這說明該方法對子樣本中的工作選擇與同住選擇偏誤沒有起到很好的糾偏作用。而控制函數(shù)兩步法則與忽略樣本選擇時所得結(jié)果表現(xiàn)出明顯差異。這一結(jié)果說明在本研究中考慮4種計量偏誤的必要性。另外，運(yùn)用控制函數(shù)兩步法進(jìn)行均值回歸得到的代際彈性系數(shù)為0.294，且在1%水平上顯著；而采用分位回歸得到的各分位點(diǎn)的代際收入彈性變化較大。這說明父輩收入對處在不同收入水平上的子代表現(xiàn)出不同的影響程度。在低分位點(diǎn)和高分位點(diǎn)，代際收入彈性較?。欢?0和60分位點(diǎn)上，代際收入彈性最大，分別為0.775和0.773。從總體上看，農(nóng)村代際收入彈性隨著分位數(shù)的上升呈現(xiàn)出先增后減的倒U形變化趨勢。這一結(jié)果與魏穎(2009)的研究類似。在收入分布的兩端，由于個體特征的差異導(dǎo)致農(nóng)村家庭呈現(xiàn)出較強(qiáng)的代際收入流動性；而在中位數(shù)附近則呈現(xiàn)出較低的流動性。研究結(jié)果說明個體間的特征存在一定差異，并對個體收入有重要影響。在上述模型中，子代屬性變量(如受教育年限、職業(yè)、身體健康狀況等)雖然在不同分位的收入水平中表現(xiàn)出不同的效應(yīng)，但這種效應(yīng)在各個模型之間不存在明顯差異。職業(yè)變量對于處于高分位收入的子代影響比較大，在10分位上回歸系數(shù)大約為0.18(p＜0.05)；而后隨著分位數(shù)的提高，職業(yè)對子代收入的影響逐漸增大。受教育年限的貢獻(xiàn)率大約從40分位開始隨著子代收入的增加而提高。這說明在較高分位數(shù)上，隨著受教育年限的提高，子代收入將不斷提高。而身體健康狀況則在各模型中幾乎沒有通過顯著性檢驗(yàn)。需要指出的是農(nóng)村居民(特別是富裕家庭、鄉(xiāng)村干部)的收入在一定程度上很難準(zhǔn)確計量，這可能對估計結(jié)果產(chǎn)生一定的影響。五、結(jié)語本文將中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)分為全樣本和子樣本，在綜合考慮了暫時性收入偏誤、生命周期偏誤、同住選擇和工作選擇偏誤后對農(nóng)村家庭的代際收入彈性進(jìn)行估計。通過比較多種方法的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)傾向得分加權(quán)估計法對于糾正同住選擇引起的偏誤具有較好的效果；而對于綜合偏誤的矯正，控制函數(shù)兩步法則優(yōu)于其他方法。從總體上看，農(nóng)村代際收入彈性隨著子代收入分位數(shù)的上升呈現(xiàn)出先增后減的“倒U形”變化趨勢。這說明