我國(guó)居民收入代際傳遞的研究始于90年代末，先前的研究大多基于父代與子代的收入來(lái)研究我國(guó)城鄉(xiāng)居民的收入代際彈性大小，考慮到近些年來(lái)我國(guó)居民家庭金融性資產(chǎn)規(guī)模與借貸規(guī)模的快速增長(zhǎng)①，筆者將家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭借出款與家庭負(fù)債作為重要變量引入到收入代際傳遞模型中，進(jìn)而闡述了這四類家庭變量對(duì)我國(guó)居民收入代際傳遞的影響。

　　摘要：近些年來(lái)我國(guó)居民金融類資產(chǎn)快速增長(zhǎng)及家庭財(cái)富構(gòu)成發(fā)生巨大變化，筆者將家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭借出款與家庭負(fù)債作為重要變量引入到收入代際傳遞模型中，進(jìn)而闡述了這四類家庭變量對(duì)我國(guó)居民收入代際傳遞的影響。結(jié)果表明，在控制了子代的特性（性別、年齡、學(xué)歷背景、政治身份）之后，家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值與家庭借出款仍對(duì)子代的收入產(chǎn)生顯著的正向影響，即較高的家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值與家庭借出款往往能使子代獲得較高的收入。然而，家庭負(fù)債的代際彈性值未能通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，這表明家庭負(fù)債并不是子代收入的顯著影響因素。此外，子代的特性，特別是學(xué)歷背景與政治身份也能對(duì)子代的收入產(chǎn)生顯著的正向影響。

　　關(guān)鍵詞：金融師論文投稿,代際傳遞,家庭變量,代際彈性,子代特性

　　一、引言

　　自住房貨幣化改革以來(lái)，房地產(chǎn)資產(chǎn)也逐漸成為影響家庭財(cái)富的重要因素，而房地產(chǎn)投資的主要資金來(lái)源于房貸，住房市場(chǎng)也在單一居住性需求的屬性基礎(chǔ)上逐漸衍生出具有杠杠性投機(jī)交易的金融屬性，其產(chǎn)生的財(cái)富效應(yīng)也愈加明顯，勢(shì)必會(huì)與子代的收入產(chǎn)生明顯的協(xié)同效應(yīng)。因此，本文基于家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭借出款與負(fù)債的收入代際傳遞的研究具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。黨的十八大報(bào)告提出“多渠道增加居民財(cái)產(chǎn)性收入”的政策建議，多渠道增加居民收入將主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一是金融產(chǎn)品投資。目前的儲(chǔ)蓄、債券、保險(xiǎn)和理財(cái)產(chǎn)品依然是居民財(cái)產(chǎn)性收入主要來(lái)源，還有股票、期貨、黃金、外匯市場(chǎng)收益。二是實(shí)業(yè)投資及租賃服務(wù)。如房屋租金、參與股份制或股份合作制企業(yè)分紅、投資收藏品、房地產(chǎn)等市場(chǎng)，還包括明晰不動(dòng)產(chǎn)權(quán)，按需將其抵押、轉(zhuǎn)讓、出售、出租，乃至形成可交易流動(dòng)的金融資產(chǎn)。由此可見(jiàn)，本文基于家庭金融性資產(chǎn)與家庭借貸規(guī)模的收入代際傳遞的研究與十八大的政策建議是相契合的，這也對(duì)政府制定相關(guān)政策提供了有益的參考。

　　隨著我國(guó)居民各類金融資產(chǎn)的快速增長(zhǎng)與財(cái)產(chǎn)性收入的大幅增加，家庭的總收入已經(jīng)不僅僅是由父母的工資水平?jīng)Q定，在很大程度上也取決于各類金融資產(chǎn)的資本增值、股息紅利、房產(chǎn)出租的租金收入、家庭借出款的利息收入等家庭財(cái)產(chǎn)性收入。同時(shí)，擁有較多金融性資產(chǎn)與家庭借出款的家庭往往意味著其擁有較多的富余資金和較雄厚的經(jīng)濟(jì)實(shí)力。因此，生活在這類家庭中的子代往往能獲得更好的教育投資、人力資本投資與社會(huì)關(guān)系投資。從而，使其在將來(lái)能獲得更高的收入水平。通常，我們認(rèn)為家庭負(fù)債較大的家庭的經(jīng)濟(jì)實(shí)力往往較差，從而限制了其對(duì)子代的教育投資、人力資本投資與社會(huì)關(guān)系投資，因此其子代的收入水平往往較低。從另一方面考慮，家庭的負(fù)債也可能會(huì)對(duì)子代未來(lái)的收入水平產(chǎn)生一定程度的正向影響。其一，隨著我國(guó)資金借貸市場(chǎng)的逐步完善，貧困家庭往往能通過(guò)借貸來(lái)籌集子代所需的教育資金。其二，即使經(jīng)濟(jì)條件較好的家庭若要支持子代海外留學(xué)深造也往往需要通過(guò)資金借貸市場(chǎng)來(lái)籌集所需的高額海外留學(xué)資金。其三，為了給子代爭(zhēng)取較好的教育資源，如購(gòu)買(mǎi)學(xué)區(qū)房，往往需要通過(guò)銀行貸款的方式實(shí)現(xiàn)。因此，一些家庭負(fù)債較高的子代也可能獲得較好的教育投資，從而可能使其在未來(lái)獲得較高的收入水平。

　　二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

　�。ㄒ唬﹪�(guó)外文獻(xiàn)綜述

　　國(guó)外經(jīng)濟(jì)學(xué)界對(duì)收入代際傳遞的研究主要從人力資本、遺傳天賦、社會(huì)關(guān)系、選型交配這四個(gè)方面開(kāi)展的。

　　基于人力資本的研究，Mulligan（1997）利用美國(guó)NLSY（NationalLongitudinalStudyofYouth）20世紀(jì)90年代初的數(shù)據(jù)，通過(guò)控制教育變量與地理位置等變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)40%的收入相關(guān)性不能被解釋[1]。Bowles和Gitis（2002）將收入代際彈性分解成不同影響機(jī)制的部分，并估計(jì)各部分對(duì)收入代際傳遞的貢獻(xiàn)率，研究發(fā)現(xiàn)“繼承過(guò)程是通過(guò)父代的出色認(rèn)知和教育來(lái)實(shí)現(xiàn)的，更為重要的是，這最多可以解釋經(jīng)濟(jì)地位代際傳遞的3/5”[2]。此外，他們指出，父代的認(rèn)知能力及子代的教育這兩方面已被過(guò)度研究，有關(guān)非認(rèn)知能力、財(cái)富、種族等方面的研究還不夠。

　　基于遺傳天賦的研究，Bjorklund（2006）估計(jì)了被收養(yǎng)孩子受教育年限的回歸方程式，顯示其對(duì)親生父母的天賦及培養(yǎng)依賴回歸系數(shù)分別為0.10和0.09，對(duì)養(yǎng)父母的分別為0.02和0.09[3]。接著，作者將分析范圍擴(kuò)大到子代的成長(zhǎng)家庭（親生父母家庭、親生父親和繼母家庭、親生母親和繼父家庭、單親母親家庭、單親父親家庭、繼父和繼母家庭），研究發(fā)現(xiàn)在養(yǎng)父母家庭成長(zhǎng)的孩子，其受教育年限與其親生父母受教育年限的回歸系數(shù)分別為0.119和0.114，而與其養(yǎng)父母分別為0.078和0.055。研究表明，親生父母對(duì)其子女的受教育年限影響大于養(yǎng)父母，由此可見(jiàn)，遺傳因素在代際傳遞中有重要作用。

　　基于社會(huì)關(guān)系的研究，Anderberg和Dan（2007）研究發(fā)現(xiàn)父代對(duì)子代的社會(huì)資本投資可以影響到子代的收入水平[4]。一般而言，若父代為高收入群體，他們的人脈資源往往也會(huì)集中在高收入人群之中，其子代也會(huì)生活在這個(gè)高收入集聚的社區(qū)環(huán)境下，這種關(guān)系網(wǎng)絡(luò)逐漸為子代進(jìn)入高收入階層擴(kuò)寬道路。相反，低收入父代的子代生活在低收入集聚的環(huán)境下，其人脈資源較少，使其更容易進(jìn)入低收入階層之中，使得貧困得以代代相傳。

　　基于選型交配的研究，Chadwick和Solon（2002）研究發(fā)現(xiàn)，子代收入與其父母收入的相關(guān)性與其配偶父母的收入的相關(guān)性大致相等[5]。Eriksson（2007）分析了挪威、丹麥、芬蘭、英國(guó)、美國(guó)已婚男性和女性代際彈性值，發(fā)現(xiàn)已婚男性的代際彈性值高于女性，即如果已婚女性的配偶來(lái)自富裕家庭，她會(huì)降低勞動(dòng)供給，從而出現(xiàn)已婚女性收入和其父母及配偶父母收入關(guān)系弱化的現(xiàn)象，這是一種選型交配與勞動(dòng)供給共同作用造成的結(jié)果[6]。（二）國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)綜述

　　我國(guó)居民收入代際傳遞的研究歸納起來(lái)主要是從家庭經(jīng)濟(jì)背景、人力資本投資、社會(huì)關(guān)系等方面來(lái)研究的。

　　基于家庭經(jīng)濟(jì)背景方面的研究，王海港（2005）利用1998年和1995年中國(guó)社會(huì)科學(xué)院“城鄉(xiāng)居民收入分配課題組”的調(diào)查資料，建立了城鄉(xiāng)居民子代收入對(duì)父代收入的回歸方程，研究發(fā)現(xiàn)1995年低收入父代對(duì)子代收入的影響有所下降，但高收入父代對(duì)子代收入的影響力卻有所提升[7]。韓軍輝（2010）利用中國(guó)家庭營(yíng)養(yǎng)健康調(diào)查數(shù)據(jù)（CHNS）數(shù)據(jù)測(cè)度了城鎮(zhèn)家庭與農(nóng)村家庭的代際彈性值[8]。研究結(jié)果表明，城鎮(zhèn)家庭子代收入與農(nóng)村家庭子代收入之間存在二階隨機(jī)占優(yōu)關(guān)系，農(nóng)村家庭代際收入流動(dòng)性明顯小于城鎮(zhèn)家庭，同時(shí)隨著分位數(shù)的提高，兩種家庭的代際收入流動(dòng)性都呈現(xiàn)先增強(qiáng)后減弱的趨勢(shì)。并且隨著分位數(shù)的提高，城鄉(xiāng)子代收入差距趨小，而由機(jī)會(huì)不等引起的收入差異卻有擴(kuò)大的趨勢(shì)。

　　基于人力資本投資方面的研究，張東輝、司志賓（2007）從代際間資本轉(zhuǎn)移的視角在理論層面上解釋了父代對(duì)子代的人力資本投資是導(dǎo)致子代收入差距的重要原因[9]。研究結(jié)果表明，通過(guò)人力資本投資所產(chǎn)生的代際收入差距效應(yīng)高于直接的物質(zhì)資本轉(zhuǎn)移效應(yīng)。因此，在教育費(fèi)用約束和就業(yè)雙軌制的情形下，高校擴(kuò)招對(duì)高收入家庭人力資本投資機(jī)會(huì)擴(kuò)張作用大于低收入家庭，進(jìn)而通過(guò)人力資本的高收益繼續(xù)放大這種收入差距，產(chǎn)生代際間的“馬太效應(yīng)”。

　　基于社會(huì)關(guān)系方面的研究，楊瑞龍，王宇鋒、劉和旺（2010）使用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）2005年的數(shù)據(jù)，通過(guò)考察一個(gè)與父代能力，子代能力和社會(huì)資本幾乎無(wú)關(guān)的外生事項(xiàng)—擁有政治身份的父代退休對(duì)子女收入的影響，結(jié)果表明，父代在職和黨員的交互項(xiàng)對(duì)子代收入有顯著的影響[10]。基于以上三方面的綜合研究，方鳴、應(yīng)瑞瑤（2010）通過(guò)采用兩階段最小二乘法（TS2SLS），對(duì)城鄉(xiāng)居民的代際收入流動(dòng)性進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)分析，并進(jìn)一步考察了代際傳遞的路徑[11]。研究結(jié)果表明，中國(guó)城鄉(xiāng)居民代際流動(dòng)性較差，農(nóng)村居民代際收入彈性則更低，處于收入分配兩端的代際收入流動(dòng)性比較封閉。陳琳、袁志剛（2012）通過(guò)采用中國(guó)家庭收入調(diào)查（CHIP）的調(diào)查數(shù)據(jù)，把代際傳遞效應(yīng)主要?dú)w于人力資本，社會(huì)資本，財(cái)富資本三方面，得出這三因素對(duì)我國(guó)代際傳遞解釋力達(dá)60%以上[12]。認(rèn)為促進(jìn)教育資源均等分布，改變勞動(dòng)力市場(chǎng)分割狀況以及進(jìn)一步深化市場(chǎng)體制改革對(duì)提高勞動(dòng)者動(dòng)態(tài)收入公平和機(jī)會(huì)平等有重要意義。

　　三、本文研究的創(chuàng)新點(diǎn)

　　本文研究的創(chuàng)新點(diǎn)主要包括以下幾個(gè)方面：第一，在傳統(tǒng)的基于父代與子代收入研究居民收入代際傳遞的基礎(chǔ)上，結(jié)合了當(dāng)前我國(guó)的具體國(guó)情（金融市場(chǎng)、房地產(chǎn)市場(chǎng)，資金借貸市場(chǎng)的快速發(fā)展與相應(yīng)體制機(jī)制的不斷完善），在傳統(tǒng)代際傳遞研究模型中引入了家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭借出款、家庭負(fù)債等家庭變量，重點(diǎn)突出了家庭金融性資產(chǎn)與家庭借貸規(guī)模對(duì)我國(guó)居民收入代際傳遞的影響效應(yīng)。第二，在以往有關(guān)代際傳遞研究的各類文獻(xiàn)中，在數(shù)據(jù)處理的嚴(yán)謹(jǐn)性方面，收入的界定方面都存在一定程度的差異，本文在可得的公開(kāi)微觀數(shù)據(jù)上選擇相應(yīng)有一致性的重要影響數(shù)據(jù)，譬如使用工資性收入等口徑比較一致的微觀數(shù)據(jù)來(lái)代替收入，從而降低代際傳遞研究的誤差，使研究結(jié)果更為可靠。第三，為了確保本文研究結(jié)果的可靠性，筆者在傳統(tǒng)代際傳遞研究模型中加入了子代特征變量（性別、年齡、學(xué)歷背景、政治身份）來(lái)進(jìn)行實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，從而確保研究得到的家庭金融性資產(chǎn)與家庭借貸規(guī)模對(duì)子代收入的代際傳遞影響的有效性。

　　四、數(shù)據(jù)與方法

　�。ㄒ唬�樣本數(shù)據(jù)

　　本文選取的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)家庭金融調(diào)查報(bào)告（CHFS）2012年的調(diào)查數(shù)據(jù)，是西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心進(jìn)行的一項(xiàng)全國(guó)性的調(diào)查，其主要目的是收集有關(guān)家庭金融微觀層次的相關(guān)信息，主要包括：住房資產(chǎn)和金融財(cái)富、負(fù)債和信貸約束、收入、消費(fèi)、社會(huì)保障與保險(xiǎn)、代際的轉(zhuǎn)移支付、人口特征和就業(yè)、支付習(xí)慣等相關(guān)信息。本文對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行如下界定，收入是指包括實(shí)物和現(xiàn)金在內(nèi)的個(gè)人工資性收入，家庭金融性資產(chǎn)主要包括家庭活期存款、家庭定期存款、債券、股票、基金、信托、銀行理財(cái)產(chǎn)品、金融衍生產(chǎn)品。家庭房產(chǎn)總價(jià)值主要包含家庭房產(chǎn)總市值與出租房產(chǎn)取得的租金收入。家庭借出款主要包括各類借出款的總額與相應(yīng)取得的利息收入。家庭負(fù)債主要包括家庭各類貸款（住房貸款、購(gòu)車貸款、教育貸款與信用卡貸款）。筆者按以下標(biāo)準(zhǔn)選取所需信息完整的樣本，刪除了年齡大于65周歲的父代樣本數(shù)據(jù)，年齡小于18周歲和無(wú)工作的子代樣本數(shù)據(jù)，以及工資性收入為0的異常樣本數(shù)據(jù)。最后，按上述處理得到的有效樣本，再刪除父代與子代收入中1%的收入極值（見(jiàn)表1）。

　�。ǘ�）計(jì)量模型

　　本文的研究基于代際傳遞的經(jīng)典模型“Galtong-Becker-Solon”，該模型是在傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)代際傳遞模型的基礎(chǔ)上經(jīng)過(guò)BeckerandTomes的分析與研究被納入傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)范疇，并由Solon（2004）對(duì)其內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行進(jìn)一步分析的基礎(chǔ)上得到的[13]。該模型對(duì)代際傳遞的研究是以人力資本投資和家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)為基本理論框架，模型假設(shè)一個(gè)家庭只由父代與子代構(gòu)成，父代的總收入即為家庭的總收入，父代需要將家庭總收入合理地分配于自身的消費(fèi)與對(duì)子代的各類投資，從而使家庭的總效用達(dá)到最大。該模型的假設(shè)可以用以下經(jīng)濟(jì)學(xué)模型表示：

　　maxUt=（1-？茁）ln（C0t）+？茁ln（y1t）

　　s.tyot=C0t+I0t（1）

　　yit=（1+r）I0t+Eit

　　上述經(jīng)濟(jì)模型中y0t代表的是家庭t的總收入，C0t代表的是父代自身的消費(fèi)、I0t代表的是對(duì)子代的人力資本的投資，Y1t代表的是子代的收入水平，Ut代表的是家庭的總效用水平。對(duì)上述方程解最優(yōu)解可以得到：

　　yit=？茁y0t+E1t（2）上述方程中？茁=（1+r），本文的計(jì)量模型就是以方程（2）為基礎(chǔ)，并加入家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭借出款與家庭負(fù)債等家庭變量后進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。

　　但是，在現(xiàn)實(shí)生活中很難得到子代收入、家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭借出款與家庭負(fù)債的永久性數(shù)據(jù)。因此，為了減少測(cè)度誤差，故需對(duì)原方程進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，得到以下變形方程：

　　LN（Y）=？茁0+■？茁iLN（Xi）+■？茲jZj+？著（3）

　　其中，變量Y表示子代的收入，變量Xi（i=1，2，3，4）分別表示家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭借出款與家庭負(fù)債水平，變量Zi（i=1，2，3，4）分別表示子代年齡、子代性別、子代學(xué)歷背景與子代政治身份。系數(shù)？茁i（i=1，2，3，4）分別表示家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭借出款與家庭負(fù)債的代際彈性系數(shù)，越大，表明這四類家庭變量對(duì)子代收入的影響力越強(qiáng)。系數(shù)？茲i（i=1，2，3，4）分別表示子代年齡、子代性別、子代學(xué)歷背景與子代政治身份對(duì)子代收入所能產(chǎn)生的影響力大小。

　　變量Z2是一個(gè)亞變量，取值為“1”時(shí)表示子代為男性，取值為“0”時(shí)表示子代為女性。變量Z3也是一個(gè)亞變量，本文將學(xué)歷背景分為9個(gè)等級(jí)，用“1”表示沒(méi)上過(guò)學(xué)，用“2”表示學(xué)歷為小學(xué)，用“3”表示學(xué)歷為初中，用“4”表示學(xué)歷為高中，用“5”表示學(xué)歷為中專/職高，用“6”表示學(xué)歷為大專/高職，用“7”表示學(xué)歷為大學(xué)本科，用“8”表示學(xué)歷為碩士研究生，用“9”表示學(xué)歷為博士研究生。變量取值為“1”時(shí)表示子代的政治身份是黨員，取值為“0”時(shí)表示子代的政治身份是非黨員。

　　五、居民收入代際傳遞的實(shí)證分析

　�。ㄒ唬┳兞肯嚓P(guān)性分析

　　在本小節(jié)中，筆者主要對(duì)子代收入、家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭借出款、家庭負(fù)債、子代年齡、子代性別、子代的學(xué)歷背景、子代的政治身份進(jìn)行相關(guān)性分析（見(jiàn)表2）。

　　表2表明，家庭金融性資產(chǎn)與子代收入的相關(guān)性系數(shù)達(dá)到0.310，并在1%的水平顯著，這表明家庭金融性資產(chǎn)與子代收入的正相關(guān)性較強(qiáng)，同時(shí)家庭房產(chǎn)價(jià)值與子代收入的相關(guān)系數(shù)為0.430，并在1%的水平顯著，這表明家庭房產(chǎn)與子代收入的正相關(guān)性更強(qiáng)。此外，家庭借出款與子代收入也具有較強(qiáng)的正相關(guān)性，其相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.196，并在1%的水平顯著。家庭負(fù)債與子代收入的相關(guān)性系數(shù)為0.181，并在1%的水平顯著，這表明家庭負(fù)債與子代收入之間也存在較強(qiáng)的正相關(guān)性。從子代的特性來(lái)看，子代的年齡、性別與收入的相關(guān)性系數(shù)分別為0.079、0.052，并且前者在10%的水平顯著。子代的學(xué)歷背景、政治身份與收入的相關(guān)性系數(shù)分別為0.370、0.328，并且都在1%的水平顯著，這表明子代的學(xué)歷背景、政治身份與子代收入的正相關(guān)性較強(qiáng)。

　　以上相關(guān)性表明，四類家庭變量與子代收入之間都存在顯著正相關(guān)性。此外，家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭金融性資產(chǎn)與子代收入的正相關(guān)性強(qiáng)于其他兩類家庭變量。另一方面，子代的年齡、學(xué)歷背景、政治身份與子代收入之間也存在顯著的正相關(guān)性，這表明子代的收入可能是由子代的特性決定。因此筆者在本章的第三小節(jié)中將子代變量作為控制變量加入原代際傳遞模型中來(lái)對(duì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

　　（二）金融性資產(chǎn)與借貸規(guī)模的代際彈性值測(cè)度

　　筆者利用三類回歸模型來(lái)測(cè)度家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭借出款與家庭負(fù)債的代際彈性值，相關(guān)的實(shí)證結(jié)果如表3所示。

　　根據(jù)本文的理論分析，較高的家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭借出款與家庭負(fù)債有助于子代獲得較高的收入。如果變量X1、X2、X3、X4的系數(shù)？茁1、？茁2、？茁3、？茁4都顯著的大于零，那么表明經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持本文的理論觀點(diǎn)。模型1表示僅對(duì)變量X1與X2進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示系數(shù)？茁1為0.073，即家庭金融性資產(chǎn)的代際彈性值為正，并在1%的水平顯著，這表明較高的家庭金融性資產(chǎn)有助于子代取得較高的收入。家庭房產(chǎn)價(jià)值的系數(shù)？茁2為0.259，并在1%的水平上顯著，這表明相比于家庭金融性資產(chǎn)，家庭房產(chǎn)價(jià)值對(duì)子代的收入具有更強(qiáng)的正向影響。模型2表示僅對(duì)變量X3與X4進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示系數(shù)？茁3與？茁4分別為0.220與0.137，即家庭借出款與家庭負(fù)債的代際彈性值都為正，分別在1%與5%的水平顯著，這表明較高的家庭借出款與家庭負(fù)債有助于子代取得較高的收入。模型3同時(shí)分析了家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭借出款與家庭負(fù)債對(duì)子代收入的影響，分析結(jié)果表明，變量X1、X2的系數(shù)分別為0.076、0.230，分別在5%與1%的水平顯著。與模型1的回歸結(jié)果相比，家庭金融性資產(chǎn)與房產(chǎn)價(jià)值的代際彈性值與顯著性并未發(fā)生較大變化，說(shuō)明較高的家庭金融性資產(chǎn)與房產(chǎn)價(jià)值有助于子代在未來(lái)獲得更高的收入。此外，模型3中的變量X3、X4的系數(shù)分別為0.212、0.109，分別在5%與10%的水平上顯著，與模型2的回歸結(jié)果相比，其彈性值與顯著性也并未發(fā)生較大的變化，這表明家庭借出款與負(fù)債也是子代收入的顯著影響因素。

　　（三）結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

　　從相關(guān)性分析中，筆者發(fā)現(xiàn)子代的特性與子代收入之間存在顯著的正相關(guān)性，特別是學(xué)歷背景與政治身份，它們與子代收入之間存在更強(qiáng)的正相關(guān)性，由此可見(jiàn)子代的特性是決定子代收入的關(guān)鍵因素。因此，筆者將子代的特性作為控制變量加入模型3中進(jìn)行回歸分析，來(lái)驗(yàn)證上述中所測(cè)度的家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭借出款與家庭負(fù)債的代際彈性值的可靠性（見(jiàn)表4）。

　　模型4在控制了子代的特性（性別、年齡、學(xué)歷背景、政治身份）的情況下，重新測(cè)度了家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭借出款與家庭負(fù)債的代際彈性值。從表4的回歸結(jié)果來(lái)看，家庭金融性資產(chǎn)的系數(shù)為0.055，并且在10%的水平顯著，家庭房產(chǎn)價(jià)值的系數(shù)為0.195，并且在1%的水平顯著，家庭借出款的系數(shù)為0.176，并在10%的水平顯著，家庭負(fù)債的系數(shù)為0.075。在控制了子代的特性后，家庭金融性資產(chǎn)與家庭房產(chǎn)價(jià)值的代際彈性值與顯著性都未發(fā)生較大變化，這表明上述的實(shí)證回歸結(jié)果是可靠的，這進(jìn)一步支持了家庭金融性資產(chǎn)與家庭房產(chǎn)價(jià)值是影響子代收入的顯著因素。同時(shí)，家庭借出款的代際彈性值與顯著性也并未發(fā)生較大變化，這表明家庭借出款也確實(shí)能對(duì)子代的收入產(chǎn)生顯著的正向影響。然而，家庭負(fù)債的代際彈性值與顯著性都發(fā)生了較大的變化，在控制了子代的特性后，家庭負(fù)債不能顯著地影響子代的收入。從子代的特性對(duì)子代收入的影響來(lái)看，子代年齡變量與性別變量的系數(shù)？茲1、？茲2分別為0.016與0.160，并且顯著性水平都未達(dá)到10%，這表明子代年齡與性別并未對(duì)子代收入產(chǎn)生顯著影響。子代學(xué)歷背景變量的系數(shù)？茲3為0.066，并在10%的水平顯著，這表明學(xué)歷越高的子代往往能取得較高的收入。子代政治背景變量的系數(shù)？茲4為0.375，并在5%的水平顯著，這表明子代的政治身份能顯著地影響子代的收入水平。以上分析結(jié)果證實(shí)了家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值與家庭借出款都能顯著地影響子代的收入水平，并且家庭房產(chǎn)價(jià)值與家庭借出款的代際彈性值大于家庭金融性資產(chǎn)的代際彈性值，即相比于家庭金融性資產(chǎn)，家庭房產(chǎn)價(jià)值與家庭借出款對(duì)子代收入的影響能力更強(qiáng)。然而，家庭負(fù)債的代際彈性值未能通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，這表明家庭負(fù)債并非決定子代收入的顯著因素。此外，子代的特性（性別、年齡、學(xué)歷背景、政治身份）都會(huì)對(duì)子代的收入產(chǎn)生一定程度的正向影響。特別是學(xué)歷背景與政治身份往往能更顯著地影響子代的收入水平。

　　六、結(jié)論與政策建議

　　本文基于中國(guó)家庭金融調(diào)查報(bào)告（CHFS）的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過(guò)運(yùn)用“Galtong-Becker-Solon”的回歸模型來(lái)測(cè)度了家庭金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭借出款與家庭負(fù)債的代際彈性值，以此來(lái)分析這些家庭變量對(duì)子代收入的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在控制了子代的特性（性別、年齡、學(xué)歷背景、政治身份）之后，家庭金融性資產(chǎn)與家庭房產(chǎn)價(jià)值的代際彈性值的大小與顯著性并未發(fā)生較大變化，這表明家庭金融性資產(chǎn)與家庭房產(chǎn)價(jià)值對(duì)子代的收入有顯著的正向影響，即較高的家庭金融性資產(chǎn)與家庭房產(chǎn)價(jià)值往往有利于子代在未來(lái)獲得較高的收入。而且，家庭房產(chǎn)價(jià)值的代際彈性值大于家庭金融性資產(chǎn)的代際彈性值，這表明相比于家庭金融性資產(chǎn)，家庭房產(chǎn)價(jià)值對(duì)子代收入具有更強(qiáng)的正向影響能力。同時(shí)，家庭借出款的代際彈性值也顯著的為正，這表明家庭借出款也能對(duì)子代的收入產(chǎn)生顯著的正向影響。然而，家庭負(fù)債的代際彈性值未能通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，這表明家庭負(fù)債并非決定子代收入的顯著影響因素。此外，子代的特性（性別、年齡、學(xué)歷背景、政治身份）都能對(duì)子代的收入產(chǎn)生一定程度的正向影響，特別是子代的學(xué)歷背景與政治身份往往能更顯著地影響子代的收入水平，即擁有較高學(xué)歷的黨員子代通常能獲得較高的收入。筆者認(rèn)為，較高的學(xué)歷水平與黨員身份往往是子代綜合能力的體現(xiàn)，較高學(xué)歷的黨員子代通常較容易獲得社會(huì)與用人單位的認(rèn)可，也更容易建立起有利于事業(yè)發(fā)展的社會(huì)關(guān)系，因此其通常能獲得較高的收入。

　　結(jié)果表明，在當(dāng)前中國(guó)金融市場(chǎng)與資金借貸市場(chǎng)不斷發(fā)展與完善的背景下，家庭的金融性資產(chǎn)、家庭房產(chǎn)價(jià)值、家庭借出款對(duì)子代的收入都會(huì)產(chǎn)生顯著的正向影響，這也為政府制定相關(guān)政策提供了有益參考。本文的研究結(jié)果，正好與黨在十八大提出的“多渠道增加居民財(cái)產(chǎn)性收入”的政策建議相契合，政府可以通過(guò)依法加強(qiáng)對(duì)公民財(cái)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)、規(guī)范資本市場(chǎng)與借貸市場(chǎng)秩序和完善制度建設(shè)來(lái)增加居民財(cái)產(chǎn)性收入。從而，使全社會(huì)更多家庭的子代能得益于家庭金融性資產(chǎn)的提升，來(lái)提升自身獲取收入的能力，進(jìn)一步促進(jìn)全社會(huì)代際流動(dòng)性的提高，這對(duì)切實(shí)保障和改善民生、持續(xù)擴(kuò)大中等收入群體來(lái)說(shuō)，具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。此外，子代的特性中的學(xué)歷背景與政治身份也會(huì)對(duì)子代的收入產(chǎn)生顯著的正向影響，因此政府可以從義務(wù)教育和高等教育等多個(gè)方面建設(shè)更為完善的教育體系，在全社會(huì)范圍內(nèi)構(gòu)建良好的家庭教育氛圍，從而使教育資源在全社會(huì)范圍內(nèi)進(jìn)行更公平的分配。使不同收入層次家庭的子代都受到較好的教育，從而促進(jìn)整個(gè)社會(huì)代際流動(dòng)性的提高，增進(jìn)社會(huì)的公平與效率�！�

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