一、问题提出与文献回顾

改革开放以来，中国劳动力市场发生了巨大变革，市场化程度逐步提高，但由于诸多非竞争性因素，不同所有制部门的资源配置机制、收入决定机制仍然存在明显差异。与非国有部门相比，国有部门的工资决定机制带有较强的制度化特征，存在工资溢价，即同质劳动力会因部门选择不同得到不同的报酬(薛欣欣，2008)[1]，而人力资本差异对这一同工不同酬现象的解释力十分有限(李实等，2013)[2]。收入差异只是劳动力市场部门分割的表现形式，如果劳动力市场是开放的，由部门分割产生的收入差距就会因竞争而消失，但是研究表明，国有部门不仅存在进入壁垒(张昭时、钱雪亚，2011)[3]，其子女的职业随其职业生涯的发展还有向父辈职业“回归”的趋势(周兴和张鹏，2014)[4]。一些学者认为，中国特有的劳动力市场部门分割，导致部门间事实上的机会不平等和收入不平等，是中国收入差距扩大的重要原因之一(夏庆杰等，2012[5]；邓伟，2011[6])。如果由部门分割导致的收入不平等传递到下一代，代际收入流动性将下降，机会不平等上升，造成公平和效率两方面的损失。一方面，部门分割降低了劳动力市场的竞争，不利于劳动力资源配置效率的提高；另一方面，收入差距代际传递，意味着子辈收入在很大程度上取决于父辈收入，由父辈的经济能力、社会地位甚至社会关系决定，这让社会成员因为看不到通过勤奋和努力就能够提高经济地位的希望，而引发消极情绪甚至社会矛盾。党的十八大报告明确指出，逐步建立以权利公平、机会公平、规则公平为主要内容的社会公平保障体系，是中国特色社会主义的内在要求。部门分割导致的收入差距是否在代际间传递？国有部门和非国有部门的劳动者，其对子代收入的影响程度有没有差异？变动趋势如何？回答这些问题，对于诠释收入差距扩大的原因，制定公平合理的收入分配政策，促进社会公平正义具有重要现实意义。

可见，学生在校期间护理风险意识淡薄，主要与缺乏临床经验、缺乏相关法律法规知识有关。通过在护理学基础课程教学中适时引入护理临床差错案例的干预方法，可明显提高学生护理风险认知水平，减少或最大可能避免护理风险事件发生几率，为今后学生在临床实习护理工作中为病人提供安全、优质的护理服务打下基础，同时也为自身营造安全的护理工作氛围提供支持。

经济学家对收入差距代际传递的研究主要围绕两个主题：一是传递程度的测算，二是传递路径分析。衡量收入差距代际传递的主要指标是代际收入弹性。Becker & Tomes(1979)[7]最早将人力资本理论引入经济模型，构建了收入代际传递的基本分析框架，并用子代收入对父代收入回归测得美国的代际收入弹性约为0.2，认为美国是一个流动性极大的社会。Solon(1992) [8]指出这种方法会造成弹性向下的偏误，因为收入随年龄呈倒U型变化，并引入年龄的平方项，使用父辈收入的5年平均，将线性方程修正为二次函数，测得美国的代际收入弹性为0.4，进而得出美国是一个流动性很低的社会。Zimmerman(1992)[9]采用工具变量法修正计量偏误后得到了同样的结论。中国的相关研究起步较晚，王海港(2005)[10]利用1988年和1995年CHIP数据进行了开创性地实证研究，发现中国城镇居民的代际收入弹性较高。尽管利用近年数据的一些研究表明，伴随着城乡居民收入差距扩大趋势减缓，中国居民代际收入弹性总体上出现了下降趋势(何石军和黄桂田，2013)[11]，但与已有国家的相关研究结果相比，仍处于偏高水平，收入差距代际传递状况不容乐观(徐晓红，2015)[12]。对城乡居民代际收入弹性的比较研究显示，城镇居民收入代际传递程度长期以来高于农村居民(陈琳和袁志刚，2012)[13]。学术界对这一现状给出了诸多原因解释。方鸣和应瑞瑶(2010)[14]对代际收入弹性进行了分解，发现职业传递和教育传递是收入差距代际传递的主要路径。陈琳和袁志刚(2012)[13]认为，相对于人力资本、社会资本，以房产价值和金融资产为代表的财富资本对城镇居民收入代际传递的解释力更高，户籍制度、国有垄断等体制内部门竖起的高墙也正在将社会中下层出身的年轻人挡在其大好前途之外。杨新铭和邓曲恒(2017)[15]利用天津市城镇住户调查数据的研究表明，除了教育的代际传递路径外，父辈收入还通过影响子女的所有制、行业和职业等就业特征作用于子辈收入。周兴和张鹏(2014)[4]对职业传承的进一步研究发现，城镇居民代际之间的职业传承阻碍了代际间收入的流动，且对高收入家庭的影响更强。可以看出，中国对收入差距代际传递程度及成因的讨论尚在进行中，从劳动力市场分割视角的研究更不多见。

本文的主要贡献在以下两个方面：第一，比较国有部门和非国有部门的代际收入弹性及其变动趋势，并运用分位回归的方法细致刻画两个部门不同收入群体的代际传递程度；第二，利用代际收入流动矩阵和Shorrocks指数，对不同部门代际收入流动的方向和质量进行了深入分析。

二、数据、变量与方法

(一)数据说明与变量定义

本文采用的数据是中国居民收入调查(CHIP)数据。CHIP数据是由中国社会科学院经济研究所和国家统计局共同收集，调查样本是在国家统计局城调队的调查大样本中进行二次抽样选取的，涵盖10多个省份，历经1988年、1995年、2002年、2007年和2013年五轮调查，包含了20000多户(每轮不等)城乡家庭成员的个人收入、职业、受教育程度等指标。数据质量得到国内外学术机构和学者的广泛认同。

机插秧好坏的关键在于育秧，育秧技术要求比较高，难度较大。盘土必须经过细致处理，苗床制作要细致，播种要均匀，苗期管理要细心，每个环节都不能出任何差错。另外，机械化插秧对大田整田质量要求比较高，要求田块平整、无茬。所以需要积极培育发展机械化育插秧专业户，由育秧、插秧专业户按市场化运作规则，为千家万户育秧、插秧。

本文的收入采用个人工资性年收入，包括现金收入和实物收入，由原始数据中的相应分项加总获得。个人工资性年收入是各年样本中最具有可比性的收入指标，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分摊到个人。父辈和子辈的年龄控制在20—65岁之间，其中，父辈指父亲，子辈则包含了儿子和女儿，为了避免家中多个子女带来的估计问题，与国内外多数相关研究一样，本文只考虑家中年龄最大的子女。与其他弟妹相比，长者的暂时性收入更能代表其长期收入。将父辈的工作单位按所有制性质分为国有部门与非国有部门，国有部门包括党政机关团体、事业单位、国有及控股企业，非国有部门包括集体企业、中外合资或外商独资企业、个体和私营企业等。剔除工资收入为负的异常样本，并用消费价格指数对各年份收入进行了缩减。经数据筛选后得到的各变量描述性统计特征如表1所示。

 

表1 变量的描述统计

  

1988年1995年2002年2007年2013年均值标准差均值标准差均值标准差均值标准差均值标准差国有部门父辈收入7．750．308．890．499．440．539．970．6510．500．63子辈收入7．090．458．150．898．800．879．970．5910．210．78父辈年龄52．004．2554．515．4952．613．8752．293．7852．284．18

续表1

  

子辈年龄23．562．8124．863．8124．532．9724．372．5725．943．07子辈教育年限8．922．6811．572．9112．992．3014．233．3414．342．54配对样本量1202989413239314非国有部门父辈收入7．550．448．510．709．030．689．720．6310．200．83子辈收入7．160．478．240．738．770．909．890．6110．200．70父辈年龄51．294．3553．415．9855．235．4751．934．5151．455．06子辈年龄23．353．2025．064．5727．074．6924．563．1925．843．82子辈教育年限8．242．2210．692．6212．402．9613．673．4412．592．93配对样本量168193715188511

注：父辈收入、子辈收入均为收入的对数值。

(二)方法与模型

1.代际收入弹性计算方法。计算代际收入弹性一般采用如下基本回归方程：

Yi,c=β0+βYi,f+ei (1)

羊水过少在分娩阶段造成的危害同样不可忽视。胎儿头骨尚未发育成型，难以对脑组织起到良好的保护作用，分娩时子宫收缩可能对脑部造成损害[8]；而羊水协助母体扩张宫口，能在一定程度上支撑子宫颈，还可缓冲其对胎儿的压迫，缓解阴道顺产对胎儿造成的机械性损伤。羊水过少时，临床多建议采用引产或剖宫产终止妊娠，以改善母婴结局。本研究发现，羊水过少组孕妇剖宫产及催产素引产率均明显高于正常组，与既往研究结果接近[9-10]。

其中，Yi,c表示第i家庭子辈永久收入的对数值，Yi,f是第i家庭父辈永久收入的对数值，ei是随机扰动项，β为代际收入弹性，指的是父辈收入每增加1%子女收入相应增加的百分比。从另一方面看，(1-β)称为代际收入流动性。β取值一般介于0和1之间。β越大，说明父辈收入对子辈收入的影响越大，收入差距代际传递程度越高，反之，β越小，代际收入流动性越低，整个社会也就越不公平。

上述基于普通回归方程的代际收入弹性，反映的是两部门收入差距代际传递的总体变动，却没有反映不同收入群体的流动方向，更无法判别总体变动的内在原因。为了揭示不同收入群体的代际传递状况，采用公式(4)进行分位回归分析。从表4的计算结果不难看出，两个部门中等收入群体的代际收入弹性变动趋势都较为平稳，但在不同年份均出现了两极固化现象。如，国有部门1988年90分位点代际收入弹性高达0.676，非国有部门2013年10分位点的弹性达到0.46，都远远超过各自相应年份的平均值。结合当前收入差距的两极分化特征，图1、图2分别将10分位、90分位点上两个部门的代际收入弹性进行比较，重点关注最高收入群体与最低收入群体代际传递变动。

 

选择同期在我院儿保门诊常规体检的健康儿童的母亲(主要养育者)(n=57)纳入对照组，年龄20～45岁，且儿童年龄≤6岁。所有儿童经体格检查、神经心理发育测评确认无明显的躯体疾病及生长发育延迟。排除标准：①母亲患严重躯体或精神疾病；②母亲不能理解或不能自主填写问卷。

将式(2)代入式(1)，得到扩展的式(3)，作为本文估计代际收入弹性β的一般方程。

pij表示收入流动矩阵中父辈收入处于i等级而子辈收入处于j等级的比例，j>i就意味着子辈的收入发生了向上的流动，是一种高质量的流动，Mu计算的是矩阵上三角区域；j<i则代表子辈的收入发生了向下的流动性，子辈在收入分配中的位置是恶化的，Md计算的是矩阵下三角区域。

郑成川两手上下舞动划出一个个虚幻的圆圈。圆圈层层叠合。“黄泉路上无归人！”一招从不轻用的“黄泉路上无归人”向外拍出。

式(4)中,Y为子辈收入的对数，X为子辈收入的影响因素，包括父辈收入对数、子辈年龄及年龄平方、父辈年龄及年龄平方和子辈教育年限。βθ则是第θ分位点上各解释变量的回归系数。

式(2)中，yi,t为个体i在t年的实际收入，yi为个体i的永久收入，vi,t为暂时性收入，agei,t为个体i在t年的年龄。

基于式(3)计算出的β值是均值意义上的代际收入弹性，只能反映总体收入差距代际传递程度，不能刻画不同收入群体的全貌，分位回归的方法则能很好地解决这一问题。分位回归是对普通最小二乘回归的扩展，它能够测算不同分位点上自变量对因变量的影响，从而度量在收入分布中不同分位数上的代际收入弹性，尤其是当收入分布偏斜、含有超常值时捕捉其尾部特征，满足细致分析不同收入群体代际传递状况的要求。分位回归与经典最小二乘回归相比，其优势还在于放宽了正态性与齐方差假设，提高了模型解决实际问题的能力，且在加权误差绝对值最小条件下得到的参数估计值不受异常值的影响，从而提高了估计结果的稳健性。给定解释变量X时，被解释变量Y第θ个条件分位数为：

 

2.分位回归方法

企业应加强合规文化宣传教育，强化“合规高于一切”的文化理念，持续引导干部员工改变“重业务轻制度、重实体轻程序”的思想倾向和价值导向，通过合规文化宣传使合规意识内化于心、外化于行；利用微信、网页等媒体，创新开展合规文化宣传活动；强化违规案例警示教育，对违规案例进行分析，引导员工汲取教训，引以为戒；将合规文化与企业文化融合，用优良传统推动合规文化建设，用合规理念丰富优良传统，增进员工对合规文化的认同感，初步形成“人人、处处、事事、时时”守法合规的文化氛围。

三、实证结果及分析

(一)国有部门和非国有部门收入差距代际传递分析

利用式(3)，分别对国有部门和非国有部门的代际收入弹性进行估计，结果如表2所示。从表2的估计结果可以看出，1988—2013年，国有部门的收入差距代际传递程度高于非国有部门，前者的代际收入弹性在0.323—0.483之间，后者则在0.296—0.373之间。这说明，在国有部门工作的父辈对子辈收入的影响更大。从变动趋势看，国有部门的代际收入弹性经历了下降、上升的波动，但收入代际传递程度一直较高。非国有部门的代际收入弹性尽管波动较小，但出现了缓慢上升的趋势。

对于常见的慢性疾病，社区医疗是最为基础，也是最为重要的一环，在整个疾病治疗和对患者生活质量改善中发挥着重要的作用。糖尿病是最为常见的内分泌系统代谢性疾病，目前中国人群发病率也较高。2型糖尿病为非胰岛素依赖型，主要因为对胰岛素的敏感程度不足所致，患者分泌胰岛素能力存在，体内有胰岛素甚至水平高于正常，治疗上可使用口服降糖药，也可注射胰岛素。因2型糖尿病目前无根治方法，多借助药物、饮食和运动等方面进行控制，因此，患者对疾病的认识、整体治疗依从性对疾病控制效果影响较大。

这一收入代际传递变动趋势与中国仍然是转型国家有关。经过30多年的市场化改革，中国劳动力市场在很多方面改革并不彻底，非国有部门的工资、就业很大程度上由劳动力市场供求决定，像20世纪90年代中后期国有企业减员增效改革中产生的三千万下岗职工，逐步放松对农民工进城限制带来的大量进城农民工，都对非国有部门职工的工资、就业产生了冲击。而同期国有部门受到的影响却较小，国有企业未下岗职工的工资得到了提高，政府机关及事业单位职工工资未受亚洲金融危机影响，在1998—2002年期间得到三次增加，经过改组后的国有企业基本上是关系到国计民生的垄断企业，如银行、电信、铁路、能源等，其职工工资则得到了更快地增长。部门间长期存在的工资差距以及就业机会的不平等，加大了部门间代际收入流动性差距。

 

表2 国有部门和非国有部门代际收入弹性

  

部门变量1988年1995年2002年2007年2013年国有部门父辈收入父辈年龄子辈年龄常数项0．441∗∗∗0．393∗∗∗0．464∗∗∗0．323∗∗∗0．483∗∗∗(0．040)(0．056)(0．078)(0．052)(0．063)-0．0520．079-0．012-0．250．153(0．054)(0．090)(0．230)(0．194)(0．244)0．082∗0．213∗∗∗0．421∗∗0．402∗∗0．241(0．049)(0．067)(0．203)(0．157)(0．196)3．653∗∗-0．877-1．1717．128-2．797(1．421)(2．419)(5．531)(4．345)(5．725)R20．1300．0900．1240．2630．202非国有部门父辈收入父辈年龄子辈年龄常数项0．296∗∗∗0．373∗∗∗0．343∗∗∗0．312∗∗∗0．366∗∗∗(0．082)(0．071)(0．048)(0．069)(0．034)0．0670．0580．1210．1640．023(0．175)(0．148)(0．126)(0．181)(0．108)0．0140．0850．206∗∗0．0280．145∗(0．109)(0．103)(0．081)(0．172)(0．079)2．92311．921-0．5351．7283．104(4．070)(3．912)(3．106)(4．218)(2．521)R20．0910．1450．0870．1260．212

注：表中括号内为标准误差，*、**、***分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

为了进一步识别部门间代际收入流动性差距的传导渠道，本文将子辈教育年限和工作单位所有制性质引入式(3)，计算了不同部门代际收入弹性。表3的计算结果表明，两个因素对代际收入弹性有显著影响。其中，控制了教育年限变量后，国有部门和非国有部门的代际收入弹性均有所降低，教育年限的回归系数显著为正，说明教育在收入代际传递中起着重要作用。从部门特征的回归系数看，除2007年外的其余年份均为正值，反映出与非国有部门相比，子辈在国有部门工作对代际收入弹性的影响更大。

 

表3 教育、部门特征对代际收入弹性的影响

  

部门变量1988年1995年2002年2007年2013年国有部门父辈收入教育年限父辈收入部门特征0．436∗∗∗0．368∗∗∗0．445∗∗∗0．305∗∗∗0．434∗∗∗(0．04)(0．056)(0．08)(0．051)(0．066)0．0060．028∗∗∗0．0220．033∗∗∗0．043∗∗∗(0．004)(0．009)(0．018)(0．009)(0．017)0．437∗∗∗0．376∗∗∗0．430∗∗∗0．316∗∗∗0．466∗∗∗(0．039)(0．045)(0．077)(0．052)(0．065)0．119∗∗∗0．0230．081-0．145∗∗0．127∗(0．030)(0．057)(0．161)(0．068)(0．031)

续表3

  

非国有部门父辈收入教育年限父辈收入部门特征0．292∗∗∗0．346∗∗∗0．287∗∗∗0．308∗∗∗0．351∗∗∗(0．082)(0．069)(0．048)(0．069)(0．034)0．0150．069∗∗∗0．071∗∗∗0．021∗0．028∗(0．017)(0．017)(0．011)(0．013)(0．009)0．305∗∗∗0．348∗∗∗0．318∗∗∗0．302∗∗∗0．343∗∗∗(0．082)(0．065)(0．047)(0．069)(0．034)0．134∗0．256∗∗∗0．394∗∗∗-0．0020．047(0．071)(0．091)(0．064)(0．089)(0．065)

注：表中括号内为标准误差，*、**、***分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

(二)不同收入群体收入差距代际传递分析

由于难以获得父辈和子辈的永久收入，为了避免使用当期实际收入作为永久收入的替代变量而产生代际收入弹性低估，本文参照何石军和黄桂田(2013)[11]的做法，将实际收入分解为永久收入加上一个年龄二次函数的确定趋势，并加上由随机因素决定的不确定部分，以减少暂时性收入的波动，修正估计偏误。分解方程为：

 

表4 国有部门和非国有部门不同分位点的代际收入弹性

  

部门分位点19881995200220072013国有部门10分位30分位50分位70分位90分位0．217∗∗∗0．343∗∗∗0．2980．389∗∗∗0．612∗∗∗-0．074-0．124-0．224-0．096-0．2120．320∗∗∗0．407∗∗∗0．553∗∗∗0．410∗∗∗0．580∗∗∗0．0650．0570．1010．0640．0940．524∗∗∗0．395∗∗∗0．574∗∗∗0．336∗∗∗0．441∗∗∗-0．062-0．061-0．086-0．057-0．0690．656∗∗∗0．429∗∗∗0．554∗∗∗0．277∗∗∗0．258∗∗∗0．0630．0510．1110．0740．0890．676∗∗∗0．423∗∗∗0．553∗∗∗0．266∗∗0．189∗-0．062-0．044-0．11-0．113-0．106非国有部门10分位30分位50分位70分位90分位0．572∗∗∗0．403∗0．327∗∗∗0．1120．460∗∗∗-0．212-0．185-0．089-0．087-0．1070．402∗∗∗0．314∗∗0．328∗∗∗0．293∗∗∗0．392∗∗∗0．1080．1490．090．0750．0860．434∗∗∗0．354∗∗0．322∗∗∗0．406∗∗∗0．360∗∗∗-0．093-0．154-0．082-0．115-0．0510．2100．347∗∗∗0．275∗∗∗0．411∗∗∗0．284∗∗∗0．1430．1150．0680．1350．0530．249∗0．276∗∗∗0．323∗∗∗0．417∗∗∗0．227∗∗∗-0．131-0．081-0．077-0．115-0．051

注：表中括号内为标准误差，*、**、***分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

 

图1 10分位点代际收入弹性变动 图2 90分位点代际收入弹性变动

图1显示，国有部门低收入群体的代际收入弹性在1988—2002年期间均低于非国有部门，1988年甚至低至0.242。这一现象可能的原因是：国有部门在20世纪90年代中后期改革之前，收入分配一直较为平均，工会的作用也在一定程度上发挥较好，起到了保护低收入阶层的作用。但随着国有部门内部收入差距扩大，代际收入在2002年之后出现了固化趋势。非国有部门低收入群体的代际收入弹性除2007年外都较高，反映出这部分人群在市场化进程中由于劳动报酬低、社会保障缺失，贫困代际传递问题已日趋严重。

由图2可见，在90分位点上，国有部门的代际收入弹性呈现出较大幅度的下降趋势，从1988年的0.676下降到2013年的0.189。这说明，在改革初期国有部门高收入群体对子辈收入影响较大。随着改革的深入，“子女顶替制”、“系统内部招考”等制度逐步被废除，领导干部、专业技术人员等高收入群体子女逐渐失去就业于收入相对更高的国有部门的特权。非国有部门代际收入弹性出现先上升后下降的过程，从1988年的0.249下降到2013年的0.227，高收入群体的代际收入流动性进一步提高。

(三)代际收入流动质量比较分析

为了进一步分析国有部门和非国有部门代际收入流动的方向和质量，本文构造了代际收入流动矩阵，并在此基础上计算Shorrocks指数(Shorrocks，1978)[16]。

衡量代际收入流动性大小的Shorrocks指数为：

 

其中，pii(i=1,2,3,...,n)为矩阵对角线上的元素，代际收入流动矩阵的迹表示流动性的大小。由于该计算结果未能表明代际收入流动的结构和质量，在上式的基础上考虑流动的距离与方向，将(5)式改写，得到公式(6)和公式(7)。

首先，构造代际收入流动矩阵。将父辈收入和子辈收入划分为四等份，从低到高依次为Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ，构造的1988—2013年国有部门和非国有部门代际收入流动矩阵如表5、表6所示。

其中，j<i) (7)

(其中，j>i) (6)

对于单一分类器，其性能评价指标主要有训练精度、查准率、查全率、F-Measure值等[15]，集成学习方法通过对基分类器（性能较弱）通过集成融合形成强分类器，假设n个相互独立基分类器的查准率为p，那么集成学习模型的准确度为：

 

表5 国有部门代际收入流动矩阵

  

父辈子辈ⅠⅡⅢⅣ1988年Ⅰ2．778．3818．920Ⅱ1．9549．4148．140．49Ⅲ2．2625．5668．423．76Ⅳ0025751995年Ⅰ0107020Ⅱ0．224．3961．1834．21Ⅲ0．853．644．2851．27Ⅳ2．72．718．9275．682002年Ⅰ05033．3316．67Ⅱ2．5621．7967．957．69Ⅲ2．2712．560．9824．24Ⅳ3．084．6235．3856．922007年Ⅰ14．2971．4314．290Ⅱ8．0846．4639．396．06Ⅲ0．8828．0763．167．89Ⅳ026．3242．1131．582013年Ⅰ6020200Ⅱ2．4421．9558．5417．07Ⅲ1．678．3374．4415．56Ⅳ2．275．6852．2739．77

 

表6非国有部门代际收入流动矩阵

  

父辈子辈ⅠⅡⅢⅣ1988年Ⅰ033．3361．115．56Ⅱ1．0953．2644．571．09Ⅲ025．5370．214．26Ⅳ0057．1442．861995年Ⅰ040600Ⅱ2．5355012．5Ⅲ3．3627．7357．9810．92Ⅳ4440522002年Ⅰ033．3366．670Ⅱ030700Ⅲ0．77．1775．5216．61Ⅳ1．546．1553．8538．462007年Ⅰ30．2365．124．650Ⅱ11．2162．6225．230．93Ⅲ17．1434．2937．1411．43Ⅳ066．6733．330

续表6

  

2013年Ⅰ62．52512．50Ⅱ8．7761．429．820Ⅲ1．8249．0948．570．52Ⅳ25252525

根据表5，可以看出两个特征：一是向上流动比例较高。1988年、1995年和2002年，父辈收入处于底层的人群，其子辈几乎都实现了向上的流动，1995年还有20%流入到最高收入组。2007年和2013年向上流动的状况相对有所下降，子辈收入滞留在底层的比例上升，从2007年的14.29%上升到2013年的60%。二是最高收入组的代际固化现象改善。1988—2013年，代际收入固化在顶层的比重分别为75%、75.68%、56.92%、31.58%和39.77%。

非国有部门子辈流动状况与国有部门存在着差异。从表6可见，父辈处于收入底层的，其子辈在1988年、1995年和2002年几乎全部实现了向上的流动，但2013年的流动状况恶化，子辈收入向上的流动比例只有37.50%。父辈处于最高收入组的，其子辈收入向下流动的比例1988—2013年分别为57.14%、48%、61.54%、100%、75%，子辈的向下流动的比例均高于国有部门。

表7计算了国有部门和非国有部门子辈收入的向上流动性、向下流动性和向上净流动。

 

表7 国有部门和非国有部门代际收入流动质量

  

国有部门非国有部门向上流动性向下流动性向上净流动向上流动性向下流动性向上净流动1988年0．280．100．180．370．140．231995年0．650．060．590．410．160．252002年0．460．120．340．390．130．262007年0．270．220．050．190．41-0．222013年0．280．130．150．130．35-0．22

表7的数据显示，父辈在国有部门工作的子辈流动质量较高，除1988年外，向上净流动都大于父辈在非国有部门工作的子辈，且每年的向上净流动为正，非国有部门2007年和2013年都出现了净向下的流动，即向上净流动出现负值。从单方向来看，国有部门子辈向上流动性大于非国有部门，向下流动性则小于非国有部门。

四、结论与政策启示

在中国市场经济转型过程中，存在各种形式的劳动力市场分割，所有制部门分割是其中的重要表现形式。利用1988—2013年CHIP数据，本文考察劳动力市场部门分割对收入差距代际传递的影响，研究发现：从总体上看，国有部门的收入差距代际传递程度高于非国有部门，即在国有部门工作的父辈对子辈收入的影响更大，但非国有部门的代际传递程度正在上升；从不同收入群体看，国有部门与非国有部门高收入群体的代际传递状况得到明显改善，但两部门低收入群体流动性下降，出现代际收入固化倾向。利用代际收入流动矩阵和Shorrocks指数的进一步分析显示，国有部门的代际收入流动质量更高，子辈更易实现收入向上的流动，而非国有部门子辈收入向下流动的风险更高。

（2）尺寸的标注合理性不高，这主要是指对于换算的标准和绘图标准的尺寸标注不够准确到位。这方面的问题主要体现在标注的信息缺乏准确性，也就是说，在实际换算时，存在标注换算的比例和方法错误的现象，这是直接影响到换算结果的一类严重的问题。另外，信息标注的清晰度不足也是标注合理性不高的一个典型体现，这会给实际建筑施工人员对于图纸的辨别和判断带来一定的障碍。

本文的研究结果表明，基于所有制的劳动力市场分割对中国的代际收入流动有负面影响，这意味着建立统一、透明的劳动力市场对于构建中国机会均等的保障体系具有重要意义。消除劳动力市场分割，切断不平等的代际传递，政府可以从以下两方面着手：第一，提高市场化程度，促进劳动力市场健康发展。部门分割构筑了所有制壁垒、行业壁垒，阻碍了劳动力流动，从而形成不同部门间的收入差距，成为收入代际传递的重要路径。只有进一步提高劳动力市场化程度，切实发挥市场在资源配置中的决定性作用，打破所有制垄断、行业垄断，促进市场竞争，才能降低部门间工资差距，进而消除制度性因素造成的收入差距代际传递。第二，增加教育投资，完善公共教育政策。鉴于教育在代际收入流动中所起的重要作用，政府应当在加强教育投资的同时，进一步完善公共教育政策，有针对性地制定惠及贫困弱势家庭子女的教育资助政策，提高这一部分人群的受教育程度，弱化其对家庭收入的依赖程度，促进代际收入流动，让每一个劳动者“共享人生出彩的机会”。

最后需要指出的是，本文尚存不足。利用父子或父女配对样本计算的代际收入弹性，由于遗漏了调查时没有与父母住在一起的成年子女样本，而存在着同住样本选择偏误，尽管这一偏误并不影响本文对代际收入弹性变动趋势的判断。不与父母同住的移民尤其是农村移民的收入差距代际传递程度及其路径，是值得进一步深入研究的课题。

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