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我国代际收入弹性的测度研究

更新时间:2009-03-28

1 问题的提出

测度社会阶层间的代际流动、收入差距代际传递的主要指标是代际收入流动性。代际收入流动,也称收入代际转移,衡量的是个人收入在何种程度上由其上一代人的收入决定,也即子代收入对父代收入的依赖程度,反映了一个社会的机会平等程度。代际收入弹性 (intergenerational income elasticity,IGE)是测度代际收入流动性最有力的指标 (Black and Devereux,2010),代际收入弹性的大小,说明了子代收入受父代收入的影响程度。我国经济的高速发展却呈现日益缓慢的社会代际流动性, “富二代”、 “官二代”、 “穷二代”等现象越来越引起社会的关注,阶层固化、贫富差距扩大问题日益严峻。系统、全面的测度我国人力资本代际收入弹性就成为兼具学术和实践价值的研究课题。

国外主要围绕教育、职业、收入等分类的代际流动性测度展开研究,形成了丰富的研究成果。在收入统计资料缺乏的时候,有关代际流动的研究主要集中在教育、经济地位和职业地位的代际流动方面,随着收入分配统计资料的逐步完善,对代际流动的研究重心转向收入的代际流动,主要通过测算代际收入流动性来反映代际流动性。由于收入比职业和学历水平更能直接和全面地反映一个人的经济状况,因而收入的代际流动更能反映两代人经济福利的传递程度。对各国代际收入弹性的测度研究迅速推进,并在世界范围内发展起来。国内对于代际收入弹性的测算起步较晚但发展较快。基于不同的数据库测算中国居民代际收入流动趋势的研究较多。王海港 (2005)的研究较早,他利用1988年和1995年中国社会科学院 “城乡居民收入分配课题组”的调查资料,建立了城镇居民子女收入对父母收入的回归方程,测算出1988年、1995年代际收入弹性分别为0.384和0.424。其后,郭丛斌,闵维方 (2007)测算出我国城镇家庭2004、2005年的代际收入弹性分别为0.32、0.309;王美今,李仲达 (2012)构建了IV估计量分析框架,使用中国健康与营养调查 (CHNS)的数据集,测量出中国居民父子之间的收入代际流动系数为0.830(见表1)。

国内外都对代际流动性内在传递机制进行了剖析,关注代际收入流动机制的结果,即代际不平等问题的研究。Galor and Zeira(1993)研究富人与穷人间人力资本投资不平等的收入分配格局变化,发现长期的均衡决定于最初的收入分配,初始收入分配越平等,越有利于家庭的人力资本代际投资,长期的财富相对平等分配有助于缩小收入差距,并促进经济增长。Das(2007)则指出,父母对子女的利他主义是有限的,取决于父母的经济地位,贫困家庭的父母不仅缺乏 “能力”,对子女人力资本形成的投资意愿也较低,这在一定程度上造成了贫困的代际传递。国内一些学者认为人力资本对代际相关性的解释力不明显。邢春冰 (2006)利用 “中国健康与营养调查(CHNS)” (1989-2000)的数据进行研究,发现农村子女的非农业就业机会与父母的工作 (社会资本)之间存在着显著的相关关系。周群力,陆铭 (2009)认为代际间社会资本转化为对子代的人力资本投资,进而增加了子代的人力资本积累,却减少了代际间的流动性。陈琳,袁志刚 (2012)发现1988-2005年中国的代际收入弹性的变化趋势是从大幅下降到逐步稳定,以房产价值和金融资产为代表的财富资本对我国代际收入流动性的解释力和回报率 (约为30%-40%)大于以政治身份、单位性质、职业、行业衡量的社会资本和以子代受教育年限衡量的人力资本 (约10%)。但也有学者认为我国人力资本代际投资对代际收入的解释力更强。汪燕敏,金静 (2013)认为教育在代际传递中的贡献率最高,约为0.081,能有效促进阶层向上流动。龙翠红,王潇 (2013)的研究也发现,教育对代际收入流动性影响最显著,健康次之,社会资本对代际流动性的解释力小于人力资本。对代际不平等及收入差距问题的研究强调富裕、贫困自我强化的持续性,个体初始财富的不同影响了人力资本投资意愿,人力资本投资的预期收益率对低收入家庭的影响显著,低收入家庭的投资意愿与收入水平正相关 (邹薇、郑浩,2014)。高收入富裕阶层收入的代际流动性较低,低收入阶层的财产代际流动性较低,持续高收入的家庭在城市的集中度高,农村家庭的持续贫困比例稍高,城乡收入差距不断拉大 (裘晓飞,2012)。

 

表1 国际代际收入弹性研究的主要成果

  

资料来源:作者根据相关文献整理。?

 

地区 国家 学者 时间 模型Becker,G.S., Tomes, N. 1986 OLS美国北美Solon, G. 1992 OLS Bj?rklund, A., J?ntti, M. 1997 OLS Mulligan, C.B. 1997 OLS Mazumder, B. 2005 OLS Corak, M. 2006 OLS Vogel, D. 2006 OLS加拿大 Bloome D 2017 OLS北欧 Corak, M. 2006 OLS Davis, J., Mazumder, B. 2017 OLS Corak, M., Heisz, A. 1999 OLS芬兰 Pekkarinen, T. 2009 OLS瑞典 Bj?rklund, A., J?ntti, M. 1997 OLS欧洲Nicoletti, G. 2005 OLS英国Corak, M. 2006 OLS德国 Vogel, D. 2006 OLS Gregg, P. et al 2017 OLS Bj?rklund, A., J?ntti, M. 1997 OLS代际收入弹性0.20.40.3290.50.5-0.60.4 -0.50.340.32<0.20.510.23<0.30.2260.370.4-0.50.24 Ueda, A. 2009 OLS IGE(父-已婚儿子)= 0.410;IGE(父-已婚女儿)= 0.3000.430.11日本Lefranc, A. et al 2014 IV 0.35韩国 Ueda, A. 2013 SIMEX IGE(父-30 岁儿子)= 0.25;IGE(父-30 岁女儿)= 0.35;IGE(父-25-54 岁儿子)= 0.35;IGE(父-25-54 岁女儿)= 0.4王海港 2005 OLS IGE(1988)=0.384;IGE(1995)=0.424东亚中国郭丛斌、闵维方 2007 OLS 0.320方鸣、应瑞瑶 2010 TS2SLS 0.57周波、苏佳 2012 OLS 0.426王美今、李仲达 2012 IV 0.830龙翠红、王潇 2013 OLS 中国整体IGE=0.6;城市IGE=0.8;农村IGE=0.5刘志国、范亚静 2014 OLS 0.476李力行、周广肃 2014 OLS IGE(1995)=0.343;IGE(2002)=0.374陈胜男、陈云 2016 OLS 0.583-0.674牟欣欣 2017 OLS、IV IGE(OLS)= 0.282;IGE(IV)= 0.331

梳理已有研究可以发现,相关文献对代际流动性的研究主要集中在三个领域:代际流动性(收入代际流动和职业代际流动)的测度;代际流动性内在传递机制的分析,对人力资本、社会资本、财富资本等在代际流动中中介力的研究;代际不平等与 “马太效应”。国外关于代际收入流动机制的研究较为完善,其基础数据来源的可获得性保证了代际流动性和代际不平等研究的深度和广度。国内代际流动性的研究起步较晚但成果较多,研究带有中国特色,由于家庭和个人收入等微观数据资料较为缺乏,给实证研究加大了难度,缺乏系统、全面的代际流动性测度。本文试图做出弥补,基于对数线性回归模型估算代际收入弹性,利用微观家庭数据库CHNS(1989-2011)的追踪调查数据,对我国代际收入弹性的整体趋势,以及城乡间、子女间、地域间、高中低阶层之间的变化趋势进行全面估算,通过刻画我国收入差距和机会不平等程度的总体图谱,为改进机会不平等、缓解阶层固化提供有针对性的政策建议。

2 模型设定与数据筛选

2.1 模型设定

虽然较多学者已测算了我国的代际收入弹性,但数据来源不同,测算方式多样,数据筛选方式的差异,对收入的统计口径不一致,中国的收入数据比较复杂,现有研究对居民持久收入的定义不一致,对样本的选择也有较大差别,多种因素导致对中国代际收入流动性水平的高低还没有确定的结论。

国内外估算代际收入弹性的方法大多基于对数收入回归模型,运用普通最小二乘法 (OLS)、工具变量法 (IV)、双样本二阶最小二乘法 (TS2SLS)等方法 (朱荃、吴頔,2011),本文结合国际代际收入弹性估算的常用方法 (见表1),运用普通最小二乘法,选取了对数线性回归模型和收入转换矩阵估算代际收入弹性的大小和变动方向。

证明 (1)由贝叶斯定理可知,由于是规范化因子(常数),所以,Pr(s1,s2,…,sT|o1,o2,…,oT)∝Pr(s1,s2,…,sT,o1,o2,…,oT)由此可得引理2中(1)成立.

依据人力资本理论,用代际收入弹性衡量父代收入对子代收入的影响程度,代际收入弹性的估计方程来自Becker and Tomes(1979)的理论模型

 

通常使用线性模型来估计代际收入弹性

 

由于代际收入弹性的估计必须使用持久收入,因而单年的实际收入会导致很大估计偏误。Solon(1992)通过在实际收入的分解中引入年龄的二次函数项,以最大限度地降低估计偏误,得到相对精确和可比较的估计。

 

其中Yic是子代的收入,Yip是父代的收入,下标i代表家庭,下标c代表子代,下标p代表父代,被解释变量lnYic是子代持久收入的对数,解释变量lnYip是父代持久收入的对数,age是年龄,εi是随机扰动项,β是代际收入弹性,指父代收入上升1%时,子代收入变动的百分比, (1-β)则表示代际收入流动性的强弱。若参数β=1表示子代的收入完全由父代决定,代际流动性为0,若β=0表示子代的收入与父代没有任何关系,代际收入完全流动,β越大,代际收入弹性越高,代际流动性越低,实际上是对机会平等程度的测量。

2.2.2 收入转换矩阵

相对于代际收入弹性,代际收入流动的转换矩阵可更加具体的表现子代收入相对于父代收入的变动方向及流动性大小,在不同收入等级层次间的流动。转换矩阵是将父代个体收入和子代个体收入按照从低到高各自五等分,行代表子代收入的位置,列代表父代收入的位置,αij表示处于第j等级的父代的子女进入到第i等级的比例,对角线上的αii是指子代和父代同处于一个收入等级的比例,若该矩阵为单位矩阵,则表示子代收入和父代收入处于同一等级,代际收入完全不流动;若矩阵各元素均为20%,则表示子代收入等级相对父代完全流动,代际收入完全流动。

 

当父代处于第2收入等级时,农村家庭子女较城市更倾向于停留在1、2、3等级,当父代处于第4收入等级时,农村家庭子女较城市更倾向于停留在3、4、5等级。

 

处于第i等级的子代的父代在各个收入等级的比例之和为1,即

 

2.2 数据来源及筛选

本文将采用中国健康和营养调查 (CHNS)1989-2011年的9次家庭调查的数据来估算代际收入弹性。基于CHNS对同一家庭的多次调研,可观测到父母和子女收入变化的纵向数据,因而可用于估算代际收入弹性。CHNS综合考虑了我国地理环境、经济社会发展水平、公共资源以及居民健康等因素,通过多层次随机抽样方法,抽取了我国东部 (辽宁、江苏、山东)、中部 (黑龙江、河南、湖北、湖南)和西部 (广西、贵州)9个省 (1997年辽宁省未进入调查范围,2011年增加了北京、上海、重庆三个直辖市),以家庭为样本单位,每个省 (区)选取2个市区和4个县,2个市区一般为省城和较低收入的城市,4个县依据高中低收入分层和一定的权重随机选取,每个县抽取县城住户并按收入分层抽取了3个村落,每个村20户,9年累计调研样本约8000户家庭,共约24000人。

利用CHNS筛选数据,首先需要考虑的是降低偏误。目前学界对代际收入弹性的估算主要存在以下几种偏误:

而父代处于中等收入等级的代际流动性明显较高,各单位元素分布较为平均,在20%左右,尤其是父代处于第3等级收入水平,其子代向上、向下的流动性都较高。

(2)同住样本偏误。同住家庭样本数据会使代际收入弹性产生向上的偏误,而我国家庭父母与子女同住的比例正逐年减少,核心家庭越来越多,因此因同住样本偏误导致的收入弹性会更加被高估。

易非的心痛了一下,像有个小人在心里把她唯一敏感的那根神经猛拽了一下,可她还是笑了,笑得像一朵雨后的栀子花,她说:“我是爸爸的亲女儿呢,能不像爸爸吗?”

(3)短期收入偏误。代际收入弹性估算的重要一点是识别父代和子代的持久收入,但是父代和子代的持久收入是不可观测的潜变量,由于微观家庭数据的限制,国外早期研究代际收入弹性的估算主要是利用父代某单年收入的观测值代替持久收入,如Soltow、Sewell和Mazumder等;20世纪90年代以后的研究多采用父代和子代多年的平均收入来替代持久收入,Solon(1992)以父亲5年的平均收入替代持久收入,估算美国的代际收入弹性为0.4,远高于Becker and Tomes(1986)以单年收入测算的代际收入弹性0.2。但以短期收入的观测值代替持久收入仍会产生向下的偏误,即低估了β值。

我国目前代际收入流动性较低,阶层固化主要体现在高低收入阶层中,中等收入阶层的上下流动较通畅,与高收入阶层相比,低收入阶层家庭受借贷约束的限制,无法进行充足的人力资本投资,子代向上的渠道受限,代际流动性较低。因此加大政府对低收入群体的公共支出是缓解贫困家庭的借贷约束、提高代际收入流动性的重要手段,目标在于帮助低收入阶层的政府支出,可以有效弥补家庭人力资本投资的不足。政府要积极引导贫困家庭加强对子女的人力资本投资,公共政策通过多种途径实现低收入阶层在教育和医疗上的公平公正,满足其对公共资源的需求,打通各收入阶层之间的流动通道,保障代际收入流动的机会平等。

为避免代际收入弹性估算存在的以上几种偏误,何石军,黄桂田 (2013)优化代际收入弹性的估计方法,发现使用父代多年的平均收入、控制父代和子代的年龄区间、控制年龄及其二次项,可最大限度地降低估计偏误。基于此,对CHNS数据做家庭配对筛选,在样本处理上将父代和子代的年龄控制在一定的范围,在估计方法上把年龄的二次函数加入到回归方程,在数据处理中使用父代和子代多年的平均收入来减少单年收入所导致的向下偏误,得到相对精确和可比较的估计,具体做以下处理:

(1)父代样本数据选取户主 (一般是父亲),以往的研究多是只考虑父亲,而实际上较高收入的母亲必然增大对子女的人力资本投资,一个家庭中的子代包括儿子与女儿,为了避免多个子女带来的估计问题,我们只考虑家庭中的长子/长女与户主的收入联系。同时,对样本进行了选择,剔除了在校学生样本和退休者样本,删除了两代年龄差距小于16岁的异常样本,并选取年龄处于20-65岁 (包含20岁和65岁)之间、信息完整的父子两代人。

(2)收入水平指标使用个人的年度总收入来度量,并使用 CHNS提供的指数将收入折算为2011年的实际价格,取其自然对数形式。调查问卷详细地列出了收入明细,如个体经营收入、个体养殖收入、个体渔业收入、个体园艺收入、个体畜牧收入等。由于调研样本包含了农村和城镇样本,一般城镇居民的个体收入以工资性收入、补贴性收入等为主,而农村居民的个体收入以养殖、渔业、园艺、畜牧等农业收入为主。文章将上述各项收入加总作为个人收入,并对数化处理。

亲子阅读应让孩子在互动中享受快乐,在快乐中学会阅读,在阅读中慢慢成长,让“悦”读点燃智慧,让亲子共享温暖。

(3)如何用可观测的两代收入数据无限接近持久收入是代际收入弹性估算的难点,为尽量降低偏误,采用个体生命周期的多个观测值作为持久收入的替代值,并且个体生命周期的收入轨迹以40岁左右的实际收入作为持久收入的生命周期偏误最小,因此以CHNS数据中子代最后几年的收入水平来代替持久收入水平,选择2006、2009、2011年作为子代收入观测值,以1989、1991、1993、1997、2000年的数据来度量父亲的收入水平,两代收入的观测时期相隔15年左右,近似于人类繁衍中 “代”的长度,使父代和子代基本处于同一生命周期,以更好的贴近于两代的持久收入。并在模型中加入年龄的二次函数,降低因年龄差距过大导致收入波动过大而引发的估计偏误。为使被调研的子女在第一次调查 (1989年)时的年龄不大于18岁,删除掉1970年 (含1970年)以前出生的子代样本,此外,为减小因使用儿子早年误差很大的收入水平而造成的估计偏差,通过筛选样本使子代在2004年的年龄至少为18岁,将儿子的出生日期设置在1986年以前 (含1986年)。最后,按上述处理得到的样本,再删除父代中1%的收入极值。表2是CHNS家庭数据按上述原则处理后的主要变量的统计结果。

 

表2 变量描述统计

  

注:父代与子代收入调整为2011年的真实收入,并取对数。?

 

均值(标准差) 1989 1991 1993 1997 2000 2004 2006 2009 2011父代(户主)年龄53.94(6.49)53.52(6.40)53.83(6.26)53.36(5.94)53.24(5.42)54.73(5.65)54.98(5.84)55.04(6.13)9.75(0.80)子代55.70(5.94)对数收入 8.01(0.87)8.06(0.81)8.12(0.94)8.32(0.91)8.44(1.01)8.63(1.07)9.05(1.13)9.34(1.00)性别(男=1,女=2)9.90(0.91)城乡1.39(0.49)1.40(0.49)1.39(0.49)1.33(0.47)1.32(0.47)1.24(0.43)1.24(0.43)1.29(0.45)28.74(5.47)对数收入 7.77(0.86)1.30(0.46)年龄 24.38(4.46)24.04(4.14)24.67(4.15)24.99(4.14)25.43(4.36)27.34(5.04)27.81(4.92)28.12(5.62)7.82(0.82)7.91(1.03)8.34(0.97)8.57(1.12)8.69(1.16)9.16(1.06)9.46(1.01)0.30(0.46)样本量(城=0,乡=1)0.44(0.50)0.35(0.48)0.31(0.46)0.26(0.44)0.22(0.41)0.24(0.43)0.23(0.42)0.25(0.43)789 885 853 814 758 397 310 313 483

 

表3 各年代际收入弹性估算(单年收 入)

  

112009200620042000209719931991198919份年**1*7).444.00(0**1*5).425.00(0**5*2).395.00(0**0*0).425.00(0**2*7).413.00(0**4*5).443.00(0**8*4).443.00(0**6*1).393.00(0**5*3).353.00(0部全]83[4]13[3]10[3]97[3]58[7]14[8]53[8]85[8]89[7本样***750.4***170.4***130.4***110.4***230.4***990.4***810.4***520.4***490.4)58(0.0)63(0.0)58(0.0)61(0.0)45(0.0)43(0.0)44(0.0)41(0.0)49(0.0市城8][335][238][232][302][594][608][582][572][44**5*.230*0*.3300.190**9*.330**5*.240**5*.210**3*.310**1*.220**0*.1700)8.0(09)3.1(04)5.1(04)1.1(01)7.0(02)5.0(01)6.0(05)4.0(09)3.0(0村乡]45[18][72][75][9]66[1]10[2]65[2]13[3]47[3***970.3***730.3***740.3***040.4***180.4***380.4***200.4***750.3***390.3)6(0.05)9(0.06)9(0.05)8(0.05)5(0.04)4(0.04)3(0.04)9(0.03)6(0.04子儿8]3[33]2[26]3[20]0[35]1[55]4[54]2[55]3[53]8[4**3*.560**8*.500**8*.480**3*.460**8*.400**0*.460**8*.470**4*.430**5*.3702).09(09).08(03).11(05).10(08).06(05).05(06).05(09).04(06).04(0儿女]45[10][94][77][9]43[2]69[2]29[3]50[3]06[3***960.2***180.3*23**0.3**340.3***970.2***330.3***670.3***290.3***940.2)6(0.05)7(0.09)8(0.077)(0.091)(0.057)(0.05)9(0.05)4(0.05)6(0.05部东5][149][115][120][139][239][218][253][306][25**2*.440**9*.380**9*.370**0*.400**5*.420**2*.360**9*.460**7*.390**4*.3901)0.1(01)0.1(05)0.1(05)8.0(00)6.0(00)6.0(09)5.0(07)4.0(04)5.0(0部中]13[1]11[1]14[1]52[1]85[2]19[3]05[3]26[3]60[2**970.3***540.4***800.3***860.3***380.4***720.4***860.3***480.4***210.3)86(0.1)04(0.1)81(0.0)93(0.0)84(0.0)63(0.0)63(0.0)64(0.0)59(0.0部西][61][83][715][114][236][270][296][253][27**0*.390**1*.4103.3806.360*4*.450*5*.530**5*.470**9*.490**4*.5009)2.1(01)5.1(09)6.2(01)6.2(01)8.1(08)6.1(09)4.1(05)2.1(02)7.1(0入收高]45[14][93][9]19[1]28[2]44[2]57[2]66[2]37[2600.2950.2690.3720.2**240.3*910.2940.2*470.3660.2)7(0.29)2(0.26)0(0.27)8(0.23)6(0.16)4(0.17)7(0.21)5(0.18)7(0.24入收中3]9[15]2[14]2[19]5[12]0[36]2[39]3[33]5[35]1[3**1*.430*6*.410**5*.470*4*.390*6*.370**8*.300*7*.360**3*.370**0*.3804).14(09).19(03).13(05).15(03).15(03).11(05).10(03).08(07).06(0入收低]45[14][93][9]19[1]28[2]44[2]57[2]66[2]37[2在示表别**分*、***、,量数本样为值[ ]内,值差误准标为值内( ),性弹入收际代的算估入收代子与入收代父的份年一单各中年9年10129-981用利为表: 此注。5图4、图3、图、2图1、图见势趋细详。著显上平水的%1、%5、0%1

3 实证分析

3.1 我国代际收入弹性的测算

对代际收入弹性的测算首先以父代的单年收入测算CHNS的9次调查年份的单年代际收入弹性,得到我国整体、城乡间、子女间、地域间、高中低阶层间代际收入弹性的时间变化趋势 (见表3),分别做图1—图5。

  

图1 我国代际收入弹性变化趋势(单年收入)

由图1看,代际收入弹性的单年变化呈现波动上升的趋势,我国总体的代际收入弹性大约在0.4的水平,各年份的变动较大,与数据的单一年份的不稳定性有关,毕竟以一年的收入代替父代和子代的永久收入存在较大的误差。为减小误差,基于代际收入弹性的单年趋势,以2006、2009、2011年子代三年的平均收入作为子代收入观测值,以1989、1991、1993、1997、2000年每相邻三年的平均收入来度量父亲的收入水平测算代际收入弹性值;在此基础上,再以1989、1991、1993、1997、2000年父代五年的平均收入作为父代持久收入的替代值更精确的测算我国代际收入弹性。代际收入弹性的对比分为城乡差异、子代性别差异、东中西部地域差异、高中低收入阶层几方面,详见表4—表8。

 

表4 我国代际收入弹性测算(多年收入)

  

注: 表中以2006、2009、2011三年的平均收入作为子代收入的观测值,(1)列为利用父代各相应的单个年份收入估算的代际收入弹性,(2)列为采用父代三个年份平均收入得到的估计值,(3)列为以父代1989、1991、1993、1997、2000年五年的平均收入作为父代持久收入的观测值得到的估计值。()内值为标准误差值,内值为样本数量。*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。

 

年份 (1) (2) (3)全部样本19890.239***(0.040)[646]19910.265***(0.044)[670]0.428***(0.058)[713]19930.365***(0.044)[646]0.480***(0.054)[798]0.613***(0.050)[813]19970.356***(0.046)[658]0.470***(0.045)[802]20000.322***(0.039)[680]

采用父代多年收入的平均值作为父代持久收入的替代时,远远高于采用单年收入水平进行估计的结果 (见表4)。随着父代收入观测值选取的平均年份持续增加时,代际收入弹性显示上升趋势,利用父代五年平均收入作为父代持久收入观测值而测算的代际收入弹性为0.613,相较于单年收入估计值较精确,但仍是下偏的。Mazumder(2005)研究发现以五年的平均收入代替持久收入估算的代际收入弹性被低估了约30%或更多,可信度系数为0.6。由此可见,我国代际收入弹性远高于经济发展水平较高的发达国家,社会的代际流动性较低。

3.1.1 城乡差异

从1989至2011年,我国城乡代际收入弹性的时间趋势与整体较为一致,由逐步上升转为小幅下降,再至稳定趋势。总体上,城市的代际收入弹性普遍大于农村,从1989至2004年,城乡间的代际流动差距逐步缩小,其后又有扩大的趋势。城市居民的社会经济收益来源更多元化,父代可通过其社会资本给子代带来收益,又因城市教育回报率较高,父代可通过对子代的人力资本高水平投资来影响子代收入,因此父代的收入优势更容易传递给子代,而农村的较低代际收入弹性可能与大规模的城乡劳动力转移有关。从表5中父代多年收入测算的代际收入弹性更准确的估算了城乡间的代际收入弹性,城市的代际收入弹性约为0.608,农村的代际收入弹性约为0.513,城市的代际流动性显著低于农村。

内部控制工作是否合理、是否全面,离不开有效的制度作为基础保障。任何工作想要合理开展都离不开制度作为前提保障,脱离了制度的规范和保障,任何工作都如无水的鱼。随着社会环境的不断变化,高校内部控制传统机制已经越来越不适应新时代高校的发展需要,必须对其进行创新和完善。

3.1.2 子女性别差异

从1989至2011年子女代际收入弹性的性别差异可见,女儿的代际收入弹性高于儿子的代际收入弹性。我国女性的劳动参与率较高,这有助于女性提高人力资本收益。然而, “重男轻女”的思想虽有所改善,在多子女的农村贫穷家庭,依然倾向于投资于儿子而不是女儿,儿子的高水平人力资本有助于其收入水平的提高,摆脱贫穷困境。表6中父代多年收入测算的代际收入弹性更准确的估算了子女的代际收入弹性,利用子代三年平均收入,父代单年收入测算的代际收入弹性约为0.2-0.3,父代三年平均收入测算的代际收入弹性约为0.4-0.6,父代五年平均收入测算的儿子的代际收入弹性约为0.616,女儿的代际收入弹性约为0.660。

3.1.3 地域差异

从1989至2011年东中西部地区代际收入弹性的发展趋势看,东部地区的代际收入弹性最低,中部、西部地区的社会流动性都较低。从1989至2000年,中西部地区的代际收入弹性逐步上升,东部地区的代际收入弹性基本平稳,之后东中西部地区皆呈稳定变动趋势。中西部地区的代际收入弹性较高与其经济发展水平落后、信贷市场不完善有关,东部地区较低的代际收入弹性显示其机会发展较多。表7中父代多年收入测算的代际收入弹性更准确的估算了东中西部地区的代际收入弹性,东部地区的代际收入弹性约为0.370,中部地区高达0.759,西部地区的代际收入弹性约为0.498。

3.1.4 高中低收入阶层差异

  

图2 城乡代际收入弹性比较(单年收入)

 

表5 城乡代际收入弹性估计值(多年平均收入)

  

注: 同表 4。

 

年份全部样本 城市 农村(1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3)19890.239***(0.040)[646]0.233***(0.043)[530]0.243**(0.115)[116]19910.265***(0.044)[670]0.428***(0.058)[713]0.260***(0.048)[548]0.435***(0.065)[583]0.250*(0.141)[122]0.269*(0.147)[130]19930.365***(0.044)[646]0.480***(0.054)[798]0.613***(0.050)[813]0.365***(0.048)[538]0.459***(0.060)[649]0.608***(0.059)[637]0.321**(0.137)[108]0.453***(0.145)[149]0.513***(0.107)[176]19970.356***(0.046)[658]0.470***(0.045)[802]0.334***(0.050)[543]0.465***(0.051)[638]0.300**(0.129)[115]0.386***(0.102)[164]20000.322***(0.039)[680]0.309***(0.043)[544]0.293***(0.118)[136]

为更明确我国代际收入流动性的内部结构,我们将父代个体收入从高到低,按30%、40%、30%划分为高收入阶层、中收入阶层、低收入阶层,高低收入阶层的代际收入弹性显著高于中等收入阶层,高收入阶层父代可通过其经济社会地位优势,对子女的高水平人力资本投资,财富地位的传承使子代保持高收入,低收入阶层父代无法进行充足的人力资本投资,子代向上的渠道受限,呈现阶层固化。表8中父代多年收入测算的代际收入弹性更准确的估算了高中低收入阶层的代际收入弹性,中收入阶层的代际收入弹性约为0.438,流动性最高,与高收入阶层0.555的代际收入弹性相比,低收入阶层的代际收入弹性更高,达到0.824,佐证了贫困的代际传承和 “寒门难再出贵子”。

3.2 代际收入流动的转换矩阵

代际收入流动的转换矩阵是以2006、2009、2011年子代三年的平均收入作为子代收入观测值,以1989、1991、1993、1997、2000年父代五年的平均收入作为父代持久收入的替代值,并各自五等分,得到我国整体、城乡间、子女间、地域间子代收入相对于父代收入在不同收入等级间的变动,见表9—表12。

  

图3 子代的代际收入弹性比较(单年收入)

 

表6 子女的代际收入弹性估计值(多年平均收入)

  

注: 同表 4。?

 

年份 (1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3)全部样本 儿子 女儿19890.239***(0.040)[646]0.255***(0.045)[505]0.188**(0.085)[141]19910.265***(0.044)[670]0.428***(0.058)[713]0.243***(0.049)[532]0.429***(0.065)[562]0.372***(0.098)[138]0.442***(0.132)[151]19930.365***(0.044)[646]0.480***(0.054)[798]0.613***(0.050)[813]0.367***(0.050)[506]0.474***(0.063)[623]0.616***(0.059)[628]0.375***(0.100)[140]0.504***(0.114)[175]0.660***(0.102)[185]19970.356***(0.046)[658]0.470***(0.045)[802]0.341***(0.052)[501]0.453***(0.050)[611]0.388***(0.102)[157]0.546***(0.097)[191]20000.322***(0.039)[680]0.300***(0.043)[516]0.398***(0.093)[164]

4.2.4 政府支出向低收入阶层倾斜,缓解借贷约束

[5]喻忠磊,庄立,孙丕苓,等.基于可持续性视角的建设用地适宜性评价及其应用[J].地球信息科学学报,2016,18(10): 1360-1373.

当父代处于最高20%收入等级时,子代也处于此收入水平的比例高达34.97%,处于40%高收入阶层即第4、5等级的比例超过60%,而进入最低20%收入等级的概率仅6.75%,表明高收入阶层的财富固化,高收入家庭向下的代际流动性较低。

(1)生命周期偏误。微观数据库中是各个年份的追踪调查,同时被调查的父代和子代处于不同的生命周期,在观测父代和子代的经济收入时,一般父代处于较年老时期,而子代则处于较年轻时期,代际收入弹性往往随着父代年龄的增长、子代年龄的下降而被低估。人一生的收入轨迹以30岁早期至40岁中期的实际收入最接近持久收入、生命周期偏误最小 (Haider and Solon),父代老年收入与子代中年收入、父代中年收入与子代青年收入的相配都会低估代际收入弹性,所以微观数据库中家庭收入的截面数据无法满足父代和子代的收入同时处于生命周期代表持久收入的最佳年龄段。

3.1.6 质检 质检人员监督指导整个填筑过程。严格遵照施工技术规范以及招标文件、设计文件的有关规定进行坝体填筑的质检与取样试验。若检测合格,即可转序施工,否则重新进行碾压,直至合格。

3.2.1 城乡差异

2.2.1 对数线性回归模型

  

图4 东中西部代际收入弹性对比(单年收入)

 

表7 东中西部代际收入弹性估计值(多年平均收入)

  

注: 同表 4。

 

东部 中部 西部年份(1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3)19890.141**(0.066)[205]0.296***(0.071)[232]0.191***(0.065)[209]19910.171**(0.065)[204]0.225**(0.088)[221]0.341***(0.079)[264]0.554***(0.105)[278]0.198***(0.072)[202]0.332***(0.097)[214]19930.179***(0.063)[198]0.283***(0.071)[248]0.370***(0.080)[272]0.448***(0.086)[245]0.553***(0.101)[325]0.759***(0.088)[318]0.308***(0.073)[203]0.435***(0.099)[225]0.498***(0.090)[223]19970.190***(0.061)[181]0.240***(0.075)[271]0.378***(0.081)[277]0.551***(0.075)[310]0.372***(0.085)[200]0.416***(0.087)[221]20000.183**(0.072)[233]0.350***(0.066)[250]0.257***(0.071)[197]

我国城乡的代际收入流动的转换矩阵显示,父代处于最低20%收入等级时,子代也处于此收入水平的比例均超过40%,农村第1等级收入水平的父代其子女进入第5等级的比例仅为2.86%,远低于城市的9.45%比例,可见农村贫困家庭的阶层固化现象高于城市。

当父代处于最高20%收入等级时,城市与农村中子代也处于此收入水平的比例均超过30%,处于40%高收入阶层即第4、5等级的比例约60%,农村第5等级的父代其子女进入第1等级的比例仅为5.71%,低于城市的7.81%比例,可见农村高收入家庭的阶层固化现象高于城市。

各级事业单位更偏重所在领域的业务开展,对预算管理的认识不足,认为编预算是财务的事情,业务部门对于编制预算的积极性不高。另外有些单位在执行过程中仅考虑预算资金的合理合法支出,忽略了资金的使用效果,没有对项目实施跟踪监控,对于发现的问题未能及时调整并予以修正,往往会导致公共资源分配的不均和浪费。

处于第j等级的父代的子女在各个收入等级的比例之和为1,即

3.2.2 子女性别差异

3.2 甲状旁腺的保护 甲状旁腺功能低下会导致低钙,造成手足搐搦等临床表现,是甲状腺癌术后常见并发症。有0~13%的甲状腺癌患者术后出现永久性低钙血症[9]。特别是在甲状腺全切除,或者合并Ⅵ区淋巴结清扫时,并发甲状旁腺损伤的机会大大增加,严重影响手术治疗效果和患者生活质量。因此在切除病灶清扫淋巴结的同时还要保护好甲状旁腺的功能。

比较子女的代际收入流动的转换矩阵显示,父代处于最低20%收入等级时,儿子也处于此收入水平的比例为38.40%,低于女儿的40.54%,儿子处于第1、2等级收入水平的比例为60%,女儿处于第1、2等级收入水平的比例高达67.57%,可见贫困家庭女儿的代际收入流动性低于儿子。

  

图5 高中低收入阶层代际收入弹性对比(单年收入)

 

表8 高中低收入阶层代际收入弹性估计值(多年平均收入)

  

注: 同表 4。

 

年份高收入阶层 中收入阶层 低收入阶层(1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3)19890.211(0.141)[197]0.125(0.296)[252]0.227***(0.107)[197]19910.365**(0.139)[201]0.447**(0.180)[214]0.107(0.295)[268]0.347(0.307)[285]0.391***(0.125)[201]0.451*(0.209)[214]19930.345**(0.165)[194]0.730***(0.181)[240]0.555***(0.175)[244]0.263(0.261)[258]0.395(0.295)[318]0.438*(0.231)[325]0.436***(0.143)[194]0.527***(0.185)[240]0.824***(0.215)[244]19970.430**(0.183)[197]0.521***(0.152)[240]0.277(0.238)[264]0.268(0.251)[322]0.323**(0.152)[197]0.508***(0.157)[240]20000.430***(0.148)[203]0.207(0.249)[274]0.358***(0.115)[203]

当父代处于最高20%收入等级时,女儿也处于此收入水平的比例为40.54%,高于儿子的32.80%,女儿处于40%高收入阶层即第4、5等级的比例约78.38%,远高于儿子的56%,第5等级的父代其女儿进入第1等级的比例仅为5.41%,低于儿子的8.80%的比例,可见高收入家庭女儿的代际收入流动性低于儿子。

当父代处于第2收入等级时,女儿较儿子更倾向于停留在1、2、3等级,当父代处于第4收入等级时,女儿较儿子更倾向于停留在3、4、5等级。总体而言,女儿较儿子对父代收入的依赖性更强,代际流动性更低。

3.2.3 地域差异

比较东中西部代际收入流动的转换矩阵显示,父代处于最低20%收入等级时,中部地区子代也处于此收入水平的比例最高,为44.44%,高于东部地区35.19%、西部地区36.36%;中部地区子代处于最低40%收入等级即第1、2等级的比例为73.01%,东部、西部略低;并且,中部地区第1等级收入水平的父代其子代进入最高20%收入等级的比例最低,为9.52%,可见中部地区贫困家庭的阶层固化现象较为明显。

 

表g 我国整体代际收入流动的转换矩阵

  

父代收入五等分全部样本12345子140.74% 24.07% 15.95% 12.27% 6.75%代收2入20.99% 22.22% 21.47% 22.09% 12.88%315.43% 19.75% 25.15% 20.25% 19.63%4五等15.43% 19.14% 19.02% 20.86% 25.77%分57.41% 14.81% 18.40% 24.54% 34.97%

当父代处于最高20%收入等级时,东部地区子代也处于此收入等级的比例为25.93%,低于中部地区 (33.33%)、西部地区 (34.09%);中部地区第5等级的父代其子女进入第1等级的比例仅为6.35%,低于东部地区7.41%、西部地区11.36%的比例,可见中西部地区高收入家庭的继承性较高。总体而言,中西部地区的代际收入流动性较低,固化现象更加明显。

4 结论与建议

4.1 研究结论

文章基于CHNS数据库22年的家庭追踪收入调查数据,利用对数线性回归模型来测算代际收入弹性,以代际收入流动的转换矩阵更具体的观察子代收入相对于父代在不同收入等级层次间变动方向。以1989、 1991、 1993、1997、2000年父代五年平均收入作为父代持久收入观测值,测算出我国的代际收入弹性为0.613,高于采用父代单年收入和三年平均收入测度的数值,但仍是下偏的,显示我国代际收入弹性不仅高于英德美等西方国家,也高于日韩等东亚国家,社会的代际流动性较低。

 

表10 城乡代际收入流动的转换矩阵

  

父代收入五等分城市1 2 3 4 5子代收入五等1 41.73% 22.83% 15.75% 11.72% 7.81%2 22.05% 22.83% 18.11% 25.00% 11.72%3 12.60% 18.90% 28.35% 17.97% 21.88%4 14.17% 22.05% 15.75% 23.44% 25.00%分 5 9.45% 13.39% 22.05% 21.88% 33.59%父代收入五等分农村1 2 3 4 5子代收入五等1 42.86% 25.71% 19.44% 5.71% 5.71%2 20.00% 22.86% 13.89% 28.57% 14.29%3 14.29% 25.71% 19.44% 25.71% 17.14%4 20.00% 11.43% 30.56% 11.43% 25.71%分 5 2.86% 14.29% 16.67% 28.57% 37.14%

代际流动性在城乡、子女性别、区域、收入阶层等方面呈现不同特点。从城乡来看,我国城市的代际收入弹性约为0.608,农村的代际收入弹性约0.513,城市的代际流动性显著低于农村;从子女性别来看,儿子的代际收入弹性约为0.616,女儿的代际收入弹性约0.660,女儿对父代的依赖性更强;从地域差异来看,东部地区的代际收入弹性约为0.370,中部地区高达0.759,西部地区的代际收入弹性约0.498,东部地区的代际收入流动性较高;从高中低收入阶层来看,中收入阶层的代际收入弹性约为0.438,流动性最高,其次是高收入阶层,代际收入弹性约0.555,低收入阶层的代际收入弹性高达0.824。低收入阶层的贫困固化现象明显,底层人群向上流动的渠道受限,尤其很难进入高收入阶层,同样,高收入阶层的财富固化,向下流动至低收入阶层的比例较低。整体代际收入流动的转换矩阵显示,最低20%收入和最高20%收入群体其子代停留在各自阶层的比例过高,相互间流动性差,贫困和财富的两级固化明显,而中等收入群体的子代向上、向下的流动性都较高。较低的代际收入流动性表明机会不平等程度较高,机会不平等将逐步发展为扩大的收入差距,导致家庭贫困代际化与财富代际化的两极分化,出现 “马太效应”。

 

表11 子女代际收入流动的转换矩阵

  

父代收入五等分儿子1 2 3 4 5子代收入五等1 38.40% 24.60% 15.87% 11.90% 8.80%2 21.60% 21.43% 19.05% 23.02% 15.20%3 16.00% 23.81% 22.22% 18.25% 20.00%4 16.80% 17.46% 20.63% 22.22% 23.20%分 5 7.20% 12.70% 22.22% 24.60% 32.80%父代收入五等分女儿1 2 3 4 5子代收入五等1 40.54% 27.03% 13.51% 13.51% 5.41%2 27.03% 16.22% 29.73% 21.62% 5.41%3 10.81% 35.14% 18.92% 24.32% 10.81%4 8.11% 13.51% 16.22% 24.32% 37.84%分 5 13.51% 8.11% 21.62% 16.22% 40.54%

4.2 相关建议

为降低阶层固化、缩小贫富差距,应提高代际流动性,缓解我国代际固化的倾向,要积极发挥人力资本在代际传递中的作用,降低社会资本和物质资本对代际流动性的影响,利用政府公共支出在各领域、地区的合理配置提高贫困群体、落后地区的人力资本投资水平,补充家庭人力资本投资的不足,削弱家庭在代际流动中的作用。政府公共政策应以降低子代对父代收入的依赖程度、提高代际收入流动性、实现机会平等为目标。

据调查,全市3个规模为100亩左右的粮食家庭农场,稻麦两熟一年纯收入约8-12万元,家庭农场盈利能力明显高于普通农户。而部分流转面积在200亩左右,以经营秧草、蔬菜、花木等设施农业为主的农地合作社,盈利能力比以种粮为主的家庭农场还要更高些,除通过项目获得国家财政补助外,其经营性收入每亩地每年可净赢利1500元左右。

4.2.1 政府支出向社会领域的倾斜,优化结构

强化政府的公共服务职能,增加政府公共支出在公共教育、社会保障、医疗卫生等公共领域、关系社会民生的诸多方面的财政支出,注意优化政府公共支出结构,尤其是公共教育支出,对比家庭的教育支出压力,我国的公共教育支出仍显不足,需要在总量上进一步提高,在支出结构上进一步优化,政府可以适当延长义务教育年限,提高中央政府对欠发达地区公共教育支出的占比,提高教育补贴,从而缓解家庭的教育负担,减弱家庭父代对子代的影响,减小高低收入阶层间子代的受教育水平差距,为子代提供更好的上升渠道,同时在医疗卫生支出中关注对子女的健康发展,补充家庭对子代健康投资的不足。

 

表12 东中西部代际收入流动的转换矩阵

  

父代收入五等分东部1 2 3 4 5子代收入五等1 35.19% 23.64% 16.67% 16.36% 7.41%2 14.81% 23.64% 27.78% 20.00% 14.81%3 22.22% 18.18% 20.37% 23.64% 14.81%4 14.81% 23.64% 14.81% 10.91% 37.04%分 5 12.96% 10.91% 20.37% 29.09% 25.93%父代收入五等分中部1 2 3 4 5子代收入五等1 44.44% 26.56% 10.94% 10.94% 6.35%2 28.57% 26.56% 18.75% 17.19% 9.52%3 7.94% 18.75% 18.75% 23.44% 31.75%4 9.52% 18.75% 23.44% 29.69% 19.05%分 5 9.52% 9.38% 28.13% 18.75% 33.33%父代收入五等分西部1 2 3 4 5子代收入五等1 36.36% 17.78% 13.33% 20.00% 11.36%2 13.64% 24.44% 28.89% 26.67% 6.82%3 18.18% 20.00% 28.89% 11.11% 22.73%4 15.91% 20.00% 17.78% 22.22% 25.00%分 5 15.91% 17.78% 11.11% 20.00% 34.09%

4.2.2 政府支出向农村倾斜,注重教育公平

从城乡来看,我国城乡间的代际流动性及收入差距较大,财政公共支出也分配也较为不均,促进教育资源在农村地区的提高,保障教育公平,能更好的促进农村地区代际收入流动性的提高,使农村贫困群体摆脱 “贫困收入陷阱”,打开向上流通的渠道。例如在义务教育支出上政府公共政策可以发挥更大的能动性,减少地方政府财政支出不足造成的教育困境,并且可以为农村子女、农民工特殊群体提供更多的职业培训,从多种途径为农村地区子女提供平等的发展机会与竞争平台。

4.2.3 政府支出向中西部的适当倾斜,合理分配

受经济发展限制我国各地公共支出分配不均,东部地区较低的代际收入弹性通过较高的政府公共支出能更好的缓解阶层固化,政府公共支出较少的中西部固化现象更加显著。因此财政公共支出应在各地合理分配,根据各地区经济发展水平、家庭发展需要来分配财政资源,可向经济发展水平相对落后的中西部地区适当倾斜,提高基本公共服务水平,中央财政及地方财政从人员配置、基础设施、生活环境等方面协调一致。针对北京、上海等地畸高的政府公共支出,可从法律上限定落后地区的教育支出、医疗卫生支出等公共支出与其的差距。

我国整体的代际收入流动的转换矩阵显示,父代处于最低20%收入等级时,子代也处于此收入水平的比例高达40.74%,而进入最高20%收入等级的概率仅7.41%,进入40%高收入阶层即第4、5等级的比例是22.84%,表明低收入阶层的贫困固化现象明显,向上流动性较低,尤其很难进入高收入阶层。

制度绩效=煤矿百万吨死亡率预测值-煤矿百万吨死亡率实际值根据第一阶段煤矿百万吨死亡率的历史数据建立预测模型,拟合出在没有监管新制度等政策引导下,2000年至2017年煤矿百万吨死亡率发展趋势,通过煤矿百万吨死亡率预测值与实际值之间的差异,计算出煤矿企业的制度绩效,评价安全监管等政策对煤矿安全生产的影响。

4.2.5 营造平等竞争的劳动力市场环境,提高市场的人才配置能力

我国社会收入差距加大,社会资源分布不均,劳动力市场人才配置失衡,人力资本水平不是个体就业和收入的最高准则,尤其在21世纪初我国社会 “读书无用论”、 “脑体倒挂”等舆论躁动一时,家庭社会关系及父代财富对子代的就业机会有显著干预,低收入阶层的子女在劳动力市场上往往缺乏平等的就业机会。因此推进劳动力市场改革步伐,为全体公民提供平等的竞争平台是低收入群体向上流动的重要一环,政府应加强行业监管,打破城乡间的劳动力市场分割和流动壁垒、行业垄断及行业分割,为低收入阶层子女提供平等的就业机会,防止权力寻租,提高劳动力市场的人力资源配置能力,弱化社会关系、物质财富在子女就业中的影响,从而增强整个社会的流动性。

[参 考 文 献]

[1]Black,S.E.,Devereux,P.J.Recent developments in intergenerationalmobility[R].National Bureau of Economic Research,2010.

[2]王海港.中国居民收入分配的代际流动[J].经济科学,2005(2).

(4)该模式的应用给电网规划的适应性提出了更高的要求。应用分布式电源接入模式时,需要保证接入位置以及注入容量的科学性,如若不然,将造成相关设备的实际利用率偏低,又或者网损增加的弊端,从而电网可靠性带来了不利影响[4]。

[3]郭丛斌,闵维方.中国城镇居民教育与收入代际流动的关系研究[J].教育研究,2007(5).

[4]王美今,李仲达.中国居民收入代际流动性测度——“二代”现象经济分析[J].中山大学学报:社会科学版,2012(1).

原则上应使非悬挂质量尽量小,这样才能将非悬挂质量对振动特性(车身固有频率)的影响降至最小。同时非悬挂质量的减小也降低了惯量所产生的冲击负荷,大大改善悬架的响应特性,明显提高乘坐舒适性。另外悬挂质量和弹簧的特征参数(弹簧刚度),确定了车身固有频率,悬挂质量较大或弹簧较软,车身固有频率就低一些,而弹簧的行程(振幅)就大。悬挂质量较小或弹簧较硬,车身固有频率就高一些,而弹簧的行程(振幅)就小。试验结果表明如果车身固有频率超过1.5Hz时,会使乘坐舒适性恶化,超过5Hz,车辆行驶会强烈振动。

[5]Galor O,Zeira J.Income distribution and macroeconomics[J].Review of Economics Studies,1993,60(1):35-52.

[6]Das M.Persistent inequality:An explanation based on limited parental altruism[J].Journal of Development Economics,2007,84(1):251-270.

[7]邢春冰.中国农村非农就业机会的代际流动[J].经济研究,2006(9).

[8]周群力,陆铭.拜年与择校[J].世界经济文汇,2009(6).

[9]陈琳,袁志刚.中国代际收入流动性的趋势与内在传递机制[J].世界经济,2012(6).

一些抗生素修饰到磁性颗粒上,加入其目标物,也能引起磁性颗粒聚集。如万古霉素,一种糖肽类抗生素,它可以与许多革兰氏阳性菌形成紧密的连接,其机制是通过细胞壁上的端肽D-Ala-D-Ala的氢键与万古霉素联接[54]。Lee[55]等人将万古霉素修饰到磁性纳米颗粒上,结合芯片技术和 MRS技术,用于检测金黄色葡萄球菌。研究结果表明,加入金黄色葡萄球菌后,纳米粒子团聚,T2有显著性的变化,T2的变化与金黄色葡萄球菌的浓度有很好的线性关系。该检测系统所需样品量少(5~10 μL),检测速度快(<15 min),可以用于微生物的快速筛选。

[10]汪燕敏,金静.我国教育对代际收入流动的影响——基于代际数据的观察[J].管理现代化,2013(3).

[11]龙翠红,王潇.中国代际收入流动性及传递机制研究[J].华东师范大学学报(哲学社会科学版),2014(5).

[12]邹薇,郑浩.贫困家庭的孩子为什么不读书:风险、人力资本代际传递和贫困陷阱[J].经济学动态,2014(6).

[13]裘晓飞.基于收入代际传递视角的浙江区域金融创新研究[J].浙江金融,2012(5).

[14]Haider S,Solon G.Life-cycle variation in the association between current and lifetime earnings[J].The American Economic Review,2006,96(4):1308-1320.

[15]Solon G.Intergenerational incomemobility in the United States[J].The American Economic Review,1992:393-408.

[16]何石军,黄桂田.中国社会的代际收入流动性趋势:2000-2009[J].金融研究,2013(2).

[17]李琴,孙良媛.外来务工人员工作搜寻时间代际差异分析——兼论对收入的影响[J].南方人口.2012(5).

[18]王桂新.中国人口迁移弹性与劳动市场转变[J].南方人口.1997(2).

 
刘文,沈丽杰
《南方人口》 2018年第02期
《南方人口》2018年第02期文献

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