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摘要:居民收入分配是社會科學研究中長期關注的一大主題。在經濟學中，收入分配持續動態表現為子代收入在多大程度上由父代收入決定，也就是代際收入彈性。運用CHNS1989—2011年九輪調查數據，進行適當的樣本歸并、測量誤差修正和可比性調整等處理，可從縱向變動和橫向異質性兩個層面定量刻畫中國居民收入代際彈性的變異特征，并估計分析了代際收入彈性變異對收入不平等變動的影響。研究發現:(1)中國居民代際收入彈性的縱向變動大體呈現出“M型”態勢;(2)代際收入彈性在不同收入分布上存在異質性，低收入階層的代際收入彈性顯著高于高收入階層;(3)代際收入彈性異質性對以方差表示的不平等解釋力在波動中有輕微上升的趨勢，2010年前后的解釋程度已接近40%。

關鍵詞:代際收入彈性;縱向變動;橫向異質性;收入不平等

一、引言

由于涉及社會共享和公平正義，居民收入分配是社會科學研究中長期關注的一大主題。在很多經濟體中，居民收入分配問題不僅表現為差距過大，而且持續存在。在這種情況下，相關問題研究可分為兩類:一類是靜態維度研究，主要研究居民個人或家庭收入的截面靜態差異程度及其形成原因，通常借助于基尼系數、泰爾指數、分位數等指標進行分析;另一類是動態維度研究，主要研究居民個人或家庭收入在不同代際之間的持續傳遞情況，乃至對收入分配差距的影響。由于準確衡量收入分配的持續動態能夠提供經濟體中社會流動和經濟平等程度信息，因而這類研究是近年來學術研究的熱點。在經濟學中，收入分配持續動態表現為子代收入在多大程度上由父代收入決定，也就是代際收入彈性。例如，0．5的代際收入彈性意味著:如果父代收入高出同代人平均收入的10%，那么其子代收入在平均意義上要高于子代同代人平均收入的5%。顯然，代際收入彈性越大，當前收入分配差異持續下去的可能性就越高。Becker和Tomes是代際收入彈性估計的先行者。他們在1986年合作發表的論文中，通過最小二乘估計(OLS)得到的美國代際收入彈性約為0．2。然而，他們的估計是基于父子兩代的單年收入數據得出的，不符合代際收入彈性估計必須用持久收入的根本要求，因而會出現向下偏誤。研究發現，美國代際收入彈性會隨著收入平均年份的增加而逐漸增大并逼近真值，這意味為確保估計準確必須選擇盡可能大的收入平均年份。Haider和Solon(2006)通過研究美國社會保障數據發現，個人終生的收入軌跡呈現倒U型，30歲早期和40歲早期的單年收入觀測值對持久收入的代表性最強，代際收入彈性的估計偏誤最小。與此同時，鑒于OLS估計存在向下偏誤，研究者希望通過父代和子女具有穩定特征的因素作為工具變量得到代際收入彈性系數的一致估計。Solon(1992)和Mulligan(1997)則認為，父代教育和職業等個人特征是反映其持久性收入的合適工具變量。

然而，由于這些工具變量與子代收入可能存在獨立的正向影響，因而估計結果可能會偏高一些。此外，為分析代際收入彈性在不同收入群體的分布，Eide和Showalter(1999)采用分位數回歸進行研究。這些都為后續的深入研究提供了大量的參考依據(Solon，1999;Bjrklund＆Jntti，2009;Black＆Devereux，2010;Nybom＆Stuhler，2016)。后來，隨著數據的積累及可得性的改觀，代際收入彈性的國際比較和趨勢比較及其驅動因素的研究得以不斷出現。Blanden(2009)在總結和比較分析的基礎上發現，北歐的高福利國家代際收入彈性要比美英發達國家低出不少。Black和Devereux(2010)認為，代際收入彈性差異可以由與初等教育關聯的技能回報差異和政府教育投資差異所解釋。例如，北歐國家的低彈性可以為收入分配壓縮所導致的技能低回報或以兒童教育機會均等為中心的教育政策所解釋。同時，這些國家高福利狀態的形成與代際收入彈性下降密切相關。Mayer和Lopoo(2005)、Lee和Solon(2009)采用美國收入動態追蹤調查(PSID)數據分別對1949—1965年出生的男性以及1952—1975年新生兒代際收入彈性變動趨勢進行估計。在代際收入彈性趨勢估計中，研究者認為過高或過低的估計值在一段較長時間中應該是穩定的，而不會影響代際收入彈性變化趨勢，因此通常沒有采用很多的計量方法來控制上述估計偏差。中國的代際收入彈性研究始于王海港(2005)，他使用的是父代單年收入，因而得到的結果可能有較大偏誤。之后，姚先國和趙麗秋(2006)、王美今和李仲達(2012)、何石軍和黃桂田(2013)等采用收入平均方法得到0．3至0．9不等的結果。韓軍輝和龍志和(2011)研究了中國父代收入的生命周期偏誤特征后發現，年齡大于34歲個體的生命周期收入沒有明顯波動。胡洪曙和亓壽偉(2014)、陳杰和蘇群(2015)采用工具變量法估計了中國的代際收入彈性，結果與收入平均方法下并無太大差異。

與此同時，一些研究開始關注代際收入彈性對收入不平等的影響。李任玉等(2014)在工具變量分位數回歸基礎上進行分解后發現，高收入和低收入兩類家庭子女間的收入不平等主要來源于教育、工作經驗和單位性質等特征差異;徐舒和李江(2015)將以方差衡量的收入不平等分解為子代組內、父代組內以及父代與子代組間三種形式后發現，通過組間收入不平等體現的代際收入傳遞可以解釋整體收入不平等的35．5%。總的來說，目前國內研究更多停留在代際收入彈性的準確估計上，對代際收入彈性變異特征及其與收入不平等變動的關聯影響研究還比較少，尤其缺乏在充分可靠樣本基礎上對縱向變動特征和橫向異質性特征的全面深入解析。鑒于近二十年來中國居民收入分配差距經歷較大幅度的變動過程，全國基尼系數先是大幅上升，而后則是小幅下降(呂光明、李瑩，2016)，由此產生的問題是:中國的代際收入彈性在準確可比意義上的縱向變動特征是什么?橫向異質性特征又是什么?兩大變異特征組合與收入不平等程度變動之間有何關聯關系?顯然，這些問題的解答對理解和解決中國收入分配差距問題具有重要的現實意義。本文采集CHNS1989—2011年九輪調查數據從縱向變動和橫向異質性兩個層面定量刻畫了中國居民收入代際彈性的變異特征，在此基礎上估計分析了收入代際彈性的變異對收入不平等變動的影響。與已有研究相比，本文的主要貢獻是:第一，將CHNS部分調查年份的數據進行合并，同時修正相應的數據測量誤差和解決比較的可比性問題，從而既可以在較長時間序列內刻畫代際收入彈性的變動趨勢，又保證了橫截面內有足夠的樣本分析刻畫代際收入彈性在不同收入水平上的異質性;第二，在揭示代際收入彈性縱向變動趨勢以及橫向異質性的基礎上，進一步估計分析代際收入彈性變異對收入不平等程度變動的動態影響，并結合反事實的分析方法探尋不同收入階層影響的差異性。

二、代際收入彈性及其對不平等變動影響的估計方法與數據說明

(一)代際收入彈性的估計方法Becker和Tomes(1979)運用代際收入彈性系數分析工具給出傳統的代際收入彈性估計模型:y1=α+βy0+ε(1)其中，y1和y0分別表示子代和父代永久收入的對數，ε為隨機干擾項，β為代際收入彈性。β值越大，表示父代對子代的收入傳遞性越大，代際收入的流動性越低;反之亦然。由于缺乏長時期的收入數據，一般采用暫時性收入作為永久收入的變量，但這會導致暫時性收入測量偏差和生命周期偏誤，通常采用引言中提及的平均收入作為永久收入變量、適當放寬年齡限制等方式來減小偏誤。但當前的代際收入彈性變化趨勢研究中往往忽略了不同時期或不同出生隊列群體的代際收入彈性可比性問題。事實上，直接估計式(1)得到的代際收入彈性并不具有嚴格的可比性，因此不能進行準確的趨勢對比研究。這是因為表征父代收入與子代收入相關程度的皮爾遜相關系數ρ與式(1)的回歸系數β之間存在如下關系:ρ=β?σ0σ1(2)其中，σ0和σ1分別表示父代與子代對數收入的標準差。由式(2)可知，當σ0=σ1，即以方差表示的收入不平等不發生變動時，ρ=β;但若σ0＜σ1，即不平等程度提高時，ρ＜β;同理，當不平等程度縮小時，ρ＞β。由于相關系數ρ不會隨樣本的方差變動而發生變動，而β不僅受相關程度的影響，還會隨樣本方差改變而發生變動，因此，與代際收入彈性β相比，代際相關系數ρ是進行代際收入彈性比較的優良指標。由式(2)可知，將式(1)中的收入變量進行標準化處理(減去均值再除以標準差)后再進行OLS估計，得到的代際收入彈性與相關系數一致，并且是趨勢可比的代際收入彈性。考慮到子代調查樣本年齡限制，結合當前研究中處理子代生命周期偏誤的方法，在式(1)的基礎上，加入子代年齡控制變量①:y1=α+βy0+η?age+ω?age2+ε(3)對式(3)中所有變量進行標準化后再進行估計，可以得到消除生命周期偏誤的縱向可比代際收入彈性。

(二)代際收入彈性變異對不平等影響的計量估計雖然先對變量進行標準化后再進行OLS估計可以得到可比的代際收入彈性變動趨勢，但無法觀測到代際收入彈性的異質性，主要體現為不同收入階層的子代受父輩的影響程度可能存在差異，鑒于此，本文繼續采用分位數回歸方法估計代際收入彈性的異質性特征;相比于OLS估計代表的均值回歸，分位數回歸的另一個優勢是更不易受到極端值的影響，結果更加穩健。OLS回歸的估計值^β可以看作是最小化總體平均平方距離的值，“q分位數回歸系數”的估計值^βq則可以看作是最小化平均加權距離的值，根據數值點在q值之上還是之下進行加權(郝令昕、丹尼爾?奈曼，2012)，由于分位數回歸的距離采用絕對值形式表示，因此不可微分，通常采用線性規劃的方式求解。考慮代際收入彈性的異質性后，可通過方差分解法，進一步測度代際收入彈性對整體收入不平等的影響程度(徐舒、李江，2015)。假定社會中只存在子代和父代兩類群體，并采用方差作為對數收入的不平等測度指標。整體的對數收入不平等由子代和父代各自組內收入不平等以及二者的組間收入不平等組成，借鑒Krueger和Perri(2006)、徐舒和李江(2015)的處理方式，構建如下方程:y=!0+!1?g+!2?corr+υ(4)其中，y為子代和父代的對數收入，g是表示子代或父代的虛擬變量，個體屬于子代時g=1，個體屬于父代時g=0，corr為采用分位數回歸方法估計式(2)得到的異質性代際收入彈性，但此時的彈性是未對變量進行標準化處理的。整體的收入不平等程度用y的方差σ2y表示，組內收入不平等程度可以表示為控制了異質性代際收入彈性后的殘差項方差σ2ν，代際收入彈性對收入不平等的影響體現在組間收入不平等上:T=1－σ2νσ2y(5)根據OLS回歸原理，1－σ2νσ2y等價于可決系數R2，因此，我們可以根據式(5)的可決系數來定量測度收入彈性對不平等的影響程度。

(三)樣本選擇與變量數據描述本文使用的數據為中國健康和營養調查(ChinaHealthandNutritionSurvey，CHNS)調查數據。該調查由北卡羅來納大學的卡羅萊納人口中心、營養和食品安全國家研究所和中國疾控中心三方一起實施的，到目前為止共實施了九輪，實施年份分別是1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年和2011年。該調查覆蓋了遼寧、黑龍江、山東、河南、江蘇、湖北、湖南、廣西以及貴州9個省、自治區，在2011年新加入北京、上海、重慶三個直轄市。每輪的調查家庭樣本個數，大約在15000—24000之間。CHNS調查數據是當前中國收入流動性研究中應用非常廣泛、時間序列較長的微觀數據庫，能夠滿足本文的研究目的。CHNS提供了經CPI調整的2009年可比價格的總收入指標，該收入指標包含了四大收入來源:工資(包括退休金)和補助;獎金(包括月度獎金、季度獎金、年終獎、節日獎及其他獎);農務及商業收入(包括集體農村收入、家禽飼養收入、菜園果園種植收入、漁業養殖收入、小手工業及小型商業經營收入等)和其他來源收入。首先利用家庭代碼、個人代碼以及家庭關系代碼對父子信息進行匹配。樣本的具體篩選過程如下:(1)將父輩年齡限制在60歲以內，且與子代年齡差距在14歲以上，這樣一方面使父代和子代均活躍在勞動力市場中，可以更好地避免同住型偏差和生命周期偏誤;另一方面可以通過控制父代與子代年齡差距來刪除少量可能存在匯報錯誤的樣本。(2)剔除年收入水平小于0的樣本。(3)出于盡量擴大樣本量、保留更多有用信息的考慮，父代并不局限于戶主，而是對家庭中包含的所有父子關系均進行了匹配;子代的選擇包括信息完整的所有子女，而不局限于家庭中的兒子或長子。由于使用了家庭代碼進行匹配，因此刪除了少量家庭代碼轉變的樣本。①與多數研究一致，父代僅指父親，不包括母親，是因為父親在家庭收入和決策中通常占據支配地位(徐曉紅，2015)，進入勞動力市場的女性比例比男性更低，尤其是在農村地區大量女性沒有正式工作和穩定收入。(4)經前三步數據篩選后，1989—2000年單輪調查樣本量在1000以上，但2004—2011的四輪調查樣本量在300—412之間，樣本量較少，我們將2004年和2006年、2009年和2011年樣本合并，兩輪之間僅隔一年，這在很大程度上可以保證數據合并后分析的有效性。(5)剔除少量異常值，最后得到1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004＆2006年、2009＆2011年樣本量分別為1129個、1275個、1206個、1097個、1061個、715個、744個，總樣本量為7727個，基本滿足縱向趨勢分析以及橫向分位數回歸分析對樣本量的要求。描述性統計見表1，樣本中子代平均年齡22．9歲，子代對數收入平均值低于父代，而方差高于父代，這也印證了采用可比意義的代際收入彈性的重要性。

三、中國居民代際收入彈性的縱向變動趨勢與橫向異質性特征分析

本部分著重定量刻畫1989—2011年間中國居民代際收入彈性的縱向變動趨勢，并分析不同收入階層上代際收入彈性的異質性特征。

(一)基于最小二乘法估計的代際收入彈性縱向變動趨勢經過變量標準化后對式(3)進行OLS估計，結果如圖1所示。從圖1可以看出，1989—2011年間，中國居民代際收入彈性出現“M型”的變動態勢。圖1代際收入彈性的縱向變動趨勢這里進一步劃分為四個階段進行分析如下:第一個階段，代際收入彈性自1989年的0．355上升到1993年0．384，這個階段恰好是中國市場化開始迅速提高的階段，出現了以體制內精英人群下海經商為特征的創業浪潮，獲得了高收入，而這部分群體往往擁有良好的家庭背景以及良好的教育水平，使代際收入彈性有所提高。第二階段是1993—2000年的下降階段，表明父代收入與子代收入的相關性逐漸回落，這與相應時間段國有企業改革和城鎮勞動力市場逐漸建立的現實情況吻合。第三階段是2000年到2005年左右的又一次上升，1997年大學擴招畢業生開始走入職場，但初期教育擴張創造的教育機會通常被優勢階層占據，并非惠及所有人群(李春玲，2010)，導致2005年前后代際收入彈性上升，但這次上升并未持續。第四階段，2010年左右的代際收入彈性比2005年左右有明顯下降，大學教育擴招在優勢階層的受教育機會達到飽和以后，教育不平等得以下降(李春玲，2010)，也降低了家庭背景對教育和收入的影響。與現有研究相比，楊娟和張繪(2015)采用CHIP1995年、2002年、2007年分別分析1967—1973年、1974—1980年、1981—1987年出生隊列的代際收入彈性發現代際收入彈性在下降，與本文1993—2011年的變動趨勢基本一致。

(二)基于分位數回歸估計的代際收入彈性橫向異質性特征OLS估計只能從均值角度分析代際收入彈性狀況，在收入分布有偏以及存在異常值時，均值不再是反映集中趨勢的優良指標。此外，分位數回歸估計可以得到不同收入階層居民的代際收入彈性差異，也有利于分析均值意義上代際收入彈性變動的具體原因。1989—2011年代際收入彈性的分位數估計結果如圖2a、圖2b和圖2c所示。從所有分析年份收入分布上的代際彈性來看，代際收入彈性均大于0，但具有很強的異質性，在不同分位點上的代際收入彈性差異很大，變動趨勢在不同分析年份也存在差異。1989—2006年間，代際收入彈性隨分位點的提高基本呈現先升后降的倒U型變動趨勢，且有一定的非對稱性，代際收入彈性最高值出現在收入分布的q30—q40分位點上，最低值出現在頂端的高收入階層上。在2009＆2011年的分析樣本中，代際收入彈性出現了直線下降的變動趨勢，分位點越低，代際收入彈性越大，這則說明父代的收入階層越低，子女繼續停留在父代收入階層的傾向越高。由代際收入彈性在收入分布上的變動趨勢會發現中國的收入代際流動存在“貧困陷阱”，即低收入階層的社會固化問題突出，如果父代收入水平較低，則子代處于低收入水平上的概率會較高，從而更可能陷入貧困的代際惡性循環中。因此，政府應該加大對低收入家庭的公共投入，采用精準扶貧等方式來降低家庭背景對子代決策的影響，進而避免低收入家庭代際間的持續貧困。

圖2a中，以1989年代際收入彈性為基準，1991年代際收入彈性平均值上升主要是由于中高分位點上代際收入彈性高于1989年導致的，而低分位點上的代際收入彈性有明顯的下降;q10—q80各個分位點上的代際收入彈性相對于1989年均有所上升，這正是1993年代際收入彈性平均值提高的根本原因。圖2b中，與1993年代際收入彈性相比，1997年與2000年低分位點上(q20—q40)的代際收入彈性逐年遞增，同時在高分位點上(q70—q90)上有所下降，而2000年的下降最為明顯，代際收入彈性在q30分位點上達到最大值的0．594，在q90分位點上僅為0．109，2000年的高收入階層代際收入彈性的下降拉低了代際收入彈性平均值(0．347)。圖2c中，以2000年代際收入彈性為基準，2005年前后(2004＆2006)代際收入彈性在q40分位點后雖然呈現下降趨勢，但下降的幅度比2000年要平緩，即相同分位點上，2005年前后的代際收入彈性要高于2000年;2010年前后(2009＆2011)的代際收入彈性隨分位點的提高而逐步下降，q10—q60分位點連續下降較為迅速，而在q60—q90分位點上只有輕微上升，正是q10—q60分位點上彈性的下降使得2009＆2011年均值水平上的代際收入彈性下降到歷史最低點，表明低收入階層與中等收入階層的代際傳遞有所減弱，有利于收入跨階層流動。上述結果揭示了代際收入彈性的縱向變動趨勢和橫向異質性存在密切關聯，代際收入彈性的縱向變動趨勢可以根據代際收入彈性異質性的變動來解釋。低收入階層、中等收入階層以及高收入階層的代際收入彈性變動均會影響代際收入彈性平均值的變動，只不過在不同分析年份的重要程度不同。四、中國居民代際收入彈性變異對不平等的影響分析在揭示代際收入彈性縱向變動趨勢以及橫向異質性的基礎上，本部分進一步估計分析代際收入彈性變異對收入不平等程度變動的動態影響。首先，作為對比，在不考慮代際收入彈性異質性時，式(4)的回歸結果如表2所示。此時，代際收入彈性作為遺漏項包含在殘差項中。子代=1的虛擬變量g在各分析年份的系數基本顯著為負，表明子代的收入水平要低于父代，與表1的描述性統計結果一致。

1989—2000年間虛擬變量g對收入的影響力逐年下降，表明父代與子代之間的收入差距在縮小，2000—2011年虛擬變量g對收入的影響力略有提高，意味著父代與子代之間的收入差距略有擴大，但變動程度相當微弱。同樣，以可決系數R2表示的父代與子代組間的收入差距對整體收入不平等的貢獻率從4．5%下降到0．2%后，在2010年前后反彈至0．4%。總體而言，父代與子代組間收入差距對整體收入不平等的貢獻在5%以內，貢獻度較低。引入橫向異質性的代際收入彈性后，式(4)的估計結果如表3所示。與表2相比，子代=1的虛擬變量回歸系數變動微弱，仍為顯著的負向影響。異質性彈性變量corr的回歸系數顯著為負，而可決系數R2大幅上升。以1989年為例，R2從4．5%大幅上升到22%，表明代際收入彈性可以解釋17．5%的整體收入不平等。代際收入彈性對整體收入不平等的解釋程度如圖3所示。從圖3可以看出，代際收入彈性對整體收入不平等的解釋程度盡管上下波動，但存在上升趨勢，尤其在2010年前后更是突升至39．3%，而在解釋程度最低的1991年僅為6．3%。為了分析代際收入彈性對整體收入不平等影響的差異性，選擇解釋度最低的1991年和解釋度最高的2009＆2011年進行反事實分析。首先，考慮1991年的代際收入彈性對不平等的解釋度，本文繼續采用相鄰調查年份1989年和1993年的代際收入彈性作為反事實彈性，重新估計式(4)，得到的R2數值分別為27．25%和31．96%，均要高于10．9%的實際R2。由于1989—1993年中，1991年的低收入階層代際收入彈性最低，這意味著降低低收入階層的代際收入彈性可以最大限度地減弱代際收入彈性對收入不平等的影響。進一步地，采用1991年的代際收入彈性作為2009＆2011年的反事實彈性，重新估計式(4)得到的R2僅為1．93%，進一步驗證了低收入階層代際收入彈性對收入不平等影響的重要性。上述R2變動結果揭示了代際收入彈性對收入不平等的影響，圖4給出了以方差衡量的被解釋變量y的方差以及回歸方程式(4)的殘差項方差，亦即控制了子代虛擬變量以及代際收入彈性后的方差。從圖4可以看出，殘差項方差均要小于對應分析年份的y的方差，表明代際收入彈性的橫向異質性對整體收入不平等有重要影響。從y的方差變動來看，收入不平等程度經歷了先升后降的變動趨勢，在2005年達到頂峰，殘差項的方差變動趨勢與以方差衡量的整體收入不平等程度變動趨勢一致，而收入不平等程度最高的2004＆2006年也正是代際收入彈性最高的年份。在式(4)的基礎上，進一步加入虛擬變量g與代際收入彈性corr的交乘項g*corr，以反映代際收入彈性對父代和子代收入的非對稱影響，回歸結果如表4所示。交互項系數基本顯著為負，并且方程的擬合優度明顯提高，表明代際收入彈性對子代收入的負向影響高于父代收入。

五、主要結論及啟示

本文首先采集CHNS1989—2011年九輪調查數據，并將2004年與2006年、2009年與2011年的調查樣本分別進行合并，同時修正相應的數據測量誤差和解決比較的可比性問題，然后從縱向變動和橫向異質性兩個層面定量刻畫了中國居民收入代際彈性的變異特征，最后估計分析了代際收入彈性變異對收入不平等變動的影響。研究發現:(1)從縱向來看，中國居民代際收入彈性大體呈現出“M型”的變動態勢，代際收入彈性在2005年前后達到頂峰的0．408。(2)從橫向來看，代際收入彈性在不同收入分布上存在異質性，低收入階層的代際收入彈性顯著高于高收入階層。1989—2006年間，代際收入彈性隨收入水平提高呈現較為明顯的倒U型變動趨勢，但到2010年前后時則出現隨收入水平提高，代際收入彈性逐步下降的變動趨勢，收入水平越低，與父代收入的相關性就越強。(3)將代際收入彈性變異對收入不平等程度變動的影響分離后可知，代際收入彈性異質性是造成收入不平等程度變動的重要因素，對以方差衡量的不平等程度的解釋力有逐漸上升的趨勢，2010年前后的解釋程度已接近40%。雖然OLS估計的均值意義上的代際流動性有所改善，但低收入階層較高的代際收入彈性意味著低收入階層很可能陷入“貧困陷阱”，造成貧困的代際傳遞，也增加了扶貧工作的難度，低收入階層代際收入彈性的降低可以更有效地減弱代際收入彈性對收入不平等的解釋力，進而切斷收入不平等的代際傳遞。因此，降低低收入階層的代際收入彈性也是降低收入不平等的有效方式。上述結論的政策啟示是:(1)當前的精準扶貧工作不應僅僅包括經濟扶貧，還應該包括公共服務扶貧，提高公共服務獲取機會的公平性，保障每個人的起點公平，降低家庭背景對公共服務獲取的影響，尤其是作為公共服務重要組成部分、能夠改善收入地位的教育服務。教育作為影響收入的主要因素，低收入階層的子代往往由于受到父代資源約束的影響，受教育年限與受教育質量都要低于中高收入階層，因此降低家庭背景對子女教育的影響，促進優質教育資源的動態平衡，擴大公共教育覆蓋率，構建公平的選拔模式有利于促進代際流動，縮小收入差距以及收入不平等的代際傳遞。(2)政府應當通過稅收政策適度調節當前的收入差距，如對富人開征級差遺產稅以降低收入或財產在代際之間的直接轉移。在起點公平的基礎上，在勞動力市場中構建市場導向的收入形成機制，使勞動者更多地以自身努力獲取經濟收入，進而促進過程公平。

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作者：呂光明，李瑩 單位：北京師范大學統計學院