机会不平等对收入不平等的影响研究——基于60—80后三个群体的问卷结果与实证检验
一、引言与文献综述
随着改革开放的日益深入,我国居民收入及其生活水平不断提高。但是,在这个过程中,我国也不得不直面收入不平等程度逐渐扩大的挑战。图1显示,改革开放至今,我国居民人均收入比率趋势逐渐增大,从2002年开始城镇居民人均收入已是农村居民人均收入的3倍以上,而沿海地区与内陆地区居民之间的人均GDP比率也一直居于高位,反映收入不平等程度的基尼系数更是从1978年的不足0.3跃升到2000年之后的0.4以上,说明我国的收入不平等现象一直存在,且呈不断加剧之势。收入不平等程度过高,不仅会影响经济增长,甚至会影响社会发展和稳定。统计局数据库
![pagenumber_ebook=69,pagenumber_book=65](https://qkk.lw71.com/uploads/image/2018/05/c4518481b92506d5e73e198cb2dee45f.png)
图1 1978—2013年我国收入不平等情况
数据来源:各年度各省区市《统计年鉴》和国家
收入不平等一直是公共经济学领域关注和研究的热点学术问题。收入不平等的根源纷繁复杂,既有国家政策、地区环境、历史原因等客观因素的驱动,也有个人努力等主观因素的影响。其中,近年来备受学者们关注的焦点因素来自机会不平等,即在改革过程中,我国尚未通过良好的制度安排形成一种公平的发展机会,不仅导致机会不平等现象依然存在,也导致贫富收入差距日趋扩大,因此改革不彻底是我国收入不平等扩大的主要根源。
机会不平等的概念由经济学家Roemer(1998)[1]率先引入经济领域,并提出导致机会不平等的因素来自两方面:一是自身努力,主要源于个体对工作时间和职业的选择等;二是客观环境,主要源于出生地、父母的受教育程度和职业、财富程度和家庭背景等社会经济背景。由于客观环境而导致的机会不平等,是不公平的,而由于机会不平等而导致的收入不平等更是不合理的。在各种机会不平等的分类方法中,这一方法得到了最为普遍的认同与运用。
在这一分类方法的指引下,现有文献不仅研究了包括拉丁美洲(含南美洲)、非洲、亚洲在内的发展中国家机会不平等对收入不平等的影响(Gamboa and Waltenberg,2012[2];Figueiredo and Ziegelmann,2010[3];Cogneau et al,2006[4]),而且检验了OECD、欧洲等发达国家的相应情形(Arawatari et al,2013[5];Checchi et al,2010[6])。研究结果显示,在绝大部分发展中国家和发达国家中,收入不平等与机会不平等均呈现显著的正相关关系。
尽管现有文献对发展中国家和发达国家的机会不平等与收入不平等问题进行了研究,但是,对中国情形的研究始终凤毛麟角,且有进一步改善的空间。一方面,已有研究多是从收入来源、经济增长和教育等角度出发(米增渝等,2012[7];杨俊等,2008[8]),很少从机会不平等的角度来审视中国的收入不平等问题;另一方面,在已有的机会不平等研究中,并没有对人群样本进行细分(陈东、黄旭锋,2015[9])。事实上,随着经济与社会的发展、机会不平等及其各客观环境因素对不同年代人群发挥的作用也可能是不同的。例如,根据复旦大学2014年发布的调查数据,与60后、70后群体相比,80后群体的父母职业类型与教育水平与其收入水平明显相关,其中父母为“企事业单位负责人”“专业技术人员”和“商业服务人员”的80后,其高收入的比例高于其他类群;而母亲的教育水平相关性更高,即一个高学历的妈妈对于80后子女未来的收入水平更为重要。
(1)个体特征变量:第一,个体性别变量的系数值为0.3606,且在10%的水平上显著有效,这意味着性别的确能够影响个体的收入水平。具体来说,男性个体可支配收入处于最低收入类别(小于20000元)的概率,较女性个体相比低0.0557;与此同时,男性可支配收入处于最高收入类别(达到200000元及以上)的概率比女性高0.0111。这充分说明,中国在收入水平方面存在着性别差异,在同等条件下,男性比女性拥有更多的可支配收入。第二,年龄变量的系数为负,但并不显著,说明年龄并不是制约收入的重要因素,这与我们的预期并不相符。可能的原因在于,随着中国经济的快速发展和人民生活水平的提高,与20世纪60年代出生的个体对比,出生于20世纪七八十年代的个体收入水平得到了较大的提高,致使年龄对收入水平的影响不再彰显。第三,受教育程度变量在1%的水平上显著为正。具体来说,
二、数据来源与实证设计
(一)数据来源
同理可得:
(二)变量选取
1.被解释变量
(二)在政府决策层面,各级政府要坚定本地区的核心文化特色,并且要协调统一,对旅游资源进行有效整合。贵州省有多彩贵州之称,这个多彩即体现在文化的多样性上。首先,各级政府在旅游资源开发的过程中要始终以坚定本区域文化特色为何核心发展理念,充分开发本区域的特色文化资源。其次,通过各级政府与各级开发机构的统一与协调,对“古苗疆走廊”沿线的文化资源进行合理规划与开发,避免出现同质化现象。最后,要营造良好乡村旅游资源开发的政策环境,吸引外出务工人员回乡发展,避免出现传统文化的断代与消失,为民族文化遗产旅游开发实现可持续发展提供可能。
本文的被解释变量为受访者“每年可支配收入的类别”。在问卷中,受访者每年可支配的收入(Income)分为五个类别:20000元以下、20000(含20000)~49999 元 、50000(含 50000)~99999 元、100000(含100000)~199999元、200000元及以上。
其中,r0<r1<r2<… <rJ-1为待估参数。假设 ε ∈ N(0,1),则有:
(1)个体特征变量:年龄(Age)、性别(Gender)、受教育程度(Education)、婚姻状况(Married)和职业类型(Job);其中,性别变量中,男性取值为1,女性取值为0。
(2)区域特征变量:出生地(Area)、户籍(Hukou)。
(3)家庭特征变量:由于我国文化的特点,父母双方的职业类型呈现一定的相似的特点,亦即在模型回归中可能存在共线性问题。因此,我们只选择父亲作为家庭社会地位背景变量。父亲收入(Father_Income)、父亲受教育程度(Father_edu)、父亲的职业(Father_job)、父亲的户籍(Father_Hukou)。
根据回收的调查问卷,本文上述变量的基本特征如表1所示。
常熟美桥汽车传动系统制造技术有限公司是美国车桥在亚洲独资建立的第一家制造工厂。作为世界著名的动力传动及驱动系统供应商,美国车桥拥有全球一流水平的技术和最先进的产品,包括后驱动模组、取力器、独立式前驱动桥、传动轴以及AAM专利的准双曲面齿轮。常熟美桥在中国与本地客户始终保持着愉快与紧密的合作,客户包括北京奔驰、通用、上海通用、福特和广汽集团等。
表1 变量定义
![pagenumber_ebook=70,pagenumber_book=66](https://qkk.lw71.com/uploads/image/2018/05/1e42197cc4389715e90711240fd56513.png)
说明:高等教育指本科以及更高以上学历的教育;体制内工作包括在政府机关、国有企业以及集体企业的工作,非体制内工作则指除此之外的所有工作;沿海地区包括港澳地区、台湾、辽宁、天津、山东、江苏、浙江、福建、广东、北京、上海、河北和海南等省(直辖市);内陆地区包括吉林、内蒙古、新疆、西藏、甘肃、青海、陕西、山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西、重庆、云南、贵州、广西、宁夏和四川等省(自治区、直辖市)数据来源:由作者根据问卷调查结果整理而得
变量性质变量标识变量名变量定义均值标准差最小值最大值被解释变量个人可支配收入的类别Income 3.0054 1.6203 1 5 25 55解释变量1 1 1 1 1 1 Age Gender Education Married Job Area Hukou Father_Income按可支配收入大小划分为5个有序数字(1…5)个体的年龄1=男;0=女性受过高等教育=1;否=0已婚=1;未婚=0体制内单位=1;否=0沿海=1;内陆=0城镇=1;农村=0年收入的对数值38.1243 0.5511 0.6344 0.7151 0.3172 0.8952 0.6747 2.7901 9.0838 0.4981 0.4822 0.3078 0.4660 0.3068 0.4691 0.9595 3.4965 Father_edu 受过高等教育=1;否=0 0.1935 0.3956年龄性别受教育程度婚姻职业出生地户籍父亲收入父亲受教育程度父亲职业类型父亲户籍Father_job Father_hukou体制内单位=1;否=0城镇=1;农村=0 0.3387 0.5054 0.4739 0.5006 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 1 1 1
(三)模型选择
由式(1)可知,微波选择性加热矿石矿物时,矿石矿物吸收一定的微波能后,其始末温差与其比热容和热涨系数相关,表8和表9列出了黄铁矿和脉石矿物的比热容和热膨胀系数[17] 。
假设y*=x′β + ε ,其中y*为连续的潜在变量,个体基于y*的数值选择不同的y值,具体的选择规则为:
![pagenumber_ebook=71,pagenumber_book=67](https://qkk.lw71.com/uploads/image/2018/05/f7456ecf33e8690ceca91a236c6e49ec.png)
2.解释变量
![pagenumber_ebook=71,pagenumber_book=67](https://qkk.lw71.com/uploads/image/2018/05/e11353092623a31cbc7b8b54c04f0262.png)
本文采用问卷调查方式向北京、浙江、山东等省(直辖市)的60后、70后和80后(即出生时间在1960—1989年间的个体)发放问卷1800份,共收回有效问卷1632份,其中涵盖了对个体收入水平、年龄、婚姻、父亲基本情况的调查问题。
对不同发育阶段与叶功能性状的相关性分析显示(表2),样地1和样地2长柄双花木的发育状况一致,均与LT、LA呈显著正相关、与LWC、SLA、LPC呈显著负相关(P < 0.05);样地3和样地4的长柄双花木发育状况一致,均与LT、LA呈显著正相关、与LWC、SLA、LNC、LPC呈显著负相关(P < 0.01)。
![pagenumber_ebook=71,pagenumber_book=67](https://qkk.lw71.com/uploads/image/2018/05/23542ebcf694499cf1ada08b55e51ad5.png)
利用上式我们可得到有序Logit模型的MLE估计量,但值得注意的是,由于被解释变量为有序离散变量,系数值并不能准确表示出各变量对被解释变量的影响程度,故需进一步求出边际效应值,以期更清楚地衡量各变量对被解释变量的影响作用,如下式所示。
![pagenumber_ebook=71,pagenumber_book=67](https://qkk.lw71.com/uploads/image/2018/05/a287c326c2666444099ddf9fa60c9bf5.png)
三、模型的估计结果分析
(一)代际转移中各因素对受访者收入水平的影响估计
影响个体可收入分配等级的因素既包括个体的特征变量,又涵盖个体所在地的区域因素,更有家庭背景在代际转移中的客观因素等。因此,本文运用Stata13.0软件对全样本数据采用有序Logit模型估计影响个体可收入分配的影响因素,结果如表2所示。
表2分别列示了有序Logit模型的系数估计以及各变量的边际效应值,可以看出:
3.1 微波消融术后细胞与组织的病理变化 微波在生物组织中传播并导致组织与细胞内部生热是微波消融治疗肿瘤的基本机制。迅速而剧烈的升温致细胞快速失活,发生不可逆损伤,继发坏死过程。在坏死的早期阶段如微波消融术后即刻,细胞呈凝固性失活状态,坏死尚未开始,此时细胞形态可无改变;细胞死亡数小时至 10 h 后逐渐出现核固缩、核碎裂、核溶解、细胞质嗜酸性及间质崩解等坏死的形态学改变。研究发现,活体猪肝脏在微波消融后 2~5 d,出现大片细胞坏死,坏死周围组织充血、水肿,炎症细胞浸润逐渐增多;7~10 d 坏
由于被解释变量是基于可收入分配从低到高的有序数据,如果使用多项Logit将无视数据内在的排序,而OLS又把排序视为基数处理,故本文选用有序Logit模型进行分析。有序Logit模型可以通过使用潜变量法推导出MLE估计量:
因此,本文拟采用2016年在北京、浙江、山东等省(地区、直辖市)对60后、70后和80后三个不同群体所做的问卷调查数据,基于机会不平等视角来研究导致机会不平等的各客观环境因素对个体收入不平等的影响,以期明晰收入不平等的代际转移来源,为制定旨在缩小贫富差距的收入分配政策提供客观依据。
表2 总体样本的有序Logit回归结果
![pagenumber_ebook=71,pagenumber_book=67](https://qkk.lw71.com/uploads/image/2018/05/85bf18f3bcfc82334e12424550302651.png)
说明:结果由stata12.0计算得出,***、**、*分别代表了变量在1%、5%、10%水平上显著
变量名称Gender dy/dxy=1-0.0557 dy/dxy=2-0.0285 dy/dxy=3 0.0559 dy/dxy=4 0.0172 dy/dxy=5 0.0111 Age 0.0011 0.0006-0.0012-0.0004-0.0002个体特征变量Education -0.1560-0.0585 0.1440 0.0428 0.0276 Married -0.2870 0.0116 0.1987 0.0475 0.0292 Job -0.0282-0.0157 0.0289 0.0091 0.0059区域特征变量Area -0.0933-0.0246 0.0821 0.0220 0.0138 Hukou -0.1962-0.0521 0.1695 0.0481 0.0307 Father_Income -0.0038-0.0020 0.0038 0.0012 0.0008家庭特征变量Father_edu -0.0915-0.0856 0.1038 00432 0.0301 Father_job -0.0392-0.0233 0.0408 0.0132 0.0086 Father_hukou 0.0134 0.0069-0.0135-0.0041-0.0027 Obs LR Chi Pseudo R2系数值0.3606*(1.67)-0.0075(-0.57)0.9532***(3.27)1.4413***(3.64)0.1861***(0.73)0.5366***(3.50)1.1403(1.40)0.0245*(1.94)0.7234*(1.99)0.2637*(1.89)-0.0867(-0.27)271 84.84 0.1108---------------
受过高等教育的人群,其可支配收入小于20000元的概率比其他人群低0.1560,同时,其可支配收入高于200000元(含200000元)的概率却比其他人群高0.0276,这充分说明在中国,受教育程度依然是影响个体收入水平的重要变量。第四,已婚人士的收入水平高于未婚人士,这可能源于已婚人士事业较为稳固的原因。第五,工作性质变量亦在1%的水平上显著为正。这意味着,体制内工作人员比非体制工作人员拥有更高的收入水平,这与中国的现实情况相吻合。在较长一段时间内,政府机关、国有企业等体制内的工作福利待遇较好,员工的收入水平较高。
随着信息化时代的到来,我国的气象现代化进程在也出现了新的发展契机,尤其是气象观测取得了一定程度的进展。大数据时代的到来为气象档案的管理提供了发展的空间。利用大数据等现有的设备和技术促进气象数据的安全性,同时提高管理的能力已经成为气象部门必须面临的问题。本文阐述的主要内容是大数据环境气象档案管理中存在的一些问题。
杰克在收拾自己的用品,苏婷婷进来,问:杰克,要出差吗?杰克沉着脸:最近事情多,我搬到公司里去。傍晚,杰克走进一家饭店,问:这里需要服务员吗?柜台人员转身喊:老板!老板从里屋出来:啥事?柜台人员指着杰克:这位外籍先生想当服务员。 老板看看杰克,问:会端盘子吗?杰克回答:当然,我在唐人街端过盘子。
(2)区域特征变量:出生地对于个体收入水平具有显著的影响,其为正值的系数意味着出生于沿海地区的个体比出生于内陆地区的个体拥有更高的收入。进一步讲,沿海人员收入水平超过200000元(含200000元)的概率较内陆人员高0.0138,这是因为相比于内陆地区,沿海地区的经济更为发达,人民生活水平更高,故其收入水平亦较高。与此同时,回归结果显示户籍变量对收入水平的影响并不显著,即城市户口或农村户口对可支配收入的影响不大,究其原因,中国近年来的户籍改革冲破了户籍制度对人员流动以及工作的限制,致使该变量对收入水平的影响不再彰显。
本文的样本涵盖了1960—1989年出生的个体,但在这30年中,中国的社会制度和经济发展等发生了巨大的变化,这可能会促使个体可支配收入的影响因素也随之发生巨大改变,故本文在此按照个体出生的年代划分为三个部分(20世纪60年代、70年代和80年代)来分别验证不同时期影响个体收入水平的各因素的作用,结果如表3所示。
(二)影响可支配收入的各因素分阶段求证
(3)家庭特征变量:首先,父亲的收入水平变量能够显著影响个体的可支配收入水平,且该系数为正,意味着父亲的收入水平越高,其个体的收入水平越高,这是因为,父亲或家庭的收入水平能直接影响到孩子的生活条件或享受教育等社会资源的机会,进而影响其成年后的收入水平。其次,父亲的教育水平变量亦在10%的水平上显著有效,说明父亲受过高等教育的个体其可支配收入显著高于其他个体,这同样得益于较高的教育水平,使其父亲获得了较好的社会资源等,这有利于孩子自身的发展以及以后收入水平的提高。再次,在体制内工作的父亲,其孩子收入水平亦高于其他人,这可能源于体制内工作的人拥有较多的社会关系等,使其孩子在相同条件下,享有更多的就业等机会,进而获得更多的收入。这一结论和李任玉等(2015)[10]的研究结果是相一致的。
从表3可以看出:
首先,在对20世纪60年代出生的个体进行回归的结果中,对个体可支配收入具有显著影响的变量有性别、户籍和父亲职业类型变量,而受教育程度、出生地和父亲受教育程度、父亲收入水平等对其影响不再显著。这可能是因为:其一,对20世纪60年代出生并在70年代底开始工作的个体来说,中国较为严重的重男轻女思想使女性在工作和收入等方面处于不利地位,致使性别对可支配收入的影响得以显现;其二,在当时,工作的分配实行接班制,即父亲退休后由孩子接替工作,使得父亲工作变量对个体收入水平影响十分显著;其三,户籍变量显著有效可能源于当时城市户口与农村户口在获得工作机会等方面呈现的巨大差异,使该变量对收入水平的影响变得异常显著。
表3 分阶段的回归结果
![pagenumber_ebook=72,pagenumber_book=68](https://qkk.lw71.com/uploads/image/2018/05/8694f268df80e1bee52d3043bc72bf86.png)
说明:结果由stata12.0计算得出,***、**、*分别代表了变量在1%、5%、10%水平上显著
变量名称20世纪80年代0.1880(0.48)0.1600**(2.02)0.6690**(2.26)1.0233*(1.85)0.4621*(1.84)0.3309***(2.61)1.5132(0.57)0.0746*(1.73)0.4863(0.69)0.8886*(1.83)-0.1486(-0.26)102 50.50 0.1691个体特征变量区域特征变量家庭特征变量Gender Age Education Married Job Area Hukou Father_Income Father_edu Father_job Father_hukou Obs LR Chi Pseudo R2 20世纪60年代0.8030*(1.77)0.0544(0.70)1.1835(1.29)-0.7912(-0.59)-0.2611(-0.49)1.0846(1.37)1.6034**(2.62)0.1041(0.64)1.0019(0.89)0.3578*(1.94)-0.0725(-0.12)87 36.45 0.1555 20世纪70年代0.2780(0.39)0.1452(1.37)0.8548**(2.07)1.1711(0.79)-0.5331(-0.83)-0.3633(-0.23)-0.0601(-0.07)0.1949**(2.55)1.1504(1.25)-0.5738(-0.70)0.0161(0.02)82 18.13 0.1320
其次,在20世纪70年代出生的个体中,性别变量的影响作用开始弱化,这是因为20世纪70年代出生的人,在20世纪80年代末或90年代初参加工作,并在现代充当着整个社会的主力军,这时得益于改革开放以及思想的开放,男女在工作上的巨大差异开始减弱,从而使该变量的作用变得不再彰显;整个社会和工作单位对教育的重视,也导致受教育程度对个体收入水平的影响逐渐显现出来。除此之外,父亲的收入水平开始影响个体的可支配收入。
(2)提升接待部门职业素质。针对村民进行农业科技、职业道德、民俗文化、旅游接待等方面的培训。再通过举办专题讲座、外出考察学习等多种途径进行培训,提高从业人员的综合素质,努力提升服务接待水平,促进石门桂花村景区的发展。
再次,在20世纪80年代出生的一代人中,除性别、户籍、父亲受教育程度和父亲户籍变量以外,其他变量对其收入水平均有显著的影响,这与全样本回归结果基本一致。而且与20世纪60、70年代的回归结果相比,可以看出,一方面,随着时间的推移,性别在收入水平上的不平等现象有所减弱;但另一方面,基于父辈的不平等现象却逐渐显现。
四、结论与政策建议
本文采用对60后、70后和80后三个不同群体所做的问卷调查数据,按照Roemer(1998)对导致机会不平等因素分解法,实证检验了导致机会不平等的各客观环境因素对不同群体收入不平等的影响。结果发现,从全样本来看,性别、出生地、受教育程度和工作类型对收入产生了显著的影响;而父亲的收入、职业类型和受教育程度在代际转移中均对个体收入不平等的影响十分显著。从分样本来看,在对60后收入具有显著影响的性别、户籍和父亲工作性质等因素中,性别与户籍对70后、80后收入不平等的影响逐渐弱化,而基于父亲收入和工作性质的不平等现象却愈加彰显,个体受教育程度和工作性质对个体收入水平的影响也不断强化。
一是要将降雨过程、洪水过程、库水位变化过程、测压管水位变化等情况进行整理,并对本次降雨洪水及应对情况进行全面总结。二是雨后第一周变形观测每3天一次,以后每周一次;测压管观测每天一次,库水位回落至87.5 m后恢复正常观测。
由此可见,机会不平等是导致收入不平等的关键因素,解决好机会不平等问题是我国缩小不公平收入差距的关键,也是制定相关收入分配政策的要点。换言之,我国需要通过塑造公平的受教育权和就业权来确保子女个体起点的公平性,“不输在起跑线上”就是解决机会不平等问题的形象说明。
在针对机会不平等的事前措施中,一方面,“让权力在阳光下运行”。本文的研究结果表明,父母收入、职业类型、受教育程度等社会经济地位在塑造子女职业类型和收入方面发挥了决定性作用,即一旦子女拥有良好的家庭背景,其往往能够在工作选择和收入数量方面占据先发优势,而如果这种优势的获得完全是通过代际间的不合理转移(甚至是非法转移),显然有违公平公正原则。因此,我国应按照十九大报告所指出的,进一步推进廉政建设和反腐败斗争,保证权力下资源配置的合理性、公平性和公开性,让权力在阳光下运行,确保每个个体都有获得机会上的均等性,也确保每个个体的主观努力都能物有所值。另一方面,加快相关财税制度的配套改革。本文研究发现,子女收入不平等的扩大在很大程度上要归因于父母收入的代际传递和转移,因此,我国要加强个人所得税在收入分配中的调节作用,并在条件成熟的时候开征遗产税,保持子女收入不平等的合理性。
在针对机会不平等的事后措施中,落实“补偿原则”与“回报原则”。根据机会不平等的基本理念和本文的研究结论,当收入不平等是由受教育程度、职业类型等个人主观努力所决定时,应该实行“回报原则”,即号召收入较高的群体通过履行社会责任、进行无偿捐赠等方式促进社会的公共事业和福利事业建设;而当收入不平等是由父母社会经济地位、出生地、性别等个人不可控的客观环境因素所引发的,应该实行“补偿原则”,即政府应该向处于机会弱势的低收入群体予以补偿,防止收入不平等程度的进一步扩大。
参考文献:
[1] Roemer J.Equality of Opportunity.Cambridge[M].MA:Harvard University Press,1998.
[2] Gamboa L F,Waltenberg A.Inequality of Opportunity for Educational Achievement in Latin America:Evidence from PISA 2006-2009[J].Economics of Education Review,2012,31(5):694-708.
[3] Figueiredo E A D and Ziegelmann F A.Estimation of Opportunity Inequality in Brazil using Nonparametric Local Logistic Regression[J].Journal of Development Studies,2010,46(9):1593-1606.
[4] Cogneau D,Bossuroy T,De Vreyer,Guenard C,Hiller V Leite,Eesple-Somps S,Pasquier-Doumer L and Torelli C.Inequality and Equity in Africa[C].Working Paper DIAL,2006(16).
[5] Arawatari R and Ono T.Inequality,Mobility and Redistributive Politics[J].Journal of Economic Theory,2013,148(1):353-375.
[6] Checchi D,Peragine V and Serlenga L.Fair and Unfair Income Inequalities in Europe[C].IZA Discussion Papers,No 5025,2010.
[7] 米增渝,刘霞辉,刘穷志.经济增长与收入不平等:财政政策均衡激励政策研究[J].经济研究,2012(1):43-54.
[8] 杨俊,黄潇,李晓羽.教育不平等与收入分配差距:中国的实证研究[J].管理世界,2008(1):38-47.
[9] 陈东,黄旭锋.机会不平等在多大程度上影响了收入不平等?——基于代际转移的视角[J].经济评论,2015(1):1-17.
[10] 李任玉,杜在超,何勤英,龚强.富爸爸、穷爸爸和子代收入差距[J].经济学季刊,2015(7):231-258.