2.实证结果

2.实证结果

2．1　单年收入与多年收入均值下的IIE估值

表4．2汇报了单年收入与多年收入均值下的IIE估计值。首先，通过对同一列内数据结果的比较可以发现，随父亲年龄的逐渐增大，代际收入弹性明显增大。由于样本中父代的平均年龄为53岁左右，故这一结果表明，在47—53岁的年龄阶段，随父亲年龄的上升，我国代际收入弹性的估计值显著上升7。其次，比较单年收入与多年收入的IIE估值，结果并不清晰，这主要是由于不同年份的年龄不同，从而多年平均对结果的影响不是很清晰。

但是，倘若我们着眼于表4．2内同一行的IIE估计值比较，就发现从左到右呈现出明显的增大趋势（同一横行内的平均年龄是相同的），我们用表4．3更清晰地显示这一结果。表4．3内每一列的父代平均年龄都相同，而从上到下的平均年份T值逐渐增加。在控制了年龄因素之后，随T增加，IIE估计值呈现出清晰而一致的上升趋势，从而验证了（4-5）和（4-6）两式。从这一结果看，中国代际收入弹性在1990—1995年和1998—2002年应至少分别为0．663和0．485（即最大T值所对应的估值）8。

2．2　暂时收入偏误的估计

通过（4-16）和（4-17）两式计算出的永久与暂时收入方差在单年收入方差中所占比例在1995年分别为0．73与0．26，在2002年分别为0．78与0．22，据此结合不同的年份（T）和暂时收入的自相关系数（δ），用（4-7a）和（4-7b）两式模拟暂时收入冲击持久性所导致的可信度系数（λAR（1）），结果如表4．4所示。

在使用1990—1995年的六年平均数据时，可信度系数的范围是0．739—0．933，即采用单年回归会把IIE低估6．7%—26．1%。倘若我们假设暂时收入的自相关系数为0．5，则相对应的真实IIE为0．774 （0．663／0．857）。同样的，在使用1998—2002年的五年平均数据时，可信度系数的范围是0．824—0．952，即采用单年回归会把IIE低估4．8%—17．6%。倘若我们假设暂时收入的自相关系数为0．5，则相对应的真实IIE为0．539（0．485／0．900）。

2．3　生命周期偏误的估计

表4．5显示了父代生命周期偏误下的可信度系数（λLCY，FATHER）。由于本书样本中所用的父代平均年龄在53岁左右（表4．1），故相应的可信度系数在1995年和2002年分别为0．788和0．7339，即IIE分别被低估21．2%和26．7%，相对应的真实IIE分别为0．841和0．662。

类似的，表4．6显示了子代生命周期偏误下的可信度系数（λLCY，CHILD）。由于本书样本中所用的子代平均年龄分别为23岁和25岁左右（表1），故相应的可信度系数在1995年和2002年分别为0．777 和0．812，即IIE分别被低估22．3%和18．8%，相对应的真实IIE分别为0．853和0．597。综合上述分析结果，考虑到各种偏误存在的可能性，选取最大的IIE为其真实值，那么我国城镇的代际收入弹性在1990—1995年和1998—2002年将分别为0．853和0．662。这一结果和Gong等（2010）用统计局城调队数据和双样本两阶段最小二乘法所得到的估计结果非常一致（该文得出的父子和父女代际收入弹性分别为0．74和0．84）。