機會不等與“二代”收入差距

韓軍輝

〔摘要〕 “二代”收入差距可以分解為兩部分：一是由個體負責因素造成的，可稱之為公平合理的收入差距；二是由于環(huán)境變量差異或機會不等導致的不合理收入差距。機會不等對 “二代”收入差距的影響到底有多大？利用中國健康和營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)（1989-2009），通過建立個體固定效應(yīng)模型測算機會不等對收入差距影響的上限，結(jié)果表明，戶籍對“二代”收入差距的影響最大，其次為父輩收入和教育水平。將個體固定因子估計值作為“環(huán)境變量”的全集，發(fā)現(xiàn)機會不等對“二代”收入差距的影響上限為34.8%，遠高于16%的下限邊界。由于機會不等導致的收入差距最容易觸發(fā)民眾對公平正義的考量，因此制定社會政策，首先應(yīng)該明確“個體自身努力”和“機會不等”在收入差距中所占的比例，進而采取有針對性的措施維護社會公平正義。現(xiàn)階段堅固的代際壁壘需要政府在積極進行戶籍制度改革的同時逐步推進以機會均等為導向的個稅改革，并積極構(gòu)建有利于兒童平等發(fā)展的家庭政策。

〔關(guān)鍵詞〕 機會不等；收入差距；固定效應(yīng)模型；邊界

〔中圖分類號〕F047 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕1000-4769（2014）06-0009-07

一、引言

近年來，隨著收入差距的持續(xù)拉大，我國社會階層分化日趨明顯，與此同時，年輕 “二代”的經(jīng)濟收入或財富出現(xiàn)了較為明顯的代際傳遞性。年輕人的經(jīng)濟活動過度依賴家庭背景不但有悖于公平正義，而且還會導致收入差距的世代固化。《人民日報》曾于2010年7月刊文呼吁為“二代”創(chuàng)建公平競技場，此后《人民日報》《解放日報》分別以《社會底層人群向上流動面臨困難》和《人才招聘豈容“拼爹”》為題，對我國當前的階層固化與代際分化現(xiàn)象表示擔憂。

如何切斷貧困代際傳遞？在保障機會平等的前提下如何實現(xiàn)居民社會經(jīng)濟地位的合理流動？從經(jīng)濟倫理學角度而言，由于勞動者的努力偏好、市場競爭等因素造成的收入差距比較容易被民眾接受和認同；相對而言，由機會不等導致的收入差距則容易觸發(fā)民眾對公平正義的考量。制定社會政策，首先應(yīng)該明確“個體自身努力”和“機會不等”在收入差距中分別所占的比重，采取有針對性的措施進而維護社會的公平正義。

二、文獻回顧與評述

對于機會不等概念的認識多起源于John Rawls（1971）和 Ronald Dworki（1981）等社會哲學家。〔1〕Roemer（1993、2002）通過環(huán)境、類別和努力等概念打通了政治學和經(jīng)濟學之間的“交流屏障”，該文獻將機會平等定義為無論個體面臨何種環(huán)境，只要付出同等努力就可獲取“等量結(jié)果”這樣一種狀態(tài)。〔2〕世界銀行的研究報告（2006）也做出了類似解釋，報告認為，在機會平等前提下，個體收入分配狀況主要由勞動者的個體努力程度和才能決定；而由于外在環(huán)境（比如性別、人種以及家庭背景等因素）造成的收入差距需要進行社會性的矯正。〔3〕

1.基于單變量的機會不等與收入差距

相關(guān)文獻主要是將父輩收入作為單一的“環(huán)境變量”研究其對子女收入的影響。較早時期，Becker 和Tomes（1979，1986）根據(jù)人力資本理論提出了代際收入流動均衡模型。 〔4〕Solon（1992）和Mazumder（2001）以及Haider 和Solon（2006）等學者的研究表明，即使在考慮了各種計量偏誤后，子女收入與父輩收入仍呈現(xiàn)出較強的代際繼承性。〔5〕Maria Cervini Pla（2009）認為代際間的收入彈性可以作為“指示器”對機會平等程度進行測算。〔6〕國內(nèi)學者王海港（2005）對我國居民收入的代際“繼承性”進行了實證分析。〔7〕以人力資本理論為基礎(chǔ)，劉霖（2006）通過建立世代交疊模型從理論上分析了父輩初始財富分配狀態(tài)對其后代財富的影響路徑。〔8〕王美今和李仲達（2012）運用工具變量估計我國代際收入彈性約為0.830。〔9〕事實上，代際繼承與家庭的多種（包括可觀測以及不可觀測）社會經(jīng)濟特征密切相關(guān)，而父輩收入只是其中之一。因此，通過簡約方程測度代際收入彈性以此衡量機會不等只能提供有限信息。

2.基于多變量的機會不等與收入差距

按照Roemer（1993、2002）的觀點，由于個人在不可控制背景或環(huán)境變量（比如性別、膚色、所處地區(qū)、工作行業(yè)、家庭財富、社會關(guān)系等）方面的差異所導致的收入差距是不合理的，且均屬于機會不平等的表現(xiàn)。〔10〕近期文獻對“環(huán)境變量”的外延也在逐步擴展，即由單變量（主要是父輩收入）擴展到父輩職業(yè)、父輩受教育程度等多變量。Franois等（2007）將種族、父輩受教育程度、父親職業(yè)、出生地等可觀測變量視為“環(huán)境變量”，通過反事實分析發(fā)現(xiàn)“環(huán)境變量”導致的機會不等可以解釋1996年巴西總體收入差距的10%-37%。〔11〕類似地，F(xiàn)rancisco和Jérémie（2011）發(fā)現(xiàn)，機會不等可以解釋拉美6個國家經(jīng)濟福利差距的20%-50%。〔12〕Lefranc和 Pistolesi 以及 Trannoy（2008）將父輩受教育程度與職業(yè)類型作為社會出身變量，通過隨機占優(yōu)檢驗發(fā)現(xiàn)西方9個發(fā)達國家中機會不等與收入不等存在較強相關(guān)性。〔13〕Checchi 和Peragine（2010）將父輩最高受教育程度視為家庭背景，利用調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)意大利南部的機會不等可以解釋收入差距的10%。〔14〕國內(nèi)學者潘春陽（2011）利用中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）將父母平均受教育程度、父親的政治身份和戶籍作為環(huán)境變量，發(fā)現(xiàn)機會不等對我國居民總體收入差距的貢獻率為18.7%。〔15〕基于CHIP數(shù)據(jù)，徐曉紅和榮兆梓（2012）運用回歸方程對不平等進行分解，發(fā)現(xiàn)超過40%的收入差距是由機會不等因素造成的。〔16〕

3.簡單評述

總之，國外研究已經(jīng)由單一“環(huán)境變量”（主要是父輩收入）向多維“環(huán)境變量”延伸，而國內(nèi)相關(guān)研究則比較鮮見。隨著“環(huán)境變量”的增加，機會不等將會解釋更大比例的收入差距，但我們不可能列出所有的“環(huán)境變量”。目前的文獻多是可觀測的“環(huán)境變量”，還有許多變量（比如家庭文化特征）是不可觀測的，因此，文獻所得結(jié)論應(yīng)為機會不等程度的下限。由于低估機會不等程度將會直接導致社會政策的偏差，研究機會不等對“二代”收入差距影響的上限邊界顯得尤為必要，這也正是本研究的主要貢獻。具體而言，就是利用中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（1989-2009）非平衡面板數(shù)據(jù)集，建立個體固定效應(yīng)模型并將個體固定因子估計值作為“環(huán)境變量”的全集，在此基礎(chǔ)上運用第二泰爾指數(shù)或泰爾-L指數(shù)形式測算機會不等對“二代”收入差距影響的上限邊界。顯然，研究這一問題不僅具有重要理論價值，同時還可為破除代際壁壘，實現(xiàn)合理的社會流動提供重要的政策參考建議。

三、 機會不等與“二代”收入差距的

形成路徑及研究假設(shè)

從理論層面而言，“二代”收入差距的形成路徑如何？明確這一問題對于我們厘清各因素之間的關(guān)系并進行后續(xù)的定量分析具有重要意義。在此，我們考慮一個兩期的代際交替場景。假設(shè)每個家庭由一名戶主和一名“二代”子女構(gòu)成。由于戶主在受教育程度、經(jīng)濟收入以及職業(yè)和戶籍等方面存在差異，因此，每戶家庭形成了自己特有的家庭背景，我們將其稱之為“二代”子女所面臨的可觀測環(huán)境變量。此外，戶主的基因以及家庭文化氛圍等因素構(gòu)成機會集合中的不可觀測環(huán)境變量。兩種環(huán)境變量綜合在一起代表個體非負責因素，即“二代”子女無法改變的“事前安排”。事實上，家庭背景比較好的戶主會利用自己掌握的經(jīng)濟、社會資源為其子女爭取更多的受教育機會以及工作機會。由于“二代”子女在受教育機會和就業(yè)機會等方面存在差異，這將直接影響“二代”子女的人力資本存量，而人力資本差異將會導致收入差距。在相同的受教育機會和就業(yè)機會條件下，“二代”子女可以根據(jù)自我偏好選擇自己的努力水平，比如周工作小時數(shù)、工作年限以及最高受教育程度，其努力水平的差異將導致勞動生產(chǎn)率的不同，并直接影響收入結(jié)果。具體形成路徑如圖1所示。

從總體上說，“二代”收入差距可以分解為兩部分：一是由個體負責因素造成的，我們稱之為公平合理的收入差距。二是由于環(huán)境變量差異或機會不等導致的不合理收入差距。目前的研究文獻多是測度可觀測環(huán)境變量對“二代”收入差距的影響，我們將其視為影響下限，在圖1中用虛線箭頭表示；同時我們還加入了不可觀測環(huán)境變量，并將兩種環(huán)境變量綜合在一起視為個體非負責因素或環(huán)境變量的全集。我們認為不可觀測環(huán)境變量（如基因以及家庭文化等）同樣會對子女收入產(chǎn)生影響，良好的家庭文化氛圍和積極向上的家風能夠促使子女養(yǎng)成良好的學習生活習慣，這對于子女未來的發(fā)展非常重要，在圖1中用虛線框表示個體非負責因素或環(huán)境變量全集。虛線框中的可觀測環(huán)境變量和不可觀測變量分別通過虛線箭頭和實線箭頭與教育機會和就業(yè)機會發(fā)生聯(lián)系，在所有環(huán)境變量的影響下，機會不等對收入差距的影響達到上限。在圖1中以教育機會和就業(yè)機會差異左側(cè)的實線箭頭表示該路徑。

通過上述分析，可以作出以下假設(shè)：

假設(shè)1：戶籍、子女性別、父輩受教育程度、父輩收入以及父輩職業(yè)等可觀測環(huán)境變量對“二代”收入差距有影響，并且隨著可觀測環(huán)境變量的逐步增加，機會不等對“二代”收入差距的影響程度越來越大。

假設(shè)2：家庭文化特征等不可觀測環(huán)境變量對“二代”收入差距同樣存在一定影響，或者說環(huán)境變量全集（包括可觀測以及不可觀測變量）對“二代”收入差距的影響大于基于可觀測變量的測度結(jié)果。四、 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文后面的實證部分所用樣本數(shù)據(jù)選自中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）。截止目前該調(diào)查數(shù)據(jù)包括1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年的樣本信息。 具體數(shù)據(jù)說明請參考http：//www.cpc.unc.edu/projects/china。由于數(shù)據(jù)篩選中需要將父輩與子女進行嚴格配對，在這一條件下2011年調(diào)查數(shù)據(jù)中父輩或其子女的收入變量存在大量缺失值，因此本文沒有采用2011年的調(diào)查數(shù)據(jù)，而是將前8輪的城鄉(xiāng)家庭調(diào)查數(shù)據(jù)形成一個N=8的追蹤非平衡面板數(shù)據(jù)集進行研究。

1.變量定義

本文實證部分采用的指標變量主要包括：戶籍、子女收入、子女性別、子女受教育程度、子女工作經(jīng)驗、父輩受教育程度、父輩職業(yè)等級、父輩收入。在實證模型中，我們用0表示城鎮(zhèn)住戶，農(nóng)村戶籍用1表示。進一步的，數(shù)值0表示女性樣本，數(shù)值1表示男性樣本。在樣本中，城鎮(zhèn)勞動者的個體收入變量用其工資性收入表示；農(nóng)村勞動者的個體收入變量用工資性收入與其他收入部分之和表示。 在中國健康和營養(yǎng)調(diào)查中，除工資性收入外，還包括農(nóng)業(yè)飼養(yǎng)收入、集體農(nóng)場收入、種植水果蔬菜收入、漁業(yè)養(yǎng)殖收入、小手工業(yè)收入等。在實證中對個體收入類變量進行對數(shù)化處理。子女和父輩受教育程度變量均指最高受教育程度。按照多數(shù)文獻做法，我們將個體實際年齡減去6再減去其受教育年限作為子女工作經(jīng)驗的替代變量。實證模型中的結(jié)果變量為子女收入，以戶籍、子女性別、父輩受教育程度、父輩職業(yè)等級、父輩收入作為“環(huán)境變量”測量機會不等程度，子女受教育程度、子女工作經(jīng)驗作為個體努力變量。值得一提的是，國外文獻中多以每周工作小時數(shù)作為努力變量，但該變量在中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）中存在大量缺失值。

2.變量統(tǒng)計特征

為了測算機會不等對“二代”收入差距影響的上限邊界，我們選取以上8輪（年）調(diào)查中至少出現(xiàn)過三次的樣本家庭組成非平衡面板數(shù)據(jù)，然后建立個體固定效應(yīng)模型。另外，為了方便篩選數(shù)據(jù)，當某一家庭擁有2名以上子女時，我們只將長子（女）作為觀察樣本，同時將中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）中的戶主作為子女的唯一父輩。為了節(jié)約篇幅，本文只列出了農(nóng)村住戶部分調(diào)查年份中的主要變量，如表1所示。

五、模型設(shè)定

本部分首先根據(jù)Francisco和Jérémie（2011）的思路測算機會不等對收入差距影響的下限，然后通過面板數(shù)據(jù)建立個體固定效應(yīng)模型估計機會不等對收入差距影響的上限。〔17〕

1.機會不等對“二代”收入差距影響的下限估計

根據(jù)國內(nèi)外研究文獻以及相關(guān)理論提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：個體收入Yit=f（Ci，Eit），并且Eit受Ci影響。其中Ci為外生且不隨時間變化的可觀測環(huán)境變量，屬于個體不可控的非負責因素；Eit代表個人努力，屬于可控的個體負責因素。

假設(shè)2：將總體N按照所屬類別（Type）劃分為不同的組群，同組群內(nèi)個體面臨相同“環(huán)境變量”，且個體收入分布是個人努力Eit的增函數(shù)，這意味著在同一組群內(nèi)個體遵循“多勞多得”的原則。

假設(shè)3：當μq（Y）=μp（Y）， A q，p時，機會平等條件成立。其中μ表示收入分布的均值，p，q表示組群類別。

根據(jù)以上假設(shè)，我們構(gòu)建“假設(shè)平滑分布”μq（Y）=f（Ci，E）。即在給定努力水平條件下，將各類型的收入均值賦予每一個體。假設(shè)I（.）為衡量不平等的某種指數(shù)。這里采用第二泰爾指數(shù)或泰爾-L指數(shù)形式，即

基于上述平滑分布，機會不等的絕對程度可以表示為θa=I（μki）

機會不等的相對程度表示為θr=I（μki）I（Y）

（2）式也可理解為“環(huán)境變量”導致的機會不等占總體收入不等的比重。

2.機會不等對“二代”收入差距影響的上限估計

如上所述，現(xiàn)實中許多“環(huán)境變量”是不可觀測的，也無法一一列舉所有的“環(huán)境變量”，所以，上述結(jié)果應(yīng)為機會不等程度的下限。由于低估機會不等程度將直接導致社會政策的實施偏差，因此十分有必要測算機會不等對收入差距影響的上限。本文借鑒了Niehues and Peichl（2011）的研究思路。〔18〕

首先，利用中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）8輪（年）調(diào)查中的非平衡面板數(shù)據(jù)建立個體固定效應(yīng)模型獲得個體固定因子估計值。

其次，在截面數(shù)據(jù)條件下利用個體固定因子估計值作為個體“環(huán)境變量”的 “全集”或最大值，在此基礎(chǔ)上估算個體收入得到“假設(shè)平滑分布”。

最后，根據(jù)（1）式和（2）式估計機會不等對“二代”收入差距影響的上限。

之所以建立個體固定效應(yīng)模型，主要是由于面板數(shù)據(jù)的時間長度為8，遠遠小于個體（家庭）數(shù)。由于我們所要考慮的個體間的環(huán)境差異主要體現(xiàn)在個體之間，而非時間維度上，因此本文利用上述面板數(shù)據(jù)建立個體固定效應(yīng)模型進行估計。

根據(jù)以上研究思路建立如下計量模型：

（3）式中Yit表示經(jīng)過對數(shù)化的子女收入，eduit表示子女受教育程度，expit表示子女工作經(jīng)驗，以年為單位計算。這里實際上是以子女受教育程度、子女工作經(jīng)驗作為個體努力變量。已有文獻多以每周工作小時數(shù)作為努力變量，但該變量在中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）中存在大量缺失值；進一步，將（3）式中的個體固定因子或個體異質(zhì)性視為不隨時間變化的環(huán)境變量，屬于個體不可控的非負責因素，按照Niehues and Peichl（2011）的研究思路，如果時間跨度比較長，可以將可觀測和不可觀測環(huán)境變量一并包含在個體固定因子ci中并將其視為個體環(huán)境變量的“全集”或最大值，以便通過（3）式解決 “環(huán)境變量”不能一一列舉的問題。

六、結(jié)果與討論

1.機會不等對“二代”收入差距影響的下限估計結(jié)果

本文將選取表1中的戶籍、子女性別、父輩受教育程度、父輩收入、父輩職業(yè)等級作為可觀測“環(huán)境變量”。為了觀察某一變量的單獨貢獻率，在估算中采用逐步添加變量的方法，并計算積累貢獻率。需要指出的是，在估算過程中逐步添加“環(huán)境變量”的方法，由于受各“環(huán)境變量”之間存在一定相關(guān)性的影響因素干擾，因此最后的積累貢獻率并不等于各變量單獨貢獻率之和。基于以上計算公式和表1中的數(shù)據(jù)，通過運行軟件Stata12.0可以得到1989年，1991年，1993年，1997年，2000年，2004年、2006年、2009年共8年的結(jié)果。為節(jié)省篇幅，本文只列出2009年各“環(huán)境變量”的單獨貢獻率和積累貢獻率，如表2所示，其余年份只給出最后的積累貢獻率如表3所示。

從表2可看出，在“環(huán)境變量”中戶籍差異對2009年子女收入差距的單獨貢獻率最大，為0.14。這說明在子女收入差距中有14%的比重是由于城鄉(xiāng)戶籍差異引起的，即存在比較嚴重的城鄉(xiāng)收入差距；其次是父輩收入的貢獻率，暗示存在一定程度的代際收入繼承性，這一結(jié)果與前人研究文獻中的結(jié)論相吻合。再次，父輩受教育程度的單獨貢獻率為0.05，說明一個富有且受過較多教育的父輩對其子女收入會產(chǎn)生重要影響。性別是影響子女收入差距的另一因素，其單獨貢獻率約為1%。父輩職業(yè)的影響程度最小，其單獨貢獻率不到1%。

由表3中的積累貢獻率可知，由于“環(huán)境變量”（戶籍、子女性別、父輩受教育程度、父輩收入、父輩職業(yè)等級）導致的機會不等占總體收入不等的比重從1989年的0.152上升到1991年的0.178后，在 1993年跌至0.113的最低點，而后從1997-2009年基本呈現(xiàn)為上升趨勢，上述5個“環(huán)境變量”積累貢獻率的平均值大約為16%，這說明，家庭背景差異對于子代收入差距具有重要影響。

2.機會不等對“二代”收入差距影響的上限估計結(jié)果

通過運行軟件Stata12.0得到個體固定效應(yīng)模型的回歸系數(shù)如表4所示。該模型的因變量為子女收入。努力變量子女受教育程度的系數(shù)估計值約為0.42，在0.01水平上高度顯著。這說明子女受教育程度對其增加收入具有促進作用。子女工作經(jīng)驗與其收入水平之間呈現(xiàn)正向關(guān)系，雖然在0.01水平上高度顯著，但影響程度不是很大。

在得到個體固定效應(yīng)回歸模型基礎(chǔ)上，根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型理論可以求得個體固定因子或個體異質(zhì)性估計值ci^并將其視為個體環(huán)境變量的“全集”。由于ci^數(shù)量比較大，本文未能列出。然后，將上面的面板數(shù)據(jù)集按照調(diào)查年份“拆分”成8個截面數(shù)據(jù)。在截面數(shù)據(jù)條件下，將ci^作為自變量，相應(yīng)的Yi作為因變量模擬回歸并將收入預測值Yi^作為“假設(shè)平滑分布”。最后，代入（1）式和（2）式，所得結(jié)果如表5。

從表5可知，在1989-2009年有調(diào)查數(shù)據(jù)的8年間，機會不等對收入差距影響的上限估計值均高于表4中相對應(yīng)的下限。這說明其方法具有一定科學性，同時也說明表4的結(jié)果低估了機會不等對收入差距的影響。在表5中，1991年機會不等對收入差距影響的上限最低，為0.269；其次是1997年，具體數(shù)值為0.271；1997年以后則呈現(xiàn)逐年上升的趨勢。

圖2直觀反映了1989-2009年有調(diào)查數(shù)據(jù)的8年間機會不等對收入差距影響的上下限之間的“帶寬”。從圖2可以看出，最窄的“帶寬”出現(xiàn)在1991年，約為0.091，這說明上下限比較接近；最寬的“帶寬”出現(xiàn)在2009年，約為0.338，若不考慮上限，則會導致實際值被低估。

七、結(jié)論及建議

以往文獻研究多是測算機會不等對“二代”收入差距影響的下限。本文在前人研究基礎(chǔ)上，利用個體固定效應(yīng)模型測算機會不等對“二代”收入差距影響的上限邊界，主要得到以下結(jié)論：

1.將戶籍、子女性別、父輩受教育程度、父輩收入、父輩職業(yè)等級作為“環(huán)境變量”，通過估算發(fā)現(xiàn)“環(huán)境變量”對子女收入差距影響的下限平均值大約為16%。其中戶籍差異對“二代”子女的收入差距影響最大，其次是父輩收入和父輩教育。父輩職業(yè)等級差異和子女性別差異對子女收入差距影響不是很大，但從1997-2009年呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢。

2.基于面板數(shù)據(jù)條件下的個體固定效應(yīng)模型得到的機會不等對“二代”收入差距影響的上限，該估計值在1997年以后同樣呈現(xiàn)出逐年增加的明顯趨勢，其平均值大約為34.8%，明顯高于下限平均值。

綜合來看，機會不等對“二代”收入差距影響的下限平均為16%，這似乎說明在個體收入中，絕大部分比例是依靠自身努力掙得的。但如果考慮上限，會發(fā)現(xiàn)“二代”個體收入差距中平均大約有34.8%的比例源于機會不等。從公平正義的角度而言，這一結(jié)論對于制定收入分配等相關(guān)政策具有具有參考意義。

為此，從以下方面提出對策建議：

1.因地制宜地加快戶籍制度改革，逐步實現(xiàn)城鄉(xiāng)“互補協(xié)調(diào)發(fā)展”。政府應(yīng)科學地組織農(nóng)民工進城務(wù)工經(jīng)商，積極引導符合政策條件的農(nóng)民工在城鎮(zhèn)落戶。與時同時，進一步推動城市“優(yōu)質(zhì)”資源向中小城鎮(zhèn)擴散轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)城鄉(xiāng)間的要素互補。全面加強農(nóng)村公共服務(wù)建設(shè)，為農(nóng)村“二代”子女的未來發(fā)展創(chuàng)造良好的成長環(huán)境。

2.重視多種稅收的綜合調(diào)節(jié)作用。目前我國個人所得稅制度實施統(tǒng)一的操作標準，沒有充分考慮個體在戶籍、家庭背景以及所從事行業(yè)等方面的差異，進而忽視了起點公平和機會公平。建議個人所得稅制度朝著更加注重機會平等的方向進行改革。在此基礎(chǔ)上適時開征遺產(chǎn)稅和贈與稅，發(fā)揮稅收調(diào)節(jié)收入差距的綜合效應(yīng)。

3.積極構(gòu)建有利于下一代尤其是兒童健康成長的家庭政策。進一步完善家庭援助計劃，提供兒童護理照料方面的“無差異”公共服務(wù)，以此更好地促進不同階層家庭子女的平等發(fā)展。

4.建立機會平等的就業(yè)政策。通過國家立法逐步消除青年就業(yè)過程中的各種歧視，積極鼓勵青年創(chuàng)業(yè)并提供相關(guān)的政策支持和資金補貼。

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〔15〕潘春陽.中國的機會不平等與居民幸福感研究〔D〕.復旦大學博士學位論文，2011.

〔16〕徐曉紅，榮兆梓.機會不平等與收入差距——對城市住戶收入調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究〔J〕.經(jīng)濟學家，2012，（1）：15-19.

〔18〕Niehues， Judith and Peichl， Andreas，Lower and Upper Bounds of Unfair Inequality： Theory and Evidence for Germany and the US.IZA Discussion Papers 5834， 2011.

（責任編輯：張 琦）

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（責任編輯：張 琦）