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本科毕业论文（设计） 学校代码：10327 本科毕业论文（设计）中文题目： 中国居民*研究：测量与解释 英文题目：The Intergeneration Income Mobility of the Residents in China: Estimation and Explane 学 院： XX学院 专业班级： XXX1002班 学 号： 2120132013 姓 名： 张无忌 指导教师： 张三丰 教授 完成时间： 2017年5月18日 南京财经大学本科毕业论文（设计） 中国居民代际收入流动性：测量与解释 目 录（黑体2号居中，单倍行距，段前后空一格）摘要IAbstractI引言1一、文献综述1二、数据说明3三、中国居民代际收入流动性测量4（一）模型说明4（二）代际收入弹性估计51.全样本代际收入弹性估计52.城乡代际收入弹性估计73.分区域代际收入弹性估计8四、代际收入流动性解释10（一）模型说明10（二）代际收入流动性解释11五、政策启示13参考文献15致谢17具体目录的请用仿宋4号，单倍行距，局部加粗7中国（黑体2号居中，单倍行距，段前后空一格）摘要:（黑体5号）本文利用CHARLS数据使用分位回归测量代际收入弹性，使用混合线性模型对影响代际收入流动性的因素进行解释，结果表明：不同分位数上，代际收入弹性显著不同。随分位数的上升，全样本下的代际收入弹性呈“倒U形”；农村和中西部地区代际收入弹性呈“U形”，而城镇与东部地区则不断增加。人均公共教育经费作为高层次因素时，父代工作性质越具有地位，子代收入越高。因此，保障教育、就业机会均等的政策，将有助于增加代际流动。（仿宋5号，1.5倍行距，300-500字）关键词：代际收入；分位回归 混合线性模型 机会均等The Intergeneration Income Mobility of the Residents in China（新罗马小2号居中，单倍行距）Abstract: （新罗马5号加粗） In this paper, using CHARLS data measures intergenerational income elasticity by quantile regression, and explains intergenerational income mobility by mixed linear model, the results show that: There is different intergenerational income elasticity with different quantiles. and with the quantile rising, intergenerational income elasticity of the whole sample is under the inverted U-shaped; and the rurals and the central and western regions intergenerational income elasticity is U-shaped, while the town and the eastern regions is increasing .When the per capita public expenditure on education is a high-level factor, The better is the nature of the parentsjob ,the higher is the offsprings income. Therefore, in order to increase intergenerational income mobility , we should guarantee opportunity equality of education and employment. （新罗马5号，1.5行距）Keywords: Intergenerational Income Mobility; Quantile Regression; Mixed Linear Regression Model; Opportunity一、引 言（黑体4号居中，单倍行距，段前段后空一格）近年来，对“富二代”等各种“二代”现象的议论纷纷见诸媒体，并成为人们关注的焦点，这也表明子代的成长环境，尤其是家庭环境对其影响日益增强，而其自身的努力程度影响却在减弱。而在经济学视角下，这就表现为代际收入流动性减弱。代际收入流动性指子代在收入分布中所处地位相对于父代的变动情况( Becker and Tomes，1979) ，也就是说子代未来收入水平等将更多地取决于父代所提供的经济生活环境和条件，而非其自身的努力及能力等因素（仿宋小4号，1.5倍行距）。那么，中国居民不同阶层代际收入流动性呈现如何特征？城乡与不同地区不同阶层代际收入流动性又具有怎样特征？以及什么因素作用于代际收入流动性，对其产生如何影响？回答这些问题将有助于客观全面而深入地认识中国代际收入流动性现状及其形成原因，进而可提出提高代际收入流动性的参考对策，以促进机会均等和公平竞争，实现社会经济健康持续发展。二、文献综述对代际收入流动性规范的经济学研究，Solon (1992) 的研究论证了单年数据会产生向下的偏误1。Solon and Polo (1992) 的研究论证了单年数据会产生向下的偏误2。Solon et al. (1992) 的研究论证了单年数据会产生向下的偏误3。张成（2017）使用中国省级面板数据任务，碳交易能够提高碳生产率2%个百分点4。张成和史丹（2017）使用中国省级面板数据任务，碳交易能够提高碳生产率2%个百分点5。张成 等（2017）使用中国省级面板数据任务，碳交易能够提高碳生产率2%个百分点6。有学者指出碳交易能够提高碳生产率2%个百分点（张成，2017；张成和史丹，2017；张成 等，2017；Solon, 1992；Solon and Polo, 1992；Solon et al., 1992）1-6。三、研究方法我们采用了随机前沿技术（Stochastic Frontier Analysis，SFA），主要原因是该方法不仅能够从生产率中分解出技术效率（Technology Efficiency, TE） 生产单元往往并不能充分利用生产技术，可以将其定义为既定投入下生产单元实际产出与理想的最大可能性产出的比率。进而，技术效率的变化就是这一比率程度的变化。（仿宋5号，单倍行距）值，而且能控制随机误差项带来的扰动，从而能够更为准确地刻画要素与产出之间的非线性关系。基于Battese & Coelli（1995）的模型，考虑如下SFA函数： （1）式中，i和t分别表示截面和时间；Y和X分别表示产出和投入；为待估参数；表示决策单元产出前沿面上的确定性前沿产出部分，即在现有技术条件时各种要素投入下的确定性最大产出；U为产出无效率，服从iid ，该因素是各决策单元由于内部管理水平上的差异所导致的产出损失；V为随机偏差项，满足iid ，这是运气因素对产出的随机影响。在对随机前沿生产函数进行估算时，参照现有文献，我们采用包括资本（K）、有效劳动 用劳动力数量与人力资本水平的乘积表示。（L）、能源（E）和技术水平（T）在内的函数形式。为便于更为细致地考察要素投入的边际产出与弹性，本文将生产函数设定为超越对数形式，具体形式如下式所示： （2）四、变量构造与数据说明在经验分析中，生产函数模型涉及的变量如下构造：产出（Y）：选取2000年不变价的实际地区生产总值作为产出；有效劳动投入（L）：选用年末全社会从业人员数乘以人力资本水平来指代。其中，人力资本水平依照各省份从业人员按受教育程度和教育回报率（Barro and Lee, 2013; Psacharopoulos, 1994）计算得出，具体计算时，将未上过学、小学、初中、高中、大学专科、大学本科、研究生及以上，分别赋值为0、6、9、12、15、16、19；资本投入（K）：用根据永续盘存法计算出的资本存量来衡量，具体计算时采用了单豪杰（2008）的方法；CO2投入（C）：通过各种能源消费量来计算出CO2的排放量。计算时采用的能源为煤炭、焦炭、原油、汽油、煤气、柴油、燃料油和天然气8种，基于此计算出的CO2排放系数分别为1.9580、2.8456、3.0513、2.9251、3.0520、3.0976、3.1851、21.6502（单位为：万吨CO2/万吨或万吨CO2/亿立方米）；技术进步（T）：如果需要加入技术进步，则用时间跨度1-18刻画。本文采用中国29个省份（未考虑西藏、香港、澳门和台湾地区，并将重庆并入四川来考量）1995-2012年的面板数据为样本，所用数据是根据历年中国统计年鉴、中国人口和就业统计年鉴、中国科技统计年鉴和分省统计年鉴整理和计算而得。为扣除价格因素的影响，本文所有和价格有关的数据均根据相应价格指数或增长指数调整至2000年价格水平。本文相关变量的描述性统计如下表1所示。表1 样本描述性统计（黑体5号居中，1.5倍行距，段前空0.5格）变量均值标准差极小值极大值观察数GDP6110.356505.77173.2742872.29522二氧化碳24267.5420139.02562.36122974.63522资本存量12236.6313251.12357.9984353.71522有效劳动投入19291.2513824.891211.2568626.99522技术进步（时期）9.505.191.0018.00522政府放权度7.631.533.7511.55522工业服务业比值1.090.300.241.81522外商直接投资比重0.160.140.010.73522科研投入强度0.01180.00980.00170.0582522注：表格内字体5号仿宋，1.2倍行距；表格行高选0和最小值。（注的字体用：5号仿宋，1.2倍行距）四、二氧化碳影子价格的估算及其分析（一）随机前沿模型估计结果及其解析（黑体4号，1.5倍行距）1. 随机前沿模型估计结果及其解析（仿宋小4号加粗，1.5倍行距）为了估算二氧化碳的影子价格，首先需要估算出能源的影子价格水平。具体估算时，需要对随机前沿生产函数的适用性及具体形式进行判定。下表1中的Model 1给出了使用OLS的C-D式生产函数拟合结果，并在Model 2至Model 8给出了基于SFA的各种形式的模型拟合结果。可以通过构造如下似然比统计量来进行判断：表2 随机前沿生产函数模型估计结果Model 1Model 2Model 3Model 4Model 5Model 6LnK0.6487*0.6610*0.1170-0.07810.2626*0.5146*(47.1585)(41.4858)(0.8484)(-0.8451)(2.4690)(4.5193)LnC*LnC-0.1210*-0.0010*-0.0135*(-3.8091)(-2.2775)(-2.4391)T0.0662*0.0613*(26.6359)(22.3375)T*T0.0007*(4.8505)T*LnC截距-2.2710*-2.0520*-2.3353*-5.5848*-8.9981*3.2072*(-11.3792)(-10.1695)(-4.6067)(-6.9377)(-6.8407)(2.7370)20.0498*0.0538*0.0550*0.5606*0.5623*0.9001*0.9127*0.9248*0.9973*0.9974*Log-likelihood51.0564574.1881586.9834617.5462832.249844.4246注：括号内为Z值；*、*、*和#分别表示在1%、5%、10%和15%的水平上显著；Ln表示以e为底取对数（注的字体用：5号仿宋，1.2倍行距）。2. 中国各省份二氧化碳影子价格的时空演变基于前文随机前沿模型的估计结果，我们估算出了中国各省份二氧化碳在样本年间的影子价格水平，相关结果见图1至图3。概括地来看，可以得到如下四个典型特征：（1）在二氧化碳影子价格的取值上，呈现了典型的东中西递减趋势。如2012年，东部各省份二氧化碳影子价格的均值为0.0758万元/吨，其中的广东、江苏和上海三个省份的取值居于全国三强，远高于中部（0.0368万元/吨）和西部（0.0221万元/吨）的对应均值水平，特别是西部地区中的宁夏、青海和贵州三个省份的二氧化碳影子价格居于末位水平。东北地区 北部沿海地区东部沿海地区 南部沿海地区图1 中国八大地区各氧化碳的影子价格（黑体5号居中，1.5倍行距，段后空0.5格）图3 中国实施省际碳交易的碳强度潜在成效六、结论与相关启示为研究中国构建全国性碳交易市场的潜在成效，本文先以中国1995-2012年的省际面板数据为样本，使用SFA方法间接估算出中国各省份的二氧化碳影子价格水平；然后基于OECD和BRICKS 1996-2012年的国别面板数据，利用DID方法估算了碳交易的实施会对技术水平、技术效率和能源结构系数带来怎样的“波特假说”效应；最后使用NLP方法从生产函数角度，以2012年为例，模拟分析了国情无约束和国情有约束情景下，实施碳交易的潜在成效。研究结果表明：（1）各省份二氧化碳影子价格呈现了典型的东中西递减趋势，并在样本年间总体呈现了上升趋势，但增长幅度也呈现了明显的东中西递减趋势，从而导致各省份间的绝对差距呈现不断扩大态势。本文还发现二氧化碳影子价格在任意二氧化碳排放量的左右两侧是非对称的，右侧的影子价格水平要低于左侧。等等。本研究的相关启示可以体现在以下两点：（1）尽快构建成全国性的碳交易市场，实现碳交易的潜在成效由理论可能性转变为现实存在性。一方面，中国是清洁发展机制（CDM）的最大出口国，但由于我国缺乏二氧化碳的定价权，导致最终成交价远低于国际市场价格，造成国内碳资产流失。另一方面，中国近三年推行的节能减排政策的实践效果，虽然能徘徊于哥本哈根会议承诺和国民经济“十二五”规划的阶段性目标左右，但却部分地依赖于经济增速的持续放缓和突击式节能减排措施，未来的减排压力依然艰巨。因此，要想提高我国在碳交易中的话语权，并扭转当前被动的碳强度局面，都必须构建全国性的碳交易市场，让碳交易的潜在成效由理论转为现实，获取相应的“改革红利”。仅从省际层面的数据模拟，就已经证实了碳交易的巨大潜力，如若从二氧化碳影子价格差异性更大的企业层面进行碳交易，必定可以引致更为显著的潜在成效。（2）提前谋划与他国碳交易市场的体现连接，抢占国际碳交易市场的主控权。历经多年的实践演变，国际碳交易市场的形成模式存在着两种典型路径（黄以天，2016）。第一种是由国际条约促成的“自上而下”式国际碳交易市场模式，但随着以京都模式为代表的国际碳交易市场模式的日渐式微，另一种路径趋于增强。与前者不同，第二种路径是各地区先独立发展各自的碳交易市场，然后“自下而上”式地进行相互对接与融合，如美国的加利福尼亚州和加拿大的魁北克省于2014年1月正式将二氧化碳总量控制和交易计划进行连接；世界上最大的两大国家级碳交易体系欧盟与澳大利亚，也定于2015年7月开始对接碳交易体系，并将于2018年7月前完成所有对接，形成完全统一的碳交易市场；日本自2013年4月启动强制性碳交易机制后，也正在积极谋划与韩国进行碳交易市场的对接。不论是“自上而下”还是“自下而上”式的国际碳交易市场形成模式，无疑均传递出一个信号：体系连接已经成为国际碳交易市场的一个必然趋势（庞韬 等，2014）。因此，在国际碳交易市场尚未构建完毕之前，中国应当提前谋划、积极参与，积极抢占国际碳交易市场的定价权与话语权。参考文献（黑体4号居中，单倍行距，段前段后空一格，另起一页）1刘国钧，陈绍业，王凤翥.图书馆目录M.北京：高等教育出版社，1957.15-18.2金显贺，王昌长，王忠东，等.一种用于在线检测局部放电的数字滤波技术J.清华大学学报，1993（4）：62-67. （仿宋小4号，1.2倍行距）3谢希德. 创造学习的新思路N.人民日报，1998-12-25.4Coggins J. 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