近年，國外文獻對於代間流動的討論相關多元並豐富，而在經濟學中主要是 探討世代之間所得流動的情形，其中父母及子女世代所得的衡量亦不限於收入資 料，研究者亦可透過教育程度、產業或職業去衡量父親或子女的所得，並以不同 方式進行迴歸分析。
討論不同世代間的個人特徵傳遞在1970年代起蓬勃發展，然而在經濟學領域 中亦有不同的討論。Becker and Tomes（1979）首次討論了世代間所得的傳遞特 質並建立相關理論模型，提出在無窮期的世代下，子女世代的長期均衡所得，將 受到市場與自身運氣、子女繼承父母所得與稟賦（例如種族、基因、文化背景、
家族聲譽）的程度以及父母對其的教育投資影響。後來，許多研究者討論了不同 世代特徵的所得關係，而大多僅使用父親單年度的所得資料，如Behrman and Taubman（1985）使用了美國正在服役的白人男性雙胞胎樣本，其估計出來的世 代所得對數關係為0.2或更小，且表示其所使用的樣本來自高度流動的社會，另 外Sewell and Hauser（1975）使用1975年威斯康辛州高中畢業10年的男性資料進 行分析，並得出子女收入與父母收入的關係估計值為0.18，而Becker and Tomes
（1986）彙整了當時不同國家的實證研究，做出了富裕國家的世代間的流動是相 當快速的結論。
然而，Solon（1992）認為由於樣本的測量誤差及非代表性同質性，先前文獻 的代間所得相關性的估計值皆有偏誤的情況，而使用單年度的所得資料做為恆常 所得的替代變數將大大地低估代間所得彈性估計值，並利用美國國民收支動態追 蹤調查研究（Panel Study of Income Dynamics, PSID）資料進行實證研究，使用 1967至1971年間 290 個父親兒子成對樣本進行分析，其中父親所得係以5年的資 料平均，其代間所得彈性估計值為 0.413。而Zimmerman（1992）則以美國國家
長期調查（National Longitudinal Survey）資料，使用4年的父親所得平均值進行 迴歸分析，並表示美國世代間所得彈性估計值約為 0.4或更高。之後的相關研究 多以Solon（1992）及Zimmerman（1992）的方法為基礎，使用平均數年的所得資 料做為恆常所得的替代變數，降低所得衡量的誤差。
減少變數衡量的誤差除了使用父親多年的所得平均值外，文獻上亦使用父親 的個人特徵作為其所得資料的工具變數（Instrumental Variable）進行迴歸分析。
Solon（1992）使用PSID資料庫中1968年的父親受教年數做為工具變數，而該資 料的形式是以區間數值作為選項，除了最高教育類別歸類為18年的教育年數外，
其他則以區間數值的中位數進行迴歸分析。Zimmerman（1992）使用與父親社會 經濟地位相對應的鄧肯指數（Duncan Index）作為父親所得的工具變數，以父親 平均4年的指數平均值估算父親現今的所得與薪資。Mulligan（1997）則使用了與 父親種族、教育程度、職業與產業的資料進行衡量。前述三位研究者使用工具變 數衡量的估計值大多大於普通最小平方法的估計值，在Solon（1992）的附錄中亦 以說明工具變數通常會有高估的情形，因為與父親所得相關的工具變數通常會對 兒子的經濟狀態有正向的影響效果。
當父母或子女的收入不能從長期追蹤調查資料觀察到時，或是調查的時間相 對較短時，亦有研究者建立新的方法進行估計。Björklund and Jäntti（1997）提出 了以家長個人特徵衡量其恆常所得的二階段迴歸模型，第一階段以父母的社會經 濟地位（例如產業、職業、教育程度）對其收入進行估計，並衡量出父母的預期 收入，接下來第二階段則將父母的預期收入代入至代間所得彈性估計式中，得出 所得流動彈性的估計值。他們使用了瑞典的生活水平調查資料（Swedish Level of Living Survey）與美國的國民收支動態追蹤調查資料進行比較，在使用美國PSID 資料時，以父母教育程度及職業進行二階段迴歸得出的彈性估計值比起使用同樣
本的收入資料來得高。而Solon（1992）亦表示二階段迴歸法與使用工具變數衡量 代間彈性估計值相似，且亦會有不一致性的情況。
過去的文獻大多集中討論父親與兒子之間的代間關係，而近年文獻亦有以女 兒或家庭所得的資料進行分析。Solon（1992）指出會有這樣的情形發生是來自於 大部分人無意識的性別歧視，且已婚女性的勞動參與率通常較男性低，因此較難 以女性工作收入衡量其恆常所得。Corak（2013）說明因女性在勞動市場中角色 轉變需要更為複雜的分析，但過去文獻中亦有對母親、女兒及婚姻的相關研究，
只是衡量父親與兒子所得關係的文獻更為普遍，且有利於研究者進行跨國的比較。
而 Jantti et al.（2006）使用美國青少年長期調查（National Longitudinal Survey of Youth, NLSY）、英國國家兒童發展研究（National Child Development Study, NCDS）
以及北歐國家的資料進行跨國比較，以30至42歲子女與45歲左右父親的所得資料 進行估計，其中與兒子相比，女兒的所得彈性估計值較小。Raaum et al.（2007）
則以選型婚配（Assortative Mating）及勞動力供給的反應（Labor Supply Response）
解釋男、女性代間所得彈性不同的原因。選型婚配的意思是來自高所得家庭的女 性通常會嫁給收入較高的男性，而在這種情況下，勞動力供給的負交叉工資彈性
（Cross-wage Elasticities）使得女性減少工作時數或退出勞動市場來反映丈夫的 高工資，因此會有較低的勞動收入。另一方面相較於男性，女性在勞動供給上通 常擁有較高的自身工資彈性（Own-wage Elasticities），這個效果則會提高女性的 代間所得彈性估計值。Chadwick and Solon（2002）使用美國國民收支動態追蹤 調查研究資料估計女兒與家庭收入的代間所得彈性，而其發現女兒的估計值與兒 子相比皆來得低，且沒有統計上的顯著差異。作者亦表示當使用家庭收入與子女 所得來估計代間所得彈性時，通常會有較高的估計值。
先前亦有文獻討論臺灣的代間所動流動情形。在過去文獻中Sun and Ueda
（2015）及王宜甲、林心怡（2017）皆使用華人家庭動態資料庫估計臺灣的代間 所得彈性，前者的資料期間為2004至2008年，並以兩階段迴歸法估計臺灣的代間 所得流動情形，使用1998年父親的教育程度及職業衡量估計其收入，而父親與30 至60歲兒子成對樣本的估計值 0.252，而與女兒的估計值為 0.373。Kim（2017）
比較各國間使用兩階段迴歸法的代間所得彈性估計值，臺灣的估計值在所有國家 中是相對較低的，與臺灣父親及兒子的限制範圍相似的日本（Lefranc et al.，2014)）
比較，估計值較日本少 0.15，其原因可能是台灣使用資料期間較短，造成估計值 有低估的可能性。而王宜甲、林心怡（2017）則以普通最小平方法進行迴歸分析，
其子女的年齡範圍為年滿25歲以上，父親所得對其子女所得的彈性估計值為 0.0487，相較於Sun and Ueda（2015）的估計值更低，其原因可能是其包含較多 年輕的子女樣本。而這兩個文獻皆沒有明確指出家長所得的平均年數及年齡範圍，
過高或過低的年齡的範圍皆為導致代間所得彈性估計值偏誤，相關的模型設定請 參照第三章說明。