同期群视角下中国社会代际流动的模式与变迁——基于9期CGSS数据的多层模型分析

作者简介

张延吉，福州大学城乡规划系讲师；

秦波，中国人民大学公共管理学院教授；

马天航，复旦大学国际关系与公共事务学院。

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■ 摘要

中国社会代际流动的演进规律游离于“开放派”、“固化派”、“稳定派”等多元观点之间。为揭示建国以来我国社会代际流动的模式与变迁，本文以改良后的社会经济指数相对值评价社会地位，进而通过多层模型探究先赋性、后致性、结构性三大因素对子代社会地位获得的影响，及其在出生同期群之间的差异。考虑到先赋性因素的间接效应，采用路径分析进行稳健性检验。研究表明:自身受教育水平是个体取得社会地位的首要途径，这一后致性因素的影响在改革开放后大幅上升，同期党员身份的作用则持续减弱;但在市场化进程中，父代社会地位和父代受教育水平经由子代教育产生的间接效应逐步扩大，非农户籍身份的正面作用也由降转升。可见市场化造就了中国社会代际流动的两面性模式，它既促使社会机会结构愈加开放，又同时带来社会固化封闭的隐忧。总的来看，改革开放至2000年左右社会机会结构开放居于主导，新世纪以来社会固化封闭的趋势日益明显。

一

         引言

社会流动指人们在一定的社会分层体系中从一个地位向另一个地位移动。根据不同参照基点，可将社会流动分为代内流动和代际流动。其中，代际流动研究旨在厘清多代之间的社会地位关系以及子代社会地位获得(Status Attainment)的影响机制变迁，能在更长历史尺度内揭示社会机会结构的开放程度，以判断社会资源供给能否满足各阶层通过合法途径实现成功的需要。合理、公正、顺畅的代际流动是激发社会活力的源泉，也是维护公平正义的保障。但近年来，“X二代”、“拼爹”、“读书无用论”、“寒门难出贵子”等说法甚嚣尘上，“努力奋斗才能梦想成真”的价值观遭遇一定挑战。那么，建国以来特别是在计划经济向市场经济转型的过程中，中国社会的代际流动模式究竟呈现出怎样的变迁规律?社会机会结构是日趋开放、还是更为封闭呢?迄今为止，这一社会流动研究领域的基本问题在理论与实证中仍存在较大争议。

工业化理论认为，在市场经济条件下，效率优先决定了以能力和学历给予劳动报酬的原则。按此逻辑，随着中国改革开放向纵深推进，由自身努力形成的后致性因素会对社会地位获得产生日益重要的影响，家庭出身等先赋性因素的作用随之减弱，社会机会结构将愈加开放。新制度主义理论则强调政策环境对社会流动模式的影响。计划经济时期，国家通过取消生产资料私有制、限制财产继承权、推广扁平化工资等级、实行偏向工农阶级的入学招工标准等手段遏制代际传承。而在市场化进程中，这些有助于社会流动的制度安排受到削弱或被取消，造成先赋性因素的作用不降反升;户籍制度改革的相对滞后进一步加剧了社会固化。

面对不同的理论认知，学界围绕中国社会代际流动已开展了不少实证研究。但囿于数据资料与研究方法，既有文献或聚焦特定城市、或仅以少数类别评价社会地位、或在运用对数线性模型时遗漏变量、或在考察历史变迁时主观划分各世代的时间间隔，使得研究结论尚不稳健，中国社会代际流动的演进规律游离于“开放派”、“固化派”、“稳定派”等多元观点之间。为此，本研究利用2003、2005、2006、2008、2010、2011、2012、2013、2015年共9期中国社会综合调查数据(简称CGSS)，改良国际社会经济指数以在测量社会地位时排除职业结构的干扰，并根据连续出生年份划定57个同期群组别，比较先赋性、后致性、结构性因素对个体社会地位获得的影响及其在各同期群之间的差异，完整揭示建国以来我国社会机会结构的开放程度变化。本文第二部分为文献综述;第三部分为研究设计;第四部分为实证分析;第五部分为稳健性检验;第六部分为结论与讨论。

二

        文献综述

（一）社会流动的理论解释

Blau和Duncan认为，研究社会流动模式必须考察个体得到社会职位或资源的途径，他们由此提出的地位获得模型开启了量化社会流动的序幕。该模型将父代职业地位和父代受教育水平等家庭背景作为子代的先赋性因素，从自身受教育程度等方面评价子代的后致性因素，然后比较两者对子代社会地位获得的作用大小及其变化趋势，以衡量社会机会结构的开放性。

西方工业化理论范式(Industrialism，也被称为现代化分析逻辑)认为，由于市场经济条件下的工业生产遵循绩效原则和经济理性，国家与企业会更多依据后致性因素、而非先赋性因素分配社会机会及劳动报酬;由市场定价拉开的收入差距则成为激励劳动者向上流动的最佳信号;由技术进步带来的职业细分还不断产生新工种和新岗位，进一步减少了代际间的继承机会，可见工业化是建构开放型社会的历史过程。上世纪90年代的20国调查证实，子代与父代经济社会地位的关系随着经济发展水平的提高而减弱，工业化进程中的社会流动模式日趋公平。

新制度主义理论范式(New Institutionalism，也被称为社会-政治分析逻辑)批评工业化理论忽视了影响社会地位获得的政策环境、制度背景、历史文化和意识形态，而恰恰是这些结构性因素使各国在不同时期的社会流动模式大相径庭。尤其对社会主义国家而言，政策与制度变迁造就了每代人独特的流动际遇，深刻影响着社会机会结构的演进态势。因此，社会地位获得模型开始向同期群、政治身份、单位性质等宏观外部视角拓展。

研究表明，在计划经济体制下，公有制、福利制、单位制促使苏联、捷克斯洛伐克等社会主义国家的社会机会结构比资本主义国家更为开放。这一流动性优势甚至延续至今，目前中东欧国家公民的受教育程度对自身地位的影响仍大于西方国家。但在苏东剧变后，市场化改革使计划经济时期的普惠式教育遭到削弱，收入再分配政策相继退出，财产权与继承权重获确认，中上阶层拥有了更多阶层再生产的资源，强化了子代与父代间的社会地位关联，造成了日趋严重的社会固化现象。在俄罗斯，越是计划经济年代受到政府扶持的阶层，其向下流动的概率越高。

然而，这并不意味着结构性因素具有固定的影响方向，国家既可通过普及教育、优化税制和增加福利达到弱化代际传承的目的;也能根据意识形态偏好在升学就业、分配职位、吸纳精英等方面给予额外庇护，造成新的基于家庭出身而非后致性因素的“逆向选择过程”。匈牙利的市场化改革便让政治资本对社会地位获得的影响不断衰退直至消失，自身教育的作用得到巩固，促进了社会相对流动。Titma和Roots进一步指出，转型策略而非市场化本身才是导致中东欧国家社会流动模式差异的主因。波罗的海三国自下而上的市场化改革重视小微企业角色，使年轻人得以分享更多向上流动的机会，教育也成为个体跻身管理精英的首要标准;俄罗斯、乌克兰等自上而下的市场化进程却倚重寡头和旧官僚，难以为缺少政治资本与社会资本的年轻人提供上升渠道;在以白俄罗斯为代表的有限市场化国家，教育对社会流动的影响并不显著，年轻人进入管理阶层的概率最低。

综上所述，工业化理论和新制度主义理论尚未就社会流动模式的变迁规律达成一致，甚至同一理论内部仍有分歧，需要各国根据不同历史时期的特定情境具体加以分析。

（二）中国社会代际流动的实证研究

建国以来中国经历了社会主义改造、“文化大革命”、改革开放、确立和深化市场经济等一系列制度变革，为挖掘社会流动规律提供了多样化的外部情境。相较于2000年之前针对单个城市的横截面研究，目前围绕代际流动模式的全国性、跨时段分析日益增多，但对中国社会机会结构的开放程度及其变化趋势缺乏共识。

“开放派”认为，中国社会机会结构的开放性稳步提升，代际流动模式的公平性得到改善。如中国社会结构变迁调查表明，1949年以来后致性因素对职业地位的影响始终强于先赋性因素，教育资本的贡献份额持续扩大。1990—2010年的3期中国妇女社会地位调查也显示，家庭背景对社会地位获得的影响有所衰减，教育等后致性因素的作用不断提高，以党员和户籍身份为代表的制度效应略有弱化。中国家庭收入调查和家庭追踪调查发现，父代地位和户口性质对子代跻身中产阶级的影响同样呈下降态势。李路路和朱斌还剖析了波浪式变动的阶层流动模式，先赋性因素在“文革”与改革深入期的作用明显降低。阳义南和连玉君通过CGSS和中国劳动力动态调查(CLDS)的混合横截面分析，确认父亲与子代的社会地位关系在2006、2008和2010年逐年减弱。此外，在避免农村户籍人口向下流动的过程中，父亲的受教育程度、政治身份和职业地位均无显著作用，唯有子代提高自身受教育水平才能减少向下流动概率。

与之相对，“固化派”认为，中国社会机会结构的封闭性并未削弱，不平等的代际流动模式得以强化。如2012年CLDS研究表明，除建国前出生的世代外，父代职业地位较高的子女更有可能进入高端职业阶层，继承效应在“80后”还从两代扩大到多代。Zhou和Xie利用当代中国生活史及社会变迁调查和5期CGSS数据，揭示了改革开放后父代与子代间逐渐加强的社会地位关联。市场化转型也未消除户籍制度的消极影响，城市户籍人口向上流动的概率更大，农村户籍人口不仅收入水平和职业阶层较低，还在进入核心产业和体制内企业时屡遭歧视。近年来推行的“农转非”政策更是增强了户籍制度的筛选功能，满足落户条件且变更户口性质的农村移民有望取得比城市“土著”更高的职业地位;但在难以落户的返乡农民工家庭中，近一半的子代发生了代际向下流动。而党员身份仍对跻身高级管理阶层具有显著正向影响。

在“开放派”与“固化派”之间，还涌现出少数“稳定派”观点，他们认为中国的社会机会结构没有出现系统性变化。如陈蒙基于CGSS2005和2006数据，发现建国后中国社会(尤其是农村社会)的绝对流动率和向上流动率虽呈增长之势，但从稳定的相对流动率可知，绝对流动主要是由产业结构和职业结构升级导致的，改革开放与工业化没有改变社会机会结构的开放性。Walder等指出，中国存在以政治忠诚为特征的官僚精英和以高学历为特征的专业精英，党员身份和高等教育经历分别是两者的核心选拔标准，这一精英生成的二元路径从1949年延续至研究所及的1996年。

三派观点与实证分析采用了不同的调查数据和变量测量方式有关，更与现有文献的三点不足密不可分。第一，大量研究参照EGP的阶层分类法，把中国社会阶层分为3至8类，但将社会地位简化为若干阶层的做法掩盖了大类内部的社会流动和人口特征差异。第二，对数线性模型被广泛用来探究父代与子代阶层的继承关系，但该模型难以纳入父代阶层之外的其它变量，无法对影响社会地位获得的各类因素进行作用力比较和历时性分析，不足以全面认识社会代际流动模式。第三，在考察社会流动模式的演进趋势时，主要通过建构解释变量与调查年份、或与不同世代的交互项判断各因素的影响变化。但就前者而言，由于全国性社会调查基本在2000年后展开，未能揭示建国以来社会流动模式的变迁轨迹;就后者而言，特定世代多以10年为单元主观划分，忽略了世代内部的代际流动差异。

不过，既有研究对公平的社会流动模式和开放的社会机会结构形成了较为统一的评判标准:第一，在个体社会地位获得过程中，后致性因素的影响应强于先赋性因素，两者的差距会不断扩大;第二，户籍身份和政治身份是削弱中国社会流动性的典型结构性因素，对个体社会地位获得的影响应弱于后致性因素，并呈逐步下降趋势。

为弥补研究空隙，本文参照上述标准，从子代社会地位获得的影响机制入手，以改良后的连续型社会经济指数替代EGP分类法，以先赋性、后致性和结构性因素的综合视角替代父子地位关联的单一视角，以57个出生同期群替代主观的世代划分，进而通过多层模型系统探讨建国以来我国社会代际流动的模式与变迁。考虑到先赋性因素可能经由后致性因素间接影响子代社会地位，路径分析还被用于稳健性检验。

三

          研究设计

（一）数据来源

本研究数据来源于中国人民大学中国调查与数据中心组织的中国社会综合调查(CGSS)。该项目通过分层多阶段概率抽样，对内地31个省、自治区、直辖市开展入户调查，具有良好的样本代表性。在测量个体社会地位时利用迄今发布的9期调查数据，共有78774个样本至少汇报了一条自己、父母或配偶的有效职业信息。

鉴于CGSS2011未询问受访者儿时的父母职业，在分析子代社会地位获得的影响因素时利用余下的8期调查数据。在剔除受访时本人没有从事非农工作和难以识别具体职业的样本后，共得到31976个有效样本。其中，分别有27760位、23827位受访者汇报了14岁(或18岁)时父亲和母亲的职业，22352位受访者同时汇报了两者信息。

（二）被解释变量:子代受访时的社会地位

全面准确测量个体社会地位是厘清地位获得机制的前提。对社会地位的测量包括外部评价和自我认同两种方式。社会地位的自我认同受到参照群体及价值判断的影响，与外部评价结果不具有稳定、强烈的相关关系。为使研究更为聚焦，本文不涉及自我认同的社会地位。

外部评价社会地位以类别型方法(Categorical Approach)和连续型方法(Continuous Approach)为主。类别型方法强调不同阶层在社会性质上的本质差异，认为阶层之间是分离、甚至是对立的，如马克思和韦伯的阶级理论、赖特模型、戈德索普的EGP模型、陆学艺的中国十大阶层分类。但类别型方法存在掩盖大类中的个体差异、边缘人群的归类错误、难以确定部分阶层的地位高低等问题。

连续型方法淡化了阶层概念，转而以职业类型为分析单元，运用定距数据量化社会地位。目前普遍使用的国际社会经济指数(International Socio-Economic Index，简称ISEI)和标准国际职业声望量表(Standard International Occupational Prestige Scale，简称SIOPS)便属此类。ISEI的建立依托于16个国家的31套数据，是各职业群体平均收入和受教育水平的加权得分，取值范围为16~90;SIOPS由60个国家的85次职业声望调查整合而得，取值范围为6~78。根据国际职业分类标准ISCO88，现已开发出“职业-ISEI值-SIOPS值”的转换程序，并被用于中国居民的社会地位评价。

为精准测量个体社会地位，本文采用连续型方法。不过，ISEI和SIOPS尚存一些问题:第一，量表对中国社会的适用性有待检验。第二，ISCO88的职业分类包含了从业技能信息，但未直接触及生产资料所有权、雇佣状况、监管地位等因素。若ISEI或SIOPS能全面反映社会地位，那么该值不仅应与收入、受教育年限和技能水平显著相关，也应对就业状况、权力地位、工作自主性等类别型方法的分层维度具有解释力。第三，FJH假设将绝对流动率的提高视为职业结构升级的结果，而近年来中国产业结构及职业结构的嬗变较西方国家更为剧烈。如从9期CGSS数据可见，子代在以农民为主体的ISEI23组别中大幅缩减，这与城市化进程密不可分(图1)。因此，只有排除不同时期职业结构差异的干扰，才能真实反映个体在社会分层体系中的相对位置。

图1 子代与父代的ISEI值分布图

基于此，本文借鉴百分位数的排序思路，提出ISEI和SIOPS的相对值概念。首先，根据重大事件划分建国前(1949年之前)、计划经济时期(1950—1977年)、改革开放初始期(1978—1991年)、市场经济确立期(1992—2002年)、全面建设小康社会时期(2003—2015年)5个时段。然后，将9期CGSS调查中受访者的目前职业与最近一份职业、受访者配偶的目前职业、受访者14岁(或18岁)时父母职业的ISEI和SIOPS值分配至相应时期，获得5个时段的职业地位分布结构。最后，统计各时段ISEI和SIOPS值的百分位数，据此赋以1~100的相对值得分。若相对值为1，说明社会地位处于所在时段最底层的前1%;若相对值为100，则社会地位处于所在时段最上层的前1%。为彼此区分，原有ISEI及SIOPS值改称ISEI绝对值和SIOPS绝对值。总的来看，职业地位的分布结构日益均衡，不再集中于少数组别，使得近年来绝对值和相对值的对应曲线渐趋平缓(图2)。

图2 ISEI、SIOPS 绝对值与相对值的对应关系

为检验ISEI和SIOPS绝对值、ISEI和SIOPS相对值对中国社会的适用性，以受访时从事非农工作的样本为对象，将四者作为被解释变量，将受教育年限、全年职业收入的对数、技能水平、雇佣状况(分为雇佣8人以上的雇主、个体户雇主、自雇者、雇员4类，以雇员为参照组)、监管地位(分为管理者和非管理者两类，以非管理者为参照组)、工作自主性等连续型和类别型方法的分层维度作为解释变量。由于部分年份调查未完整涵盖上述内容，模型1~4利用CGSS2006、2010、2012、2013、2015数据，纳入除技能水平以外的解释变量和调查年份的哑变量(以2015年为参照组);模型5使用CGSS2006数据，进一步纳入技能水平。

表1 ISEI与SIOPS的适用性检验(OLS)

回归结果显示(表1)，无论以何种指标测量社会地位，在控制调查年份干扰后，受教育年限、收入水平、监管地位、工作自主性、技能水平均与ISEI及ISOPS的绝对值和相对值呈显著正向关联。除个体户雇主外，各模型中雇佣状况的影响不尽相同。相较于雇员，雇佣8人以上的雇主拥有较高的ISEI绝对值(模型1)，SIOPS绝对值却更低(模型2)，不符常理;改用SIOPS相对值评价后，该群体的回归系数由负转正(模型4)，但仅以ISEI相对值为被解释变量时，该群体的社会地位才显著高于雇员，这一结果更符合实际(模型3)。自雇者也仅在以ISEI相对值评价社会地位时，拥有显著更高的社会地位，与既有结论基本一致。此外，以ISEI相对值评价社会地位时，模型拟合优度最高，说明其解释了更多分层信息。鉴于ISEI相对值最能全面准确反映中国居民的社会地位，本文选用子代(受访者本人)受访时的ISEI相对值作为被解释变量。

（三）解释变量:先赋性因素、后致性因素、结构性因素

为探究社会机会结构的开放性，社会地位获得模型的解释变量主要包括先赋性因素、后致性因素、结构性因素。首先，以受访者儿时父亲的ISEI相对值和父亲的受教育年限作为先赋性因素，反映家庭出身背景;为避免对母亲作用的忽视，还纳入了受访者儿时父母的平均ISEI相对值和父母的平均受教育年限。其次，以子代的受教育年限作为后致性因素。最后，以子代户籍身份(非农户口=1、农业户口=0)和党员身份(中共党员=1、非中共党员=0)的哑变量反映结构性因素。考虑到性别(男性=1、女性=0)、民族(少数民族=1、汉族=0)、年龄和从事非农就业的工龄可能也会影响个体社会地位，将四者一并作为控制变量。共线性诊断显示，模型中所有解释变量的VIF值均小于3，不存在高度共线性问题。变量的描述性统计结果见表2。

表2 变量的描述性统计

（四）多层线性模型

个体社会地位的获得既受到上述特征影响，也与各世代所处的历史环境息息相关。为避免主观设定不同世代的起止时点，本文借鉴方长春和风笑天根据出生年份划定组别的思路。由于1939年之前和1995年之后出生的各组样本数都不足50，两部分样本被分别归入1939年和1995年的同期群，最终得到出生年份为1939—1995年的57个同期群。

如果各同期群受访者的平均ISEI相对值存在显著差异，OLS回归的随机误差独立与方差齐性假设将难以成立，无法获得有效估计。更重要的是，通过多层模型中随机系数回归模型的收缩估计，能够判断个体社会地位的影响因素是否在同期群之间具有显著差异;若存在，则可进一步识别该影响的变化趋势，以厘清中国的社会机会结构是日益开放、还是更趋固化。

本文以子代个体为层1分析单元，以同期群为层2分析单元，建构两层随机系数回归模型。层1模型中的Yij为同期群j中个体i的ISEI相对值，Xkij为该个体的第k个解释变量;个体残差rij是层-1的随机效应，方差为σ2。层1的截距系数β0j和斜率系数βkj为层2模型的被解释变量，可在同期群间随机变化。γ00和γk0为层2的固定效应，分别是57个同期群平均ISEI相对值的均值和第k个解释变量与ISEI相对值的平均回归斜率;u0j和ukj为层2的随机效应，分别表示同期群j在平均截距和平均斜率上的偏离程度，其方差为Γ00和Γkk;γk0+ukj反映同期群j中第k个解释变量对ISEI相对值的影响。

表3 多层模型回归结果(HLM)

四

         实证结果分析

（一）多层模型的适用性

为判断多层模型的适用性，首先建立元模型(Null Model)，进行带有随机效应的单因素方差分析(表3模型1)。元模型在层1和层2均不纳入解释变量，子代的ISEI相对值被分解为57个同期群平均ISEI相对值的均值(γ00)、个体效应(ri)j和同期群效应(u0)j三部分。经χ2检验，Γ00的估计值显著大于0(p<0.001)，说明各同期群之间的个体社会地位具有显著差异，建构多层模型是必要的。

于是，表3中模型2~5引入不同层1解释变量以建构随机系数模型。模型2采用儿时父亲的ISEI相对值和父亲的受教育年限反映先赋性因素，为稳健起见，模型3将两者用父母均值加以替换。在此基础上，取各解释变量的标准分数1建构模型4和5，以明晰各因素的相对影响大小。为避免内生性问题，模型6与模型7还在模型4的基础上分别剔除工作后取得非农户口和入党的样本。

（二）先赋性因素的作用及其历史变化

从先赋性因素的固定效应来看，儿时父亲的I-SEI相对值及父亲的受教育年限均与子代受访时的ISEI相对值呈显著关联(模型2)，说明先赋性因素在子代社会地位获得过程中扮演着不可或缺的角色，但其直接影响较为有限。儿时父亲的ISEI相对值每提高1个百分位数，仅能带动子代的ISEI相对值上升0.024个百分位数;父亲受教育年限每增加1年，子代的ISEI相对值也只上升了0.265个百分位数。在用父母两人的指标均值替换父亲单人的指标后，这一规律基本保持稳定(模型3)。标准化回归系数进一步证实，先赋性因素的直接影响力居于所有解释变量的倒数第2或第3位(模型4~7)。

从先赋性因素的随机效应来看，不同模型中父代ISEI相对值与子代ISEI相对值的斜率方差估计值处于0.0003至0.784不等，父代受教育水平与子代ISEI相对值的斜率方差估计值介于0.013至0.804不等。经χ2检验，上述斜率方差在0.1的统计水平上均不显著，反映出先赋性因素与个体社会地位的直接关系在各同期群之间不具有明显差异。

综上所述，在多层模型中，先赋性因素对子代社会地位获得的直接作用是相对有限且保持稳定的，没有在世代更替中呈现逐渐增强的态势，暂未发现社会代际流动模式日益固化的证据。

（三）后致性因素的作用及其历史变化

从后致性因素的固定效应来看，子代受教育年限与子代ISEI相对值始终存在显著的正向关联。子代受教育年限每增加1年，自身的ISEI相对值将上升3.2~3.3个百分位数(模型2、3);当子代受教育年限增加1个标准差时，自身的ISEI相对值会相应提高12.3~12.9个百分位数(模型4、5)。该影响力位居所有解释变量之首，显示后致性因素对社会地位获得的正面作用大幅强于包括先赋性因素在内的其它变量。

从后致性因素的随机效应来看，各模型中子代受教育年限与子代ISEI相对值的斜率方差在0.05的水平上始终保持显著。这表明，子代受教育水平与自身社会地位的关系在同期群之间具有显著差异。为厘清两者关系的演变趋势，按57个同期群的出生年份顺序，逐次通过γ50+u5j计算子代受教育年限对ISEI相对值的影响。

图3 子代受教育年限对子代社会地位影响的变化趋势

本文基于模型4~模型7，得到各同期群中两变量关系的散点图，由此拟合多项式曲线。由图3所示，子代受教育年限对社会地位的影响具有总体上升、局部波动的特征，表现出“M”型的演变趋势，可据此划分4个典型世代。第1个世代出生于1939—1944年，他们大多在国家实施“一五”和“二五”计划时步入社会，国民经济体系的建立和社会事业的发展使得教育作用迅速提升。第2个世代出生于1945—1955年左右，他们集中在“文革”十年进入社会，特殊时期的国家动荡造成了教育作用呈现停滞、甚至衰退之势。第3个世代出生于1956—1979年，他们基本在改革开放后初入职场，伴随着教育战线的拨乱反正、高考制度恢复和科教兴国战略的提出，“科学技术是第一生产力”的观点深入人心，追求更好教育成为全民共识;与此同时，市场在人力资本配置和定价过程中日益发挥主导作用，导致自身受教育水平对社会地位的正面影响持续快速扩大，教育越来越深刻地改变了国人命运。第4个世代出生于1980—1995年，他们大多在1986年《义务教育法》施行后接受教育，进入21世纪后开始工作，教育对其地位获得的影响逐步趋稳并微幅下降。这可能与义务教育普及、高校扩招、“学历贬值”、学非所用等原因有关。但子代受教育年限与社会地位的回归系数降幅有限，两者斜率仍处于4个世代平均水平的最高位。

综上所述，“读书无用论”没有得到实证支持，恰恰相反，以教育为代表的后致性因素是社会地位获得的首要途径。尤其是在市场化改革后，教育的作用愈发凸显，有利于增进社会流动模式的公平性。尽管新世纪以来教育作用的增长势头出现停滞，后致性因素对子代社会地位的影响仍居高位，社会机会结构依然保持建国以来最高水平的开放性。不过，后致性因素影响力的下行趋势会否持续、甚至加剧值得警惕。

（四）结构性因素的作用及其历史变化

户籍身份和政治身份是两大源于外部制度的结构性因素，能够反映政策和意识形态的作用。从户籍身份在总样本中的固定效应来看，尽管同属非农就业群体且控制了其它变量，非农户籍人口的相对ISEI值比农业户籍人口高出2.0~2.7个百分位数(模型2、3)。户口性质哑变量的标准化回归系数仅为子代受教育年限的一成左右，显示前者对社会地位的影响相对有限(模型4、5)。可是总样本分析或受到内生性问题的干扰，因为居于社会高位的个体更有可能获得非农户口。为规避这一反向因果关系，模型6剔除了在从事第一份非农工作后取得非农户口的样本。此时，拥有非农户口仍对社会地位获得发挥着显著正向影响，其作用大小与总样本的分析结果基本一致。

图4 子代非农户口对子代社会地位影响的变化趋势

从户籍身份的随机效应来看，在考虑内生性问题后，户口性质与ISEI相对值的关系在同期群之间表现出显著差异(模型6)。本文通过γ60+u6j得到各同期群中两者的斜率，由其拟合的趋势线可见(图4)，非农户口对社会地位的影响呈“V”型演变趋势。在建立户籍制度之初，拥有非农户口便能享受粮票配给、工作分配、住房保障等一系列福利，城乡间的自由迁移则被明令禁止，维持了非农户口的制度优势。但伴随着“上山下乡”运动，非农户籍人口的地位优势开始下降;改革开放之后，依附于非农户口的实物配给制度逐步瓦解，农村富余劳动力涌入城市，成为商品经济与个体经济的重要参与者和受益者，使得非农户口的正向影响在“65后”至“70后”的同期群中跌入谷底。进入新世纪以来，依附于户籍制度的公共服务非均等化状况不仅没能得到进一步改观，优质公共服务反而越发同非农户口相挂钩，义务教育、社会保障、公共住宅等领域的城乡差距不断扩大;与此同时，大部分城市的户籍制度改革只面向所谓高端人才，对大量农民工群体的落户门槛依旧，使其在提高自身社会地位的过程中日益受阻。

从政治身份在总样本中的固定效应来看，党员的ISEI相对值比非党员高出9.0~9.5个百分位数(模型2、3)，而且党员身份对个体社会地位的相对影响力仅次于子代受教育年限(模型4、5)。这间接证实了Walder等有关二元精英生成路径的观点，即社会主义国家存在着以政治忠诚为标准的官僚精英和以高学历为标准的专业精英。党员身份作为政治忠诚不可或缺的指标，体现了与制度的庇护关系，其对个体社会地位的作用不容忽视。不过，总样本分析同样可能存在内生性问题，具有较高地位的人才往往会被吸纳入党。为规避反向因果关系，模型7剔除了在参加第一份非农工作后入党的样本。此时，党员身份仍对个体的社会地位获得起到显著正向影响，不过其标准化回归系数降至2.60，较之模型4的3.25减少了20%，这与党的精英吸纳机制息息相关。

从政治身份的随机效应来看，无论是总样本还是剔除了工作后入党的样本，党员与ISEI相对值的关系在同期群之间均呈显著差异。本文基于模型4、5、7，通过γ70+u7j得到各同期群中两者的斜率，进而拟合政治身份对个体社会地位影响的趋势线(图5)。考虑内生性问题后，多项式拟合线处于三者最低位，与固定效应的结论相仿。总的来看，党员的正面作用表现出“降-升-降”的演变态势，大致可分成1939—1944年出生、1945—1957年出生、1958年后出生3个典型世代。其中，第2个世代多在“文革”前后步入社会，政治忠诚在社会地位获得过程中的作用大幅反弹;而在其余时期，尤其是对改革开放后进入职场的世代而言，党员身份对个体社会地位的正向影响逐步减弱。如边燕杰等提出的“政治忠诚筛选论”所言，虽然政治忠诚在国企中仍有显著作用，能够限制非党员的向上流动，但在大量涌现的非国企中，政治忠诚并非个体地位跃升的必要条件。这些新兴经济组织正是市场活力的源泉所在，也是市场化改革的重要成就。

图5 子代党员身份对子代社会地位影响的变化趋势

综上所述，户籍身份和政治身份作为两种社会主义体制下的制度安排，始终是影响社会地位获得的显著因素。其中，政治身份的相对影响更强，但在市场化进程中稳步下降。农村户口的负面效应则未能延续“文革”至改革初期的弱化趋势，进入新世纪以来由户籍身份产生的社会地位差距不断扩大，成为建构公平社会流动模式的隐忧。

（五）其它因素的作用

从控制变量的回归结果来看，男性的平均社会地位低于女性，可能与更多男性从事体力劳动有关;少数民族与汉族的社会地位差异在0.05的水平上尚不显著;年龄和工龄的影响并不相同，年长者的社会地位呈下降态势，而工作经验有助于地位提升。

五

          稳健性检验

多层模型揭示了建国以来三大因素在个体社会地位获得过程中的影响及其变化。然而，父代社会地位及父代受教育水平除了对子代的社会地位产生直接作用外，还会通过影响子代的受教育水平间接影响子代社会地位，多层模型尚难处理这一中介机制。因此，本节通过结构方程模型中的路径分析(Path Analysis)探究先赋性因素的间接影响效应，同时检验上述结论的稳健性。

图6 子代社会地位获得的路径分析结果

从总样本的路径图可见(图6)，子代受教育年限的标准化回归系数高达0.451，仍是社会地位获得的首要途径。儿时父亲的ISEI相对值和父亲受教育年限的直接作用相对有限，两者的直接影响效应分别为0.032和0.048，仅是自身受教育年限的1成左右。但先赋性因素确与后致性因素存在显著关联，儿时父亲的相对ISEI值和父亲受教育年限对子代社会地位的间接影响效应分别为0.075 (0.167×0.451)和0.176 (0.391×0.451)，占两者总效应的70.1% (0.075 (/0.032+0.075))和78.2% (0.176/ (0.048+0.176))。由此可见，先赋性因素对子代社会地位的作用主要是通过影响子代受教育年限间接产生的，因为多层模型忽视了间接效应，使得先赋性因素的作用被低估。

图7 儿时父亲 ISEI 相对值的影响效应

图8 父亲受教育年限的影响效应

针对9个世代的路径分析进一步发现(图7、图8)，父亲社会地位和父亲受教育年限的间接影响效应在“60后”及以下世代中大体保持上升势头，显示在改革开放后，先赋性因素与后致性因素的联系日益紧密，从而逐步加深了先赋性因素对子代社会地位获得的总体影响。虽然该影响仍弱于子代受教育年限，但自“70后”世代起，便已超过党员身份和户籍身份的作用(图9)。该发现是对多层模型结论的有益补充。

图9 各类因素对子代社会地位获得的总影响效应

就其它因素而言(图9)，后致性因素对社会地位获得的正向作用在“55后”世代跌入谷底，尔后迅速反弹，至“75后”开始呈现下滑态势，不过其影响力仍然位列三大因素之首。党员身份的作用则在“55后”世代达到顶峰，此后持续减弱;至“85后”世代，其影响力已居各主要因素末位。户籍身份作用的变化幅度相对有限，而从“75后”世代起，非农户口的正向影响由降转升，并有不断扩大之势。

总之，尽管路径分析难以进行连续出生年份的世代考察，但从整体趋势来看，除先赋性因素外，路径分析与多层模型的结论基本吻合，证明本研究的主要发现是稳健的。

六

          结论与讨论

本文利用CGSS大样本数据，以改良后的ISEI相对值评价个体社会地位，将多层模型善于建构连续年份同期群的优势和路径分析善于识别间接效应的优势相结合，考察了建国以来先赋性、后致性、结构性因素对子代社会地位获得的影响及其演进趋势，系统探讨了我国社会代际流动的模式与变迁。

研究认为，中国在由计划经济向市场经济转型的历史进程中，社会机会结构的开放性明显加强，社会流动模式的公平性得以维护。(1)相较于“文革”时期教育作用的衰减，子代受教育年限对自身社会地位的影响在改革开放后大幅上升，反映出能力与学识在市场逻辑中得到了更多回报。即使子代受教育年限的作用在“80后”及以下世代中略有下降，这一后致性因素的影响力仍处于建国以来的高位，依然是取得个体社会地位的首要途径，可见“读书无用论”的观点缺乏实证依据。(2)尽管党员身份对社会地位获得始终具有显著正向影响，以政治忠诚为标准的精英选拔制度延续至今，但政治资本的重要性在改革开放后稳步下降。一方面，个体经济、私营经济、外资经济等“体制外”的新型经济组织蓬勃壮大，它们为个体提供了无需政治资本的向上流动渠道。另一方面“，体制内”精英的遴选标准开始向“专家治国”模式转变，政治忠诚的相对作用有所减弱。

然而，中国社会的代际流动同时存在逐步固化的隐忧和风险。(1)虽然父代社会地位和受教育年限对子代社会地位获得的直接影响较为有限，但以子代教育为中介的代际传承机制不容忽视，并在改革开放后日益强化，使得先赋性因素对子代社会地位的总效应呈上升势头。尤需注意的是，在“80后”以下世代中，先赋性因素与后致性因素的作用强度差距不断收敛。先赋性因素的总体影响有随间接效应的提高而提高、进而跃升为三大因素之首的可能。(2)尽管户籍制度改革肇始于市场化初期，尔后又被各级政府视为新型城镇化的应有之义，但农村户籍身份对个体的社会地位获得始终具有显著负面作用，而且伴随着城乡差距扩大、优质公共服务对非农户口依附性的增强和开放落户过程中实行的高门槛甄别政策，户籍身份对“75后”以下世代的意义不降反增，农业户籍人口中的年轻世代正面对着更难逾越的制度障碍。

总体而言，在市场化转型过程中，中国社会的机会结构既显现出日趋开放的积极信号，也面临着封闭固化的风险挑战。从不同视角出发，会得到差异化的结论，简单以“开放派”、“固化派”、“稳定派”的观点来概括中国社会代际流动模式都是不全面的。市场化更像是把双刃剑，造就了中国社会代际流动的两面性模式。它既如工业化理论所言，让自身教育成为社会地位获得的首要途径;又如新制度主义中部分东欧研究指出的那样，赋予了父代更多间接影响子代社会地位的资源和能力。在改革开放至2000年左右，前者的力量居于主导，社会流动的积极面相对突出;进入新世纪以来，后者的趋势更为明显，社会流动的消极面有所抬头;但正反两方面的力量始终共存共生。与此同时，制度因素的影响来源正由政治身份为主转向户籍身份为主，普惠式的户籍制度改革任重道远。

本文尚存如下不足:(1)对子代社会地位获得机制的考察仅针对受访时正在工作的非农就业者，没有涉及农民、失业人口等群体;(2)未能囊括工作史信息，导致路径分析的逻辑完整性仍有缺憾;(3)一些研究发现，我国城市社会中基于职业的阶层认同有弱化趋势，以住房为代表、基于资产多寡的社会分层结构正在形成，那么，在资产型社会地位获得的过程中，先赋性因素的影响是否更趋强化则有待检验。

往期回顾

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文章来源 /《公共管理学报》2019年第2期

本期编辑 / 周文慧