论当代中国家庭多代间的职业流动

王春超 李淑贞

(暨南大学 经济学院， 广东 广州 510632)

论当代中国家庭多代间的职业流动

王春超 李淑贞

(暨南大学 经济学院， 广东 广州 510632)

本文使用1982年以来历次中国人口普查数据和中国家庭追踪调查(CFPS)数据，分析中国家庭成员间职业地位的代际影响，进而分析中国家庭多代之间职业地位流动性的变化规律。研究表明，在控制父辈特征的情况下，祖辈对孙辈职业地位有显著的影响，进一步发现改革开放以来中国家庭代际职业地位流动性呈现“U型”变化的趋势。本文探讨了中国代际职业地位流动性变化趋势的形成机制，研究发现，市场化程度的加深和人口迁移有助于提高代际间职业地位的流动性；独生子女政策的贯彻实施使得家庭代际职业地位流动性先增加后下降。改革开放以来“U型”的代际职业地位流动性变化趋势是上述多种因素共同作用的结果。

多代间职业流动； 代际影响； 职业的经济社会地位； 职业地位流动性

一、引 言

较高的社会流动性有利于经济增长①。如果一个社会能提供足够多向上流动的机会，那么每个人都会认为只要通过努力就可以达到自己的目标，便可充分调动全社会的积极性并促进经济和社会进步。社会流动性是增加还是下降，意味着后代是拥有更多机会还是更多地依赖于家庭。尤其是处于社会地位和收入分布低端的家庭后代能否实现向上流动，这不仅是一种追求机会平等和社会公平的理念，更关系到社会的和谐稳定。古有“富贵传家，不过三代”之说法，反映了三代之间较大的代际流动性，但改革开放以来中国家庭代际流动性又呈现怎样的状态呢？本文将对家庭三代间代际流动性规律进行探讨。

李若建认为社会流动指的是人社会地位的变化，职业很大程度上反映了衡量社会流动的因素(权利、财富、声望)并可被观察②，因此代际职业地位流动能够考察社会结构特征和制度变迁，反映整个社会职业结构等级的机会平等和开放程度③。

从国内关于代际职业地位流动的研究来看，几乎所有的文献都受限于两代人，只研究父辈对子辈的代际影响而往往忽略了祖父母或其他家庭成员的影响。其次，国内的研究大多根据单个系数判断社会流动性，单个系数只是社会流动性的“零星点”，只能反映代际影响的静态结果④，而动态的不平等才是导致社会流动性低、社会结构固化以及长期经济增长停滞的关键⑤，因此需要反映中国代际间职业地位流动性长期的动态变化趋势。

本文采用代际职业地位流动的视角，分析职业地位在三代间(祖辈、父辈与孙辈)的影响，分析祖辈对孙辈职业地位的边际影响，探索中国改革开放以来代际职业地位流动性的演变趋势，并探讨推动代际职业地位流动性变化趋势的形成机制，发现改革开放以来中国代际职业地位流动性的变化趋势是市场化程度、独生子女政策和人口大规模迁移等因素共同作用的结果。

本文的主要贡献在于以下三方面：第一，考察祖辈、父辈与孙辈三代间的职业代际流动，拓展了现有对父代与子代之间代际流动性的研究，有助于理解中国家庭成员多代之间职业地位的影响和演变规律；第二，通过祖辈对孙辈的边际影响研究改革开放以来中国家庭代际职业地位流动性的变化程度，较以往的文献更全面呈现中国家庭职业地位代际流动性的变化规律；第三，Long and Ferrie发现人口迁移可以解释美国19世纪社会流动性的演变趋势⑥，本文利用中国数据不仅发现人口迁移可以对中国代际职业地位流动性变化趋势的形成机制做出解释，还发现市场化程度和人口迁移对代际职业地位流动性具有显著正向影响，中国的独生子女政策对代际职业地位流动性的影响先增加后下降。本文的机制分析对于理解中国家庭多代之间的职业地位流动性提供了更多视角。

二、文献评述

(一)对中国代际职业地位流动趋势的研究

Blau and Ruan采用1986年天津的数据研究发现，父辈对子辈职业地位的影响在统计上不显著，代际职业地位传承程度低于美国⑦。但更多关于中国的研究表明，子辈对父辈的职业地位具有明显的传承效应，中国代际职业地位流动性偏低。孙凤对中国城镇代际职业地位流动进行分析，发现中国城镇的代际职业地位流动性不强，即使对于不同的职业，都存在明显的代际传承现象⑧。吴晓刚认为户籍制度使得农村具有较低的代际流动性，而在城市中，只有考虑“农转非”的情况，父辈对子辈的职业地位才有显著影响⑨。

郭丛斌和丁小浩采用中国2000年城镇家庭住户调查数据，认为中国可能存在代际职业传承，进而导致劳动力市场分割⑩。周兴和张鹏使用代际职业传承指数和代际职业地位流动指数分析中国城乡家庭的代际职业传承对代际收入的影响，发现代际职业地位流动与代际收入流动性之间有密切联系：较低的代际职业地位流动性不仅会造成职业阶层的固化，还会使居民收入差距进一步加大；代际职业传承对代际收入弹性的影响在高收入家庭中更为明显。

国内几乎所有的文献都受限于两代人，只研究父子两代间的流动性，忽略了祖父母或其他家庭成员的影响；其次，以往文献研究的样本时间跨度较短，未能全面呈现中国家庭职业地位代际流动性的变化趋势；最后，关于代际职业地位流动性的形成机制方面研究不足。本文对以上方面做出有益改进和贡献。

(二)三代以上代际流动的研究

Mare认为许多与流动性相关的源泉比如金融财富，都是持续存在的，并且可以直接进行多代间的传承，因此学界应该更多关心多代的流动过程和影响。在亚洲多代共住的情况比西方更常见，为多代间研究提供良好的环境。近年来逐渐有学者开始关注中国三代以上代际流动的问题，但缺乏对多代间职业地位流动性的研究，少有的多代间流动性的研究见Zeng and Xie。

国外三代间流动性的研究比较丰富，其结论大致可分为祖辈对孙辈存在显著影响和不存在显著影响两大类。

Hodge在控制父辈个体特征后，发现祖辈对孙辈没有显著影响。Erola and Moisio研究1950-2000年芬兰三代以上的社会流动性，在控制父母社会等级后，发现孙辈的社会等级与祖辈的社会等级是相互独立的。Warren and Hauser发现无论是父系祖父母还是母系祖父母，其个体特征对孙辈的教育和职业都没有显著影响。

另一方面，不少研究发现三代以上存在显著的代际影响。Goyder and Curtis认为加拿大存在显著的三代间代际影响，但这种三代间代际影响比父子两代间代际影响小。Beck从传统的父子间代际影响扩展到父系祖父母职业和母亲职业对后代职业的影响，发现父系祖父母的影响比母亲更大。因此，虽然父亲的职业是影响儿子职业的主要因素，但父亲的职业并没有完全捕获所有职业来源。Chan and Boliver发现英国父母与孩子的绝对流动性受祖辈社会阶层而异，而相对流动性方面，祖辈对孙辈的社会阶级具有显著影响，并且这种代际影响不随孙辈的性别而异。Møllegaard et al分析了丹麦祖辈的经济、文化和社会资本对孙辈教育的影响，发现祖辈文化资本对孙辈教育具有正向作用，认为日耳曼语人的祖辈是通过非经济资源的传播来影响孙辈教育的。

如上所述，针对中国家庭多代间职业流动性的研究比较缺乏，本文在已有国内两代间代际流动性研究的基础上，把视角扩展到三代间代际流动性，分析中国时间跨度更长的代际影响。

(三)关于流动性机制的研究

Becker and Tomes的人力资本理论认为，父辈的决策目标是遵循家庭效用最大化，其中家庭效用包括当下的消费和子辈未来能力所带来的效用。若父辈当下消费越多，则对子辈人力资本的投资就越少，子辈获得较高社会等级的可能性也越少，进而影响代际职业地位流动性。Becker et al认为富有的父母对后代的人力资本投资更多，导致处于收入分布顶端的人一直保持较高的经济地位。

Han and Mulligan认为如果父母在信贷市场上受约束，缺乏足够的资金，就会减少对后代人力资本的投资，导致子辈的职业地位偏低。若父母本来的职业地位较高，则代际职业地位向下流动，代际流动性较大；若父母本来的职业地位较低，则代际流动性较小。Grawe and Mulligan认为在忽略资本约束的情况下，当父母所拥有的资源传给子代难度增加时，代际收入流动性将增加。

此外，一国的教育体制也可能会影响家庭对其后代的人力资本投资。Grawe and Mulligan认为提供教育越多的国家，其家庭代际流动性越大，但Long and Ferrie发现美国免费的公立教育制度并不能对十九世纪美国代际职业流动性做出解释。

虽然美国的教育体制不能对其代际职业流动性趋势做出解释，但Long and Ferrie发现人口迁移与美国十九世纪代际职业流动性具有一致的趋势，并认为人口迁移是最有可能解释该阶段美国代际职业流动性变化趋势的因素。十九世纪美国社会流动性是随着人口迁移的逐步稳定而逐渐趋缓。本文采用中国的数据，同样发现人口迁移与中国代际职业地位流动性具有一致的趋势，并进一步发现人口迁移有助于提高代际职业地位流动性。

总体上讲，已有研究为我们认识中国多代间职业地位的流动性做出了贡献。然而，我们认为已有研究在如下几个方面存在发展和完善的空间：第一，以往文献缺乏对中国家庭的多代研究，尤其是多代间职业地位流动性的演变趋势。第二，中国代际流动性的变化趋势没有一致的结论，需要进一步解释和澄清。王海港发现中国城镇居民的代际收入弹性在1988年和1995年分别为0.39和0.42，并认为城镇居民的代际流动性在此期间下降了；而陈琳和袁志刚发现中国代际收入弹性在1988年呈现出从大幅下降到逐步稳定的趋势，1988年以后相应的代际流动性呈现上升的趋势。究竟代际间流动性的变化趋势如何，这需要我们将代际流动放置在更长的时间范围内考察，并延伸至多代之间的影响分析。第三，已有研究缺乏对代际流动性变化趋势的机制研究。本文将根据中国实际情况，分析宏观的市场化程度、独生子女政策以及人口迁移对代际职业地位流动性变化趋势的解释作用。

三、数据与计量模型

(一)数据

本文使用中国人口普查1982年、1990年、2000年、2005年(1%)人口抽样调查的微观调查数据，以及中国家庭追踪调查(CFPS)2010年数据。人口普查微观数据和CFPS数据是在全国范围内采用多阶段、多层次的随机抽样方法而得的数据库。本文把以上数据组合起来，旨在观察改革开放以来中国代际职业地位流动的演变趋势。

(二)主要变量说明与计量模型

Ganzeboom，Graaf和Treiman在Treiman和Goldthorpe的基础上提出了“国际标准职业地位指数”(International Socio-Economic Index， ISEI)，该指数是基于两位数的国际标准职业分类(International Standard Classification of Occupations， ISCO)，根据多种社会经济因素进行赋值和排序而得，能客观地衡量职业的社会经济地位；同时加入国际标准化后的教育和收入之比，具有国际代表性和国别可比性。ISEI指标已被学术界广泛用于衡量职业地位。本文把中国人口普查数据的标准职业编码转换成ISCO88编码，然后将ISCO88编码转换成ISEI值(取值为16到80的连续变量)。CFPS数据有ISEI值，直接采用该变量衡量。

本文观察代际间的影响，需要识别出每个样本属于哪一辈分。人口普查问卷“与户主关系”包括以下8个选项：户主、配偶、子女、孙子女、父母、祖父母、其他亲属和非亲属。根据户主所处的不同辈分，此问题选择父母、户主、子女或祖父母、父母、户主或户主、子女、孙子女的3人都形成一个祖辈(_g3)、父辈(_g2)、孙辈(_g1)的代际关系。本文考虑以上三种情况识别出每个个体的辈分。而CFPS数据可通过问卷中家庭成员信息识别出祖辈、父辈和孙辈。

Zeng 和Xie分析祖辈教育水平对孙辈教育水平影响时用到祖辈教育年限的平均值，本文主要探讨职业地位在三代间的代际流动，祖辈和父辈变量均值化更能反映代际间职业地位的总体水平，因此祖辈和父辈变量采用均值形式，而孙辈变量则采用个别值。

分析祖辈对孙辈职业地位影响的计量模型如(1)式所示：

occupation_iseig1=β0+β1occupation_iseig3+β2Zgi+ε

(1)

(1)式中下标g1表示孙辈信息，g2表示父辈信息，g3表示祖辈信息。表示孙辈社会经济地位ISEI值，表示祖辈平均的职业地位ISEI值，是控制变量：祖辈受教育年限(schooling_g3)，祖辈年龄(age_g3)，父辈职业地位ISEI值(occupation_isei_g2)，父辈受教育年限(schooling_g2)，孙辈性别(gender_g1，男=1，女=0)，孙辈年龄(age_g1)，孙辈年龄平方项(age2_g1)，孙辈受教育年限(schooling_g1)，孙辈婚姻状况(married_g1，已婚=1，未婚=0)，孙辈户口性质(hukou_g1，农业户口=1，非农户口=0)，父辈收入(income_g2)，孙辈收入(income_g1)，孙辈是否在私有企业工作(private_g1，在私有企业工作=1，不在私有企业工作=0)，孙辈是否是土地承包者(land_g1，是土地承包者=1，非土地承包者=0)以及省份的虚拟变量。本文将收入取自然对数。

阳义南和连玉君认为根据职业地位与年度虚拟变量交互项的回归系数可以判断整体代际职业地位流动性的变化趋势，因此本文在分析改革开放以来职业地位的代际流动随时间的演变趋势时,在(1)式基础上加入祖辈职业地位与年度虚拟变量的交互项，具体如(2)式所示的计量模型：

occupation_iseig1=β0+β1occupation_iseig3+β2yrt+β3yrt*occupation_iseig3+β4Zgi+ε

(2)

(2)式在(1)式的基础上加入了时间维度的变量(其中t的取值为1990、2000、2005或2010)和年份与祖辈职业地位的交互项，通过祖辈职业地位系数和交互项系数可分析祖辈对孙辈职业地位的边际影响随时间的变化趋势。

通过(2)式得到职业地位流动性的变化趋势后，本文进一步使用(3)式分析形成这种变化趋势背后的机制。其中为可能对代际职业地位流动性产生影响的因素，通过交互项系数判断该因素对流动性的影响。本文中包括：市场化程度、中国独生子女政策和人口迁移。

occupation_iseig1=β0+β1occupation_iseig3+β2Mt+β3Mt*occupation_iseig3+β4Zgi+ε

(3)

(三)变量的描述性统计分析

人口普查微观数据1982年、1990年、2000年、2005年三代个体的样本量分别是198568(28个省份)、2016597(30个省份)、18377(31个省份)、29008(31个省份)；CFPS2010年数据三代个体的样本量为34082(25个省份)。

历次人口普查都只要求十五岁或十五岁以上的受访者填报职业信息，因此本文只考虑孙辈年龄大于等于15岁的样本，而父辈和祖辈的年龄与生育年龄有关。李国经统计出20世纪60年代到80年代全国农村妇女平均初育年龄在21.7岁到23.8岁之间，且成年人的法定年龄是18岁，因此本文只考虑父辈年龄大于33岁(15岁+18岁)、祖辈年龄大于51岁(15岁+18岁+18岁)的样本。

已有研究认为收入情况、是否在私有企业工作等可能会对职业地位产生影响，而中国人口普查微观调查数据中只有2005年变量比较全面，为避免遗漏变量的干扰，本文在验证职业地位代际影响时主要报告2005年1%人口抽样调查数据的计量结果。表1为数据的描述性统计分析。

表1 描述性统计：中国人口1%抽样调查数据(2005)

表1中祖辈、父辈和孙辈职业均值和标准差很接近，三代间职业总体分布基本一致，同时，父辈和子辈的对数收入也非常相近，这意味着三代之间可能存在较强的代际影响。孙辈平均年龄是20岁，而其平均受教育年限只有7.8年，这意味着大部分孙辈较早就已进入劳动力市场，在受访时已经具备一定的社会工作经历，孙辈所从事的职业是经过综合考虑后选择的结果。另外，只有4%的孙辈在私有企业工作，祖辈、父辈和孙辈中流动人口比例都很低。

四、实证结果分析

(一)职业地位的代际影响

已有文献大多通过祖辈和父辈对子辈的边际影响来观察代际流动性。这里采用2005年1%人口抽样调查数据，根据上述计量模型(1)分析中国父辈和孙辈两代间、祖辈和孙辈三代间代际职业地位的边际影响。

1.最小二乘估计

表2方程(1)采用最小二乘估计方法发现父辈、子辈两代间具有显著的正向影响(系数为0.742)，这与阳义南和连玉君发现的结论一致。方程(4)同样采用最小二乘估计的方法检验祖辈对孙辈职业地位的影响，发现以下结论：第一，祖辈职业地位的系数显著为0.12，表明职业地位的代际影响不仅存在于两代间，还存在于三代间。在控制父辈特征(父辈职业地位、父辈受教育年限、父辈收入)的情况下，祖辈对孙辈的职业地位仍存在正的净影响。第二，祖辈系数相对于父辈系数更小，这是因为祖孙三代无论在经济往来还是情感联系方面都比父子两代要少，这与已有文献得到的结论一致。

表2 两代、三代间职业地位的流动

续表

注：1.小括号中表示p值；***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；2.以下回归都采用工具变量估计，且都控制了省份的虚拟变量。

2.工具变量估计

表2中(1)的回归结果可能存在遗漏变量和反向因果等内生性问题。本文采用工具变量来缓解内生性问题，参考Bucher-Koenen和Lusardi以及尹志超等的做法，选取与父辈(祖辈)居住在同一城市的同龄人的平均职业地位作为父辈(祖辈)职业地位的工具变量。

一个城市的发展程度将影响其职业分布，工业化和现代化程度较高的城市往往提供社会经济地位更高的职业，而该城市与父辈(祖辈)同龄居民的平均职业地位与受访者家庭祖辈职业地位高度相关。在两阶段最小二乘估计中，父辈和祖辈在第一阶段回归的F值分别为256.52和281.50，工具变量系数的t值分别为94.52和46.45，统计上验证了工具变量与内生变量间的相关性；另一方面，同一城市中与其父辈(祖辈)同龄的平均职业地位是孙辈所不能决定的，工具变量对于孙辈的职业地位是外生的。

工具变量估计的回归结果见表2的方程(2)和方程(5)，发现采用两阶段最小二乘估计的结果与普通最小二乘估计结果一致：父辈和祖辈对孙辈职业地位的影响都在1%的水平上显著为正，并且祖辈职业地位的系数比父辈小。因此在考虑内生性问题后，仍然发现职业地位在两代和三代间具有同向流动的关系。若祖辈职业地位上升(下降)1%，孙辈职业地位将增加(降低)13.6%，孙辈的职业地位部分源自家庭职业地位的影响，并且祖辈1%的变化可导致孙辈13.6%的变化，可见家庭职业地位影响之重要性。

3.工具变量的稳健性检验

此外，有可能存在以下情况：由于孙辈职业的原因举家迁移到另一个城市，这样孙辈职业可以对城市进行选择，进而对该城市与父辈(祖辈)同龄人的平均职业地位即工具变量产生影响，影响工具变量的外生性。为排除这种迁移带来的问题，本文剔除父辈和祖辈流动的样本做稳健性检验，这里流动的定义是“户口登记地在其他县市区且离开户口登记地半年以上”，结果见表2中方程(3)和方程(6)。方程(3)对父辈没有流动的样本进行回归，方程(6)对祖辈没有流动的样本进行回归，发现结果与前面一致。

纵观表2的六个计量模型发现，祖辈和孙辈三代间的职业地位具有显著的同向流动趋势，边际影响都在0.12左右；父辈和孙辈两代间的职业地位具有显著的同向流动趋势，边际影响都在0.76左右；孙辈是农土地承包者的身份对其职业地位产生显著的负影响，而在私有企业工作往往具有更高的职业地位。

(二)中国家庭代际职业地位流动性的变化趋势

上部分使用2005年数据发现家庭代际职业地位呈现同向流动，为了进一步探究改革开放以来代际职业地位流动性的变化情况，本文使用人口普查微观数据1982年、1990年、2000年、2005年以及CFPS2010年微观调查数据得到的混合截面数据加以分析。这样做便于比较不同年份数据的回归结果，观察三代(祖辈与孙辈)间代际职业地位的边际影响以及中国代际职业地位的流动性随时间变化的趋势。

1.祖辈对孙辈职业地位代际影响的变化趋势

本文对人口普查1982年、1990年、2000年、2005年以及CFPS2010年各年数据分别回归，得到祖辈职业地位系数分别为0.021、-0.011、0.222、0.136、0.377(均在5%水平上显著)，但在分析代际职业地位流动性的变化趋势时，阳义南和连玉君认为仅比较回归系数的大小可能会犯统计性错误，必须进一步检验各年回归系数两两之间的变化在统计上是否显著。本文把相邻两年数据进行纵向合并，使用计量模型(2)式进行工具变量回归，结果见表3。

表3 1982-2010年职业地位代际影响的变化趋势

注：1.小括号中表示p值；***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。2.各年均控制了祖辈受教育年限、祖辈年龄、父辈职业地位、父辈受教育年限、孙辈性别、孙辈年龄、孙辈年龄平方、孙辈受教育年限、孙辈是否已婚。3.除1982&1990年，其他年份均控制了“孙辈户口性质”；2005&2010年数据还控制了父辈收入。

由表3发现两两合并后祖辈职业地位的系数基本与前面一致。此外，由祖辈职业地位与各年份虚拟变量交互项系数的正负方向可知，祖辈职业地位的代际影响在1982年至2005年逐年递增，在2005年至2010年逐年递减。

根据表3的结果可得到中国家庭职业地位代际影响的变化趋势，见图1。具体描绘方法如下：在计量模型(2)中，祖辈对孙辈职业地位的边际影响是β1(yrt=0)或祖辈职业地位系数和祖辈职业地位与年份虚拟变量交互项系数之和β1+β2(yrt=1)，因此根据表3回归系数计算可得表4。

表4 祖辈对孙辈职业地位各年度的边际影响

图1 职业地位代际影响的变化趋势

从图1观察到代际影响在1990年到2005年呈现增加的趋势，在2005年后呈现减少的趋势；虽然1990年的边际影响出现了正负两种情况，但其大小都接近于零，因此1982年到1990年间职业地位的代际影响呈现较小的变化幅度。

值得注意的是，由计量模型(1)得到的祖辈职业地位边际影响在1990年显著为负，而其他年份都是显著为正；表4和图1中1990年职业地位的代际影响出现正负两种情况。全民下海经商、跨地区打工在这段时期内表现明显，追求金钱财富和物质享受的社会心理状态空前盛行，改革开放和市场经济的发展使得本来处于较低社会经济地位的群体拥有更多机会和选择，更容易适应市场经济并提升职业地位；而处于社会经济地位中上层的群体对旧体制难以割舍，甚至适应不了改革开放带来的价值观念和生活方式的冲击，导致社会经济地位逐步下降。1982年到1990年间代际影响呈现的水平状，是代际间的正向影响和特殊社会环境所形成的负向代际影响共同作用的结果。

虽然改革开放使得新旧经济体制、观念和文化之间的矛盾日益突出，从而导致1980年代间中国家庭代际职业影响为负，但这是推行一个新体制的必经过程，我们不能由于当时所出现的社会问题而对改革开放和市场经济妄下定论。因此要给政策足够的时间去检验，有必要分析长期的变化趋势。

2.中国家庭代际职业地位流动性的变化趋势

Long and Ferrie认为所观察到的代际职业地位流动性的差异，只是农业部门规模差异的反映，用农业部门劳动力比例衡量美国在19世纪和20世纪的代际职业地位流动性。周兴和张鹏认为社会的各职业阶层若普遍存在代际传承现象，那么代际职业地位的边际影响就会越大，社会整体的代际职业地位流动性就会越低。因此图1边际影响越大，图2与之对应的代际职业地位流动性就越低。由图2可知，中国代际职业地位流动性在1980年至1990年间变化不明显，1990年到2005年间不断降低，在2005年达到最低点后转而增加。该代际职业地位流动性趋势与部分已有研究结论一致：王海港发现1995年城镇代际收入流动性比1988年小；阳义南和连玉君发现2006年至2012年中国社会流动性逐年增加。因此改革开放以来中国代际职业地位流动性大致呈现“U型”的变化趋势。

图2 中国代际职业地位流动性的变化趋势

(三)中国家庭代际职业地位流动性变化趋势的影响机制

1.市场化程度对代际职业地位流动性的影响

市场化程度的加强可能会导致职业种类更加丰富，进而影响职业地位和代际职业地位流动性。表5考虑市场化程度后仍发现祖辈对孙辈职业地位有显著的正影响，证实前面结果是稳健的。市场化指数的回归系数显著为正，意味着市场化程度越高的地方，孙辈获得的职业地位可能越高。这是因为市场化程度的加深能提高资源配置效率，使经济发展水平、工业化、现代化和信息化程度越高，从而导致职业地位更高。

无论采用单年数据还是混合数据，祖辈职业地位与市场化指数交互项的系数均为负，意味着市场化程度的加强削弱了祖辈对孙辈职业地位正向的代际影响，提高代际职业地位流动性。

2.独生子女政策对中国代际职业地位流动性的影响

为使人口增长与经济发展相协调，我国1979年后逐步提出一对夫妇只生育一个孩子的独生子女政策；1980年9月中共中央发表《公开信》，要求全体共产党员以及各级领导干部，带头响应国家号召，把计划生育工作推向高潮；计划生育作为我国的一项基本国策，在1982年12月被写进宪法。

表5 市场化指数对代际职业地位流动性的影响

注：1.小括号中表示p值；***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。2.此表控制变量和前面一致，此处不报告。3.由于市场化指数只有1997年到2009年数据，因此这里只能验证2000年到2005年间市场化指数对代际职业地位流动性所起的作用。4.由于市场化指数是以城市为单位衡量的，控制省份虚拟变量把这个因素也考虑进去了，为了观察市场化程度的边际影响，此表没有控制省份虚拟变量。

计划生育政策的强制实施使众多家庭的生育子女数量降低，孙辈人均分得的家庭社会资源和人脉关系增加，这使得孙辈的职业地位往往维持在家庭原有水平，呈现出较低的代际职业地位流动性。1979年至1984年是独生子女政策不断强化实施的过程，因此本文认为1979年前还没有受到独生子女政策的强制影响，此后经过几年不断宣传教育、确立为国策并写进宪法，1984年后独生子女政策基本在全国范围内落实，1984年后出生的孙辈则受独生子女政策的强制影响。表6中是否受独生子女政策影响的虚拟变量与祖辈职业地位的交互项在1990年至2010年间显著为正(0.707、0.178和0.114)，但祖辈职业地位系数在1990年和2000年混合数据中显著为负，这意味着该政策的全面执行在2000年前加强了祖辈对孙辈职业地位的负向影响，增强代际职业地位流动性，在2000年后加强了祖辈对孙辈职业地位的正向代际影响，削弱了代际职业地位流动性。

表6 独生子女政策对代际职业地位流动性的影响

注：1.小括号中表示p值；***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。2.此表控制变量和前面一致，另外每列分别还控制了2000年虚拟变量、2005年虚拟变量和2010年虚拟变量，由于篇幅限制，此处不报告控制变量结果。

3.人口迁移对中国代际职业地位流动性的影响

中国部分社会群体被动或主动固守在父辈或祖辈传承下来的经济、社会和地理空间中，极有可能表现为较低的代际职业地位流动性，因为迁移可看成是一种“投资”，每个地区有其独特的天赋和特色，主要经济活动也不同，只有当迁入地有更好的工作选择才会发生迁移，导致迁移后的职业地位相对于没有迁移的父辈或祖辈而言往往是向上流动的，从而促进代际职业地位流动性的增加。

Long and Ferrie使用美国100个大城市人口增长率的标准差衡量全国人口迁移的情况，发现人口迁移的趋势与代际职业地位流动性的变化趋势一致，认为美国19世纪人口迁移的减缓是导致其代际职业地位流动性下降的原因。

图3分别描绘了中国70个大中城市、省会城市和直辖市、一二三线城市人口增长率的标准差随时间变化的趋势。发现三组城市数据具有相同的趋势，并且1990年到2010年全国大城市人口增长率的标准差走势与图2代际职业地位流动性变化趋势一致，因此人口迁移可能是导致中国代际职业地位流动性呈“U型”趋势的因素。

本文以八大经济区域为单位，用各经济区域大中城市的人口增长率标准差衡量该区域各省份人口迁移情况。表7中人口迁移与祖辈职业地位的交互项在1982年至2000年间显著为正(系数均为0.002)，同时其对应的祖辈职业地位系数显著为负，意味着1982年至2000年间人口迁移加强了祖辈对孙辈负向的代际职业地位影响，进而增加代际职业地位流动性；2000年后混合数据中祖辈职业地位系数显著为正，而交互项系数转而为负，意味着该时期人口迁移减弱了代际间的正向影响，代际职业地位流动性增加。因此，人口跨地区的迁移和流动可促进代际职业地位流动性的提高。

图3 中国城市人口自然增长率标准差随时间走势

(1)1982&1990(2)1990&2000(3)2000&2005(4)2005&2010祖辈职业地位-0022∗∗∗-0022∗∗∗0339∗∗∗0412∗∗∗(0000)(0000)(0009)(0000)人口迁移0132∗-006612761041∗(0054)(0614)(0500)(0095)祖辈职业地位∗人口迁移0002∗∗∗0002∗∗∗-0042-0046∗(0003)(0003)(0394)(0071)N1674887167652527821725R20357035605250529

注：1.小括号中表示p值；***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。2.此表控制变量和前面一致，另外每列分别还控制了1990年虚拟变量、2000年虚拟变量、2005年虚拟变量和2010年虚拟变量，由于篇幅限制，此处不报告控制变量结果。

五、结论与政策含义

本文在现有家庭多代间代际影响研究的基础上，描绘出改革开放以来中国家庭代际职业地位流动性的变化趋势及其背后产生的机制，主要得到以下结论：第一，祖辈对孙辈职业地位有显著的净影响。第二，改革开放以来中国家庭代际职业地位流动性的变化趋势大致呈现“U型”：1980年到1990年间中国代际职业地位流动性先增强后下降(此阶段变化幅度不大)，1990年到2005年间一直呈现下降趋势，在2005年达到最低点后转而增强。第三，市场化程度的加强和人口迁移能提高代际职业地位流动性；独生子女政策的贯彻实施使家庭代际职业地位流动性先增加后下降；“U型”的代际职业地位流动性变化趋势是多种因素共同作用的结果。

对于“富贵传家”是否能至三代的问题，不同时代似乎给出了不一样的答案。在等级制度分明的古代中国，皇位、官爵和财富往往通过世袭的方式传承，生于富贵之家的二代无须付出任何努力即可继承父辈的官位和财富，导致两代间社会经济地位的固化。同时他们中部分家庭忽略了对其后代进行正确的教育和引导，导致“败家子”的出现，于是“富贵传家”常常不能过三代；然而，改革开放以来，在市场经济的推动下，竞争和挑战无处不在，只有提高自身的能力才能适应社会的发展。中国家庭对人力资本投资愈发重视，生于富贵人家的后代获得更多的受教育机会和质量更高的人力资本投资，后代能力的提高使其社会经济地位至少维持在原有水平，代际间存在显著的正向影响，社会经济地位流动性总体偏低，这时“富贵传家”是能达三代的。近年来，部分家庭“穷则思变”，本文发现在2005年后中国家庭的代际职业地位流动性不断增加。实际上，每个人都会受到家庭背景的影响，只要社会能维持通过努力就能实现向上流动的渠道畅通，便能调动社会积极性，为社会和经济的快速前进提供动力。

本文研究发现，市场化程度的加强对代际职业地位流动性具有正向作用，说明深化市场化程度的建设对于充分调动社会积极性具有重要意义，通过市场机制将社会资源尽可能地高效配置，可充分迸发社会流动的活力。独生子女政策近年来对代际职业地位流动性所表现出的负面影响，一定程度上论证了我国不断放松计划生育的必要性，由“单独二胎”到“全面二孩”政策的实施可一定程度地削弱人口数量对代际职业地位流动性的负面作用。人口地理上的迁移和流动能够增强中国家庭代际职业地位的流动性，这意味着提高代际职业地位流动性可从促进人口迁移方面着手，比如放松户籍制度、完善城市间交通网络等为人口迁移提供便利。

注释

①⑤蔡洪滨：《高社会流动性是促进长期经济增长的关键》，《中国经济导报》2011年4月2日，B01版。

②李若建：《当代中国职业流动研究》，《人口研究》1995年第2期。

③李晚莲：《社会变迁与职业代际流动差异:社会分层的视角》，《求索》2010年第6期。

⑦Blau， P.M., and D.Q. Ruan.TheAmericanOccupationalStructure. New York: Wiley Press， 1967．

⑧孙凤：《职业代际流动的对数线性模型》，《统计研究》2006年第7期。

⑨吴晓刚：《中国的户籍制度与代际职业流动》，《社会学研究》2007年第6期。

⑩郭丛斌、丁小浩：《职业代际效应的劳动力市场分割与教育的作用》，《经济科学》2004年第3期。

责任编辑 张静

On the Occupational Mobility of Chinese Families from Generation to Generation

Wang Chunchao Li Shuzhen

(College of Economics， Jinan University， Guangzhou 510632)

This paper investigates the intergenerational occupational mobility of Chinese families using the census data and CFPS data. It reveals the direct effect of grandparents’ occupational status on grandchildren’s counterpart when controlling the parents’ characteristics. Besides，the Chinese intergenerational occupational mobility from 1982 to 2010 shows an U-shaped tendency. The paper tries to find out the mechanism behind this tendency and comes to the conclusion that， the deepening of marketization， the one-child policy and population mobility have different effects on the inter-generational occupational mobility．

intergenerational effect； occupational mobility； social-economic status

2017-01-02

教育部人文社会科学研究规划基金项目“珠三角地区农民工城市融入与社会网络互动关系研究”(14YJA790054)