经济体制变迁背景下父辈体制内身份与社会阶层代际流动关系的考察

齐秀琳，王鑫

(1郑州大学 商学院，河南 郑州 450000；2西南财经大学 经济学院，四川 成都 611130)

1 引言

改革开放40年来，中国经济取得了长足的进步。在经济总量已高居全球第二，令人瞩目的发展被视为“中国奇迹”的背景下，中国社会中的公平问题日益得到人们的关注。特别是近年来舆论中关于“富二代”、“官二代”的讨论更是日渐升温。如果说阶层流动和固化在任何社会里都是备受关注的热点话题的话，那么在中国有关于此的讨论则更具特殊意义。首先，中国改革和发展的目标是实现共同富裕，路径是“让一部分人先富起来”，而良好的社会阶层流动机制是协调两者的必要条件；第二，作为社会主义国家，社会公平理应得到更多重视。无论是实现共同富裕，还是在更广义的范畴下促进社会公平，对阶层代际流动模式及其背后动因准确而深入的把握皆不可或缺(Chen et al.，2015；蔡伟贤，陈浩禹，2015；邸玉娜，2014)。

依据所处体制内外对社会成员进行的身份划分作为中国社会结构的重要维度，其对社会阶层分布与阶层流动的影响至关重要，但在以往文献中却并未得到充分考察。本文探讨父辈体制内身份对社会阶层代际流动的影响。父辈拥有的资源禀赋将影响社会阶层的代际流动，而体制内身份往往又意味着更多资源，因此直觉上，父辈的体制内身份应对阶层的代际流动产生正向影响。然而本文基于大规模微观数据的分析结论却恰恰相反：若父辈拥有体制内身份，则会显著阻碍社会阶层的代际上移。一个可能的解释是：父辈身处体制内意味着更高的社会阶层，由此使得子辈的阶层上移空间更小，难度更大。但分析结果表明，即使在模型中控制了父辈阶层，体制内身份的阻碍作用依然显著。更为有趣的是，我们发现若父辈拥有契合于市场的能力或行政权力时，其体制内身份所具的负向影响将减小，甚至消失。这意味着上述看似反常的实证结果实则源于中国改革开放以来在政府主导下的市场化进程，以及伴随该进程的对社会中原有资源分布的重置。简而言之，以市场化为导向的经济体制变迁导致某些不适于新形势的体制内身份所蕴含的“资源含量”锐减，而政府主导的特征则使得拥有行政权力的体制内成员并不会受到影响(边燕杰，李路路等，2006)。凡此种种，都深刻地影响着中国社会阶层的代际流动模式。

为分析上述机制，本文主要利用oprobit模型进行分析，又因为父辈的体制内身份并非随机获得，为更准确识别因果关系，我们借助了倾向得分匹配法(PSM)进行稳健性检验。本文的研究意义不仅在于考察一个在以往关于阶层代际流动的研究中被普遍忽视的重要变量，即父辈体制内身份所带来的影响，更在于借此探讨根植于中国经济社会情境的独具特征的代际流动模式。如果本文的结论成立，那么虽有大量文献表明改革开放后中国社会阶层的代际流动呈增强趋势(李路路，朱斌，2015；阳义南，连玉君，2015；王学龙，袁易明，2015；李任玉等，2017)，但并不能就此断言社会流动性的提高。因为表现在数据上的代际流动增强，既可能源于更通畅的阶层上升通道，也可能来自由体制变迁带来的阶层自身位置的变动。换言之，中国社会阶层代际流动的增强并非只是源自“流动的藩篱”，更重要的也许是“藩篱的流动”(高勇，2009)。

本文剩余部分安排如下：第二节回顾有关阶层代际流动的重要文献，并结合中国情境提出假说；第三节为研究设计，主要介绍数据、变量和研究方法；第四节进行回归分析并验证假说；第五节为稳健性检验；第六节总结全文。

2 文献与假说

以往文献中，个体禀赋对社会阶层代际流动的影响得到了充分地考察。研究发现，不仅子辈的受教育水平、社会资本等自身禀赋会显著影响阶层代际流动(Blau & Ducan，1967；张明，张学敏等，2016；邵宜航，张朝阳，2016)，父辈的政治资本、人力资本、婚姻匹配状况和收入等也有重要作用(Becker & Tomes，2007；Shea，1997；Behrman & Rosenzweig，2002；李宏彬，孟岭生等，2012；Black et al.，2005；刘怡，李智慧等，2017；黄衍华，乔晓春，2017)。另外，在针对农民社会阶层流动的研究中，有学者指出农村教育及市民化水平是其关键所在(陈旭峰，2013)。个体禀赋不仅内生于社会结构及伴生于其的资源配置，而且相同禀赋在不同社会中是否能起到同样作用，也主要取决于社会结构在多大程度上具有同构性。如有研究表明教育扩招增加了美国社会的代际流动性(Rauscher，2012；Pfeffer & Hertel，2015)，但对中国的研究却未发现类似机制(杨中超，2016)。因此，社会结构对阶层流动的影响得到了学界的持久关注(Featherman et al.，1975)。实际上，当前分析社会流动的两个基本理论范式，即“现代化逻辑”和“社会—政治逻辑”的核心关注点正是社会结构及变迁的作用(李路路，朱斌，2015)。要而言之，前者认为随着经济技术理性的发展，不同社会的阶层流动模式将会趋同(Blau & Duncan，1967)，后者则更强调社会自身的政治特征、利益结构和制度对阶层流动的影响(Erikson & Goldthorpe，1992)。

上述两种范式也被用于考察社会主义国家的阶层流动模式。基于“现代化逻辑”，有研究认为现代化的推进将使社会主义国家拥有与其他国家大致相同的社会流动模式(Grusky & Hauser，1984；Erikson & Goldthorpe，1992)；另一些研究则基于“社会—政治逻辑”指出，社会主义国家的阶层流动模式会随着国家中心任务的转向而改变(Parkin，1969)。在对中国阶层流动的研究中，一些学者强调了现代化和市场化进程的作用。如Nee(1989)发展的“市场过渡”理论认为，中国市场化改革的深入会逐渐削弱原有再分配权力，使原本不拥有再分配权力的群体拥有实现阶层上移的新机会，因此社会阶层将变得更具开放性。边燕杰和李路路等(2006)发现随着市场经济的发展，单位和地区壁垒效应正逐步弱化。李路路和朱斌(2015)进一步指出，随着社会经济体制变迁，社会排斥的主要机制从“体制排斥”转向“市场排斥”，同时伴随着社会机会结构的变迁，阶层代际流动的形态也发生重要变化。张桂金和张东等(2016)的研究聚焦于多代流动，他们认为随着市场经济的确立，代际阶层的传递效应从两代扩展到三代。阳义南(2018)证明了市场化改革总体上促进了我国的代际流动性。另有一些学者强调中国独特的社会结构，尤其是内嵌其中的再分配权力对阶层代际流动的影响(Bian & Logan，1996；Zhou，2000)。陆学艺(2004)发现仅仅应用国际通用理论来研究中国的社会流动现象并不合适，因为中国的社会流动是在社会政治经济制度几度重大的变革背景下发生的。李春玲(2005)在研究中强调了社会的“结构性屏障”对阶层流动的影响，并指出在一个社会结构动态变化的背景下，简单依据流动情况很难判断中国社会开放性是否加强。李路路(2003)同样注意到制度转型的作用，但他认为原有的阶层相对关系模式并不会随着制度转型而改变。高勇(2009)的研究表明中国的代际流动不是发生在坚实而稳固的社会结构上，因此代际流动不仅表现为人在社会藩篱间的流动，而且藩篱本身的位置也发生了流动。卢现祥和尹玉琳(2018)指出随着制度变迁，代际流动呈现明显的城乡差异，且“有序准入秩序”不利于社会阶层流动。

不同的结论来自不同的研究视角，更根植于中国处于向市场体制转型中的现实和独具特征的市场化道路。自改革开放以来，中国逐步由计划经济转向市场经济，且该进程是在政府主导下的渐进式过程。对阶层流动来说这意味着两点，首先，遵循“现代化逻辑”，市场化进程将导致中国的阶层流动模式产生与其他社会趋同性的变化；第二， 中国“政府+市场”的基本治理模式决定了中国社会阶层代际流动的自有特色。具体而言，一方面，中国的市场化进程打破了原有体制下的资源配置模式。典型的，原本属于体制内、抱有“铁饭碗”的社会成员在这个转型过程中可能失去原有的诸多禀赋，这不仅意味着自己可能沦入更低阶层，而且限制了子辈实现代际上移的能力。例如一些不景气行业的国企员工所拥有的无论是收入还是其他资源的相对数量，不仅不能和计划经济时代下的国企员工同日而语，与体制外个体相比恐怕也是有所不足。另一方面，中国转型是有明确目标的，市场化的指向意味着体制内成员若拥有契合市场的能力，为市场所需要的话，体制变迁对其资源禀赋和社会阶层流动的影响将被弱化。最后，中国“政府+市场”的治理特征意味着行政权力作为一种“通用性”资源，在市场化转型中依然可以有效“保值”。中国的市场化转型仍在进行中，且已历经约两代人的时间，因此上述体制变迁的影响正可用当前社会成员的阶层代际流动状况进行考察。基于以上分析，本文提出三个假说：

假说1：父辈的体制内身份会阻碍社会阶层的代际上移；

假说2：若父辈拥有契合于市场的能力，父辈体制内身份对社会阶层代际上移的影响将被减弱；

假说3：若父辈拥有行政权力，父辈体制内身份对社会阶层代际上移的影响将被减弱。

3 研究设计

3.1 数据

本文所用数据来自于中国综合社会调查(CGSS)。CGSS是由中国人民大学发起的全国范围内大型的、覆盖各类群体的抽样调查项目。在CGSS数据库中，既有充足的描述样本特征的变量，又有关于社会阶层的问题设计，十分适于本文的研究目标。为扩大样本容量，本文合并了2010、2012和2013三年的数据(1)2011年的数据因为缺少可供识别父辈体制内身份的问题，未被纳入样本。。在对样本的处理中，鉴于本文研究目的，我们只保留了来自城市的样本数据，并删除了在社会阶层、年龄、收入等变量中存在异常值，以及父辈职业为军人的观察值。本文聚焦于经济体制变迁下的阶层代际流动，因此将所研究样本的年龄限制在20-50周岁。其原因是，对于小于20周岁的个体而言，其父辈很可能由于年岁尚浅并未经历经济体制变迁；对于大于50周岁的个体而言，由于在其14岁时中国的体制改革尚未启动，因此其父辈并没有体制外就业的可能性。经过上述处理，我们最终得到共有2159个观察值的样本作为研究对象。

3.2 变量定义

3.2.1 阶层代际流动

在CGSS问卷中，询问了受访者“您认为您自己目前在哪个等级上？”以及“您认为在您14岁时，您的家庭处在哪个等级上？”，并依据所得答案获取受访者的主观阶层评价，“10分”为最高阶层，“1分”为最低阶层。参考以往文献的做法(邵宜航，张朝阳，2016)，本文以当前等级得分视作个体所处社会阶层，以14岁时家庭的等级得分视作父辈社会阶层，用前者减去后者，得到阶层代际流动指标。取值范围为-9～9。当该指标为负数则意味着个体的社会阶层出现向下的代际流动，反之则为向上的代际流动。指标的绝对值越大，则流动强度越大。

由于个体对自己所处阶层的评价具有一定主观性，因此有必要讨论据此构建代际流动指标的原因。首先，对阶层流动的衡量必然要基于以某种标准进行的阶层划分，而该标准应以能对个体的政治、经济和社会地位进行综合性的刻画为要。文献中的该类标准主要包括职业、健康、教育，以及个体对所处阶层的主观认知(周兴，张鹏，2014；李任玉，陈悉榕等，2017；Black et al.，2005)。健康和教育更近于阶层划分的后果，而被广泛采用的以职业所处等级(通常依据ISEI、SIOPS和EGP等西方学界发展的量表)划分阶层的方法，在刻画中国的阶层、特别是跨代际的阶层流动时将遇到难以克服的困难。本质上，以通行量表为据，以职业为划分阶层和刻画阶层流动的标准时，须假设社会结构在时间上的稳定性和不同社会间较强的同构性。前者在经过剧烈变革的中国很难得到满足，后者显然也是过强的假设。第二，大量文献表明，大多数人不仅具有阶层意识，而且能够将自己较准确的定位在一定的社会阶层之中(Evans & Kelley，2004)。最后，考虑到这种基于主观判断的测度指标可能存在一定的信度偏差，我们在后文中将按照父辈与子辈的阶层高低将阶层流动重新归类为“向上流动”、“向下流动”和“不流动”以进行稳健性检验。

3.2.2 父辈体制内身份

在CGSS问卷中，询问了受访者14岁时其父母的就业信息。本文将父母中有一位及以上供职于党政机关、事业单位或国有企业的个体视作父辈拥有体制内身份，将其他个体视作父辈不拥有体制内身份。因此父辈的体制内身份为取值为0-1的二值变量。在之后的分析中，我们进一步区分了不同的体制内身份，将父辈就职于党政机关与事业单位的划归一类，视作政府人员(2)中国的事业单位是由政府设立，在政府领导下从事教育、科技、文化等活动的社会服务组织。事业单位不以盈利为目的，接受财政拨款并行使一定的公共管理职能。其本身虽不具有行政权力，但在实现政府职能时在实质上行使了属于政府的行政权力。这种权力在我国改革刚起步时尤大。因此本文将其与党政机关划归一类。；将就职于国企的划归为另一类，视作国企职员。

3.2.3 控制变量

直觉上，当父辈拥有更高社会阶层时，子辈阶层向上流动的潜力更小。而从数据上来看，当父辈不拥有体制内身份时个体所处阶层均值为1.175，拥有体制内身份时为3.214，这意味着父辈的体制内身份往往意味着其本身处于较高阶层。基于这种考虑，我们控制了父辈的社会阶层。

表1 变量赋值与描述性统计

体制内身份并不是随机获取的。父辈的体制内身份可能是其更高能力或禀赋的结果，而这种能力或禀赋本身会影响阶层的代际流动。为剥离出此类影响，我们以受教育水平为测度指标控制了父辈的人力资本。考虑到父母中只要有一方足够优秀就可以对子辈产生显著影响，我们定义父辈的受教育水平为父母双方受教育水平的最大值。

参考以往文献，我们还控制了可能影响个体代际流动的其他变量，主要包括年龄、宗教信仰、婚姻状况、受教育水平、性别、党员身份、农村户口和自身的体制内身份。其中除年龄、受教育水平和家庭收入外，其他变量皆为0-1变量。具体的，当个体拥有宗教信仰、已婚、性别为女性、拥有党员身份党员、具有农村户口和拥有体制内身份时，相应的变量取值为1，否则取值为0。

3.3 统计描述

对各变量的赋值及统计性描述见表1。

为更直观的了解社会阶层代际流动的总体特征，我们基于Gaussian 非参数估计方法绘制得到了核密度函数图(见图1)。由图1可知，样本中当前处于中间阶层的人数较多，处于较高或较低阶层的人数较少，且分布大体相同。与父辈阶层相比，人们当前的社会阶层在整体上有所提高。这不仅表现为更大的均值，而且体现在分布上有更多的人从较低的社会阶层转移到较高的社会阶层，并集中在中间阶层上。代际间的阶层上移可能源自中国经济的高速发展，阶层分布的改变则意味着社会结构的变化。

为进一步考察经济体制变迁对阶层代际流动的影响，我们绘制了在父辈不同的体制内身份下个体社会阶层均值的对比图。从图中可知：首先，父辈为政府人员则个体的社会阶层最高，为国企人员时次之，在体制外则个体社会阶层最低，且该状况在代际间并没有变化；第二，与父辈为体制内人员时相较，父辈为体制外人员时个体的社会阶层提升更多。概而言之，从图2中，我们既可看出父辈体制内身份在决定个体社会阶层时的作用，又能认识到该作用在社会平均意义上的弱化，而后者反映的正是经济体制变迁对阶层流动的影响。但是，由于没有控制其他的相关变量，特别是因为父辈的体制内身份往往意味着子辈更多的资源禀赋，因此要识别体制变迁对阶层流动的影响需要进一步的计量分析。

图1 父辈不同体制内身份个体社会阶层均值对比图

3.4 模型与方法

3.4.1 oprobit模型

本文的基本计量模型设定为：

其中，mobility为被解释变量，代表代际阶层流动，tizhi为核心解释变量，代表父辈的体制内身份。因为所分析被解释变量为排序变量，因此本文主要采用oprobit模型进行分析。

3.4.2 倾向得分匹配法(PSM)

为了更干净地识别父辈体制身份与阶层流动间的因果关系，我们在后文中将借助“倾向得分匹配法”对数据进行匹配后进一步进行回归。更具体的，我们首先利用logit模型计算出父辈进入体制内的倾向得分值，再对得分相近的样本进行匹配，进而利用匹配后的样本求出平均处理效应ATT(average treatment effect on treated)。我们以父辈身处体制内的样本为例进一步阐述如下：

ATT=E[mobilityi1(tizhi=1,x),p(i)]-E[mobilityi0(tizhi=1,x),p(i)]

上式中mobilityi1(tizhi=1,x)代表第i个父辈拥有体制内身份的个体的阶层流动水平，mobilityi0(tizhi=1,x)代表第i个父辈拥有体制内身份的个体若父辈处于体制外时的阶层流动水平，p(i)代表倾向得分值。由于父辈拥有体制内身份的个体若父辈处于体制外时的阶层流动水平具有不可观测性，因此只能以与其匹配的父辈处于体制外的个体的阶层流动水平近似替代，这时有：

ATT=E[mobilityi1(tizhi=1,x),p(i)]-E[mobilityi0(tizhi=0,x),p(i)]

4 回归分析

4.1 基准回归

利用oprobit模型，我们考察了父辈体制内身份对代际阶层流动的影响。表2列(1)中我们仅就父辈体制内身份进行了一元回归，结果显著为负。列(2)中我们控制了父辈的社会阶层和受教育水平，结果依然显著为负。列(3)中我们进一步控制了其他可能影响代际流动的因素，列(4)在此基础上控制了省份虚拟变量，结果依然显著为负，并在1%水平上显著。以上结果表明父辈体制内身份显著降低了个体阶层代际上移的水平，且该影响十分稳健。假说1得到验证。

假说1可从中国的经济体制变迁过程中得到解释。该变迁过程造成了两个重要结果，首先，国民经济中的私营经济比重迅速提高。尤其是在邓小平南巡讲话之后，中国的私营经济开始了持续至今的蓬勃发展。这突出表现为私营企业数目和总注册资金数的剧增。据统计，1994年中国私有企业数目为43.2万家，比1993年增加了82%；1992年到1995年期间私营企业总注册资金数增加了近20倍。至2018年，中国私营经济比重已超过60%。第二，体制内岗位所获资源逐渐减少。这不仅源于计划经济时代一些重要政府部门在市场化过程中失去权力，而且源于大量国企陷入亏损境地。在这种情况下，许多原本体制内的人员——如政府官员、国企员工和负责人以及科研院校的学者甘愿放弃“铁饭碗”以投入私营部门。然而，并非所有个体在面对这种日渐拉大的福利差距时都可以“弃公从商”，一个关键问题是，由于多年体制内工作所培养的人力资本往往是所谓“专用性资本”，在市场上并无价值，因此大量体制内成员只好或者继续待在体制内而无法充分享受市场化进程所带来的红利，或者随着后来国企改革进程加入“下岗”大军。这显然会对子辈的社会阶层产生负向影响。

表2 基准回归：体制内身份与代际流动

有几点需要说明。其一，虽然父辈体制内身份阻碍了个体向上的代际流动，但这并不意味着作为子辈的个体的社会阶层低于父辈。实际上，从上文的统计描述来看，无论其父辈是否拥有体制内身份，平均而言子辈的阶层都出现了向上的代际流动。所不同的是当父辈有体制内身份时，这种向上的流动水平更低。其二，父辈的体制内身份并不是随机获取的，因此该身份不仅意味着伴生于它的各种资源和约束，而且代表了父辈与体制外的其他人在很多方面的不同。后者对代际流动的影响与其说是源自体制，不如说是来自父辈的自身禀赋。由于本文意图是考察经济体制变迁下的代际流动，因此更关注前者，即伴生于体制内身份的资源或约束对代际流动的影响，本文控制了包括父辈禀赋(父辈受教育水平)在内的其他可能影响代际流动的变量，其目的正在于此。另外，与我们的预期一致，当父辈处于更高的社会阶层时，子辈阶层向上流动的潜力更小，表现为表2中父辈社会阶层的影响显著为负。

表3 市场能力、父辈体制内身份与代际阶层流动

4.2 父辈市场能力的影响

为验证假说2，即当拥有契合市场的能力时，父辈的体制内身份对社会阶层代际上移的影响将被减弱，我们需要设法衡量父辈的“市场能力”。体制内不同部门由于参与市场活动的方式与程度不同，处于其间的个体在经济体制变迁前后所拥有的资源也有很大差异。计划经济时代的一些重要部门，在市场化后的重要性可能会急剧下降(3)典型的如地方粮食部门，在计划经济时代其承担着粮食调配等重要职能，是名副其实的权力部门，但在粮食交易逐渐放开由市场调节以后，粮食局的职能逐渐变为相关政策和方案拟定，市场协调和监督等。在一些县市，粮食局甚至被精简为农业局下属的一个科室。。若能将体制进行进一步的细分，并分别测度不同部门中父辈的体制内身份对代际流动影响的异质性，就能够充分验证我们的假说。然而遗憾的是，目前并没有数据库能够支持这一思路的实现。因而我们退而求其次，以两种更间接的方式验证假说2。首先，我们利用王小鲁和樊纲测算的2008-2014年不同省份市场化指数的平均值，按照低、中、高三种市场化水平对不同地区进行划分。如果假说2成立，一个合理的推论是在具有更高市场化水平的地区，父辈体制内身份对代际流动的负向影响会更大。第二，以往研究表明，当市场转型带来新的分层机制后，来自教育的人力资本将取代政治权力成为阶层流动中的关键因素(Nee，1989)，因此我们以父辈的受教育水平作为衡量市场能力的指标。进一步的，我们按照父母之间的最高学历是为中学及以上，按照父辈受教育程度的高水平和低水平将样本进行划分。如果假说2成立，则父辈若拥有高教育水平，其体制内身份对代际流动的负向影响将减弱。而之所以选择中学作为划分教育水平高低的标准，是因为在过去教育资源相对贫乏的年代中学毕业已经算是较高学历了。从数据上来看，父辈的受教育水平均值仅为1.615，处于小学与中学之间。实际上，我们也将大学及以上作为依据重新划分了样本并进行估计，结果并无二致。

估计结果见表3。列(1)至列(3)表明，在低市场化水平的地区父辈体制内身份对阶层代际流动没有影响，而随着市场化程度提高该影响将增大。列(4)和列(5)表明，当父辈拥有更高的受教育水平时，父辈体制内身份的影响将消失。这符合我们的预期，验证了假说2。如上所论，中国的经济体制变迁过程削弱了依附于体制内身份的资源禀赋，但并非所有体制内的所有成员都可通过“用脚投票”的方式获得市场化改革所带来的红利。进而言之，只有拥有契合于市场能力的个体才能够在一定程度上消解体制内身份对子辈阶层上移的负向影响。表3所呈现结果证明了这一点。

表4 行政权力、父辈体制内身份与代际阶层流动

4.3 父辈行政权力的影响

为验证假说3，即若父辈拥有行政权力时，父辈体制内身份不会影响阶层的代际上移，我们遵循两种思路。首先，根据父辈是处于政府还是国企内，我们将体制内身份进一步细分为“政府身份”和“国企身份”。一般而言，政府人员即使没有干部身份，相较于国企人员也拥有一定的行政权力。显然，如果假说3成立，父辈拥有“政府身份”对代际阶层上移的影响将较小，“国企身份”的影响则较大。列(1)和列(2)显示了回归结果，验证了假说3。进一步的，我们按照父辈中是否有股级以上干部，将样本做了进一步细分并回归。列(3)表明当父辈就职于政府且拥有干部身份时，父辈体制内身份甚至会对阶层的代际上移产生正向影响，列(4)再次表明作为政府成员，即使没有干部身份也依然拥有一定行政权力，导致其体制内身份对阶层的代际流动没有影响。列(5)和列(6)分别对父辈就职于国企中，拥有行政权力和没有行政权力的样本进行了回归，结果表明，只有当国企成员没有行政权力时，父辈体制内身份才会阻碍阶层代际流动。以上结果再次验证了假说3。中国的经济体制改革是一个政府主导下“摸着石头过河”的过程。从改革伊始将市场视作“笼中之鸟”的理念，到当下各种产业政策制定和执行的如火如荼，都体现了政府对经济运行的深度参与。因此虽然中国的市场化进程在不断推进，但各级官员依然手握能够决定经济运行的重要权力。如上所论，中国“政府+市场”的治理特征使得行政权力作为一种“通用性”资源在市场化转型中依然能够有效“保值”，进而使得拥有行政权力的个体能够在经济体制变迁过程中在一定程度上保证子辈的社会阶层。

5 稳健性检验

5.1 倾向得分匹配法

由于父辈体制内身份并非随机获得，因此上述父辈体制内身份对代际阶层流动的影响可能并非来自前者本身，而是来自拥有体制内身份的个体所具有的其他特征。一方面，体制内身份一般而言意味着更稳定的收入和生活，因此进入体制需要竞争，这意味着可能是本来就具有更高禀赋的人拥有体制内身份。如果仅是如此的话，我们上述分析依然成立，只是会低估父辈体制内身份对阶层代际上移的影响。但是另一方面，体制内身份的获得还可能来自对父母工作的继承，这尤其在国企内更是十分普遍。我们虽不能断言通过继承获得体制内身份的个体在各方面弱于体制外的个体，但获得体制内身份过程的非随机性所导致的估计偏误显然存在。为了克服该问题，我们在上文分析中控制了父辈的受教育水平，但为了获得更干净的因果效应，我们将借助倾向得分匹配法来做进一步的分析。本节的分析分为两部分，首先我们利用数据库中涉及父辈禀赋的所有变量对样本进行匹配，然后使用匹配后的样本重复之前的回归。

表5 平衡性检验结果

表6 基于匹配后样本的回归

5.1.1 基于倾向得分的样本匹配

如上所述，为更干净的识别父辈体制内身份与代际阶层流动间的因果关系，我们先对原样本进行倾向得分匹配。为实现这一目的，我们在匹配时尽可能控制了数据库中几乎所有的父辈特征，其中包括父亲和母亲的年龄(当子辈14岁时)、政治身份和教育水平。匹配前后的样本特征见表5。匹配后的处理组和控制组之间在各个特征上均不再具有明显差异，且标准偏差降到较低水平，匹配效果良好。

5.1.2 基于匹配后样本的回归

我们利用匹配后的样本，进一步验证本文假说。表6的列(1)报告了父辈体制内身份对代际阶层流动的影响，结果依然显著为负，从而再次验证了假说1。列(2)至列(4)分别报告了在不同市场化水平下父辈体制内身份对阶层代际流动的影响，结果显示在高市场化水平下依然影响最大，这再次验证了假说2。列(5)和列(6)分别报告了父辈就职于政府和国企的不同影响，结果显示当父辈就职于政府时，其体制内身份不影响阶层代际流动，而当就职于国企时，对代际阶层流动的影响显著为负。这意味着行政权力可以降低父亲体制内身份的影响，再次验证了假说3。

表7 稳健性检验

5.2 替换被解释变量

由于个体往往难以对社会阶层这种比较抽象的指标进行准确判断，因此在测度代际阶层流动时可能存在一定的信度偏差，据此，我们按照阶层流动指标与0之间的大小关系，将其重新赋值。具体而言，若代际阶层流动指标小于0，则赋值为-1，代表代际阶层向下移动；若大于0，则赋值为1，代表代际阶层向上移动；若等于0，则赋值为0，代表代际阶层不变。

根据上述赋值，我们再次利用oprobit模型对总样本和分样本进行估计，发现主要变量的估计结果与前文一致，三个假说再次被分别验证。这说明本文所估计的父辈体制内身份对阶层代际流动的影响是稳健的。

6 结论

依据所处体制内外对社会成员进行的身份划分作为中国社会结构的重要维度，其对社会阶层代际流动的影响在以往研究中却未得到充分考察。利用整合后的2010、2012和2013年三年的CGSS数据，我们发现父辈体制内身份对阶层的代际上移具有显著的负向影响。进一步的分析结果表明，当父辈拥有契合于市场的能力或行政权力时，父辈体制内身份的负向影响将被弱化。这说明上述影响来自于中国改革开放以来以政府为主导的市场化进程。

本文的政策含义十分明显：进一步加强社会流动性需要更深入的政治体制改革。而本文的理论贡献并不仅在于考察了一个在以往研究中被普遍忽视的变量，更在于由此揭示出改革进程下中国独具特色的代际流动模式，这对我们理解过去几十年间的代际阶层流动具有重要参考价值。最关键的，父辈体制内身份对代际阶层上移的阻碍作用意味着我们不能单以阶层流动强度来判断社会开放性的大小，因为中国几十年内深刻的经济体制变迁进程通过改变不同阶层的资源配置状况，进而改变了不同阶层自身的上下位置。换言之，更高的流动强度不仅可能源自社会系统开放性的增加，也可能源自社会结构自身的变化。如何更准确的区分二者，以及更细致地刻画经济体制变迁对阶层流动的影响机制，是我们进一步的研究方向。