“阶层跨越”还是“阶层固化”——基于代际间经济、教育、社会地位流动的微观测度与比较分析

郝晓婧

(中国财政科学研究院，北京 100142)

一、引言

改革开放四十余年来，我国经济社会取得了长足发展，当前社会主要矛盾已经转变为人民日益增长的美好生活需要同不平衡不充分的发展之间的矛盾。其中，不平衡不充分发展的一个突出问题体现在收入差距依然较大。事实上，社会公平问题不仅体现于此，更重要的是，这一收入分配不公很可能随着代际进行传递，久而久之，阶层间的流动便会减弱。代际阶层流动(以下也简称“代际流动”)反映了社会的流动和变迁，对于维系社会公平具有重大意义，尤其是当前收入分配差距依然较大的情况下，若代际流动较弱，则意味着这一收入不平等现象可能会随着代际进行传递，进一步加剧社会不公，形成“阶层固化”。若代际流动较高，则处于社会底层群体的后代有更多机会向上流动，从长期看，有助于减弱收入分配差距带来的负面影响，产生“阶层跨越”。

然而近年来，社会上频频出现一些“富二代”“穷二代”“官二代”“拼爹”现象，“鲤鱼跃龙门”“寒门出贵子”难再现，由此激发的矛盾不断，日渐成为社会公众关注的焦点。当前，我国已顺利实现第一个百年目标，站在新的历史起点上，“扎实推进共同富裕”成为我们下一个阶段的奋斗目标，而其核心正是社会公平。

只有认清发展状况，才能找出痛点、对症下药，当前我国的社会公平程度究竟如何？是趋于“阶层跨越”还是“阶层固化”？必须切实了解现状，才能有的放矢，更好推动改革，推进共同富裕。已有诸多文献和指标在同一时间截面上衡量我国的社会公平程度，本文拟从阶层流动的视角进行纵向剖析，基于经济地位、教育背景、社会地位三个维度探讨代际阶层流动及其变动趋势。

二、文献综述

代际阶层流动，最初属于社会学的研究范畴。1979年，Becker & Tomes首次建立了关于收入分配和代际流动的理论模型，开创了经济学领域对代际流动研究的先河。[1]根据Becker & Tomes代际收入流动性是用于衡量子代收入在多大程度上受父代收入的影响，这一影响通常可使用代际收入弹性系数(IGE)来度量。要想获得IGE的无偏估计，需要使用两代人的终身收入，但这一数据难以从现实中的统计数据或调查数据中直接获得。为此，随着计量方法的不断优化，学者们尝试了多种方法对其进行改进，如使用多年度收入数据的平均值代替终身收入，加入两代人年龄及年龄的平方项，使用工具变量，使用非线性回归模型进行估计。[2-8]

关于我国代际收入流动性的测算最早始于王海港的研究，他首次使用城镇家庭微观调查资料，测算了1988年和1995年我国的代际收入流动性，结果表明，两年的代际收入弹性分别为0.384和0.424，意味着我国代际收入流动性在降低。[9]郭丛斌、闵维方使用《中国城镇居民教育与就业情况调查》数据测算了我国2004年代际收入弹性系数为0.320。[10]苏宇楠、许发明为考虑数据的分层嵌套特点，使用分层线性结构模型测算了父亲与子女之间的代际收入弹性为0.266。[11]李小胜使用《中国社会综合调查开放数据库》 (CGSS)测算得到居民代际收入弹性系数为0.309。[12]陈琳、袁志刚分析了1988～2005年中国居民代际收入流动性的变动趋势，结果表明代际收入弹性呈现大幅下降而后趋于稳定的态势。[13]

在代际收入流动的基础上，众多学者也从其他层面探讨了代际间的阶层流动，其中最具代表性的有两种：一是以教育为代表的人力资本，一方面，父代可以通过影响子代的人力资本投资，进而影响子代；另一方面，父代可以通过自身的受教育程度影响子代。一般而言，受教育程度越高的父代越重视对子代的教育。[1，14-18]二是以职业、政治资本、社会关系网络为代表的社会资本，一方面，父代可以通过职业的代际传递影响子代；另一方面，父代可以通过自身拥有的社会关系网络，为子代寻求和创造更好的就业机会。[19-24]

综上，既有文献多数从收入、教育、职业等单一要素考察代际间的阶层流动，关于三者之间的变动趋势及比较分析较少。鉴于此，本文将经济地位、教育背景、社会地位同时纳入代际阶层流动的分析框架，从微观视角进行测度，不仅回答基于三者的代际间阶层究竟是趋于“跨越”还是“固化”，并且期望从三者的变动趋势和比较分析中得到部分政策启示，为推进共同富裕下的公共政策提供部分支撑。

三、研究设计

(一)模型设定

沿用传统研究的一般做法，参考Becker & Tomes等经典文献[1]，本文使用父代社会阶层对子代社会阶层的回归系数来体现社会代际流动性，如式(1)所示：

(二)变量定义

为全面衡量两代人所处的社会阶层，本文拟从经济地位、教育背景、社会地位三个角度切入分析。这主要基于以下三方面的考虑：第一，经济地位往往是一个人所处社会阶层的最直接体现，经济地位越高，所处社会阶层越高；第二，受教育水平是决定一个人收入水平、社会地位的关键要素；第三，社会学研究领域认为，社会阶层与一个人的职业紧密相关，本文同样也借鉴了这一观点。

1.基于经济地位的代际流动。本文使用父代收入对数值对子代收入对数值的回归系数来衡量基于经济地位的代际流动性，如式(2)所示：

2.基于教育背景的代际流动。使用父代受教育年限对子代受教育年限的回归系数来体现基于教育背景的代际流动性，具体回归模型为：

3.基于社会地位的代际流动。使用父代社会地位对子代社会地位的回归系数来体现基于社会地位的代际流动，具体回归模型为：

(三)数据与描述性统计

1.数据来源

本文数据来源于1988年、1995年、1999年、2002年、2007年和2013年中国家庭收入调查(CHIPS)，主要基于以下三方面的考虑：第一，样本覆盖范围广。CHIPS样本或是覆盖全国绝大部分省份，如1988年覆盖了28个；或是调查地区具有代表性，涉及东部沿海地区、内陆地区、西部地区、直辖市等。第二，覆盖样本多。CHIPS每年涵盖上万个家庭住户，涉及家庭成员5～8万人，并且同时包含了城镇和农村样本，自2002年始独立设置了流动人口样本。第三，时间跨度长。CHIPS调查始于1988年，至今已历经了7轮调查，这对本文研究代际流动的变化趋势提供了有利的数据支撑。

2.数据处理

首先，在样本匹配方面，本文利用CHIPS数据库中“家庭代码”和“与户主关系”两个变量进行父子对信息的识别，具体方法为：处于同一家庭代码下的户主与子女、非亲生子女匹配，父母与户主匹配，岳父母/公婆与配偶匹配，父母与兄弟姐妹匹配，子女与孙子女匹配。(1)这里“父母”“子女”等都是指与户主的关系。同时为更精确匹配有效父子对，本文剔除了年龄小于23岁(2)正常个体接受完大学教育是22岁，因此本文将年龄限制到23岁及以上。的子代样本和年龄大于65岁的父代样本，这是为规避子代年龄过小、未进入社会参与工作以及父代年龄过大、已离开社会工作行列两种情况。其次，在经济地位变量方面，综合考虑数据的代表性、稳定性和连续性，本文主要使用包括基本工资、补贴、津贴、补助、福利、奖金等在内的个人工资性收入，个别未给出总数的年份(1988年和1995年)由相应分项加总得到。为剔除通胀因素，实际收入由各年度城市、农村居民消费价格(1985年为基期)分别处理得到。再次，在教育背景变量方面，本文使用受正规教育的年数(不包括跳级、留级年数)代表个人受教育年限。最后，在社会地位变量方面，本文使用样本的职业类型、所处行业、单位性质和政治身份经主成分分析得到。在具体识别上，由于我国仍处于发展阶段，社会阶层尚未完全定型，代际流动研究对社会地位的划分都宜粗不宜细[25，26]，因此本文采取了如下识别方法：第一，职业类型使用三分法，划为精英阶层(依靠脑力劳动获得收入并掌握一定社会资源)、次精英阶层(依靠脑力劳动获得收入或在范围较小的领域掌握部分社会资源)和大众阶层。第二，所处行业使用五分法。根据国家统计局给出的各行业就业人员平均工资标准，将所涉行业划为五个梯队。第三，单位性质使用二分法，分为公职群体和非公职群体。第四，政治身份使用二分法，分为党员和非党员。CHIPS 2013相关变量的描述性统计如表1所示。(3)限于文章篇幅，此处仅展示CHIPS 2013主要变量的描述性统计，其余年份略。若感兴趣可向作者索取。

表1 CHIPS 2013主要变量的描述性统计

四、实证结果

(一)基本回归结果

表2汇报了基本回归结果。各年度回归中，横向第3～6、7～10、11～14行分别为基于经济地位、教育背景、社会地位的代际流动性回归结果。除前述相关控制变量外，考虑到我国经济社会发展中客观存在的城乡二元结构，所有回归均加入了城镇/农村控制变量；考虑到职业、行业对个人收入的影响较大，且不同行业和职业的工资动态变化也不一致，在测算代际收入流动性时，各回归均控制了子代的职业、行业特征。

表2 基本回归结果

回归结果显示，各年度基于经济、教育、社会地位的代际流动相关性系数均在1%水平上显著为正，大小处于0.13～0.34范围之内，体现出了一定程度的代际传递。总体看，相较于其他国家，如美国0.60[3]、英国0.58[50]、巴西0.69[51]，我国代际流动性尚未进入令人警惕的低位。这意味着，当前我国阶层固化问题仍不甚严峻，阶层间依然存在一定幅度的流动，这在很大程度上得益于中国特色社会主义的制度优势和经济社会的不断发展。

(二)进一步分析

1.基于经济地位的阶层流动

根据基本回归结果，图1描述了1988～2013年我国代际收入弹性系数。可以看到，我国代际收入弹性呈现先下降后上升的“正U形”态势，整体仍呈下降态势。这意味着，从经济地位看，我国代际流动性在改善，趋于“阶层跨越”，但近年来出现“固化”风险。这一现象可能与我国的制度优势和经济体制改革相关。一方面，我国是社会主义国家，生产资料全民共有，这在意识层面赋予每个个体以平等的身份，任何人只要有相应的能力，即便是底层人群，其及后代都有可能通过努力获得向上流动的机会；另一方面，大力发展社会主义市场经济，经济发展欣欣向荣，为个体的阶层流动创造了更多机会和可能。因此1988年之后，基于经济地位的代际阶层流动不断加强。而2010年以来，改革逐步步入了深水期和攻坚期，我国面临经济转型升级、产业结构调整等诸多难题，迎来了经济结构调整的“阵痛期”，相比于过往十数年，改革红利释放更为艰难，个体在社会中流动的机会相对较少，因此代际流动性又有所减弱。

图1 我国代际收入弹性系数 图2 分高、低收入我国代际收入弹性系数

进一步地，为考察高、低收入群体在阶层流动上的异质性，本文根据父代收入以其收入中位数为界，将各年度样本划分为高收入组群和低收入组群并进行了回归，代际收入弹性系数回归结果如图2所示。可以看到，各年度高收入组群的代际收入弹性均位于低收入组群之上，二者变化趋势基本同整体趋势一致。上述结果意味着，从经济地位看，我国低收入人群的代际流动性高于高收入人群，更容易实现“阶层跨越”。这一结果并不意外，我国经济发展使得劳动力需求大大增加，大量低收入者的后代获得了提高自身收入的机会，实现了经济地位的跃升。而对于处于收入高位的个体而言，改革只是“锦上添花”而非“雪中送炭”，故遵循边际收益递减原则，高收入群体的代际流动性也相对较弱。

2.基于教育背景的阶层流动

图3描述了1988～2013年我国代际教育相关性系数。可以看到，我国代际教育弹性呈现逐年上升的态势。这意味着从教育背景来看，我国代际流动性逐步减弱，趋于“阶层固化”，与代际收入流动性的变化趋势恰好相反。这一现象反映出：基于经济地位的代际流动性的改善可能更大程度与我国社会经济发展所创造的客观条件相关，而与以受教育年限为代表的个人能力与素质的相关性相对较小。

图3 我国代际教育相关性系数 图4 分高、低受教育情况我国代际教育相关性系数

更进一步地，本文根据父代受教育年限，以其中位数为界限将各年度样本划分为高学历组群和低学历组群，并进行了回归，代际教育弹性回归结果如图4所示。可以看到，各年度高学历组群的代际教育弹性均位于低学历组群之上，二者的相差幅度由1988年的0.12上升至2013年的0.25。在变化趋势上，高受教育群体基本与整体趋势保持一致，低受教育群体则呈现振荡波动的趋势。这表明，从教育背景来看，我国低学历人群的代际流动性要高于高学历人群，并且二者的流动性差异有加大趋势，进一步揭示了有趋于阶层固化的风险。

上述结果实际上体现了教育对代际流动的两种作用。传统的代际流动研究表明，教育对于社会流动性是一把双刃剑，因为社会底层的后代可以通过教育获得更多向上流动的渠道，摆脱原有社会地位的影响，但教育也具有明显的自我实现和阶层再生产的特征，因而可能成为加强代际传递、固化社会阶层的利器。对于高学历群体，相对思想观念先进并且占据更多的社会资源，因此更有能力、也更有意愿为其子代进行人力资本投资。与此同时，随着改革的不断深化，改革红利短期内难以释放，处于高社会阶层的群体越来越倾向于通过子女教育来体现其优势，对于本身受教育程度较高的群体来说更是如此，因此代际教育传递性有加强的趋势。对于低受教育群体，教育则是为其后代提供了一个改变“命运”的机会，通过教育，低受教育群体子代就有可能凭借自己的努力提高自身受教育程度和综合素质，改善在社会中所处的位置，进而减弱代际传递。但需要看到，低受教育群体通常占有较少的社会资源，对子女进行人力资本投资的能力有限，因此上述过程的成败有赖于教育机会均等的实现程度。20世纪90年代以来，无论是“普九”工程的大力实施，还是高等教育扩招，无论是积极发展高中教育，还是强化学前教育财政供给责任，各级政府都在加大教育支出力度积极为社会提供较为公平的公共教育服务，尤其是21世纪以来，财政教育支出更多偏向农村地区以及中西部困难地区、边远地区，这在很大程度上能够弥补低受教育群体对子代人力资本投资的不足，因此近年来其代际教育流动性有所改善。

3.基于社会地位的阶层流动

图5描述了1988～2013年我国代际社会地位相关性系数。可以看到，同代际教育流动相一致，我国代际社会地位弹性呈现逐年上升的态势。这意味着，从社会地位来看，我国代际流动性逐步减弱，同样趋于“阶层固化”。这一现象可能有以下两个解释：首先，从个体角度来看，我国自古以来就有“子承父业”的传统，子女在成长过程中会受到父母社会地位的渗透。同时，父母倾向于认为若“子承父业”，则其形成的社会关系网将对子代未来的职业发展有所裨益，因此子代在自身社会地位形成的过程中会自觉或不自觉向其靠近。其次，从社会角度出发，改革开放以后的一系列重大改革推动了整个社会的整体向前，但各社会阶层的相对壁垒尚未真正打破，由此带来的结果可能是从“金字塔”的下几层整体向上跃升，“差的变好，好的更好”，相对位置难以短时间改变。

图5 1988～2013年我国代际社会地位相关性系数

(三)异质性分析

1.阶层流动的城乡差异

城乡二元结构是我国在经济社会发展中以自然地理空间差异为起点、因户籍制度、产业结构、政策差异等形成的城镇、农村发展不对等现象，这一不对等是我国发展中固有的、不可回避的客观事实，因此本文进一步考察代际阶层流动的城乡差异。回归结果如表3、图6所示(4)CHIPS 2007由于未统计样本的政治身份，且农村样本的单位性质也缺失，因此2007年代际社会地位流动性回归结果可能有所偏差。。

表3 分城镇、农村社会代际流动性基本回归结果

图6 1988～2013年分城镇、农村代际流动相关性系数(从左到右依次为收入、教育、社会地位)

基于经济地位的代际流动方面，城镇代际收入弹性呈现波动中上升态势(1988年、2013年分别为0.31、0.38)，农村总体保持下降态势(1988年、2013年分别为0.43、0.25)。2002年之前农村代际收入弹性大于城镇，而在2002年城镇反超农村。上述结果表明，从经济地位来看，城镇代际流动总体减弱，趋于“阶层固化”；农村代际阶层流动总体改善，趋于“阶层跨越”，但近年来也出现“固化”风险。这一现象可能与改革的渐进性相关。我国一系列改革大多采取先城镇后农村，城市带动农村发展的模式，故改革红利可能最先惠及城镇地区，城镇个体的子代先有更多机会改善自身收入水平，代际流动性加强。而后，随着城镇化和农村劳动力大规模转移，改革红利逐步扩大到农村地区，农村代际收入流动性也得以改善。

基于教育背景、社会地位的代际流动方面，不论城镇还是农村，总体代际流动相关性系数均呈现上升的态势，且城镇高于农村。这一结果表明，从教育背景和社会地位来看，城镇和农村代际流动在减弱，均趋于“阶层固化”，但总体农村的流动性要高于城镇。

2.阶层流动的代群差异

考虑到不同出生年代的子代可能会因社会客观环境差异而形成“代群效应”，本文进一步考察代际阶层流动的代群差异。回归结果如表4所示，(1)～(4)分别使用出生于1940～1959年、1960～1969年、1970～1979年、1980～1990年的子代样本与其相匹配的父代样本进行回归。结果显示，不同出生年代的代际收入、教育、社会地位相关性系数都在1%水平上显著为正。“60后”“70后”“80后”的代际收入弹性逐步降低(5)若进行更细程度的划分，即以“60后”“65后”“70后”“75后”……进行划分，这一趋势则是呈现振荡下降的态势，具体回归结果可向作者索取。，依次为0.32、029、0.28；代际教育、社会地位流动相关性系数整体上升，前者依次为0.19、0.26、0.32，后者依次为0.30、0.44、0.33。这一结果与上文代际阶层流动的时间变动趋势基本保持一致，也进一步验证了结论的稳健性。

表4 分出生年代社会代际流动性基本回归结果

(四)考虑非同住子女情况

鉴于 CHIPS主要是针对同一住户的调查，本文据此得到的样本也主要是同住父子对。考虑到非同住子女样本可能对结论产生影响，本文借助CHIPS部分年份住户问卷中关于非同住子女的调查，进一步匹配父子对，在基本回归的基础上进行结论的稳健性检验。

样本匹配方面，CHIPS 2013、CHIPS 2007对户主的非同住子女、户主或配偶的非同住父母的情况进行了较为详细的统计，因此本文选择2013年和2007年两个年份对非同住子女样本进行分析。其中，问卷中涉及非同住子女情况的共有两处：一是户主的非同住子女，二是户主和配偶的非同住父母。两年均披露了其受教育程度，2013年的城镇问卷中还调查了户主非同住子女的收入情况。(6)另外，两年均披露了非同住子女、父母的职业情况，但并未完全涵盖本文测算社会地位所需要的四个指标。基于此，本文利用家庭代码、与户主关系，匹配相关非同住子女样本对，并主要从教育维度对非同住子女样本及其产生的影响进行分析。

表5汇报了考虑非同住子女情况的回归结果。结果显示，2013年和2007年，非同住子女样本的代际教育相关性系数分别为0.28和0.15，均低于本文基本回归(表2)中的相应数值0.31和0.27，2013年代际收入流动性情况同样类似。这意味着非同住子女的代际教育流动性相对于同住子女样本较强。进一步将两个样本混合后可以发现，2013年的代际教育流动相关性系数变化不大，从原来的0.31减小为0.30；2007年系数变化较明显，从原来的0.27减小为0.15。但从变化趋势上看，依然呈现从2007年到2013年代际教育流动性减弱的趋势，与本文基本回归所得结论一致。

表5 考虑非同住子女样本回归结果

此外，本文还进一步考虑了非同住子女样本的城乡异质性，并进行了回归。(7)详细回归结果可向作者索取。结果显示，2013年非同住子女样本城镇、农村的代际教育流动性系数分别为0.33和0.15，均低于同住子女样本相应系数，2007年情况也类似。这意味着，对于非同住子女样本而言，无论是城镇还是农村，代际教育流动性均强于同住子女样本，城镇流动性弱于农村流动性。合并样本回归结果显示，2013年城镇、农村的代际教育流动相关性系数分别为0.34、0.17，均低于原回归相应系数，但依然是城镇高于农村，2007年情况类似。在变化趋势上，无论是城镇还是农村，都呈现出从2007年到2013年的增长趋势。这意味着，在考虑非同住子女情况后，城镇的代际教育流动性依然低于农村，且二者的流动性同样呈减弱趋势，这与本文之前所得的结论保持一致。

五、结论与政策启示

本文使用1988～2013年中国家庭收入调查(CHIPS)数据，从经济地位、教育背景、社会地位三个维度考察了我国代际间阶层流动状况。结果显示：总体看，当前我国阶层固化问题仍不甚严峻，阶层间依然存在一定幅度的流动。进一步细分维度看，基于经济地位的代际阶层流动性在改善，趋于“阶层跨越”，但近年来出现“固化”风险；基于教育背景和社会地位的代际阶层流动性在恶化，趋于“阶层固化”；代群效应分析进一步证明了上述结论。同时，低收入人群、低学历人群、农村人群的代际流动性相对更高。

结合我国经济社会发展的实际情况，本文认为产生这一现象的原因有二：第一，基于经济地位的代际流动性改善，可能更多得益于我国社会经济发展所创造的客观外在环境的转变，这种阶层间的流动是一种“相对流动”，由此产生的社会公平是一种“结果公平”。改革开放以后，我国经济社会发展成果斐然，为提高代际流动性提供了有利的客观条件。比如经济发展创造了更多就业岗位，科技进步带来劳动生产率的大幅上升，产业结构变化改变了人们的生产方式和就业形态，等等。由此带来的是全社会人群经济能力的提升，相对于父代，下一代的经济地位获得了跃升，但在子代之间，他们所处的阶层位置可能并未发生太大改变。因此这种阶层流动仅是相对的，仅是基于代际纵向比较、而非横向改变。同时，收入是受多种因素影响的综合结果，基于经济地位的代际流动性改善更多是一种“结果公平”，难以直接从中窥探出究竟哪些因素在其中发挥了主导作用。第二，基于教育背景和社会地位的代际流动性减弱，意味着个人能力和综合素质的代际传递性依然较强，而这正是影响阶层“绝对流动”的关键因素，由此反映出的社会公平是一种“起点公平”。相比于收入，教育和社会地位在一定程度上更能反映撇去外部环境影响下的个人能力，更能反映阶层间的“绝对流动”。但遗憾地是，本文研究显示基于教育背景和社会地位代际流动性在减弱，进一步验证了基于经济地位的代际流动性改善可能更多源于外部环境变化，当前阶层流动仅是相对的、而非绝对的。一旦改革红利释放受限，个人能力对收入的影响将会放大，遏制代际流动改善趋势。这一点也在本文的研究中得到证实——近年来基于经济地位的代际阶层流动出现“固化”风险。这一现象背后折射出的是教育资源分配不公和家庭社会关系网络影响巨大，由此造成的“起点不公”影响了“结果公平”。

综上，本文认为相比于收入分配，社会不公平的根源可能更多来自于教育等涉及机会均等的领域。要从根本上撼动代际间的社会阶层，还需从个体的能力与素质方面入手，尤其是在改革逐步步入深水期、改革红利难释放的当下，如何进一步改善代际流动性，将是一项重要议题，而教育在此将大有可为。

本文研究结论或许在一定程度上可以为当前正在推进的教育“双减”政策提供部分支撑。“双减”政策的直接效应在于减轻学生负担，更深层次的政策效应在于从机会均等入手促进社会公平，尤其是在当前代际教育流动性偏弱的情况下，通过提升校内课后服务水平、限制校外培训行为，让每一个享受义务教育的适龄儿童都能拥有公平的受教育机会，而不因家庭财力、父母认知等因素产生机会不均等，以此降低代际传递，加强阶层间的流动。从这个角度来看，“双减”政策是面向未来的、真正从根源入手缓解社会不公问题，能够更好助力促进共同富裕。未来在防止阶层固化、加强阶层流动的公共政策设计上，可更多从基础教育等关乎初始机会均等的领域入手，促进教育公平，尤其是要注重惠及处于较低社会阶层的群体，使政策真正起到“釜底抽薪”的作用。具体来看，一方面要优化教育资源配置，着重缩小地区差距、城乡差距以及校际差距。另一方面要提高对贫困家庭的支出精准性。