社會代際流動區(qū)域差異及影響因素實證研究：以中國東北為視角

侯瑜，謝佳松

（東北財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟與社會發(fā)展研究院，遼寧 大連 116023）

一、引言

改革開放30多年來，我國經(jīng)濟社會結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大變化，與此同時，社會不平等問題不斷累積，“寒門再難出貴子”的代際流動固化現(xiàn)象越來越突出。代際流動固化，不但影響經(jīng)濟發(fā)展，而且會導(dǎo)致社會問題，有必要對其影響因素和機制進行研究。本文基于2013年中國綜合社會調(diào)查微觀數(shù)據(jù)，從主觀和客觀社會地位流動程度兩個視角比較中國東北三省與其他地區(qū)的社會代際流動性，考察不同社會階層代際流動性的地區(qū)差異，分析阻礙東北地區(qū)社會代際流動的因素，并在最后提出對策建議。

代際流動又稱“異代流動”，指同一家庭中上下兩代人之間社會地位的變動，一般以職業(yè)或收入等作為地位特征，以父母和子女在同一年齡時的職業(yè)或收入作為比較的基點，考察子輩與父輩相比，社會地位或收入有無提高，從中找出原因和規(guī)律。研究涉及代際職業(yè)流動、代際行業(yè)流動、代際收入流動以及代際社會地位流動等等，其中以代際收入流動和代際職業(yè)流動的研究最為普遍。

對于代際流動性的度量，Becker and Tomes（1979）[1]最早提出了代際收入流動的概念，即一個社會個體的收入狀況在多大程度上由父輩決定，代際收入彈性越強說明社會流動性越弱。在20世紀(jì)90年代之前，學(xué)者的研究似乎表明美國社會的代際流動性很強，但Solon（1992）[2]的研究指出，之前研究由于度量誤差及樣本的偏誤嚴(yán)重低估了代際彈性，他利用多年的平均工資得出的父子代際收入彈性至少為0.413，這個結(jié)果也與Zimmerman（1992）[3]估計的結(jié)果相同。在國內(nèi)，對社會代際收入流動的研究起步較晚。王海港（2005）[4]測算了1988年和1995年代際收入彈性分別為0.384和0.424。郭叢斌等（2007）[5]研究發(fā)現(xiàn)，中國城鎮(zhèn)居民收入存在較為明顯的代際傳遞效應(yīng)，多數(shù)子女與父親處在相同的收入組群。方鳴和應(yīng)瑞瑤（2010）[6]從代際城鄉(xiāng)流動視角研究發(fā)現(xiàn)，與農(nóng)村地區(qū)相比，社會資本和教育對城鎮(zhèn)地區(qū)的代際收入傳遞貢獻率更大，但是在農(nóng)村地區(qū)的代際收入傳遞中健康的貢獻率遠遠高于城鎮(zhèn)地區(qū)。陳琳（2015）[7]在糾正了估計偏誤后，更準(zhǔn)確地測得我國代際收入彈性在1990～1995年間高達0.8，在1998～2002年間為0.4。

代際職業(yè)流動是評價一個社會的機會結(jié)構(gòu)開放程度的重要指標(biāo)（Featherman，1972）[8]。Blau et al.（1967）[9]發(fā)現(xiàn)，美國存在著顯著的職業(yè)代際效應(yīng)，其中子承父業(yè)所占比例較高。嚴(yán)善平（2000）[10]采用1997年天津城市居民調(diào)查數(shù)據(jù)分析代際職業(yè)流動的總體水平和特性，結(jié)論認為，本人的后天性因素特別是教育對代際職業(yè)流動的作用重大，但在大多數(shù)職業(yè)中存在著較為明顯的父子或母女同職傾向。吳曉剛（2007）[11]研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民的代際流動相當(dāng)高，因為戶籍制度使國家將農(nóng)村中最聰明的人納入城市，提高了流動率。周興與張鵬（2014）[12]研究認為，我國城鄉(xiāng)各職業(yè)階層都具有較強的代際職業(yè)傳承性，這就使得社會整體的代際職業(yè)流動性偏弱，面臨著較為嚴(yán)重的天花板效應(yīng)。

關(guān)于影響代際流動的因素，包含先天基因遺傳和后天成長環(huán)境兩部分。Bjorklund et al.（2007）[13]在區(qū)分先天因素和后天因素這方面做出了開創(chuàng)性的研究。他們利用了同卵、異卵雙胞胎、被撫養(yǎng)的兄弟姐妹等進行分析發(fā)現(xiàn)，與先天因素及共同的成長環(huán)境相比，各自非共同的成長環(huán)境起了決定性的因素。Tuomas Pekkarine（2009）[14]通過跟蹤芬蘭綜合學(xué)校改革評估了重大教育改革這一沖擊，發(fā)現(xiàn)改革使代際收入彈性從0.3降到了0.23，提高了社會流動性。楊瑞龍等（2010）[15]在代際流動研究中引入尋租，認為父輩通過權(quán)力進行尋租從而增加下一代收入。邊燕杰（2014）[16]探討非優(yōu)勢階層的子代想要進入上層非常困難，因為他們難以獲得優(yōu)勢階層所擁有的資源，產(chǎn)生了“階層在生產(chǎn)”效應(yīng)。此外，更低的居民隔離（如戶口制度）、更多的社會資本、更好的基礎(chǔ)教育等都可以提高社會代際流動（Chetty et al，2014）[17]。

十九大報告指出，要堅決打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，讓貧困人口和貧困地區(qū)同全國一道進入全面小康社會。適度的代際流動性既是社會公平的重要體現(xiàn)，也是全面進入小康社會的關(guān)鍵要素。當(dāng)前中國經(jīng)濟步入新常態(tài)，增速趨于放緩，整體處于穩(wěn)步轉(zhuǎn)型改革的同時，各局部地區(qū)的經(jīng)濟形勢卻迥然不同，比如，東北地區(qū)出現(xiàn)人才嚴(yán)重外流、經(jīng)濟“斷崖式下滑”等現(xiàn)象（劉毅等，2009）[18]。因此本文想通過社會代際流動這一指標(biāo)來衡量相比其他地區(qū)，東北地區(qū)是否存在顯著的社會階層固態(tài)化，或者說，在中國社會總體流動率上升的背景下（陽義南和連義君，2015）[19]，東北地區(qū)是否存在一種阻礙人才上流的力量從而引致大量人才外流。

本文以微觀個體數(shù)據(jù)為研究樣本，為防止人口流動對研究產(chǎn)生偏誤（孫三百等，2012）[20]，以出生地刻畫一個人的所屬地區(qū)。此外，考慮到社會地位的復(fù)雜性和多重性，社會地位應(yīng)從財產(chǎn)、權(quán)力、聲望、榮譽等角度來考量，所以一個人的職位或收入不能完全等同于其社會地位。因此本文放棄使用代際收入彈性和職業(yè)代際流動強度刻畫代際流動性，而是采用主觀社會地位流動程度和客觀社會經(jīng)濟地位流動程度來比較東三省與其他地區(qū)的社會代際流動性問題，并對社會地位進行分級以考察其影響機制。

二、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源為中國綜合社會調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）2013年數(shù)據(jù)，共有11438個有效觀測值，覆蓋全國28個省、自治區(qū)和直轄市。

（二）變量定義

1.自變量和因變量

現(xiàn)有研究認為，生命周期偏誤是使得代際流動產(chǎn)生偏誤的重要原因（Haider and Solon，2006）[21]，將父親收入或社會地位固定到一個特定時期可以有效解決生命周期問題帶來的衰減偏誤。同時，Kruege（2008）[22]認為，主觀福利調(diào)查數(shù)據(jù)的有效性已能足夠保證我們在經(jīng)濟學(xué)上進行研究的可靠性，尤其是用于計量模型的構(gòu)建與分析。因此，本文利用個體在14歲時對家庭社會地位主觀估計來代理父輩的社會地位，用被調(diào)查者目前對自己社會地位的主觀估計表示子輩的社會地位。用子輩和父輩社會地位差異構(gòu)建代際流動程度，該值越大說明個體的代際流動越強。自變量為東北地區(qū)的虛擬變量。在CGSS調(diào)查問卷中，社會地位取值從1到10，取值越高，地位越高。此外，本文采用國際職業(yè)社會經(jīng)濟地位指數(shù)（International SocioEconomic Index）衡量人的客觀綜合社會地位，該指標(biāo)取值區(qū)間為16～90，數(shù)值越大，表示社會經(jīng)濟地位越高，同樣取個體與父親國際職業(yè)社會經(jīng)濟地位指數(shù)的差值來描述社會代際流動程度。

2.控制變量

首先，加入控制變量。如性別、年齡、年齡的平方項（用于捕捉年齡的非線性關(guān)系）、健康程度、受教育程度等；其次，加入政治因素。已有研究表明，政治因素對于人們的社會地位具有顯著影響作用，官員以及黨員的社會地位顯著高于群眾。引入政治面貌的虛擬變量，共產(chǎn)黨員賦值為1，非共產(chǎn)黨員賦值為0；用是否參與政治投票衡量政治參與度，參與政治投票賦值為1，否賦值為0；是否為工會會員，是賦值為1，否賦值為0；第三，基于我國城鄉(xiāng)二元分割的社會現(xiàn)實，加入戶口登記狀況以控制城鄉(xiāng)差異。在處理數(shù)據(jù)時，去除藍印戶口、軍籍、沒有戶口及其他。賦值農(nóng)業(yè)戶口為1，非農(nóng)業(yè)戶口為0；第四，將職業(yè)編碼轉(zhuǎn)化為國際社會經(jīng)濟地位指數(shù)以測量個人或父親的社會經(jīng)濟地位，用二者的差值刻畫客觀社會經(jīng)濟地位代際流動程度。最后，為控制地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r對社會代際流動的影響，引入全年工資性收入的自然對數(shù)作為控制變量。在對變量和數(shù)據(jù)進行處理后，變量的描述性統(tǒng)計見表1。

三、實證分析與結(jié)果

（一）計量模型及基準(zhǔn)回歸分析

根據(jù)前文分析與假設(shè)，構(gòu)建如下兩個計量模型：

在式（1）中，gapi表示i個體的社會地位代際流動程度，areai為地區(qū)虛擬變量，Xi為一系列控制變量，系數(shù)β1衡量了i個體所在地區(qū)與其他地區(qū)間代際流動存在的差異。式（2）加入交互項status14i*areai，用以檢驗東北地區(qū)父親的主觀社會地位對子女主觀社會地位的影響，其余變量為控制變量。交互項系數(shù)γ1表示東北地區(qū)代際依存度與其他地區(qū)代際依存度的差值。若其顯著為正，說明東北地區(qū)代際依存度高于其他地區(qū)，代際流動較低。對模型（1）和模型（2）進行回歸，回歸結(jié)果如表2。

由表2可知，模型（1）的被解釋變量為社會地位代際流動程度，解釋變量分別為東北地區(qū)、黑龍江、吉林、遼寧的地區(qū)虛擬變量。在控制其他變量的情況下，東北的系數(shù)為-0.408，在1%的水平顯著為負，即東北地區(qū)阻礙了個體社會代際地位的流動。分省看，解釋變量黑龍江的系數(shù)在5%的水平顯著為-0.233，吉林在1%的水平上顯著為負，系數(shù)為-0.493，遼寧在1%的水平上顯著為負，系數(shù)為-0.434，三個省份均不同程度拉低了東北地區(qū)的社會地位代際流動程度，吉林影響最為顯著，遼寧次之，黑龍江影響最小，三者的系數(shù)不僅具有統(tǒng)計上的顯著性，也具有經(jīng)濟意義的顯著性。

表1 描述性統(tǒng)計

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3 分位數(shù)回歸結(jié)果

模型（2）的被解釋變量為個人主觀社會地位，關(guān)鍵解釋變量為東北地區(qū)*14歲時家庭社會地位。在控制其他變量后，交互項的估計系數(shù)為0.0721，在1%水平顯著為正，表明東北地區(qū)家庭社會地位對本人社會地位的影響顯著高于其他地區(qū)，代際依存度較高，代際流動較低。

在模型（1）中，年齡顯著于其平方項，說明在該模型中，年齡對于主觀社會地位具有更明顯的線性影響，且其系數(shù)為正，說明隨著年齡的增大，本人社會地位逐漸高于其14歲時家庭的社會地位，整個社會的代際流動是隨年齡而上升的，符合現(xiàn)實。健康程度顯著為正，說明健康對一個人在社會結(jié)構(gòu)中的向上流動具有重要意義。戶籍制度顯著正影響，說明農(nóng)村的代際流動性更大（農(nóng)村戶籍值為1），與已有研究成果一致：城市居民的代際流動相對緩滯，可能因為城市居民本身的社會地位起點較高，子女上升空間有限，另一個原因可能是城鎮(zhèn)子女能較好地繼承父輩的物質(zhì)資源和社會關(guān)系資源，其代際依存度相對較高。在政治因素中，是否參與選舉的影響顯著為正，說明積極參與政治活動的人大多位于社會結(jié)構(gòu)中的較高層次。是否為工會成員這一控制變量并不顯著，與中國工會權(quán)利和地位的現(xiàn)實相符。擁有黨員身份對代際流動的影響也為正，符合預(yù)期。

模型（2）中，性別因素顯著且為負，與已有研究“男性代際流動相對比較容易，而女性停滯不前甚至向下流動”的結(jié)論相反。原因可能是男性的競爭壓力更大，承擔(dān)的經(jīng)濟負擔(dān)更多，因而顯示為自評的社會地位較低（陽義南等，2015）[19]。受教育程度在1%水平顯著為正，表明教育是打破階層固化的重要途徑，如果子代無法公平地獲取教育機會或者教育收益率因家庭出身不同而存在顯著差異，那么將抑制社會的創(chuàng)造力（邱玉娜，2014）[23]。

（二）分位數(shù)回歸

表3列舉了0.1、0.3、0.5、0.9和0.95五個分位點的回歸結(jié)果。由表3可以看出，雖然隨著社會階層的提高，東北與其他地區(qū)的代際依存度差距在縮?。ń换ロ椀南禂?shù)下降），但是東北地區(qū)社會代際依存度無論是在哪個社會階層均顯著大于其他地區(qū)（交互項的系數(shù)均顯著為負）。在社會地位結(jié)構(gòu)頂端，在全社會代際依存度都很高的情況下，東北地區(qū)仍在5%的水平上顯著高于其他地區(qū)，社會頂端“精英階層”的代際流動緩慢，存在“階層再生產(chǎn)”效應(yīng)，且東北地區(qū)更為明顯。同樣低階層家庭的代際流動也存在滯固現(xiàn)象。

（三）穩(wěn)健性檢驗

首先，為避免經(jīng)濟不獨立樣本對結(jié)果產(chǎn)生的干擾，剔除年齡小于25歲的樣本；其次，剔除自治區(qū)，因為其政策可能與東北地區(qū)有所偏差；剔除直轄市、江浙滬和廣東等較發(fā)達地區(qū)。將剔除后的樣本通過模型（1）進行回歸，結(jié)果如表4所示。此外，根據(jù)上文的闡述，引入客觀社會經(jīng)濟地位代際流動程度，構(gòu)造模型（3）：

表4 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

被解釋變量gapISEI為個體與父親客觀社會經(jīng)濟地位指數(shù)差值，用以衡量客觀社會經(jīng)濟地位代際流動程度，解釋變量為地區(qū)虛擬變量，Xi為控制變量。對模型（3）的回歸結(jié)果如表4所示。由表4可知，結(jié)果與前文結(jié)論一致，東北地區(qū)虛擬變量的系數(shù)顯著為負，結(jié)果較為穩(wěn)健。

四、進一步討論及檢驗

實證部分考察了東北地區(qū)的社會代際流動現(xiàn)狀，那么，阻礙東北地區(qū)社會代際流動程度的因素有哪些呢？基于文獻研究和現(xiàn)實考察，本節(jié)進一步討論創(chuàng)新環(huán)境、市場化程度、父親體制身份以及父親企業(yè)所有制對東北代際流動的影響。

（一）創(chuàng)新環(huán)境與代際流動

理論上，創(chuàng)新有助于加快代際流動。為驗證此理論，依據(jù)陳剛（2015）[24]，本文將創(chuàng)新環(huán)境以是否正在從事創(chuàng)業(yè)活動來衡量。具體地，若受訪者在接受訪問時回答自己是老板（或者是合伙人）、個體工商戶和自由職業(yè)者等，則視為從事創(chuàng)業(yè)活動，創(chuàng)新活動取值為1，否則為0。

在模型（1）的基礎(chǔ)上采用東北地區(qū)*創(chuàng)新環(huán)境交互項作為核心解釋變量，同時加入創(chuàng)新環(huán)境控制變量，考察東北地區(qū)社會代際流動程度與個體創(chuàng)新活動的關(guān)系。結(jié)果如表5所示，在控制其他變量的情況下，創(chuàng)新環(huán)境系數(shù)為0.254，在1%的水平顯著為正，說明從事創(chuàng)業(yè)活動的個體顯著推動了其在社會結(jié)構(gòu)中的流動，符合我們的預(yù)期；交互項估計系數(shù)為-0.533，在1%的水平顯著拉低了從事創(chuàng)業(yè)活動的人的代際流動程度，這表明在東北地區(qū)從事創(chuàng)業(yè)活動的人群比在其他地區(qū)從事創(chuàng)業(yè)活動的人群的代際流動更為緩慢，而且，東北地區(qū)從事創(chuàng)業(yè)活動的人群的代際流動不但沒有向上流動，反而出現(xiàn)負向流動的現(xiàn)象，即“劣勝優(yōu)汰”的“逆淘汰”現(xiàn)象，致使從事創(chuàng)業(yè)活動的人群在東北并不能充分發(fā)揮其個人能力，造成人力資本錯配。社會結(jié)構(gòu)低層家庭出身的人在向上層社會結(jié)構(gòu)流動的過程中遇到阻礙，無法得到與其才能相匹配的社會地位，不得不用腳投票，去其他地區(qū)尋找更公平有效的平臺，這就為東北地區(qū)人才流失問題給出了一個較為合理的解釋。

（二）市場化程度與代際流動

市場化進程越高，政府對市場干預(yù)越少，人口流動性和代際流動性越強。本文采用樊綱等（2010）[25]市場化指數(shù)數(shù)據(jù)表示市場化進程，在模型（1）中引入市場化進程，考察市場化進程對社會地位代際流動程度的影響，繼續(xù)引入東北地區(qū)*市場化進程指數(shù)交互項，觀察東北地區(qū)對這一傳導(dǎo)機制的擾動。結(jié)果顯示在控制其他變量的前提下，市場化進程指數(shù)回歸系數(shù)并不顯著，說明市場化進程對社會代際流動程度影響不大。交互項系數(shù)在1%的水平顯著為負，說明在東北地區(qū)市場化程度進一步阻礙了代際流動。

（三）父親企業(yè)所有制與代際流動

工作單位而非職業(yè)才是一個人社會經(jīng)濟位置的主要決定因素。東北地區(qū)作為老工業(yè)基地，國有企業(yè)占比高。國有企業(yè)的公有產(chǎn)權(quán)屬性決定了國有企業(yè)存在生產(chǎn)效率和創(chuàng)新效率的雙重損失（吳延兵，2012）[26]。以父親所在單位的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)刻畫國有企業(yè)是否會對代際流動產(chǎn)生影響：若父親工作單位是國有企業(yè)則取1，若父親單位不是國有企業(yè)則取值為0。在模型（1）中加入東北地區(qū)*父親單位產(chǎn)權(quán)性質(zhì)這一交互項與父親單位產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量，考察父親所在企業(yè)所有制形式對社會代際流動的影響。結(jié)果顯示，在控制其他變量的情況下，父親單位產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的回歸系數(shù)為-0.236，在10%水平顯著，表明在中國，父親在國有企業(yè)工作這一家庭背景拉低了社會的代際流動；東北地區(qū)與父親單位產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交互項系數(shù)顯著為-0.348，說明東北地區(qū)個體的父親所在單位的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對子女代際流動的影響比其他地區(qū)出現(xiàn)一個顯著的拖累效應(yīng)：若父親在國有企業(yè)工作，其子女代際流動明顯低于其他地區(qū)。

表5 基于創(chuàng)新環(huán)境、市場化進程指數(shù)和父親單位產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的進一步檢驗

（四）父親體制身份與代際流動

考慮到父親社會地位對子女社會地位的影響可能通過暗箱操作或裙帶關(guān)系影響（邊燕杰、蘆強，2014）[16]代際流動，本文引入父親體制身份變量進行進一步分析：不擔(dān)任任何行政職務(wù)賦值為0，無級別賦值為1，股級賦值為2，副科級賦值為3，正科級賦值為4，副處級賦值為5，正處級賦值為6，副局級及以上賦值為7?；谀Ｐ停?）引入東北地區(qū)*父親的行政職務(wù)交互項，分別考察東北及東北各省父親行政級別對社會代際流動的影響。結(jié)果如表6所示，在控制其他變量的情況下，整個東北地區(qū)與父親職位的交互項系數(shù)為-0.138，在10%水平顯著減緩了社會代際流動；分省看，吉林與遼寧的交互項雖然為負，但不具有統(tǒng)計上的顯著性，黑龍江地區(qū)與父親職位的交互項系數(shù)為-0.227，在5%水平顯著阻礙了社會代際流動。實證結(jié)果表明，在東北地區(qū)可能存在著父親通過其行政職務(wù)之便對子輩進行資源傳遞和階層維持的現(xiàn)象，與父輩通過權(quán)力進行尋租從而增加下一代收入的結(jié)論相仿（楊瑞龍，2010）[15]。

表6 基于父親體制身份對不同地區(qū)影響的進一步檢驗

五、研究結(jié)論及政策意涵

本文基于中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)庫，分析東北地區(qū)的社會代際流動性現(xiàn)狀及其影響因素。主要貢獻有：首先，從社會代際流動微觀視角出發(fā)，為東北地區(qū)人才外流提供新的解釋；第二，在總體的基礎(chǔ)上，細分社會階層考察東北地區(qū)不同社會階層相比其他地區(qū)的橫向差異，發(fā)現(xiàn)東北地區(qū)的代際流動均顯著低于其他地區(qū)，差距由低層向高層逐漸收斂，從階層差異視角豐富了社會代際流動的研究內(nèi)涵。第三，本文通過將勞動力市場理論引入代際流動的框架，實證分析發(fā)現(xiàn)在東北地區(qū)從事創(chuàng)業(yè)活動的個體在社會結(jié)構(gòu)中向上流動時，遇到了顯著高于其他地區(qū)的阻礙力，較好地解釋了東北地區(qū)人口流失的現(xiàn)象。研究還發(fā)現(xiàn)其他一些影響東北地區(qū)代際流動的因素。主要結(jié)論和政策意涵如下。

1.用主觀社會地位和客觀社會地位衡量代際流動程度，并引入代際依存度比較其差異，得出，東北地區(qū)的代際依存度顯著高于其他地區(qū)。同時發(fā)現(xiàn)，中國社會“精英階層”的代際流動存在滯固現(xiàn)象，東北地區(qū)尤為嚴(yán)重。在不同的社會階層中，東北地區(qū)的代際依存度均顯著高于其他地區(qū)，形成“馬太效應(yīng)”。

2.低階層人群和精英階層人群的代際流動出現(xiàn)“屏障”，每個階層的代際流動局限于本階層內(nèi)，上升或下行渠道不暢，阻礙中產(chǎn)階級形成。

3.東北地區(qū)存在顯著的“劣勝優(yōu)汰”的“逆淘汰”效應(yīng)，即，高社會階層家庭背景的個體不用具備創(chuàng)新精神，僅依靠家庭的階層優(yōu)勢或關(guān)系網(wǎng)絡(luò)就可以擠出那些具有創(chuàng)新精神的人才，導(dǎo)致資源配置低效，競爭不公平，人才流失嚴(yán)重。

4.國有企業(yè)比重高、市場化進程滯后，嚴(yán)重阻礙了東北地區(qū)的代際流動。

5.東北地區(qū)存在權(quán)力尋租導(dǎo)致的“階層再生產(chǎn)”現(xiàn)象，即，高階層出身的個體通過父輩的裙帶關(guān)系或暗箱操作維持在高階層地位，排斥其他階層的代際流入。權(quán)力尋租導(dǎo)致的排斥一旦被市場排斥機制取代，社會將會更加開放，代際流動也將更為流暢。

綜上，東北地區(qū)以及各階層的社會代際流動程度均低于其他地區(qū)，較低的市場化程度、較高的國企比重、逆淘汰、權(quán)力尋租等因素對隔代資源分配效率均存在影響，必須進行改革，以面對和解決這些問題。?

參考文獻：

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