經(jīng)濟體制變遷背景下父輩體制內(nèi)身份與社會階層代際流動關系的考察

齊秀琳，王鑫

(1鄭州大學 商學院，河南 鄭州 450000；2西南財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，四川 成都 611130)

1 引言

改革開放40年來，中國經(jīng)濟取得了長足的進步。在經(jīng)濟總量已高居全球第二，令人矚目的發(fā)展被視為“中國奇跡”的背景下，中國社會中的公平問題日益得到人們的關注。特別是近年來輿論中關于“富二代”、“官二代”的討論更是日漸升溫。如果說階層流動和固化在任何社會里都是備受關注的熱點話題的話，那么在中國有關于此的討論則更具特殊意義。首先，中國改革和發(fā)展的目標是實現(xiàn)共同富裕，路徑是“讓一部分人先富起來”，而良好的社會階層流動機制是協(xié)調(diào)兩者的必要條件；第二，作為社會主義國家，社會公平理應得到更多重視。無論是實現(xiàn)共同富裕，還是在更廣義的范疇下促進社會公平，對階層代際流動模式及其背后動因準確而深入的把握皆不可或缺(Chen et al.，2015；蔡偉賢，陳浩禹，2015；邸玉娜，2014)。

依據(jù)所處體制內(nèi)外對社會成員進行的身份劃分作為中國社會結(jié)構(gòu)的重要維度，其對社會階層分布與階層流動的影響至關重要，但在以往文獻中卻并未得到充分考察。本文探討父輩體制內(nèi)身份對社會階層代際流動的影響。父輩擁有的資源稟賦將影響社會階層的代際流動，而體制內(nèi)身份往往又意味著更多資源，因此直覺上，父輩的體制內(nèi)身份應對階層的代際流動產(chǎn)生正向影響。然而本文基于大規(guī)模微觀數(shù)據(jù)的分析結(jié)論卻恰恰相反：若父輩擁有體制內(nèi)身份，則會顯著阻礙社會階層的代際上移。一個可能的解釋是：父輩身處體制內(nèi)意味著更高的社會階層，由此使得子輩的階層上移空間更小，難度更大。但分析結(jié)果表明，即使在模型中控制了父輩階層，體制內(nèi)身份的阻礙作用依然顯著。更為有趣的是，我們發(fā)現(xiàn)若父輩擁有契合于市場的能力或行政權(quán)力時，其體制內(nèi)身份所具的負向影響將減小，甚至消失。這意味著上述看似反常的實證結(jié)果實則源于中國改革開放以來在政府主導下的市場化進程，以及伴隨該進程的對社會中原有資源分布的重置。簡而言之，以市場化為導向的經(jīng)濟體制變遷導致某些不適于新形勢的體制內(nèi)身份所蘊含的“資源含量”銳減，而政府主導的特征則使得擁有行政權(quán)力的體制內(nèi)成員并不會受到影響(邊燕杰，李路路等，2006)。凡此種種，都深刻地影響著中國社會階層的代際流動模式。

為分析上述機制，本文主要利用oprobit模型進行分析，又因為父輩的體制內(nèi)身份并非隨機獲得，為更準確識別因果關系，我們借助了傾向得分匹配法(PSM)進行穩(wěn)健性檢驗。本文的研究意義不僅在于考察一個在以往關于階層代際流動的研究中被普遍忽視的重要變量，即父輩體制內(nèi)身份所帶來的影響，更在于借此探討根植于中國經(jīng)濟社會情境的獨具特征的代際流動模式。如果本文的結(jié)論成立，那么雖有大量文獻表明改革開放后中國社會階層的代際流動呈增強趨勢(李路路，朱斌，2015；陽義南，連玉君，2015；王學龍，袁易明，2015；李任玉等，2017)，但并不能就此斷言社會流動性的提高。因為表現(xiàn)在數(shù)據(jù)上的代際流動增強，既可能源于更通暢的階層上升通道，也可能來自由體制變遷帶來的階層自身位置的變動。換言之，中國社會階層代際流動的增強并非只是源自“流動的藩籬”，更重要的也許是“藩籬的流動”(高勇，2009)。

本文剩余部分安排如下：第二節(jié)回顧有關階層代際流動的重要文獻，并結(jié)合中國情境提出假說；第三節(jié)為研究設計，主要介紹數(shù)據(jù)、變量和研究方法；第四節(jié)進行回歸分析并驗證假說；第五節(jié)為穩(wěn)健性檢驗；第六節(jié)總結(jié)全文。

2 文獻與假說

以往文獻中，個體稟賦對社會階層代際流動的影響得到了充分地考察。研究發(fā)現(xiàn)，不僅子輩的受教育水平、社會資本等自身稟賦會顯著影響階層代際流動(Blau & Ducan，1967；張明，張學敏等，2016；邵宜航，張朝陽，2016)，父輩的政治資本、人力資本、婚姻匹配狀況和收入等也有重要作用(Becker & Tomes，2007；Shea，1997；Behrman & Rosenzweig，2002；李宏彬，孟嶺生等，2012；Black et al.，2005；劉怡，李智慧等，2017；黃衍華，喬曉春，2017)。另外，在針對農(nóng)民社會階層流動的研究中，有學者指出農(nóng)村教育及市民化水平是其關鍵所在(陳旭峰，2013)。個體稟賦不僅內(nèi)生于社會結(jié)構(gòu)及伴生于其的資源配置，而且相同稟賦在不同社會中是否能起到同樣作用，也主要取決于社會結(jié)構(gòu)在多大程度上具有同構(gòu)性。如有研究表明教育擴招增加了美國社會的代際流動性(Rauscher，2012；Pfeffer & Hertel，2015)，但對中國的研究卻未發(fā)現(xiàn)類似機制(楊中超，2016)。因此，社會結(jié)構(gòu)對階層流動的影響得到了學界的持久關注(Featherman et al.，1975)。實際上，當前分析社會流動的兩個基本理論范式，即“現(xiàn)代化邏輯”和“社會—政治邏輯”的核心關注點正是社會結(jié)構(gòu)及變遷的作用(李路路，朱斌，2015)。要而言之，前者認為隨著經(jīng)濟技術理性的發(fā)展，不同社會的階層流動模式將會趨同(Blau & Duncan，1967)，后者則更強調(diào)社會自身的政治特征、利益結(jié)構(gòu)和制度對階層流動的影響(Erikson & Goldthorpe，1992)。

上述兩種范式也被用于考察社會主義國家的階層流動模式?；凇艾F(xiàn)代化邏輯”，有研究認為現(xiàn)代化的推進將使社會主義國家擁有與其他國家大致相同的社會流動模式(Grusky & Hauser，1984；Erikson & Goldthorpe，1992)；另一些研究則基于“社會—政治邏輯”指出，社會主義國家的階層流動模式會隨著國家中心任務的轉(zhuǎn)向而改變(Parkin，1969)。在對中國階層流動的研究中，一些學者強調(diào)了現(xiàn)代化和市場化進程的作用。如Nee(1989)發(fā)展的“市場過渡”理論認為，中國市場化改革的深入會逐漸削弱原有再分配權(quán)力，使原本不擁有再分配權(quán)力的群體擁有實現(xiàn)階層上移的新機會，因此社會階層將變得更具開放性。邊燕杰和李路路等(2006)發(fā)現(xiàn)隨著市場經(jīng)濟的發(fā)展，單位和地區(qū)壁壘效應正逐步弱化。李路路和朱斌(2015)進一步指出，隨著社會經(jīng)濟體制變遷，社會排斥的主要機制從“體制排斥”轉(zhuǎn)向“市場排斥”，同時伴隨著社會機會結(jié)構(gòu)的變遷，階層代際流動的形態(tài)也發(fā)生重要變化。張桂金和張東等(2016)的研究聚焦于多代流動，他們認為隨著市場經(jīng)濟的確立，代際階層的傳遞效應從兩代擴展到三代。陽義南(2018)證明了市場化改革總體上促進了我國的代際流動性。另有一些學者強調(diào)中國獨特的社會結(jié)構(gòu)，尤其是內(nèi)嵌其中的再分配權(quán)力對階層代際流動的影響(Bian & Logan，1996；Zhou，2000)。陸學藝(2004)發(fā)現(xiàn)僅僅應用國際通用理論來研究中國的社會流動現(xiàn)象并不合適，因為中國的社會流動是在社會政治經(jīng)濟制度幾度重大的變革背景下發(fā)生的。李春玲(2005)在研究中強調(diào)了社會的“結(jié)構(gòu)性屏障”對階層流動的影響，并指出在一個社會結(jié)構(gòu)動態(tài)變化的背景下，簡單依據(jù)流動情況很難判斷中國社會開放性是否加強。李路路(2003)同樣注意到制度轉(zhuǎn)型的作用，但他認為原有的階層相對關系模式并不會隨著制度轉(zhuǎn)型而改變。高勇(2009)的研究表明中國的代際流動不是發(fā)生在堅實而穩(wěn)固的社會結(jié)構(gòu)上，因此代際流動不僅表現(xiàn)為人在社會藩籬間的流動，而且藩籬本身的位置也發(fā)生了流動。盧現(xiàn)祥和尹玉琳(2018)指出隨著制度變遷，代際流動呈現(xiàn)明顯的城鄉(xiāng)差異，且“有序準入秩序”不利于社會階層流動。

不同的結(jié)論來自不同的研究視角，更根植于中國處于向市場體制轉(zhuǎn)型中的現(xiàn)實和獨具特征的市場化道路。自改革開放以來，中國逐步由計劃經(jīng)濟轉(zhuǎn)向市場經(jīng)濟，且該進程是在政府主導下的漸進式過程。對階層流動來說這意味著兩點，首先，遵循“現(xiàn)代化邏輯”，市場化進程將導致中國的階層流動模式產(chǎn)生與其他社會趨同性的變化；第二， 中國“政府+市場”的基本治理模式?jīng)Q定了中國社會階層代際流動的自有特色。具體而言，一方面，中國的市場化進程打破了原有體制下的資源配置模式。典型的，原本屬于體制內(nèi)、抱有“鐵飯碗”的社會成員在這個轉(zhuǎn)型過程中可能失去原有的諸多稟賦，這不僅意味著自己可能淪入更低階層，而且限制了子輩實現(xiàn)代際上移的能力。例如一些不景氣行業(yè)的國企員工所擁有的無論是收入還是其他資源的相對數(shù)量，不僅不能和計劃經(jīng)濟時代下的國企員工同日而語，與體制外個體相比恐怕也是有所不足。另一方面，中國轉(zhuǎn)型是有明確目標的，市場化的指向意味著體制內(nèi)成員若擁有契合市場的能力，為市場所需要的話，體制變遷對其資源稟賦和社會階層流動的影響將被弱化。最后，中國“政府+市場”的治理特征意味著行政權(quán)力作為一種“通用性”資源，在市場化轉(zhuǎn)型中依然可以有效“保值”。中國的市場化轉(zhuǎn)型仍在進行中，且已歷經(jīng)約兩代人的時間，因此上述體制變遷的影響正可用當前社會成員的階層代際流動狀況進行考察?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈齻€假說：

假說1：父輩的體制內(nèi)身份會阻礙社會階層的代際上移；

假說2：若父輩擁有契合于市場的能力，父輩體制內(nèi)身份對社會階層代際上移的影響將被減弱；

假說3：若父輩擁有行政權(quán)力，父輩體制內(nèi)身份對社會階層代際上移的影響將被減弱。

3 研究設計

3.1 數(shù)據(jù)

本文所用數(shù)據(jù)來自于中國綜合社會調(diào)查(CGSS)。CGSS是由中國人民大學發(fā)起的全國范圍內(nèi)大型的、覆蓋各類群體的抽樣調(diào)查項目。在CGSS數(shù)據(jù)庫中，既有充足的描述樣本特征的變量，又有關于社會階層的問題設計，十分適于本文的研究目標。為擴大樣本容量，本文合并了2010、2012和2013三年的數(shù)據(jù)(1)2011年的數(shù)據(jù)因為缺少可供識別父輩體制內(nèi)身份的問題，未被納入樣本。。在對樣本的處理中，鑒于本文研究目的，我們只保留了來自城市的樣本數(shù)據(jù)，并刪除了在社會階層、年齡、收入等變量中存在異常值，以及父輩職業(yè)為軍人的觀察值。本文聚焦于經(jīng)濟體制變遷下的階層代際流動，因此將所研究樣本的年齡限制在20-50周歲。其原因是，對于小于20周歲的個體而言，其父輩很可能由于年歲尚淺并未經(jīng)歷經(jīng)濟體制變遷；對于大于50周歲的個體而言，由于在其14歲時中國的體制改革尚未啟動，因此其父輩并沒有體制外就業(yè)的可能性。經(jīng)過上述處理，我們最終得到共有2159個觀察值的樣本作為研究對象。

3.2 變量定義

3.2.1 階層代際流動

在CGSS問卷中，詢問了受訪者“您認為您自己目前在哪個等級上？”以及“您認為在您14歲時，您的家庭處在哪個等級上？”，并依據(jù)所得答案獲取受訪者的主觀階層評價，“10分”為最高階層，“1分”為最低階層。參考以往文獻的做法(邵宜航，張朝陽，2016)，本文以當前等級得分視作個體所處社會階層，以14歲時家庭的等級得分視作父輩社會階層，用前者減去后者，得到階層代際流動指標。取值范圍為-9～9。當該指標為負數(shù)則意味著個體的社會階層出現(xiàn)向下的代際流動，反之則為向上的代際流動。指標的絕對值越大，則流動強度越大。

由于個體對自己所處階層的評價具有一定主觀性，因此有必要討論據(jù)此構(gòu)建代際流動指標的原因。首先，對階層流動的衡量必然要基于以某種標準進行的階層劃分，而該標準應以能對個體的政治、經(jīng)濟和社會地位進行綜合性的刻畫為要。文獻中的該類標準主要包括職業(yè)、健康、教育，以及個體對所處階層的主觀認知(周興，張鵬，2014；李任玉，陳悉榕等，2017；Black et al.，2005)。健康和教育更近于階層劃分的后果，而被廣泛采用的以職業(yè)所處等級(通常依據(jù)ISEI、SIOPS和EGP等西方學界發(fā)展的量表)劃分階層的方法，在刻畫中國的階層、特別是跨代際的階層流動時將遇到難以克服的困難。本質(zhì)上，以通行量表為據(jù)，以職業(yè)為劃分階層和刻畫階層流動的標準時，須假設社會結(jié)構(gòu)在時間上的穩(wěn)定性和不同社會間較強的同構(gòu)性。前者在經(jīng)過劇烈變革的中國很難得到滿足，后者顯然也是過強的假設。第二，大量文獻表明，大多數(shù)人不僅具有階層意識，而且能夠?qū)⒆约狠^準確的定位在一定的社會階層之中(Evans & Kelley，2004)。最后，考慮到這種基于主觀判斷的測度指標可能存在一定的信度偏差，我們在后文中將按照父輩與子輩的階層高低將階層流動重新歸類為“向上流動”、“向下流動”和“不流動”以進行穩(wěn)健性檢驗。

3.2.2 父輩體制內(nèi)身份

在CGSS問卷中，詢問了受訪者14歲時其父母的就業(yè)信息。本文將父母中有一位及以上供職于黨政機關、事業(yè)單位或國有企業(yè)的個體視作父輩擁有體制內(nèi)身份，將其他個體視作父輩不擁有體制內(nèi)身份。因此父輩的體制內(nèi)身份為取值為0-1的二值變量。在之后的分析中，我們進一步區(qū)分了不同的體制內(nèi)身份，將父輩就職于黨政機關與事業(yè)單位的劃歸一類，視作政府人員(2)中國的事業(yè)單位是由政府設立，在政府領導下從事教育、科技、文化等活動的社會服務組織。事業(yè)單位不以盈利為目的，接受財政撥款并行使一定的公共管理職能。其本身雖不具有行政權(quán)力，但在實現(xiàn)政府職能時在實質(zhì)上行使了屬于政府的行政權(quán)力。這種權(quán)力在我國改革剛起步時尤大。因此本文將其與黨政機關劃歸一類。；將就職于國企的劃歸為另一類，視作國企職員。

3.2.3 控制變量

直覺上，當父輩擁有更高社會階層時，子輩階層向上流動的潛力更小。而從數(shù)據(jù)上來看，當父輩不擁有體制內(nèi)身份時個體所處階層均值為1.175，擁有體制內(nèi)身份時為3.214，這意味著父輩的體制內(nèi)身份往往意味著其本身處于較高階層?；谶@種考慮，我們控制了父輩的社會階層。

表1 變量賦值與描述性統(tǒng)計

體制內(nèi)身份并不是隨機獲取的。父輩的體制內(nèi)身份可能是其更高能力或稟賦的結(jié)果，而這種能力或稟賦本身會影響階層的代際流動。為剝離出此類影響，我們以受教育水平為測度指標控制了父輩的人力資本?？紤]到父母中只要有一方足夠優(yōu)秀就可以對子輩產(chǎn)生顯著影響，我們定義父輩的受教育水平為父母雙方受教育水平的最大值。

參考以往文獻，我們還控制了可能影響個體代際流動的其他變量，主要包括年齡、宗教信仰、婚姻狀況、受教育水平、性別、黨員身份、農(nóng)村戶口和自身的體制內(nèi)身份。其中除年齡、受教育水平和家庭收入外，其他變量皆為0-1變量。具體的，當個體擁有宗教信仰、已婚、性別為女性、擁有黨員身份黨員、具有農(nóng)村戶口和擁有體制內(nèi)身份時，相應的變量取值為1，否則取值為0。

3.3 統(tǒng)計描述

對各變量的賦值及統(tǒng)計性描述見表1。

為更直觀的了解社會階層代際流動的總體特征，我們基于Gaussian 非參數(shù)估計方法繪制得到了核密度函數(shù)圖(見圖1)。由圖1可知，樣本中當前處于中間階層的人數(shù)較多，處于較高或較低階層的人數(shù)較少，且分布大體相同。與父輩階層相比，人們當前的社會階層在整體上有所提高。這不僅表現(xiàn)為更大的均值，而且體現(xiàn)在分布上有更多的人從較低的社會階層轉(zhuǎn)移到較高的社會階層，并集中在中間階層上。代際間的階層上移可能源自中國經(jīng)濟的高速發(fā)展，階層分布的改變則意味著社會結(jié)構(gòu)的變化。

為進一步考察經(jīng)濟體制變遷對階層代際流動的影響，我們繪制了在父輩不同的體制內(nèi)身份下個體社會階層均值的對比圖。從圖中可知：首先，父輩為政府人員則個體的社會階層最高，為國企人員時次之，在體制外則個體社會階層最低，且該狀況在代際間并沒有變化；第二，與父輩為體制內(nèi)人員時相較，父輩為體制外人員時個體的社會階層提升更多。概而言之，從圖2中，我們既可看出父輩體制內(nèi)身份在決定個體社會階層時的作用，又能認識到該作用在社會平均意義上的弱化，而后者反映的正是經(jīng)濟體制變遷對階層流動的影響。但是，由于沒有控制其他的相關變量，特別是因為父輩的體制內(nèi)身份往往意味著子輩更多的資源稟賦，因此要識別體制變遷對階層流動的影響需要進一步的計量分析。

圖1 父輩不同體制內(nèi)身份個體社會階層均值對比圖

3.4 模型與方法

3.4.1 oprobit模型

本文的基本計量模型設定為：

其中，mobility為被解釋變量，代表代際階層流動，tizhi為核心解釋變量，代表父輩的體制內(nèi)身份。因為所分析被解釋變量為排序變量，因此本文主要采用oprobit模型進行分析。

3.4.2 傾向得分匹配法(PSM)

為了更干凈地識別父輩體制身份與階層流動間的因果關系，我們在后文中將借助“傾向得分匹配法”對數(shù)據(jù)進行匹配后進一步進行回歸。更具體的，我們首先利用logit模型計算出父輩進入體制內(nèi)的傾向得分值，再對得分相近的樣本進行匹配，進而利用匹配后的樣本求出平均處理效應ATT(average treatment effect on treated)。我們以父輩身處體制內(nèi)的樣本為例進一步闡述如下：

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個父輩擁有體制內(nèi)身份的個體的階層流動水平，mobilityi0(tizhi=1,x)代表第i個父輩擁有體制內(nèi)身份的個體若父輩處于體制外時的階層流動水平，p(i)代表傾向得分值。由于父輩擁有體制內(nèi)身份的個體若父輩處于體制外時的階層流動水平具有不可觀測性，因此只能以與其匹配的父輩處于體制外的個體的階層流動水平近似替代，這時有：

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

4 回歸分析

4.1 基準回歸

利用oprobit模型，我們考察了父輩體制內(nèi)身份對代際階層流動的影響。表2列(1)中我們僅就父輩體制內(nèi)身份進行了一元回歸，結(jié)果顯著為負。列(2)中我們控制了父輩的社會階層和受教育水平，結(jié)果依然顯著為負。列(3)中我們進一步控制了其他可能影響代際流動的因素，列(4)在此基礎上控制了省份虛擬變量，結(jié)果依然顯著為負，并在1%水平上顯著。以上結(jié)果表明父輩體制內(nèi)身份顯著降低了個體階層代際上移的水平，且該影響十分穩(wěn)健。假說1得到驗證。

假說1可從中國的經(jīng)濟體制變遷過程中得到解釋。該變遷過程造成了兩個重要結(jié)果，首先，國民經(jīng)濟中的私營經(jīng)濟比重迅速提高。尤其是在鄧小平南巡講話之后，中國的私營經(jīng)濟開始了持續(xù)至今的蓬勃發(fā)展。這突出表現(xiàn)為私營企業(yè)數(shù)目和總注冊資金數(shù)的劇增。據(jù)統(tǒng)計，1994年中國私有企業(yè)數(shù)目為43.2萬家，比1993年增加了82%；1992年到1995年期間私營企業(yè)總注冊資金數(shù)增加了近20倍。至2018年，中國私營經(jīng)濟比重已超過60%。第二，體制內(nèi)崗位所獲資源逐漸減少。這不僅源于計劃經(jīng)濟時代一些重要政府部門在市場化過程中失去權(quán)力，而且源于大量國企陷入虧損境地。在這種情況下，許多原本體制內(nèi)的人員——如政府官員、國企員工和負責人以及科研院校的學者甘愿放棄“鐵飯碗”以投入私營部門。然而，并非所有個體在面對這種日漸拉大的福利差距時都可以“棄公從商”，一個關鍵問題是，由于多年體制內(nèi)工作所培養(yǎng)的人力資本往往是所謂“專用性資本”，在市場上并無價值，因此大量體制內(nèi)成員只好或者繼續(xù)待在體制內(nèi)而無法充分享受市場化進程所帶來的紅利，或者隨著后來國企改革進程加入“下崗”大軍。這顯然會對子輩的社會階層產(chǎn)生負向影響。

表2 基準回歸：體制內(nèi)身份與代際流動

有幾點需要說明。其一，雖然父輩體制內(nèi)身份阻礙了個體向上的代際流動，但這并不意味著作為子輩的個體的社會階層低于父輩。實際上，從上文的統(tǒng)計描述來看，無論其父輩是否擁有體制內(nèi)身份，平均而言子輩的階層都出現(xiàn)了向上的代際流動。所不同的是當父輩有體制內(nèi)身份時，這種向上的流動水平更低。其二，父輩的體制內(nèi)身份并不是隨機獲取的，因此該身份不僅意味著伴生于它的各種資源和約束，而且代表了父輩與體制外的其他人在很多方面的不同。后者對代際流動的影響與其說是源自體制，不如說是來自父輩的自身稟賦。由于本文意圖是考察經(jīng)濟體制變遷下的代際流動，因此更關注前者，即伴生于體制內(nèi)身份的資源或約束對代際流動的影響，本文控制了包括父輩稟賦(父輩受教育水平)在內(nèi)的其他可能影響代際流動的變量，其目的正在于此。另外，與我們的預期一致，當父輩處于更高的社會階層時，子輩階層向上流動的潛力更小，表現(xiàn)為表2中父輩社會階層的影響顯著為負。

表3 市場能力、父輩體制內(nèi)身份與代際階層流動

4.2 父輩市場能力的影響

為驗證假說2，即當擁有契合市場的能力時，父輩的體制內(nèi)身份對社會階層代際上移的影響將被減弱，我們需要設法衡量父輩的“市場能力”。體制內(nèi)不同部門由于參與市場活動的方式與程度不同，處于其間的個體在經(jīng)濟體制變遷前后所擁有的資源也有很大差異。計劃經(jīng)濟時代的一些重要部門，在市場化后的重要性可能會急劇下降(3)典型的如地方糧食部門，在計劃經(jīng)濟時代其承擔著糧食調(diào)配等重要職能，是名副其實的權(quán)力部門，但在糧食交易逐漸放開由市場調(diào)節(jié)以后，糧食局的職能逐漸變?yōu)橄嚓P政策和方案擬定，市場協(xié)調(diào)和監(jiān)督等。在一些縣市，糧食局甚至被精簡為農(nóng)業(yè)局下屬的一個科室。。若能將體制進行進一步的細分，并分別測度不同部門中父輩的體制內(nèi)身份對代際流動影響的異質(zhì)性，就能夠充分驗證我們的假說。然而遺憾的是，目前并沒有數(shù)據(jù)庫能夠支持這一思路的實現(xiàn)。因而我們退而求其次，以兩種更間接的方式驗證假說2。首先，我們利用王小魯和樊綱測算的2008-2014年不同省份市場化指數(shù)的平均值，按照低、中、高三種市場化水平對不同地區(qū)進行劃分。如果假說2成立，一個合理的推論是在具有更高市場化水平的地區(qū)，父輩體制內(nèi)身份對代際流動的負向影響會更大。第二，以往研究表明，當市場轉(zhuǎn)型帶來新的分層機制后，來自教育的人力資本將取代政治權(quán)力成為階層流動中的關鍵因素(Nee，1989)，因此我們以父輩的受教育水平作為衡量市場能力的指標。進一步的，我們按照父母之間的最高學歷是為中學及以上，按照父輩受教育程度的高水平和低水平將樣本進行劃分。如果假說2成立，則父輩若擁有高教育水平，其體制內(nèi)身份對代際流動的負向影響將減弱。而之所以選擇中學作為劃分教育水平高低的標準，是因為在過去教育資源相對貧乏的年代中學畢業(yè)已經(jīng)算是較高學歷了。從數(shù)據(jù)上來看，父輩的受教育水平均值僅為1.615，處于小學與中學之間。實際上，我們也將大學及以上作為依據(jù)重新劃分了樣本并進行估計，結(jié)果并無二致。

估計結(jié)果見表3。列(1)至列(3)表明，在低市場化水平的地區(qū)父輩體制內(nèi)身份對階層代際流動沒有影響，而隨著市場化程度提高該影響將增大。列(4)和列(5)表明，當父輩擁有更高的受教育水平時，父輩體制內(nèi)身份的影響將消失。這符合我們的預期，驗證了假說2。如上所論，中國的經(jīng)濟體制變遷過程削弱了依附于體制內(nèi)身份的資源稟賦，但并非所有體制內(nèi)的所有成員都可通過“用腳投票”的方式獲得市場化改革所帶來的紅利。進而言之，只有擁有契合于市場能力的個體才能夠在一定程度上消解體制內(nèi)身份對子輩階層上移的負向影響。表3所呈現(xiàn)結(jié)果證明了這一點。

表4 行政權(quán)力、父輩體制內(nèi)身份與代際階層流動

4.3 父輩行政權(quán)力的影響

為驗證假說3，即若父輩擁有行政權(quán)力時，父輩體制內(nèi)身份不會影響階層的代際上移，我們遵循兩種思路。首先，根據(jù)父輩是處于政府還是國企內(nèi)，我們將體制內(nèi)身份進一步細分為“政府身份”和“國企身份”。一般而言，政府人員即使沒有干部身份，相較于國企人員也擁有一定的行政權(quán)力。顯然，如果假說3成立，父輩擁有“政府身份”對代際階層上移的影響將較小，“國企身份”的影響則較大。列(1)和列(2)顯示了回歸結(jié)果，驗證了假說3。進一步的，我們按照父輩中是否有股級以上干部，將樣本做了進一步細分并回歸。列(3)表明當父輩就職于政府且擁有干部身份時，父輩體制內(nèi)身份甚至會對階層的代際上移產(chǎn)生正向影響，列(4)再次表明作為政府成員，即使沒有干部身份也依然擁有一定行政權(quán)力，導致其體制內(nèi)身份對階層的代際流動沒有影響。列(5)和列(6)分別對父輩就職于國企中，擁有行政權(quán)力和沒有行政權(quán)力的樣本進行了回歸，結(jié)果表明，只有當國企成員沒有行政權(quán)力時，父輩體制內(nèi)身份才會阻礙階層代際流動。以上結(jié)果再次驗證了假說3。中國的經(jīng)濟體制改革是一個政府主導下“摸著石頭過河”的過程。從改革伊始將市場視作“籠中之鳥”的理念，到當下各種產(chǎn)業(yè)政策制定和執(zhí)行的如火如荼，都體現(xiàn)了政府對經(jīng)濟運行的深度參與。因此雖然中國的市場化進程在不斷推進，但各級官員依然手握能夠決定經(jīng)濟運行的重要權(quán)力。如上所論，中國“政府+市場”的治理特征使得行政權(quán)力作為一種“通用性”資源在市場化轉(zhuǎn)型中依然能夠有效“保值”，進而使得擁有行政權(quán)力的個體能夠在經(jīng)濟體制變遷過程中在一定程度上保證子輩的社會階層。

5 穩(wěn)健性檢驗

5.1 傾向得分匹配法

由于父輩體制內(nèi)身份并非隨機獲得，因此上述父輩體制內(nèi)身份對代際階層流動的影響可能并非來自前者本身，而是來自擁有體制內(nèi)身份的個體所具有的其他特征。一方面，體制內(nèi)身份一般而言意味著更穩(wěn)定的收入和生活，因此進入體制需要競爭，這意味著可能是本來就具有更高稟賦的人擁有體制內(nèi)身份。如果僅是如此的話，我們上述分析依然成立，只是會低估父輩體制內(nèi)身份對階層代際上移的影響。但是另一方面，體制內(nèi)身份的獲得還可能來自對父母工作的繼承，這尤其在國企內(nèi)更是十分普遍。我們雖不能斷言通過繼承獲得體制內(nèi)身份的個體在各方面弱于體制外的個體，但獲得體制內(nèi)身份過程的非隨機性所導致的估計偏誤顯然存在。為了克服該問題，我們在上文分析中控制了父輩的受教育水平，但為了獲得更干凈的因果效應，我們將借助傾向得分匹配法來做進一步的分析。本節(jié)的分析分為兩部分，首先我們利用數(shù)據(jù)庫中涉及父輩稟賦的所有變量對樣本進行匹配，然后使用匹配后的樣本重復之前的回歸。

表5 平衡性檢驗結(jié)果

表6 基于匹配后樣本的回歸

5.1.1 基于傾向得分的樣本匹配

如上所述，為更干凈的識別父輩體制內(nèi)身份與代際階層流動間的因果關系，我們先對原樣本進行傾向得分匹配。為實現(xiàn)這一目的，我們在匹配時盡可能控制了數(shù)據(jù)庫中幾乎所有的父輩特征，其中包括父親和母親的年齡(當子輩14歲時)、政治身份和教育水平。匹配前后的樣本特征見表5。匹配后的處理組和控制組之間在各個特征上均不再具有明顯差異，且標準偏差降到較低水平，匹配效果良好。

5.1.2 基于匹配后樣本的回歸

我們利用匹配后的樣本，進一步驗證本文假說。表6的列(1)報告了父輩體制內(nèi)身份對代際階層流動的影響，結(jié)果依然顯著為負，從而再次驗證了假說1。列(2)至列(4)分別報告了在不同市場化水平下父輩體制內(nèi)身份對階層代際流動的影響，結(jié)果顯示在高市場化水平下依然影響最大，這再次驗證了假說2。列(5)和列(6)分別報告了父輩就職于政府和國企的不同影響，結(jié)果顯示當父輩就職于政府時，其體制內(nèi)身份不影響階層代際流動，而當就職于國企時，對代際階層流動的影響顯著為負。這意味著行政權(quán)力可以降低父親體制內(nèi)身份的影響，再次驗證了假說3。

表7 穩(wěn)健性檢驗

5.2 替換被解釋變量

由于個體往往難以對社會階層這種比較抽象的指標進行準確判斷，因此在測度代際階層流動時可能存在一定的信度偏差，據(jù)此，我們按照階層流動指標與0之間的大小關系，將其重新賦值。具體而言，若代際階層流動指標小于0，則賦值為-1，代表代際階層向下移動；若大于0，則賦值為1，代表代際階層向上移動；若等于0，則賦值為0，代表代際階層不變。

根據(jù)上述賦值，我們再次利用oprobit模型對總樣本和分樣本進行估計，發(fā)現(xiàn)主要變量的估計結(jié)果與前文一致，三個假說再次被分別驗證。這說明本文所估計的父輩體制內(nèi)身份對階層代際流動的影響是穩(wěn)健的。

6 結(jié)論

依據(jù)所處體制內(nèi)外對社會成員進行的身份劃分作為中國社會結(jié)構(gòu)的重要維度，其對社會階層代際流動的影響在以往研究中卻未得到充分考察。利用整合后的2010、2012和2013年三年的CGSS數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)父輩體制內(nèi)身份對階層的代際上移具有顯著的負向影響。進一步的分析結(jié)果表明，當父輩擁有契合于市場的能力或行政權(quán)力時，父輩體制內(nèi)身份的負向影響將被弱化。這說明上述影響來自于中國改革開放以來以政府為主導的市場化進程。

本文的政策含義十分明顯：進一步加強社會流動性需要更深入的政治體制改革。而本文的理論貢獻并不僅在于考察了一個在以往研究中被普遍忽視的變量，更在于由此揭示出改革進程下中國獨具特色的代際流動模式，這對我們理解過去幾十年間的代際階層流動具有重要參考價值。最關鍵的，父輩體制內(nèi)身份對代際階層上移的阻礙作用意味著我們不能單以階層流動強度來判斷社會開放性的大小，因為中國幾十年內(nèi)深刻的經(jīng)濟體制變遷進程通過改變不同階層的資源配置狀況，進而改變了不同階層自身的上下位置。換言之，更高的流動強度不僅可能源自社會系統(tǒng)開放性的增加，也可能源自社會結(jié)構(gòu)自身的變化。如何更準確的區(qū)分二者，以及更細致地刻畫經(jīng)濟體制變遷對階層流動的影響機制，是我們進一步的研究方向。