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    多孩生育政策與代際流動關(guān)系研究

    2021-05-11 09:20:16徐曉紅龔娟燕
    大連大學(xué)學(xué)報 2021年6期
    關(guān)鍵詞:父代子代代際

    徐曉紅,龔娟燕

    (安徽大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,安徽 合肥 230601)

    一、引言

    作為世界人口大國,中國為控制人口增長速度,緩解人口壓力,自20世紀(jì)70年代初開始實行計劃生育政策。隨后人口出生率迅速下降。根據(jù)1995年國務(wù)院發(fā)布的《中國的計劃生育》白皮書數(shù)據(jù),1970年當(dāng)年出生的孩子中一孩率和二孩率分別為20.7%和17.1%,1993年已分別達到61.3%和27.5%,多孩率則由原先的62.2%下降到11.2%。近日發(fā)布的《中國統(tǒng)計年鑒2021》顯示,2020年全國人口出生率為0.852%,首次跌破1%,創(chuàng)下1978年以來的新低。在少子化、老齡化人口形勢日益加劇的同時,“拼爹”“富二代”“官二代”等詞也頻頻出現(xiàn)在各種媒體中。“二代”現(xiàn)象是代際流動性下降的表現(xiàn)。有研究指出,在計劃生育政策實施初期我國代際流動性發(fā)生了明顯變動。Chen等[1]的研究顯示,代際流動性在1949年后上升,70年代后開始下降。王學(xué)龍和袁易明[2]基于中國健康和營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)(CHNS)研究發(fā)現(xiàn)60后代際流動性最高,70后代際流動性最低。較低的代際流動性意味著個人的經(jīng)濟成就更多地依賴于父代的社會經(jīng)濟狀況,這不利于社會經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

    當(dāng)前,為了應(yīng)對不利的人口形勢,政府開始調(diào)整人口政策,從2013年“單獨二孩”政策到2016年的“全面二孩”政策,再到2021年5月31日中共中央政治局會議提出的三孩政策,即一對夫妻可以生育三個子女,人口政策從計劃生育逐步向鼓勵生育轉(zhuǎn)變。自放開生育政策以來,雖然我國出生人口數(shù)量在逐年下降,但在出生人口中二孩率穩(wěn)步上升,由2016年的39.06%增長到2020年的57.10%,年均增長率提升達9.96%[3]。多生孩子能否促進代際流動性?一方面,子女?dāng)?shù)量增加,一定的家庭資源被分配給更多的孩子,可能導(dǎo)致孩子更難獲得良好教育機會和更多社會資源,不利于代際向上流動;另一方面,兄弟姐妹作為個體的一種天然社會資本,數(shù)量增多在一定程度上會增加個體的社會資本,增大其向上流動的機會。子女?dāng)?shù)量與代際流動性究竟存在怎樣的關(guān)系?是促進還是阻礙了代際流動性?又是通過什么路徑實現(xiàn)的?探尋這些問題的答案,不僅能夠豐富代際流動性的研究視角,而且有助于加深對我國計劃生育政策的認(rèn)識。

    二、文獻綜述

    經(jīng)典“數(shù)量—質(zhì)量”理論認(rèn)為,子女?dāng)?shù)量與質(zhì)量之間存在權(quán)衡取舍的替代關(guān)系[4]。即在家庭資源一定的前提下,隨著子女?dāng)?shù)量的減少,每個子女會得到更多的家庭資源,相應(yīng)的平均質(zhì)量也會隨之提高;反之,子女?dāng)?shù)量越多,平均質(zhì)量可能下降。子代的質(zhì)量主要以人力資本來衡量。目前,國內(nèi)已有部分學(xué)者關(guān)注到子女?dāng)?shù)量與代際流動性的關(guān)系,但相關(guān)研究并未得出一致的結(jié)論,主要觀點可以歸納為三種:第一種觀點為子女?dāng)?shù)量的增加降低了代際流動性。劉小鴿[5]利用政策規(guī)定的生育數(shù)量作為子女?dāng)?shù)量的工具變量,采用代際收入彈性法研究發(fā)現(xiàn)計劃生育政策通過減少子女?dāng)?shù)量提高了社會的代際收入流動性。第二種觀點為獨生子女身份降低了代際流動性。唐傳坤和文強[6]從社會經(jīng)濟地位角度考察獨生子女身份對代際傳遞性的影響,研究發(fā)現(xiàn)獨生子女身份會加強父輩社會經(jīng)濟地位對子代社會經(jīng)濟地位的作用,抑制代際流動性。第三種觀點為子女?dāng)?shù)量與代際流動性呈“倒U型”關(guān)系。牟欣欣[7]采用回歸法和代際轉(zhuǎn)換矩陣,發(fā)現(xiàn)代際收入流動性隨著子女?dāng)?shù)量的增加呈先上升后下降的“倒U型”趨勢,較小的家庭規(guī)模會引起代際收入傳遞的“富者愈富”現(xiàn)象,較大的家庭規(guī)模會引起代際收入傳遞的“窮者愈窮”現(xiàn)象,而適當(dāng)?shù)淖优當(dāng)?shù)量有利于提高代際流動性。國外對子女?dāng)?shù)量與代際流動性關(guān)系的研究很少,F(xiàn)eng[8]基于2010—2014年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS),發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量與代際收入流動性有正向關(guān)系,但并不顯著。

    學(xué)者們還試圖揭示代際傳遞內(nèi)在機制。Becker和Tomes[9]最早基于人力資本視角構(gòu)建了代際收入流動經(jīng)濟模型,為代際傳遞機制研究提供了總體分析框架。國內(nèi)現(xiàn)有研究一般基于該框架,從人力資本、社會資本和財富資本三個方面展開。郭叢斌等[10]研究發(fā)現(xiàn),教育有助于促進弱勢群體子女實現(xiàn)經(jīng)濟社會地位的躍升,具有提高代際流動性的作用。李力行和周廣肅[11]的實證研究結(jié)果顯示,政府公共教育支出能夠緩解家庭層面人力資本投資不足,從而促進代際流動。孫三百等[12]發(fā)現(xiàn),教育在可識別的代際傳遞路徑中貢獻最大。除了受教育程度,健康也是人力資本的衡量指標(biāo)[13]。社會經(jīng)濟地位越高的家庭,對子女營養(yǎng)等健康方面投入越多,而健康的體魄在勞動力市場極為重要,有助于勞動力獲得更高的社會經(jīng)濟地位[14]。社會資本的傳遞也是代際流動研究中不可忽視的方向,父代對子代社會關(guān)系的投資增強了代際收入傳遞[15]。陳釗等[16]發(fā)現(xiàn),作為社會資本的城鎮(zhèn)戶籍身份更有利于子代的發(fā)展。社會網(wǎng)絡(luò)作為社會資本的重要組成部分,通過加強信息共享、降低信貸約束、改善子女就業(yè),從而促進代際流動[17]。陳琳和袁志剛[18]利用條件代際收入彈性法對代際傳遞路徑進行了分解,發(fā)現(xiàn)家庭財富解釋力和回報率遠大于人力資本和社會資本。研究方法上,基于回歸方程的貢獻率分解[19-20]、結(jié)構(gòu)方程模型[21]等方法被廣泛使用。

    綜上所述,已有文獻對子女?dāng)?shù)量與代際流動性關(guān)系的研究較少,且尚未得出一致的結(jié)論,圍繞子女?dāng)?shù)量影響代際流動性的機制分析更不多見。本文貢獻在以下兩個方面。第一,考察不同子女?dāng)?shù)量家庭的代際流動水平、流動質(zhì)量及其變動趨勢。一方面,拓寬代際收入流動性研究視角,另一方面,加深對計劃生育政策的認(rèn)識。第二,構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型,通過教育、健康和社會網(wǎng)絡(luò)等路徑分析子女?dāng)?shù)量影響代際流動性的機制,為促進代際收入流動性的相關(guān)政策制定提供實證依據(jù)。

    三、數(shù)據(jù)與變量

    (一)數(shù)據(jù)來源

    本文采用的數(shù)據(jù)來源于2014年中國勞動力動態(tài)調(diào)查(CLDS)。CLDS是以勞動力為調(diào)查對象的綜合性數(shù)據(jù)庫,包含勞動力個體、家庭、社區(qū)三個層次的追蹤數(shù)據(jù),覆蓋了全國29個省/自治區(qū)/直轄市,共計14 214個家庭、23 594名受訪者,具有良好的樣本代表性,被學(xué)術(shù)界廣泛使用。本文對數(shù)據(jù)進行了如下處理:(1)將受訪者年齡限制在20~60歲之間;(2)剔除兄弟姐妹數(shù)量“不適用、不清楚、拒絕回答”的樣本;(3)剔除父代社會地位等級為0的樣本。得到父子配對的有效樣本量為16 024。

    (二)變量選擇

    本文的被解釋變量為子代社會經(jīng)濟地位等級(ranks)。CLDS問卷中,將“您認(rèn)為您自己目前在哪個等級上?”定義為子代社會經(jīng)濟地位等級,“10”分代表最頂層,“1”分代表最底層。不同于用收入衡量代際流動性,社會經(jīng)濟地位包含了教育、職業(yè)、財富等多個方面,能更全面地反映個體在社會系統(tǒng)中所處位置,測量誤差也更小。解釋變量包括父代社會經(jīng)濟地位等級(rankf)和子女?dāng)?shù)量(numb)。將“您認(rèn)為在您14歲時,您的家庭處在哪個等級上”定義為父代社會經(jīng)濟地位等級。問卷中有一個問題是“您有幾位兄弟姐妹”,將回答的結(jié)果加上1作為子女?dāng)?shù)量的度量。一系列控制變量包括:子代的性別(male)、年齡(age)及平方項(age2)、受教育年限(edus)、城鄉(xiāng)類別(urabn),父代的受教育年限(eduf)。各變量的描述性統(tǒng)計如表1、表2所示。

    表1 變量的描述性統(tǒng)計

    表2 子女?dāng)?shù)量分布表

    從表1可以看出,在有效樣本中,子代社會經(jīng)濟地位等級的均值為4.532,高于父代社會經(jīng)濟地位等級的均值3.484。每個家庭中子女?dāng)?shù)量平均為3.914,即一個人平均有2.914個兄弟姐妹。子代個體的平均受教育年限為9.067年,高于父親的5.261年。在樣本構(gòu)成中,子代樣本中男性占47.2%,具有城市戶口的占41.9%,平均年齡為42.18。表2顯示,家庭的子女?dāng)?shù)量總體上分布比較均勻,除了子女?dāng)?shù)量為7和8以外,其他子女?dāng)?shù)量的占比都在10%~20%之間。城市樣本中獨生子女占比比農(nóng)村高11.12%。子女?dāng)?shù)量小于等于3時,城市占比高于農(nóng)村,多子女家庭中農(nóng)村占比明顯高于城市。

    四、實證檢驗

    首先考察子女?dāng)?shù)量與社會經(jīng)濟地位代際傳遞的關(guān)系。由于子代社會經(jīng)濟地位為順序數(shù)據(jù),本文采用Ordered Probit模型。模型中加入子女?dāng)?shù)量與父代社會經(jīng)濟地位的交互項,通過對交互項系數(shù)的檢驗來判斷子女?dāng)?shù)量對社會經(jīng)濟地位代際傳遞的影響。模型形式如式(1)所示:

    (一)子女?dāng)?shù)量與代際流動性

    根據(jù)子女?dāng)?shù)量將樣本分為四組,即子女?dāng)?shù)量分別為1、2、3以及大于3?;冢?)式得到各模型的回歸結(jié)果如表3所示。從父代社會經(jīng)濟地位的回歸系數(shù)看,所有模型的系數(shù)均顯著為正,且系數(shù)值隨著家庭子女?dāng)?shù)量的增加而減小,說明子女?dāng)?shù)量越多,子代社會經(jīng)濟地位受父代影響越小,代際流動性越強。其中,獨生子女家庭的代際彈性值最大,為0.266,代際流動性最低。子女?dāng)?shù)量與父代社會經(jīng)濟地位的交互項顯著為負(fù),即子女?dāng)?shù)量越多,父代社會經(jīng)濟地位對子代社會經(jīng)濟地位影響越小,代際傳遞性越弱。從控制變量看,子代教育的系數(shù)在各樣本中均顯著為正,反映出教育對于提升個體社會經(jīng)濟地位的重要作用。父代教育對獨生子女家庭有正向影響,在多子女家庭則不顯著。相對于男性,女性更易實現(xiàn)社會經(jīng)濟地位的上升。

    表3 不同子女?dāng)?shù)量下的代際流動性

    (二)異質(zhì)性分析

    1.不同出生年代的異質(zhì)性分析

    考慮到代際流動性可能會隨時間呈階段性變動,本文按子代的出生年代進行分樣本回歸,探究不同出生年代子女?dāng)?shù)量對代際流動性的影響。將樣本分為1950s、1960s、1970s、1980s和1990s五個出生年代組,回歸結(jié)果如表4所示。

    表4 不同出生年代子女?dāng)?shù)量對代際流動性的影響

    根據(jù)表4,可以看到:第一,有3個以上子女的家庭代際流動性最強。最后一列的代際彈性值在各出生年代組中都是最小的,說明該列所對應(yīng)家庭的代際流動性最強。事實上,除了1950s、1960s和1970s出生年代組的獨生子女家庭外,各出生年代組均存在子女?dāng)?shù)量與代際彈性值的正相關(guān)關(guān)系。第二,80后、90后獨生子女的代際流動性最低。首先,80后、90后獨生子女的代際流動性分別為0.320和0.384,是表4中數(shù)值最大的,遠遠大于子女?dāng)?shù)量更多的家庭。20世紀(jì)80年代以來,全社會獨生子女家庭占比不斷提高,獨生子女從父輩繼承到更多的資源,獲得的人力資本投資也更多,使得代際傳遞性增強。其次,80年代以前出生的獨生子女的代際傳遞性并不高,折射出計劃生育政策的實施可能加劇了獨生子女家庭代際固化。

    2.性別、城鄉(xiāng)的異質(zhì)性分析

    子女?dāng)?shù)量增加能提高代際流動性是否在所有群體中都成立呢?表5的回歸結(jié)果顯示,總體上看,所有樣本的代際彈性值顯著為正,說明父代與子代的社會經(jīng)濟地位具有一定相關(guān)性;子女?dāng)?shù)量與父代社會經(jīng)濟地位的交互項系數(shù)均顯著為負(fù),即子女?dāng)?shù)量的增加也的確會提高社會經(jīng)濟地位的代際流動性,但在程度上各樣本間存在差異。首先,隨著子女?dāng)?shù)量的增加,性別對代際傳遞性的影響沒有顯著差別,但男性的代際傳遞性要低于女性。呂之望和李翔[22]對代際收入流動性的性別差異進行了研究,發(fā)現(xiàn)父輩教育水平和職業(yè)類型對女兒收入的影響程度大于兒子,與本文結(jié)果一致。其次,相對于農(nóng)村而言,城市地區(qū)子女?dāng)?shù)量的增加對降低代際傳遞性能產(chǎn)生更大的影響。這也進一步印證了城市家庭子女?dāng)?shù)量減少伴隨著代際固化趨勢的研究結(jié)論。

    表5 分樣本檢驗結(jié)果

    續(xù)表

    3.不同社會經(jīng)濟地位等級家庭的異質(zhì)性分析

    前文的分析將各社會經(jīng)濟地位等級家庭視作一個整體,并未考慮到子女?dāng)?shù)量對代際流動性的影響會因父代社會經(jīng)濟地位等級不同而有所差異。接下來本文將父代社會等級1~10由低到高劃分為五等份,依次為低社會經(jīng)濟地位等級、中低社會經(jīng)濟地位等級、中等社會經(jīng)濟地位等級、中高社會經(jīng)濟地位等級以及高社會經(jīng)濟地位等級,回歸結(jié)果如表6所示,可以看到各社會經(jīng)濟地位等級家庭的交叉項系數(shù)均為負(fù),且在中低和中等社會經(jīng)濟地位等級家庭中顯著,意味著子女?dāng)?shù)量的增加會提高代際流動性;而對于低、中高以及高社會經(jīng)濟地位等級家庭來說,子女?dāng)?shù)量對代際流動性的作用不再顯著。這表明子女?dāng)?shù)量對代際流動性的影響效應(yīng)因家庭社會經(jīng)濟地位等級的不同而有所不同。

    表6 不同社會經(jīng)濟地位等級下子女?dāng)?shù)量對代際流動性的影響

    低社會經(jīng)濟地位等級家庭普遍收入水平不高、受教育程度較低,而較多的子女會帶來較高的教育成本,子代不僅面臨教育投入不足,而且要繼承父母的貧困以及致貧的不利因素,這些因素不利于下一代的發(fā)展[23],多生孩子在一定程度上不利于低社會經(jīng)濟地位等級家庭的向上流動;相對低社會經(jīng)濟地位等級家庭,中低和中等社會經(jīng)濟地位等級家庭擁有更高的生活水平和更多的財富積累,有能力對多子女進行更好的投資,并且兄弟姐妹作為天然的社會網(wǎng)絡(luò),是個人社會資本的重要組成部分[24],其數(shù)量的增多會增大其向上流動的概率。中高和高社會經(jīng)濟地位等級家庭雖然擁有豐富的人力資本和社會資本,但因父代所處社會經(jīng)濟地位等級較高,子代很難超越父代實現(xiàn)向上的躍升。

    (三)子女?dāng)?shù)量與代際流動質(zhì)量

    表7呈現(xiàn)的是不同子女?dāng)?shù)量家庭的代際社會經(jīng)濟地位流動矩陣。矩陣對角線上的值為代際社會經(jīng)濟地位繼承性指數(shù),非對角線上的值為代際社會經(jīng)濟地位的流動性指數(shù)。由表7可以看到,在四個流動矩陣中,所有等級的繼承性指數(shù)均顯著大于1,并且是各矩陣中每行每列的最大值,反映了社會各等級都存在明顯的代際傳遞現(xiàn)象。但相對而言,中等社會經(jīng)濟地位等級家庭流動性較強。在四個流動矩陣中,家庭處于第Ⅱ、Ⅲ等級時,繼承指數(shù)都較接近1,明顯小于第Ⅰ、Ⅳ和Ⅴ等級,說明中等社會經(jīng)濟地位等級家庭的流動性較強。處于第Ⅴ等級的家庭,各矩陣的繼承性指數(shù)都較高,最高的甚至達到29.41,說明第Ⅴ等級家庭的代際傳遞性較強。從流入和流出指數(shù)來看,家庭子女?dāng)?shù)量的增加使得第Ⅰ、Ⅱ等級家庭的流出指數(shù)不斷增大,流入指數(shù)變動相對平穩(wěn),而第Ⅲ、Ⅳ等級家庭的流入指數(shù)穩(wěn)步上升,意味著低等級向高等級流動的可能性較大。

    表7 不同子女?dāng)?shù)量下的代際社會經(jīng)濟地位流動矩陣

    結(jié)合表7計算得出流動方向和流動距離指數(shù),如表8顯示,可以發(fā)現(xiàn),子女?dāng)?shù)量的增加提高了流動質(zhì)量。除子女?dāng)?shù)量大于3的情況外,子女?dāng)?shù)量的增加提高了向上流動指數(shù)和向上流動距離指數(shù),流動指數(shù)和距離指數(shù)凈值都為正并且不斷增大。當(dāng)子女?dāng)?shù)量增加至3時,向上流動指數(shù)由0.95增加至1.34,向上流動距離指數(shù)由1.46增加至1.94,并且向上凈流動和向上凈流動距離都不斷增加,直至0.57。越大的向上流動距離指數(shù)意味著子代有較大的概率流向更高的等級,距離父代社會經(jīng)濟地位等級更遠。不斷增大的流動凈值意味著伴隨子女?dāng)?shù)量的增加,子代向上流動的概率越大,向上流動等級的跨度也越大。

    表8 不同子女?dāng)?shù)量下代際流動質(zhì)量

    五、傳遞機制分析

    從人力資本視角來看,子女?dāng)?shù)量的增加會造成家庭資源的競爭,從而降低孩子的質(zhì)量。但子女?dāng)?shù)量增多也可能帶來規(guī)模效應(yīng),孩子間互幫互助,相互督促學(xué)習(xí),或者父母一方辭去工作專心照顧和陪伴孩子,從而有利于提高子女的質(zhì)量。從社會資本視角來看,兄弟姐妹本身也是個體的一種社會資本,隨著兄弟姐妹數(shù)量的增多,個體社會資本總量增加,可利用的社會資源也隨之增加。因此,人力資本和社會資本可能是子女?dāng)?shù)量影響代際流動性的重要中介機制。本文采用結(jié)構(gòu)方程模型,利用其優(yōu)良的中介路徑識別功能及其直觀的路徑分析圖,來探討這一影響機制。利用CLDS數(shù)據(jù)中衡量健康水平的身體質(zhì)量指數(shù)(BMI)、衡量社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)(friend)的“在本地可以得到多少朋友和熟人的支持和幫助”等變量,以子代受教育年限和BMI代表人力資本,以社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和戶籍代表社會資本,并引入年齡、年齡平方、性別等變量,構(gòu)造結(jié)構(gòu)方程模型,得到路徑分析圖如圖1所示。

    圖1 子女?dāng)?shù)量影響子代社會經(jīng)濟地位的路徑系數(shù)圖

    圖1中,子女?dāng)?shù)量通過四條中介路徑影響子代社會經(jīng)濟地位,分別為:。為便于比較,圖1中輸出結(jié)果均為標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)值。矩形框表示可觀測變量,矩形框內(nèi)數(shù)值分別表示標(biāo)準(zhǔn)化的截距項系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)方差,圓形框中表示對應(yīng)變量的殘差項,其右側(cè)數(shù)值表示標(biāo)準(zhǔn)化方差,箭頭表示從起始變量到終點變量的單向因果,箭頭及附近數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù),代表各變量作用的方向及強度,標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)大于0說明兩個變量之間呈正相關(guān),值越大說明相關(guān)程度越強。

    根據(jù)圖1,可以看出以下特征:第一,子代健康水平和社會網(wǎng)絡(luò)是子女?dāng)?shù)量影響子代社會經(jīng)濟地位的正向中介變量。子女?dāng)?shù)量與健康水平、社會網(wǎng)絡(luò)的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.11和0.018,在1%水平上顯著,即子女?dāng)?shù)量分別與健康水平、社會網(wǎng)絡(luò)顯著正相關(guān)。同理,健康水平、社會網(wǎng)絡(luò)分別與子代社會經(jīng)濟地位也顯著正相關(guān)。這意味著,子女?dāng)?shù)量增加通過提高子代的健康水平、拓寬子代的社會網(wǎng)絡(luò)等路徑,提升了子代的社會經(jīng)濟地位。第二,子代的受教育年限和戶籍是子女?dāng)?shù)量影響子代社會經(jīng)濟地位的負(fù)向中介變量。子女?dāng)?shù)量與受教育年限、戶籍的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為-0.36和-0.2,在1%水平上顯著,即子女?dāng)?shù)量分別與受教育年限、戶籍顯著負(fù)相關(guān)。同理,受教育年限、戶籍也與子代社會經(jīng)濟地位存在顯著正相關(guān)。這表明,子女?dāng)?shù)量增加通過影響子代的受教育程度進而降低了其社會經(jīng)濟地位,且子女?dāng)?shù)量對子代社會經(jīng)濟地位的影響存在戶籍差異。

    六、主要結(jié)論

    代際流動性是衡量社會發(fā)展情況的重要指標(biāo),較高的代際流動性有利于社會的穩(wěn)定和可持續(xù)發(fā)展。本文利用2014年CLDS數(shù)據(jù)探究子女?dāng)?shù)量對代際流動性的影響,構(gòu)造Ordered Probit模型和代際流動矩陣進行實證研究,在此基礎(chǔ)上,將人力資本和社會資本細化,分析子女?dāng)?shù)量影響代際流動性的作用機制。本文得出的主要結(jié)論如下:第一,子女?dāng)?shù)量與代際流動性之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系,且隨著子女?dāng)?shù)量的增加,個體更容易實現(xiàn)向上的流動。第二,子女?dāng)?shù)量對代際流動性的影響具有異質(zhì)性。獨生子女政策實施后,多生孩子更有利于促進代際流動。相對而言,城市個體兄弟姐妹數(shù)量的增加,對提高代際流動性能產(chǎn)生更大的影響,在性別上并無差異。此外,對于中低和中等社會經(jīng)濟地位等級家庭,子女?dāng)?shù)量的增加對促進代際流動的作用是顯著的,而在低、中高以及高社會經(jīng)濟地位等級家庭中不再顯著。第三,子女?dāng)?shù)量通過子代人力資本和社會資本的中介效應(yīng)影響代際流動性,但以教育和健康衡量的人力資本、以社會網(wǎng)絡(luò)和戶籍衡量的社會資本的中介效應(yīng)存在差別。子代的健康狀況和社會網(wǎng)絡(luò)是子女?dāng)?shù)量影響子代社會經(jīng)濟地位的正向中介變量,而子代的受教育年限和戶籍狀況是子女?dāng)?shù)量影響子代社會經(jīng)濟地位的負(fù)向中介變量。

    2021年,我國的計劃生育政策開始實行三孩政策,以積極應(yīng)對少子化、老齡化的人口形勢。通過本文的實證分析可知,子女?dāng)?shù)量的增加有助于提高代際流動性,所以現(xiàn)階段應(yīng)積極貫徹實施三孩政策,鼓勵并支持生育三孩。此外,普及義務(wù)教育,提升教育的公平性,讓子女?dāng)?shù)量較多的貧困家庭的孩子能夠接受良好的教育;深化戶籍制度改革,推進新型城鎮(zhèn)化進程。最后,倡導(dǎo)人與人之間互幫互助,擴展自己的交際范圍,形成良好的社會網(wǎng)絡(luò)。

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