陽義南

（華南理工大學(xué) 公共管理學(xué)院，廣東 廣州 510641）

一、引 言

隨著“普惠”和“共享”等理念日益取得共識，研究“不平等”問題正如火如荼。早期研究主要使用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)等指標(biāo)來測量靜態(tài)的收入不平等。近些年，隨著我國積累了更多的混合橫截面數(shù)據(jù)或面板數(shù)據(jù)，學(xué)者們更注重從“代際流動”角度來測度動態(tài)的收入不平等，即一個人的收入在多大程度上會由上一代所決定（即“拼爹”現(xiàn)象），又稱代際繼承、代際傳遞或代際不流動。而在社會上，“官二代”“富二代”和“窮二代”等現(xiàn)象已引起民眾對各個階層代際不流動（固化或封閉）的深切憂慮。由于這些現(xiàn)象在我國市場經(jīng)濟體制改革之后表現(xiàn)得比較突出，不少民眾會直觀地認(rèn)為市場化改革降低了我國的代際流動性，并由此對我國市場經(jīng)濟體制改革的道路產(chǎn)生了懷疑、不信任乃至否定。

真的是市場化改革降低了代際流動性嗎？梳理已有研究文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)存在以下幾個問題：第一，目前學(xué)者們正熱衷于測量我國的代際流動水平，只是從測量結(jié)果中間接地推斷市場化改革的影響，而并未直接檢驗市場化改革對代際流動的影響；第二，代際繼承包括收入、教育、財富和社會地位等多個方面?；谑杖胫荒軠y量代際流動的一個方面，故而存在較大的測量誤差；第三，目前學(xué)者只把教育作為人力資本的代理變量，遺漏了其他重要人力資本要素的影響，如健康、創(chuàng)業(yè)能力等。這可能會產(chǎn)生內(nèi)生性問題；第四，已有文獻(xiàn)在考察家庭層面的代際流動性時，沒有控制地區(qū)層面差異的影響。這些不足之處使得目前仍缺乏一致可靠穩(wěn)健的經(jīng)驗證據(jù)來評判市場化改革對代際流動的影響。

本文構(gòu)建了由中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2008年、2010年和2012年的數(shù)據(jù)與市場化指數(shù)組成的混合橫截面數(shù)據(jù)，直接檢驗市場化進(jìn)程對代際流動的影響，提出了一個研究代際流動的新的分析視角。實證結(jié)果為完善我國市場經(jīng)濟體制改革理論、社會流動與代際不平等提供了更豐富的經(jīng)驗證據(jù)，驗證了市場化改革進(jìn)程對代際流動的積極貢獻(xiàn)，也為明晰我國代際流動性變動趨勢提供了不同角度的新經(jīng)驗證據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧

改革開放30多年來，中國最大的變化是從計劃經(jīng)濟轉(zhuǎn)向市場經(jīng)濟的市場化改革。市場化改革不是簡單的一項規(guī)章制度的變化，而是一系列經(jīng)濟、社會、法律乃至政治體制的變革（樊綱等，2003）?？傮w上，我國市場化改革取得了舉世公認(rèn)的巨大成就。中國經(jīng)濟在30多年里實現(xiàn)了年均近10%的高速增長，躍升為世界第二大經(jīng)濟體，市場化程度越來越高（張曉晶，2004）。并且由于市場化改革是一個市場機制作用持續(xù)增大的演變過程，目前中國的市場化改革還遠(yuǎn)遠(yuǎn)沒有完成（張曙光和趙農(nóng)，2000）。

我國市場經(jīng)濟體制改革對經(jīng)濟社會產(chǎn)生了廣泛而又深刻的影響。它會如何影響社會代際流動的變化？經(jīng)濟學(xué)、社會學(xué)等理論指出市場化改革影響代際流動的作用機制主要有兩條：一是工業(yè)化的影響。通過城市化、勞動分工、產(chǎn)業(yè)與職業(yè)結(jié)構(gòu)升級等途徑，工業(yè)化與技術(shù)進(jìn)步會逐漸打破傳統(tǒng)的依據(jù)等級、種族和家庭地位等先賦因素的社會分配機制；教育普及使人力資本自致因素對個人社會地位起著越來越重要的作用，社會分層結(jié)構(gòu)日益開放，趨于更加公平平等（Blau和Duncan，1967）；二是市場制度改革的影響。工業(yè)化發(fā)展起來的市場機制會形成新的社會選擇機制和規(guī)則，這沖破了傳統(tǒng)制度的機會壟斷，從而促進(jìn)社會流動（李春玲，2005）。邊燕杰（2006）指出我國市場經(jīng)濟發(fā)展正弱化單位壁壘和地區(qū)壁壘的作用，使同一職業(yè)地位所含的資源在單位和地區(qū)之間趨向平衡。

學(xué)者們也非常關(guān)注我國市場化改革以來社會代際流動的實際水平及其動態(tài)演變。從微觀個體的經(jīng)驗證據(jù)看，王海港（2005）比較了1988年和1995年城鎮(zhèn)居民代際收入彈性系數(shù)后認(rèn)為中國的代際收入流動性降低了。但最新幾篇文獻(xiàn)得到了不同的結(jié)論。王朝明和胡棋智（2008）使用7個指標(biāo)的測度結(jié)果表明1991-1997年間我國的收入較缺乏流動，而1997?2004年間的居民家庭收入流動性總體呈向上趨勢。陳琳和袁志剛（2012）利用CHIP和CGSS數(shù)據(jù)測度的1988年、1995年、2002年和2005年的城鎮(zhèn)居民代際收入彈性呈現(xiàn)出從大幅下降到逐步穩(wěn)定的變化特征。何石軍和黃桂田（2013）利用CHNS數(shù)據(jù)估計了中國2000年、2004年、2006年和2009年的代際收入彈性系數(shù)大體上呈下降趨勢（代際收入流動性上升）。徐曉紅（2015）基于CH IP和CFPS的1988年、1995年、2002年、2007年、2010年和2012年6輪調(diào)查數(shù)據(jù)的研究結(jié)果也表明中國城鄉(xiāng)居民收入差距代際傳遞呈下降趨勢，代際收入流動性有所提高。這些研究都是通過比較回歸系數(shù)的大小來判斷代際流動的變化，但沒有證明各年回歸系數(shù)之間的下降是否具有顯著性。陽義南和連玉君（2015）使用CGSS和CLDS2006年、2008年、2010年和2012年的混合橫截面數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)父親影響子代地位的回歸系數(shù)在這些年份里依次顯著降低。

從地區(qū)層面的經(jīng)驗證據(jù)看，郭叢斌和丁小浩（2005）研究行業(yè)代際流動時發(fā)現(xiàn)我國東部地區(qū)的行業(yè)代際開放性強于中西部地區(qū)，而中西部地區(qū)行業(yè)代際效應(yīng)造成的勞動力市場分割程度要更強。王洪亮（2009）比較了地區(qū)虛擬變量對居民收入年際相關(guān)系數(shù)的回歸系數(shù)后發(fā)現(xiàn)，我國居民收入流動性的順序為：東部地區(qū)＞中部地區(qū)＞西部地區(qū)。這些實證結(jié)果似乎匹配了我國市場化改革的推進(jìn)路徑?市場化程度越高地區(qū)的代際流動性越強。

但另一些經(jīng)驗證據(jù)卻顯示了二者之間的關(guān)系并非如此簡單。陳釗、陸銘和佐藤宏（2009）研究發(fā)現(xiàn)，在東部地區(qū)，一方面教育和經(jīng)驗顯著增加了進(jìn)入高收入行業(yè)的可能性，這與其市場化程度較高是一致的；但另一方面，關(guān)系和戶籍這些并不表征生產(chǎn)率的因素反而更有助于勞動者進(jìn)入高收入行業(yè)，表明一些非市場力量因素也在扭曲市場機制的作用。孫文凱、路江涌和白重恩（2007）的計算結(jié)果則顯示1986?1990年間富裕省份的收入流動相對較大，但到1991?1995年和1997?2001年這兩個時段，各省間的流動程度差異并不明顯。他們認(rèn)為這反映了改革開放給富裕地區(qū)帶來較早的收入流動影響，而之后的趨同則反映了經(jīng)濟發(fā)展在地區(qū)間的傳遞過程。

檢驗市場化改革相關(guān)影響的實證研究非常豐富，但主要是在探討市場化改革對經(jīng)濟增長、資本配置效率、企業(yè)績效、行業(yè)集聚和區(qū)域經(jīng)濟增長（或差距）等的影響。而直接檢驗市場化改革影響代際流動的實證研究則十分少見。一些學(xué)者探討了市場化改革的一些中介機制對代際流動的間接影響。郭叢斌和閔維方（2007）的研究表明我國市場化水平提升有助于提高教育收益，使教育改善整個社會收入公平狀況的功能日益增強，削弱了收入分配不公平的代際傳遞程度。孫三百等（2012）的研究則發(fā)現(xiàn)勞動力自由遷移通過增加就業(yè)機會等方式能擺脫“代際收入傳承陷阱”，至少可以使一代人免受代際低收入傳承的困擾。

從上述研究不難看出，學(xué)者們實際上是把市場化改革作為研究的內(nèi)在背景，假設(shè)測量得到的代際流動水平是市場化改革的結(jié)果，進(jìn)而從中推測或判斷市場化改革的影響。顯然，這些研究只是在探討二者的同步性或相關(guān)性。個別學(xué)者也只是檢驗了一些市場化改革的中介機制對代際流動的間接影響。本文的創(chuàng)新之處在于：第一，直接檢驗市場化改革對代際流動的影響，彌補了以往研究間接推測的不足；第二，使用國際社會經(jīng)濟地位指數(shù)（ISEI）測度代際繼承程度。相比基于收入的單一測量維度，社會經(jīng)濟地位指數(shù)以每個職業(yè)的平均收入和教育水平乘以相應(yīng)權(quán)數(shù)得到對應(yīng)的分值及排序，能減少對代際流動性的測量誤差；第三，采用教育、健康和創(chuàng)業(yè)等多個指標(biāo)測度人力資本，并使用工具變量2SLS回歸和保留缺失值MLMV估計等多種方法減少內(nèi)生性和缺失值的影響；第四，測量家庭層面的代際流動性必須考慮我國地區(qū)差異的影響。這在已有研究中尚未引起重視。而本文使用多層嵌套結(jié)構(gòu)方程模型（Two-levels Nested SEM）控制地區(qū)層面差異的干擾，使估計結(jié)果能更接近家庭代際流動的真值。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)。

1. 市場化指數(shù)。國民經(jīng)濟研究所公布的市場化指數(shù)從政府與市場關(guān)系、非國有經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)品市場發(fā)育程度、要素市場發(fā)育程度、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境六個方面衡量了各省的市場化進(jìn)展。這套指數(shù)體系不僅可以對各省的市場化進(jìn)程進(jìn)行橫向比較，而且還做到了沿時間序列的縱向可比，從而提供了一套比較完整的測度各省市場化程度的數(shù)據(jù)（樊綱等，2011）。2015年國民經(jīng)濟研究所公布了新的市場化指數(shù)。①第一階段的市場化指數(shù)涵蓋1997-2010年（基年為1997年），之后編制工作暫停。新市場化指數(shù)以2008年為基期，對2008年以來各省份市場化各方面的變化重新進(jìn)行了計算和評分，使某些年份的指數(shù)評分和排序與上一個報告（2011年）的指標(biāo)已不可比。為此，我們選用了最新公布的2008年、2010年和2012年的市場化指數(shù)。②為保持2年的考察間隔，我們選擇了CGSS的2008年、2010年和2012年的數(shù)據(jù)（CGSS沒有公布2014年數(shù)據(jù)），故也相應(yīng)選取2008年、2010年和2012年的市場化指數(shù)。相比其他測度市場化改革的指標(biāo)變量或代理變量，這套指數(shù)有利于我們更全面地考察市場化改革對代際流動的貢獻(xiàn)。

2. 中國綜合社會調(diào)查（CGSS）。微觀數(shù)據(jù)樣本是中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2008年、2010年和2012年三年數(shù)據(jù)。采用多階段、多層次的隨機概率抽樣方法，CGSS2008在全國28個省調(diào)查了6 000個樣本觀測值，2010年在31個省調(diào)查了11 783個樣本，2012年在29個省調(diào)查了11 765個樣本觀測值。我們將CGSS2008、CGSS2010和CGSS2012三年數(shù)據(jù)組合為混合橫截面數(shù)據(jù)，并進(jìn)一步把2008年、2010年和2012年各省的市場化指數(shù)對號入座并入CGSS數(shù)據(jù)，衡量調(diào)查時被訪者所在各?。ㄊ?、區(qū)）的市場化改革程度。最后得到的混合橫截面數(shù)據(jù)共計29 548個樣本觀測值。與使用單年橫截面數(shù)據(jù)相比，三年混合橫截面數(shù)據(jù)增大了樣本容量，能獲得更為精確的參數(shù)估計值和更穩(wěn)健有效的檢驗統(tǒng)計量（Sayrs，1989）。

（二）主要變量。目前學(xué)者們往往選擇從收入、職業(yè)和教育等單一維度來測量代際流動性。相比這些單一指標(biāo)，社會經(jīng)濟地位能更綜合地衡量社會成員在社會系統(tǒng)中所處的位置（韋伯，1997）。由此推知，基于社會經(jīng)濟地位來測量代際的繼承性，能更全面地反映父輩家庭對子代的影響，從而減少對代際流動性的測量誤差。越來越多的經(jīng)濟學(xué)者也開始從經(jīng)濟社會地位的角度來研究代際流動性問題（李宏彬等，2012）。在個人社會經(jīng)濟地位的衡量指標(biāo)中，目前最常用的是國際社會經(jīng)濟地位指數(shù)（International Socio-Economic Index，ISEI）（李春玲，2005）。該指數(shù)假設(shè)收入和教育決定一個人社會地位的高低。它參照各種職業(yè)群體的社會經(jīng)濟特征，以每個職業(yè)的平均收入和教育水平乘以相應(yīng)權(quán)數(shù)得到對應(yīng)分值，并對分值進(jìn)行排序（B lau和Duncan，1967；Ganzeboom等，1992）。鑒于此，本文也采用國際社會經(jīng)濟地位指數(shù)作為被訪者社會經(jīng)濟地位的代理變量。CGSS的2008年、2010年和2012年數(shù)據(jù)都詢問了被調(diào)查對象本人現(xiàn)在的職業(yè)及其14歲時父母的職業(yè)。我們將被訪者現(xiàn)在職業(yè)及其14歲時父親①與多數(shù)研究相同，父輩只考慮了父親。一般而言，父親在家庭決策上占據(jù)支配地位。職業(yè)的ISCO-88代碼轉(zhuǎn)換為ISEI值，由此得到的ISEI指標(biāo)變量是取值16?90的數(shù)值型變量。

1. 被解釋變量。我們將被訪者本人的社會經(jīng)濟地位指數(shù)（isei_self）作為被解釋變量。

2. 解釋變量與工具變量。（1）父親社會經(jīng)濟地位指數(shù)（isei_f）為解釋變量，測量父輩家庭背景對子代影響的大小。具體而言，根據(jù)父親社會經(jīng)濟地位指數(shù)（isei_f）對本人社會經(jīng)濟地位指數(shù)（isei_self）的代際回歸系數(shù)來測量我國家庭層面的代際繼承或代際不流動性。介于0-1之間。越大，說明家庭代際之間的繼承性越強；越小，說明子代受上一代的影響越小，而教育和個人努力等人力資本對其社會經(jīng)濟地位的影響更為重要，整個社會更加公平開放，代際不流動程度也越低。同時，把市場化指數(shù)（market）作為父親社會經(jīng)濟地位（isei_fi）的調(diào)節(jié)變量，反映各?。ㄊ小^(qū)）市場化程度對家庭代際回歸系數(shù)的調(diào)節(jié)作用。具體就是構(gòu)建市場化指數(shù)與父親社會經(jīng)濟地位的交互項（isei_fi×marketi），根據(jù)其回歸系數(shù)的大小及其顯著性，測度市場化改革對代際流動的相應(yīng)調(diào)節(jié)作用。

（2）人力資本（教育、健康和創(chuàng)業(yè)能力）。學(xué)者們一般將被訪者的人力資本作為社會地位的自致因素，與依靠家庭背景（“拼爹”）的先賦因素相對標(biāo)。問題是學(xué)者們在測量人力資本時往往只選用“教育”這一個代理變量。事實上，教育并不是獲取社會地位的唯一要素，故而也不會是人力資本的唯一測量指標(biāo)（邊燕杰等，2006）。父代可以通過多種渠道（機制）直接、間接地影響子代，例如教育、遺傳、家庭文化和社會資本，等等。這意味著已有研究遺漏了一些重要的人力資本要素，如健康和創(chuàng)業(yè)能力等，從而可能存在一定的內(nèi)生性問題。為減少遺漏重要變量，我們使用教育、健康和創(chuàng)業(yè)等3個指標(biāo)作為人力資本的代理變量。教育（edu）取值1?7，分別代表文盲、小學(xué)、初中、高中、大專、本科和研究生及以上。健康（health）取值1?5，分別對應(yīng)很不健康、比較不健康、一般、比較健康和很健康。創(chuàng)業(yè)（yes_boss）指被訪者目前的工作為老板、個體戶或自由職業(yè)者（取值為1），否為0。為進(jìn)一步減少內(nèi)生性問題，我們還使用工具變量的兩階段最小二乘法（2SLS）。由于教育是測量人力資本的最主要指標(biāo)，也是父輩家庭影響子代最重要的中介機制（孫三百等，2012），我們將為教育（edu）尋找工具變量。我們使用“父親沒有受過教育（father_edu）”和“母親沒有受過教育（mother_edu）”①被訪者中，父親沒有受過教育的占36.2%（文盲率）、母親沒有受過教育的占59.2%，而父親和母親都沒有受過教育的占33.8%。作為子女教育（edu）的工具變量。父親或母親沒有受過教育意味著家庭社會地位較低，擁有的社會資本稀少，父母很難通過自身力量去改變子女的社會地位。然而，即使父母沒有受過教育，子女仍可以通過自己努力積累人力資本進(jìn)而獲取更高的社會經(jīng)濟地位，例如考學(xué)和創(chuàng)業(yè)等方式?？忌洗髮W(xué)正是我國出身于社會底層家庭的子女改變命運“跳龍門”的主要通道。因此，使用“父親或母親沒有受過教育”作為子女教育（edu）的工具變量，能減少家庭機制間接影響子女人力資本所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。

3. 控制變量。我們還在后文的計量模型中放入了相應(yīng)的控制變量：年齡（age）、年齡二次項（age^2）、性別（gender，女性=1）和收入（income），并對收入取自然對數(shù)，農(nóng)村戶籍（identity，農(nóng)村戶口=1，非農(nóng)戶口=0）、非公有制單位（private，非機關(guān)事業(yè)單位或國有集體企業(yè)，=1，否=0）、黨員身份（party，是=1，否=0）。

（三）模型。我們從兩個方面觀察市場化改革對代際流動性的影響：第一，由于不同年份的市場化指數(shù)能反映動態(tài)的市場化進(jìn)程（樊綱等，2003），首先分別對2008年、2010年和2012年的單年數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得到三個不同的交互項isei_f×market回歸系數(shù)。它們能反映動態(tài)市場化進(jìn)程對代際流動的調(diào)節(jié)效應(yīng)。模型如式（1）所示。

第二，使用3年混合數(shù)據(jù)，觀察交互項isei_f×market回歸系數(shù)的大小及其是否顯著。它測量了2008?2012年間市場化改革對代際流動的總體平均影響。模型如式（2）所示。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表1可知，父親社會經(jīng)濟地位的均值為32.97，子代社會經(jīng)濟地位的均值為41.55，相比有了較大提高。教育（edu）均值為3.11，對應(yīng)初中文化水平。被訪者自己創(chuàng)業(yè)的占21%。圖1中省際市場化指數(shù)在3年的均值分別為5.96、6.04和6.69，表明隨著我國市場化改革的不斷推進(jìn)，各省的市場化程度總體上在逐年上升。這3年市場化指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差分別為1.21、1.52和1.61，說明省際市場化程度的差異也在擴大。張曉晶（2004）、樊綱等（2011）的研究也表明了我國市場化程度總體上在逐年上升，但地區(qū)差異也呈擴大變化的趨勢。

圖2A、B、C和D分別基于2008年、2010年、2012年和該3年混合數(shù)據(jù)的散點圖來展示父親與子代社會經(jīng)濟地位之間的關(guān)聯(lián)性。其中，橫軸為父親的ISEI值，縱軸為子代的ISEI值。在該散點圖中，還使用了帶95%置信區(qū)間的一次線性回歸線進(jìn)行了擬合。在理想狀態(tài)下，如果我國的社會流動性很高，則二者之間的觀測點應(yīng)呈隨機分布狀，無系統(tǒng)規(guī)律，即代際不存在明顯的繼承性。但從圖2的擬合直線和置信區(qū)間可以看出，二者之間存在明顯的正向線性相關(guān)關(guān)系。這表明父親的社會經(jīng)濟地位越高，子代的社會經(jīng)濟地位相應(yīng)也越高；反之亦然，說明我國依然存在較為明顯的代際繼承問題。問題在于，我國市場化改革推進(jìn)及市場化程度提高對代際的傳遞性產(chǎn)生了怎樣的影響？總體上是提高了還是縮小了代際流動性？

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

圖1 市場化指數(shù)正態(tài)分布曲線

（二）實證估計結(jié)果。首先，方程（1）、（2）和（3）分別對 2008 年、2010 年和 2012 年的單年數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，代表市場化改革在各單年的調(diào)節(jié)作用；接著方程（4）對三年混合數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，代表市場化改革的總體平均作用。估計方法為普通最小二乘穩(wěn)健回歸。估計結(jié)果如表2所示。

表2中，父親社會經(jīng)濟地位（isei_f）對被訪者社會經(jīng)濟地位（isei_self）的回歸系數(shù)反映了家庭層面的代際繼承程度。它們在2008年、2010年和2012年分別為0.110、0.113和0.118，對3年混合數(shù)據(jù)的回歸系數(shù)則為0.116，且都在1%水平顯著。這說明我國依然存在顯著的代際繼承性，或者說“拼爹”仍然是影響個人社會經(jīng)濟地位的主要機制。這進(jìn)一步驗證了圖2散點圖中二者之間的正相關(guān)關(guān)系，與其他學(xué)者得到的結(jié)論也相一致。學(xué)者們從職業(yè)、收入、財富和社會地位等不同角度的測量結(jié)果都表明我國家庭存在顯著的代際繼承性，只是回歸系數(shù)有所不同（反映不同的代際繼承程度）。

圖2 子代ISEI與父代ISEI散點圖（橫軸為父親，縱軸為子代）

表2 普通最小二乘穩(wěn)健回歸（OLS+robust）估計結(jié)果

方程（4）中父親社會經(jīng)濟地位（isei_f）的代際回歸系數(shù)為0.116。該結(jié)果是基于3年CGSS混合數(shù)據(jù)，來自全國范圍共29 548個大樣本觀測值，具有廣泛的代表性。該結(jié)果說明相比靜態(tài)測量結(jié)果，長期動態(tài)來看我國的代際繼承性并沒有那么高。并且相比基于收入的代際彈性系數(shù)，基于社會經(jīng)濟地位測量的代際繼承程度也要更低。例如，方鳴和應(yīng)瑞瑤（2010）得到的代際收入彈性系數(shù)為0.57。徐曉紅（2015）以1988年為父輩樣本，得到2002年、2007年和2012年的城鎮(zhèn)居民代際收入彈性分別為0.47、0.37和0.32，農(nóng)村居民代際收入彈性2010年為0.44、2012年為0.29，而“農(nóng)轉(zhuǎn)非”人群的代際彈性系數(shù)只有0.14 。

交互項isei_f×market在方程（1）?（3）不同單年數(shù)據(jù)的回歸系數(shù)反映了市場化改革進(jìn)程調(diào)節(jié)父輩影響的動態(tài)變化。isei_f×market在方程（1）2008年數(shù)據(jù)的回歸系數(shù)為–0.005，但并不顯著，表明該年市場化改革對父代影響雖有一定的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，但該作用還不顯著。這說明在市場經(jīng)濟體制改革的前期，父輩家庭更易于施加影響來幫助子女，而市場機制因素所起的作用還相對有限。盧現(xiàn)祥（2001）指出，在我國市場經(jīng)濟體制改革前期，許多交易并不是建立在公平、公開和公正的基礎(chǔ)上，而是建立在關(guān)系經(jīng)濟的基礎(chǔ)上。isei_f×market在方程（2）2010年數(shù)據(jù)的回歸系數(shù)則為–0.009，且變?yōu)樵?%水平顯著；在方程（3）2012年數(shù)據(jù)的回歸系數(shù)變?yōu)楱C0.010，也在1%水平顯著。這說明市場化指數(shù)在這兩年對父代影響子代的調(diào)節(jié)效應(yīng)開始變得顯著為負(fù)，市場化指數(shù)越高，父親的影響相應(yīng)就越小，能降低代際不流動性。

由前文圖1a可知，我國市場化指數(shù)在2008-2012年間是逐年上升的，市場化程度總體上趨于提高。isei_f×market在2008年、2010年和2012年三年的回歸系數(shù)分別為–0.005、–0.009和–0.010，而顯著性則由不顯著變?yōu)槎荚?%水平顯著。由此可見，隨著我國市場經(jīng)濟體制改革的推進(jìn)和深化，在市場化程度不斷提高的過程中，市場機制及其因素對代際流動的促進(jìn)作用總體上是在逐漸增強，起到了降低代際不流動的顯著作用。這與樊綱等（2011）的研究發(fā)現(xiàn)不謀而合，他們發(fā)現(xiàn)隨著市場化進(jìn)程的推進(jìn)，市場化對經(jīng)濟增長的作用在加大。

值得注意的是，從三年總體平均看，市場化改革只使代際繼承性下降了0.8%。這說明雖然市場化改革已對降低我國的代際不流動起到了顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，但目前該調(diào)節(jié)作用還相對較小。表明我國還必須繼續(xù)并進(jìn)一步推進(jìn)和深化市場經(jīng)濟體制改革。

人力資本解釋變量中，方程（1）?（4）的教育（edu）回歸系數(shù)均在1%水平顯著為正，說明一個人受教育年數(shù)越多，社會經(jīng)濟地位將越高。創(chuàng)業(yè)（yes_boss）的回歸系數(shù)在方程（1）2008年數(shù)據(jù)為1%水平顯著為負(fù)，在方程（2）和方程（3）都變?yōu)?%水平顯著為正，且回歸系數(shù)從2010年的2.359進(jìn)一步增大為2.977。這說明隨著市場化改革的推進(jìn)，創(chuàng)業(yè)者（老板、個體戶或自由職業(yè)者）的社會經(jīng)濟地位得到了進(jìn)一步的認(rèn)可和提高。在經(jīng)濟體制改革初期，新興的私營企業(yè)主遭遇了經(jīng)濟與政策地位高度不一致的尷尬，而進(jìn)入21世紀(jì)之后，私營企業(yè)主的經(jīng)濟政治地位和社會聲望都得到了全面提升（陳勛，2008）。健康（health）的回歸系數(shù)在方程（1）?（4）中都為正，但只在方程（2）中為10%水平顯著。這說明健康只是影響一個人社會經(jīng)濟地位的基本條件，而不是主要的決定因素。

對人力資本的回歸結(jié)果表明，人力資本要素中最重要的是教育和創(chuàng)業(yè)能力。如果不考慮家庭背景的影響，在我國現(xiàn)階段一個人要想獲得更高的社會經(jīng)濟地位，要么通過更高的教育水平，要么依靠自己創(chuàng)業(yè)。這是目前我國個人實現(xiàn)向上流動的主要渠道。孫三百等（2012）也發(fā)現(xiàn)教育對改善代際收入傳遞路徑的貢獻(xiàn)最大。2015年，李克強總理也高度認(rèn)可大眾創(chuàng)業(yè)是富民之道、發(fā)展動力之源，可以促進(jìn)社會代際流動、公平正義。①資料來源：《國務(wù)院關(guān)于大力推進(jìn)大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新若干政策的意見》，國發(fā)[2015]年32號。

其他控制變量的回歸結(jié)果中，黨員身份（party）的回歸系數(shù)都顯著為正，說明黨員相比非黨員具有更高的社會經(jīng)濟地位。反映二元體制的變量中，農(nóng)村戶籍（identity） 只在方程（2）的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，但在其他三個方程中的回歸系數(shù)并不顯著，說明相比城鎮(zhèn)戶籍的被訪者，總體平均而言，農(nóng)村戶籍被訪者的社會經(jīng)濟地位并沒有表現(xiàn)出顯著的差異。而除了方程（1），非公有制單位（private）的回歸系數(shù)都顯著為負(fù)，說明在非公有制單位就業(yè)的人具有更低的社會經(jīng)濟地位。收入（income）的回歸系數(shù)都顯著為正，說明收入越高，社會經(jīng)濟地位越高。除了方程（1），年齡（age）一次項的回歸系數(shù)都顯著為負(fù)，二次項的回歸系數(shù)則都顯著為正。這說明年齡與其社會經(jīng)濟地位之間呈U形的非線性關(guān)系。通過換算可知，該U形曲線的最低點為36歲，反映一個人在一生的早期需要接受教育積累人力資本，其社會經(jīng)濟地位隨年齡下降；但隨著年齡的增長，社會經(jīng)濟地位呈上升走勢。除了方程（3），性別（gender）的回歸系數(shù)都在1%水平顯著為負(fù)，說明女性的社會經(jīng)濟地位更低。這些實證結(jié)果都符合常理，就不再展開贅述。非公有制單位和性別等控制變量在單年數(shù)據(jù)回歸系數(shù)的差異，較大程度上由缺失值造成，尤其是父親的社會經(jīng)濟地位（isei_f）和子代的社會經(jīng)濟地位（isei_self）這兩個變量。2008年、2010年和2012年的數(shù)據(jù)分別有6 000、11 783和11 765個觀測值，但由于缺失值，表2參與估計的分別只有1 734、3 639和3 618個觀測值，三年混合數(shù)據(jù)只有8 991個。而當(dāng)后文表4采用了保留缺失值極大似然（MLMV）估計法之后，由于沒有刪除有缺失的觀測值，這些變量回歸系數(shù)的符號保持了一致，變得更為穩(wěn)?。ㄔ斠姳?的估計結(jié)果）。

（三）穩(wěn)健性檢驗。?

1. 內(nèi)生性問題處理 工具變量2SLS估計。我們采用“父親沒有受過教育（father_edu）”和“母親沒有受過教育（mother_edu）”作為子女教育（edu）的工具變量，進(jìn)而使用2SLS進(jìn)行穩(wěn)健性回歸。結(jié)果如表3所示。

相比表2的OLS穩(wěn)健回歸結(jié)果，表3的2SLS穩(wěn)健性回歸結(jié)果所顯示的變化主要有：父親社會經(jīng)濟地位（isei_f）對子代社會經(jīng)濟地位（isei_self）的回歸系數(shù)有所下降，市場化指數(shù)的負(fù)向調(diào)節(jié)作用有所增強，而教育（edu）、創(chuàng)業(yè)（yes_boss）和健康（health）等人力資本變量的回歸系數(shù)都有所上升。

方程（8）的三年混合數(shù)據(jù)中，父親社會經(jīng)濟地位（isei_f）的回歸系數(shù)從表2的0.116減少為表3的0.112，減少了0.4%，并都在1%水平顯著。父親社會經(jīng)濟地位與市場化指數(shù)交互項（isei_fi×marketi）則從–0.008上升到–0.009，都在1%水平顯著，顯示市場化改革對父輩影響的負(fù)向調(diào)節(jié)作用在增大，更多地降低了代際不流動程度，具體為0.9%。人力資本解釋變量中，教育（edu）的回歸系數(shù)從5.706上升為6.945，都在1%水平顯著。創(chuàng)業(yè)（yes_boss）的回歸系數(shù)則從1.875上升到2.233，都在1%水平顯著。健康（health）的回歸系數(shù)從0.191上升為0.212，z值則從1.3上升為1.42。這說明在減少內(nèi)生性之后，降低了家庭背景通過其他路徑（渠道）對子代社會經(jīng)濟地位的間接影響，使被訪者通過人力資本的個人努力而獲取社會經(jīng)濟地位的作用增強了，而市場化改革的調(diào)節(jié)作用也相應(yīng)提高了。

與表2相比，表3中其他控制?變量的回歸結(jié)果并無重要的變化，就不再贅述。

2. 控制地區(qū)層面差異的影響 兩層嵌套結(jié)構(gòu)方程模型估計。我國各個?。ㄊ?、區(qū)）之間在很多方面都存在較大差異。例如，市場化改革進(jìn)程及市場化程度、文化、地域、人口，等等。為減少地區(qū)層面差異對家庭層面代際流動性的干擾，我們進(jìn)一步采用兩層嵌套廣義結(jié)構(gòu)方程模型（Two-Levels Nested Generalized SEM）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。①多層模型的方程表達(dá)式為： 。其中，下標(biāo)S為各?。ㄊ?、區(qū)）的代碼。具體而言，將第一層面的樣本觀測值嵌入第二層其所屬的省（市、區(qū)），并繼續(xù)將市場化指數(shù)作為父親社會經(jīng)濟地位的調(diào)節(jié)變量。這樣做減少了省級層面其他差異的影響，得到的估計結(jié)果能更準(zhǔn)確地測度市場化改革對代際流動性的調(diào)節(jié)作用。此處使用的數(shù)據(jù)為2008年、2010年和2012年三年混合數(shù)據(jù)。估計結(jié)果如圖3所示。

表3 兩階段最小二乘穩(wěn)健回歸（2SLS+robust）估計結(jié)果

由圖3可見，省級潛變量M1[province]對本人社會經(jīng)濟地位的回歸系數(shù)為1.6，且在0.1%水平顯著。這說明省級差異對被解釋變量isei_self具有顯著的影響，也證實了在估計家庭層面代際流動性時控制地區(qū)差異影響的必要性。

在減少了地區(qū)其他差異的干擾之后，圖3中對三年混合數(shù)據(jù)的多層結(jié)構(gòu)方程模型估計結(jié)果顯示，父親社會經(jīng)濟地位對被訪者本人社會經(jīng)濟地位的回歸系數(shù)為0.12，在0.1%水平顯著，再次表明我國存在顯著的代際繼承問題。交互項的回歸系數(shù)為–0.008 4，也在1%水平顯著，表明市場化改革總體上使代際繼承性降低了0.84%。教育和創(chuàng)業(yè)的回歸系數(shù)都在0.1%水平顯著為正，而健康的回歸系數(shù)則在10%水平顯著。這與之前的OLS和2SLS估計結(jié)果并無較大差異，表明之前的實證結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

控制變量中，性別、私營企業(yè)的回歸系數(shù)都在0.1%水平顯著為負(fù)，收入和黨員身份的回歸系數(shù)都在0.1%水平顯著為正。年齡的回歸系數(shù)在0.1%水平顯著為負(fù)，年齡二次項的回歸系數(shù)則依然在0.1%水平顯著為正，表明年齡與社會經(jīng)濟地位（isei）之間呈U形的非線性關(guān)系。而戶籍的回歸系數(shù)雖然仍然為負(fù)，但并不顯著。這與前幾種方法的估計結(jié)果也沒有較大的改變。

圖3 雙層嵌套廣義結(jié)構(gòu)方程模型估計結(jié)果（GSEM）

3. 缺失值處理?MLMV估計。OLS、2SLS、ML和GSEM等估計方法都會刪除有缺失值的樣本觀測值。①對缺失值，OLS、2SLS和ML的處理辦法是刪除有缺失值的個案（listwise/casewise deletion），GSEM的處理辦法是刪除在估方程中有缺失值的個案（equationwise deletion）。這會損失大量的樣本觀測值（Stata，2013）。而MLMV（保留缺失值的極大似然估計，maximum likelihood with missing values）是一種完全信息（full information）數(shù)據(jù)處理方法，不會刪除有缺失值的樣本觀測值，能使用全部樣本觀測值內(nèi)含的各階矩信息（Acock，2013）。為減少樣本非隨機缺失對估計結(jié)果的影響，我們使用了MLMV方法。同時為減少異方差的影響，我們也采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。估計結(jié)果如表4所示。

相比之前的OLS或2SLS估計方法（刪除有缺失值的樣本觀測點），表4使用的MLMV方法使所有樣本觀測值都參與估計。具體而言，2008年、2010年、2012年和3年混合的樣本觀測值分別從表 2、表 3 的 1 734、3 639、3 618 和 8 819 增加到了 6 000、11 783、11 763 和 29 548，減少了樣本觀測值非隨機缺失的影響。

觀測值數(shù)目增大后所產(chǎn)生的變化包括：第一，父親社會經(jīng)濟地位的代際回歸系數(shù)降低了，不僅在各個單年數(shù)據(jù)中有所降低，在三年數(shù)據(jù)中也從方程（4）的0.116減少為方程（12）的0.104，但都在1%水平顯著；第二，對2012年樣本中市場化指數(shù)的調(diào)節(jié)作用影響較大，從方程（3）的–0.01減少到方程（11）的–0.006，但也都在1%水平顯著；第三，人力資本變量教育、健康和創(chuàng)業(yè)的回歸系數(shù)有所減少，但顯著性水平并無根本的改變；第四，控制變量的回歸系數(shù)變得更加穩(wěn)健。相比表 2 的方程（3），表 4 方程（9）?（12）中性別（gender）的回歸系數(shù)變?yōu)槿吭?1% 水平顯著為負(fù)，表明女性被訪者的社會經(jīng)濟地位顯著更低；相比方程（1），方程（9）?（12）中非公有制單位（private）的回歸系數(shù)變?yōu)槿吭?%水平顯著為負(fù)，年齡（age）及其二次項則變?yōu)槿匡@著為負(fù)或顯著為正（分別在1%或5%水平）。

使用MLMV估計方法之后，總體平均而言代際的繼承程度進(jìn)一步下降了，而市場化改革對代際流動的調(diào)節(jié)作用則并未縮小，仍為0.8%。更重要的是，其他解釋變量和控制變量的回歸系數(shù)的符號變得更加穩(wěn)健一致，顯著性水平也更高了。

表4 保留缺失值的極大似然穩(wěn)健回歸（MLMV+robust）結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

改革開放30余年來，我國經(jīng)濟增長和社會發(fā)展取得了舉世矚目的成就。但另一方面，代際不平等的傳遞現(xiàn)象也引起了民眾的不滿和擔(dān)憂。不少人把代際固化問題歸咎為市場經(jīng)濟體制改革，進(jìn)而對我國市場經(jīng)濟體制改革道路產(chǎn)生了懷疑、不信任甚至否定。這需要加以澄清。

本文構(gòu)建了CGSS2008、CGSS2010和CGSS2012與市場化指數(shù)的混合橫截面數(shù)據(jù)。實證結(jié)果表明，我國確實還存在顯著的代際繼承現(xiàn)象，代際傳遞系數(shù)為0.12。但實證結(jié)果也表明代際繼承問題并非是市場化改革本身帶來的。相反，市場化改革對父輩影響具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。2008?2012年間市場化改革使父輩對子代的影響顯著下降了0.8%。這表明市場化改革總體上縮小了代際的不流動程度，增進(jìn)了我國社會的代際流動性。然而，另一方面也發(fā)現(xiàn)，目前市場化改革所起的調(diào)節(jié)作用還相對較小。

基于本文的實證結(jié)果，我們認(rèn)為代際固化并非是市場經(jīng)濟體制改革本身所致，而是在經(jīng)濟快速增長中，由于市場經(jīng)濟體制還不成熟、不完善，改革不徹底、不到位，各種不合理、不合法、不符合市場經(jīng)濟要求的因素或力量也參與了對經(jīng)濟增長成果的分配。這使得在迅速市場化的進(jìn)程中，一些非市場力量的因素也在扭曲市場機制的作用（陳釗等，2009）。而由政府主導(dǎo)的市場經(jīng)濟改革形成了我國特有的“雙軌制”經(jīng)濟格局（吳敬璉，2007）。加之我國尚未完全建立公平競爭的市場規(guī)則，政府還無法更好地扮演一個公平和中立的角色（蔡洪斌，2011）。諸多此類原因使得代際固化的問題才凸顯出來。

本文得到如下啟示：我國必須進(jìn)一步推進(jìn)和深化市場經(jīng)濟體制改革，而不是懷疑甚至否定市場經(jīng)濟體制改革的道路。具體的政策建議包括：推進(jìn)工資貨幣化和市場化改革，深化收入分配制度改革，尤其要特別關(guān)注陷入持久貧困的居民家庭；完善教育、醫(yī)療等基本公共服務(wù)供給，提升民眾擁有的教育和健康等人力資本；破除戶籍、教育、住房、就業(yè)和社會保障等制度中阻礙勞動力流動的壁壘，使勞動力通過遷移來擺脫貧困陷阱的代際傳遞；推動大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新，為創(chuàng)業(yè)者參與市場競爭創(chuàng)造公平、公正的機會和環(huán)境，為各階層人才提供向上流動的機制和渠道。

市場化進(jìn)程和代際流動是當(dāng)前我國非常重要的兩個熱點問題。限于數(shù)據(jù)可得性，本文只采用了CGSS2008、CGSS2010和CGSS2012三次調(diào)查數(shù)據(jù)，還需要更多期的微觀數(shù)據(jù)來檢驗市場化改革對代際流動的長期動態(tài)影響。另外，本文采用的是綜合宏觀的省級市場化指數(shù)，還可以從政府與市場關(guān)系和非國有經(jīng)濟發(fā)展等各個細(xì)分指數(shù)入手，進(jìn)一步剖析市場化改革影響的作用機制及薄弱之處。

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