祝 毅，張 順

（西安交通大學(xué)人文社會(huì)科學(xué)學(xué)院，陜西西安726000）

一、引言

轉(zhuǎn)型期中國(guó)社會(huì)經(jīng)歷了急劇的階層結(jié)構(gòu)變遷，青年群體初職地位獲得模式也因此打上了深刻的時(shí)代烙印。初職地位獲得是青年從學(xué)校走向社會(huì)的重要節(jié)點(diǎn)，對(duì)青年群體人生發(fā)展具有里程碑式意義。從現(xiàn)實(shí)情況來看，改革開放前青年初職獲得更多由戶籍與家庭地位所決定。1977 年恢復(fù)高考后，大學(xué)教育逐漸成為年輕人改變命運(yùn)的主要途徑，它不僅能夠提升青年的內(nèi)在與外在價(jià)值，并且國(guó)家統(tǒng)包分配工作，使大學(xué)生獲得更好的初職地位；而那些沒有獲得大學(xué)文憑的青年，則提前進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)工作，初職地位獲取更多受家庭社會(huì)地位的影響。1999 年大學(xué)擴(kuò)招政策實(shí)施，大學(xué)生數(shù)量倍增，就業(yè)難問題凸顯。進(jìn)入21 世紀(jì)后，國(guó)家曾對(duì)于大學(xué)生就業(yè)所實(shí)行的統(tǒng)包分配制度已基本退出歷史舞臺(tái)，畢業(yè)生需要與其他年輕人一樣進(jìn)行自主擇業(yè)，青年就業(yè)問題逐漸成為家庭決策范疇，使得家庭社會(huì)地位對(duì)青年群體初職獲得的影響也不斷上升。從理論邏輯來看，家庭地位與教育水平是影響青年群體初職獲得的兩種最重要因素，但家庭地位又能通過教育影響青年初職地位獲得[1]。因此，本研究的核心問題是，改革開放40 年來，在我國(guó)社會(huì)急劇變遷的過程中，家庭地位與個(gè)體教育水平對(duì)人們初職地位獲得的影響發(fā)生了哪些變化？二者影響青年地位獲得的相對(duì)強(qiáng)度及其變化趨勢(shì)如何？

二、文獻(xiàn)回顧與評(píng)述

在現(xiàn)代工業(yè)社會(huì)發(fā)展過程中，先賦性因素與自致性因素對(duì)個(gè)體地位獲得的相對(duì)作用被視為社會(huì)開放性的重要標(biāo)志[2]。經(jīng)典的地位獲得研究認(rèn)為，隨著工業(yè)化水平的不斷提高，個(gè)體稟賦而非家庭背景因素會(huì)在人們的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位獲得過程中起主導(dǎo)作用，社會(huì)開放性將不斷提升[3]。后續(xù)學(xué)者在該模型基礎(chǔ)上進(jìn)行了一系列改造，例如在模型中加入種族、性別、戶籍與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等因素，以分析其他不同宏微觀層次因素的影響。有學(xué)者認(rèn)為，對(duì)地位獲得模型的改造雖提升了模型的因果解釋力，但其中某些視角卻超越或脫離了通過考察先賦性與自致性因素對(duì)個(gè)體地位獲得影響以揭示社會(huì)開放性程度的初衷[4]。國(guó)內(nèi)現(xiàn)有研究主要從兩個(gè)方面揭示我國(guó)階層結(jié)構(gòu)的開放性：其一，分析先賦與自致因素對(duì)職業(yè)地位的獲得及時(shí)代變遷；其二，直接分析代際階層地位的關(guān)聯(lián)性及其變化。

首先，現(xiàn)有職業(yè)地位獲得研究顯示，先賦性與自致性因素均對(duì)個(gè)體初職地位獲得具有重要影響，但在不同時(shí)期表現(xiàn)出一定差異。張翼通過分析“中國(guó)社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷”數(shù)據(jù)提出，自致性因素如教育資本對(duì)職業(yè)地位作用越來越大的同時(shí)，先賦性因素對(duì)人們的職業(yè)地位獲得依然具有重要作用[5]。張樂、張翼基于對(duì)青年精英群體地位獲得的研究發(fā)現(xiàn)，在市場(chǎng)轉(zhuǎn)型過程中自致性因素對(duì)于青年精英階層地位獲得的作用越來越強(qiáng)，同時(shí)先賦性因素在青年精英地位再生產(chǎn)過程中也發(fā)揮著相對(duì)有限的、基礎(chǔ)性的作用[6]。張延吉等基于改良后的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)認(rèn)為，受教育水平作為人們獲取職業(yè)地位的關(guān)鍵因素，其重要性在改革開放后大幅上升，但與此同時(shí)，家庭地位因素通過子代教育產(chǎn)生的間接效應(yīng)也在逐步擴(kuò)大[7]。與之相反，盧春天等卻發(fā)現(xiàn)，教育作為個(gè)體地位獲得的主要因素，其作用在改革開放后降低，而家庭地位的影響則存在持續(xù)性[8]?？梢哉f，地位獲得研究分別關(guān)心自致性的教育因素與先賦性家庭地位因素對(duì)人們職業(yè)地位獲得的影響，并以此作為判斷特定社會(huì)開放性程度的依據(jù)。不足在于，這種做法只能夠顯示特定時(shí)期不同因素的絕對(duì)影響程度，而難以反映先賦性因素與自致性因素的相對(duì)影響程度。

其次，代際職業(yè)流動(dòng)重點(diǎn)關(guān)注父代家庭地位對(duì)子代職業(yè)地位的影響，分別有不變論、上升論與下降論。不變論認(rèn)為改革開放只是改變了社會(huì)分化機(jī)制，并未實(shí)質(zhì)性改變代際關(guān)聯(lián)性[9]。上升論認(rèn)為中國(guó)社會(huì)轉(zhuǎn)型過程中，代際關(guān)聯(lián)性表現(xiàn)出波浪式變化，但隨著不平等程度擴(kuò)大，最終呈下降趨勢(shì)，代際繼承性增強(qiáng)[10]。下降論則認(rèn)為代際關(guān)聯(lián)性呈下降趨勢(shì)，社會(huì)開放性上升。陽義南、連玉君認(rèn)為，父親地位對(duì)子代職業(yè)存在顯著影響，但在2006 至2010 年間代際地位彈性系數(shù)顯著降低，社會(huì)流動(dòng)性上升[11]。張順、祝毅發(fā)現(xiàn)，城市居民中上層代際繼承性較高，但呈下降趨勢(shì)，中層及以下代際繼承性未發(fā)生顯著改善[12]。周金燕發(fā)現(xiàn)教育在代際流動(dòng)中的作用主要體現(xiàn)為中介作用，即父代通過教育將自身的地位優(yōu)勢(shì)傳遞給子女，且該趨勢(shì)在中國(guó)轉(zhuǎn)型過程中逐漸增大[13]。該研究突出了教育在代際地位獲得過程中的傳遞作用，但忽略了教育同時(shí)也是個(gè)人能動(dòng)性的重要表現(xiàn)。代際流動(dòng)及其變遷研究雖然可以直接顯示社會(huì)階層結(jié)構(gòu)的開放性，但這種研究重在描述趨勢(shì)，缺乏內(nèi)在影響機(jī)制的解釋。

綜上，現(xiàn)有研究存在如下不足：從研究?jī)?nèi)容角度看，已有研究更關(guān)注先賦性、自致性因素各自對(duì)地位獲得影響的強(qiáng)弱變化，并未對(duì)其影響強(qiáng)度進(jìn)行比較；從變量測(cè)量上看，僅用父親職業(yè)衡量家庭社會(huì)地位，未將母親地位因素納入分析框架之中；從研究方法角度看，受樣本量或分析方法的制約，以往研究多采用出生組或特定時(shí)期分類的方法進(jìn)行分樣本分析，難以更細(xì)致地刻畫不同影響因素的變遷趨勢(shì)。本文認(rèn)為，應(yīng)當(dāng)控制不同年份中宏觀背景對(duì)求職者地位獲得的影響，不同年份求職者所面臨的勞動(dòng)力市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)激烈程度存在較大差異。因此，我們將運(yùn)用中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）2014 年的數(shù)據(jù)，采用家庭綜合地位視角，通過考察改革開放前后38個(gè)求職組（1977-2014），對(duì)1977 年后在不同年份入職的青年群體初職地位獲得過程進(jìn)行分析，借助多層次模型探究家庭社會(huì)地位與個(gè)體稟賦因素對(duì)青年初職地位獲得的影響及其相對(duì)強(qiáng)度的變化趨勢(shì)，最終對(duì)改革開放后中國(guó)社會(huì)開放性水平的變化趨勢(shì)進(jìn)行討論。

三、數(shù)據(jù)、變量與方法

（一）數(shù)據(jù)

本研究使用中山大學(xué)2014年“中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）”的數(shù)據(jù)。該調(diào)查由中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（CSS）主持，采用多階段、多層次、與勞動(dòng)力規(guī)模成比例抽樣方法收集數(shù)據(jù)。本文以受訪者初職信息為主，對(duì)于初職信息缺失的樣本用受訪者前職或現(xiàn)職信息進(jìn)行替換，選取了受訪者入職年齡在14-35歲，且入職時(shí)間在1977年后的樣本①。對(duì)關(guān)鍵變量進(jìn)行缺失值填補(bǔ)后，本文分析的有效樣本量為8130。

（二）變量

1.因變量

初職地位。依據(jù)CLDS 數(shù)據(jù)所提供的受訪者職業(yè)編碼，本文對(duì)受訪者職業(yè)進(jìn)行了轉(zhuǎn)化，得到取值范圍為19 至88 的ISEI 連續(xù)性變量作為測(cè)量初職地位的變量，數(shù)值越大代表個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高。ISEI 的全稱為“國(guó)際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)（The International Socio-Economic Index of Occupational Status）”。該指數(shù)（SEI）最初由美國(guó)社會(huì)學(xué)家鄧肯（Otis Duncan）提出，但考慮到不同國(guó)家與社會(huì)民眾對(duì)于不同職業(yè)的評(píng)價(jià)存在差異，為了使各國(guó)職業(yè)名稱取得一致，Ganzeboom 與Treiman等人利用國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)分類（ISCO）編碼對(duì)該指數(shù)進(jìn)行了修正，形成了國(guó)際通用的ISEI 版本。作為對(duì)職業(yè)地位的定距測(cè)量，ISEI 的排序具有時(shí)空穩(wěn)定性。該指標(biāo)也被稱為“Treiman恒量”，在地位獲得與社會(huì)不平等研究中得到廣泛應(yīng)用[14]。

2.自變量

家庭社會(huì)地位。以往代際職業(yè)流動(dòng)研究通常僅選取父親職業(yè)信息作為家庭地位的代表，而忽略了母親的職業(yè)信息。本文將采用家庭綜合地位視角對(duì)受訪者家庭地位信息進(jìn)行處理，Yaojun Li 的研究提供了很好的借鑒[15]。該方法主要根據(jù)畢達(dá)哥拉斯定理歐幾里得算法（也稱“勾股定理”），綜合受訪者父親與母親的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，采用平方和再開方的方法，估算出能夠指代家庭綜合職業(yè)經(jīng)濟(jì)地位的指標(biāo)。使用該方法的優(yōu)勢(shì)在于，它能夠更加準(zhǔn)確地捕捉到不同類型家庭地位的優(yōu)劣。一般而言，相對(duì)于單職工家庭，雙職工家庭往往能夠?yàn)樽优峁└嗟纳鐣?huì)支持，而如果按照傳統(tǒng)方法僅選取父親一方職業(yè)作為父代職業(yè)地位代表，很難體現(xiàn)出不同類型家庭社會(huì)地位之間的差異，且忽視了對(duì)女性社會(huì)地位的關(guān)注[15-17]。在現(xiàn)實(shí)中，有相當(dāng)多的家庭中母親職業(yè)地位高于父親，僅用父親社會(huì)地位作為家庭地位的代表有失偏頗。根據(jù)計(jì)算公式得到取值范圍在19與124.45之間的綜合性職業(yè)地位得分。

教育水平。CLDS 2014的數(shù)據(jù)包括受訪者在接受各階段教育時(shí)的完成時(shí)間。本文根據(jù)受訪者初入職年份與不同階段教育開始年份②，對(duì)初入職前受教育水平進(jìn)行匹配，并將受教育類型轉(zhuǎn)化為受教育年限。

3.其他變量

其他變量包括受訪者初入職年份、初入職年齡、性別與受訪者出生時(shí)戶籍，其中受訪者入職年份將作為高層變量對(duì)樣本進(jìn)行分組，其余變量作為控制變量使用。

為消除不同年份各變量波動(dòng)的影響，我們分別以受訪者初入職年份為單位，對(duì)受訪者初職地位、受教育水平與家庭地位進(jìn)行了對(duì)中化處理，得到均值為0、標(biāo)準(zhǔn)差為1 的標(biāo)準(zhǔn)分，進(jìn)而將其轉(zhuǎn)化為值域在1-100的新變量。表1為描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 變量描述統(tǒng)計(jì)（N=8130）

（三）實(shí)證分析方法

考慮到青年群體初職地位獲得過程會(huì)受特定社會(huì)情境因素的影響，不同年份勞動(dòng)力市場(chǎng)求職社會(huì)制度環(huán)境之間存在一定差異，因此應(yīng)該將受訪者入職時(shí)間因素納入分析框架。多層次模型能夠?yàn)樵搯栴}分析提供有益支持。本文借鑒方長(zhǎng)春、風(fēng)笑天的思路[18]，按照受訪者初入職年份對(duì)樣本進(jìn)行分組，并利用隨機(jī)系數(shù)模型分析結(jié)果就家庭地位與教育水平對(duì)青年群體初職地位獲得的影響、相對(duì)強(qiáng)度及其變遷趨勢(shì)進(jìn)行細(xì)致刻畫。分析模型共包含兩個(gè)層次：第一層與一般線性回歸模型相似，但受不同時(shí)期求職社會(huì)情境差異的影響，如公式（1）所示，β系數(shù)在不同求職組中的大小將有所差異（j=1977，…，2014）；第二層次模型可進(jìn)一步分解為截距項(xiàng)（γ）與隨機(jī)項(xiàng)（μ），如公式（2）與公式（3）所示，k 的取值范圍為0 至5，分別指代公式（1）的5 個(gè)變量與截距項(xiàng)系數(shù)。以家庭地位對(duì)子代初職地位影響的系數(shù)為例，該系數(shù)主要由兩部分構(gòu)成，即β4j=γ40+μ4j，其中γ40可理解為改革開放后家庭地位對(duì)子代初職地位的平均影響，而μ4j則指第j 組中家庭地位影響的變化。

第一層模型：

第二層模型：

四、實(shí)證分析結(jié)果

（一）初職地位獲得的多層次模型結(jié)果

如表2 所示，模型1 為零模型，通過該模型的結(jié)果可以得知使用多層次模型的必要性。模型1第二層模型組間方差為58.43且顯著，說明不同年份求職組的青年在平均初職地位獲得上存在顯著差異，因此有必要考慮宏觀社會(huì)情境對(duì)青年群體初職地位獲得的影響。組間相關(guān)系數(shù)③（Intra-Class Correlation, ICC）為13.06%，說明青年群體初職地位差異的13.06%是由入職年份不同造成的，進(jìn)一步表明有必要使用多層次模型。

模型2 是隨機(jī)截距模型，該模型假定自變量在不同求職組中對(duì)因變量的影響不隨時(shí)間而變化。結(jié)果顯示，各自變量對(duì)青年初職地位獲得均有顯著影響，其中家庭地位對(duì)子代初職地位的影響系數(shù)為0.11 且顯著，意味著家庭地位每增加1 標(biāo)準(zhǔn)分則子代初職地位將顯著增加0.11 標(biāo)準(zhǔn)分；子代教育水平系數(shù)為0.29且顯著，意味著子代教育水平每增加1 標(biāo)準(zhǔn)分則其初職地位將顯著增加0.29 標(biāo)準(zhǔn)分。顯然子代教育對(duì)初職地位獲得的影響要高于家庭地位的影響，但是隨機(jī)截距模型并未考慮不同因素在不同社會(huì)情境中影響的變動(dòng)狀況，因此有必要引入隨機(jī)系數(shù)模型，以達(dá)到對(duì)家庭地位、教育水平與初職地位三者之間關(guān)系及其變遷趨勢(shì)更加準(zhǔn)確的估計(jì)。相對(duì)于零模型，模型2 組間相關(guān)系數(shù)有所上升，而AIC 與BIC 參數(shù)均有較大幅度下降，說明模型擬合狀況有較大提升。

相較模型2 的結(jié)果，模型3（隨機(jī)系數(shù)模型）中家庭地位影響系數(shù)在第一層模型中降低為0.10，子代教育影響系數(shù)則增大為0.34，且二者對(duì)青年初職地位均具有顯著影響。第二層模型結(jié)果顯示，家庭地位方差分量為0.0017，說明雖然改革開放后家庭地位對(duì)青年初職具有顯著正向影響，但這種影響在1977年至2014年之間的變化幅度并不大。子代教育在第二層的方差分量為0.02 且顯著，說明教育水平對(duì)于子代初職地位獲得的影響在改革開放后存在顯著變化。

模型2 與模型3 的結(jié)果同布勞·鄧肯地位獲得模型發(fā)現(xiàn)一致，即家庭地位與子代教育水平對(duì)于青年群體初職地位獲得均具有顯著影響，但二者的作用強(qiáng)度及其變化幅度存在差異。從系數(shù)比較結(jié)果來看，子代教育水平對(duì)青年初職地位獲得的影響要高于家庭地位的影響；從不同年份求職組之間的變化狀況來看，家庭地位的變化幅度較小，而子代教育的變化幅度較大。模型3 控制變量方面，戶籍對(duì)青年初職地位獲得具有顯著正向影響，表明戶籍因素仍是城鄉(xiāng)青年初職地位獲得的重要影響因素。性別與年齡的影響為負(fù)，且二者在第二層模型中的方差系數(shù)均顯著，說明男性在初職地位獲取上的平均地位低于女性④，初入職年齡與初職地位之間呈負(fù)向相關(guān)關(guān)系。模型3僅同時(shí)估計(jì)了家庭地位與子代教育水平對(duì)青年群體初職地位的影響，但在代際職業(yè)地位傳遞過程中，家庭地位有可能通過其他途徑，如教育這一隱蔽機(jī)制實(shí)現(xiàn)代際地位傳遞[2,18]。想要更加精確地判斷子代教育對(duì)初職地位獲得的影響，我們還需要考慮排除家庭地位的間接作用。

表2 受訪者初入職地位獲得的分層模型

（二）家庭地位與教育水平對(duì)青年初職地位影響的變化趨勢(shì)分析

如圖1 所示，盡管家庭地位對(duì)青年群體初職地位影響的方差分量在模型3 第二層結(jié)果中無顯著差異，然而通過對(duì)家庭地位系數(shù)的局部加權(quán)多項(xiàng)式擬合（lpoly），我們卻發(fā)現(xiàn)家庭地位對(duì)子代初職地位的影響呈現(xiàn)出一定的波動(dòng)性⑤。具體而言，家庭地位的影響在改革開放初期至2002年之間呈緩慢下降趨勢(shì)，2003年后則持續(xù)上升。2002 年前，代際職業(yè)關(guān)聯(lián)性表現(xiàn)為“平穩(wěn)-降低”趨勢(shì)，表明社會(huì)開放性水平不斷上升，家庭地位對(duì)于青年初職地位獲得的影響程度在降低；2003年后，代際職業(yè)關(guān)聯(lián)性呈上升之勢(shì)，表明社會(huì)開放性水平趨于下降，家庭地位的影響有所上升。這與近年關(guān)于中國(guó)代際職業(yè)流動(dòng)研究的結(jié)論基本吻合，即認(rèn)為中國(guó)社會(huì)代際職業(yè)流動(dòng)性雖然在改革開放后持續(xù)上升，但卻存在開放性降低的隱憂[20-22]。從社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r看，家庭地位對(duì)青年職業(yè)地位獲得的變化趨勢(shì)與改革開放后我國(guó)的社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段相契合。1977 年后，隨著“社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)”的提出，相對(duì)于“文革”時(shí)期的“平均主義”分配原則，青年群體在初職就業(yè)過程中的靈活性與自主性均不斷提高。代際間職業(yè)地位繼承性呈現(xiàn)出先緩慢上升隨后又逐漸下降的過程，表明社會(huì)經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展為青年群體提供了廣泛的向上流動(dòng)機(jī)會(huì)。2003 年后，家庭地位影響作用上升，這可能與國(guó)企改制、大學(xué)擴(kuò)招、市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)改革等因素相關(guān)。大學(xué)生與農(nóng)民工是青年就業(yè)群體的主力軍，一方面，大量高校畢業(yè)生囤積在白領(lǐng)勞動(dòng)力市場(chǎng)中，而藍(lán)領(lǐng)技術(shù)工種卻存在一定短缺；另一方面，新生代農(nóng)民工更傾向于從事服務(wù)業(yè)或新興行業(yè)工作，而不愿去勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)就業(yè)，這些因素共同導(dǎo)致青年群體在初職就業(yè)過程中增加了對(duì)家庭支持的依賴[21]。

圖1 家庭地位對(duì)青年初職地位的影響變化趨勢(shì)

圖2 教育水平對(duì)青年初職地位的影響變化趨勢(shì)

如圖2 所示，教育水平對(duì)青年群體初職地位獲得的影響在1977年后持續(xù)上升，說明隨著市場(chǎng)化改革進(jìn)程的持續(xù)深入以及我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷升級(jí)，教育對(duì)于青年群體初職地位的重要性持續(xù)上升。這與現(xiàn)有研究結(jié)論基本一致[7,11]。換句話說，并不存在坊間所謂“讀書無用論”，教育對(duì)于青年群體初職地位獲得的回報(bào)相當(dāng)可觀。改革開放之初，教育水平的影響系數(shù)位于0.1 至0.2 之間，2010 年后，該系數(shù)已經(jīng)躍升至0.6 以上，充分說明教育程度對(duì)于青年初職地位獲得重要性在上升。究其原因，一方面，隨著中國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的建立，全社會(huì)對(duì)于人才需求旺盛，高地位職業(yè)更青睞于那些具有良好教育背景的年輕人；另一方面，隨著我國(guó)教育政策的不斷改善，青年群體人均受教育水平逐年上升，這在客觀上促進(jìn)了教育水平對(duì)于青年群體初職地位獲得的影響。

（三）相對(duì)影響強(qiáng)度變遷趨勢(shì)分析

為比較家庭地位與子代受教育水平對(duì)青年群體初職地位的相對(duì)影響強(qiáng)度，本文已對(duì)受訪者初職地位、家庭地位以及子代初入職前受教育程度進(jìn)行過標(biāo)準(zhǔn)化處理，這將使得同一模型中經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理后的變量系數(shù)之間可以直接進(jìn)行比較。我們將通過“相對(duì)影響強(qiáng)度”指標(biāo)與“凈相對(duì)影響強(qiáng)度”指標(biāo)對(duì)二者進(jìn)行比較，同時(shí)進(jìn)行趨勢(shì)變遷分析。

所謂相對(duì)影響強(qiáng)度（Relative Intensity，記為RI），主要是對(duì)每個(gè)求職組中子代教育水平相對(duì)于家庭地位對(duì)青年初職地位影響的系數(shù)進(jìn)行比較，比值越大說明教育相對(duì)于家庭地位的相對(duì)影響強(qiáng)度越大，比值越小說明教育的相對(duì)影響強(qiáng)度越小。以布勞-鄧肯地位獲得模型為例，如果我們將受教育程度對(duì)個(gè)體地位獲得的影響記為βED，而將家庭地位的影響記為βOD，那么相對(duì)影響強(qiáng)度具體計(jì)算方法如下：

然而，RI 在計(jì)算邏輯上存在一定不足，即未排除父代地位通過子代教育對(duì)青年初職地位獲得的間接影響。為此，本文將使用結(jié)構(gòu)方程模型（SEM），以受訪者初入職年份為單位，對(duì)青年初職地位獲得模型重新進(jìn)行估計(jì)，以排除在相對(duì)影響強(qiáng)度中父代地位通過子代教育對(duì)個(gè)體初職地位的間接影響。同樣以O(shè)ED 模型為例，“凈相對(duì)影響強(qiáng)度”（Net Relative Intensity，記為NRI）的具體計(jì)算方法如下：

需要注意的是，本文所提出的“（凈）相對(duì)影響強(qiáng)度”與社會(huì)流動(dòng)研究中的社會(huì)流動(dòng)率概念之間存在一定差異[10]。（凈）相對(duì)影響強(qiáng)度關(guān)心的是教育與家庭地位對(duì)于青年群體初職地位獲得相對(duì)影響強(qiáng)度的大小，以此體現(xiàn)社會(huì)開放性程度；而社會(huì)流動(dòng)性研究則更加關(guān)注代際職業(yè)地位之間的關(guān)聯(lián)性，缺乏對(duì)于自致性因素的考量。

基于多層次模型3 中的分析結(jié)果，我們可以同時(shí)估計(jì)歷年受教育程度與家庭地位對(duì)青年地位獲得的影響系數(shù)，由此而得到關(guān)于相對(duì)影響強(qiáng)度（RI）的散點(diǎn)圖與lpoly 多項(xiàng)式平滑擬合曲線（如圖3 所示）。三次項(xiàng)擬合結(jié)果表明，教育水平相對(duì)家庭地位的影響強(qiáng)度變化趨勢(shì)表現(xiàn)為三個(gè)不同的階段：首先，改革開放最初幾年，RI 的變化較為平緩，說明改革開放初期受教育程度與家庭地位均對(duì)青年初職地位獲得具有重要影響且變化幅度較小；其次，1985 年前后至2002 年前后，相對(duì)影響強(qiáng)度表現(xiàn)出明顯的增長(zhǎng)勢(shì)頭，說明在社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)大發(fā)展時(shí)期，受教育程度在青年初職地位獲得中所起的作用逐漸增大；再次，2003 年至2014年，RI曲線趨于平緩甚至呈現(xiàn)出一定的下降趨勢(shì)。

圖3 相對(duì)影響強(qiáng)度變化趨勢(shì)

以受訪者求職年份為單位，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）對(duì)青年初職地位獲得模型進(jìn)行重新估計(jì)，得到了更加純凈的相對(duì)影響強(qiáng)度變化趨勢(shì)（如圖4所示）⑥。結(jié)果表明，運(yùn)用4 次項(xiàng)與5 次項(xiàng)對(duì)歷年凈相對(duì)影響強(qiáng)度指數(shù)進(jìn)行擬合的結(jié)果最為穩(wěn)定，且解釋力更高。具體而言，在納入家庭地位的間接影響之后，青年群體的受教育水平與家庭地位之間呈現(xiàn)出一種“W 型”趨勢(shì)。這與李路路、朱斌2015年提出的“波浪式變化”不謀而合[10]?！癢型”趨勢(shì)分為四個(gè)不同階段：第一階段為1977年至1984年。改革開放初期，市場(chǎng)機(jī)會(huì)決定人們的職業(yè)地位獲得，以家庭地位為代表的先賦性因素的作用相對(duì)上升，因此這一時(shí)期的凈相對(duì)影響指數(shù)表現(xiàn)為短暫的下降趨勢(shì)。第二階段為1985 年至2002 年。改革深入期，市場(chǎng)化力量逐漸增強(qiáng)，教育所代表的自致性因素在青年初職地位獲得中發(fā)揮作用的權(quán)重逐漸上升。第三階段為2003 年至2008 年。大學(xué)擴(kuò)招使得該時(shí)期大學(xué)畢業(yè)生的文憑相對(duì)貶值，家庭地位在青年群體就業(yè)中的比重又重新上升，因此凈相對(duì)影響指數(shù)呈下降之勢(shì)，然而這種局面并未持續(xù)很長(zhǎng)時(shí)間。第四階段為2009 年至2014 年。這一時(shí)期凈教育的相對(duì)影響呈上升趨勢(shì)，顯示出伴隨著信息技術(shù)革命的浪潮來臨，技術(shù)創(chuàng)新已成為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素，使得教育的相對(duì)重要性上升。

圖4 凈相對(duì)影響強(qiáng)度趨勢(shì)的多次項(xiàng)擬合

五、結(jié)論與討論

本文系統(tǒng)考察了家庭社會(huì)地位與教育水平對(duì)青年群體初職地位獲得的影響，并對(duì)二者的相對(duì)影響強(qiáng)度及其變化趨勢(shì)進(jìn)行了細(xì)致分析。研究發(fā)現(xiàn)：（1）家庭地位對(duì)青年群體初職地位獲得的影響呈現(xiàn)出一定的波動(dòng)性，而教育水平的影響持續(xù)上升；（2）進(jìn)一步比較二者的相對(duì)影響強(qiáng)度與凈相對(duì)影響強(qiáng)度后發(fā)現(xiàn)，改革開放以來我國(guó)社會(huì)開放性呈“W 型”趨勢(shì)。具體而言，改革初期家庭地位對(duì)于青年初職地位存在持續(xù)影響，導(dǎo)致凈相對(duì)影響強(qiáng)度有所降低，而后伴隨經(jīng)濟(jì)體制改革深入，以教育水平為代表的自致性因素在青年初職地位獲得過程中的作用越來越大；高校擴(kuò)招后，高校畢業(yè)生劇增，文憑相對(duì)貶值，教育對(duì)于青年地位影響的相對(duì)強(qiáng)度下降；然而這一趨勢(shì)在2010年后有所改觀，信息技術(shù)革命推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變革，教育的相對(duì)重要性逐漸增加，教育的凈相對(duì)影響強(qiáng)度重新呈上升之勢(shì)。該結(jié)論不但與相關(guān)研究結(jié)論可以相互印證[10-11]，而且增加了對(duì)于2010年后變化趨勢(shì)的估計(jì)。

現(xiàn)代化理論認(rèn)為，隨著市場(chǎng)化程度的提升，先賦性因素作用應(yīng)該趨于降低，自致性因素作用應(yīng)不斷升高。而按照社會(huì)-政治邏輯對(duì)現(xiàn)代化理論的批評(píng)，社會(huì)流動(dòng)模式的發(fā)展不僅受到技術(shù)經(jīng)濟(jì)理性因素的影響，同時(shí)還與特定社會(huì)的歷史、文化等傳統(tǒng)因素息息相關(guān)。本文分析結(jié)果顯示，先賦性因素對(duì)青年初職地位獲得的影響作用在改革開放后雖然呈現(xiàn)出一定的波動(dòng)性，但并未在統(tǒng)計(jì)上表現(xiàn)出明顯變化。這一方面說明先賦性因素在中國(guó)青年群體初職地位獲得過程中仍然發(fā)揮著重要的基礎(chǔ)性作用，另一方面則表明沒有明顯證據(jù)表明中國(guó)社會(huì)流動(dòng)性降低，“階層固化”狀況嚴(yán)重。實(shí)際上，自致性因素對(duì)青年初職地位獲得的影響在不斷增高，相對(duì)于家庭地位作用的相對(duì)影響強(qiáng)度表現(xiàn)出W 型趨勢(shì)，說明盡管以績(jī)效原則為導(dǎo)向的勞動(dòng)力市場(chǎng)在中國(guó)社會(huì)已逐漸形成，社會(huì)開放性程度增加，但這種增長(zhǎng)在改革開放初期以及大學(xué)擴(kuò)招之后存在一定程度降低，市場(chǎng)化快速發(fā)展的力量隨后將其消解掉，能否獲得較高的教育水平將仍然是青年群體能否在初職就業(yè)過程中取得較高職業(yè)地位的關(guān)鍵。然而，為什么教育的單獨(dú)作用呈單調(diào)上升趨勢(shì)？原因顯而易見，教育的部分作用是家庭地位通過教育發(fā)揮的，一旦扣除掉這部分來自家庭的影響[10]，就會(huì)使得教育的相對(duì)作用強(qiáng)度表現(xiàn)出一定起伏。綜上，本文認(rèn)為改革開放后伴隨社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，我國(guó)總體社會(huì)開放性水平得到有效提升，青年群體將會(huì)有更多機(jī)會(huì)通過教育途徑來改善并提升階層地位，而家庭地位在此過程中所發(fā)揮的基礎(chǔ)性作用亦不容忽視。

本文存在一定不足。第一，未將改革開放前青年群體初職地位獲得影響因素及其變化趨勢(shì)納入研究框架之中。原因有二：一是受數(shù)據(jù)所限，缺乏足夠的樣本進(jìn)行分析；二是考慮到“文革”前中國(guó)社會(huì)特殊的階層結(jié)構(gòu)，對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)的適用性存在爭(zhēng)議。第二，由于缺乏適當(dāng)?shù)淖R(shí)別機(jī)制，沒有對(duì)特定群體如農(nóng)民工、大學(xué)生初職就業(yè)影響因素的趨勢(shì)變遷分開進(jìn)行討論。這些都有待以后更多實(shí)證研究來做更為細(xì)致的檢驗(yàn)。

注釋

①在原始數(shù)據(jù)中，初職信息有效樣本量為5426 個(gè)，用前職信息替換的有效樣本量為36 個(gè)，用現(xiàn)職信息進(jìn)行替換的有效樣本量為2285個(gè)。在此基礎(chǔ)上，本文還根據(jù)受訪者的工作經(jīng)歷以及是否有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)歷信息，對(duì)職業(yè)為農(nóng)民的樣本進(jìn)行了填補(bǔ)，共計(jì)6922個(gè)，填補(bǔ)后的農(nóng)民樣本入職年份用受訪者現(xiàn)職入職年份的有效變量進(jìn)行填補(bǔ)。感興趣的讀者可與作者郵件聯(lián)系（zhuyi_bard@163.com）。

②如初職為填補(bǔ)變量，則入職年份對(duì)應(yīng)受訪者前職或現(xiàn)職入職年份。

④總體而言，女性的平均職業(yè)經(jīng)濟(jì)地位為31.14（s.d.=10.86），男性的平均職業(yè)經(jīng)濟(jì)地位為29.55（s.d.=9.57）。

⑤本文趨勢(shì)估計(jì)均使用stata 中l(wèi)poly 命令得出，按照實(shí)際情況，選取適當(dāng)?shù)钠椒蕉龋╠egree=3）進(jìn)行擬合。

⑥各年相對(duì)強(qiáng)度影響系數(shù)基于結(jié)構(gòu)方程模型回歸結(jié)果系數(shù)得來，圖4 中排除了1999 年的極大值8.93 與2002 年的極小值-16.04，感興趣讀者可與作者聯(lián)系。