徐曉紅，龔娟燕

（安徽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥 230601）

一、引言

作為世界人口大國(guó)，中國(guó)為控制人口增長(zhǎng)速度，緩解人口壓力，自20世紀(jì)70年代初開始實(shí)行計(jì)劃生育政策。隨后人口出生率迅速下降。根據(jù)1995年國(guó)務(wù)院發(fā)布的《中國(guó)的計(jì)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(dá)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(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2021》顯示，2020年全國(guó)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(shì)日益加劇的同時(shí)，“拼爹”“富二代”“官二代”等詞也頻頻出現(xiàn)在各種媒體中?！岸爆F(xiàn)象是代際流動(dòng)性下降的表現(xiàn)。有研究指出，在計(jì)劃生育政策實(shí)施初期我國(guó)代際流動(dòng)性發(fā)生了明顯變動(dòng)。Chen等[1]的研究顯示，代際流動(dòng)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(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)（CHNS）研究發(fā)現(xiàn)60后代際流動(dòng)性最高，70后代際流動(dòng)性最低。較低的代際流動(dòng)性意味著個(gè)人的經(jīng)濟(jì)成就更多地依賴于父代的社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況，這不利于社會(huì)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

當(dāng)前，為了應(yīng)對(duì)不利的人口形勢(shì)，政府開始調(diào)整人口政策，從2013年“單獨(dú)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(huì)議提出的三孩政策，即一對(duì)夫妻可以生育三個(gè)子女，人口政策從計(jì)劃生育逐步向鼓勵(lì)生育轉(zhuǎn)變。自放開生育政策以來，雖然我國(guó)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(zhǎng)到2020年的57.10%，年均增長(zhǎng)率提升達(dá)9.96%[3]。多生孩子能否促進(jìn)代際流動(dòng)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(jī)會(huì)和更多社會(huì)資源，不利于代際向上流動(dòng)；另一方面，兄弟姐妹作為個(gè)體的一種天然社會(huì)資本，數(shù)量增多在一定程度上會(huì)增加個(gè)體的社會(huì)資本，增大其向上流動(dòng)的機(jī)會(huì)。子女?dāng)?shù)量與代際流動(dòng)性究竟存在怎樣的關(guān)系?是促進(jìn)還是阻礙了代際流動(dòng)性?又是通過什么路徑實(shí)現(xiàn)的?探尋這些問題的答案，不僅能夠豐富代際流動(dòng)性的研究視角，而且有助于加深對(duì)我國(guó)計(jì)劃生育政策的認(rèn)識(shí)。

二、文獻(xiàn)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(gè)子女會(huì)得到更多的家庭資源，相應(yīng)的平均質(zhì)量也會(huì)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(guó)內(nèi)已有部分學(xué)者關(guān)注到子女?dāng)?shù)量與代際流動(dòng)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(diǎn)可以歸納為三種：第一種觀點(diǎn)為子女?dāng)?shù)量的增加降低了代際流動(dòng)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(jì)劃生育政策通過減少子女?dāng)?shù)量提高了社會(huì)的代際收入流動(dòng)性。第二種觀點(diǎn)為獨(dú)生子女身份降低了代際流動(dòng)性。唐傳坤和文強(qiáng)[6]從社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位角度考察獨(dú)生子女身份對(duì)代際傳遞性的影響，研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)生子女身份會(huì)加強(qiáng)父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的作用，抑制代際流動(dòng)性。第三種觀點(diǎn)為子女?dāng)?shù)量與代際流動(dòng)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(dòng)性隨著子女?dāng)?shù)量的增加呈先上升后下降的“倒U型”趨勢(shì)，較小的家庭規(guī)模會(huì)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(huì)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(dòng)性。國(guó)外對(duì)子女?dāng)?shù)量與代際流動(dòng)性關(guān)系的研究很少，F(xiàn)eng[8]基于2010—2014年中國(guó)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(dòng)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(jī)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(dòng)經(jīng)濟(jì)模型，為代際傳遞機(jī)制研究提供了總體分析框架。國(guó)內(nèi)現(xiàn)有研究一般基于該框架，從人力資本、社會(huì)資本和財(cái)富資本三個(gè)方面展開。郭叢斌等[10]研究發(fā)現(xiàn)，教育有助于促進(jìn)弱勢(shì)群體子女實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位的躍升，具有提高代際流動(dòng)性的作用。李力行和周廣肅[11]的實(shí)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(jìn)代際流動(dòng)。孫三百等[12]發(fā)現(xiàn)，教育在可識(shí)別的代際傳遞路徑中貢獻(xiàn)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高的家庭，對(duì)子女營(yíng)養(yǎng)等健康方面投入越多，而健康的體魄在勞動(dòng)力市場(chǎng)極為重要，有助于勞動(dòng)力獲得更高的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位[14]。社會(huì)資本的傳遞也是代際流動(dòng)研究中不可忽視的方向，父代對(duì)子代社會(huì)關(guān)系的投資增強(qiáng)了代際收入傳遞[15]。陳釗等[16]發(fā)現(xiàn)，作為社會(huì)資本的城鎮(zhèn)戶籍身份更有利于子代的發(fā)展。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)作為社會(huì)資本的重要組成部分，通過加強(qiáng)信息共享、降低信貸約束、改善子女就業(yè)，從而促進(jìn)代際流動(dòng)[17]。陳琳和袁志剛[18]利用條件代際收入彈性法對(duì)代際傳遞路徑進(jìn)行了分解，發(fā)現(xiàn)家庭財(cái)富解釋力和回報(bào)率遠(yuǎn)大于人力資本和社會(huì)資本。研究方法上，基于回歸方程的貢獻(xiàn)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(xiàn)對(duì)子女?dāng)?shù)量與代際流動(dòng)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(dòng)性的機(jī)制分析更不多見。本文貢獻(xiàn)在以下兩個(gè)方面。第一，考察不同子女?dāng)?shù)量家庭的代際流動(dòng)水平、流動(dòng)質(zhì)量及其變動(dòng)趨勢(shì)。一方面，拓寬代際收入流動(dòng)性研究視角，另一方面，加深對(duì)計(jì)劃生育政策的認(rèn)識(shí)。第二，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，通過教育、健康和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等路徑分析子女?dāng)?shù)量影響代際流動(dòng)性的機(jī)制，為促進(jìn)代際收入流動(dòng)性的相關(guān)政策制定提供實(shí)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(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）。CLDS是以勞動(dòng)力為調(diào)查對(duì)象的綜合性數(shù)據(jù)庫，包含勞動(dòng)力個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的追蹤數(shù)據(jù)，覆蓋了全國(guó)29個(gè)省/自治區(qū)/直轄市，共計(jì)14 214個(gè)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(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)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(huì)地位等級(jí)為0的樣本。得到父子配對(duì)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)（ranks）。CLDS問卷中，將“您認(rèn)為您自己目前在哪個(gè)等級(jí)上？”定義為子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)，“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(dòng)性，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位包含了教育、職業(yè)、財(cái)富等多個(gè)方面，能更全面地反映個(gè)體在社會(huì)系統(tǒng)中所處位置，測(cè)量誤差也更小。解釋變量包括父代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)（rankf）和子女?dāng)?shù)量（numb）。將“您認(rèn)為在您14歲時(shí)，您的家庭處在哪個(gè)等級(jí)上”定義為父代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)。問卷中有一個(gè)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(xiàng)（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(jì)如表1、表2所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

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(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)的均值為4.532，高于父代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)的均值3.484。每個(gè)家庭中子女?dāng)?shù)量平均為3.914，即一個(gè)人平均有2.914個(gè)兄弟姐妹。子代個(gè)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(dú)生子女占比比農(nóng)村高11.12%。子女?dāng)?shù)量小于等于3時(shí)，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(shí)證檢驗(yàn)

首先考察子女?dāng)?shù)量與社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位代際傳遞的關(guān)系。由于子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位的交互項(xiàng)，通過對(duì)交互項(xiàng)系數(shù)的檢驗(yàn)來判斷子女?dāng)?shù)量對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(dòng)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(huì)經(jīng)濟(jì)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位受父代影響越小，代際流動(dòng)性越強(qiáng)。其中，獨(dú)生子女家庭的代際彈性值最大，為0.266，代際流動(dòng)性最低。子女?dāng)?shù)量與父代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的交互項(xiàng)顯著為負(fù)，即子女?dāng)?shù)量越多，父代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(duì)于提升個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的重要作用。父代教育對(duì)獨(dú)生子女家庭有正向影響，在多子女家庭則不顯著。相對(duì)于男性，女性更易實(shí)現(xiàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的上升。

表3 不同子女?dāng)?shù)量下的代際流動(dòng)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(dòng)性可能會(huì)隨時(shí)間呈階段性變動(dòng)，本文按子代的出生年代進(jìn)行分樣本回歸，探究不同出生年代子女?dāng)?shù)量對(duì)代際流動(dòng)性的影響。將樣本分為1950s、1960s、1970s、1980s和1990s五個(gè)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(duì)代際流動(dòng)性的影響

根據(jù)表4，可以看到：第一，有3個(gè)以上子女的家庭代際流動(dòng)性最強(qiáng)。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(duì)應(yīng)家庭的代際流動(dòng)性最強(qiáng)。事實(shí)上，除了1950s、1960s和1970s出生年代組的獨(dú)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(dú)生子女的代際流動(dòng)性最低。首先，80后、90后獨(dú)生子女的代際流動(dòng)性分別為0.320和0.384，是表4中數(shù)值最大的，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于子女?dāng)?shù)量更多的家庭。20世紀(jì)80年代以來，全社會(huì)獨(dú)生子女家庭占比不斷提高，獨(dú)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(qiáng)。其次，80年代以前出生的獨(dú)生子女的代際傳遞性并不高，折射出計(jì)劃生育政策的實(shí)施可能加劇了獨(dú)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(dòng)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位具有一定相關(guān)性；子女?dāng)?shù)量與父代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為負(fù)，即子女?dāng)?shù)量的增加也的確會(huì)提高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的代際流動(dòng)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(duì)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(duì)代際收入流動(dòng)性的性別差異進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)父輩教育水平和職業(yè)類型對(duì)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(duì)于農(nóng)村而言，城市地區(qū)子女?dāng)?shù)量的增加對(duì)降低代際傳遞性能產(chǎn)生更大的影響。這也進(jìn)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(shì)的研究結(jié)論。

表5 分樣本檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表

3.不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)家庭的異質(zhì)性分析

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

表6 不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)下子女?dāng)?shù)量對(duì)代際流動(dòng)性的影響

低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)家庭普遍收入水平不高、受教育程度較低，而較多的子女會(huì)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)家庭的向上流動(dòng)；相對(duì)低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)家庭，中低和中等社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)家庭擁有更高的生活水平和更多的財(cái)富積累，有能力對(duì)多子女進(jìn)行更好的投資，并且兄弟姐妹作為天然的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，是個(gè)人社會(huì)資本的重要組成部分[24]，其數(shù)量的增多會(huì)增大其向上流動(dòng)的概率。中高和高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)家庭雖然擁有豐富的人力資本和社會(huì)資本，但因父代所處社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)較高，子代很難超越父代實(shí)現(xiàn)向上的躍升。

（三）子女?dāng)?shù)量與代際流動(dòng)質(zhì)量

表7呈現(xiàn)的是不同子女?dāng)?shù)量家庭的代際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位流動(dòng)矩陣。矩陣對(duì)角線上的值為代際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位繼承性指數(shù)，非對(duì)角線上的值為代際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的流動(dòng)性指數(shù)。由表7可以看到，在四個(gè)流動(dòng)矩陣中，所有等級(jí)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(huì)各等級(jí)都存在明顯的代際傳遞現(xiàn)象。但相對(duì)而言，中等社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)家庭流動(dòng)性較強(qiáng)。在四個(gè)流動(dòng)矩陣中，家庭處于第Ⅱ、Ⅲ等級(jí)時(shí)，繼承指數(shù)都較接近1，明顯小于第Ⅰ、Ⅳ和Ⅴ等級(jí)，說明中等社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)家庭的流動(dòng)性較強(qiáng)。處于第Ⅴ等級(jí)的家庭，各矩陣的繼承性指數(shù)都較高，最高的甚至達(dá)到29.41，說明第Ⅴ等級(jí)家庭的代際傳遞性較強(qiáng)。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(jí)家庭的流出指數(shù)不斷增大，流入指數(shù)變動(dòng)相對(duì)平穩(wěn)，而第Ⅲ、Ⅳ等級(jí)家庭的流入指數(shù)穩(wěn)步上升，意味著低等級(jí)向高等級(jí)流動(dòng)的可能性較大。

表7 不同子女?dāng)?shù)量下的代際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位流動(dòng)矩陣

結(jié)合表7計(jì)算得出流動(dòng)方向和流動(dòng)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(dòng)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(dòng)指數(shù)和向上流動(dòng)距離指數(shù)，流動(dòng)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(shí)，向上流動(dòng)指數(shù)由0.95增加至1.34，向上流動(dòng)距離指數(shù)由1.46增加至1.94，并且向上凈流動(dòng)和向上凈流動(dòng)距離都不斷增加，直至0.57。越大的向上流動(dòng)距離指數(shù)意味著子代有較大的概率流向更高的等級(jí)，距離父代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)更遠(yuǎn)。不斷增大的流動(dòng)凈值意味著伴隨子女?dāng)?shù)量的增加，子代向上流動(dòng)的概率越大，向上流動(dòng)等級(jí)的跨度也越大。

表8 不同子女?dāng)?shù)量下代際流動(dòng)質(zhì)量

五、傳遞機(jī)制分析

從人力資本視角來看，子女?dāng)?shù)量的增加會(huì)造成家庭資源的競(jìng)爭(zhēng)，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(huì)資本視角來看，兄弟姐妹本身也是個(gè)體的一種社會(huì)資本，隨著兄弟姐妹數(shù)量的增多，個(gè)體社會(huì)資本總量增加，可利用的社會(huì)資源也隨之增加。因此，人力資本和社會(huì)資本可能是子女?dāng)?shù)量影響代際流動(dòng)性的重要中介機(jī)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(shí)別功能及其直觀的路徑分析圖，來探討這一影響機(jī)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(huì)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(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和戶籍代表社會(huì)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(huì)經(jīng)濟(jì)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(huì)經(jīng)濟(jì)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(cè)變量，矩形框內(nèi)數(shù)值分別表示標(biāo)準(zhǔn)化的截距項(xiàng)系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)方差，圓形框中表示對(duì)應(yīng)變量的殘差項(xiàng)，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(diǎn)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(qiáng)度，標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)大于0說明兩個(gè)變量之間呈正相關(guān)，值越大說明相關(guān)程度越強(qiáng)。

根據(jù)圖1，可以看出以下特征：第一，子代健康水平和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是子女?dāng)?shù)量影響子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的正向中介變量。子女?dāng)?shù)量與健康水平、社會(huì)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(huì)網(wǎng)絡(luò)顯著正相關(guān)。同理，健康水平、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)分別與子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(huì)網(wǎng)絡(luò)等路徑，提升了子代的社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(huì)經(jīng)濟(jì)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(huì)經(jīng)濟(jì)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(jìn)而降低了其社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，且子女?dāng)?shù)量對(duì)子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的影響存在戶籍差異。

六、主要結(jié)論

代際流動(dòng)性是衡量社會(huì)發(fā)展情況的重要指標(biāo)，較高的代際流動(dòng)性有利于社會(huì)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(duì)代際流動(dòng)性的影響，構(gòu)造Ordered Probit模型和代際流動(dòng)矩陣進(jìn)行實(shí)證研究，在此基礎(chǔ)上，將人力資本和社會(huì)資本細(xì)化，分析子女?dāng)?shù)量影響代際流動(dòng)性的作用機(jī)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(dòng)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(gè)體更容易實(shí)現(xiàn)向上的流動(dòng)。第二，子女?dāng)?shù)量對(duì)代際流動(dòng)性的影響具有異質(zhì)性。獨(dú)生子女政策實(shí)施后，多生孩子更有利于促進(jìn)代際流動(dòng)。相對(duì)而言，城市個(gè)體兄弟姐妹數(shù)量的增加，對(duì)提高代際流動(dòng)性能產(chǎn)生更大的影響，在性別上并無差異。此外，對(duì)于中低和中等社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)家庭，子女?dāng)?shù)量的增加對(duì)促進(jìn)代際流動(dòng)的作用是顯著的，而在低、中高以及高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等級(jí)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(huì)資本的中介效應(yīng)影響代際流動(dòng)性，但以教育和健康衡量的人力資本、以社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和戶籍衡量的社會(huì)資本的中介效應(yīng)存在差別。子代的健康狀況和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是子女?dāng)?shù)量影響子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位的負(fù)向中介變量。

2021年，我國(guó)的計(jì)劃生育政策開始實(shí)行三孩政策，以積極應(yīng)對(duì)少子化、老齡化的人口形勢(shì)。通過本文的實(shí)證分析可知，子女?dāng)?shù)量的增加有助于提高代際流動(dòng)性，所以現(xiàn)階段應(yīng)積極貫徹實(shí)施三孩政策，鼓勵(lì)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(jìn)新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程。最后，倡導(dǎo)人與人之間互幫互助，擴(kuò)展自己的交際范圍，形成良好的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。