張君慧 陳正康 馬恒運(yùn) 郭德玥

1 引 言

2021年7月1日，在中國共產(chǎn)黨成立100周年慶祝大會上，習(xí)近平總書記提出要“推動全體人民共同富裕取得更為明顯的實(shí)質(zhì)性進(jìn)展”，同年8月17日召開的中央財經(jīng)委員會第十次會議上，總書記再次強(qiáng)調(diào)“共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求，是中國式現(xiàn)代化的重要特征”。由此可見，扎實(shí)推動全國人民共同富裕已經(jīng)成為現(xiàn)階段黨和國家的一項中心任務(wù)，而暢通居民向上流動通道，擴(kuò)大中等收入群體規(guī)模是解決收入不平等、實(shí)現(xiàn)共同富裕的一個重要途徑，尤其是在我國農(nóng)村地區(qū)，低收入階層是一個規(guī)模龐大的群體，農(nóng)村居民的收入不平等程度近些年仍在進(jìn)一步擴(kuò)大（楊穗等，2021［1］），不僅損害了農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長效率，嚴(yán)重時還有可能會造成社會不穩(wěn)定。因此，如何提高農(nóng)村居民代際收入流動性以推動農(nóng)村地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展進(jìn)而實(shí)現(xiàn)共同富裕就成為當(dāng)前面臨的一個重要問題。

代際收入流動性是指一個家庭中父代收入對子代收入的影響程度（李超，2012［2］；陳杰等，2016［3］）。關(guān)于代際收入流動性的研究起源于社會學(xué)領(lǐng)域?qū)ι鐣鲃拥奶剿?。社會流動是指個體社會地位的變化，當(dāng)同一個體從一個社會地位變化為另一個社會地位時稱為代內(nèi)流動，若不同代個體（如父母與子女）之間社會地位發(fā)生變化則稱為代際流動（Sorokin，1927［4］）。1979年，Becker和Tomes將社會流動理論引入經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的研究中，開始從收入視角分析代際流動，并首次提出代際收入流動性的概念。自此，學(xué)者們圍繞代際收入流動性開展了大量的研究。

早期相關(guān)領(lǐng)域的研究成果主要聚焦于設(shè)計更為精準(zhǔn)的代際收入流動性估算方法。Becker和Tomes（1979）［5］最早以父代和子代的持久性收入為基礎(chǔ)構(gòu)建了一個代際收入流動性估算模型，這是目前最為經(jīng)典、應(yīng)用最為廣泛的測量模型。然而，實(shí)際研究中父代和子代的持久性收入數(shù)據(jù)通常難以獲得，若采用單年收入數(shù)據(jù)作為替代則可能會導(dǎo)致測算結(jié)果被低估（Solon，1992［6］）。為解決代理變量偏誤問題，學(xué)者們提出了多種模型改進(jìn)方法，如在代際收入流動性估算基礎(chǔ)模型中加入年齡平方項、采用二階段工具變量法、使用新的測量指標(biāo)代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)、或采用無條件分位數(shù)回歸技術(shù)等（Solon，1992［6］；Haider和Solon，2006［7］；陳杰等，2016［3］；Gregg等，2019［8］）。代際收入流動性估算方法的多樣性也導(dǎo)致學(xué)者們在分析居民代際收入流動性歷年變化趨勢時取得了不一致的結(jié)論，有的學(xué)者認(rèn)為我國居民代際收入流動性先是不斷增加，到2004年達(dá)到峰值，后迅速下降，到2009年又出現(xiàn)反彈（陳杰和蘇群，2015［9］），也有學(xué)者認(rèn)為我國居民代際收入流動性在2004年之前基本保持穩(wěn)定，之后呈現(xiàn)不斷上升的發(fā)展趨勢（楊沫和王巖，2020［10］）。

雖然學(xué)者們對我國居民代際收入流動性的變化趨勢各執(zhí)己見，但一致認(rèn)為代際收入流動性不是一成不變的，而是逐年不斷變化，那么，什么因素導(dǎo)致代際收入流動性產(chǎn)生變化就成為學(xué)者們關(guān)注的又一焦點(diǎn)問題。從已有研究來看，代際收入流動性的影響因素主要分為宏觀層面和個體層面兩大類（呂煒等，2016［11］）。在宏觀層面，學(xué)者們證實(shí)了增加公共教育支出（徐俊武和易祥瑞，2014［12］）、市場化進(jìn)程（楊汝岱和劉偉，2019［13］）、城市產(chǎn)業(yè)的就業(yè)擴(kuò)張（鄭筱婷等，2020［14］）、互聯(lián)網(wǎng)使用（裴勁松和張菁，2021［15］）等均有助于提高代際收入流動性，緩解社會階層固化。另外，代際收入流動性從本質(zhì)上來說反映的是家庭財富從父代到子代的內(nèi)部轉(zhuǎn)移問題，家庭成員特征必然會對財富轉(zhuǎn)移過程產(chǎn)生影響（牟欣欣，2017［16］），因此，許多學(xué)者從個體微觀視角出發(fā)對代際收入流動性的影響因素進(jìn)行了大量探索，例如，牟欣欣（2017）［16］發(fā)現(xiàn)家庭規(guī)模對代際收入流動性的影響呈現(xiàn)先上升后下降的“倒U型”曲線，因而發(fā)展適度的家庭規(guī)模有助于形成最高的代際收入流動性；許志等（2019）［17］基于婚姻視角研究發(fā)現(xiàn)，父母婚姻市場的正向匹配程度對代際收入流動性具有正向影響。

雖然學(xué)者們圍繞代際收入流動性取得了較為豐碩的研究成果，遺憾的是，少有學(xué)者關(guān)注社會資本的重要作用。社會資本是指個體借助其構(gòu)建的社會網(wǎng)絡(luò)調(diào)動資源的能力（梁巧等，2014［18］）。我國農(nóng)村地區(qū)屬于典型的關(guān)系型社會，社會資本作為一種非正式制度，在農(nóng)村居民生產(chǎn)和生活過程中發(fā)揮了重要作用，能夠顯著影響農(nóng)戶收入（劉彬彬等，2014［19］）、農(nóng)村合作社參與（梁巧等，2014［18］）、農(nóng)民環(huán)保投資意愿（顏廷武等，2016［20］）等，但社會資本如何影響農(nóng)村居民代際收入流動性無法通過現(xiàn)有理論進(jìn)行很好的解釋。

鑒于此，本文聚焦于我國農(nóng)村地區(qū)，參考前人研究，將社會資本分為結(jié)構(gòu)性社會資本和認(rèn)知性社會資本（Upoff，2000［21］），探討兩者對農(nóng)村居民代際收入流動性的影響，以及這一過程中子代社會經(jīng)濟(jì)地位和就業(yè)方式的中介作用，提出研究假設(shè)，并采用2013年中國家庭收入調(diào)查（Chinese Household Income Project，CHIP）數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗。研究創(chuàng)新點(diǎn)主要體現(xiàn)在：第一，基于社會資本視角，分析了不同類型社會資本對農(nóng)村居民代際收入流動性的影響，結(jié)論有助于深化社會資本和代際收入流動領(lǐng)域的研究成果；第二，從性別、出生年代和代際收入流動模式三個方面進(jìn)行異質(zhì)性分析，明確了社會資本對不同群組農(nóng)村居民代際收入流動性影響的差異；第三，引入子代社會經(jīng)濟(jì)地位和就業(yè)方式作為中介變量，揭示了社會資本影響農(nóng)村居民代際收入流動性的“暗箱”機(jī)制。

2 研究假設(shè)

2.1 社會資本對農(nóng)村居民代際收入流動性的影響

社會資本有助于農(nóng)村居民獲取充分的就業(yè)信息，進(jìn)而獲得優(yōu)質(zhì)的工作機(jī)會和較高的收入水平（劉彬彬等，2014［19］）。孫三百（2013）［22］的研究指出，社會資本對個體就業(yè)的幫助類似個體增加5-10年受教育年限產(chǎn)生的效果。對于擁有較多社會資本的父代來說，其自身可以較為容易地獲得高水平收入，并通過影響子代的受教育程度和職業(yè)選擇幫助子代也獲得較高的收入水平（陳杰等，2016［3］；楊沫和王巖，2020［10］），因此，父代社會資本有助于提升農(nóng)村居民代際收入流動性。

結(jié)構(gòu)性社會資本是指農(nóng)村居民非正式的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與正式的社會組織網(wǎng)絡(luò)（吳玉鋒等，2019［23］），如黨組織、工會組織、村干部等。父代結(jié)構(gòu)性社會資本還可以通過權(quán)力尋租效應(yīng)對代際收入流動性產(chǎn)生影響。結(jié)構(gòu)性社會資本高的農(nóng)村居民憑借社會網(wǎng)絡(luò)或社會組織中的成員身份可以享有調(diào)動稀缺資源的能力（吳玉鋒等，2019［23］），幫助其子代獲得更多收入，實(shí)現(xiàn)代際流動。楊瑞龍等（2010）［24］的研究證實(shí)，父代的黨員身份可以使其擁有一些公共權(quán)力，進(jìn)而通過權(quán)力尋租行為幫助子代實(shí)現(xiàn)更高收入。類似的，李宏彬等（2012）［25］也研究發(fā)現(xiàn)父母的政治資本可以顯著提升子代收入。

認(rèn)知性社會資本是指農(nóng)村居民與非正式社會網(wǎng)絡(luò)或社會組織中其他成員在社會交互過程中形成的社會信任、共享規(guī)范、價值觀及態(tài)度（韓雷和谷陽，2019［26］）。在深受中國傳統(tǒng)文化影響的農(nóng)村地區(qū)，人與人之間的社會交往是影響農(nóng)村居民經(jīng)濟(jì)活動的一個重要因素。認(rèn)知性社會資本高的父代與其他農(nóng)村居民具有較高的互信水平，彼此之間的交易活動會更為頻繁、廣泛（唐為和陸云航，2011［27］），他們能夠為子代提供豐富的人情資源和信息資源，進(jìn)而提高子代收入（梁海兵和陳海敏，2021［28］）。綜上，可以提出如下假設(shè)：

H1：父代社會資本對農(nóng)村居民代際收入流動具有正向的影響。

H1a：父代結(jié)構(gòu)性社會資本對農(nóng)村居民代際收入流動性具有正向的影響。

H1b：父代認(rèn)知性社會資本對農(nóng)村居民代際收入流動性具有正向的影響。

2.2 子代社會經(jīng)濟(jì)地位的中介作用

社會經(jīng)濟(jì)地位是指個體在社會結(jié)構(gòu)中所處的位置（李建新和夏翠翠，2014［29］）。擁有較高結(jié)構(gòu)性社會資本的父代通常享有較高的社會經(jīng)濟(jì)地位，陽義南（2018）［30］的研究指出黨員比非黨員具有更高的社會經(jīng)濟(jì)地位。他們會通過加強(qiáng)對子代的人力資本投資，使子代獲得更優(yōu)的職業(yè)（李力行和周廣肅，2014［31］），從而進(jìn)一步提升整個家族的社會經(jīng)濟(jì)地位，并享受隨之而來的稀缺資源或權(quán)力（陽義南，2018［30］）。而社會經(jīng)濟(jì)地位高的子代由于擁有較好的職業(yè)更容易獲得較高的收入水平，實(shí)現(xiàn)代際流動。此外，以往研究結(jié)果表明，社會經(jīng)濟(jì)地位低的個體更容易經(jīng)歷不健康的生活方式、生病、犯罪、死亡等不可控的危機(jī)事件（李建新和夏翠翠，2014［29］；王甫勤，2017［32］），從而導(dǎo)致個體喪失工作能力，或者需要花費(fèi)高額支出應(yīng)對各種危機(jī)事件，而社會經(jīng)濟(jì)地位高的子代則更傾向于擁有良好的生活環(huán)境和健康的身體狀況，他們可以身心健康、精神飽滿地努力工作，進(jìn)而獲得較高的工作報酬。由此，可以提出如下假設(shè)：

H2：子代社會經(jīng)濟(jì)地位在父代結(jié)構(gòu)性社會資本和農(nóng)村居民代際收入流動性的關(guān)系中起到中介作用。

2.3 子代就業(yè)方式的中介作用

農(nóng)村地區(qū)不同家庭在社會成長的過程中與鄰里之間的交互實(shí)質(zhì)上屬于互助式幫扶（馬光榮和楊恩艷，2011［33］），他們彼此之間進(jìn)行信息交換、互幫互助，并逐漸形成共享規(guī)范和社會信任。認(rèn)知性社會資本高的父代通常擁有更多互相信任并愿意為其子代提供就業(yè)信息和幫助的親戚朋友，子代更有可能通過親戚朋友推薦實(shí)現(xiàn)就業(yè)。而親戚朋友推薦就業(yè)有助于子代找到更適合的工作并獲得更高的薪資待遇，這可以從子代和雇主兩個方面進(jìn)行分析。首先，農(nóng)村居民大多具有較低的學(xué)歷水平，他們往往難以從就業(yè)市場海量、雜亂的招聘信息中甄別出優(yōu)質(zhì)的就業(yè)信息，尤其是對于希望從農(nóng)村進(jìn)入城市工作的農(nóng)村居民來說，大城市陌生的風(fēng)俗習(xí)慣讓他們更加難以分辨哪些工作崗位既適合自己又具有較好的發(fā)展前景（周密等，2015［34］），農(nóng)村原有社會網(wǎng)絡(luò)中親戚、朋友的推薦信息可以幫助他們以較低的職業(yè)搜尋成本和較快的速度匹配到適合自身的工作崗位（王春超和周先波，2013［35］）。國家統(tǒng)計局山西調(diào)查隊2017年的調(diào)查結(jié)果顯示，38.94%的山西農(nóng)民工外出務(wù)工時依靠親朋好友推薦獲取就業(yè)信息。其次，對于雇主來說，因為信息不對稱雇主在真正聘用農(nóng)村居民求職者之前很難了解其真實(shí)的工作能力，為了降低試錯成本，雇主通常更愿意選擇由在企業(yè)工作過的員工推薦來的求職者（Montgomery，1991［36］），雇主對原來企業(yè)員工的認(rèn)同和信任會遷移到由該員工介紹來的新求職者身上，進(jìn)而給予其較高的工資報酬（王春超和周先波，2013［35］）。綜上所述，父代認(rèn)知性社會資本可以通過子代就業(yè)的中介作用促使子代獲得更高的收入水平，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)代際流動。由此，可以提出如下假設(shè)：

H3：子代就業(yè)方式在父代認(rèn)知性社會資本和農(nóng)村居民代際收入流動性的關(guān)系中起到中介作用。

3 研究模型與數(shù)據(jù)

3.1 數(shù)據(jù)來源

實(shí)證研究數(shù)據(jù)來源于中國收入分配研究院在國家統(tǒng)計局協(xié)助下實(shí)施的中國家庭收入調(diào)查（CHIP）項目。該項目于2014年7-8月份在全國范圍內(nèi)開展了第五輪調(diào)查，采用系統(tǒng)抽樣的方法，從國家統(tǒng)計局2013年城鄉(xiāng)一體化常規(guī)住戶調(diào)查大樣本庫中抽取了全國15個省份的18948個住戶樣本和64777個個體樣本，收集了這些樣本2013年個人層面和家庭層面的就業(yè)、收入、借貸等信息，形成編號為CHIP2013的數(shù)據(jù)庫，并根據(jù)樣本所在地區(qū)劃分為城市子樣本庫、農(nóng)村子樣本庫和移民子樣本庫。

本文以CHIP2013農(nóng)村子樣本庫為研究對象，對數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理。第一，在絕大多數(shù)農(nóng)村家庭，父親的經(jīng)濟(jì)收入是家庭主要收入來源，因此將父親作為父代代表進(jìn)行研究，同時為了避免生命周期偏誤，將父代年齡超過65歲的樣本剔除（陳新忠和周靜玉，2021［37］）。第二，許多子代勞動力在年齡較小時會輟學(xué)參加工作，過低的收入水平能夠?qū)ΥH收入流動性估算帶來較大的測量誤差，因此，剔除子代年齡小于16歲的樣本（陳新忠和周靜玉，2021［37］）。第三，剔除父代年齡、收入、社會資本和子代年齡、性別、收入、職業(yè)、就業(yè)方式、政治面貌等關(guān)鍵信息缺失、父代或子代屬于在校生、以及父代和子代年齡差小于16歲的樣本。第四，將同一個家庭中父代和子代的數(shù)據(jù)進(jìn)行配對和合并，形成包含父代和子代完整信息的家庭樣本，如果某個家庭中父代擁有多個子代，則將其視為多個家庭樣本分別進(jìn)行分析（陳杰等，2016［3］）。經(jīng)過上述處理，最終得到1128對有效樣本。

3.2 模型設(shè)定

參考Eide和Showalter（1999）［38］、陳麗華等（2019）［39］的研究，運(yùn)用條件代際收入彈性法測量社會資本對農(nóng)村居民代際收入流動性的影響包括以下3個步驟。

首先，估算子代收入對父代收入的基準(zhǔn)代際收入彈性。Becker和Tomes于1979年首次提出用代際收入彈性來反映代際收入流動性，并構(gòu)建了如式（1）所示的估算方程：

其中，yfi和ysi分別表示第i個家庭中父代和子代的持久性收入，ε表示模型誤差項，β11表示代際收入彈性，其值越大，表示一個家庭中子代持久性收入受父代持久性收入的影響程度越大，代際收入流動性越低。

然而，實(shí)際調(diào)研中通常很難獲得父代和子代的持久性收入，往往只能收集到他們在某一年的收入數(shù)據(jù)，如果采用單年收入替代持久性收入，可能會導(dǎo)致代際收入彈性估計值偏小，為此，Solon（1992）［6］提出將父代和子代的年齡及其平方項加入到估算模型中，以降低單年收入引發(fā)的估計偏誤，同時，在估算模型中添加子代特征作為控制變量（陳杰等，2016［3］）。修正后的代際收入彈性估算模型為：

其中，yfit和ysit分別表示第i個家庭中父代和子代在t年的收入，agefit和agesit分別表示第i個家庭中父代和子代在t年的年齡，X表示控制變量，具體包括子代性別和政治面貌，μ表示模型誤差項。

其次，在估算模型中加入社會資本相關(guān)變量求得條件代際收入彈性。在修正后的估算方程式（2）中分別添加結(jié)構(gòu)性社會資本和認(rèn)知性社會資本，得到式（3）和式（4）所示的條件代際收入彈性估算方程：

其中，yfit和ysit分別表示第i個家庭中父代和子代在t年的收入，agefit和agesit分別表示第i個家庭中父代和子代在t年的年齡，Stru_Capsit表示第i個家庭中父代的結(jié)構(gòu)性社會資本，Cog_Capsit表示第i個家庭中父代的認(rèn)知性社會資本，X表示控制變量，ω、θ表示模型誤差項。

最后，將式（2）估算出的基準(zhǔn)代際收入彈性β21分別和式（3）、（4）估算出的條件代際收入彈性β31、β32進(jìn)行比較。如果條件代際收入彈性小于基準(zhǔn)代際收入彈性，說明估算模型中加入父代社會資本有助于降低代際收入彈性，代際收入流動性提高，反之，則說明社會資本導(dǎo)致代際收入流動性降低。

3.3 核心變量度量

實(shí)證研究中涉及的變量主要包括收入、社會資本、社會經(jīng)濟(jì)地位、就業(yè)方式、性別、年齡和政治面貌。父代和子代收入均采用“2013年這份工作的收入總額（工資性收入或經(jīng)營收入等總額）”進(jìn)行衡量。

社會資本的測量借鑒周曄馨（2012）［40］的做法，采用“是否鄉(xiāng)村干部”、“是否為黨派成員（中國共產(chǎn)黨和各民主黨派）”和“是否參加了專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織”3個題項衡量結(jié)構(gòu)性社會資本，如果樣本對上述3個題項中的任何一個回答為是，賦值為1，反之則賦值為0。認(rèn)知性社會資本采用“您認(rèn)為親戚朋友可信嗎？”、“您認(rèn)為除了親戚朋友以外的其他人可信嗎？”和“給村里親鄰幫工（農(nóng)忙季節(jié)、蓋房子、紅白事等）的天數(shù)”3個題項進(jìn)行衡量，其中，前2個題項根據(jù)信任程度高低采用1-5分測量，1分表示很不可信，5分表示非?？尚?。將認(rèn)知性社會資本的3個題項進(jìn)行因子分析，采用標(biāo)準(zhǔn)化因子得分和各因子方差貢獻(xiàn)率加權(quán)求和得到認(rèn)知性社會資本綜合測度值（Cog_Cap），具體的計算公式為：Cog_Cap=（0.478*Fac1+ 0.333*Fac2）/0.812，F(xiàn)ac1和Fac2表示因子分析提取出的2個公因子。

社會經(jīng)濟(jì)地位采用職業(yè)進(jìn)行衡量，將子代職業(yè)為農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員的樣本賦值為1，為生產(chǎn)、運(yùn)輸設(shè)備操作人員及有關(guān)人員的樣本賦值為2，為商業(yè)和服務(wù)業(yè)人員的樣本賦值為3，為企業(yè)、事業(yè)單位和團(tuán)體機(jī)構(gòu)等人員的樣本賦值為4，為專業(yè)技術(shù)人員的樣本賦值為5。就業(yè)方式采用“您是如何獲得這份工作的”進(jìn)行衡量，將回答“村里（村干部）安排、家人聯(lián)系、朋友或熟人介紹、親戚介紹”的樣本賦值為1，其余賦值為0。此外，男性樣本賦值為1，女性樣本賦值為0，屬于黨派成員（中國共產(chǎn)黨和各民主黨派）的樣本賦值為1，否則為0。各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

4 實(shí)證分析結(jié)果

4.1 社會資本對農(nóng)村居民代際收入流動性的影響

根據(jù)方程（2）、（3）和（4），利用Stata軟件，以子代收入對數(shù)為因變量，逐步添加自變量和控制變量，得到社會資本對農(nóng)村居民代際收入流動性的影響結(jié)果如表2所示。模型1顯示僅將父代收入對數(shù)作為自變量時，農(nóng)村居民的代際收入彈性為0.263，在模型中添加父代和子代的年齡及其平方項、以及控制變量后，代際收入彈性提高到0.299（模型2），說明控制父代和子代年齡能夠有效降低單年收入引發(fā)的估計偏誤，選取的代際收入彈性估算模型具有一定的合理性。模型中進(jìn)一步添加父代結(jié)構(gòu)性社會資本后，條件代際收入彈性為0.295（模型3），小于模型2中的基準(zhǔn)代際收入彈性0.299，說明父代結(jié)構(gòu)性社會資本有助于促進(jìn)農(nóng)村居民代際收入流動性，假設(shè)H1a成立。同理，模型中添加父代認(rèn)知性社會資本后，條件代際收入彈性為0.298（模型4），同樣小于基準(zhǔn)代際收入彈性0.299，說明父代認(rèn)知性社會資本也有助于提升農(nóng)村居民代際收入流動性，假設(shè)H1b成立。綜上，假設(shè)H1成立。

表2 社會資本對農(nóng)村居民代際收入流動性的影響結(jié)果

4.2 異質(zhì)性分析

（1）子代性別異質(zhì)性分析

為進(jìn)一步探討父代社會資本對不同性別子代代際收入流動性的影響是否存在差異，將總樣本根據(jù)子代性別劃分為男性子樣本和女性子樣本，并分別檢驗父代社會資本的作用，結(jié)果如表3所示。

表3 不同性別子代異質(zhì)性分析結(jié)果

當(dāng)子代為男性時，基準(zhǔn)代際收入彈性為0.299（模型1），模型中加入父代結(jié)構(gòu)性社會資本后的條件代際收入彈性為0.295（模型2），小于基準(zhǔn)代際收入彈性，加入父代認(rèn)知性社會資本后的條件代際收入彈性為0.294（模型3），同樣小于基準(zhǔn)代際收入彈性，說明父代結(jié)構(gòu)性社會資本和認(rèn)知性社會資本均有助于提升農(nóng)村居民代際收入流動性，與總樣本的研究結(jié)論一致。

當(dāng)子代為女性時，研究結(jié)果與男性子樣本的結(jié)果有所不同。加入父代結(jié)構(gòu)性社會資本后的條件代際收入彈性為0.303（模型5），小于基準(zhǔn)代際收入彈性0.307（模型4），而加入父代認(rèn)知性社會資本后的條件代際收入彈性為0.307（模型6），等于基準(zhǔn)代際收入彈性，并且父代認(rèn)知性社會資本對子代收入對數(shù)的影響（β=-0.011，模型6）不顯著，說明父代認(rèn)知性社會資本無法顯著影響農(nóng)村地區(qū)女性的代際收入流動性，而結(jié)構(gòu)性社會資本可以起到一定的幫助。之所以出現(xiàn)這種結(jié)果與農(nóng)村地區(qū)根深蒂固的“重男輕女”思想有關(guān)，父母通常更愿意投入精力和資源培養(yǎng)兒子，幫助他獲得較好的個人成長和發(fā)展，既達(dá)到“光宗耀祖”的目的，又實(shí)現(xiàn)“養(yǎng)兒防老”。分析結(jié)果中女性代際收入彈性（0.307，模型4）高于男性代際收入彈性（0.299，模型1）也說明了這一現(xiàn)象，與男孩相比，女孩的代際流動更低，更難實(shí)現(xiàn)階級躍升。而父代結(jié)構(gòu)性社會資本能夠?qū)ε源H收入流動性產(chǎn)生正向影響是因為擁有較高結(jié)構(gòu)性社會資本的父代可能是鄉(xiāng)村干部，或者加入了中國共產(chǎn)黨，或者參與了專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織，他們通常具有較高的思想進(jìn)步性，更加重視男女平等，因而他們的女兒同樣有機(jī)會獲得較好的個人發(fā)展。

（2）不同年代出生的子代異質(zhì)性分析

總樣本中年齡最大的子代出生于1970年，年齡最小的子代出生于1998年，28年間我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)生了翻天覆地的變化，不同年代出生的個體會形成不同的思維觀念和行為模式，父代社會資本對這些個體是否能夠產(chǎn)生相似的影響?yīng)q未可知。因此，將總樣本按照子代出生年份劃分為70后（1970-1979年出生）子樣本、80后（1980-1989年出生）子樣本和90后（1990-1999年出生）子樣本分別進(jìn)行研究，結(jié)果如表4所示。

表4 不同年代出生子代異質(zhì)性分析結(jié)果

不管是對70后、80后，還是90后子樣本，模型中加入父代結(jié)構(gòu)性社會資本后的條件代際收入彈性（70后為0.402，80后為0.231，90后為0.385）均小于基準(zhǔn)代際收入彈性（70后為0.421，80后為0.236，90后為0.387），說明父代結(jié)構(gòu)性社會資本對不同年代子樣本的代際收入流動性均有促進(jìn)作用。但是，父代認(rèn)知性社會資本對代際收入流動性的影響則隨著子代出生年代的不同而有所差異，模型中加入父代認(rèn)知性社會資本后，70后和90后子樣本的條件代際收入彈性（70后為0.354，90后為0.370）小于基準(zhǔn)代際收入彈性（70后為0.421，90后為0.387），80后子樣本的條件代際收入彈性（0.236）等于基準(zhǔn)代際收入彈性（0.236），說明對于70后和90后，父代認(rèn)知性社會資本能夠促進(jìn)代際收入流動性的提高，但對于80后沒有顯著的影響。

從影響程度來看，父代社會資本對70后子樣本的代際收入流動性影響程度最高，這主要?dú)w因于70后、80后和90后所處的時代背景不同。70后出生和生長于我國改革開放初期，社會物資比較短缺，電話也沒有普及，人們獲取信息的方式非常有限，在農(nóng)村地區(qū)尤為如此，絕大多數(shù)父代僅擁有少量的社會資本，而少數(shù)擁有較多社會資本的父代則掌握了更多的稀缺資源和信息，他們的子代也能享受到更有利的發(fā)展機(jī)會，因此，社會資本對代際收入流動性的影響程度較高。發(fā)展到90后，社會物質(zhì)資源獲得了極大豐富，人們的溝通聯(lián)系方式也從70后的“見信如面”發(fā)展為90后的“萬物互聯(lián)”，大多數(shù)父代的社會資本都有了顯著的提升，社會資本對代際收入流動性的影響程度也隨之下降。

4.3 社會資本對不同代際收入流動模式的影響

上述研究雖然探討了父代社會資本和農(nóng)村居民代際收入流動性之間的關(guān)系，但是沒有區(qū)分不同代際收入流動模式之間的差異。對處于同一收入階層的父代來說，他們的子代通過自身努力會產(chǎn)生不同的流動方向，有的會由父代較低的收入階層流向中等收入階層，還有的會由父代低收入階層流向最高收入階層。不同代際收入流動模式下父代社會資本如何發(fā)揮作用需要進(jìn)一步的研究證實(shí)。

借鑒收入轉(zhuǎn)換矩陣原理（Shorrocks，1978［41］），將總樣本中父代和子代收入進(jìn)行五等分，1為最低收入等級，5為最高收入等級。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，父代收入等級大多為1，只有15個樣本的父代收入等級大于1，子代收入等級雖大多為1，但也有較多樣本的收入等級為2，收入等級大于2的僅有13個樣本。由此可見，我國農(nóng)村地區(qū)子代的總體收入水平較父代有了一定程度的提升，但提升幅度非常有限，大多只能從最低的收入等級1流向等級2，實(shí)現(xiàn)1個等級的提升，僅有少部分子代可以實(shí)現(xiàn)2個及以上等級的提升。鑒于此，本文主要關(guān)注兩種代際收入流動模式，即當(dāng)父代收入等級為1時，子代收入等級是否為2（模式1）和子代收入等級是否為3及以上（模式2）。

對于模式1，從總樣本中篩選出父代收入等級為1的子樣本，將其中子代收入等級為2的樣本賦值為1，反之賦值為0，采用Probit模型進(jìn)行分析結(jié)果如表5中的模型1和2所示。同理，對于模式2，從總樣本中篩選出父代收入等級為1的子樣本，將其中子代收入等級為3及以上的樣本賦值為1，反之賦值為0，分析結(jié)果如表5中的模型3和4所示。可以看出，這兩種代際收入流動模式下，父代結(jié)構(gòu)性社會資本和認(rèn)知性社會資本均能夠顯著促進(jìn)農(nóng)村居民代際收入流動。

表5 社會資本對農(nóng)村居民不同代際收入流動模式的影響

4.4 子代社會經(jīng)濟(jì)地位和就業(yè)方式的中介作用

參考溫忠麟和葉寶娟（2014）［42］的研究，采用逐步檢驗法和Bootstrap法相結(jié)合的中介效應(yīng)檢驗流程，分析子代社會經(jīng)濟(jì)地位和就業(yè)方式在社會資本與農(nóng)村居民代際收入流動性關(guān)系中的中介作用，其中，代際收入流動性屬于類別變量，在上述父代和子代收入五等分的基礎(chǔ)上，將總樣本中子代收入等級大于父代收入等級的樣本賦值為1，反之賦值為0。中介效應(yīng)檢驗結(jié)果如表6所示。

表6 子代社會經(jīng)濟(jì)地位和就業(yè)方式的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

對于子代社會經(jīng)濟(jì)地位的中介效應(yīng)檢驗來說，父代結(jié)構(gòu)性社會資本能夠顯著正向影響農(nóng)村居民代際收入流動（β= 0.328，模型1）和子代社會經(jīng)濟(jì)地位（β= 0.055，模型2），父代結(jié)構(gòu)性社會資本（β= 0.313，模型3）和子代社會經(jīng)濟(jì)地位（β= 0.279，模型3）又可以正向影響農(nóng)村居民代際收入流動，這說明子代社會經(jīng)濟(jì)地位在父代結(jié)構(gòu)性社會資本和農(nóng)村居民代際收入流動性的關(guān)系中起到部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為4.678%，假設(shè)H2成立。

對于子代就業(yè)方式的中介效應(yīng)檢驗來說，父代認(rèn)知性社會資本能夠顯著正向影響農(nóng)村居民代際收入流動（β= 0.284，模型4），但對子代就業(yè)方式的影響不顯著（β= -0.028，模型5），并且子代就業(yè)方式對代際收入流動的影響不也顯著（β= -0.112，模型6），運(yùn)用Bootstrap法檢驗發(fā)現(xiàn)兩個系數(shù)（-0.028和-0.112）的乘積項也不顯著，說明子代就業(yè)方式在父代認(rèn)知性社會資本和農(nóng)村居民代際收入流動性的關(guān)系中沒有起到中介作用，假設(shè)H3不成立。將子代就業(yè)方式和子代收入數(shù)據(jù)進(jìn)行交叉分析發(fā)現(xiàn)，子代就業(yè)方式的中介效應(yīng)不顯著主要是因為利用父代社會資本就業(yè)的子代占總樣本的比例雖然高達(dá)55.142%，但他們的年平均工資水平僅為25793.637元，遠(yuǎn)低于不利用父代社會資本就業(yè)的子代的年平均工資（29457.708元），尤其是通過朋友或熟人推薦獲得工作的子代年平均工資水平只有24634.988元，是所有就業(yè)方式中子代收入水平最低的。由此可見，雖然父代認(rèn)知性社會資本可以幫助子代尋找到工作，但工作的薪資待遇通常比較低，對子代實(shí)現(xiàn)代際流動的幫助很小。

4.5 穩(wěn)健性檢驗

上述4.1小節(jié)運(yùn)用條件代際收入彈性法分析了父代社會資本對農(nóng)村居民代際收入流動性的影響，4.4小節(jié)表6中的模型1和模型2運(yùn)用Probit模型再次檢驗了父代社會資本的作用，兩種不同數(shù)據(jù)分析方法取得了一致的研究結(jié)論，均認(rèn)為父代結(jié)構(gòu)性社會資本和認(rèn)知性社會資本有助于提升農(nóng)村居民代際收入流動性。考慮到這兩種分析方法都是針對CHIP2013數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究，接下來更換數(shù)據(jù)來源，采用中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)庫2018年的調(diào)研數(shù)據(jù)，驗證父代社會資本對農(nóng)村居民代際收入流動性影響的穩(wěn)健性。

CFPS是由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施的追蹤收集個體、家庭和社區(qū)三個層次數(shù)據(jù)，進(jìn)而反映中國社會、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康變遷的重大社會科學(xué)項目。CFPS2018年的調(diào)查從2018年6開始，到2019年5月結(jié)束，調(diào)查范圍涵蓋全國25個省/市/自治區(qū)的約15,000個家庭，共采集個人問卷約44,000份，樣本具有較好的代表性。

借鑒周廣肅等（2014）［43］、韓雷和谷陽（2019）［26］對社會資本的測量方法，采用“是否屬于組織成員”衡量結(jié)構(gòu)性認(rèn)知資本，人均人情禮支出衡量認(rèn)知性社會資本。父代和子代收入分別用2017年的總收入進(jìn)行衡量?？刂谱兞浚ㄐ詣e和政治面貌）的賦值方法與前文相同。由于CFPS數(shù)據(jù)庫中樣本職業(yè)和就業(yè)方式的缺失值太多，并且無法找到包含充足有效數(shù)據(jù)、又適合衡量社會經(jīng)濟(jì)地位和就業(yè)方式的題項，因此，不對社會經(jīng)濟(jì)地位和就業(yè)方式的中介作用進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。與上述CHIP2013數(shù)據(jù)處理方法類似，將父親作為父代代表，選取CFPS2018父代年齡小于65歲、子代年齡大于16歲的樣本，從中剔除父代年齡、收入、社會資本和子代年齡、性別、收入、政治面貌等關(guān)鍵信息缺失、父代或子代屬于在校生、父代和子代年齡差小于16歲的樣本，并將同一個家庭父代和子代的信息進(jìn)行配對合并，最終得到626對有效樣本，運(yùn)用條件代際收入彈性法進(jìn)行分析結(jié)果如表7所示。加入父代結(jié)構(gòu)性社會資本后的條件代際收入彈性（0.203）和加入父代認(rèn)知性社會資本后的條件代際收入彈性（0.202）均小于模型1的基準(zhǔn)代際收入彈性（0.204），說明父代結(jié)構(gòu)性社會資本和認(rèn)知性社會資本對農(nóng)村居民代際收入流動性的促進(jìn)作用再次得到了驗證。

表7 社會資本對農(nóng)村居民代際收入流動性的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

續(xù)表

5 總結(jié)與討論

本文利用CHIP調(diào)研數(shù)據(jù)，從社會資本視角出發(fā)分析了農(nóng)村居民代際收入流動性的影響因素，研究結(jié)果表明，父代結(jié)構(gòu)性社會資本和認(rèn)知性社會資本均可以提高農(nóng)村居民代際收入流動性，但這種影響在不同性別和不同年代出生子代群體中呈現(xiàn)差異化。具體表現(xiàn)為，父代結(jié)構(gòu)性社會資本可以促進(jìn)男性和女性子代的代際收入流動性，但父代認(rèn)知性社會資本僅能夠提升男性子代的代際收入流動性；其次，父代結(jié)構(gòu)性社會資本可以顯著提升70后、80后和90后子代的代際收入流動性，而父代認(rèn)知性社會資本僅對70后和90后子代的代際收入流動性具有促進(jìn)作用。此外，基于不同代際收入流動模式的分析發(fā)現(xiàn)，不管子代從最低收入階層流向中下收入階層，還是由最低收入階層流向中等以上收入階層，父代結(jié)構(gòu)性社會資本和認(rèn)知性社會資本均可以促進(jìn)農(nóng)村居民代際收入流動性。最后，針對社會資本作用機(jī)制的進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，子代社會經(jīng)濟(jì)地位在父代結(jié)構(gòu)性社會資本和代際收入流動性的關(guān)系中起到部分中介作用。

基于上述研究結(jié)果，可以采取以下兩個方面措施提升我國農(nóng)村居民代際收入流動性。第一，引導(dǎo)農(nóng)村居民加入農(nóng)村專業(yè)經(jīng)濟(jì)合作組織和土地托管組織等非正式組織，進(jìn)一步壯大農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)，加強(qiáng)農(nóng)村居民的組織化程度，同時，鼓勵新型經(jīng)營主體、新型服務(wù)主體和返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)者積極加入中國共產(chǎn)黨，提升農(nóng)村居民的結(jié)構(gòu)性社會資本。第二，以社會主義核心價值觀為引領(lǐng)，采用農(nóng)村居民喜聞樂見的形式，開展農(nóng)民素質(zhì)教育活動，形成團(tuán)結(jié)互助、誠信友善的文明鄉(xiāng)風(fēng)，并且發(fā)揮農(nóng)村“新鄉(xiāng)賢”的社會治理作用，在農(nóng)忙季節(jié)、紅白事、或蓋房子方面牽線搭橋，增強(qiáng)農(nóng)村居民之間的互幫互助，進(jìn)而提高認(rèn)知性社會資本。