陽(yáng)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(shí)，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(cè)量靜態(tài)的收入不平等。近些年，隨著我國(guó)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(dòng)”角度來測(cè)度動(dòng)態(tài)的收入不平等，即一個(gè)人的收入在多大程度上會(huì)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(dòng)。而在社會(huì)上，“官二代”“富二代”和“窮二代”等現(xiàn)象已引起民眾對(duì)各個(gè)階層代際不流動(dòng)（固化或封閉）的深切憂慮。由于這些現(xiàn)象在我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革之后表現(xiàn)得比較突出，不少民眾會(huì)直觀地認(rèn)為市場(chǎng)化改革降低了我國(guó)的代際流動(dòng)性，并由此對(duì)我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)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(chǎng)化改革降低了代際流動(dòng)性嗎？梳理已有研究文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)存在以下幾個(gè)問題：第一，目前學(xué)者們正熱衷于測(cè)量我國(guó)的代際流動(dòng)水平，只是從測(cè)量結(jié)果中間接地推斷市場(chǎng)化改革的影響，而并未直接檢驗(yàn)市場(chǎng)化改革對(duì)代際流動(dòng)的影響；第二，代際繼承包括收入、教育、財(cái)富和社會(huì)地位等多個(gè)方面?；谑杖胫荒軠y(cè)量代際流動(dòng)的一個(gè)方面，故而存在較大的測(cè)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(huì)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(dòng)性時(shí)，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(yàn)證據(jù)來評(píng)判市場(chǎng)化改革對(duì)代際流動(dòng)的影響。

本文構(gòu)建了由中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）2008年、2010年和2012年的數(shù)據(jù)與市場(chǎng)化指數(shù)組成的混合橫截面數(shù)據(jù)，直接檢驗(yàn)市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)代際流動(dòng)的影響，提出了一個(gè)研究代際流動(dòng)的新的分析視角。實(shí)證結(jié)果為完善我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革理論、社會(huì)流動(dòng)與代際不平等提供了更豐富的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，驗(yàn)證了市場(chǎng)化改革進(jìn)程對(duì)代際流動(dòng)的積極貢獻(xiàn)，也為明晰我國(guó)代際流動(dòng)性變動(dòng)趨勢(shì)提供了不同角度的新經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧

改革開放30多年來，中國(guó)最大的變化是從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)化改革。市場(chǎng)化改革不是簡(jiǎn)單的一項(xiàng)規(guī)章制度的變化，而是一系列經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、法律乃至政治體制的變革（樊綱等，2003）?？傮w上，我國(guó)市場(chǎng)化改革取得了舉世公認(rèn)的巨大成就。中國(guó)經(jīng)濟(jì)在30多年里實(shí)現(xiàn)了年均近10%的高速增長(zhǎng)，躍升為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，市場(chǎng)化程度越來越高（張曉晶，2004）。并且由于市場(chǎng)化改革是一個(gè)市場(chǎng)機(jī)制作用持續(xù)增大的演變過程，目前中國(guó)的市場(chǎng)化改革還遠(yuǎn)遠(yuǎn)沒有完成（張曙光和趙農(nóng)，2000）。

我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)產(chǎn)生了廣泛而又深刻的影響。它會(huì)如何影響社會(huì)代際流動(dòng)的變化？經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會(huì)學(xué)等理論指出市場(chǎng)化改革影響代際流動(dòng)的作用機(jī)制主要有兩條：一是工業(yè)化的影響。通過城市化、勞動(dòng)分工、產(chǎn)業(yè)與職業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)等途徑，工業(yè)化與技術(shù)進(jìn)步會(huì)逐漸打破傳統(tǒng)的依據(jù)等級(jí)、種族和家庭地位等先賦因素的社會(huì)分配機(jī)制；教育普及使人力資本自致因素對(duì)個(gè)人社會(huì)地位起著越來越重要的作用，社會(huì)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(chǎng)制度改革的影響。工業(yè)化發(fā)展起來的市場(chǎng)機(jī)制會(huì)形成新的社會(huì)選擇機(jī)制和規(guī)則，這沖破了傳統(tǒng)制度的機(jī)會(huì)壟斷，從而促進(jìn)社會(huì)流動(dòng)（李春玲，2005）。邊燕杰（2006）指出我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)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(guó)市場(chǎng)化改革以來社會(huì)代際流動(dòng)的實(shí)際水平及其動(dòng)態(tài)演變。從微觀個(gè)體的經(jīng)驗(yàn)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(guó)的代際收入流動(dòng)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(gè)指標(biāo)的測(cè)度結(jié)果表明1991-1997年間我國(guó)的收入較缺乏流動(dòng)，而1997?2004年間的居民家庭收入流動(dòng)性總體呈向上趨勢(shì)。陳琳和袁志剛（2012）利用CHIP和CGSS數(shù)據(jù)測(cè)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(jì)了中國(guó)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(shì)（代際收入流動(dòng)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(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距代際傳遞呈下降趨勢(shì)，代際收入流動(dòng)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(dòng)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(yáng)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(yàn)證據(jù)看，郭叢斌和丁小浩（2005）研究行業(yè)代際流動(dòng)時(shí)發(fā)現(xiàn)我國(guó)東部地區(qū)的行業(yè)代際開放性強(qiáng)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(dòng)力市場(chǎng)分割程度要更強(qiáng)。王洪亮（2009）比較了地區(qū)虛擬變量對(duì)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(guó)居民收入流動(dòng)性的順序?yàn)椋簴|部地區(qū)＞中部地區(qū)＞西部地區(qū)。這些實(shí)證結(jié)果似乎匹配了我國(guó)市場(chǎng)化改革的推進(jìn)路徑?市場(chǎng)化程度越高地區(qū)的代際流動(dòng)性越強(qiáng)。

但另一些經(jīng)驗(yàn)證據(jù)卻顯示了二者之間的關(guān)系并非如此簡(jiǎn)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(yàn)顯著增加了進(jìn)入高收入行業(yè)的可能性，這與其市場(chǎng)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(dòng)者進(jìn)入高收入行業(yè)，表明一些非市場(chǎng)力量因素也在扭曲市場(chǎng)機(jī)制的作用。孫文凱、路江涌和白重恩（2007）的計(jì)算結(jié)果則顯示1986?1990年間富裕省份的收入流動(dòng)相對(duì)較大，但到1991?1995年和1997?2001年這兩個(gè)時(shí)段，各省間的流動(dòng)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(dòng)影響，而之后的趨同則反映了經(jīng)濟(jì)發(fā)展在地區(qū)間的傳遞過程。

檢驗(yàn)市場(chǎng)化改革相關(guān)影響的實(shí)證研究非常豐富，但主要是在探討市場(chǎng)化改革對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、資本配置效率、企業(yè)績(jī)效、行業(yè)集聚和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（或差距）等的影響。而直接檢驗(yàn)市場(chǎng)化改革影響代際流動(dòng)的實(shí)證研究則十分少見。一些學(xué)者探討了市場(chǎng)化改革的一些中介機(jī)制對(duì)代際流動(dòng)的間接影響。郭叢斌和閔維方（2007）的研究表明我國(guó)市場(chǎng)化水平提升有助于提高教育收益，使教育改善整個(gè)社會(huì)收入公平狀況的功能日益增強(qiáng)，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(dòng)力自由遷移通過增加就業(yè)機(jī)會(huì)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(shí)際上是把市場(chǎng)化改革作為研究的內(nèi)在背景，假設(shè)測(cè)量得到的代際流動(dòng)水平是市場(chǎng)化改革的結(jié)果，進(jìn)而從中推測(cè)或判斷市場(chǎng)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(gè)別學(xué)者也只是檢驗(yàn)了一些市場(chǎng)化改革的中介機(jī)制對(duì)代際流動(dòng)的間接影響。本文的創(chuàng)新之處在于：第一，直接檢驗(yàn)市場(chǎng)化改革對(duì)代際流動(dòng)的影響，彌補(bǔ)了以往研究間接推測(cè)的不足；第二，使用國(guó)際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)（ISEI）測(cè)度代際繼承程度。相比基于收入的單一測(cè)量維度，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)以每個(gè)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(duì)應(yīng)的分值及排序，能減少對(duì)代際流動(dòng)性的測(cè)量誤差；第三，采用教育、健康和創(chuàng)業(yè)等多個(gè)指標(biāo)測(cè)度人力資本，并使用工具變量2SLS回歸和保留缺失值MLMV估計(jì)等多種方法減少內(nèi)生性和缺失值的影響；第四，測(cè)量家庭層面的代際流動(dòng)性必須考慮我國(guó)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(jì)結(jié)果能更接近家庭代際流動(dòng)的真值。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)。

1. 市場(chǎng)化指數(shù)。國(guó)民經(jīng)濟(jì)研究所公布的市場(chǎng)化指數(shù)從政府與市場(chǎng)關(guān)系、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育程度、要素市場(chǎng)發(fā)育程度、市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境六個(gè)方面衡量了各省的市場(chǎng)化進(jìn)展。這套指數(shù)體系不僅可以對(duì)各省的市場(chǎng)化進(jìn)程進(jìn)行橫向比較，而且還做到了沿時(shí)間序列的縱向可比，從而提供了一套比較完整的測(cè)度各省市場(chǎng)化程度的數(shù)據(jù)（樊綱等，2011）。2015年國(guó)民經(jīng)濟(jì)研究所公布了新的市場(chǎng)化指數(shù)。①第一階段的市場(chǎng)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(chǎng)化指數(shù)以2008年為基期，對(duì)2008年以來各省份市場(chǎng)化各方面的變化重新進(jìn)行了計(jì)算和評(píng)分，使某些年份的指數(shù)評(píng)分和排序與上一個(gè)報(bào)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(chǎng)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(chǎng)化指數(shù)。相比其他測(cè)度市場(chǎng)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(chǎng)化改革對(duì)代際流動(dòng)的貢獻(xiàn)。

2. 中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）。微觀數(shù)據(jù)樣本是中國(guó)綜合社會(huì)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(jī)概率抽樣方法，CGSS2008在全國(guó)28個(gè)省調(diào)查了6 000個(gè)樣本觀測(cè)值，2010年在31個(gè)省調(diào)查了11 783個(gè)樣本，2012年在29個(gè)省調(diào)查了11 765個(gè)樣本觀測(cè)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(chǎng)化指數(shù)對(duì)號(hào)入座并入CGSS數(shù)據(jù)，衡量調(diào)查時(shí)被訪者所在各?。ㄊ小^(qū)）的市場(chǎng)化改革程度。最后得到的混合橫截面數(shù)據(jù)共計(jì)29 548個(gè)樣本觀測(cè)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(jì)值和更穩(wěn)健有效的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(cè)量代際流動(dòng)性。相比這些單一指標(biāo)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位能更綜合地衡量社會(huì)成員在社會(huì)系統(tǒng)中所處的位置（韋伯，1997）。由此推知，基于社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位來測(cè)量代際的繼承性，能更全面地反映父輩家庭對(duì)子代的影響，從而減少對(duì)代際流動(dòng)性的測(cè)量誤差。越來越多的經(jīng)濟(jì)學(xué)者也開始從經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位的角度來研究代際流動(dòng)性問題（李宏彬等，2012）。在個(gè)人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的衡量指標(biāo)中，目前最常用的是國(guó)際社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(gè)人社會(huì)地位的高低。它參照各種職業(yè)群體的社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征，以每個(gè)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(duì)應(yīng)分值，并對(duì)分值進(jìn)行排序（B lau和Duncan，1967；Ganzeboom等，1992）。鑒于此，本文也采用國(guó)際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)作為被訪者社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(duì)象本人現(xiàn)在的職業(yè)及其14歲時(shí)父母的職業(yè)。我們將被訪者現(xiàn)在職業(yè)及其14歲時(shí)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(huì)經(jīng)濟(jì)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)（isei_f）為解釋變量，測(cè)量父輩家庭背景對(duì)子代影響的大小。具體而言，根據(jù)父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)（isei_f）對(duì)本人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)（isei_self）的代際回歸系數(shù)來測(cè)量我國(guó)家庭層面的代際繼承或代際不流動(dòng)性。介于0-1之間。越大，說明家庭代際之間的繼承性越強(qiáng)；越小，說明子代受上一代的影響越小，而教育和個(gè)人努力等人力資本對(duì)其社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的影響更為重要，整個(gè)社會(huì)更加公平開放，代際不流動(dòng)程度也越低。同時(shí)，把市場(chǎng)化指數(shù)（market）作為父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（isei_fi）的調(diào)節(jié)變量，反映各?。ㄊ?、區(qū)）市場(chǎng)化程度對(duì)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(chǎng)化指數(shù)與父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的交互項(xiàng)（isei_fi×marketi），根據(jù)其回歸系數(shù)的大小及其顯著性，測(cè)度市場(chǎng)化改革對(duì)代際流動(dòng)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(huì)地位的自致因素，與依靠家庭背景（“拼爹”）的先賦因素相對(duì)標(biāo)。問題是學(xué)者們?cè)跍y(cè)量人力資本時(shí)往往只選用“教育”這一個(gè)代理變量。事實(shí)上，教育并不是獲取社會(huì)地位的唯一要素，故而也不會(huì)是人力資本的唯一測(cè)量指標(biāo)（邊燕杰等，2006）。父代可以通過多種渠道（機(jī)制）直接、間接地影響子代，例如教育、遺傳、家庭文化和社會(huì)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(gè)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(duì)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(gè)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(cè)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(jī)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(huì)地位較低，擁有的社會(huì)資本稀少，父母很難通過自身力量去改變子女的社會(huì)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位，例如考學(xué)和創(chuàng)業(yè)等方式?？忌洗髮W(xué)正是我國(guó)出身于社會(huì)底層家庭的子女改變命運(yùn)“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(jī)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(jì)量模型中放入了相應(yīng)的控制變量：年齡（age）、年齡二次項(xiàng)（age^2）、性別（gender，女性=1）和收入（income），并對(duì)收入取自然對(duì)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(jī)關(guān)事業(yè)單位或國(guó)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(gè)方面觀察市場(chǎng)化改革對(duì)代際流動(dòng)性的影響：第一，由于不同年份的市場(chǎng)化指數(shù)能反映動(dòng)態(tài)的市場(chǎng)化進(jìn)程（樊綱等，2003），首先分別對(duì)2008年、2010年和2012年的單年數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得到三個(gè)不同的交互項(xiàng)isei_f×market回歸系數(shù)。它們能反映動(dòng)態(tài)市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)代際流動(dòng)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(xiàng)isei_f×market回歸系數(shù)的大小及其是否顯著。它測(cè)量了2008?2012年間市場(chǎng)化改革對(duì)代際流動(dòng)的總體平均影響。模型如式（2）所示。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表1可知，父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的均值為32.97，子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(duì)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(chǎng)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(guó)市場(chǎng)化改革的不斷推進(jìn)，各省的市場(chǎng)化程度總體上在逐年上升。這3年市場(chǎng)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(chǎng)化程度的差異也在擴(kuò)大。張曉晶（2004）、樊綱等（2011）的研究也表明了我國(guó)市場(chǎng)化程度總體上在逐年上升，但地區(qū)差異也呈擴(kuò)大變化的趨勢(shì)。

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(diǎn)圖來展示父親與子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(diǎn)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(guó)的社會(huì)流動(dòng)性很高，則二者之間的觀測(cè)點(diǎn)應(yīng)呈隨機(jī)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，子代的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位相應(yīng)也越高；反之亦然，說明我國(guó)依然存在較為明顯的代際繼承問題。問題在于，我國(guó)市場(chǎng)化改革推進(jìn)及市場(chǎng)化程度提高對(duì)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(dòng)性？

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

圖1 市場(chǎng)化指數(shù)正態(tài)分布曲線

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

表2中，父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（isei_f）對(duì)被訪者社會(huì)經(jīng)濟(jì)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?cè)?008年、2010年和2012年分別為0.110、0.113和0.118，對(duì)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(guó)依然存在顯著的代際繼承性，或者說“拼爹”仍然是影響個(gè)人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的主要機(jī)制。這進(jìn)一步驗(yàn)證了圖2散點(diǎn)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(cái)富和社會(huì)地位等不同角度的測(cè)量結(jié)果都表明我國(guó)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(diǎn)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(jì)結(jié)果

方程（4）中父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(guó)范圍共29 548個(gè)大樣本觀測(cè)值，具有廣泛的代表性。該結(jié)果說明相比靜態(tài)測(cè)量結(jié)果，長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)來看我國(guó)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位測(cè)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(xiàng)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(chǎng)化改革進(jìn)程調(diào)節(jié)父輩影響的動(dòng)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(chǎng)化改革對(duì)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(chǎng)經(jīng)濟(jì)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(chǎng)機(jī)制因素所起的作用還相對(duì)有限。盧現(xiàn)祥（2001）指出，在我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)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(jì)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(chǎng)化指數(shù)在這兩年對(duì)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(chǎng)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(dòng)性。

由前文圖1a可知，我國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)在2008-2012年間是逐年上升的，市場(chǎng)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(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革的推進(jìn)和深化，在市場(chǎng)化程度不斷提高的過程中，市場(chǎng)機(jī)制及其因素對(duì)代際流動(dòng)的促進(jìn)作用總體上是在逐漸增強(qiáng)，起到了降低代際不流動(dòng)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(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)，市場(chǎng)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用在加大。

值得注意的是，從三年總體平均看，市場(chǎng)化改革只使代際繼承性下降了0.8%。這說明雖然市場(chǎng)化改革已對(duì)降低我國(guó)的代際不流動(dòng)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(duì)較小。表明我國(guó)還必須繼續(xù)并進(jìn)一步推進(jìn)和深化市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)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(gè)人受教育年數(shù)越多，社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(chǎng)化改革的推進(jìn)，創(chuàng)業(yè)者（老板、個(gè)體戶或自由職業(yè)者）的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位得到了進(jìn)一步的認(rèn)可和提高。在經(jīng)濟(jì)體制改革初期，新興的私營(yíng)企業(yè)主遭遇了經(jīng)濟(jì)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(yíng)企業(yè)主的經(jīng)濟(jì)政治地位和社會(huì)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(gè)人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的基本條件，而不是主要的決定因素。

對(duì)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(guó)現(xiàn)階段一個(gè)人要想獲得更高的社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(guó)個(gè)人實(shí)現(xiàn)向上流動(dòng)的主要渠道。孫三百等（2012）也發(fā)現(xiàn)教育對(duì)改善代際收入傳遞路徑的貢獻(xiàn)最大。2015年，李克強(qiáng)總理也高度認(rèn)可大眾創(chuàng)業(yè)是富民之道、發(fā)展動(dòng)力之源，可以促進(jìn)社會(huì)代際流動(dòng)、公平正義。①資料來源：《國(guó)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(guó)發(fā)[2015]年32號(hào)。

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(huì)經(jīng)濟(jì)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(gè)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(huì)經(jīng)濟(jì)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位。收入（income）的回歸系數(shù)都顯著為正，說明收入越高，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高。除了方程（1），年齡（age）一次項(xiàng)的回歸系數(shù)都顯著為負(fù)，二次項(xiàng)的回歸系數(shù)則都顯著為正。這說明年齡與其社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(diǎn)為36歲，反映一個(gè)人在一生的早期需要接受教育積累人力資本，其社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位隨年齡下降；但隨著年齡的增長(zhǎng)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位呈上升走勢(shì)。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(huì)經(jīng)濟(jì)地位更低。這些實(shí)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位（isei_f）和子代的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（isei_self）這兩個(gè)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(gè)觀測(cè)值，但由于缺失值，表2參與估計(jì)的分別只有1 734、3 639和3 618個(gè)觀測(cè)值，三年混合數(shù)據(jù)只有8 991個(gè)。而當(dāng)后文表4采用了保留缺失值極大似然（MLMV）估計(jì)法之后，由于沒有刪除有缺失的觀測(cè)值，這些變量回歸系數(shù)的符號(hào)保持了一致，變得更為穩(wěn)?。ㄔ斠姳?的估計(jì)結(jié)果）。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)。?

1. 內(nèi)生性問題處理 工具變量2SLS估計(jì)。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(huì)經(jīng)濟(jì)地位（isei_f）對(duì)子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（isei_self）的回歸系數(shù)有所下降，市場(chǎng)化指數(shù)的負(fù)向調(diào)節(jié)作用有所增強(qiáng)，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(huì)經(jīng)濟(jì)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位與市場(chǎng)化指數(shù)交互項(xiàng)（isei_fi×marketi）則從–0.008上升到–0.009，都在1%水平顯著，顯示市場(chǎng)化改革對(duì)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(dòng)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(duì)子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的間接影響，使被訪者通過人力資本的個(gè)人努力而獲取社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的作用增強(qiáng)了，而市場(chǎng)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(jì)。我國(guó)各個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）之間在很多方面都存在較大差異。例如，市場(chǎng)化改革進(jìn)程及市場(chǎng)化程度、文化、地域、人口，等等。為減少地區(qū)層面差異對(duì)家庭層面代際流動(dòng)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(yàn)。①多層模型的方程表達(dá)式為： 。其中，下標(biāo)S為各?。ㄊ小^(qū)）的代碼。具體而言，將第一層面的樣本觀測(cè)值嵌入第二層其所屬的?。ㄊ?、區(qū)），并繼續(xù)將市場(chǎng)化指數(shù)作為父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的調(diào)節(jié)變量。這樣做減少了省級(jí)層面其他差異的影響，得到的估計(jì)結(jié)果能更準(zhǔn)確地測(cè)度市場(chǎng)化改革對(duì)代際流動(dòng)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(jì)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(jì)結(jié)果

由圖3可見，省級(jí)潛變量M1[province]對(duì)本人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的回歸系數(shù)為1.6，且在0.1%水平顯著。這說明省級(jí)差異對(duì)被解釋變量isei_self具有顯著的影響，也證實(shí)了在估計(jì)家庭層面代際流動(dòng)性時(shí)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(duì)三年混合數(shù)據(jù)的多層結(jié)構(gòu)方程模型估計(jì)結(jié)果顯示，父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)被訪者本人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的回歸系數(shù)為0.12，在0.1%水平顯著，再次表明我國(guó)存在顯著的代際繼承問題。交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為–0.008 4，也在1%水平顯著，表明市場(chǎng)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(jì)結(jié)果并無較大差異，表明之前的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

控制變量中，性別、私營(yíng)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(xiàng)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(huì)經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)結(jié)果（GSEM）

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

相比之前的OLS或2SLS估計(jì)方法（刪除有缺失值的樣本觀測(cè)點(diǎn)），表4使用的MLMV方法使所有樣本觀測(cè)值都參與估計(jì)。具體而言，2008年、2010年、2012年和3年混合的樣本觀測(cè)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(cè)值非隨機(jī)缺失的影響。

觀測(cè)值數(shù)目增大后所產(chǎn)生的變化包括：第一，父親社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的代際回歸系數(shù)降低了，不僅在各個(gè)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(duì)2012年樣本中市場(chǎng)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(huì)經(jīng)濟(jì)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(xiàng)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(jì)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(chǎng)化改革對(duì)代際流動(dòng)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(hào)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(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)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(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革，進(jìn)而對(duì)我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)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(chǎng)化指數(shù)的混合橫截面數(shù)據(jù)。實(shí)證結(jié)果表明，我國(guó)確實(shí)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(shí)證結(jié)果也表明代際繼承問題并非是市場(chǎng)化改革本身帶來的。相反，市場(chǎng)化改革對(duì)父輩影響具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。2008?2012年間市場(chǎng)化改革使父輩對(duì)子代的影響顯著下降了0.8%。這表明市場(chǎng)化改革總體上縮小了代際的不流動(dòng)程度，增進(jìn)了我國(guó)社會(huì)的代際流動(dòng)性。然而，另一方面也發(fā)現(xiàn)，目前市場(chǎng)化改革所起的調(diào)節(jié)作用還相對(duì)較小。

基于本文的實(shí)證結(jié)果，我們認(rèn)為代際固化并非是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革本身所致，而是在經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)中，由于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)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(chǎng)經(jīng)濟(jì)要求的因素或力量也參與了對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成果的分配。這使得在迅速市場(chǎng)化的進(jìn)程中，一些非市場(chǎng)力量的因素也在扭曲市場(chǎng)機(jī)制的作用（陳釗等，2009）。而由政府主導(dǎo)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)改革形成了我國(guó)特有的“雙軌制”經(jīng)濟(jì)格局（吳敬璉，2007）。加之我國(guó)尚未完全建立公平競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)規(guī)則，政府還無法更好地扮演一個(gè)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(guó)必須進(jìn)一步推進(jìn)和深化市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革，而不是懷疑甚至否定市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)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(chǎng)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(huì)保障等制度中阻礙勞動(dòng)力流動(dòng)的壁壘，使勞動(dòng)力通過遷移來擺脫貧困陷阱的代際傳遞；推動(dòng)大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新，為創(chuàng)業(yè)者參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)創(chuàng)造公平、公正的機(jī)會(huì)和環(huán)境，為各階層人才提供向上流動(dòng)的機(jī)制和渠道。

市場(chǎng)化進(jìn)程和代際流動(dòng)是當(dāng)前我國(guó)非常重要的兩個(gè)熱點(diǎn)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(yàn)市場(chǎng)化改革對(duì)代際流動(dòng)的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)影響。另外，本文采用的是綜合宏觀的省級(jí)市場(chǎng)化指數(shù)，還可以從政府與市場(chǎng)關(guān)系和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展等各個(gè)細(xì)分指數(shù)入手，進(jìn)一步剖析市場(chǎng)化改革影響的作用機(jī)制及薄弱之處。

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