摘 要：農(nóng)村居民作為改革開(kāi)放以來(lái)職業(yè)分化最劇烈的群體，其代際流動(dòng)性研究具備重要價(jià)值，準(zhǔn)確估算農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)性與變遷狀況，有助于系統(tǒng)把握農(nóng)村社會(huì)的機(jī)會(huì)平等狀況與開(kāi)放程度。本文采用CGSS 2021數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)性進(jìn)行結(jié)構(gòu)分解，研究發(fā)現(xiàn)1920—2005年間出生的中國(guó)農(nóng)村居民的代際流動(dòng)性規(guī)律和趨勢(shì)呈現(xiàn)四方面特征：其一，1920—2005年間出生的中國(guó)農(nóng)村居民代際職業(yè)總流動(dòng)性呈不斷上升趨勢(shì)，排序流動(dòng)、增長(zhǎng)流動(dòng)、分散流動(dòng)在總流動(dòng)性中的占比在不同時(shí)期存在較大差異。其二，改革開(kāi)放以來(lái)農(nóng)村居民的總代際流動(dòng)性雖呈不斷上升態(tài)勢(shì)，但排序流動(dòng)及其在總流動(dòng)性中的占比經(jīng)歷了先下降后上升的“U”型變動(dòng)趨勢(shì)，表明家庭背景對(duì)代際流動(dòng)的影響呈倒“U”型，即家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響持續(xù)上升，直至“90后”出生群體才呈現(xiàn)出弱化趨勢(shì)。其三，增長(zhǎng)流動(dòng)對(duì)總流動(dòng)性的貢獻(xiàn)占比總體呈逐漸上升態(tài)勢(shì)，特別是1978年改革開(kāi)放以來(lái)，增長(zhǎng)流動(dòng)在總流動(dòng)中的占比高達(dá)90%，反映出中國(guó)經(jīng)濟(jì)改革和現(xiàn)代化進(jìn)程對(duì)農(nóng)村居民代際流動(dòng)性的積極影響。其四，在1920—2005年出生時(shí)間段，分散流動(dòng)在代際流動(dòng)性中的影響都很小，表明個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位差異對(duì)農(nóng)村居民代際流動(dòng)的影響較小。

關(guān)鍵詞：代際職業(yè)流動(dòng)；農(nóng)村居民；結(jié)構(gòu)分解；父輩；子輩

中圖分類號(hào)：F323.6 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1000-4149（2025）01-0124-17

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2025.01.009

一、引言

在全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興、實(shí)現(xiàn)全體中國(guó)人民共同富裕的新發(fā)展階段，農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)性減弱，流動(dòng)機(jī)會(huì)不平等成為重要阻礙 ［1-3］ 。暢通社會(huì)流動(dòng)通道，保持社會(huì)流動(dòng)性是實(shí)現(xiàn)中國(guó)式現(xiàn)代化的重要途徑，也是保持社會(huì)活力和長(zhǎng)治久安的必要條件。工資停滯、就業(yè)機(jī)會(huì)不足和不平等加劇會(huì)阻礙年輕人的志向。中國(guó)要實(shí)現(xiàn)包容性增長(zhǎng)、最終實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)，就必須破除阻礙代際流動(dòng)的機(jī)制，增強(qiáng)社會(huì)的代際流動(dòng) ［4］ 。雖然農(nóng)民家庭收入保持高速增長(zhǎng)（2011—2013年收入增長(zhǎng)率高達(dá)19.5%），但同期內(nèi)收入流動(dòng)性大幅下降，表明農(nóng)村內(nèi)部可能存在收入階層固化，不利于縮小收入差距與實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo) ［5］ 。職業(yè)作為收入的載體，在地域和年份層面具備統(tǒng)一性、穩(wěn)定性特征，是反映社會(huì)分化與流動(dòng)的綜合性指標(biāo)，被廣泛應(yīng)用在社會(huì)流動(dòng)性研究領(lǐng)域。受經(jīng)濟(jì)發(fā)展與市場(chǎng)影響，中國(guó)農(nóng)村居民職業(yè)選擇呈多元化趨勢(shì) ［6］ ，成為改革開(kāi)放后職業(yè)分化最為劇烈的群體，其代際職業(yè)流動(dòng)性關(guān)乎機(jī)會(huì)平等與共同富裕進(jìn)程。因此，農(nóng)村居民的代際職業(yè)流動(dòng)性成為學(xué)術(shù)界、政治界和社會(huì)界普遍關(guān)注的問(wèn)題。

改革開(kāi)放前中國(guó)的代際流動(dòng)率為41.4%，改革開(kāi)放后代際流動(dòng)率升至54% ［7］ 。家庭出身與進(jìn)入管理層的概率仍然正相關(guān)，中國(guó)的絕對(duì)流動(dòng)率雖在上升，但家庭背景對(duì)代際流動(dòng)仍然具有較大影響 ［8］ 。中國(guó)社會(huì)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)并未呈現(xiàn)出市場(chǎng)轉(zhuǎn)型理論中的“權(quán)力衰退”，改革開(kāi)放后家庭背景對(duì)子輩職業(yè)獲得影響逐漸擴(kuò)大 ［9］ 。張桂金等研究發(fā)現(xiàn)1980年前出生的群體世代累積的優(yōu)勢(shì)或劣勢(shì)僅僅表現(xiàn)在兩代之間，多代效應(yīng)并未顯現(xiàn)；但1980年后出生的群體（即“80后”和“90后”）世代累積的優(yōu)勢(shì)或劣勢(shì)已經(jīng)拓展到三代之間，即祖代職業(yè)階層越高，孫代進(jìn)入高職業(yè)階層的概率越大，反之亦然 ［10］ 。石磊研究發(fā)現(xiàn)1960世代到1980世代出生的個(gè)體經(jīng)歷了代際流動(dòng)性由升到降的過(guò)程，主要是因?yàn)榧彝ケ尘霸谑来g對(duì)其職業(yè)獲得影響變動(dòng)導(dǎo)致的 ［11］ 。吳愈曉認(rèn)為，改革開(kāi)放后的中國(guó)農(nóng)村地區(qū)，子輩獲得精英職業(yè)取決于其出身是否具備精英背景 ［12］ 。農(nóng)民工雖在初級(jí)職業(yè)流動(dòng)中處于上升地位，但由于缺乏社會(huì)資源，再次流動(dòng)時(shí)難以獲得向上的流動(dòng)機(jī)會(huì)，一般處于水平流動(dòng) ［13］ 。卓瑪草等發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工代際職業(yè)流動(dòng)表現(xiàn)出代際差異與代際繼承的雙重嵌套現(xiàn)象，農(nóng)民工內(nèi)部不同職業(yè)階層存在著精英群體與非精英群體的流動(dòng)“樊籬”，形成子輩農(nóng)民工職業(yè)與父輩農(nóng)民工職業(yè)相同、相鄰或相近的短距離流動(dòng)格局 ［14-15］ 。

單一時(shí)點(diǎn)的代際流動(dòng)分析并無(wú)太大意義，不同時(shí)點(diǎn)的分析才能得出社會(huì)流動(dòng)模式的演變規(guī)律與形成原因。范克爾姆 （Van Kerm） 基于絕對(duì)流動(dòng)指數(shù)，將總流動(dòng)性分解為排序流動(dòng)、增長(zhǎng)流動(dòng)和分散流動(dòng)三個(gè)部分。排序流動(dòng)指由于相對(duì)位置的重排引起的流動(dòng)；增長(zhǎng)流動(dòng)是指由經(jīng)濟(jì)總量增長(zhǎng)引起的流動(dòng)；分散流動(dòng)是再分配效應(yīng)。在剝離經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、分散效應(yīng)后的排序流動(dòng)與社會(huì)公平、社會(huì)流動(dòng)密切相關(guān) ［16］ 。該分解方法被廣泛應(yīng)用在代內(nèi)流動(dòng)、代際流動(dòng)的相關(guān)研究中。汪小芹采用該方法從絕對(duì)流動(dòng)性視角分解中國(guó)代際職業(yè)流動(dòng)性，考察社會(huì)流動(dòng)變遷中的主導(dǎo)力量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位顯著影響子輩經(jīng)濟(jì)地位獲得，代際繼承是主導(dǎo)模式，但具有時(shí)間差異性：代際流動(dòng)性在“60后”以前的出生隊(duì)列呈上升態(tài)勢(shì)，“60后”達(dá)到最高水平；而“70后”出生隊(duì)列有所下降，“80后”又逐漸回落 ［17］ 。那么農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)狀況如何？家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響是否存在？若存在，其變動(dòng)趨勢(shì)如何？

本文根據(jù)子輩出生年份，劃分“20后”“30后”“40后”“50后”“60后”“70后”“80后”“90后”與“00后”9個(gè)同期群，分別計(jì)算各同期群的總代際流動(dòng)性，以揭示農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)變遷特征。通過(guò)結(jié)構(gòu)分解揭示代際職業(yè)流動(dòng)的驅(qū)動(dòng)因素及變遷規(guī)律，探索中國(guó)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)隨時(shí)間的變動(dòng)規(guī)律，尤其是在社會(huì)轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展背景下，家庭背景對(duì)代際職業(yè)流動(dòng)的影響程度和變遷趨勢(shì)，進(jìn)而為打破職業(yè)壁壘、減少勞動(dòng)力市場(chǎng)分割，促進(jìn)職業(yè)機(jī)會(huì)公平提供政策支持。本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：一是借助結(jié)構(gòu)分解方法，以反事實(shí)分析技術(shù)為基礎(chǔ)，從絕對(duì)流動(dòng)性視角細(xì)致剖析了農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)和動(dòng)態(tài)變化，揭示了增長(zhǎng)流動(dòng)、排序流動(dòng)和分散流動(dòng)三類流動(dòng)類型對(duì)總代際流動(dòng)性的量化貢獻(xiàn)。二是將已遷移城鎮(zhèn)的子輩放回出生地，按照子輩出生時(shí)的戶籍歸屬劃分農(nóng)村居民，能準(zhǔn)確估計(jì)農(nóng)村居民的代際職業(yè)流動(dòng)性及其變遷狀況。三是關(guān)注農(nóng)村居民在不同歷史時(shí)期和制度變革期（從“20后”至“00后”，9個(gè)出生隊(duì)列，跨度90年）的代際職業(yè)流動(dòng)變化規(guī)律，通過(guò)結(jié)合中國(guó)農(nóng)村的具體情境，對(duì)比分析了不同歷史時(shí)期農(nóng)村居民的代際職業(yè)流動(dòng)率，揭示了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與家庭背景對(duì)代際職業(yè)流動(dòng)的影響，有助于深化學(xué)界對(duì)農(nóng)村代際流動(dòng)與社會(huì)分層理論的理解。

二、研究設(shè)計(jì)

代際職業(yè)流動(dòng)性主要有兩類來(lái)源：一類來(lái)源于社會(huì)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，稱為增長(zhǎng)效應(yīng)；另一類來(lái)源指剔除增長(zhǎng)效應(yīng)后，由代際間相對(duì)位置的絕對(duì)變化而造成的流動(dòng)，稱為排序流動(dòng)。排序流動(dòng)的變動(dòng)是衡量家庭背景對(duì)代際職業(yè)流動(dòng)影響程度的重要指標(biāo)，若排序流動(dòng)較高，表明家庭背景對(duì)代際職業(yè)流動(dòng)的影響較小，反之亦然。布萊克（Black）等指出“雖然我們都非常希望家庭背景不同的子輩都能擁有相同的機(jī)會(huì)，但父母不影響子女社會(huì)地位的社會(huì)不存在！”［18］ 。因此，本文建立在認(rèn)可父輩對(duì)代際流動(dòng)影響真實(shí)存在的前提下，重點(diǎn)關(guān)注其影響的時(shí)間變動(dòng)趨勢(shì)。根據(jù)農(nóng)村居民子輩的出生年份，將1920—2005年期間出生的子輩樣本，按照每十年為間隔劃分為不同的同期群，比較不同出生年份組的農(nóng)村居民代際流動(dòng)變動(dòng)趨勢(shì)。

1. 理論分析與研究假設(shè)

汪小芹認(rèn)為中國(guó)代際流動(dòng)中起主導(dǎo)作用的是排序流動(dòng)，優(yōu)勢(shì)家庭背景的子輩并非能較易地保持其優(yōu)勢(shì)地位，而劣勢(shì)家庭背景的子輩也并不缺乏“逆襲”機(jī)會(huì) ［17］ 。邱澤奇將人類社會(huì)劃分為三個(gè)階段：家庭化連接的散點(diǎn)社會(huì)、職業(yè)化連接的區(qū)塊社會(huì)以及數(shù)字化連接的個(gè)體社會(huì)。鄉(xiāng)土?xí)r期的農(nóng)村社會(huì)是典型的散點(diǎn)社會(huì)，社會(huì)分化以家庭為單位。在區(qū)塊社會(huì)中，家庭對(duì)個(gè)體地位獲得有影響，但不是像散點(diǎn)社會(huì)中直接賦予個(gè)體身份，即家庭為個(gè)體提供基礎(chǔ)，并不直接決定其職業(yè)地位。在個(gè)體社會(huì)中，社會(huì)分化仍以家庭為主，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子代職業(yè)獲得影響依然顯著，但個(gè)體存在獲得職業(yè)地位的新路徑，即泛連接使得個(gè)體能夠繞過(guò)家庭背景的政治地位、經(jīng)濟(jì)地位、社會(huì)地位直接獲得職業(yè) ［19］ 。20世紀(jì)20年代至今，中國(guó)農(nóng)村社會(huì)沿著“散點(diǎn)社會(huì)—區(qū)塊社會(huì)—個(gè)體社會(huì)”方向演進(jìn)。傳統(tǒng)散點(diǎn)農(nóng)業(yè)社會(huì)子輩的家庭出身決定其職業(yè)、權(quán)利、地位、財(cái)富和教育分配，掌權(quán)者將社會(huì)制度設(shè)計(jì)成排他性的制度來(lái)鞏固自身的社會(huì)地位，具有優(yōu)勢(shì)地位的社會(huì)團(tuán)體利用權(quán)力機(jī)制與再生產(chǎn)機(jī)制使得優(yōu)勢(shì)地位在家族延續(xù)。家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位直接賦予個(gè)體身份，在給定的制度前提下，子輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的獲得依靠其職業(yè)在社會(huì)分工體系中的地位獲得第一次機(jī)會(huì)。在以區(qū)塊為特征的農(nóng)村社會(huì)階段，父輩家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位雖能影響子輩職業(yè)地位獲得，但家庭背景并不直接賦予個(gè)體身份，只為子輩提供便利與基礎(chǔ)。與散點(diǎn)社會(huì)相比，區(qū)塊社會(huì)中父輩經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子輩地位獲得的影響存在弱化趨勢(shì)。在以個(gè)體為主要特征的農(nóng)村數(shù)字社會(huì)新階段，父輩社會(huì)地位對(duì)子輩社會(huì)地位的影響持續(xù)減弱，個(gè)體能繞過(guò)家庭背景的影響獲得職業(yè)地位，即“看他能干什么”，而非“看他是誰(shuí)”，數(shù)字化社會(huì)中的代際流動(dòng)模式符合績(jī)效原則下的競(jìng)爭(zhēng)流動(dòng)?？?jī)效原則的理想流動(dòng)形態(tài)為：父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子輩的職業(yè)地位獲得無(wú)任何影響，流動(dòng)機(jī)會(huì)完全按照自致因素分配，家庭出身不同的子女享有均等化參與向上流動(dòng)競(jìng)爭(zhēng)的機(jī)會(huì)。但這一理想模式在現(xiàn)實(shí)社會(huì)中并不存在，父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位仍在子輩職業(yè)地位獲得中扮演重要角色。進(jìn)而現(xiàn)代化理論依據(jù)真實(shí)社會(huì)情境，強(qiáng)調(diào)伴隨工業(yè)化進(jìn)程與技術(shù)進(jìn)步，教育與職業(yè)機(jī)會(huì)的分配更加依賴于績(jī)效原則，家庭背景對(duì)子輩地位獲得的影響趨于下降 ［20］ 。

基于此，提出研究假設(shè)1：1920年至今，農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)性呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，家庭背景對(duì)代際職業(yè)流動(dòng)性的影響趨于弱化，即排序效應(yīng)呈現(xiàn)不斷上升趨勢(shì)。

農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)具有代際傳遞性 ［21-22］ 。成長(zhǎng)在集體經(jīng)濟(jì)時(shí)代的農(nóng)民起點(diǎn)雖一致，但在本地工業(yè)化與市場(chǎng)化過(guò)程中，形成了村莊內(nèi)部以經(jīng)濟(jì)分化為基礎(chǔ)拓展出的消費(fèi)區(qū)隔、空間分割、閑暇分化等系列階層分化 ［23］ 。農(nóng)村社會(huì)由“農(nóng)一代”的經(jīng)濟(jì)分化走向了“農(nóng)二代”的社會(huì)分層 ［24］ 。改革開(kāi)放初期由于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制導(dǎo)致的短缺經(jīng)濟(jì)，致使一些強(qiáng)勢(shì)階層對(duì)稀缺的資源與機(jī)會(huì)具有控制權(quán)。如工廠經(jīng)理通過(guò)與地方官員的個(gè)人關(guān)系，可以尋求到資源分配的優(yōu)惠待遇；村長(zhǎng)可以通過(guò)關(guān)系向地方官員尋求非農(nóng)項(xiàng)目；普通農(nóng)民也能通過(guò)關(guān)系獲得城市工作機(jī)會(huì)等。此外，由于勞動(dòng)力市場(chǎng)機(jī)制不完善，優(yōu)勢(shì)家庭通過(guò)信息、人情、人力資本等途徑支撐子輩獲得較高的職業(yè)地位。為此，新舊體制轉(zhuǎn)型過(guò)程中，優(yōu)勢(shì)階層的家庭更容易運(yùn)用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)保持優(yōu)勢(shì)社會(huì)地位。

基于此，提出假設(shè)2：改革開(kāi)放以來(lái)（1978年至今），由于市場(chǎng)機(jī)制不完善與機(jī)會(huì)有限，農(nóng)村優(yōu)勢(shì)家庭具有把握機(jī)會(huì)的能力，家庭背景對(duì)子女職業(yè)獲得的影響上升，即家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響不斷上升，排序效應(yīng)呈現(xiàn)逐漸下降趨勢(shì)。

在勞動(dòng)力市場(chǎng)化程度增加的過(guò)程中，市場(chǎng)機(jī)制下個(gè)體層面的社會(huì)資本對(duì)職業(yè)獲得的影響更大 ［25-26］ ，其主要通過(guò)糾正勞動(dòng)力市場(chǎng)失靈時(shí)的不完全信息與降低交易成本來(lái)達(dá)成影響 ［27］ 。邊燕杰提出“網(wǎng)絡(luò)作用空間”的概念，認(rèn)為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的作用在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下活躍程度高，在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下作用有限，但“體制洞”存在于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過(guò)程中，使得社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的作用空間變大。因此，網(wǎng)絡(luò)作用空間與市場(chǎng)化程度呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，并通過(guò)天津、上海、廈門、廣州和香港五城的數(shù)據(jù)驗(yàn)證了上述倒“U”型假說(shuō) ［28］ 。此外，他還研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本的作用空間受體制不確定程度和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的雙重影響。首先，制度不確定性越大，關(guān)系在維持經(jīng)濟(jì)主體比較優(yōu)勢(shì)方面的作用就越大；其次，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越高，就越傾向于利用關(guān)系來(lái)加強(qiáng)這種比較優(yōu)勢(shì) ［28-29］ 。改革開(kāi)放初期的制度不確定性較大，致使農(nóng)村社會(huì)中優(yōu)勢(shì)階層對(duì)稀缺資源具備控制權(quán)。因此，在改革初期由于體制的庇護(hù)，存在較多的“接班”與“內(nèi)部安排”，家庭背景對(duì)子輩職業(yè)獲得的影響較大；隨著改革開(kāi)放的深化與推進(jìn)，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的主體地位得以確定，制度不確定性降低，弱化了傳統(tǒng)制度性的代際職業(yè)傳遞機(jī)制，但市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度增加也導(dǎo)致求職過(guò)程中家庭背景的影響較大 ［30］ 。

不同歷史時(shí)期，家庭背景的影響強(qiáng)度和模式也不同，李煜研究發(fā)現(xiàn)，“文化大革命”時(shí)期家庭背景對(duì)子輩初職獲得的作用在各階層間的差異最小，但對(duì)于同樣未接受良好教育的子輩，優(yōu)勢(shì)家庭子輩更少進(jìn)入體力行業(yè)；改革開(kāi)放后，家庭背景的優(yōu)勢(shì)迅速擴(kuò)大，改革初期對(duì)于同樣接受中等教育的子輩，優(yōu)勢(shì)家庭的子女更容易進(jìn)入技術(shù)類行業(yè)，存在“跳級(jí)”優(yōu)勢(shì)，但這一優(yōu)勢(shì)在1992年勞動(dòng)力市場(chǎng)初步建立后消失，取而代之的是優(yōu)勢(shì)家庭背景的“保底”效應(yīng)，即同樣處于中等受教育水平的子輩，優(yōu)勢(shì)階層的子女有更多機(jī)會(huì)避免從事體力勞動(dòng) ［21］ 。

基于此，提出假設(shè)3：改革開(kāi)放以來(lái)（1978年至今），農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)性整體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，家庭背景對(duì)代際職業(yè)流動(dòng)的影響隨著時(shí)間推移呈現(xiàn)倒“U”型特征，即排序效應(yīng)呈現(xiàn)“U”型趨勢(shì)。

2. 指標(biāo)設(shè)計(jì)與模型選擇

核心變量：ISEI值 ① 。社會(huì)地位測(cè)量分為自我評(píng)價(jià)法與外部評(píng)價(jià)法，自我評(píng)價(jià)法受參照系影響較大，穩(wěn)定性不高 ［31］ ，因此本文采用外部評(píng)價(jià)法測(cè)量農(nóng)村居民父輩、子輩的職業(yè)地位。外部評(píng)價(jià)法分為類別劃分法和連續(xù)評(píng)價(jià)法。其中，類別劃分法是將職業(yè)階層劃分為不同的類別，不同類別間存在社會(huì)階層差異，如馬克思的二元法、韋伯的三元法、EGP分層框架和陸學(xué)藝的十大階層。連續(xù)評(píng)價(jià)法使用定距數(shù)據(jù)將職業(yè)類別換算成連續(xù)的社會(huì)地位數(shù)據(jù)，其中，被學(xué)界廣泛采用的是國(guó)際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)（ISEI）。ISEI指數(shù)根據(jù)不同職業(yè)群體的平均教育、收入水平加權(quán)得分，計(jì)算出取值范圍為16—90間的分值。研究者可以采用該指數(shù)作為被訪者的職業(yè)地位，進(jìn)而進(jìn)行比較。ISEI指數(shù)測(cè)量農(nóng)民職業(yè)地位是可行的 ［6］ 。

采用該指標(biāo)衡量農(nóng)村居民的職業(yè)地位可能出現(xiàn)由于農(nóng)業(yè)從業(yè)者較多而職業(yè)地位趨于一致問(wèn)題，但I(xiàn)SEI指數(shù)的計(jì)算方式，同時(shí)包含了收入和教育水平的加權(quán)，即使是相同的職業(yè)群體也會(huì)表現(xiàn)為不同的ISEI值，因而該指數(shù)同樣能反映農(nóng)業(yè)從業(yè)者內(nèi)部的社會(huì)地位差異。此外，戶籍身份下，農(nóng)村居民職業(yè)分化程度較高，農(nóng)民職業(yè)類型在城鄉(xiāng)融合情境中呈多元化特征。

因此，為從較長(zhǎng)的歷史時(shí)期考察中國(guó)農(nóng)村居民的流動(dòng)趨勢(shì)和結(jié)構(gòu)，本文借鑒劉國(guó)亮等的研究 ［32］ ，采用ISEI值作為父輩與子輩職業(yè)地位的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，并以此為基礎(chǔ)進(jìn)行代際職業(yè)流動(dòng)性的考察與結(jié)構(gòu)分解。具體地，參考陽(yáng)義南等的研究 ［15］ ，采用受訪者初職和其14歲時(shí)父親的職業(yè)，按照 2008 年國(guó)際職業(yè)分類量表進(jìn)行編碼 （ISCO-08），進(jìn)一步借鑒甘澤布姆（Ganzeboom）等的轉(zhuǎn)換程序原理 ［33］ 與詹恩（Jann）開(kāi)發(fā)的ISCO模塊將其轉(zhuǎn)換為ISEI值 ② 。

評(píng)估代際社會(huì)流動(dòng)性的常見(jiàn)指標(biāo)是如下公式中的回歸系數(shù) β c ：

其中， Yci 表示子輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況， Yfi 表示父輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況。若采用收入來(lái)衡量子輩與父輩的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，則 β c 被稱為代際收入彈性；若采用ISEI作為個(gè)體職業(yè)地位的代理變量來(lái)考察父輩與子輩之間的代際職業(yè)關(guān)聯(lián)性，則 β c 被稱為代際職業(yè)彈性系數(shù) ［30］ 。

但 β c 表示的是相對(duì)流動(dòng)率，無(wú)法進(jìn)行分解，難以揭示代際流動(dòng)變遷的內(nèi)部結(jié)構(gòu)。特別是代際彈性指標(biāo)估計(jì)得出的代際流動(dòng)性作為衡量社會(huì)機(jī)會(huì)公平的指標(biāo)存在局限性，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)使得職業(yè)結(jié)構(gòu)整體向上流動(dòng)也會(huì)影響代際流動(dòng)性指數(shù)，需要進(jìn)一步分析代際流動(dòng)性變動(dòng)在多大程度上是由代際間職業(yè)地位的排序變動(dòng)造成的，以及多大程度是由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)促成的。因此，本文采用菲爾德斯和奧克（Fields amp; Ok）的方法 ［34］ 計(jì)算得出的百分比流動(dòng)指數(shù)與人均流動(dòng)指數(shù)對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)進(jìn)行結(jié)構(gòu)分解，深入考察中國(guó)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)變遷中的主導(dǎo)力量，揭示家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響程度及變遷規(guī)律。

4. 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于CGSS 2021年數(shù)據(jù)庫(kù)的農(nóng)村子樣本，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：第一，剔除子輩14歲時(shí)父輩年齡超過(guò)65歲的樣本。第二，農(nóng)村子輩在年齡較小時(shí)可能存在輟學(xué)務(wù)工現(xiàn)象，較早進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)可能會(huì)對(duì)代際流動(dòng)性的估計(jì)結(jié)果造成測(cè)量誤差，因此剔除子輩進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)時(shí)年齡小于16歲的樣本。第三，剔除父輩職業(yè)、子輩職業(yè)等關(guān)鍵信息缺失的樣本，剔除父子之間年齡差小于16歲的樣本。經(jīng)過(guò)上述數(shù)據(jù)篩選，共計(jì)獲得3372對(duì)有效“父—子”配對(duì)樣本。

中國(guó)處于快速城鎮(zhèn)化階段，農(nóng)村人口通過(guò)戶籍轉(zhuǎn)換可以成為城鎮(zhèn)市民。若是僅基于當(dāng)前戶籍信息測(cè)算農(nóng)村居民的代際職業(yè)流動(dòng)性，結(jié)果很可能會(huì)被低估。趙西亮研究發(fā)現(xiàn)，若將城鎮(zhèn)市民中來(lái)自于農(nóng)村的人群放回農(nóng)村樣本，高等教育收益率并不存在城鄉(xiāng)差異 ［37］ 。出生地和早期生活環(huán)境對(duì)個(gè)體成年后的健康、教育、職業(yè)獲得和社會(huì)地位等具有重要影響 ［38-39］ 。借鑒柴提（Chetty）等、汪小芹的做法 ［17，40］ ，本文將子輩放回“出生地”。主要原因包括：一是子輩人力資本 （健康與教育） 的獲得主要受出生地家庭背景與教育資源的影響；二是農(nóng)村戶籍子輩大量通過(guò)升學(xué)、參軍、婚配、購(gòu)房等獲得城鎮(zhèn)戶口，若缺少已經(jīng)遷入城鎮(zhèn)的樣本，可能存在樣本選擇偏誤，降低代際職業(yè)流動(dòng)估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，將已經(jīng)城鎮(zhèn)化的子輩按照其出生時(shí)的戶籍放回，可有效降低內(nèi)生性導(dǎo)致的估計(jì)結(jié)果誤差；三是兒童時(shí)期形成的屬性對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)的結(jié)果具有重要作用，至少50%的長(zhǎng)期收入波動(dòng)性能由18歲時(shí)個(gè)人的屬性所解釋 ［38］ 。因此，根據(jù)子輩出生時(shí)的戶籍信息研究農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)性，較以往基于子輩當(dāng)前戶籍的研究更準(zhǔn)確 ① 。主要變量描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

如表1所示，子輩ISEI均值無(wú)論是全樣本均值還是各出生年份組均值都高于父輩ISEI均值，可見(jiàn)中國(guó)農(nóng)村居民子輩整體的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位高于父輩，農(nóng)村社會(huì)經(jīng)歷近90年變遷，職業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生較大變化。

圖1呈現(xiàn)出農(nóng)村居民父輩與子輩職業(yè)地位變遷狀況。如圖1所示，1949年以來(lái)子輩農(nóng)村居民的 ISEI指數(shù) （均值） 隨著出生年份向后推移呈現(xiàn)出較快上升趨勢(shì)，特別是1952年后出生的子輩，其16歲進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)恰逢1978 年中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)改革，在1952年、1978年兩個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)出生的子輩，得益于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制改革與市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，其ISEI值大幅度上升。父輩的ISEI指數(shù)在 1950—1959 年間出現(xiàn)顯著下降，可能的原因是出生在 1950—1959年間的子輩，其14歲時(shí)為1964—1973年，中國(guó)處于“文化大革命”前夕或正在經(jīng)歷“文化大革命”時(shí)期，導(dǎo)致父輩的ISEI值較前一出生年份組大幅降低。父輩ISEI指數(shù)直至1980年代鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展階段才呈現(xiàn)出較快幅度的增長(zhǎng)。由此可知，隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，子輩農(nóng)村居民可能有更多機(jī)會(huì)流向較高職業(yè)階層，實(shí)現(xiàn)代際職業(yè)向上流動(dòng)。

圖1雖能直觀反映出子輩職業(yè)較父輩職業(yè)的整體提升狀況，但并不能得出代際職業(yè)流動(dòng)是由何種因素主導(dǎo)的，即需要揭示增長(zhǎng)效應(yīng)、排序效應(yīng)、分散效應(yīng)在總流動(dòng)性中的占比狀況及變動(dòng)規(guī)律。

三、實(shí)證結(jié)果

1. 結(jié)構(gòu)分解結(jié)果分析

如表2所示，每個(gè)出生年份組的代際流動(dòng)性都被分解為三個(gè)不同的組成部分：增長(zhǎng)流動(dòng)、排序流動(dòng)和分散流動(dòng)。百分比流動(dòng)指數(shù)與人均流動(dòng)指數(shù)僅在量級(jí)上存在差異，但二者呈現(xiàn)的代際流動(dòng)趨勢(shì)及結(jié)構(gòu)一致。因此，以下主要采用百分比流動(dòng)指數(shù)闡釋分解結(jié)果。

（1） 1920—1939年出生年份組。代際總流動(dòng)性為0.3356，在七個(gè)出生年份組中排名第三，表明該出生年份組內(nèi)農(nóng)村居民的代際職業(yè)流動(dòng)性較高。①增長(zhǎng)流動(dòng)：該年份組總流動(dòng)性中68.44%（0.2297/0.3356）是由于個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位增長(zhǎng)引起的，表明得益于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，子輩的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與父輩相比顯著提升。②分散流動(dòng)：分散流動(dòng)對(duì)總流動(dòng)性的貢獻(xiàn)較小，占2.29%（0.004/0.3356），表明該出生年份組內(nèi)個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的差異對(duì)代際流動(dòng)性的影響較小。③排序流動(dòng)：排序流動(dòng)對(duì)總流動(dòng)性的貢獻(xiàn)較高，占29.27%（0.1019/0.3356），表明該出生年份組內(nèi)子輩社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的重新排序?qū)ΥH流動(dòng)性的影響較為顯著，家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)性的影響較低。

（2）1940—1949年出生年份組。代際總流動(dòng)性由1920—1939年出生年份組的0.3356下降到0.1955，農(nóng)村社會(huì)整體流動(dòng)性較低。①增長(zhǎng)流動(dòng)：24.81%（0.0485/0.1955）的總流動(dòng)性是由于個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位增長(zhǎng)引起的。與1920—1939年份組相比，本年份組的增長(zhǎng)流動(dòng)貢獻(xiàn)份額下降。②分散流動(dòng)：分散流動(dòng)占總流動(dòng)性的4.86% （0.0095/0.1955），表明該年份組內(nèi)個(gè)體之間的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位差異對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響較小。③排序流動(dòng)：排序流動(dòng)占總流動(dòng)性的70.33%（0.1375/0.1955），表明該年份組內(nèi)個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的重新排序?qū)傮w流動(dòng)性的影響很大，代際間經(jīng)濟(jì)地位關(guān)系較小，即子輩的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位獲得并不依賴于出身，家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響較低。這可能是因?yàn)?0世紀(jì)40年代，中國(guó)農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與制度發(fā)生巨大變革，在社會(huì)轉(zhuǎn)型和政治動(dòng)蕩背景下原本穩(wěn)定的社會(huì)結(jié)構(gòu)受到?jīng)_擊，為社會(huì)邊緣群體提供了向上流動(dòng)機(jī)會(huì)。特別是1949年新中國(guó)的建立，強(qiáng)調(diào)重塑社會(huì)體制和機(jī)會(huì)平等，為社會(huì)各階層提供了更加平等的機(jī)會(huì)，使得個(gè)體更有可能根據(jù)自身能力和努力實(shí)現(xiàn)社會(huì)地位的提升，使得排序流動(dòng)在農(nóng)村居民代際流動(dòng)性中占比較高。

（3） 1950—1959年出生年份組。該年份組的代際總流動(dòng)性為0.1771，較1940—1949年份組的0.1955有所下降。①增長(zhǎng)流動(dòng)：22.70%（0.0402/0.1771）的總流動(dòng)性是由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引起的，與1940—1949年份組相比，本年份組的增長(zhǎng)流動(dòng)貢獻(xiàn)略微下降。②分散流動(dòng)：分散流動(dòng)占總流動(dòng)性的1.64% （0.0029/0.1771），本年份組內(nèi)個(gè)體之間的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位差異對(duì)農(nóng)村居民代際流動(dòng)性的影響仍然較小。③排序流動(dòng)：排序流動(dòng)占總流動(dòng)性的 75.66%（0.1340/0.1771），表明本年份組內(nèi)個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的重新排名對(duì)農(nóng)村居民代際流動(dòng)的影響最為顯著，即家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響最低。這可能是因?yàn)樾轮袊?guó)成立初期的10年內(nèi)，社會(huì)主義制度逐漸確立，帶來(lái)了社會(huì)機(jī)會(huì)的平等，農(nóng)村居民子輩不再受到家庭背景和父輩職業(yè)的束縛，在社會(huì)中具備較為公平的職業(yè)機(jī)會(huì)。個(gè)體更有可能根據(jù)自身的能力與努力脫離原有的職業(yè)階層，實(shí)現(xiàn)代際職業(yè)流動(dòng)。

（4）1960—1969年出生年份組。本出生組代際總流動(dòng)性較1950—1959年出生組有所增加，上升至0.2010。①增長(zhǎng)流動(dòng)：35.67%（0.0717/0.2010）的總流動(dòng)性得益于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。相對(duì)于前兩個(gè)年份組，本年份組的增長(zhǎng)流動(dòng)貢獻(xiàn)更大。②分散流動(dòng)：分散流動(dòng)占總流動(dòng)性的1.09%（0.0022/0.2010），本年份組內(nèi)個(gè)體間的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位差異對(duì)代際流動(dòng)性的影響仍然較小。③排序流動(dòng)：排序流動(dòng)占總流動(dòng)性的63.23%（0.1271/0.2010），表明在本年份組內(nèi)個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的重新排名對(duì)農(nóng)村居民代際流動(dòng)性的貢獻(xiàn)依然最大，子輩擁有更多向上流動(dòng)的機(jī)會(huì)，即家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響較低。排序流動(dòng)在總流動(dòng)中雖仍占主導(dǎo)地位，但其占比呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，表明家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響較上一時(shí)期上升。

（5） 1970—1979年出生年份組。農(nóng)村居民代際總流動(dòng)性大幅上升至0.3258。①增長(zhǎng)流動(dòng)：66.08% （0.2153/0.3258） 的總流動(dòng)性得益于社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，相較于1960—1969年出生組，本出生年份組的增長(zhǎng)流動(dòng)貢獻(xiàn)繼續(xù)增加。②分散流動(dòng)：分散流動(dòng)占總流動(dòng)性的2.12%（0.0069/0.3258），本年份組內(nèi)個(gè)體之間的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位差異對(duì)農(nóng)村居民代際流動(dòng)性的影響仍然較小。③排序流動(dòng)：排序流動(dòng)占總流動(dòng)性的31.80%（0.1036/0.3258），占比較上一年份組大幅度下降。表明本年份組內(nèi)個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的重新排名對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)性的影響較大，農(nóng)村居民子輩具備一定的向上流動(dòng)機(jī)會(huì)，但家庭出身的影響逐漸顯現(xiàn)，子輩職業(yè)地位獲得受父輩職業(yè)的影響變大，家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響逐漸增加。

（6） 1980—1989年出生年份組。農(nóng)村居民代際總流動(dòng)性繼續(xù)上升至0.5369。①增長(zhǎng)流動(dòng)：高達(dá)91.92%（0.4935/0.5369）的總流動(dòng)性得益于社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。與前五個(gè)年份組相比，本年份組的增長(zhǎng)流動(dòng)貢獻(xiàn)最大。主要是因?yàn)樵摃r(shí)期處于改革開(kāi)放的黃金期，中國(guó)經(jīng)濟(jì)迅速增長(zhǎng)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)快速發(fā)展，為農(nóng)村居民帶來(lái)更多的就業(yè)與流動(dòng)機(jī)會(huì)，子輩農(nóng)村居民整體比父輩擁有更多、更優(yōu)的職業(yè)機(jī)會(huì)。②分散流動(dòng)：分散流動(dòng)對(duì)總代際流動(dòng)的貢獻(xiàn)僅為0.48%（0.0026/0.5369），表明本年份組內(nèi)個(gè)體之間的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位差異對(duì)代際流動(dòng)的影響微乎其微。③排序流動(dòng)：排序流動(dòng)約占總流動(dòng)性的7.60% （0.0408/0.5369），占比持續(xù)大幅下降。

表明本年份組內(nèi)個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的重新排名對(duì)代際流動(dòng)性的影響大幅度下降，即家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響大幅增加。這可能是因?yàn)?0世紀(jì)80年代的社會(huì)結(jié)構(gòu)相對(duì)穩(wěn)定，農(nóng)村居民相對(duì)穩(wěn)定地保持著職業(yè)和社會(huì)地位，子輩的職業(yè)機(jī)會(huì)受制于父輩職業(yè)。

（7） 1990—2005年出生年份組。農(nóng)村居民代際總流動(dòng)性持續(xù)增加至0.6134。①增長(zhǎng)流動(dòng)：89.26% （0.5475/0.6134） 的總流動(dòng)性得益于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。與1980—1989年份組相比，本年份組增長(zhǎng)流動(dòng)的絕對(duì)值持續(xù)增加，對(duì)總流動(dòng)性的貢獻(xiàn)略有下降，但占比仍在高位。②分散流動(dòng)：分散流動(dòng)對(duì)總流動(dòng)性的貢獻(xiàn)微乎其微，為6.012E-8%（3.688E-8/0.6134），表明本年份組內(nèi)個(gè)體之間的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位差異對(duì)代際流動(dòng)性的影響可以忽略不計(jì)。③排序流動(dòng)：排序流動(dòng)占總流動(dòng)性的10.74%（0.0659/0.6134），本年份組較“80后”出生組的排序流動(dòng)小幅度上升，表明農(nóng)村居民子輩的職業(yè)地位獲得受父輩職業(yè)的影響下降，即家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響小幅度下降，但父輩職業(yè)對(duì)子輩職業(yè)獲得仍具有決定性作用。本出生年份組排序流動(dòng)較低的主要原因可能是這一階段農(nóng)村剩余勞動(dòng)力開(kāi)始向城市大規(guī)模轉(zhuǎn)移，子輩的職業(yè)受到父輩職業(yè)的直接影響，與父輩進(jìn)入相同的行業(yè)或單位。同時(shí)，該時(shí)期農(nóng)村商品經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快，加之農(nóng)村熟人社會(huì)屬性，父輩會(huì)動(dòng)用其社會(huì)資源為子輩求職提供幫助 ［41］ 。

總體而言，不同出生年份組的分解結(jié)果揭示了農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的變遷情況 （見(jiàn)圖2）。中國(guó)農(nóng)村居民1920—2005年間的代際流動(dòng)性規(guī)律和流動(dòng)趨勢(shì)具有三個(gè)特征：①增長(zhǎng)流動(dòng)的影響顯著增大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在農(nóng)村居民代際流動(dòng)中扮演著越來(lái)越重要的角色。在各出生年份組中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)總流動(dòng)性的貢獻(xiàn)占比整體呈現(xiàn)逐漸上升態(tài)勢(shì)，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引起的個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提升成為推動(dòng)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的主要因素。特別是改革開(kāi)放以來(lái)，增長(zhǎng)流動(dòng)在總流動(dòng)中的占比高達(dá)90%，反映出經(jīng)濟(jì)改革和現(xiàn)代化進(jìn)程對(duì)農(nóng)村居民代際流動(dòng)的積極影響。②排序流動(dòng)在不同時(shí)期波動(dòng)較大。在較早的出生年份組 （1920—1939年和1940—1949年）中，排序流動(dòng)對(duì)總流動(dòng)性的貢獻(xiàn)較大，這可能與社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷、政治經(jīng)濟(jì)環(huán)境轉(zhuǎn)變等因素有關(guān)。但隨著時(shí)間推移排序流動(dòng)逐漸下降，其在總流動(dòng)性中的占比也不斷下降，在較晚的出生年份組（1980—1989年和1990—2005年）中，排序流動(dòng)的影響相對(duì)較小，表明父輩職業(yè)、家庭背景對(duì)子輩職業(yè)地位的影響擴(kuò)大，社會(huì)流動(dòng)更多地得益于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和其他機(jī)會(huì)，即家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響大幅增加。值得注意的是，1978—1989年出生組中排序流動(dòng)占比持續(xù)下降，但在1990—2005年出生組開(kāi)始小幅回升，表明家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響雖大，但呈現(xiàn)弱化趨勢(shì)，即改革開(kāi)放后排序效應(yīng)呈現(xiàn)出先降低后增加的“U”型特征。③分散流動(dòng)的影響較小。在整個(gè)時(shí)間段內(nèi)，分散流動(dòng)在代際流動(dòng)性中的影響都很小，即個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位差異對(duì)農(nóng)村居民代際流動(dòng)的影響微弱。1920—2005年間，中國(guó)農(nóng)村居民的代際流動(dòng)性在不同出生年份組中呈現(xiàn)出明顯的變化趨勢(shì)，早期的社會(huì)動(dòng)蕩和改革開(kāi)放政策的推行為農(nóng)村居民提供了更多的流動(dòng)機(jī)會(huì)，而后期社會(huì)相對(duì)穩(wěn)定和家庭背景的作用逐漸顯現(xiàn)，這些因素共同塑造了不同時(shí)期的代際流動(dòng)性格局。由此，假設(shè)3得到驗(yàn)證，即改革開(kāi)放以來(lái)農(nóng)村居民總代際流動(dòng)性呈不斷上升態(tài)勢(shì)，但排序流動(dòng)經(jīng)歷了先下降后上升的“U”型變動(dòng)趨勢(shì)。家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際流動(dòng)的影響持續(xù)增加，直至“90后”群體中，家庭背景對(duì)代際職業(yè)流動(dòng)的影響開(kāi)始呈現(xiàn)小幅度下降。

2. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：子輩初職獲得年

上述對(duì)代際職業(yè)流動(dòng)的結(jié)構(gòu)分解是基于出生年份劃分同期群進(jìn)行的，接下來(lái)通過(guò)變換同期群劃分方式，按照中國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程劃分同期群，以檢驗(yàn)研究結(jié)果的穩(wěn)健性。借鑒學(xué)界對(duì)中國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程的時(shí)段劃分結(jié)果，結(jié)合子輩初職獲取時(shí)間劃分不同的同期群。具體劃分如下：1978年前為再分配時(shí)期；1978—1991年為改革初期 ① ；1992—2001年為社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度初步建立期，這一時(shí)期屬于市場(chǎng)化進(jìn)程中發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化的第一步，被稱為中國(guó)的變革期；2002—2011年為社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)完善期，這一時(shí)期中國(guó)加入世貿(mào)組織，并成功建立市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)；2012—2021年為全面深化改革期，中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入深化改革，確定了市場(chǎng)在資源配置中起決定性作用。為提高估計(jì)準(zhǔn)確度，排除新中國(guó)成立前獲得初職的樣本；同樣地，由于2012—2021年的樣本量過(guò)少，將其與2002—2011年合并，得到2002—2021年，即市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)完善與深化改革期，分解結(jié)果如表3所示。

（1）子輩初職獲得年：1950—1977年。農(nóng)村居民子輩初職獲得年分布在1950—1977年再分配時(shí)期，總流動(dòng)性在四個(gè)同期群中最低，為0.2385。其中增長(zhǎng)流動(dòng)占比42.05%，表明社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民代際流動(dòng)性具有顯著影響。分散流動(dòng)占比較小 （1.43%），表明個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位差異對(duì)代際流動(dòng)性的影響較小。排序流動(dòng)占比高達(dá)56.52%，表明子輩社會(huì)地位的重新排序?qū)r(nóng)村居民代際流動(dòng)的影響最大，即子輩相對(duì)于父輩的社會(huì)地位發(fā)生了較大變化，再分配時(shí)期家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響較低，符合這一時(shí)期農(nóng)村社會(huì)結(jié)構(gòu)特征。

（2）子輩初職獲得年：1978—1991年。農(nóng)村居民子輩初職獲得年分布在1978—1991年改革初期階段，本時(shí)期農(nóng)村居民代際總流動(dòng)性較上一時(shí)期增長(zhǎng)至0.2832。其中增長(zhǎng)流動(dòng)性占比增加至52.05%，呈現(xiàn)出占主導(dǎo)地位趨勢(shì)，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民代際流動(dòng)性產(chǎn)生顯著影響。分散流動(dòng)占比為1.94%，仍然較低，即排除了個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位差異對(duì)代際流動(dòng)性的影響。排序流動(dòng)占比下降至46.01%，較再分配時(shí)期占比明顯下降，但依然發(fā)揮重要作用，說(shuō)明子輩社會(huì)地位的重新排序?qū)ΥH流動(dòng)性的影響依然較高，農(nóng)村居民在改革初期具有相對(duì)公平的機(jī)會(huì)結(jié)構(gòu)，其職業(yè)獲得受父輩職業(yè)的影響并不高。即家庭背景對(duì)農(nóng)村居民的代際職業(yè)流動(dòng)影響雖呈現(xiàn)上升態(tài)勢(shì)，但其影響強(qiáng)度并不高。

（3）子輩初職獲得年：1992—2001年。農(nóng)村居民子輩初職獲得年分布在1992—2001年社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度初步建立期，農(nóng)村居民代際流動(dòng)性在本時(shí)期持續(xù)上升至0.5072。其中增長(zhǎng)流動(dòng)占比為69.60%，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引起的代際流動(dòng)性仍占主導(dǎo)地位。隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)逐步建立，農(nóng)村居民子輩獲得更多的職業(yè)機(jī)會(huì)，其社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位得以提升，推動(dòng)了代際總流動(dòng)性上升。分散流動(dòng)占比依然最小，為2.78%。排序流動(dòng)占比大幅度下降至27.62%，表明父輩職業(yè)對(duì)子輩職業(yè)獲得的影響在本年份組大幅增加。雖然市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展為農(nóng)村居民提供了更多的職業(yè)機(jī)會(huì)，但與此同時(shí)，父輩職業(yè)對(duì)子輩職業(yè)獲得的影響也變得更為顯著。家庭背景和父輩職業(yè)在子輩初職獲得中起到了更大作用，導(dǎo)致排序流動(dòng)的占比下降，家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響持續(xù)上升。

（4）子輩初職獲得年：2002—2021年。農(nóng)村居民子輩初職獲得年分布在2002—2021年市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)完善及深化改革期，該時(shí)期總流動(dòng)性在三個(gè)同期群中最高，為0.5215。其中增長(zhǎng)流動(dòng)占比持續(xù)上升，高達(dá)92.12%，表明農(nóng)村居民代際流動(dòng)性的增加主要得益于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。分散流動(dòng)占比最低，為0.81%。排序流動(dòng)占比大幅度降低至7.08%，表明父輩職業(yè)對(duì)子輩職業(yè)獲得的影響大幅度增加，家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響持續(xù)增加，若非得益于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，農(nóng)村居民則以代際職業(yè)繼承為主。

這一分解結(jié)果與按照子輩出生年劃分同期群的研究結(jié)論基本一致，證實(shí)了農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)結(jié)構(gòu)分解結(jié)果的穩(wěn)健性。值得注意的是，按照市場(chǎng)化進(jìn)程劃分的同期群方法，排序流動(dòng)及其在總代際流動(dòng)性中的占比均呈現(xiàn)持續(xù)下降，并未表現(xiàn)出回彈的“U”型態(tài)勢(shì)。

主要原因是本文將2002—2011年、2012—2021年的樣本合并為2002—2021年同期群，若是將二者分開(kāi)，則排序流動(dòng)在2012—2021年間呈現(xiàn)出小幅度的回彈特征，即“U”型趨勢(shì)。

3. 異質(zhì)性檢驗(yàn)：代際職業(yè)流動(dòng)的性別差異本文進(jìn)一步檢驗(yàn)了在農(nóng)村社會(huì)中，農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)是否存在性別差異 ① 。不同性別子輩的代際職業(yè)流動(dòng)性結(jié)構(gòu)分解結(jié)果如表4所示。

在全樣本中，女性子輩的總流動(dòng)性為0.2855，而男性子輩的總流動(dòng)性為0.2917，男性子輩略高于女性子輩。女性子輩的增長(zhǎng)流動(dòng)為0.1710，占總流動(dòng)的59.58%，男性子輩增長(zhǎng)流動(dòng)為0.1757，占總流動(dòng)的60.23%，農(nóng)村男性子輩在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的受益大于女性子輩，意味著農(nóng)村居民子輩在職業(yè)獲得過(guò)程中存在一定的性別不平等。在不同出生組中，女性子輩的總流動(dòng)性在1940—1979年間均低于男性子輩，這一現(xiàn)象在20世紀(jì)80年代后呈現(xiàn)反轉(zhuǎn)，農(nóng)村女性子輩的流動(dòng)性開(kāi)始高于男性子輩的總流動(dòng)性，表明得益于市場(chǎng)化改革，女性子輩的勞動(dòng)市場(chǎng)參與率提升，在職業(yè)流動(dòng)方面更加活躍。女性子輩的排序流動(dòng)占總流動(dòng)的比率普遍高于男性子輩，表明父輩職業(yè)對(duì)女性子輩的職業(yè)獲得影響更小，家庭背景對(duì)農(nóng)村居民女性子輩代際職業(yè)流動(dòng)的影響更低。這種差異可能與農(nóng)村女性教育機(jī)會(huì)提升、性別角色變遷等因素有關(guān)。也在一定程度上映射出農(nóng)村家庭“子承父業(yè)”中的“子”一般指男性子輩，家庭對(duì)男性子輩的重視程度使得其受父輩職業(yè)的影響更大。該現(xiàn)象表明：一方面受益于經(jīng)濟(jì)發(fā)展與教育機(jī)會(huì)提升，女性勞動(dòng)力市場(chǎng)參與率得到改善，中國(guó)農(nóng)村家庭更加開(kāi)放；另一方面農(nóng)村家庭仍然將發(fā)展重心放在男性子輩上，“重男輕女”的性別觀念仍然存在?？梢?jiàn)，中國(guó)農(nóng)村家庭存在傳統(tǒng)化與現(xiàn)代化并存的格局。

四、結(jié)論與建議

本文采用CGSS 2021數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)進(jìn)行結(jié)構(gòu)分解，研究發(fā)現(xiàn)1920—2005年間出生的中國(guó)農(nóng)村居民代際流動(dòng)性規(guī)律和流動(dòng)趨勢(shì)呈現(xiàn)以下特征：①增長(zhǎng)流動(dòng)的影響顯著增大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)總流動(dòng)性的貢獻(xiàn)率整體呈上升態(tài)勢(shì)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)性提升的主要因素。特別是1978年以來(lái)，增長(zhǎng)流動(dòng)在總流動(dòng)中的占比達(dá)90%，反映出經(jīng)濟(jì)改革對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的積極影響。②改革開(kāi)放以來(lái)排序流動(dòng)呈“U”型波動(dòng)態(tài)勢(shì)。在較早的出生年份組 （1940—1949年） 中，排序流動(dòng)在總流動(dòng)性中占比為70.33%，但隨著時(shí)間的推移，不僅排序流動(dòng)本身在逐漸下降，其在總流動(dòng)中的占比也大幅下降，如在較晚的出生年份組（1980—1989年和1990—2005年）中，排序流動(dòng)占總流動(dòng)的比例分別為7.60%和10.74%，表明家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)的影響持續(xù)增加，社會(huì)流動(dòng)主要得益于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和其他機(jī)會(huì)。1978—1989年間，排序流動(dòng)在總流動(dòng)中的占比不斷下降，直至“90后”出生群體開(kāi)始小幅上升，表明改革開(kāi)放以來(lái)家庭背景對(duì)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)性的影響呈先上升后下降的倒“U”型趨勢(shì)。③分散流動(dòng)在整個(gè)時(shí)間段內(nèi)占總流動(dòng)性的比重很小，即分散流動(dòng)對(duì)代際職業(yè)流動(dòng)性的影響較小。

在驗(yàn)證農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)性的性別差異時(shí)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民女性子輩在20世紀(jì)80年代后的流動(dòng)性高于男性子輩，表明農(nóng)村女性勞動(dòng)力市場(chǎng)參與大幅改善；女性子輩的排序流動(dòng)高于男性子輩，表明父輩職業(yè)對(duì)女性子輩的影響更小，這主要是因?yàn)槟行宰虞吶匀皇寝r(nóng)村家庭的發(fā)展重心，受父輩的影響更大，以上反映出農(nóng)村社會(huì)依然存在性別不平等問(wèn)題。

女性的代際職業(yè)流動(dòng)性較高，與農(nóng)村家庭發(fā)展重心仍在男性子輩形成鮮明對(duì)比，表明中國(guó)農(nóng)村社會(huì)發(fā)展呈現(xiàn)現(xiàn)代化與傳統(tǒng)化并存的格局。

基于上述研究結(jié)論，為促進(jìn)農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)提出如下建議：第一，持續(xù)推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與全面開(kāi)放。應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)經(jīng)濟(jì)改革和全面開(kāi)放政策，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，為農(nóng)村居民提供更多的就業(yè)和創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)，從而提高代際流動(dòng)性。第二，弱化家庭背景的影響，縮小性別差異。應(yīng)采取措施減少家庭背景對(duì)個(gè)人職業(yè)發(fā)展的影響，如提供更多的助學(xué)金和獎(jiǎng)學(xué)金，促進(jìn)教育公平，確保平等的發(fā)展機(jī)會(huì)。鼓勵(lì)女性參與勞動(dòng)力市場(chǎng)，加強(qiáng)宣傳性別平等意識(shí)，減少性別差異。第三，持續(xù)推進(jìn)鄉(xiāng)村振興，加強(qiáng)農(nóng)村發(fā)展政策?？紤]到農(nóng)村居民代際職業(yè)流動(dòng)性的特點(diǎn)，政府應(yīng)加強(qiáng)針對(duì)農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展政策，如改善基礎(chǔ)設(shè)施、促進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)多元化發(fā)展，以及提供更多的就業(yè)和創(chuàng)業(yè)支持，以促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和代際流動(dòng)性。

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Changes and Structural Decomposition of Intergenerational Occupational Mobility ofRural Residents

WANG Yue 1 ， QU Xiaobo 2 ， HUO Xuexi 1

（1. College of Economics and Management， Northwest Aamp;F University， Yangling，712100，China；2. Institute of Population and Labor Economics， Chinese Academy ofSocial Sciences， Beijing 100006，China）

Abstract：As group with most intense occupational differentiation since China’s reform andopening up， the research on intergenerational mobility of rural residents is of great value.Accurately estimating the intergenerational occupational mobility and changes of ruralresidents is helpful to systematically grasp the equality of opportunities and degree of opennessin rural society. This article utilizes data from CGSS 2021 to structurally decomposeintergenerational occupational mobility among rural residents. It is found that the rules andtrends of intergenerational mobility of rural residents in China during 1920 to 2005，whichcan present as four characteristics. Firstly， the overall intergenerational occupational mobilityof rural residents in China shows a continuous upward trend during this period. The proportionsof reranking mobility， growth mobility， and dispersion mobility vary significantly at different stages of this overall mobility. Secondly， although the overall increasing trend inintergenerational mobility for rural residents after the reform and opening-up， whichrerankes mobility and its proportion in total mobility exhibit a“U”-shaped trend， whichindicates an inverted “U” -shaped influence of family background on intergenerationalmobility. Specifically， the impact of family background on intergenerational occupationalmobility continues to rise until the post-1990s cohort， showing a weakening trend thereafter.It means that the influence of family background on intergenerational occupational mobility ofrural residents continues to rise. Thirdly， the contribution of growth mobility to total mobilityshows a gradually-rising trend， especially since the reform and opening-up in 1978， withgrowth mobility accounting for as much as 90% of total mobility. This reflects the positiveimpact of China’s economic reform and modernization on intergenerational mobility amongrural residents. Fourthly， throughout the period from 1920 to 2005， the impact of dispersionmobility on intergenerational mobility is minimal， indicating that individual socio-economicdifferences have little impact on intergenerational mobility of rural residents.

Keywords： intergenerational occupational mobility； rural residents； structuraldecomposition；parents’ generation；children’s generation

［責(zé)任編輯 劉愛(ài)華］