我国社会阶层固化愈发严重了吗？
——基于10年跨度CGSS数据的经验分析
杜煜雯
（华东政法大学，上海 201620）
摘 要： 研究综合CGSS2003、CGSS2008、CGSS2013混合数据，将父亲职业转化为国际社会经济地位指数ISEI，通过父亲社会经济地位与年度虚拟变量交互项对个人社会经济地位影响的回归系数，来分析我国社会阶层固化情况以及影响社会代际流动的因素。通过多元回归分析，可以得出以下结果：父亲社会经济地位对个人的影响在2008年和2013年相比2003年显著增加，而在2008年、2013年这两年间的变化并不显著，呈稳定趋势。结构方程模型分析得出个人获得社会经济地位及父亲影响个人的主要渠道，可知主要影响因素有受教育程度、年收入、户籍、政党等。
关键词： 社会阶层固化；社会经济地位；混合面板数据
一、引言
当前，我国正处于社会转型加速期，稳步发展的同时也出现了许多新问题，作为建设基础的社会结构阶层失衡且分化加剧，使得我国跨越“中等收入陷阱”的难度大幅提升。为了分析在新时代社会建设探索中发现的如何促进社会流动、阻断贫困代际传递等问题的解决路径，社会学家和经济学家对社会流动问题的研究进行了多年。社会阶层流动以不同的分类要求，可以区分为垂直流动和水平流动、结构性流动和循环性流动、代际流动和代内流动。其中社会流动反映了个人与父代社会经济地位关系及关联程度，是体现社会公平程度的重要指标。代际间较高的流动对建立一个平等公正有活力的社会能够起到强积极作用，个人的自身能力资本也能相应占有更多的发挥空间，从而降低社会贫富差距和收入分配不平等的情况，让社会利益结构更具弹性。
那么我国近年的社会代际流动趋势是增强还是减弱了呢？为了分析这一情况，本文综合使用了CGSS2003、2008、2013三年混合数据，将子代及父代社会地位转换为国际社会经济地位指数ISEI，构建了父亲社会经济地位与年度虚拟变量的交互项，通过不同年份交互项的回归系数的相对变化来说明我国社会阶层流动在这十年间的演化趋势，并试图分析影响个人社会经济地位获得的影响因素以及父亲社会经济地位影响个人地位获得的影响渠道。
二、文献综述
影响社会阶层流动的因素主要有自致性因素和先赋性因素，前者通常以受教育程度和政治活动作为衡量指标，后者主要通过父母的职业地位、收入等级等指标呈现。
（一）先赋性因素研究
先赋性因素对个人阶层地位获得的影响情况在先前的研究中略有分歧。顾辉认为家庭背景对个人阶层的获得影响持续显著，尤其是父亲的社会阶层地位，这也进一步影响了教育获得渠道，这一情况在新生代中有所强化[1]。同样邸玉娜也认为80、90年代出生的人群的经济地位受父辈影响更大，阶层固化严重影响了收入分配格局和教育收益率，从而降低了自致性因素的影响[2]。而阳义南、连玉君却认为我国社会代际流动性趋于上升，自致性因素中的教育状况在中国发展良好，而使得个人更有可能通过努力来提升阶级[3]。
另外，由于中国特色的发展道路，上个世纪末期的经济体制转变也为社会代际流动打开了新局面。李路路、朱斌认为在早期的计划经济体制中代际继承毫无疑问的保持了优势地位，但当市场经济体制转型发生后，社会排斥机制也发生转变，阶层群体间的流动得到了极大的提升[4]。阳义南也认为市场化改革对父辈影响具有显著的负向调节作用，市场化改革缩小了代际的不流动程度[5]。
（二）教育和收入因素研究
受教育程度对于个人社会经济地位获得的影响研究中大多都得出了教育对于个人地位获得的影响很大且为核心致因的结果。我国个人获得社会经济地位及父亲影响个人的主要因素中，最重要的是教育，其次为入党、进入体制内单位就业和创业，而健康的贡献较小[6]。其中接受本科及以上教育者的代际向上流动率最高，其次是大专学历群体和没有接受过高等教育的子代，同时高等教育层次以及质量对不同家庭背景的人群影响差异并不大[7]。若是政府控制教育投资不变，其中基础教育投资份额增加的话，子代对父代经济收入继承性就会减小，社会经济代际流动性增大，且同时加大了向上流动和向下流动的概率。原本高收入和低收入群体的代际高继承性也会随之增大阶层流入和流出的指数[8]。
（三）户籍因素研究
户籍制度在中国有着十分重要的地位，在各个社会生产方面都产生了巨大的影响[9]。在我国，农村居民向下代际流率不断攀升，相对应的是，属于最高层的精英群体也有阶层固化现象，然而中产阶层群体和小资产阶层却能获得更多向上流动的机会，城市底层人群身份依然是改变的通道[10]。户籍制度虽然加重了两极社会固化的严重情况，但是教育是打破壁垒的一种良好手段，通过教育再生产的强化，户籍的藩篱便会悄然松动[11]。如今多个地方已经开始打破城乡户籍制度，通过多种方式吸引流动人口成为新市民,来努力跨越户籍二元体制分割造成的隔阂[12]。
生于1973年6月的吴德华，落马前长期在重庆任职。为谋求职务升迁，曾向孙政才两个情妇输送利益，借助政治上搞攀附，成为渝北区最年轻的区委常委。9月21日，吴德华（副厅级）涉嫌受贿罪一案，由重庆市人民检察院第一分院向重庆市第一中级人民法院提起公诉。10月8日，在重庆市渝北区召开的“以案说纪、以案说法、以案说德、以案说责”警示教育会现场，播放了吴德华的忏悔视频。他在忏悔时说了三句“在心里面憋了很久”的话。其中第三句话是：“真的我很感激组织，及时抓住了我，挽救了我，没有滑得更深，希望全市党员领导干部，以我为戒，不要重蹈覆辙。”
三、数据与模型
（一）数据来源
为了满足研究需要，本文所使用的数据是中国综合社会调查（CGSS）2003年、2008年和2013年数据。三份调查问卷所涉及的调查内容和范围都具有较高的重合度，覆盖了本文研究所需的变量数据。为了得到有效的分析结果，本文将这些数据组合为时间面板数据，相比单一截面数据，它能反映长期的动态变化趋势，避免低估代际间的相关性，不仅扩大样本容量，增大样本代表性，同时可以获得更精密的估计量和更有效的检验统计量。
（二）主要变量说明与模型设计
为了分析父亲社会经济地位对个人社会经济地位的影响机制，本文通过建构结构方程模型来分析其影响渠道。有些研究会使用教育、健康、入党、进入公企单位就业等作为中介变量来探讨父亲社会经济地位对个人的影响机制。在本研究中，为了综合CGSS2003、CGSS2008、CGSS2013三年数据，只能选择三年都覆盖同样变量的数据。笔者将样本个体的教育程度（edu，大学学历=1）、户籍（hukou，农村户口=1），年度收入（Ininc，取对数）作为父亲社会经济地位影响个人社会经济地位的中介变量。计算方法为最大似然估计法，采用考虑异方差的稳健标准误，报告的是标准化回归系数。在引入的十个影响变量中，受教育程度是个人获得社会经济地位的最主要因素（edu,回归系数为0.33，1%水平显著），是否获得大专以上学历对个人获得社会经济地位有着是卓越影响。影响个人获得社会经济地位的其他因素按其回归系数大小依次为收入（Ininc,回归系数为0.25）、是否是农村户口（hukou,回归系数为-0.19）、是否为党员均在（party,回归系数为0.13），都在1%水平显著，这些因素的重要性次序和目前我国社会对个人社会经济地位的评价是吻合的[13]。
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模型1～3中显示父亲社会经济地位（isei_f）对个人社会经济地位（isei_p）影响的回归系数在2003年为0.045,2008年和2013年都为0.078，这三年的回归系数乍看之下是先升高后平稳，但仍需进一步检验在统计上三年之间的社会经济地位代际流动性的变化是否显著。可以继续观察到模型5中，父亲社会经济地位与2008年和2013年年份虚拟变量的交互项对个人社会经济地位的影响回归系数为0.056和0.046，在1%水平显著正影响，说明相对于2003年，社会经济地位代际流动性显著降低了许多，父亲社会经济地位对子代的影响在2008年和2013年显著上升了5.6%和4.6%。虽然父亲社会经济地位对子代的影响在2008年的提高程度（5.6%）大于2013年的提高程度（4.6%），但在模型4中，父亲经济地位和2013年年份交互项的回归系数为-0.010，即使在10%的水平上亦不显著，由此说明父亲社会经济地位在2013年的影响和2008年相差不大，持相对平稳状态。本文至此发现父亲社会经济地位对个人的影响在2008年、2013年比2003年都显著上升了，然而在2013年和2008年的两年比较中父亲社会经济地位对个人的影响程度变化不大。
我今年80多岁，尿酸一直偏高，需要经常大量饮水稀释尿液，有文章说微量元素、电解质会因喝水多而大量流失，是否如此？
表1为各变量描述性统计结果：
表1：描述性统计结果
四、实证结果分析
从控制变量的回归结果中可以看到，除模型2之外，年龄（age）一次项的回归系数都显著为负，年龄二次项（age^2）的回归系数则都显著为正，表明年龄对个人社会经济地位的影响非线性为非线性，呈二次曲线关系。性别（gender）变量在五个模型数据中的回归系数均显著为负，说明在这三年中，身为男性客观社会经济地位相比同等情况的女性要低，这个结果的原因或许可以归于国际社会经济地位指数ISEI对职业的分类以脑力劳动为上，而男性大多凭借生理优势从事体力劳动，在ISEI上得到的指数更低，所以在这一数据结果上，男性相对于女性的社会经济地位更低。学历变量在五个模型数据中的回归系数均显著为正，说明拥有大专大学以上学历的样本在国际社会经济地位指数ISEI的评价上更占优势，这也与之前的关于教育和社会经济地位的关系研究结果大约一致，高级知识分子的社会经济地位一般更高。年度职业收入的回归系数在5个模型中均在1%水平上显著为正，表明收入越高者，社会经济地位同样也越高。在户籍变量中，结果表明农村户口的人群相比于拥有非农村户口的群体来说，在国际社会经济地位指数ISEI中显现出来的经济地位等级显著下等，这与中国当代情况一致。政党变量显示，中国共产党员的身份对个人社会经济地位的影响在统计学1%水平上显著为正。从上可见，拥有女性、高学历、非农村户籍、共产党员等身份特征的一部分人群所拥有的社会经济地位更高。
1．1 对象 根据整群、分层、随机的抽样原则，于2010年9月－2011年6月在佛山市内3区（禅城区、南海区、顺德区）抽取幼儿园、小学、中学各1所共1 800名4～1 6岁儿童作为调查对象。
（一）线性回归曲线图
从表2中可以看出，单年、2年混合、3年混合数据中均显现出父亲社会经济地位对个人社会经济地位的影响回归系数在1%水平上显著为正值，表明在我国父代对子代的社会经济地位有着长期稳健的影响力，体现出了我国社会地位代际流动固化和继承的特点。先前的许多相关研究仅以某一年的数据得出回归系数来分析社会经济代际流动程度，但仅仅是某单一年份的数据，所得出的结果缺乏解释可靠性，难以有效判断经济地位代际流动在当代中国是否固化。
图1：三年混合数据拟合直线图
从图1中可以看到，父亲社会经济地位对个人社会经济地位在2003年、2008年、2013年间均形成了回归系数为正值的线性影响。三年的回归曲线中，三者的斜率各不相同，其中2013年所形成的回归曲线的斜率最大，说明，相比于先前十年中的2003年、2008年来说，在2013年父亲社会经济地位对个人社会经济地位的影响更大，社会代际流动固化更为严重。再来观察一下三条回归曲线的斜率变化情况，可以看到2003年和2008年之间的曲线斜率变化不大，但是相比2003年来说，在2008年父亲社会经济地位对个人社会经济地位的影响仍是增长了些许。总体而言，在2003年、2008年、2013年的回归曲线，其斜率呈逐渐增长的趋势。为了更好地分析解释变量与被解释变量之间的关系，本文在下文中的多元回归分析中加入了控制变量，以此可以得到更有效的检验统计量。
（二）多元回归分析
表2：两阶段最小二乘估计结果
本文首先考虑到，可以使用线性回归拟合直线图来验证父亲经济地位与个人经济地位的关联性，通过Stata软件拟合得出下图1“三年混合数据拟合直线图”，从中可以初步观察了解父代经济地位对子代经济地位的影响情况之变化。
公式中，2003年为参照的基本变量，设置代表2008年、2013年数据的虚拟变量（year2008、year2013）。两个交互项虚拟变量（ISEI_f×year2008、ISEI_f×year2013）的回归系数反映了父亲对子代的影响在2008年、2013年相对于2003年的变化，从中反映我国社会流动在十年间的大致变化趋势。参照其他研究设计的模型，本文在公式放入了常见的控制变量以及可以减少遗漏变量误差的变量：年龄（age）、性别（gender，男性=1）、教育程度（education，大学学历=1）、收入（income）、户籍（hukou，农村=1）、政党（party，共产党员=1）。考虑到变量对因变量的非线性影响，本文放入了年龄的二次方（age^2），并对收入取自然对数。
本文使用二阶段最小二乘估计对不同年度中社会代际流动性的程度以及2003年、2008年、2013年十年间的社会代际流动的变化趋势进行分析，下文为本文得出的初步结果。
图2：社会代际流动结构方程模型
（三）结构方程模型
相比职业或收入的单一测量维度，社会经济地位包括了财富、权力和声望多个维度，是对社会成员在社会系统中所处位置的综合衡量指标。由于财富、权力和声望等指标很难操作化，目前从社会地位角度研究社会代际流动的文献还很少。社会地位的测量方法有主观法、客观法和综合法。本文采用了客观法测量的社会地位来进行定量研究。国际社会经济地位指数（International Society Economic Index，ISEI）是一种根据个人职业来测量其社会地位的指标，一般采用布劳和邓肯设计的计算公式，以不同职业的所带有社会经济特征，用每种职业的平均收入和教育水平乘以相应的权数。本文采用国际社会经济地位指数来测量父亲以及个人的社会地位。本文所选用的CGSS三年数据的问卷都覆盖了研究对象的父亲及本人职业的变量，将问卷数据中样本本人现在的职业及其父亲的职业通过ISCO-88代码转换为ISEI值，最后得到的ISEI指标为取值16-90的连续型变量。因变量为研究样本本人现在职业转换而来的社会经济地位指数（ISEI_p）（2003年所采用的是本人从业至今的所有职业转化为ISEI后的最大值），自变量为父亲职业转换而来的社会经济地位指数（ISEI_f）。模型设计如下所示。
B,A称为框架μ的框架上下界。如若只有右侧不等式成立,则称μ为Bessel测度。若A=B, 则μ称为Rd上的紧测度框架; 若A=B=1,则μ称为Rd上的Parseval测度框架。
本研究选择了三年数据共同覆盖的父亲影响子代社会地位的3个中介变量，这三个中介变量中，父亲社会经济地位影响最大的为“是否是农村户籍”（hukou，回归系数为-0.26），这一点符合我国国情，父亲的经济地位越高，越倾向于获得城市居民户口，子代也将会继承父亲的户籍，拥有非农村户口的个体也越容易得到良好的发展前景。其次是受教育程度，即是否获得大专以上学历（edu，回归系数为0.23）,这一点和诸多研究得到的影响路径一致，父亲对个人社会经济地位获得的中介影响因素之一便是教育，且作用显著。最后便是年度收入（Ininc,回归系数为0.15），关于收入代际流动这一点的研究，大部分都得到类似的结果，父亲社会经济地位对个人的收入情况会有显著正影响。
五、结论
良好的社会流动对于我国的持续健康发展发挥着重要作用，故而研究和分析影响社会经济地位继承性有着重大研究意义。各类研究中使用了各色方法，但是对于中国目前是具有较高、适中还是很低的社会流动性，学者们都持有不同看法，无法达成一致性的判断。
本文使用了CGSS2003、CGSS2008、CGSS2013综合数据，分析了在这十年间的社会流动情况，发现了相对于2003年，2008年的社会流动率显著降低，父亲对于子代经济地位的获得影响变大，而2013年和2008年相比并无较大差异。这说明社会阶层固化有发展严重趋势，社会流动率降低。从这一个结果看来，我国的社会流动发展趋势并不容乐观，社会不公平程度发展愈烈。同时从结构方程模型的建构中也可以看到，对个人社会经济地位影响最大的三个因素——受教育程度、户籍、年收入情况都受到了来自父亲社会地位的显著影响。
（c）一旦出现感染征象，应首先根据经验选择抗感染药物，并及时根据病原学检测及药敏试验结果调整用药[42]（Ⅱ-3）。
可以看到的是，就算是相对公平的教育同样也有着一定的阶层影响，高收入高学历的城市户口家庭往往能够有能力给予子女更好的教育质量和学习环境，从生理因素上来说，父母学历高同样对于子女有着一定的基因遗传作用，这也映照了社会中的寒门难再出贵子的说法。同样，作为中国特色的户籍制度在诸多研究中都发现存在这样一个阻碍社会流动的藩篱，只有个别的个体通过个人努力才能突破如此阻碍，拥有城镇居民的身份。
虽然本文得出的结果对应了一个相对严峻的社会流动趋势，但是综合先前的各类研究结果来说，本文认为社会流动率本就处于起起伏伏的状态，在未来阶段即使社会固化情况加重也不会到极端的情况，社会的各类制度和政策及社会本身就像一个生态圈，有着自我修复能力。但是为了促进社会流动率的提升，我们需要推进教育质量，平衡收入差异，打破二元户口制度的壁垒等等政策都能帮助我国社会阶层开放，减少贫富差距，从而推动我国社会健康持续发展。
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中图分类号： D633
文献标识码： A
文章编号： 1674-537X（2019）03.0009-05