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(guó)共產(chǎn)黨成立100周年慶祝大會(huì)上，習(xí)近平總書(shū)記提出要“推動(dòng)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(kāi)的中央財(cái)經(jīng)委員會(huì)第十次會(huì)議上，總書(shū)記再次強(qiáng)調(diào)“共同富裕是社會(huì)主義的本質(zhì)要求，是中國(guó)式現(xiàn)代化的重要特征”。由此可見(jiàn)，扎實(shí)推動(dòng)全國(guó)人民共同富裕已經(jīng)成為現(xiàn)階段黨和國(guó)家的一項(xiàng)中心任務(wù)，而暢通居民向上流動(dòng)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(gè)重要途徑，尤其是在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)，低收入階層是一個(gè)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(zhǎng)效率，嚴(yán)重時(shí)還有可能會(huì)造成社會(huì)不穩(wěn)定。因此，如何提高農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性以推動(dòng)農(nóng)村地區(qū)社會(huì)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(gè)重要問(wèn)題。

代際收入流動(dòng)性是指一個(gè)家庭中父代收入對(duì)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(dòng)性的研究起源于社會(huì)學(xué)領(lǐng)域?qū)ι鐣?huì)流動(dòng)的探索。社會(huì)流動(dòng)是指?jìng)€(gè)體社會(huì)地位的變化，當(dāng)同一個(gè)體從一個(gè)社會(huì)地位變化為另一個(gè)社會(huì)地位時(shí)稱為代內(nèi)流動(dòng)，若不同代個(gè)體（如父母與子女）之間社會(huì)地位發(fā)生變化則稱為代際流動(dòng)（Sorokin，1927［4］）。1979年，Becker和Tomes將社會(huì)流動(dòng)理論引入經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的研究中，開(kāi)始從收入視角分析代際流動(dòng)，并首次提出代際收入流動(dòng)性的概念。自此，學(xué)者們圍繞代際收入流動(dòng)性開(kāi)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(jì)更為精準(zhǔn)的代際收入流動(dòng)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(gè)代際收入流動(dòng)性估算模型，這是目前最為經(jīng)典、應(yīng)用最為廣泛的測(cè)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(huì)導(dǎo)致測(cè)算結(jié)果被低估（Solon，1992［6］）。為解決代理變量偏誤問(wèn)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(dòng)性估算基礎(chǔ)模型中加入年齡平方項(xiàng)、采用二階段工具變量法、使用新的測(cè)量指標(biāo)代際收入秩關(guān)聯(lián)系數(shù)、或采用無(wú)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(dòng)性估算方法的多樣性也導(dǎo)致學(xué)者們?cè)诜治鼍用翊H收入流動(dòng)性歷年變化趨勢(shì)時(shí)取得了不一致的結(jié)論，有的學(xué)者認(rèn)為我國(guó)居民代際收入流動(dòng)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(guó)居民代際收入流動(dòng)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(shì)（楊沫和王巖，2020［10］）。

雖然學(xué)者們對(duì)我國(guó)居民代際收入流動(dòng)性的變化趨勢(shì)各執(zhí)己見(jiàn)，但一致認(rèn)為代際收入流動(dòng)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(dòng)性產(chǎn)生變化就成為學(xué)者們關(guān)注的又一焦點(diǎn)問(wèn)題。從已有研究來(lái)看，代際收入流動(dòng)性的影響因素主要分為宏觀層面和個(gè)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(chǎng)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(dòng)性，緩解社會(huì)階層固化。另外，代際收入流動(dòng)性從本質(zhì)上來(lái)說(shuō)反映的是家庭財(cái)富從父代到子代的內(nèi)部轉(zhuǎn)移問(wèn)題，家庭成員特征必然會(huì)對(duì)財(cái)富轉(zhuǎn)移過(guò)程產(chǎn)生影響（牟欣欣，2017［16］），因此，許多學(xué)者從個(gè)體微觀視角出發(fā)對(duì)代際收入流動(dòng)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(duì)代際收入流動(dòng)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(dòng)性；許志等（2019）［17］基于婚姻視角研究發(fā)現(xiàn)，父母婚姻市場(chǎng)的正向匹配程度對(duì)代際收入流動(dòng)性具有正向影響。

雖然學(xué)者們圍繞代際收入流動(dòng)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(huì)資本的重要作用。社會(huì)資本是指?jìng)€(gè)體借助其構(gòu)建的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)調(diào)動(dòng)資源的能力（梁巧等，2014［18］）。我國(guó)農(nóng)村地區(qū)屬于典型的關(guān)系型社會(huì)，社會(huì)資本作為一種非正式制度，在農(nóng)村居民生產(chǎn)和生活過(guò)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(huì)資本如何影響農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性無(wú)法通過(guò)現(xiàn)有理論進(jìn)行很好的解釋。

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

2 研究假設(shè)

2.1 社會(huì)資本對(duì)農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性的影響

社會(huì)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(huì)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(huì)資本對(duì)個(gè)體就業(yè)的幫助類似個(gè)體增加5-10年受教育年限產(chǎn)生的效果。對(duì)于擁有較多社會(huì)資本的父代來(lái)說(shuō)，其自身可以較為容易地獲得高水平收入，并通過(guò)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(huì)資本有助于提升農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性。

結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本是指農(nóng)村居民非正式的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與正式的社會(huì)組織網(wǎng)絡(luò)（吳玉鋒等，2019［23］），如黨組織、工會(huì)組織、村干部等。父代結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本還可以通過(guò)權(quán)力尋租效應(yīng)對(duì)代際收入流動(dòng)性產(chǎn)生影響。結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本高的農(nóng)村居民憑借社會(huì)網(wǎng)絡(luò)或社會(huì)組織中的成員身份可以享有調(diào)動(dòng)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(dòng)。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(guò)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(huì)資本是指農(nóng)村居民與非正式社會(huì)網(wǎng)絡(luò)或社會(huì)組織中其他成員在社會(huì)交互過(guò)程中形成的社會(huì)信任、共享規(guī)范、價(jià)值觀及態(tài)度（韓雷和谷陽(yáng)，2019［26］）。在深受中國(guó)傳統(tǒng)文化影響的農(nóng)村地區(qū)，人與人之間的社會(huì)交往是影響農(nóng)村居民經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的一個(gè)重要因素。認(rèn)知性社會(huì)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(dòng)會(huì)更為頻繁、廣泛（唐為和陸云航，2011［27］），他們能夠?yàn)樽哟峁┴S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(huì)資本對(duì)農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)具有正向的影響。

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

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

2.2 子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的中介作用

社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是指?jìng)€(gè)體在社會(huì)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(huì)資本的父代通常享有較高的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，陽(yáng)義南（2018）［30］的研究指出黨員比非黨員具有更高的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。他們會(huì)通過(guò)加強(qiáng)對(duì)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(gè)家族的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，并享受隨之而來(lái)的稀缺資源或權(quán)力（陽(yáng)義南，2018［30］）。而社會(huì)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(dòng)。此外，以往研究結(jié)果表明，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位低的個(gè)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(gè)體喪失工作能力，或者需要花費(fèi)高額支出應(yīng)對(duì)各種危機(jī)事件，而社會(huì)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(bào)酬。由此，可以提出如下假設(shè)：

H2：子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在父代結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本和農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)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(huì)成長(zhǎng)的過(guò)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(huì)信任。認(rèn)知性社會(huì)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(guò)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(gè)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(chǎng)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(duì)于希望從農(nóng)村進(jìn)入城市工作的農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)，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(huì)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(guó)家統(tǒng)計(jì)局山西調(diào)查隊(duì)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(shí)依靠親朋好友推薦獲取就業(yè)信息。其次，對(duì)于雇主來(lái)說(shuō)，因?yàn)樾畔⒉粚?duì)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(cuò)成本，雇主通常更愿意選擇由在企業(yè)工作過(guò)的員工推薦來(lái)的求職者（Montgomery，1991［36］），雇主對(duì)原來(lái)企業(yè)員工的認(rèn)同和信任會(huì)遷移到由該員工介紹來(lái)的新求職者身上，進(jìn)而給予其較高的工資報(bào)酬（王春超和周先波，2013［35］）。綜上所述，父代認(rèn)知性社會(huì)資本可以通過(guò)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(dòng)。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(huì)資本和農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)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(lái)源

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

本文以CHIP2013農(nóng)村子樣本庫(kù)為研究對(duì)象，對(duì)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(lái)源，因此將父親作為父代代表進(jìn)行研究，同時(shí)為了避免生命周期偏誤，將父代年齡超過(guò)65歲的樣本剔除（陳新忠和周靜玉，2021［37］）。第二，許多子代勞動(dòng)力在年齡較小時(shí)會(huì)輟學(xué)參加工作，過(guò)低的收入水平能夠?qū)ΥH收入流動(dòng)性估算帶來(lái)較大的測(cè)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(huì)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(gè)家庭中父代和子代的數(shù)據(jù)進(jìn)行配對(duì)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(gè)家庭中父代擁有多個(gè)子代，則將其視為多個(gè)家庭樣本分別進(jìn)行分析（陳杰等，2016［3］）。經(jīng)過(guò)上述處理，最終得到1128對(duì)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(cè)量社會(huì)資本對(duì)農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性的影響包括以下3個(gè)步驟。

首先，估算子代收入對(duì)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(lái)反映代際收入流動(dòng)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(gè)家庭中父代和子代的持久性收入，ε表示模型誤差項(xiàng)，β11表示代際收入彈性，其值越大，表示一個(gè)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(dòng)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?cè)谀骋荒甑氖杖霐?shù)據(jù)，如果采用單年收入替代持久性收入，可能會(huì)導(dǎo)致代際收入彈性估計(jì)值偏小，為此，Solon（1992）［6］提出將父代和子代的年齡及其平方項(xiàng)加入到估算模型中，以降低單年收入引發(fā)的估計(jì)偏誤，同時(shí)，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(gè)家庭中父代和子代在t年的收入，agefit和agesit分別表示第i個(gè)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(xiàng)。

其次，在估算模型中加入社會(huì)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(huì)資本和認(rèn)知性社會(huì)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(gè)家庭中父代和子代在t年的收入，agefit和agesit分別表示第i個(gè)家庭中父代和子代在t年的年齡，Stru_Capsit表示第i個(gè)家庭中父代的結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本，Cog_Capsit表示第i個(gè)家庭中父代的認(rèn)知性社會(huì)資本，X表示控制變量，ω、θ表示模型誤差項(xiàng)。

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(shuō)明估算模型中加入父代社會(huì)資本有助于降低代際收入彈性，代際收入流動(dòng)性提高，反之，則說(shuō)明社會(huì)資本導(dǎo)致代際收入流動(dòng)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(huì)資本、社會(huì)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(yíng)收入等總額）”進(jìn)行衡量。

社會(huì)資本的測(cè)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(guó)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(gè)題項(xiàng)衡量結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本，如果樣本對(duì)上述3個(gè)題項(xiàng)中的任何一個(gè)回答為是，賦值為1，反之則賦值為0。認(rèn)知性社會(huì)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(gè)題項(xiàng)進(jìn)行衡量，其中，前2個(gè)題項(xiàng)根據(jù)信任程度高低采用1-5分測(cè)量，1分表示很不可信，5分表示非?？尚?。將認(rèn)知性社會(huì)資本的3個(gè)題項(xiàng)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(huì)資本綜合測(cè)度值（Cog_Cap），具體的計(jì)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(gè)公因子。

社會(huì)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(guó)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(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

4 實(shí)證分析結(jié)果

4.1 社會(huì)資本對(duì)農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性的影響

根據(jù)方程（2）、（3）和（4），利用Stata軟件，以子代收入對(duì)數(shù)為因變量，逐步添加自變量和控制變量，得到社會(huì)資本對(duì)農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性的影響結(jié)果如表2所示。模型1顯示僅將父代收入對(duì)數(shù)作為自變量時(shí)，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(xiàng)、以及控制變量后，代際收入彈性提高到0.299（模型2），說(shuō)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(jì)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(huì)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(shuō)明父代結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本有助于促進(jìn)農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性，假設(shè)H1a成立。同理，模型中添加父代認(rèn)知性社會(huì)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(shuō)明父代認(rèn)知性社會(huì)資本也有助于提升農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性，假設(shè)H1b成立。綜上，假設(shè)H1成立。

表2 社會(huì)資本對(duì)農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)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(huì)資本對(duì)不同性別子代代際收入流動(dòng)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(yàn)父代社會(huì)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(shí)，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(huì)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(huì)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(shuō)明父代結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本和認(rèn)知性社會(huì)資本均有助于提升農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性，與總樣本的研究結(jié)論一致。

當(dāng)子代為女性時(shí)，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(huì)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(huì)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(huì)資本對(duì)子代收入對(duì)數(shù)的影響（β=-0.011，模型6）不顯著，說(shuō)明父代認(rèn)知性社會(huì)資本無(wú)法顯著影響農(nóng)村地區(qū)女性的代際收入流動(dòng)性，而結(jié)構(gòu)性社會(huì)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(gè)人成長(zhǎng)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(shuō)明了這一現(xiàn)象，與男孩相比，女孩的代際流動(dòng)更低，更難實(shí)現(xiàn)階級(jí)躍升。而父代結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本能夠?qū)ε源H收入流動(dòng)性產(chǎn)生正向影響是因?yàn)閾碛休^高結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本的父代可能是鄉(xiāng)村干部，或者加入了中國(guó)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(huì)獲得較好的個(gè)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(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)生了翻天覆地的變化，不同年代出生的個(gè)體會(huì)形成不同的思維觀念和行為模式，父代社會(huì)資本對(duì)這些個(gè)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(duì)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(huì)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(shuō)明父代結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本對(duì)不同年代子樣本的代際收入流動(dòng)性均有促進(jìn)作用。但是，父代認(rèn)知性社會(huì)資本對(duì)代際收入流動(dòng)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(huì)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(shuō)明對(duì)于70后和90后，父代認(rèn)知性社會(huì)資本能夠促進(jìn)代際收入流動(dòng)性的提高，但對(duì)于80后沒(méi)有顯著的影響。

從影響程度來(lái)看，父代社會(huì)資本對(duì)70后子樣本的代際收入流動(dòng)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(shí)代背景不同。70后出生和生長(zhǎng)于我國(guó)改革開(kāi)放初期，社會(huì)物資比較短缺，電話也沒(méi)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(huì)資本，而少數(shù)擁有較多社會(huì)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(huì)，因此，社會(huì)資本對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響程度較高。發(fā)展到90后，社會(huì)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(jiàn)信如面”發(fā)展為90后的“萬(wàn)物互聯(lián)”，大多數(shù)父代的社會(huì)資本都有了顯著的提升，社會(huì)資本對(duì)代際收入流動(dòng)性的影響程度也隨之下降。

4.3 社會(huì)資本對(duì)不同代際收入流動(dòng)模式的影響

上述研究雖然探討了父代社會(huì)資本和農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性之間的關(guān)系，但是沒(méi)有區(qū)分不同代際收入流動(dòng)模式之間的差異。對(duì)處于同一收入階層的父代來(lái)說(shuō)，他們的子代通過(guò)自身努力會(huì)產(chǎn)生不同的流動(dòng)方向，有的會(huì)由父代較低的收入階層流向中等收入階層，還有的會(huì)由父代低收入階層流向最高收入階層。不同代際收入流動(dòng)模式下父代社會(huì)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(jí)，5為最高收入等級(jí)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，父代收入等級(jí)大多為1，只有15個(gè)樣本的父代收入等級(jí)大于1，子代收入等級(jí)雖大多為1，但也有較多樣本的收入等級(jí)為2，收入等級(jí)大于2的僅有13個(gè)樣本。由此可見(jiàn)，我國(guó)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(jí)1流向等級(jí)2，實(shí)現(xiàn)1個(gè)等級(jí)的提升，僅有少部分子代可以實(shí)現(xiàn)2個(gè)及以上等級(jí)的提升。鑒于此，本文主要關(guān)注兩種代際收入流動(dòng)模式，即當(dāng)父代收入等級(jí)為1時(shí)，子代收入等級(jí)是否為2（模式1）和子代收入等級(jí)是否為3及以上（模式2）。

對(duì)于模式1，從總樣本中篩選出父代收入等級(jí)為1的子樣本，將其中子代收入等級(jí)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(duì)于模式2，從總樣本中篩選出父代收入等級(jí)為1的子樣本，將其中子代收入等級(jí)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?？梢钥闯觯@兩種代際收入流動(dòng)模式下，父代結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本和認(rèn)知性社會(huì)資本均能夠顯著促進(jìn)農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)。

表5 社會(huì)資本對(duì)農(nóng)村居民不同代際收入流動(dòng)模式的影響

4.4 子代社會(huì)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(yàn)法和Bootstrap法相結(jié)合的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，分析子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和就業(yè)方式在社會(huì)資本與農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性關(guān)系中的中介作用，其中，代際收入流動(dòng)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(jí)大于父代收入等級(jí)的樣本賦值為1，反之賦值為0。中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

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

對(duì)于子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的中介效應(yīng)檢驗(yàn)來(lái)說(shuō)，父代結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本能夠顯著正向影響農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)（β= 0.328，模型1）和子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（β= 0.055，模型2），父代結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本（β= 0.313，模型3）和子代社會(huì)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(dòng)，這說(shuō)明子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在父代結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本和農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)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(duì)于子代就業(yè)方式的中介效應(yīng)檢驗(yàn)來(lái)說(shuō)，父代認(rèn)知性社會(huì)資本能夠顯著正向影響農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)（β= 0.284，模型4），但對(duì)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(duì)代際收入流動(dòng)的影響不也顯著（β= -0.112，模型6），運(yùn)用Bootstrap法檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)兩個(gè)系數(shù)（-0.028和-0.112）的乘積項(xiàng)也不顯著，說(shuō)明子代就業(yè)方式在父代認(rèn)知性社會(huì)資本和農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性的關(guān)系中沒(méi)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?yàn)槔酶复鐣?huì)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(huì)資本就業(yè)的子代的年平均工資（29457.708元），尤其是通過(guò)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(jiàn)，雖然父代認(rèn)知性社會(huì)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(duì)子代實(shí)現(xiàn)代際流動(dòng)的幫助很小。

4.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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(huì)資本對(duì)農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)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(yàn)了父代社會(huì)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(huì)資本和認(rèn)知性社會(huì)資本有助于提升農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性?？紤]到這兩種分析方法都是針對(duì)CHIP2013數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究，接下來(lái)更換數(shù)據(jù)來(lái)源，采用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)庫(kù)2018年的調(diào)研數(shù)據(jù)，驗(yàn)證父代社會(huì)資本對(duì)農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性影響的穩(wěn)健性。

CFPS是由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施的追蹤收集個(gè)體、家庭和社區(qū)三個(gè)層次數(shù)據(jù)，進(jìn)而反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康變遷的重大社會(huì)科學(xué)項(xiàng)目。CFPS2018年的調(diào)查從2018年6開(kāi)始，到2019年5月結(jié)束，調(diào)查范圍涵蓋全國(guó)25個(gè)省/市/自治區(qū)的約15,000個(gè)家庭，共采集個(gè)人問(wèn)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(yáng)（2019）［26］對(duì)社會(huì)資本的測(cè)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(huì)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(kù)中樣本職業(yè)和就業(yè)方式的缺失值太多，并且無(wú)法找到包含充足有效數(shù)據(jù)、又適合衡量社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和就業(yè)方式的題項(xiàng)，因此，不對(duì)社會(huì)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(yàn)。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(huì)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(gè)家庭父代和子代的信息進(jìn)行配對(duì)合并，最終得到626對(duì)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(huì)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(huì)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(shuō)明父代結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本和認(rèn)知性社會(huì)資本對(duì)農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性的促進(jìn)作用再次得到了驗(yàn)證。

表7 社會(huì)資本對(duì)農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性的穩(wěn)健性檢驗(yàn)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(huì)資本視角出發(fā)分析了農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性的影響因素，研究結(jié)果表明，父代結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本和認(rèn)知性社會(huì)資本均可以提高農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)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(huì)資本可以促進(jìn)男性和女性子代的代際收入流動(dòng)性，但父代認(rèn)知性社會(huì)資本僅能夠提升男性子代的代際收入流動(dòng)性；其次，父代結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本可以顯著提升70后、80后和90后子代的代際收入流動(dòng)性，而父代認(rèn)知性社會(huì)資本僅對(duì)70后和90后子代的代際收入流動(dòng)性具有促進(jìn)作用。此外，基于不同代際收入流動(dòng)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(huì)資本和認(rèn)知性社會(huì)資本均可以促進(jìn)農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)性。最后，針對(duì)社會(huì)資本作用機(jī)制的進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在父代結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本和代際收入流動(dòng)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(gè)方面措施提升我國(guó)農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)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(shí)，鼓勵(lì)新型經(jīng)營(yíng)主體、新型服務(wù)主體和返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)者積極加入中國(guó)共產(chǎn)黨，提升農(nóng)村居民的結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本。第二，以社會(huì)主義核心價(jià)值觀為引領(lǐng)，采用農(nóng)村居民喜聞樂(lè)見(jiàn)的形式，開(kāi)展農(nóng)民素質(zhì)教育活動(dòng)，形成團(tuán)結(jié)互助、誠(chéng)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(huì)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(huì)資本。