農村居民代際職業流動變遷狀況及其結構分解

摘 要：農村居民作為改革開放以來職業分化最劇烈的群體，其代際流動性研究具備重要價值，準確估算農村居民代際職業流動性與變遷狀況，有助于系統把握農村社會的機會平等狀況與開放程度。本文采用CGSS 2021數據對農村居民代際職業流動性進行結構分解，研究發現1920—2005年間出生的中國農村居民的代際流動性規律和趨勢呈現四方面特征：其一，1920—2005年間出生的中國農村居民代際職業總流動性呈不斷上升趨勢，排序流動、增長流動、分散流動在總流動性中的占比在不同時期存在較大差異。其二，改革開放以來農村居民的總代際流動性雖呈不斷上升態勢，但排序流動及其在總流動性中的占比經歷了先下降后上升的“U”型變動趨勢，表明家庭背景對代際流動的影響呈倒“U”型，即家庭背景對農村居民代際職業流動的影響持續上升，直至“90后”出生群體才呈現出弱化趨勢。其三，增長流動對總流動性的貢獻占比總體呈逐漸上升態勢，特別是1978年改革開放以來，增長流動在總流動中的占比高達90%，反映出中國經濟改革和現代化進程對農村居民代際流動性的積極影響。其四，在1920—2005年出生時間段，分散流動在代際流動性中的影響都很小，表明個體社會經濟地位差異對農村居民代際流動的影響較小。

關鍵詞：代際職業流動；農村居民；結構分解；父輩；子輩

中圖分類號：F323.6 文獻標志碼：A 文章編號：1000-4149（2025）01-0124-17

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2025.01.009

一、引言

在全面推進鄉村振興、實現全體中國人民共同富裕的新發展階段，農村居民代際職業流動性減弱，流動機會不平等成為重要阻礙 ［1-3］ 。暢通社會流動通道，保持社會流動性是實現中國式現代化的重要途徑，也是保持社會活力和長治久安的必要條件。工資停滯、就業機會不足和不平等加劇會阻礙年輕人的志向。中國要實現包容性增長、最終實現共同富裕目標，就必須破除阻礙代際流動的機制，增強社會的代際流動 ［4］ 。雖然農民家庭收入保持高速增長（2011—2013年收入增長率高達19.5%），但同期內收入流動性大幅下降，表明農村內部可能存在收入階層固化，不利于縮小收入差距與實現共同富裕目標 ［5］ 。職業作為收入的載體，在地域和年份層面具備統一性、穩定性特征，是反映社會分化與流動的綜合性指標，被廣泛應用在社會流動性研究領域。受經濟發展與市場影響，中國農村居民職業選擇呈多元化趨勢 ［6］ ，成為改革開放后職業分化最為劇烈的群體，其代際職業流動性關乎機會平等與共同富裕進程。因此，農村居民的代際職業流動性成為學術界、政治界和社會界普遍關注的問題。

改革開放前中國的代際流動率為41.4%，改革開放后代際流動率升至54% ［7］ 。家庭出身與進入管理層的概率仍然正相關，中國的絕對流動率雖在上升，但家庭背景對代際流動仍然具有較大影響 ［8］ 。中國社會結構的變動并未呈現出市場轉型理論中的“權力衰退”，改革開放后家庭背景對子輩職業獲得影響逐漸擴大 ［9］ 。張桂金等研究發現1980年前出生的群體世代累積的優勢或劣勢僅僅表現在兩代之間，多代效應并未顯現；但1980年后出生的群體（即“80后”和“90后”）世代累積的優勢或劣勢已經拓展到三代之間，即祖代職業階層越高，孫代進入高職業階層的概率越大，反之亦然 ［10］ 。石磊研究發現1960世代到1980世代出生的個體經歷了代際流動性由升到降的過程，主要是因為家庭背景在世代間對其職業獲得影響變動導致的 ［11］ 。吳愈曉認為，改革開放后的中國農村地區，子輩獲得精英職業取決于其出身是否具備精英背景 ［12］ 。農民工雖在初級職業流動中處于上升地位，但由于缺乏社會資源，再次流動時難以獲得向上的流動機會，一般處于水平流動 ［13］ 。卓瑪草等發現農民工代際職業流動表現出代際差異與代際繼承的雙重嵌套現象，農民工內部不同職業階層存在著精英群體與非精英群體的流動“樊籬”，形成子輩農民工職業與父輩農民工職業相同、相鄰或相近的短距離流動格局 ［14-15］ 。

單一時點的代際流動分析并無太大意義，不同時點的分析才能得出社會流動模式的演變規律與形成原因。范克爾姆 （Van Kerm） 基于絕對流動指數，將總流動性分解為排序流動、增長流動和分散流動三個部分。排序流動指由于相對位置的重排引起的流動；增長流動是指由經濟總量增長引起的流動；分散流動是再分配效應。在剝離經濟增長、分散效應后的排序流動與社會公平、社會流動密切相關 ［16］ 。該分解方法被廣泛應用在代內流動、代際流動的相關研究中。汪小芹采用該方法從絕對流動性視角分解中國代際職業流動性，考察社會流動變遷中的主導力量。結果發現父輩社會經濟地位顯著影響子輩經濟地位獲得，代際繼承是主導模式，但具有時間差異性：代際流動性在“60后”以前的出生隊列呈上升態勢，“60后”達到最高水平；而“70后”出生隊列有所下降，“80后”又逐漸回落 ［17］ 。那么農村居民代際職業流動狀況如何？家庭背景對農村居民代際職業流動的影響是否存在？若存在，其變動趨勢如何？

本文根據子輩出生年份，劃分“20后”“30后”“40后”“50后”“60后”“70后”“80后”“90后”與“00后”9個同期群，分別計算各同期群的總代際流動性，以揭示農村居民代際職業流動變遷特征。通過結構分解揭示代際職業流動的驅動因素及變遷規律，探索中國農村居民代際職業流動隨時間的變動規律，尤其是在社會轉型與經濟快速發展背景下，家庭背景對代際職業流動的影響程度和變遷趨勢，進而為打破職業壁壘、減少勞動力市場分割，促進職業機會公平提供政策支持。本文可能的邊際貢獻在于：一是借助結構分解方法，以反事實分析技術為基礎，從絕對流動性視角細致剖析了農村居民代際職業流動的內部結構和動態變化，揭示了增長流動、排序流動和分散流動三類流動類型對總代際流動性的量化貢獻。二是將已遷移城鎮的子輩放回出生地，按照子輩出生時的戶籍歸屬劃分農村居民，能準確估計農村居民的代際職業流動性及其變遷狀況。三是關注農村居民在不同歷史時期和制度變革期（從“20后”至“00后”，9個出生隊列，跨度90年）的代際職業流動變化規律，通過結合中國農村的具體情境，對比分析了不同歷史時期農村居民的代際職業流動率，揭示了經濟增長與家庭背景對代際職業流動的影響，有助于深化學界對農村代際流動與社會分層理論的理解。

二、研究設計

代際職業流動性主要有兩類來源：一類來源于社會發展與經濟增長，稱為增長效應；另一類來源指剔除增長效應后，由代際間相對位置的絕對變化而造成的流動，稱為排序流動。排序流動的變動是衡量家庭背景對代際職業流動影響程度的重要指標，若排序流動較高，表明家庭背景對代際職業流動的影響較小，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會，但父母不影響子女社會地位的社會不存在！”［18］ 。因此，本文建立在認可父輩對代際流動影響真實存在的前提下，重點關注其影響的時間變動趨勢。根據農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村居民代際流動變動趨勢。

1. 理論分析與研究假設

汪小芹認為中國代際流動中起主導作用的是排序流動，優勢家庭背景的子輩并非能較易地保持其優勢地位，而劣勢家庭背景的子輩也并不缺乏“逆襲”機會 ［17］ 。邱澤奇將人類社會劃分為三個階段：家庭化連接的散點社會、職業化連接的區塊社會以及數字化連接的個體社會。鄉土時期的農村社會是典型的散點社會，社會分化以家庭為單位。在區塊社會中，家庭對個體地位獲得有影響，但不是像散點社會中直接賦予個體身份，即家庭為個體提供基礎，并不直接決定其職業地位。在個體社會中，社會分化仍以家庭為主，家庭社會經濟地位對子代職業獲得影響依然顯著，但個體存在獲得職業地位的新路徑，即泛連接使得個體能夠繞過家庭背景的政治地位、經濟地位、社會地位直接獲得職業 ［19］ 。20世紀20年代至今，中國農村社會沿著“散點社會—區塊社會—個體社會”方向演進。傳統散點農業社會子輩的家庭出身決定其職業、權利、地位、財富和教育分配，掌權者將社會制度設計成排他性的制度來鞏固自身的社會地位，具有優勢地位的社會團體利用權力機制與再生產機制使得優勢地位在家族延續。家庭社會經濟地位直接賦予個體身份，在給定的制度前提下，子輩社會經濟地位的獲得依靠其職業在社會分工體系中的地位獲得第一次機會。在以區塊為特征的農村社會階段，父輩家庭社會經濟地位雖能影響子輩職業地位獲得，但家庭背景并不直接賦予個體身份，只為子輩提供便利與基礎。與散點社會相比，區塊社會中父輩經濟地位對子輩地位獲得的影響存在弱化趨勢。在以個體為主要特征的農村數字社會新階段，父輩社會地位對子輩社會地位的影響持續減弱，個體能繞過家庭背景的影響獲得職業地位，即“看他能干什么”，而非“看他是誰”，數字化社會中的代際流動模式符合績效原則下的競爭流動?？冃г瓌t的理想流動形態為：父輩社會經濟地位對子輩的職業地位獲得無任何影響，流動機會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競爭的機會。但這一理想模式在現實社會中并不存在，父輩社會經濟地位仍在子輩職業地位獲得中扮演重要角色。進而現代化理論依據真實社會情境，強調伴隨工業化進程與技術進步，教育與職業機會的分配更加依賴于績效原則，家庭背景對子輩地位獲得的影響趨于下降 ［20］ 。

基于此，提出研究假設1：1920年至今，農村居民代際職業流動性呈現上升趨勢，家庭背景對代際職業流動性的影響趨于弱化，即排序效應呈現不斷上升趨勢。

農村非農就業機會具有代際傳遞性 ［21-22］ 。成長在集體經濟時代的農民起點雖一致，但在本地工業化與市場化過程中，形成了村莊內部以經濟分化為基礎拓展出的消費區隔、空間分割、閑暇分化等系列階層分化 ［23］ 。農村社會由“農一代”的經濟分化走向了“農二代”的社會分層 ［24］ 。改革開放初期由于計劃經濟體制導致的短缺經濟，致使一些強勢階層對稀缺的資源與機會具有控制權。如工廠經理通過與地方官員的個人關系，可以尋求到資源分配的優惠待遇；村長可以通過關系向地方官員尋求非農項目；普通農民也能通過關系獲得城市工作機會等。此外，由于勞動力市場機制不完善，優勢家庭通過信息、人情、人力資本等途徑支撐子輩獲得較高的職業地位。為此，新舊體制轉型過程中，優勢階層的家庭更容易運用社會網絡保持優勢社會地位。

基于此，提出假設2：改革開放以來（1978年至今），由于市場機制不完善與機會有限，農村優勢家庭具有把握機會的能力，家庭背景對子女職業獲得的影響上升，即家庭背景對農村居民代際職業流動的影響不斷上升，排序效應呈現逐漸下降趨勢。

在勞動力市場化程度增加的過程中，市場機制下個體層面的社會資本對職業獲得的影響更大 ［25-26］ ，其主要通過糾正勞動力市場失靈時的不完全信息與降低交易成本來達成影響 ［27］ 。邊燕杰提出“網絡作用空間”的概念，認為社會網絡的作用在計劃經濟體制下活躍程度高，在市場經濟體制下作用有限，但“體制洞”存在于計劃經濟向市場經濟轉型過程中，使得社會網絡的作用空間變大。因此，網絡作用空間與市場化程度呈現倒“U”型關系，并通過天津、上海、廈門、廣州和香港五城的數據驗證了上述倒“U”型假說 ［28］ 。此外，他還研究發現社會資本的作用空間受體制不確定程度和市場競爭程度的雙重影響。首先，制度不確定性越大，關系在維持經濟主體比較優勢方面的作用就越大；其次，市場競爭程度越高，就越傾向于利用關系來加強這種比較優勢 ［28-29］ 。改革開放初期的制度不確定性較大，致使農村社會中優勢階層對稀缺資源具備控制權。因此，在改革初期由于體制的庇護，存在較多的“接班”與“內部安排”，家庭背景對子輩職業獲得的影響較大；隨著改革開放的深化與推進，市場經濟的主體地位得以確定，制度不確定性降低，弱化了傳統制度性的代際職業傳遞機制，但市場競爭程度增加也導致求職過程中家庭背景的影響較大 ［30］ 。

不同歷史時期，家庭背景的影響強度和模式也不同，李煜研究發現，“文化大革命”時期家庭背景對子輩初職獲得的作用在各階層間的差異最小，但對于同樣未接受良好教育的子輩，優勢家庭子輩更少進入體力行業；改革開放后，家庭背景的優勢迅速擴大，改革初期對于同樣接受中等教育的子輩，優勢家庭的子女更容易進入技術類行業，存在“跳級”優勢，但這一優勢在1992年勞動力市場初步建立后消失，取而代之的是優勢家庭背景的“保底”效應，即同樣處于中等受教育水平的子輩，優勢階層的子女有更多機會避免從事體力勞動 ［21］ 。

基于此，提出假設3：改革開放以來（1978年至今），農村居民代際職業流動性整體呈現上升趨勢，家庭背景對代際職業流動的影響隨著時間推移呈現倒“U”型特征，即排序效應呈現“U”型趨勢。

2. 指標設計與模型選擇

核心變量：ISEI值 ① 。社會地位測量分為自我評價法與外部評價法，自我評價法受參照系影響較大，穩定性不高 ［31］ ，因此本文采用外部評價法測量農村居民父輩、子輩的職業地位。外部評價法分為類別劃分法和連續評價法。其中，類別劃分法是將職業階層劃分為不同的類別，不同類別間存在社會階層差異，如馬克思的二元法、韋伯的三元法、EGP分層框架和陸學藝的十大階層。連續評價法使用定距數據將職業類別換算成連續的社會地位數據，其中，被學界廣泛采用的是國際社會經濟地位指數（ISEI）。ISEI指數根據不同職業群體的平均教育、收入水平加權得分，計算出取值范圍為16—90間的分值。研究者可以采用該指數作為被訪者的職業地位，進而進行比較。ISEI指數測量農民職業地位是可行的 ［6］ 。

采用該指標衡量農村居民的職業地位可能出現由于農業從業者較多而職業地位趨于一致問題，但ISEI指數的計算方式，同時包含了收入和教育水平的加權，即使是相同的職業群體也會表現為不同的ISEI值，因而該指數同樣能反映農業從業者內部的社會地位差異。此外，戶籍身份下，農村居民職業分化程度較高，農民職業類型在城鄉融合情境中呈多元化特征。

因此，為從較長的歷史時期考察中國農村居民的流動趨勢和結構，本文借鑒劉國亮等的研究 ［32］ ，采用ISEI值作為父輩與子輩職業地位的評價標準，并以此為基礎進行代際職業流動性的考察與結構分解。具體地，參考陽義南等的研究 ［15］ ，采用受訪者初職和其14歲時父親的職業，按照 2008 年國際職業分類量表進行編碼 （ISCO-08），進一步借鑒甘澤布姆（Ganzeboom）等的轉換程序原理 ［33］ 與詹恩（Jann）開發的ISCO模塊將其轉換為ISEI值 ② 。

評估代際社會流動性的常見指標是如下公式中的回歸系數 β c ：

其中， Yci 表示子輩社會經濟狀況， Yfi 表示父輩社會經濟狀況。若采用收入來衡量子輩與父輩的社會經濟地位，則 β c 被稱為代際收入彈性；若采用ISEI作為個體職業地位的代理變量來考察父輩與子輩之間的代際職業關聯性，則 β c 被稱為代際職業彈性系數 ［30］ 。

但 β c 表示的是相對流動率，無法進行分解，難以揭示代際流動變遷的內部結構。特別是代際彈性指標估計得出的代際流動性作為衡量社會機會公平的指標存在局限性，因為經濟增長使得職業結構整體向上流動也會影響代際流動性指數，需要進一步分析代際流動性變動在多大程度上是由代際間職業地位的排序變動造成的，以及多大程度是由經濟增長效應促成的。因此，本文采用菲爾德斯和奧克（Fields amp; Ok）的方法 ［34］ 計算得出的百分比流動指數與人均流動指數對農村居民代際職業流動進行結構分解，深入考察中國農村居民代際職業流動變遷中的主導力量，揭示家庭背景對農村居民代際職業流動的影響程度及變遷規律。

4. 數據來源與處理

本文數據來源于CGSS 2021年數據庫的農村子樣本，對數據進行如下處理：第一，剔除子輩14歲時父輩年齡超過65歲的樣本。第二，農村子輩在年齡較小時可能存在輟學務工現象，較早進入勞動力市場可能會對代際流動性的估計結果造成測量誤差，因此剔除子輩進入勞動力市場時年齡小于16歲的樣本。第三，剔除父輩職業、子輩職業等關鍵信息缺失的樣本，剔除父子之間年齡差小于16歲的樣本。經過上述數據篩選，共計獲得3372對有效“父—子”配對樣本。

中國處于快速城鎮化階段，農村人口通過戶籍轉換可以成為城鎮市民。若是僅基于當前戶籍信息測算農村居民的代際職業流動性，結果很可能會被低估。趙西亮研究發現，若將城鎮市民中來自于農村的人群放回農村樣本，高等教育收益率并不存在城鄉差異 ［37］ 。出生地和早期生活環境對個體成年后的健康、教育、職業獲得和社會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；二是農村戶籍子輩大量通過升學、參軍、婚配、購房等獲得城鎮戶口，若缺少已經遷入城鎮的樣本，可能存在樣本選擇偏誤，降低代際職業流動估計結果的準確性，將已經城鎮化的子輩按照其出生時的戶籍放回，可有效降低內生性導致的估計結果誤差；三是兒童時期形成的屬性對勞動力市場的結果具有重要作用，至少50%的長期收入波動性能由18歲時個人的屬性所解釋 ［38］ 。因此，根據子輩出生時的戶籍信息研究農村居民代際職業流動性，較以往基于子輩當前戶籍的研究更準確 ① 。主要變量描述性統計如表1所示。

如表1所示，子輩ISEI均值無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，可見中國農村居民子輩整體的社會經濟地位高于父輩，農村社會經歷近90年變遷，職業結構發生較大變化。

圖1呈現出農村居民父輩與子輩職業地位變遷狀況。如圖1所示，1949年以來子輩農村居民的 ISEI指數 （均值） 隨著出生年份向后推移呈現出較快上升趨勢，特別是1952年后出生的子輩，其16歲進入勞動力市場恰逢1978 年中國農村經濟改革，在1952年、1978年兩個時間節點出生的子輩，得益于農村經濟體制改革與市場經濟發展的影響，其ISEI值大幅度上升。父輩的ISEI指數在 1950—1959 年間出現顯著下降，可能的原因是出生在 1950—1959年間的子輩，其14歲時為1964—1973年，中國處于“文化大革命”前夕或正在經歷“文化大革命”時期，導致父輩的ISEI值較前一出生年份組大幅降低。父輩ISEI指數直至1980年代鄉鎮企業發展階段才呈現出較快幅度的增長。由此可知，隨著社會經濟發展，子輩農村居民可能有更多機會流向較高職業階層，實現代際職業向上流動。

圖1雖能直觀反映出子輩職業較父輩職業的整體提升狀況，但并不能得出代際職業流動是由何種因素主導的，即需要揭示增長效應、排序效應、分散效應在總流動性中的占比狀況及變動規律。

三、實證結果

1. 結構分解結果分析

如表2所示，每個出生年份組的代際流動性都被分解為三個不同的組成部分：增長流動、排序流動和分散流動。百分比流動指數與人均流動指數僅在量級上存在差異，但二者呈現的代際流動趨勢及結構一致。因此，以下主要采用百分比流動指數闡釋分解結果。

（1） 1920—1939年出生年份組。代際總流動性為0.3356，在七個出生年份組中排名第三，表明該出生年份組內農村居民的代際職業流動性較高。①增長流動：該年份組總流動性中68.44%（0.2297/0.3356）是由于個體社會經濟地位增長引起的，表明得益于經濟發展，子輩的社會經濟地位與父輩相比顯著提升。②分散流動：分散流動對總流動性的貢獻較小，占2.29%（0.004/0.3356），表明該出生年份組內個體社會經濟地位的差異對代際流動性的影響較小。③排序流動：排序流動對總流動性的貢獻較高，占29.27%（0.1019/0.3356），表明該出生年份組內子輩社會經濟地位的重新排序對代際流動性的影響較為顯著，家庭背景對農村居民代際職業流動性的影響較低。

（2）1940—1949年出生年份組。代際總流動性由1920—1939年出生年份組的0.3356下降到0.1955，農村社會整體流動性較低。①增長流動：24.81%（0.0485/0.1955）的總流動性是由于個體社會經濟地位增長引起的。與1920—1939年份組相比，本年份組的增長流動貢獻份額下降。②分散流動：分散流動占總流動性的4.86% （0.0095/0.1955），表明該年份組內個體之間的社會經濟地位差異對農村居民代際職業流動的影響較小。③排序流動：排序流動占總流動性的70.33%（0.1375/0.1955），表明該年份組內個體社會經濟地位的重新排序對總體流動性的影響很大，代際間經濟地位關系較小，即子輩的社會經濟地位獲得并不依賴于出身，家庭背景對農村居民代際職業流動的影響較低。這可能是因為20世紀40年代，中國農村社會經濟結構與制度發生巨大變革，在社會轉型和政治動蕩背景下原本穩定的社會結構受到沖擊，為社會邊緣群體提供了向上流動機會。特別是1949年新中國的建立，強調重塑社會體制和機會平等，為社會各階層提供了更加平等的機會，使得個體更有可能根據自身能力和努力實現社會地位的提升，使得排序流動在農村居民代際流動性中占比較高。

（3） 1950—1959年出生年份組。該年份組的代際總流動性為0.1771，較1940—1949年份組的0.1955有所下降。①增長流動：22.70%（0.0402/0.1771）的總流動性是由于經濟增長引起的，與1940—1949年份組相比，本年份組的增長流動貢獻略微下降。②分散流動：分散流動占總流動性的1.64% （0.0029/0.1771），本年份組內個體之間的社會經濟地位差異對農村居民代際流動性的影響仍然較小。③排序流動：排序流動占總流動性的 75.66%（0.1340/0.1771），表明本年份組內個體社會經濟地位的重新排名對農村居民代際流動的影響最為顯著，即家庭背景對農村居民代際職業流動的影響最低。這可能是因為新中國成立初期的10年內，社會主義制度逐漸確立，帶來了社會機會的平等，農村居民子輩不再受到家庭背景和父輩職業的束縛，在社會中具備較為公平的職業機會。個體更有可能根據自身的能力與努力脫離原有的職業階層，實現代際職業流動。

（4）1960—1969年出生年份組。本出生組代際總流動性較1950—1959年出生組有所增加，上升至0.2010。①增長流動：35.67%（0.0717/0.2010）的總流動性得益于經濟增長。相對于前兩個年份組，本年份組的增長流動貢獻更大。②分散流動：分散流動占總流動性的1.09%（0.0022/0.2010），本年份組內個體間的社會經濟地位差異對代際流動性的影響仍然較小。③排序流動：排序流動占總流動性的63.23%（0.1271/0.2010），表明在本年份組內個體社會經濟地位的重新排名對農村居民代際流動性的貢獻依然最大，子輩擁有更多向上流動的機會，即家庭背景對農村居民代際職業流動的影響較低。排序流動在總流動中雖仍占主導地位，但其占比呈現下降趨勢，表明家庭背景對農村居民代際職業流動的影響較上一時期上升。

（5） 1970—1979年出生年份組。農村居民代際總流動性大幅上升至0.3258。①增長流動：66.08% （0.2153/0.3258） 的總流動性得益于社會經濟發展，相較于1960—1969年出生組，本出生年份組的增長流動貢獻繼續增加。②分散流動：分散流動占總流動性的2.12%（0.0069/0.3258），本年份組內個體之間的社會經濟地位差異對農村居民代際流動性的影響仍然較小。③排序流動：排序流動占總流動性的31.80%（0.1036/0.3258），占比較上一年份組大幅度下降。表明本年份組內個體社會經濟地位的重新排名對農村居民代際職業流動性的影響較大，農村居民子輩具備一定的向上流動機會，但家庭出身的影響逐漸顯現，子輩職業地位獲得受父輩職業的影響變大，家庭背景對農村居民代際職業流動的影響逐漸增加。

（6） 1980—1989年出生年份組。農村居民代際總流動性繼續上升至0.5369。①增長流動：高達91.92%（0.4935/0.5369）的總流動性得益于社會經濟增長。與前五個年份組相比，本年份組的增長流動貢獻最大。主要是因為該時期處于改革開放的黃金期，中國經濟迅速增長，鄉鎮企業快速發展，為農村居民帶來更多的就業與流動機會，子輩農村居民整體比父輩擁有更多、更優的職業機會。②分散流動：分散流動對總代際流動的貢獻僅為0.48%（0.0026/0.5369），表明本年份組內個體之間的社會經濟地位差異對代際流動的影響微乎其微。③排序流動：排序流動約占總流動性的7.60% （0.0408/0.5369），占比持續大幅下降。

表明本年份組內個體社會經濟地位的重新排名對代際流動性的影響大幅度下降，即家庭背景對農村居民代際職業流動的影響大幅增加。這可能是因為20世紀80年代的社會結構相對穩定，農村居民相對穩定地保持著職業和社會地位，子輩的職業機會受制于父輩職業。

（7） 1990—2005年出生年份組。農村居民代際總流動性持續增加至0.6134。①增長流動：89.26% （0.5475/0.6134） 的總流動性得益于經濟增長。與1980—1989年份組相比，本年份組增長流動的絕對值持續增加，對總流動性的貢獻略有下降，但占比仍在高位。②分散流動：分散流動對總流動性的貢獻微乎其微，為6.012E-8%（3.688E-8/0.6134），表明本年份組內個體之間的社會經濟地位差異對代際流動性的影響可以忽略不計。③排序流動：排序流動占總流動性的10.74%（0.0659/0.6134），本年份組較“80后”出生組的排序流動小幅度上升，表明農村居民子輩的職業地位獲得受父輩職業的影響下降，即家庭背景對農村居民代際職業流動的影響小幅度下降，但父輩職業對子輩職業獲得仍具有決定性作用。本出生年份組排序流動較低的主要原因可能是這一階段農村剩余勞動力開始向城市大規模轉移，子輩的職業受到父輩職業的直接影響，與父輩進入相同的行業或單位。同時，該時期農村商品經濟發展較快，加之農村熟人社會屬性，父輩會動用其社會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果揭示了農村居民代際職業流動的變遷情況 （見圖2）。中國農村居民1920—2005年間的代際流動性規律和流動趨勢具有三個特征：①增長流動的影響顯著增大，經濟增長在農村居民代際流動中扮演著越來越重要的角色。在各出生年份組中，經濟增長對總流動性的貢獻占比整體呈現逐漸上升態勢，表明經濟增長引起的個體社會經濟地位的提升成為推動農村居民代際職業流動的主要因素。特別是改革開放以來，增長流動在總流動中的占比高達90%，反映出經濟改革和現代化進程對農村居民代際流動的積極影響。②排序流動在不同時期波動較大。在較早的出生年份組 （1920—1939年和1940—1949年）中，排序流動對總流動性的貢獻較大，這可能與社會結構變遷、政治經濟環境轉變等因素有關。但隨著時間推移排序流動逐漸下降，其在總流動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，排序流動的影響相對較小，表明父輩職業、家庭背景對子輩職業地位的影響擴大，社會流動更多地得益于經濟增長和其他機會，即家庭背景對農村居民代際職業流動的影響大幅增加。值得注意的是，1978—1989年出生組中排序流動占比持續下降，但在1990—2005年出生組開始小幅回升，表明家庭背景對農村居民代際職業流動的影響雖大，但呈現弱化趨勢，即改革開放后排序效應呈現出先降低后增加的“U”型特征。③分散流動的影響較小。在整個時間段內，分散流動在代際流動性中的影響都很小，即個體社會經濟地位差異對農村居民代際流動的影響微弱。1920—2005年間，中國農村居民的代際流動性在不同出生年份組中呈現出明顯的變化趨勢，早期的社會動蕩和改革開放政策的推行為農村居民提供了更多的流動機會，而后期社會相對穩定和家庭背景的作用逐漸顯現，這些因素共同塑造了不同時期的代際流動性格局。由此，假設3得到驗證，即改革開放以來農村居民總代際流動性呈不斷上升態勢，但排序流動經歷了先下降后上升的“U”型變動趨勢。家庭背景對農村居民代際流動的影響持續增加，直至“90后”群體中，家庭背景對代際職業流動的影響開始呈現小幅度下降。

2. 穩健性檢驗：子輩初職獲得年

上述對代際職業流動的結構分解是基于出生年份劃分同期群進行的，接下來通過變換同期群劃分方式，按照中國市場化進程劃分同期群，以檢驗研究結果的穩健性。借鑒學界對中國市場化進程的時段劃分結果，結合子輩初職獲取時間劃分不同的同期群。具體劃分如下：1978年前為再分配時期；1978—1991年為改革初期 ① ；1992—2001年為社會主義市場經濟制度初步建立期，這一時期屬于市場化進程中發生實質性變化的第一步，被稱為中國的變革期；2002—2011年為社會主義市場經濟完善期，這一時期中國加入世貿組織，并成功建立市場經濟；2012—2021年為全面深化改革期，中國經濟進入深化改革，確定了市場在資源配置中起決定性作用。為提高估計準確度，排除新中國成立前獲得初職的樣本；同樣地，由于2012—2021年的樣本量過少，將其與2002—2011年合并，得到2002—2021年，即市場經濟完善與深化改革期，分解結果如表3所示。

（1）子輩初職獲得年：1950—1977年。農村居民子輩初職獲得年分布在1950—1977年再分配時期，總流動性在四個同期群中最低，為0.2385。其中增長流動占比42.05%，表明社會經濟增長對農村居民代際流動性具有顯著影響。分散流動占比較小 （1.43%），表明個體社會經濟地位差異對代際流動性的影響較小。排序流動占比高達56.52%，表明子輩社會地位的重新排序對農村居民代際流動的影響最大，即子輩相對于父輩的社會地位發生了較大變化，再分配時期家庭背景對農村居民代際職業流動的影響較低，符合這一時期農村社會結構特征。

（2）子輩初職獲得年：1978—1991年。農村居民子輩初職獲得年分布在1978—1991年改革初期階段，本時期農村居民代際總流動性較上一時期增長至0.2832。其中增長流動性占比增加至52.05%，呈現出占主導地位趨勢，表明經濟增長對農村居民代際流動性產生顯著影響。分散流動占比為1.94%，仍然較低，即排除了個體社會經濟地位差異對代際流動性的影響。排序流動占比下降至46.01%，較再分配時期占比明顯下降，但依然發揮重要作用，說明子輩社會地位的重新排序對代際流動性的影響依然較高，農村居民在改革初期具有相對公平的機會結構，其職業獲得受父輩職業的影響并不高。即家庭背景對農村居民的代際職業流動影響雖呈現上升態勢，但其影響強度并不高。

（3）子輩初職獲得年：1992—2001年。農村居民子輩初職獲得年分布在1992—2001年社會主義市場經濟制度初步建立期，農村居民代際流動性在本時期持續上升至0.5072。其中增長流動占比為69.60%，說明經濟增長引起的代際流動性仍占主導地位。隨著市場經濟逐步建立，農村居民子輩獲得更多的職業機會，其社會經濟地位得以提升，推動了代際總流動性上升。分散流動占比依然最小，為2.78%。排序流動占比大幅度下降至27.62%，表明父輩職業對子輩職業獲得的影響在本年份組大幅增加。雖然市場經濟的發展為農村居民提供了更多的職業機會，但與此同時，父輩職業對子輩職業獲得的影響也變得更為顯著。家庭背景和父輩職業在子輩初職獲得中起到了更大作用，導致排序流動的占比下降，家庭背景對農村居民代際職業流動的影響持續上升。

（4）子輩初職獲得年：2002—2021年。農村居民子輩初職獲得年分布在2002—2021年市場經濟完善及深化改革期，該時期總流動性在三個同期群中最高，為0.5215。其中增長流動占比持續上升，高達92.12%，表明農村居民代際流動性的增加主要得益于經濟增長。分散流動占比最低，為0.81%。排序流動占比大幅度降低至7.08%，表明父輩職業對子輩職業獲得的影響大幅度增加，家庭背景對農村居民代際職業流動的影響持續增加，若非得益于經濟增長，農村居民則以代際職業繼承為主。

這一分解結果與按照子輩出生年劃分同期群的研究結論基本一致，證實了農村居民代際職業流動結構分解結果的穩健性。值得注意的是，按照市場化進程劃分的同期群方法，排序流動及其在總代際流動性中的占比均呈現持續下降，并未表現出回彈的“U”型態勢。

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，則排序流動在2012—2021年間呈現出小幅度的回彈特征，即“U”型趨勢。

3. 異質性檢驗：代際職業流動的性別差異本文進一步檢驗了在農村社會中，農村居民代際職業流動是否存在性別差異 ① 。不同性別子輩的代際職業流動性結構分解結果如表4所示。

在全樣本中，女性子輩的總流動性為0.2855，而男性子輩的總流動性為0.2917，男性子輩略高于女性子輩。女性子輩的增長流動為0.1710，占總流動的59.58%，男性子輩增長流動為0.1757，占總流動的60.23%，農村男性子輩在經濟增長中的受益大于女性子輩，意味著農村居民子輩在職業獲得過程中存在一定的性別不平等。在不同出生組中，女性子輩的總流動性在1940—1979年間均低于男性子輩，這一現象在20世紀80年代后呈現反轉，農村女性子輩的流動性開始高于男性子輩的總流動性，表明得益于市場化改革，女性子輩的勞動市場參與率提升，在職業流動方面更加活躍。女性子輩的排序流動占總流動的比率普遍高于男性子輩，表明父輩職業對女性子輩的職業獲得影響更小，家庭背景對農村居民女性子輩代際職業流動的影響更低。這種差異可能與農村女性教育機會提升、性別角色變遷等因素有關。也在一定程度上映射出農村家庭“子承父業”中的“子”一般指男性子輩，家庭對男性子輩的重視程度使得其受父輩職業的影響更大。該現象表明：一方面受益于經濟發展與教育機會提升，女性勞動力市場參與率得到改善，中國農村家庭更加開放；另一方面農村家庭仍然將發展重心放在男性子輩上，“重男輕女”的性別觀念仍然存在?？梢姡袊r村家庭存在傳統化與現代化并存的格局。

四、結論與建議

本文采用CGSS 2021數據對農村居民代際職業流動進行結構分解，研究發現1920—2005年間出生的中國農村居民代際流動性規律和流動趨勢呈現以下特征：①增長流動的影響顯著增大，經濟增長對總流動性的貢獻率整體呈上升態勢，社會經濟增長是農村居民代際職業流動性提升的主要因素。特別是1978年以來，增長流動在總流動中的占比達90%，反映出經濟改革對農村居民代際職業流動的積極影響。②改革開放以來排序流動呈“U”型波動態勢。在較早的出生年份組 （1940—1949年） 中，排序流動在總流動性中占比為70.33%，但隨著時間的推移，不僅排序流動本身在逐漸下降，其在總流動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，排序流動占總流動的比例分別為7.60%和10.74%，表明家庭背景對農村居民代際職業流動的影響持續增加，社會流動主要得益于經濟增長和其他機會。1978—1989年間，排序流動在總流動中的占比不斷下降，直至“90后”出生群體開始小幅上升，表明改革開放以來家庭背景對農村居民代際職業流動性的影響呈先上升后下降的倒“U”型趨勢。③分散流動在整個時間段內占總流動性的比重很小，即分散流動對代際職業流動性的影響較小。

在驗證農村居民代際職業流動性的性別差異時，發現農村居民女性子輩在20世紀80年代后的流動性高于男性子輩，表明農村女性勞動力市場參與大幅改善；女性子輩的排序流動高于男性子輩，表明父輩職業對女性子輩的影響更小，這主要是因為男性子輩仍然是農村家庭的發展重心，受父輩的影響更大，以上反映出農村社會依然存在性別不平等問題。

女性的代際職業流動性較高，與農村家庭發展重心仍在男性子輩形成鮮明對比，表明中國農村社會發展呈現現代化與傳統化并存的格局。

基于上述研究結論，為促進農村居民代際職業流動提出如下建議：第一，持續推進經濟增長與全面開放。應繼續推進經濟改革和全面開放政策，以促進經濟增長，為農村居民提供更多的就業和創業機會，從而提高代際流動性。第二，弱化家庭背景的影響，縮小性別差異。應采取措施減少家庭背景對個人職業發展的影響，如提供更多的助學金和獎學金，促進教育公平，確保平等的發展機會。鼓勵女性參與勞動力市場，加強宣傳性別平等意識，減少性別差異。第三，持續推進鄉村振興，加強農村發展政策。考慮到農村居民代際職業流動性的特點，政府應加強針對農村地區的發展政策，如改善基礎設施、促進農村產業多元化發展，以及提供更多的就業和創業支持，以促進農村經濟發展和代際流動性。

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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

［責任編輯 劉愛華］