數字經濟下非正規就業如何影響代際流動

中圖分類號：F012 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2025）04-0032-10

一、引言

習近平總書記在《扎實推進共同富?！分袕娬{：“共同富裕是社會主義的本質要求，是中國式現代化的重要特征?！睂崿F共同富裕的一條重要途徑是暢通社會流動。在推進共同富裕的背景下，促進代際流動成為黨和政府重點關注的話題，亟待研究者進行探索。教育作為人力資本積累的重要途徑，一直被視為促進代際流動的重要手段。而就業的十中學效應也是實現人力資本積累和提升工作能力的重要手段，因此就業對代際流動的促進效應也不容忽視。黨的二十大報告強調：“就業是最基本的民生。”非正規就業作為保持勞動力市場彈性的重要方式，已經成為實現更加充分、更加高質量就業的重要補充。人社部數據顯示，2021年我國靈活就業人員總規模達2億人①。因此，在扎實推進共同富裕的現實背景下，科學地回答非正規就業對代際流動的影響效應及作用機制具有重要的理論價值和現實意義。

數字經濟發展催生的新業態，使得子代在非正規就業的形式選擇上趨于多元化，弱化了父代與子代之間的代際傳遞作用。但是由于非正規就業兼具高風險與高自主性的特征，因此從理論上來說，非正規就業對代際流動的影響存在兩種截然相反的效應。一方面，相對于正規就業而言，非正規就業存在進入門檻低，福利保障體系不健全等劣勢，加劇了勞動者的失業風險和健康風險[1]，不利于勞動者的長期發展，從而阻礙代際流動。另一方面，相對于正規就業，非正規就業者可以獲得更高的時薪來作為失業風險和健康風險的溢價補償[2]。同時，非正規就業的高度靈活性[3-4]使得從業者可以同時兼顧多重職業身份[5]、提高其工作自主性，從而促進代際流動。可見，非正規就業與代際流動的因果關系尚不明確，需要使用現實數據進行檢驗。

因此，本文使用2017年、2018年、2021年的中國綜合社會調查數據構造混合截面，探究了非正規就業與代際流動的因果效應及內在機制，并從戶籍、政治身份、學歷等維度探究了非正規就業對代際向上流動的異質性影響，同時還進一步討論了不同類型非正規就業對代際向上流動的影響效應。與現有文獻比較，本文存在以下邊際貢獻：（1）在研究代際流動的文獻中，大部分文獻關注了大學擴招[]扶貧搬遷[7]、數字金融[8]等對代際流動的影響，關注非正規就業影響代際流動的文獻較少。本文從非正規就業視角探究了其對代際流動的影響及內在機制，拓展了代際流動的相關研究。（2）本文從戶籍、政治身份、學歷等方面探究了非正規就業對代際流動的異質性影響，并進一步揭示了異質性非正規就業對代際流動的影響效應，從代際流動的視角，深化了對非正規就業推動共同富裕的認識，為政府部門制定推進共同富裕的相關政策提供了理論依據與決策參考。本文研究結論的政策含義是，相關政府部門應充分重視非正規就業對正規就業的重要補充作用，可以通過優化營商環境、建立健全非正規就業配套社會保障體系等舉措，充分發揮非正規就業在實現更加充分、更高質量就業方面的重要作用，助力推進共同富裕。

二、理論分析與研究假說

我國已經進人數字經濟的時代。數字經濟作為繼農業經濟、工業經濟之后的主要經濟形態，到“十四五\"末期，數字經濟將成為我國國民經濟存量的半壁江山和增量的主要貢獻來源。同時，數字經濟這一新的經濟形態的發展也催生了大量的新業態，改變了人們對就業形式的選擇，使得子代在就業形式的選擇上相對于其父代而言，更加趨于多元化，有助于弱化父代與子代之間的代際傳遞作用，并且數字經濟的高速發展還縮小了非正規就業與正規就業的收入差距[9]。因此，數字經濟背景下，非正規就業等新業態的大量出現可能會影響傳統經濟形態下子代與父代之間的職業代際相關性，進而影響代際流動。但由于非正規就業具有進入門檻低、福利保障體系不健全、就業形式多元、靈活性高等特點，因此，非正規就業對代際流動的影響可能存在兩種截然相反的效應。

一方面，非正規就業加劇了從業者的失業風險和健康風險。相比正規就業，非正規就業從業者在勞動力市場中面臨更加嚴峻的生存問題。原因是，非正規就業的進入門檻低[3]，因而從業者在勞動力市場中被替代的概率更大，面臨更高的失業風險[1]；同時，非正規就業的用工形式較為靈活，企業可以隨時用工，臨時解聘、終止勞動合同。勞動雇傭方出于用工成本的考慮，通常沒有動機為非正規就業者提供必要的勞動保障，從而加劇了非正規就業者的健康風險。綜上，非正規就業提高了從業者的失業風險和健康風險。就業是實現代際流動的重要途徑。鄭筱婷等[10]指出，就業擴張提高了個體進入高收入行業的機會，并且高收入行業就業機會增加有利于促進個體的人力資本投資。失業風險加劇不但減少了個體獲取收入的機會，而且不利于個體的人力資本投資，從而抑制了代際流動。而健康風險引致的醫療負擔加劇也是阻礙代際流動的主要因素之一。另外，根據補償性工資差異理論，對于從事高風險工作的勞動者，雇主會給予其更高的時薪作為風險溢價的補償[2]。因此，相對于正規就業而言，非正規就業能夠獲得更高的勞動收入。

另一方面，非正規就業拓寬了勞動者的收入渠道，提高了勞動者的工作自主性。非正規就業具有就業形式靈活[3-4]、工作時間彈性大[9]等特點。因此，非正規就業還可能通過以下途徑促進代際流動：一是通過同時兼顧多重職業身份，拓寬收入來源渠道[5]，從而實現代際向上流動；二是通過工作自主緩解工作壓力產生的工作懈怠，提高工作效率[1]，同時工作自主還能促進勞動者進行自發性學習和培訓，不斷重塑核心能力，完成價值再造[5]。人力資本積累是實現代際向上流動的重要方式之一。工作自主性提高有助于促進從業者核心能力重塑和價值再造，也是一種人力資本投資的重要方式，因此有助于實現代際向上流動?；谏鲜隼碚摲治?，本文提出以下待檢驗的研究假說。

研究假說 H₁ ：非正規就業提高了勞動者的健康風險和失業風險，從而抑制代際流動。

研究假說 H₂ ：非正規就業提高了勞動者的勞動收入、拓寬了勞動者的收人渠道、增強了勞動者的工作自主性，從而促進代際流動。

三、研究設計、數據來源與變量設計

（一）模型設定

本文主要探究的問題是非正規就業對代際流動的影響，因此設定基準回歸模型如下：

（1）其中，變量的下角標 ?c，i，t 分別表示省份、個體、年份。 Y 是本文的被解釋變量，分別表示代際流動、代際向上流動、代際向下流動；Informal表示非正規就業；Control表示控制變量集合。 λ_ι×u_c 表示省份和年份的交互固定效應。 為擾動項，標準誤為省份層面的聚類標準誤。本文選擇線性概率模型（LPM）對研究結論進行檢驗，后文使用了Probit模型進行穩健性檢驗。

（二）數據來源

本文使用中國綜合社會調查數據（ChinaGener-alSocialSurvey，簡稱CGSS）。該數據庫涵蓋了社會、家庭、個體等多個層次的數據，樣本代表性較好。由于非正規就業、代際流動等現象與當下經濟發展狀況具有較為密切的關聯性，為了捕捉到當前經濟環境下，非正規就業與代際流動的因果關系，因此本文選取了CGSS2017、CGSS2018、CGSS2021的數據。進一步，本文對數據處理如下：第一，剔除子代還在上學的樣本。第二，剔除子代年齡小于30歲、大于65歲的樣本。一方面，30＼～65歲個體的職業具有穩定性[12]，另一方面，保留此年齡段的樣本可以控制生命偏誤的影響[13]。第三，剔除農業就業樣本和無工作樣本。第四，剔除回答為不知道、不適用、拒絕回答及主要變量存在缺失值的樣本，得到用于本文研究的有效樣本。本文的研究主要用到三類匹配樣本：一是父-子匹配樣本，二是母-子匹配樣本，三是父代-子代匹配樣本②

（三）變量設計

1.被解釋變量：代際流動。鑒于中國綜合社會調查數據中公布的豐富、詳細的父代與子代職業信息，本文使用ISEI階層次序來刻畫代際流動。具體的操作步驟如下：第一，將數據庫中的被采訪者視為子代，根據子代現在的職業狀況和子代14歲時父母的職業狀況，計算出子代和父母的ISEI數值；第二，根據子代與父代的ISEI數值，通過五等份處理的方式，計算出子代與父代的ISEI階層次序，該方式能夠避免ISEI數值過低導致的偏誤，使得結果更加穩健，同時該方式還能讓不同地區之間的結果具有更高的可比性[8]；第三，通過比較子代與父代的ISEI階層次序，定義代際流動，并劃分具體的代際流動狀態。將子代與父代ISEI次序不在同一階層的樣本定義為代際流動，子代ISEI階層次序高于父代的樣本定義為代際向上流動，子代ISEI階層次序低于父代的樣本定義為代際向下流動。

2.核心解釋變量：非正規就業。本文結合ILO對非正規就業的定義及《中華人民共和國社會保險法》對靈活就業的劃分標準，在數據可得的基礎上，參考現有研究[14]，從職業類型的視角對非正規就業進行界定，將無雇員的個體工商戶、勞務工/勞務派遣人員、零工/散工（無固定雇主的受雇者）、在自己家的生意/企業中工作/幫忙（領工資）、在自己家的生意/企業中工作/幫忙（不領工資）、自由職業者等職業類型定義為非正規就業，賦值為1。否則為正規就業，賦值為0。

3.控制變量。控制變量選取步驟如下：首先，控制了子代的年齡及其平方、父代的年齡及其平方，以控制年齡效應和其他不可觀測因素的影響[8]。其次，控制了子代的性別（男性為1）、民族（漢族為1）、受教育年限（未接受教育至研究生及以上依次為0＼～19）、戶籍（城鎮為1）、婚姻狀況（初婚有配偶、再婚有配偶、同居定義為有配偶為1）、政治身份（黨員為1），以排除可觀測的混淆因素干擾。再次，控制了父代受教育水平③、家庭相對地位（遠低于平均水平至遠高于平均水平依次為1＼～5）及家庭人均收入對數值（家庭總收入與總人數比值取對數），以排除家庭經濟狀況與社會地位的干擾。最后，為了排除省份層面（如數字經濟等）和時間維度的混淆因素，控制了省份和年份的交互固定效應。進一步，本文對主要變量進行了描述性統計。結果顯示，我國絕大部分個體實現了代際流動，且代際向上流動的可能性要高于代際向下流動。非正規就業的比例為 27.5% ，與2021年我國整體的靈活就業人員占比大致相當，表明本文非正規就業的界定具有一定的合理性。

四、實證檢驗

（一）基準回歸

表1匯報了基準回歸的結果，其中面板A、面板B、面板C分別是非正規就業與代際流動、代際向上流動、代際向下流動的實證結果。第（2）列中非正規就業與代際流動之間的回歸系數為0.0478，在 1% 的水平上顯著，表明非正規就業促進了代際流動。第（8）、（14）列的結果表明，非正規就業對代際流動的促進效應表現為提升代際向上流動的概率。該結論的重要啟示是，充分發揮非正規就業對正規就業的補充作用，促進代際向上流動，推進共同富裕，一方面需要建立健全配套的非正規就業社會保障體系和職業培訓制度，另一方面也要營造有助于非正規就業良性發展的營商環境。同時，母-子匹配樣本和父代-子代匹配樣本的實證結果也證實了上述結論，表明本文的研究結論是穩健的。本文的目的是，從代際流動的視角探究非正規就業是否能夠推進共同富裕，而推進共同富裕的原則中強調：“防止社會階層固化，暢通向上流動通道?！蓖瑫r考慮到論文結果呈現的簡潔性，因此后文的檢驗與分析主要圍繞非正規就業對代際向上流動的促進作用進行展開。

控制變量結果顯示，子代年齡與代際向上流動存在倒U型關系，與代際向下流動存在U型關系。子代受教育年限越長，代際向上流動的概率越大，代際向下流動的概率越小，即提升人力資本有助于代際流動。父母受教育年限越長，代際流動越低，說明父代階層地位越高，子代要超越其父代階層地位需要付出的努萬越大。

（二）穩健性分析

為確保結論穩健，本文進行了如下的穩健性檢驗②：第一，將線性概率模型（LPM）替換為Probit 模型；第二，剔除女性年齡大于55歲、男性年齡大于60歲的樣本以排除延遲退休的影響；第三，剔除2021年的樣本以排除突發新冠疫情的影響；第四，剔除父代與子代年齡差低于15周歲的樣本以排除測量誤差。穩健性檢驗的結果均與基準回歸保持一致，驗證了結論的穩健性。

（三）內生性處理

鑒于前文對遺漏變量和測量誤差進行了詳細的處理，研究結論受遺漏變量和測量誤差干擾的可能性較小，但仍需要擔心反向因果的影響。本文參考周廣肅等[8的思路，構造了分年份各個省份層面的非正規就業比例作為非正規就業的工具變量，并使用兩階段回歸模型進行實證檢驗，結果如表2所示。第一階段的實證結果與預期一致，且KPF統計量大于10，說明不存在弱工具變量問題，工具變量選取合理。處理了內生性問題之后，非正規就業與代際向上流動的回歸系數依然顯著為正，即非正規就業對代際向上流動具有顯著的正向促進作用，本文的研究結論穩健。

五、擴展分析

（一）機制檢驗

基于研究假說 Π_H2 ，本文的影響機制提煉為以下三條：第一，收入效應。非正規就業通過增加個體收入，從而促進了代際流動。第二，兼職數量效應。非正規就業通過增加兼職數量，從而促進了代際流動。第三，工作自主效應。非正規就業增加了個體的工作自主性，從而促進了代際流動。本文參考Diet al.[15]的研究思路，構建檢驗機制的實證模型如下：

M_i=β₀+β₁Informal_i+γControl+λ_t×u_c+ε_i

Y_i=β₀+β₁M_i+γControl+λ_t×u_c+ε_i

其中， M_i 表示本文的機制一收入效應、兼職數量效應、工作自主效應，其余變量的含義與前文一致。

基于上述機制檢驗模型，進一步使用定量指標對本文的機制進行刻畫?？紤]到現實數據的可得性，收入效應方面，本文主要從子代總收人和子代勞動收入兩個維度進行刻畫，分別選取問卷中的問題：“您個人去年全年的總收入是多少？”“您個人去年全年的職業/勞動收入是多少？”衡量子代總收入和子代勞動收人，同時為了糾正偏差，子代總收入和子代勞動收入均進行了對數化處理。兼職數量效應方面，本文使用子代兼職數量進行刻畫，選取問卷中的問題：“您目前是否同時兼有多份工作？若是，具體兼職數量是多少？”衡量子代兼職數量。工作自主效應方面，本文使用子代工作自主性進行刻畫，選取問卷中的問題：“在您目前的工作中，您在多大程度上能自主決定您工作的具體方式？”衡量子代工作自主性，其中，工作方式完全不能由自己決定賦值為1、在很少程度上能夠由自己決定賦值為2、能夠在一定程度上由自己決定賦值為3、完全能夠由自己決定賦值為 4^⑧ 。

1.收入效應。表3匯報了收入效應的實證結果。無論是子代年收人，還是子代勞動收入，均沒有證據表明非正規就業促進了子代的收入提升，表明非正規就業通過收入效應促進代際向上流動的邏輯鏈條不成立。但是子代總收入及勞動收入和代際向上流動的關系表明，子代總收入能夠促進代際向上流動，但子代勞動收入對代際向上流動沒有顯著影響，說明拓展除了勞動收入以外的其他形式收入是促進代際向上流動的重要手段。

2.兼職數量效應。表4匯報了兼職數量效應的實證結果。非正規就業沒有顯著提升子代的兼職數量，同時子代兼職數量對代際向上流動也不存在顯著的影響效應，表明非正規就業通過兼職數量效應促進代際向上流動路徑沒有得到現實數據的驗證。原因在于，不同形式的勞動方式對于時間的分配存在替代關系，由于勞動者存在時間約束，因而非正規就業沒有能夠提高勞動者的兼職數量。同時兼職數量效應與收入效應在邏輯上具有一致性，該結果也為收入效應不能解釋非正規就業促進代際向上流動提供了進一步的證據。

3.工作自主效應。表5匯報了工作自主效應的實證結果。非正規就業對工作自主性具有顯著的正向促進作用，表明非正規就業提升了勞動者在工作中的自主性，與非正規就業具有靈活性的特點一致，同時工作自主性顯著地提高了代際向上流動的概率。結合兩部分的實證結果，非正規就業通過提升工作自主性，從而促進代際向上流動的機制得到驗證。

（二）異質性分析

考慮到戶籍、政治身份、學歷等因素會影響個體的就業決策，因此本文從戶籍、政治身份、學歷三方面展開異質性分析。

1.戶籍異質性。為了檢驗戶籍異質性影響，本文以子代的戶籍類型作為分類標準，將總樣本分為城鎮樣本和農村樣本，并使用分組回歸進行檢驗，實證結果如圖1所示。農村樣本中，非正規就業與代際向上流動的回歸系數顯著為正；城鎮樣本中，非正規就業對代際向上流動的影響不顯著，表明非正規就業顯著促進了農村居民代際向上流動的概率。

注：控制變量與基準回歸的一致，圖中匯報的置信區間為 5% 的顯著性水平，同下圖。父-子匹配的樣本中，城鎮的樣本量為2496，農村的樣本量為3042；母-子匹配的樣本中，城鎮的樣本量為2145，農村的樣本量為2926；父代-子代匹配的樣本中，城鎮的樣本量為2527，農村的樣本量為 2958. 0

2.政治身份異質性。為了檢驗政治身份異質性影響，本文以子代的政治身份作為分類標準將總樣本分為黨員樣本和非黨員樣本，并使用分組回歸進行檢驗，實證結果如圖2所示。黨員樣本中，非正規就業對代際向上流動的影響不顯著；非黨員樣本中，非正規就業對代際向上流動的回歸系數顯著為正，表明非正規就業顯著地提升了非黨員群體代際向上流動的概率。

注：父-子匹配的樣本中，黨員的樣本量為832，非黨員的樣本 量為4702；母-子匹配的樣本中，黨員的樣本量為758，非黨員的樣 本量為4311；父代-子代匹配的樣本中，黨員的樣本量為845，非黨 員的樣本量為 4638 （204

3.學歷異質性。為了檢驗學歷異質性影響，本文結合就業市場對學歷門檻的要求，以大專學歷作為分界點，將子代學歷為大專及以上的為高學歷樣本、大專以下的定義為低學歷樣本，并使用分組回歸進行檢驗，結果如圖3所示。高學歷群體中，非正規就業與代際向上流動的回歸系數不顯著；低學歷群體中，非正規就業與代際向上流動的回歸系數顯著為正，表明非正規就業顯著提升了低學歷群體代際向上流動的概率。

注：父-子匹配樣本中，高學歷的樣本量為1871，低學歷的樣本量為3666；母-子匹配樣本中，高學歷的樣本量為1661，低學歷的樣本量為3409；父代-子代匹配樣本中，高學歷的樣本量為1919，低學歷的樣本量為 3566

總的來說，非正規就業對代際向上流動的促進作用在戶籍、政治身份、學歷等方面存在顯著的異質性。非正規就業能夠顯著地促進農村、非黨員、低學歷等群體代際向上流動的概率。可能的原因在于，農村、非黨員、低學歷等“弱勢群體”由于自身的要素稟賦相對薄弱，而正規就業又具有一定的門檻限制，從而阻礙了其公平地享有經濟發展成果。非正規就業具有相對靈活、進入門檻低的特點，為這些群體提供了公平享有經濟發展成果的機會和渠道。該結論意味著非正規就業對正規就業具有重要的補充作用，對扎實推進共同富裕的相關政策制定提供了重要啟示。

（三）異質性非正規就業對代際向上流動的影響效應

由于不同類型非正規就業的工作性質之間存在較大的異質性（例如，無雇員的個體工商戶與無固定雇主的零工、散工之間，無論是在工作自主性，還是在工作待遇方面都存在較大的差異）。因此本文基于上述的結論，進一步討論了不同類型的非正規就業對代際向上流動的影響效應。

為了檢驗各類非正規就業對代際向上流動的影響效應，構建實證模型如下：

Y_i=β₀+β₁Informal1_i+β₂Informal2_i+β₃Informal3_i+

β₄Informal4_i+β₅Informal5_i+β₆Informal6_i+

γControl+λ_t×u_c+ε_i

式（4）中，Informal1 ～ Informal6的定義如下：無雇員的個體工商戶為1，否則為0（Informall）；勞務工/勞務派遣人員為1，否則為0（Informal2）；無固定雇主的零工，散工為1，否則為0（Informal3）；在自己家的生意/企業中工作/幫忙，領工資為1，否則為0（Informal4）;在自己家的生意/企業中工作/幫忙，不領工資為1，否則為0（Informal5）；自由職業者為1，否則為0（Informal6）@。其余變量的含義與前文一致。

圖4匯報了不同類型的非正規就業對代際向上流動影響效應的實證結果。與正規就業相比，無雇員的個體工商戶顯著地促進代際向上流動，而無固定雇主的零工、散工則顯著地抑制了代際向上流動，從絕對值來看，前者的促進效應是后者抑制效應的1.91＼～2.05倍。該結果說明不同類型的非正規就業對代際向上流動的影響效應存在異質性，且異質性主要來源于無雇員的個體工商戶與無固定雇主的零工、散工之間的影響差異。原因在于，無雇員的個體工商戶具備創業者屬性，能夠充分發揮自身的主觀能動性（即“工作自主\"效應），可以通過“干中學”實現長期的人力資本積累，從而促進代際向上流動；無固定雇主的零工、散工，進入門檻低，可替代性高，工作穩定性差，難以實現長期的人力資本積累，并且頻繁的轉崗會對其職業生涯產生“底端鎖定”，非但無法促進代際向上流動，還會使得勞動者的境況更加糟糕。

注：0表示無雇員的個體工商戶；1表示勞務工/勞務派遣人員；2表示零工，散工（無固定雇主的受雇者）；3表示在自己家的生意/企業中工作/幫忙（領工資）；4表示在自已家的生意/企業中工作/幫忙（不領工資）；5表示自由職業者?；鶞式M為正規就業，同下圖。父-子匹配樣本中的樣本量為5538個；母-子匹配樣本中的樣本量為5074個；父代-子代匹配樣本中的樣本量為5487個。

（四）異質性非正規就業對工作年限的影響效應

前文的實證結論發現，無雇員的個體工商戶顯著地促進代際向上流動，而無固定雇主的零工、散工顯著地抑制了代際向上流動。本文對此的解釋是，無雇員的個體工商戶對代際向上流動的促進效應原因是“干中學”，而無固定雇主的零工、散戶對代際向上流動的抑制效應原因是職業生涯中的“底端鎖定”。為了進一步驗證該解釋的合理性，本文進一步討論了不同類型非正規就業與工作年限的關系?。邏輯在于，“干中學”發揮的前提是在工作中進行人力資本積累，而這與工作年限（經驗）具有一定的相關性，工作年限（年限）也是“干中學”的衡量指標之一[16]。其中，檢驗不同類型非正規就業與工作年限關系的實證模型如下：

γControl+λ_t×u_c+ε_i （204 （5）

其中，Work_year表示子代的工作年限，均值為1.81年，說明現階段的勞動者更換工作較為頻繁。其他變量的含義與前文一致。

圖5匯報了不同類型非正規就業對工作年限影響效應的實證結果。無雇員的個體工商戶與工作年限的回歸系數顯著為正，無固定雇主的零工、散戶與工作年限的回歸系數在 10% 的水平上顯著為負（ ?p 值為0.079），表明與正規就業相比，無雇員的個體工商戶具有更長的工作年限，而無固定雇主的零工、散戶具有更短的工作年限，與理論預期一致，進一步佐證了前文的解釋。另外，自由職業者與工作年限的回歸系數顯著為負，說明自由職業者也有產生“底端鎖定”的風險。

注：該模型中控制了個體特征變量、父親和母親的特征變量、家庭特征變量、年份和省份的交互固定效應。樣本量為5794個。

總的來說，不同類型非正規就業對代際向上流動的影響具有異質性，該研究結論對扎實推進共同富裕提供了一定的警示作用，意味著，在扎實推進共同富裕背景下，要讓非正規就業成為更加充分、更加高質量就業的重要補充，推進共同富裕，需要從完善非正規就業的相關配套政策著力，同時相關配套政策不能“一刀切”。既要充分發揮非正規就業對代際流動的促進效應，也要積極應對非正規就業產生的“底端鎖定”，防止非正規就業產生的“底端鎖定”惡化從業者的處境。

六、結論與建議

暢通社會向上流動通道作為推進共同富裕的重要原則之一，成為黨和政府重點關心的話題。在扎實推進共同富裕的背景下，如何防止兩極分化、暢通社會向上流動通道亟待研究者們進行探索。高質量就業是實現社會性流動的重要舉措之一。非正規就業作為正規就業的重要補充，在實現更加充分、更加高質量就業方面發揮了重要作用。鑒于此，非正規就業對實現代際向上流動也會存在影響，但是非正規就業對代際流動的影響還不確定、內在機制也有待厘清。鑒于此，本文使用CGSS2017、CGSS2018、CGSS2021數據構造混合截面，探究了非正規就業對代際流動的影響效應，研究發現：第一，非正規就業能夠促進代際流動，表現為非正規就業顯著促進了代際向上流動的概率。并且在排除了突發公共衛生事件的沖擊之后，非正規就業對代際向上流動的促進效應提升了 37.1%～ 46.1% ，平均增幅在 40% 以上；第二，非正規就業促進代際向上流動是通過工作自主效應渠道發揮作用的；第三，非正規就業顯著提高了農村、低學歷、非黨員個體代際向上流動的概率；第四，與正規就業相比，無雇員的個體工商戶顯著地促進了代際向上流動，零工、散工（無固定雇主的受雇者）顯著地抑制了代際向上流動，并且無雇員個體工商戶的促進效應是無固定雇主零工、散戶抑制效應的1.91＼～2.05倍。

本文探究了非正規就業與代際流動的因果效應，揭示了異質性非正規就業對代際向上流動的影響，深化了現有成果對非正規就業與代際流動關系的認識。同時從充分發揮非正規就業對正規就業的重要補充作用方面，對實現更加充分、更高質量就業，助力扎實推進共同富裕提出如下建議。

第一，正確認識非正規就業在扎實推進共同富裕中的重要作用。非正規就業已經成為我國就業市場的重要組成部分，充分發揮非正規就業對代際向上流動的促進效應，對扎實推進共同富裕具有重要意義。相關部門應當充分地認識這一現象，將非正規就業納入政府就業服務管理體系，為非正規就業提供無差別的政府就業保障服務。借力互聯網技術，扭轉公眾對非正規就業的錯誤認識，讓正確的非正規就業觀念深入人心，更大地發揮非正規就業的正面效應。

第二，立法保障非正規就業的合法權益。讓保障非正規就業的合法權益有法可依是重要前提?；凇耙匀藶楸尽钡睦砟?，從工作認定、技能回報、社會保障、營商環境等多個層面建立完善的非正規就業勞動保護法律法規，讓保障非正規就業從業者的合法權益具備有法可依的頂層架構。

第三，建立健全非正規就業配套的社會保障體系。異質性非正規就業與代際向上流動的結果表明，無雇員的個體工商戶是促進代際向上流動的主要非正規就業類型，而無固定雇主的零工、散工顯著地抑制了代際向上流動。因此建立健全非正規就業配套的社會保障體系不能“一刀切”。對具備代際向上流動能力的非正規就業，配套社會保障體系以激勵為主，主要措施包括優化營商環境、杜絕經營過程中的不透明不公正現象等。對代際向上流動困難的非正規就業，配套社會保障體系以保障為主，主要措施包括提供適當的經濟援助、降低參保門檻等。

第四，暢通非正規就業的人力資本提升渠道。非正規就業主要是顯著提升了農村、非黨員、低學歷群體的代際向上流動概率。而這些群體具備一個共同特點就是自身的要素稟賦相對薄弱。職業技能培訓是提升勞動者要素稟賦的重要手段之一，通過建立非正規就業技能培訓體制機制，為非正規就業從業者提供公益性的技能培訓或技能培訓補貼，保障非正規就業勞動者也能夠實現人力資本積累，更多地共享經濟發展的成果。

注釋：

① 根據國際勞工組織（ILO）的界定，非正規就業包括臨時性就業、非全日制和待命工作、多方雇傭關系及隱蔽性雇傭/依賴性自雇就業。我國頒布的《中華人民共和國社會保險法》將靈活就業人員界定為三類：第一，無雇工的個體工商戶；第二，未在用人單位參加基本養老保險的非全日制從業人員；第三，其他靈活就業人員。結合兩者的界定可以發現，在中國現實情境下非正規就業與靈活就業高度重合。因此本文不對非正規就業和靈活就業做嚴格區分。

② 父-子匹配樣本中使用父親的ISEI階層次序與子代的ISEI階層次序刻畫代際流動相關指標；母-子匹配樣本中使用母親的ISEI階層次序與子代的ISEI階層次序刻畫代際流動相關指標；父代-子代匹配樣本中使用父代ISEI階層次序與子代ISEI階層次序刻畫代際流動相關指標。其中，父代的ISEI階層次序以父母的ISEI階層次序的最大值作為替代指標，若父母當中有一方存在缺失值，則直接選取無缺失值一方的ISEI階層次序替代。

③ 父代受教育水平的定義與子代一致。④ 此處控制省份層面的固定效應而非更低層次的固定效應的原因是，中國綜合社會調查2017年以后的數據僅公布了省份的地區編碼。⑤ 限于篇幅，描述性統計的結果備索。⑥ 人社部數據顯示，2021年我國靈活就業人員達2億人，全國就業人員7.456億人，靈活就業人員占比約為26.8%[（2/7.456）×100%] 。⑦ 限于篇幅，穩健性檢驗的結果備索。⑧ 限于篇幅，機制變量的描述性統計備索。⑨ 此處的“弱勢群體”僅表明該群體相對于城市、黨員、高學歷等群體而言，其要素稟賦比較薄弱，并無其他任何歧視的含義。⑩ 限于篇幅，各類非正規就業占比的描述性統計備索。① 本文選擇中國綜合社會調查問卷中的問題：“到目前為止，您在目前的工作單位或公司工作了多少年？”來衡量子代的工作年限（Work_year），該變量為連續變量，剔除了不知道、拒絕回答、不適用、缺失值的樣本。? 工作年限越長，不僅意味著工作經驗越豐富，也間接表明了工作更具有連續性，因此越容易實現“干中學”。一個原因在于，找尋工作也需要投入時間成本，那些進入門檻低、替代性高的職業，由于頻繁地更換工作，使得工作碎片化，因而更加容易產生“底端鎖定”，難以實現“干中學”。

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責任編輯：賈鐵留

How does Informal Employment Affect Intergenerational Mobility in the Digital Economy

LI Shun

（SchoolofBusiness，HunanInstituteofEngineering，Xiangtan 4111O4，China）

Abstract：Underthedigitalonomy，umerousinforalemployenthasemerged，whichhasbecomeanimportantsupplemettochievehigherqualityandfulleremployment.Thispaperusesthedataof heChinaGeneralSocialSurvey（2O17，2018，and2021）to constructmixedcrosssectiontoexploretheimpactofinforalemplomentonintergeneratioalmobilityItisfoundtatinfoal employmentsignifcantlyimprovesintergenerationalobility，mainlybypromotingtheprobabilityofupwardintergeneratioalobility. TheworkautonomyefectisthemainwayofinforalemploymenttopromoteupwardintergenerationalmobilityInfoalmployent canpromoteupward generational mobilityinruralareas，non-partymembers，andgroups with loweducationlevels.Thepromotion efectofelf-employedbusineseswithoutemployeesis1.91-2.O5timesthatofcasualandcasualworkerswithoutfixedemployers. Keywords：informal employment；intergenerational mobility；work autonomy effect