教育、職業與階層的三維代際流動研究

溫軍英

（福建師范大學 教育學院，福建 福州 350007）

代際流動水平往往被看作是社會開放程度的標志。有序健康的代際流動是彰顯社會活力的重要前提，也是保證社會公平和穩定改革發展大局的必要保障。我國始終將教育作為阻斷貧困代際傳遞的治本之策，以教育扶貧強智，用知識改變命運。當前，對中國社會階層與教育作用問題的認知是理解社會變遷及教育公平問題的核心[1]，而職業獲得是個體通過“文憑—階層”轉換、實現代際階層流動的直接體現。因此，梳理教育、職業與階層之間的代際流動情況及其影響機制，成為理解社會公平的又一重要視角。本文嘗試在結合前人的研究基礎上進一步探討我國當下的代際流動特征及其影響路徑，以期為該領域的研究提供一定的理論參考。

一、已有研究與分析框架

（一）研究視角的選擇

“代際流動”研究通過分析父代和子代在階層位置上的相對關系來揭示階層結構及其變遷的狀況。[2]美國社會學家Blau 和Duncan 的“地位獲得模型”揭示了自致性因素和先賦性因素對于個體地位獲得的影響機制。[3]該模型表明，現代社會工業化的發展會使得教育這一自致性因素超越家庭背景這一先賦性因素，在人們的職業地位獲得中的作用逐漸加強，并在宏觀層次上削弱社會不平等，而這時的社會結構就是開放的。[4]可見在現代化社會中，個體的教育獲得與職業獲得及其代際階層流動之間的關系越發緊密。國內學者基于教育這一自致性因素對代際流動的影響研究較為豐富，較多學者都認為教育是一種重要的代際流動機制[5-6]。但有研究發現，高學歷的父母更有可能培養出高學歷的孩子，子女教育獲得是決定其社會地位的重要因素之一[7]，目前我國教育代際流動呈現出固化趨勢，父代教育的優勢或劣勢都會“跨代”累積到子代[8]，進一步推斷出教育代際流動作用于代際階層流動的影響路徑。有學者進一步指出，教育機會的不均等、地位獲得過程中的代際傳承、教育結構與社會結構的不對應等因素弱化了教育促進社會底層升遷性社會流動的功能[9]，從而明確社會結構因素對個體代際流動的深刻影響不可忽視。上述學者的研究表明，教育可以作為自致性因素的邏輯起點，但是教育無法作為純粹的自致性因素，否則，教育擴張就應當成為促進代際流動、實現社會公平的唯一途徑。正如Blau 和Duncan在《美國的職業結構》一書中所指出的，“教育是家庭結構與職業成功之間的中介變量”[10]。其他學者的實證研究也認為，職業層級是個體受教育水平影響社會階層代際流動的重要作用機制，受教育水平會通過影響個體的職業階層地位獲得，進而產生突破代際社會階層繼承、促進代際流動的作用[11]?？梢?，單一、線性地將教育和職業這兩個核心變量割裂開來進行探討代際流動機制會忽略二者之間的結構化效應，其研究結論的適用范圍也會具有局限性。因此，本文將基于教育和職業的雙重視角來探究我國當下的代際流動特征及其影響機制。

（二）研究維度的選擇

長期以來，我國特有的二元戶籍制度所導致的城鄉差異以及社會、歷史和自然因素所導致的區域差異始終備受社會各界的廣泛關注。在城鄉差異中，相關研究發現《義務教育法》與大學擴招政策均顯著提高了農村家庭的教育代際流動性，但對城鎮家庭的教育代際流動性影響不顯著[12]。沒有接受過高等教育的農村居民更能培養出“鳳凰男”，隨著高等教育大眾化的推進，接受過高等教育的城市居民更能熏陶出“學二代”[13]。在區域差異中，中、西部的農村女性在教育獲得方面處于地區、戶籍和性別的三重弱勢[14]?；贑HIP 數據的實證研究同樣發現，在對區域差異的統計中，所有地區未發生明顯流動的子代比例均達到75%以上[15]。此外，教育規模擴張也是近些年來考察代際流動影響機制的關鍵變量，有學者認為，教育擴張沒有顯著改善教育機會不均的問題，因而也無法改善代際流動[16]；高校擴招后的社會絕對流動率有所上升，但相對流動率仍保持不變[17]?？梢姼咝U招前后的個體代際流動情況可能由于指標差異而存在不同結論。綜合來看，當前我國代際流動“不平衡不充分”的問題仍然突出地體現在城鄉差異[18]和區域差異[19]之中，且由于上述關于代際流動的實證研究時間截點為2015 年，考慮到實證結果和研究結論的時效性，因而有必要基于全國性數據對相關結論作進一步考證與更新。

二、研究設計

（一）樣本選擇與劃分

中國綜合社會調查(CGSS)是我國最早的全國性、綜合性、連續性學術調查項目。該數據是采用多階分層抽樣的連續性截面調查，通過定期、系統地收集中國人與中國社會各個方面的數據，全面地收集了社會、社區、家庭、個人等多個層次的數據，能夠為總結社會變遷趨勢和國際比較研究提供數據支撐。因此，本文借助CGSS(2017)數據用于探究全國城鄉之間的代際流動情況，具有良好的適切性和代表性。

1.樣本說明

為確保職業流動指標的有效性，保證個體均處于勞動力市場中，本文刪除了個體出生年份早于1957年的樣本（年齡大于60歲），最后共篩選獲得出生年份為1957-1999（年齡在18 歲到60 歲之間）的8268份樣本。

2.同期群劃分

為考證教育規模擴張對代際流動的影響，再結合我國的學制系統特點（通常個體在18 歲時參加高考），需要將出生年份控制為1957-1979 和1980-1999兩個同期群，以此來確保1957-1979出生組能夠在高等教育規模擴張前參加高考，1980-1999 出生組能夠在高等教育規模擴張后參加高考。

3.城鄉劃分

考慮到城鎮化進程的廣泛深入以及居住地對個體資源可及性的深刻影響，本文的農村和城鎮樣本是以受訪者本人14 歲時的常居地為劃分依據，再根據樣本量的分布特點，將“農村”選項歸類為“農村”，將“鄉鎮”“縣城”“城郊”“城市市區”四個選項歸類為“城鎮”。因此，這里的城鄉指的是城鄉居住地。

4.區域劃分

本文中的區域劃分是以三大經濟帶為劃分依據，共分為西部、中部和東部三個區域。西部包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古；中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南。

（二）變量說明與處理

僅僅考慮受教育水平和職業類型對階層流動的影響則難以消除教育通脹、職業結構升級、社會經濟發展水平等因素的影響。為消除上述誤差，本文參照學者解雨巷、解堊（2019）的處理方式[20]，通過構建代際教育流動、代際職業流動、代際階層流動這三個變量，再根據這三個變量分別生成代際流動方向和代際流動水平兩個指標。其中，代際流動水平值大于1的記為代際向上流動，代際流動水平值等于1的記為代際傳遞，代際流動水平值小于1的記為代際向下流動。

1.代際教育流動水平

以受教育年限對最高受教育程度進行賦值。其中，代際教育流動水平指標用Ledu表示，edui表示子代的最高受教育程度，選取父親和母親中受教育程度最高者作為父代受教育程度的代表，用eduf表示父代最高受教育程度。代際教育流動水平指標Ledu的計算公式如下：

2.代際職業流動水平

職業分類處理在參考學者吳曉剛（2007）對職業分類的基礎上[21]，通過CGSS（2017）數據中的國際職業標準分類ISCO-88（International Standard Classification of Occupations）轉化為六分類職業EGP，包括管理人員和經理人員、專業技術工作人員、辦事員、商業人員和服務人員、簡單技術工作人員、農林牧漁工作人員及失業和半失業者，再依次進行等級賦值，最高層級職業為6，最低層級職業為1，依此類推。其中，代際職業流動水平指標用Lemp表示，empi表示子代的職業層級，選取父親和母親中職業層級最高者作為父代職業層級的代表，用empf表示父代職業層級。代際職業流動水平指標Lemp的計算公式如下：

3.代際階層流動水平

階層等級采用CGSS（2017）原始問卷中的十個階層等級。其中，代際階層流動水平用Lclass表示，classi表示受訪者本人對現階段所處階層等級的主觀認知，父代階層指標選取的是受訪者本人對14 歲時家庭所處階層等級的主觀認知，用classf表示父代所處社會階層等級。代際階層流動水平Lclass的計算公式如下：

（三）模型選定

將代際階層向上流動、代際階層傳遞、代際階層向下流動作為本研究的被解釋變量；代際教育流動方向、代際職業流動方向以及同期群、城鄉居住地和區域作為本研究的關鍵解釋變量；年齡、性別、政治面貌、健康狀態、戶籍和婚姻情況等人口學變量作為基準模型的控制變量?？紤]到代際階層流動方向為多分類變量，其他變量中也包括多分類變量、二分類變量和連續變量，因此，本研究適合于采用無序多分類Logistic 回歸。該模型的回歸方程如下，該方程中aj為常數項，bi為偏回歸系數，ε為誤差項，m為自變量的個數。

三、研究結果與分析

（一）代際流動方向及水平的三維比較

代際流動方向的比例分布可以反映其對應指標的代際流動趨勢，而代際流動水平的均值大小可以反映其對應指標的代際流動距離長短，代際流動水平的標準差大小可以反映其對應指標代際流動距離分布的內部均衡性。

1.同期群維度

如表1所示，總樣本的三個代際流動指標均以代際向上流動為主要趨勢，以代際傳遞為次要趨勢，而代際向下流動的比例始終最小。其中，代際教育向下流動的比例是三個代際流動指標中最低的；與此同時，代際教育向上流動的比例是三個指標中最高的，可見代際教育向上流動的趨勢是三個指標中最突出的，而代際職業流動指標和代際階層流動指標在各個流動方向的分布比例上較為一致。

表1 代際流動方向的同期群分布

通過表1發現，代際教育流動方向和代際職業流動方向的變化趨勢相近，表現為：與1957-1979出生組相比，1980-1999出生組的代際教育傳遞和代際職業傳遞的比例都有所下降，而代際教育向上流動和代際職業向上流動的比例都有所上升。原因在于：一方面，1986 年義務教育法的頒布和1999年高校規模大擴張使得該群體的教育機會得到大幅增加；另一方面，改革開放以來我國逐步實現現代化取向和市場化取向的“雙重轉型”，而轉型過程中所催生的職業崗位數量大幅增加以及底層職業增速減緩、中高層職業增速加快使得我國的職業結構逐漸“趨高級化”。[22]因而，1980-1999出生組的群體更容易實現代際教育向上流動和代際職業向上流動。此外，與1957-1979 出生組相比，1980-1999出生組的代際階層傳遞和代際階層向下流動的比例都有所上升，而代際階層向上流動的比例下降了6.2個百分點，這表明：1980-1999出生組的群體雖然經歷了教育規模擴張和職業結構的升級轉型，減少了代際教育向下流動和代際職業向下流動的風險，但這一群體并沒有因此而顯著提升代際階層向上流動的比例，還呈現出了代際階層傳遞比例增大的趨勢，這也證實了我國當下關于“階層固化”的社會輿論[23]。

表2 中總樣本的三個代際流動水平指標的平均值大小依次為：教育>職業>階層，這表明代際教育流動水平是三個指標中最高的，其原因在于，一方面該指標采用受教育年限進行賦值，本身數值較大、其轉化而成的流動水平數值也會更大；另一方面是義務教育的普及性和高等教育規模的擴張使得各階段的教育機會大幅增加，代際教育流動也就相對更容易實現。此外，總體樣本的代際階層流動水平均值為1.56，即整體子代僅僅能超越父輩0.56 倍的階層等級，這表明我國的代際階層流動水平以短距離向上流動為主。

表2 代際流動水平的同期群分布

對比表2 中1957-1979 和1980-1999 兩個同期群中三個指標的代際流動水平發現，1957-1979出生組中三個指標的代際流動水平及其對應的標準差均高于1980-1999出生組，這說明雖然1957-1979 出生組實現代際流動的整體水平要高于1980-1999出生組，但1957-1979出生組整體代際流動距離的內部不均衡性也更為突出，而1980-1999 出生組的整體代際流動水平雖然更趨于平緩，但其流動水平的內部差距較小，流動距離的分布更為均衡。這主要是因為出生年份在1957-1979的子代其父輩的學齡期多處于新中國成立初期，特殊的歷史原因導致當時社會的整體受教育情況參差不齊，其就業狀況也更容易存在不確定性，也就使得其子代更易超越父代進而實現代際流動，但流動情況不均衡。對于1980-1999 出生組而言，其父輩的學齡期大多處于改革開放前后，一方面是新高考的恢復極大地促進了社會整體的向學風氣，使得該出生組的父代總體受教育水平顯著提升；另一方面是社會經濟的發展和勞動力市場的開放創造了大量任職機遇，使得該出生組群體的父代任職情況有效改善。因而，該組別子代實現其代際流動的空間有限、流動水平也難以有大幅度提升，代際階層流動情況亦是如此。

2.城鄉維度

表3 表明，無論是農村還是城鎮，三個指標中代際向上流動都是比例最大的部分，代際傳遞次之，代際向下流動都是比例最小的部分。其中，城鎮的代際教育向上流動比例大于農村，而農村的代際教育傳遞和向下流動的比例都大于城鎮，這表明農村地區更有可能陷入代際教育傳遞的惡性循環。在代際職業流動指標中，農村地區代際職業傳遞和代際職業向上流動的比例都大于城鎮，而城鎮的代際職業向下流動比例幾乎是農村的4倍，可見城鎮子代在代際職業向下流動的風險比農村子代高得多，而農村子代則由于其父代大多從事農林牧漁等無技術要求的底層職業，因而更有可能實現代際職業向上流動。代際階層流動方向中，城鎮子代向下流動的比例比農村子代高7.6個百分點，而向上流動的比例比農村子代低13.6個百分點，但可以注意到城鎮子代的代際階層傳遞的比例大于農村子代，可見城鎮子代由于父代的初始資源稟賦較為優厚而難以實現代際階層向上流動，但根據“文化再生產”和“有效維持不平等假設”的理論邏輯，城鎮子代的家庭背景始終會持續有效地發揮代際傳遞的作用。

表3 代際流動方向的城鄉分布

表4表明，農村樣本中三個指標的代際流動水平均值都大于城鎮子代，這表明居住在農村地區的子代實現代際向上流動的整體水平更高、流動幅度更大。一方面，雖然農村父代相比城市父代而言是文化、經濟和社會資本的相對弱勢群體，但父代的初始資源弱勢也為其子代通過自致性因素實現代際向上流動創造了更大的空間，這也是農村子代更易實現較高水平代際流動的直接原因。另一方面，由于我國長期以來特殊的城鄉二元管理制度導致農村地區的公共基礎資源薄弱、各方面發展條件受限，這使得居住在農村地區的子代想要通過接受教育改變命運、借著文憑的“信號”功能改變代際職業層級、最終實現代際階層向上流動的動機和激勵作用會更加強烈。此外，農村樣本中三個代際流動指標的標準差都大于城鎮樣本，這表明農村子代代際流動水平的內部不均衡性更為突出、內部差距較大，流動距離的分布較為分散。顯然，農村地區的子代由于外部教育資源受限和內部家庭文化資本的匱乏更容易在教育分流中提前放棄選擇。再加上農村地區“養兒防老”的家庭教養方式以及家庭教育投資能力有限等多重影響因素同樣會擴大家庭內部子代發展的異質性[24]，從而進一步擴大整體農村地區的子代產生代際流動水平的內部差異。

表4 代際流動水平的城鄉分布

3.區域維度

表5 中各區域樣本的三個代際流動指標的流動方向總體向上，但各個區域不同指標的流動情況有所不同。對于東部區域而言，其代際教育向上流動的比例是三個區域中最高的，代際教育向下流動的比例是三個區域中最低的，可見東部區域的教育資源優勢顯著，該區域的子代最容易實現代際教育向上流動。然而，東部區域的代際職業向上流動比例和代際階層向上流動比例都是三個區域中最低的，且代際職業向下流動和代際階層向下流動的比例都是三個區域中最高的，可見東部區域子代實現職業和階層的代際向上流動最為艱難，其實現職業和階層的代際向下流動風險最大。中部區域在代際職業流動和代際階層流動的比例分布上基本處于三個區域的中間水平。但可以注意到，中部區域代際教育向下流動的比例是三個區域中最高的，這不僅與學者楊江華（2014）所提及的高等教育入學機會呈“中部塌陷”特征相一致[25]，也符合中部區域人口眾多、優質高等教育資源稀缺所導致的高考競爭最為激烈的現實。對于西部區域而言，雖然該區域子代實現代際教育向上流動的比例是三個區域最低的，但該區域子代實現代際職業向上流動和代際階層向上流動的比例卻是最高的，其代際職業向下流動和代際階層向下流動的比例也是最低的。與農村子代類似，西部區域子代主要是由于初始資源稟賦的弱勢才創造了更多向上流動的空間與可能性。

表5 代際流動方向的區域分布

表6 中代際教育流動水平均值和標準差上都是中部>西部>東部，這表明：中部區域子代的代際教育流動水平最高、流動距離最長，但其流動的內部不均衡性也更為突出；東部區域子代實現代際教育向上流動的的水平最低，流動距離最短，但其流動的內部分布最為均衡，西部區域則處于中間水平。代際職業流動水平和代際階層流動水平指標上都是西部>中部>東部，即西部區域子代代際流動水平最高，但其流動的內部異質性突出，中部次之，東部則流動距離最短，但流動距離的內部分布最為均衡。究其根源，西部區域長期以來受自然、歷史和社會等多重因素的制約,在整體發展格局中較為落后，因而西部區域父代的職業層級和階層分布在總體父代中處于較低水平。與此同時，近些年來西部區域子代受到教育規模擴張以及區域協調發展戰略等各種政策傾斜的加持，故而使得西部區域子代更有可能實現較長距離的代際向上流動。同理，東部區域的子代則由于初始資源稟賦的“高水位”和“孔雀東南飛”現象所造成的學歷信號弱化、文憑貶值和人才競爭激烈而難以實現較大幅度的代際流動，這同時也給家庭背景創造了干擾“以能力為主”的人才選拔標準”和“以績效為主”的現代管理方式的作用空間。因而，東部區域子代最難實現長距離的代際向上流動。

表6 代際流動水平的區域分布

（二）代際階層流動的影響因素分析

如表7 所示，基準模型的-2LL 數值為8518.365，偽R 方為0.045，而總模型的-2LL 數值為11602.049，偽R 方為0.053，即總模型的擬合效果更好，說明總模型對于代際階層流動具有更良好的解釋力。

表7 代際階層流動的影響因素模型（N=8268）

無論是否考慮教育規模擴張、城鄉和區域變量，代際教育傳遞對代際階層流動不產生顯著影響，代際教育向上流動對代際階層傳遞也都不產生顯著影響。其次，代際教育向上流動始終會對代際階層向上流動產生顯著的正向影響。具體來看，基準模型中的代際教育向上流動對代際階層向上流動的正向影響系數為0.317, 影響系數的顯著水平為1%，二者實現代際階層向上流動的概率之比為1.372；在總模型中該正向影響系數提高至0.340，影響系數的顯著性仍為1%，二者代際階層向上流動的概率之比提高至1.405。這表明在綜合考慮教育規模擴張和城鄉、區域變量之時，代際教育向上流動對于代際階層向上流動的促進作用有所擴大，即教育流動對于階層流動的正向影響力進一步增大。進一步推出，如果子代只是保持在和父代相同的受教育水平則無益于實現代際階層向上流動，無論是否考慮教育規模擴張和城鄉、區域變量，只有實現代際教育向上流動才能顯著有效地促進代際階層向上流動。

代際職業傳遞始終會對代際階層流動產生非常顯著的正向影響。在基準模型中，代際職業傳遞與代際職業向下流動二者實現代際階層傳遞的概率之比為1.678，而在總模型中這兩者的概率之比減小為1.594；此外，基準模型中代際職業傳遞與代際職業向下流動二者實現代際階層向上流動的概率之比為1.891，而在總模型中這兩者的概率之比減小為1.719?？傮w來看，上述兩種情況中代際職業傳遞對代際階層流動的影響系數都為正，影響顯著水平都為0.1%?？梢?，在綜合考慮教育規模擴張以及城鄉和區域變量之時，代際職業傳遞對代際階層流動的影響力雖然有略微減小，但代際職業傳遞仍然能夠顯著有效地促進對代際階層流動。

代際職業向上流動始終會對代際階層流動產生非常顯著的正向影響。在基準模型中，代際職業向上流動對代際階層傳遞的正向影響系數為0.742，而在總模型中該正向影響系數減小為0.678，二者的影響系數顯著水平都為0.1%；其次，基準模型中的代際職業向上流動對代際階層向上流動的正向影響系數為0.962，而在總模型中該正向影響系數減小為0.839，二者影響系數顯著水平都為0.1%?？梢?，代際職業向上流動對代際階層向上流動的正向影響力比對代際階層傳遞的正向影響力更大，而在綜合考慮教育規模擴張和城鄉、區域變量時，這種影響力會略微有所減小。與此同時，將代際職業向上流動變量置于整個模型中進行對比可知，代際職業向上流動對于代際階層流動始終有著最為深遠有效的正向影響力，表現為：代際職業向上流動對于代際階層流動的影響系數在整個模型中始終是最大值，其影響系數的顯著水平始終為0.1%，這表明在綜合考慮各方面影響因素的情況下，代際職業向上流動是實現代際階層向上流動的最有效途徑。

同期群變量對代際階層流動不存在顯著影響，這表明兩個同期群的代際階層流動情況不存在顯著差異，即教育規模擴張不能有效促進代際階層流動。但是，在結合上述關于代際流動方向及代際流動水平的對比分析可知，教育規模擴張后的群體其代際流動情況的內部差異性有所減小，代際流動距離的內部不均衡性有所弱化。

“14歲常居地”對代際階層流動有著非常顯著的影響。相比居住在城鎮，居住在農村對代際階層傳遞的正向影響系數為0.389，對代際階層向上流動的正向影響系數增加為0.593，且影響系數的顯著水平都為0.1%，這表明我國的代際階層流動存在非常顯著的城鄉（居住地）差異，而這種城鄉居住地對代際階層向上流動的影響要大于對代際階層傳遞的影響。具體來看，居住在農村與居住在城鎮的子代實現代際階層傳遞的可能性之比為1.476，而居住在農村的子代與居住在城鎮的子代實現代際階層向上流動的概率之比為1.809，可見居住在農村的子代相比居住在城鎮的子代更有可能實現代際階層向上流動，與表3、表4 的研究結論相一致。

與東部區域相比，西部區域在代際階層傳遞上存在顯著差異，而中部區域在代際階層傳遞上不存在顯著差異。其次，區域變量對代際階層向上流動有著非常顯著的影響力，影響系數顯著水平均為0.1%，這表明我國的代際階層向上流動情況仍然存在顯著的區域差異。具體來看，西部區域與東部區域實現代際階層向上流動的概率之比為1.599，中部區域與東部區域實現代際階層向上流動的概率之比為1.310，可見東部區域子代實現代際階層向上流動的難度最大，其次是中部，西部子代實現代際階層向上流動的可能性最高。即東部子代的代際階層向上流動情況是三個區域中最為劣勢的，其次是中部，西部區域子代最容易實現代際階層向上流動。該結論與表5、表6所呈現情況一致。

四、結論與思考

（一）研究結論

第一，教育規模擴張未能有效提升代際間的階層流動水平，但教育規模擴張縮小了代際流動距離的內部差距，促進了代際流動水平的內部均衡化。其次，我國當下的代際流動現狀仍然存在顯著的城鄉差異。具體來看，居住在農村的子代比居住在城鎮的子代更有可能實現代際階層向上流動，且更有可能實現較長距離的代際流動，但流動的內部異質性較為突出；居住在城鎮的子代雖然較難實現代際階層向上流動，流動的距離也較短，該群體代際流動的內部情況較為均衡。最后，我國當下的代際流動現狀仍然存在顯著的區域差異。具體來看，東部區域子代最難實現代際階層向上流動，其代際流動水平也最為低下；西部區域子代最有可能實現長距離的代際流動，盡管其流動距離的內部離散程度也最為突出；中部區域子代的代際教育向下流動風險最高，但其代際職業流動和代際階層流動情況介于東部和西部之間?？傮w來看，弱勢地區的群體更容易實現較長距離的代際階層向上流動，但流動的內部不均衡性也更為突出。

第二，我國整體的代際流動方向向上，代際流動水平以短距離流動為主。在綜合考慮各個影響因素的總模型中，政治面貌、健康狀態、婚姻、教育、職業等自致性因素對代際階層流動的影響系數及其顯著性都要強于戶籍這一先賦性因素，這說明我國當前的社會結構屬于開放型社會，以個人能力為選拔標準的社會篩選機制已初步形成，社會底層群體通過個體努力進而實現升遷性流動的通道正在逐漸通暢和完善。再結合上述模型分析可知，代際職業流動對代際階層流動的影響力要顯著于代際教育流動對代際階層流動的影響力，而結合上述所提及的Blau 和Duncan 以及陳愛麗等的研究結論可知——個體受教育水平會通過職業層級來影響其代際階層流動，可見代際教育流動與代際職業流動對于代際階層流動具有結構化的影響路徑。

（二）幾點思考

首先，教育規模擴張未能有效促進代際階層流動，這需要我們加以思考。教育部網站數據統計，2022 年我國各種形式的高等教育在學總規模為4655萬人，高等教育毛入學率達59.6%?？梢?，我國的高等教育規模迅速膨脹。如此龐大的高級專門人才培養規模理應對我國整體的社會經濟結構和與之對應的職業結構有強大的推動力。社會流動的緩慢甚至固化現象表面上是文憑貶值、學歷信號弱化、崗位對學歷要求不斷膨脹所致，實際反映的是高校所培養人才的能力結構與當下的勞動力市場不相匹配的結果。因而，在高等教育機會獲得的公平主義與普遍主義盛行的背景之下，要“推動實現更高質量和更充分的就業”，一方面，應該倒逼高校進行人才培養目標和模式的改革，關注人才培養質量以確保人才輸出能夠實現人職精準匹配、人盡其才。另一方面，勞動力市場應該與高校人才培養相對接、與社會經濟發展相契合，通過職業結構的不斷升級和轉型以完善勞動力市場分布結構從而反哺人才培養和人才輸出，并以此形成社會發展和人才培養的良性循環和聯動機制。

其次，我國當前的代際流動現狀仍然存在顯著的城鄉差異，但是應該要注意到城鄉居住地才是影響代際階層流動的關鍵因素，這表明資源的可及性是影響個體實現代際階層流動的深層原因。首先，在城鎮化進程的背景之下，應注重提升農村貧困邊遠地區的教育水平和教育質量，要加快推進城鄉教育資源配置一體化，一方面是城鄉教育“軟實力”上的差距要從切實保障城鄉師資隊伍水平的逐步均衡入手解決，另一方面是城鄉教育“硬件設施”上的差距要依托信息化手段，如通過推行“互聯網+教育”實現優質教育資源共享，有效緩解城鄉教育資源分布不均。其次，從多渠道籌措農村貧困邊遠地區的辦學經費，健全教育資助制度和學業幫扶制度，通過加大公共教育支出來干預家庭教育決策，防止進一步擴大農村內部的代際流動異質性。最后，要縮小區域內部差異，就要改變以往以區域劃分為政策扶持單位的標準，在扶持范圍和力度上應具體細化至各個省市，從各個省市內部入手真正實現精準扶貧，逐步實現區域均衡發展。

最后，盡管整體社會的代際流動緩慢，但社會結構的開放性為底層群體通過接受高等教育、借著“文憑”信號獲得任職資格進而實現代際階層向上流動創造了可能性。正如布迪厄所言，面對經濟資本和社會權力，學術資格雖然只是“一個疲軟的通貨”，但“學術上的正當合法為那些沒有其他資源，而只有自己的‘智力’或自己的‘優點’的人，提供了一種憑借的手段和雪恥機會”。[26]