内容提要: 中国社会代际流动研究聚焦全国层面的汇总分析，掩盖了代际流动水平与代际传递机制的地区差异。本文以市辖区、县、县级市为分析单元，发现城镇居民代际流动水平呈一线、二三线、四线城市逐渐递减,由东向西逐渐下降的梯度式分布。直接相对流动指数的空间格局恰好相反，表明东部及一线城市子代受家庭背景影响最小，向上流动空间最大，由先赋性因素传递的父代作用最弱。父代经教育投资而对子代地位产生的间接影响有限，除东北地区偏低外，未见明显地区分异。市场机制理论视角对我国城镇居民代际流动的空间规律深具解释力，经济水平、城市化率、集聚经济均对提升代际流动水平、降低先赋性因素作用存在显著影响，收入不平等上升将加剧社会固化，科教文卫等领域的公共支出尚不足以改善社会结构开放性。

关键词：代际流动；市场机制；再分配机制

作者简介：张延吉，福州大学人文社会科学学院；唐杰，中国人民大学公共管理学院；王洁晶，中国人民大学公共管理学院

一、引言

社会流动系指人们在社会分层体系中从一个位置向另一个位置移动，根据不同的参照基点，可分为代内流动与代际流动。代际流动通过同上一代人的比较确定地位变化状态，能在更长历史尺度上揭示社会结构开放性和社会机会公平性。近年来，代际流动水平与代际传递机制的现状及变化成为研究焦点（Torche，2015；Mazumder，2018），市场机制与再分配机制两大理论视角分别强调经济-技术理性和权力-社会结构对代际流动的影响，提出了“重效率”与“重公平”两个破解社会固化的不同药方（Goldthorpe，2013）。

但多数现有的社会流动研究将国家作为分析单元，掩盖了一国内部不同地区、不同城市的代际流动水平与代际传递机制差异（Heidrich，2017）。缘于生态谬误（Robinson，1950），国家层面理论无法直接解释上述差异，需在次国家层面对两大理论视角进行再检验、再深化。为填补中观空间尺度的研究盲区，省份、区域、城市、通勤区、县域成为新兴分析单元，代际流动状况的不均衡分布在欧美国家得到证实，代际流动逐渐被视为一种扎根本地土壤的社会现象（Chetty et al.，2014；Heidrich，2017；Guell et al.，2018）。

在经济社会背景多样化的中国，剖析代际流动的空间分异规律更显必要。为打破全域均质化假设的黑箱，本文利用2010 年、2013 年、2015 年中国综合社会调查（CGSS）数据，在地级及以上城市市辖区、县级市、县（简称县市）的中观空间层面开展社会流动研究，试图厘清以下问题：（1）城镇居民的代际流动水平在县市层面存在怎样的地区差异？相对流动和绝对流动的空间格局有何特点？（2）城镇居民的代际传递机制在县市层面表现出怎样的地区差异？父代通过先赋性因素与后致性因素对子代地位获得的影响具有哪些空间特征？（3）代际流动水平及代际传递机制的地区差异能否被市场机制和再分配机制的理论视角所解释？以效率优先的经济发展还是以公平优先的再分配政策更能促进代际流动？

二、文献综述

(一)社会代际流动水平与代际传递机制

代际流动水平涉及相对流动和绝对流动两个概念。跨代的社会地位关联是判断相对流动水平的核心指标，反映父代地位x 对子代地位y 的影响程度。由模型y=β0+β1x 拟合而得的β（1 即相对流动指数）越大，表明相对流动水平越低，社会固化越严重（Solon，1992）。但相对流动水平无法体现不同阶层子代在代际流动中的地位变化幅度。切蒂等指出，由于子父代社会地位的百分位数具有线性关系，父代地位指标取下四分位数时的子代地位均值相当于最低至中位地位家庭的子代平均地位，该值被称为绝对流动指数；指数越大，说明绝对流动水平越高，中下阶层子代向上流动幅度越大（Chetty et al.，2014）。

但相对流动指数为 0 则违背市场原则和生物规律，故在测度代际流动水平之余，还需厘清代际传递机制，才能全面研判社会结构开放性（Blanden，2013）。根据布劳-邓肯模型，子代地位获得依赖先赋性与后致性因素两种代际传递途径（Blau & Duncan，1967）。先赋性因素后天难以改变，如种族、智商；后致性因素多靠后天习得，如子代教育（Mazumder， 2018）。它既决定劳动力价格，又受父代地位影响，两对关系强度之积便是父代经教育投资而对子代地位产生的间接影响。当控制子代教育这一中介变量后，子父代地位关联度将下降，所剩数值约为父代通过先赋性因素而对子代传递的直接影响（Torche，2015）。先赋性因素作用越强，社会机会公平性就越难得到保证。

(二)社会代际流动的空间分异

以次国家地域为分析单元的代际流动研究刚刚起步。切蒂和韦伯等发现美国社会固化程度在东南部最高、东西海岸次之、中部最低，小城镇与农村的代际流动更顺畅（Chetty et al.，2014；Weber et al.，2018）。在瑞典，112个市场区的相对流动指数几乎没有区别，可绝对流动指数相差明显，中小制造业城市拥有较高的向上流动率（Heidrich，2017）。意大利113 省的相对流动水平呈北高南低分布（Guell et al.，2018）。在英国各大区中，伦敦是最能促进代际向上流动的扶梯区域（Gordon，2015）。

在中国的区域或省级层面，中东部的代际教育向上流动率大于西南、西北地区（赵红霞、冯晓妮，2016），东北的阶层固化形势最严峻（侯瑜、谢佳松， 2018）。在地级层面，仅王伟同等发现118 个地级及以上城市的相对和绝对流动指数差异显著（王伟同等，2019）。但该文以主观感知量化社会地位，其结论难以推及客观的代际流动状况。

总之，次国家层面代际流动的空间分异研究有限，局限于西方国家和代际流动水平的格局刻画，缺乏对代际传递机制分布规律的探讨。

(三)社会代际流动的理论解释

为解释代际流动的变化趋势，从市场机制视角出发，以现代化理论、工业化理论、自由主义理论为代表的解释性理论强调经济发展的积极影响，认为经济增长能自发促进代际流动。一方面，新兴就业岗位的涌现令子承父业的机会减少，推动绝对流动水平提高；另一方面，在技术理性引领下，企业遵循绩效原则，更多根据个人能力分配机会及报酬，相对流动水平随之上升，先赋性因素对子代地位获得的主导作用让位于后致性因素（Blau & Dun⁃ can，1967；Treiman，1970）。

尽管部分实证研究证实了市场机制对代际流动的正向影响（Chetty et al.， 2014；Guell et al.，2018），但市场机制对中国社会流动的作用仍存争议。双重再生产理论认为，政治行动者并未因中国经济体制改变而弱化其继承性特征（李路路，2002）。阶层再生产理论也指出，通过排斥非精英群体子代进入，各类精英群体实现了内部的代际转化（郑辉、李路路，2009）。再分配与市场改革共存论（Bian & Logan，1996）、市场-政治共生模型（Zhou，2000）则强调市场机制和再分配机制存在双向互动，两者共同形塑了社会流动格局。

从再分配机制视角出发，以结构主义、制度主义理论为代表的解释性理论关注社会不平等的负面效应，并考察政府政策及公共财政对代际流动的影响。考拉克提出的盖茨比曲线揭示了收入不平等与社会流动的负向关系（Corak，2013）。不平等社会的教育回报率偏高，富裕家庭更有资源和动力扩大子代的人力资本优势，经教育投资增强家庭背景对子代地位的间接影响；同时，不平等社会中先赋性因素的作用更强，加大了父代对子代地位的直接影响（Jerrim & Macmillan，2015）。

索伦拓展了Becker-Tomes 模型，将公共部门对人力资本的投资列为影响代际流动的解释变量，推断财政支出可缓解弱势群体在教育投入上的财务约束，继而推动代际流动（Solon，2004）。但财政投入对促进社会流动的有效性存在争议（Blanden，2013）。戈德伯格发现，唯有公私支出具有替代关系，再分配政策才能促成代际流动；若两者呈互补关系，公共部门投资反而会加剧社会固化（Goldberger，1989）。美国1940—2000 年的人口普查表明，高地位家庭拥有财务自由、更重视子女教育、更善于利用公共资源；在公立教育质量提高后，子父代的社会地位关联不减反增（Grawe，2010）。

综上所述，市场机制和再分配机制分别基于经济发展-技术理性与社会结构-政府权力解释各地的代际流动差异。两者代表不同政策取向，前者秉持效率优先原则，认为应把发展经济作为促进代际流动的着力点；后者秉持公平优先原则，强调应通过扩大公共投入打破社会固化（Goldthorpe，2013）。

但既有研究尚存局限：第一，将两大理论置于同一框架中的实证分析有限（Boudreaux，2014）；第二，经济发展或公共投入对代际流动水平的影响已有探讨，但对代际传递机制的影响缺乏剖析（Hertz et al.，2007）；第三，受生态谬误所限（Robinson，1950），现有国家层面理论是否适用于地区层面仍待商榷；第四，在检验市场机制理论时，城镇层面特有的共享劳动力池、共享中间品、知识溢出等集聚经济特征对代际流动的作用机制还不清晰（Weber et al.，2018）。

三、研究设计

(一)数据来源

本文旨在中观的县市层面，厘清中国城镇居民代际流动水平和代际传递机制的空间差异及其理论解释。研究数据主要来自2010年、2013年、 2015年中国综合社会调查（CGSS）。CGSS 采用分层多阶段概率抽样，三期调查样本量达11783、11439、10968，涵盖内地31个省、自治区、直辖市。为使估计更精准，采用混合横截面数据进行分析。

个体是层1分析单元。遴选出“目前从事非农工作”或“目前未从事非农工作，但最近在本地从事了1份非农工作”的受访者，在剔除自身职业、父代职业、受教育程度等信息缺失的受访者后，获得16953个有效样本。因地级及以上城市市辖区连绵成片，县级市和县的经济社会运行相对独立，故将104个市辖区、县级市、县作为层2分析单元。

(二)变量测量

1.层1被解释变量与解释变量：子代及父代社会地位

子代社会地位是层1 被解释变量，父代社会地位是层1 解释变量。本文基于国际社会经济指数（ISEI）测度客观社会地位（Ganzeboom & Treiman， 1996），但ISEI 原始值仍有局限：（1）职业结构决定了各世代的ISEI 原始值分布，子代ISEI 原始值超越父代或源于产业升级，而非相对地位的提高（Feath⁃ erman et al.，1975）；（2）子父代指标的原始值之间多呈非线性关系，将扩大由不同时期社会不平等程度差异造成的相对流动指数估计偏误（Torche， 2015）；（3）相对流动指数估值对低阶层群体的指标处理方式非常敏感，位序指标则能予以部分化解（Chetty et al.，2014）。

为此，本文依重大事件划分了新中国成立前、计划经济时期、改革开放初期、市场经济确立时期、全面建设小康社会5个阶段，利用9期CGSS 数据建构各阶段的职业分布结构。借鉴百分位数的排序思路，按就业时点所属阶段，得到每份职业ISEI 原始值对应的百分位数。经检验，子父代的ISEI 百分位数更具线性关系，两者直线拟合优度达0.82，较原始值拟合的方程提高 0.44，且ISEI 百分位数比原始值更能浓缩分层信息（张延吉等，2019）。故以受访者14 岁时父母职业的平均ISEI 百分位数反映父代社会地位；若父母一方去世或没工作，则以另一方的ISEI 百分位数代替（Hertz et al.，2007；Xie & Zhang，2019）。子代社会地位以受访者目前或最近1 份本地非农工作的ISEI百分位数测量。

2.层1中介变量：子代受教育水平

作为后致性因素的代表，子代受教育水平在代际传递中发挥着核心中介作用（Blanden，2013；Torche，2015）。根据路径分析法，纳入该变量可区分父代经先赋性与后致性因素对子代地位获得的影响（Jerrim & Macmillan， 2015；Gregg et al.，2017）。为使各世代学历具有可比性，本文沿用谢宇和张春妮的处理方式（Xie & Zhang，2019），按人口普查中每一出生同期群的学历分布，确定个体受教育程度的百分位数。

3.层1控制变量

性别、种族、政治与户籍身份是影响中国居民地位获得的因素，应予控制（陆益龙，2008；周怡，2009）。为规避时空环境的干扰，引入受访地区类型和调查年份等哑变量。较低的子代年龄和较高的父代年龄易低估固化程度（Grawe，2006），故纳入子代年龄、父代年龄及其二次项以控制生命周期偏误（Solon，1992）（见表1）。

4.层2解释变量：级别与区域、经济发展、收入不平等、公共支出

为揭示代际流动的空间规律，引入3 个级别哑变量（以县或县级市为参照项）和3 个区域哑变量（以西部为参照项）。为检验市场机制的理论解释力，以人均GDP 和城市化率测量经济发展水平。城镇集聚经济也可反映发展状况，庞大劳动力池能提高劳动力匹配度，降低失业风险；共享中间品投入能促进专业分工及网络协作，改善经营效益；知识溢出有助于从业者提升技能和创新能力（Glaeser et al.，1992）。但集聚经济对代际流动的影响有待论证（Weber et al.，2018）。本文以城镇常住人口数的自然对数和外来人口比重反映劳动力池的丰富程度，以衡量产业多样化的熵指数反映中间品多样性情况，以常住人口平均受教育程度反映知识溢出程度（罗森塔尔、斯特兰奇，2012）。

为检验再分配机制的理论解释力，以人均家庭年收入、个人年收入、个人年工资的基尼系数度量收入不平等程度。以教育、科学技术、文化体育、医疗卫生、城乡社区事务的人均地方财政支出评价公共支出水平。公立教育面向青少年，以5~19 岁常住人口数为分母；医疗卫生主要面向儿童和老年人，以0~9 岁与60 岁及以上常住人口数为分母；其余支出以常住人口总数为分母。层2 变量均以县市为单元统计。

(三)计量模型

子代社会地位既与个体特征有关，也受所处地区环境影响。本文采用多层模型，分三阶段建构两层随机系数模型，以识别代际流动水平及代际传递机制的地区差别，厘清引发代际流动分异的影响因素。

第一阶段旨在揭示各地的代际流动水平。层 1 模型被解释变量ISEIsij是县市j 个体i 的自身ISEI 百分位数，解释变量ISEIpij 是县市j 个体i 的父代

ISEI百分位数均值，βtotal 为县市j中父代地位对子代地位的整体影响，即相对流动指数；为使层1截距βabsolute富有意义，将ISEIp按县市j 的下四分位数ISEIp·jQ1对中，此时βabsolute 约为县市j 中最低至中位地位家庭的平均子代ISEI百分位数，即绝对流动指数。Xkij 是个体i的第k 个层1 控制变量，个体误差项rij系层1随机效应。

层1截距βabsolute 和斜率βtotal 、β是层2模型的被解释变量。固定效应γ 、γ10、γk0 为各县市平均绝对流动指数、平均相对流动指数、控制变量k 的平均斜率。随机效应u0j、u1j 为县市j在γ00 和γ10 上的偏离程度。  

第二阶段旨在挖掘各地的代际传递机制。参照路径分析法（Jerrim & Macmillan，2015；Gregg et al.，2017），在层1 模型新增县市j个体i的受教育程度百分位数EDUs ，βrte 为县市j 的教育回报率。因子代受教育水平是核心后致性因素，部分中介了子父代的地位关联，β direct 约为县市j 中父代经先赋性因素对子代地位产生的直接影响，即直接相对流动指数。父代经投资子女教育而对子代地位产生的间接影响等于子代教育回报率乘以父代地位与子代教育的关联度。

另建构以EDUsij为层1被解释变量的两层模型，估计县市j中父代地位与子代教育的关联度 β edu 。将 β rte 乘以 β edu ，得县市j 中父代经后致性因素而对子代地位产生的间接影响，即间接相对流动指数。

四、实证发现

(一)代际流动水平的地区差异

零模型的χ2 检验显示（见表2 模型1），各县市平均子代ISEI 百分位数的方差估计值τ00为 48.926，且在0.001的统计水平上显著；组内相关系数 ρ= 48.926/(48.926+728.761)=0.063，即6.3%的子代地位总变异系因地区效应引起，大于0.059 的临界值，证明采用多层模型是必要的。

模型 2 加入父代社会地位后，层 1 方差削减比例=(728.761- 249.121)/ 728.761=0.658，父代地位解释了65.8%的子代地位方差，反映了子代社会地位深受家庭背景制约。模型3 纳入所有层1 控制变量后，层1 方差削减比例= (249.121-230.972)/249.121=0.073，其他个体特征仅解释了7.3%的子代地位方差，远小于父代地位的解释力。

从相对流动水平来看，子父代地位的固定斜率γ1（0 即各县市平均相对流动指数）达1.017（模型3），父代ISEI 每增加1 个百分位数，子代ISEI 将提高1.017 个百分位数。从绝对流动水平来看，模型3 的固定截距γ0（0 即各县市平均绝对流动指数）为51.869。各县市父代ISEI 百分位数的下四分位数均值为25.351，与绝对流动指数相比，中下阶层子代的ISEI 百分位数较父代平均上升26.518，实现整体向上流动。

为明确代际流动水平的地区差异，在以 βabsolute 、β total 为被解释变量的层2模型中增加级别（模型4）和区域哑变量（模型5）。结果显示：（1）一线城市的相对流动指数最低，绝对流动指数最高，反映了其社会结构最开放，子代地位获得最不依赖家庭背景，中下阶层子代向上流动达到的平均地位最高。（2）二、三线城市的代际流动水平相近，其相对流动指数低于县或县级市，绝对流动指数高于县或县级市，说明县城是中国社会固化程度最高、向上流动空间最小的地域空间。（3）东部和东北的相对流动指数最低、中部次之、西部最高，东北的绝对流动指数却与西部没有显著差异。这意味着东北居民的子父代地位关联虽然不强，可向上流动趋势偏弱，存在较高的向下流动率。东部的绝对流动指数显著大于其他区域，中低阶层子代拥有更多上升机会。

(二)代际传递机制的地区差异

为厘清先赋性与后致性因素在代际传递中的作用（见表3），在模型3 基础上新增子代受教育程度百分位数。此时，父代与子代地位的固定斜率γ10由1.017 降至0.968，后者便是各县市的平均直接相对流动指数，约为父代经先赋性因素传递的代际影响。

间接相对流动指数则反映父代经后致性因素传递的代际影响，由教育回报率 β rte 乘以父代地位与子代教育关联度 β edu 求得。平均教育回报率γ和父代地位与子代教育关联度γ10 分别为0.113、0.421（模型6、模型9），两者之积达0.048。父代ISEI每提高1 个百分位数，子代受教育程度将上升0.421个百分数，带动子代ISEI 增加0.048 个百分位数。

为探究代际传递机制的地区差异，纳入级别和区域哑变量。以 βdirect 为被解释变量的层2 模型显示（模型7、模型8），一线城市的直接相对流动指数显著低于二、三线城市，东部地区的直接相对流动指数明显小于中部地区和东北，县、县级市及西部地区的子代地位最易受到先赋性因素制约。这说明一线城市和东部的社会机会分配最公平，子代成功最不仰赖先赋性因素。以 β rte 为被解释变量的层2 模型表明（模型7、模型8），教育回报率在各级、各区域的县市间没有显著差别。以 β edu 为被解释变量的层 2 模型显示（模型 10），父代地位对子代教育的影响在各级城市间也无显著区别，而该影响在东北最弱（模型11）。虽然统计上尚不显著，东北的教育回报率低于其他区域（模型8），可能抑制了家庭教育投资意愿。总之，父代经后致性因素而对子代地位产生的间接影响有限，在各级城市间不存在明显分异，唯有东北的间接相对流动指数偏低。

(三)代际流动地区差异的理论解释

为研判市场机制和再分配机制对代际流动空间分异的解释力，在以βabsolute 、β total 、β direct 、β rte 、β edu 为被解释变量的层2 模型中逐一新增解释变量0jWm（j1j 1j见表4）。2j 1j从经济发展对代际流动水平的影响看，在式(2)、式(3)、式(6)中加入 Wmj后，人均GDP、城市化率、ln 城镇常住人口、外来人口比重、产业多样性、平均受教育程度均与绝对流动指数呈显著正相关，与相对流动指数呈显著负相关，初步确认市场机制理论视角的解释力。随着人均产值和城市化率的提高，子代地位获得更少依赖家庭出身，向上流动空间更广阔。此外，城镇集聚经济也是促进代际流动的积极因素，它能有效削弱家庭背景对子代地位的影响，促进中低阶层子代向上流动，提升其社会地位。

从收入不平等和公共支出对代际流动水平的影响看，盖茨比曲线适用于中国社会。基尼系数与绝对流动指数呈负相关，与相对流动指数呈正相关，证明收入不平等加剧了社会结构固化，压缩了子代向上流动的空间。家庭收入、个人收入、个人工资的基尼系数影响逐项递增，或因工资只涉及劳动报酬，收入则囊括政府补助、社会保障等经济来源，使一次、二次分配结果相混淆。当科教文卫及社区事务的人均支出增加时，相对流动指数有所下降，绝对流动指数略有上升。但该变量的显著性并不稳定，再分配机制的理论解释力仍有待确认。

从经济发展、收入不平等、公共支出对代际传递机制的影响看，加入Wmj后的式(7)显示，随着经济水平提高、城市化率上升、集聚经济壮大、收入不平等缩小、财政支出扩张，直接相对流动指数显著下降，先赋性因素对子代地位的影响明显减弱。加入Wmj 后的式(8)、式(12)显示，加快经济发展、降低收入基尼系数会弱化父代地位与子代教育的关联度，可两者的影响力及显著性偏弱，对教育回报率几乎没有作用；除文体投入外，其余公共支出同教育回报率、父代地位与子代教育关联度无显著关系。这表明两大理论视角对间接相对流动指数的解释力有限。

但层 2 解释变量间存在共线性，无法同时纳入模型，难以比较各自影响。故借助因子分析，以旋转后因子载荷大于0.5 为标准，识别出三个与经济发展、收入不平等、公共支出相吻合的主因子。单独计算3 类变量的主因子得分，该值即为三者的标准分数，将其同时加入层2 模型（见表5）。模型12 较之模型 3，相对及绝对流动指数的层 2 方差削减比例=(0.043-0.021)/0.043=0.512、(64.706-45.992)/64.706=0.289，约五成相对流动指数方差和三成绝对流动指数方差可由两大理论解释。

模型12 显示，经济发展对代际流动水平影响最大。经济发展水平每提高1 个标准差，子父代社会地位关联度将下降11.3%（=0.115/1.017），中低阶层家庭的子代平均地位将上升3.437 个百分位数。如前所述，收入不平等不仅强化父代对子代地位的影响，也会遏制子代的向上流动。而与逐一放入层2 变量的回归结果不同，当保持经济发展水平、收入不平等程度不变时，公共支出对相对和绝对流动指数均无显著影响，表明科教文卫及社区事务支出未能有效缓解社会固化。

由模型13、模型14 可见，先赋性因素对子代地位获得的作用随经济发展水平的提高和收入不平等程度的下降而减弱，公共支出对直接相对流动指数则无明显作用。经济发展和贫富差距缩小还在一定程度上降低了间接相对流动指数，但影响有限，因两者与教育回报率均无显著关系，对父代地位与子代教育关联度的解释力及显著性偏低。公共支出对间接相对流动指数仍无显著影响。

五、结论与讨论

本研究利用中国综合社会调查数据，以ISEI 百分位数测量社会地位，以子代受教育程度百分位数评价后致性因素，把关注焦点由时间分异转向地区分异，尝试在市辖区、县级市、县的中观层面开展城镇居民代际流动水平与代际传递机制分析。

首先，中国城镇居民的子代社会地位深受家庭出身影响，约三分之二的子代地位方差可由父代地位解释。相对流动指数存在明显地区差异，父代地位对子代地位的影响呈自东向西逐步递增，一线、二三线、四线城市依次加强的格局。在代际流动过程中，中下阶层家庭的子代实现了整体地位跃升，但绝对流动指数也有显著地区差异，子代向上流动可达的平均地位自东向西逐渐降低，在一线、二三线、四线城市递次下降。可见，城镇居民的代际流动水平并非均质分布，而是表现出梯度式的空间分异规律，东部及一线城市的代际流动最顺畅、社会结构最开放，西部及县城的社会固化最严重、上升机会最匮乏。

其次，先赋性与后致性因素都在城镇居民社会地位的代际传递中扮演重要角色，但父代通过投资子女教育而对子代地位产生的间接影响占父代总影响的比例偏低。直接相对流动指数也有地区差异，父代经先赋性因素对子代传递的直接影响呈东弱西强，一线、二三线、四线城市逐步提高的格局，东部及一线城市的子代成功最不仰赖先赋性因素，社会机会的公平性最优。间接相对流动指数的分布较均衡，各级城市和不同区域的教育回报率、各级城市的父代地位与子代教育关联度均无显著区别，父代经后致性因素而对子代传递的间接影响仅在东北偏弱。

最后，市场机制的理论视角对中国城镇居民代际流动水平与代际传递机制的地区差异深具解释力，经济社会发展成为弱化代际地位关联、拓展子代向上流动空间、减弱先赋性因素影响的源动力。这是由于：（1）经济发展创造的就业机会为子代开辟了广阔的流动空间。（2）工业化和城市化使得新技术、新业态、新职业不断涌现，减少了子承父业机会。（3）经济社会的良性发展需要完善法治规则，需要市场在资源配置中发挥决定性作用，由此带来的技术理性和绩效原则使社会分层愈发依靠自身能力，原生家庭的影响受到削弱。（4）集聚经济效应具有促进代际流动的社会学意义，劳动力池扩张会提高劳动力供给与企业需求的匹配度，中间品多样化经网络协作和专业分工提高了生产效率，知识溢出有利于优化工作技能，致使多元包容、高效运行、善于创新的大城市成为社会结构开放性最强、公平性最佳的地域。

如盖茨比曲线所示，收入不平等造成的资源极化和活力衰退将抑制城镇居民的代际相对流动，压缩子代向上流动空间。这是由于在高度收入不平等的地区，社会网络、家族财富、政治资本等先赋性因素对子代地位获得更重要；上层家庭投资子代教育的意愿也更强，放大了父代地位对子代教育的影响。从部分再分配政策的作用来看，或因中上阶层家庭更有意愿和能力获取更多公共服务，公私部门的人力资本投资产生互补效应，而非替代效应（Goldberger，1989），科教文卫等领域的公共支出尚未起到促进代际流动的作用。可见，再分配政策并不必然促进社会流动，尤其是大水漫灌、缺乏政策对象精准识别的财政投入容易引起二次分配不公，加剧社会固化（Grawe，2010）。

综上，加快经济发展、壮大集聚经济等效率优先型政策更能提升代际流动水平、扩大子代向上流动空间、减小先赋性因素作用。换言之，效率优先与公平优先并非总是相互矛盾、不可兼得的，做大蛋糕能为更公平地分配蛋糕创造有利条件。政府干预对消弭社会固化的重要性不言而喻，但需提高再分配政策的精准性，否则将难以达到初始目标。

（注释与参考文献从略，全文详见《社会学评论》2022年第3期)