代际流动与社会信任水平——基于CFPS的实证研究

Intergenerational Mobility and Social Trust Level—Empirical Research Based on CFPS

摘要: 本文梳理了代际流动与社会信任之间的作用机理，利用中国家庭追踪调查数据(CFPS)实证检验了代际流动性对社会信任水平的影响。实证结果表明，职业、教育及主观感知维度上的代际流动性增加显著地提高了受访者社会信任水平，一系列稳健性检验也为之提供了支持性的经验证据。异质性分析显示，子代与父、母间的代际流动对社会信任水平的影响没有显著差异，但代际流动的影响效应在不同年龄组群中具有差异。本文从代际流动视角考察了社会信任的影响因素，为改善社会信任水平、拓宽社会阶层流动渠道提供了有益的政策参考。

Abstract: This article combs the mechanism between intergenerational mobility and social trust, and uses the Chinese Family Survey Data (CFPS) to empirically test the impact of intergenerational mobility on social trust. The empirical results show that the increase in intergenerational mobility in the dimensions of career, education, and subjective perception significantly improves the respondents’ level of social trust, and a series of robustness tests also provide supporting empirical evidence. Heterogeneity analysis shows that the influence of intergenerational mobility between children and fathers and mothers on social trust level is not significantly different, but the effect of intergenerational mobility varies among different age groups. This article examines the influencing factors of social trust from the perspective of intergenerational mobility, and provides a useful policy reference for improving the level of social trust and broadening social class mobility chan-nels.

1. 引言

社会信任，通常是指陌生人之间的相互信任程度，被普遍认为是除物质资本和人力资本之外影响地区经济增长和社会发展的关键因素 [1] [2]。已有研究表明，较高的社会信任水平能够改进劳动力市场 [3] [4]、繁荣金融市场 [5] [6]、抑制腐败并改良法制 [7]、提高社会运行效率 [8]、优化社会福利 [9] 等。

到底什么因素可以影响社会信任水平的高低，就宏观视角而言，现有研究主要归纳为四种理论解释 [10]：一是信任文化论，主张信任是一种文化现象，文化的不同导致了信任的差异；二是信任结构论，主张社会结构决定信任模式；三是信任制度论，其观点是制度是信任的基础，制度的健全与否决定了社会信任程度的高低；四是信任转型论¹，认为社会信任与社会转型紧密相关，在社会转型过程中，人与人之间的交往通常是匿名状态，人口流动性的增加会释放不确定性，催生信任危机。就微观层面而言，文献主要探讨微观个体收入水平、受教育年限等人格化因素的影响 [11]。

中国属于低社会信任度的国家。社会信任半径主要局限于宗族或血缘共同体 [12]。一项基于大样本的研究指出，社会转型时期，中国社会处于低信任水平，并且对未来社会信任的预期比较悲观 [13]。依据《中国社会心态研究报告(2012-2013)》，只有不到一半的城市居民认为社会上大多数人可信，只有两到三成的居民信任陌生人。与此同时，近年来中国的社会阶层固化态势凸显。阶层固化意味着社会成员在不同阶层间的地位流动受阻，不同社会阶层的成员结构趋于稳定，损害社会的发展活力，同时激化社会矛盾，破坏社会的和谐秩序，这些都是我国现阶段发展中需要正视的问题。那么，社会代际流动性的固化与社会信任水平的下降之间是否存在联系？即阶层固化是否不利于信任水平的提高？本文尝试将上述两个方面结合，研究阶层流动与社会信任水平之间的因果关系及其影响效应，进而丰富现有关于社会代际流动性与社会信任水平的研究。

本文利用2014年、2016年中国家庭追踪调查(CFPS)数据，从代际职业流动、代际教育流动及主观感知的流动三个方面综合考察社会代际流动性对社会信任水平的影响。基准模型的估计结果表明：职业、教育及主观感知三个维度的代际流动的上升将显著地提高被访者的社会信任水平。考虑到可能存在的估计偏误，本文在基准模型基础上进一步控制了自然灾害、农业种植方式以及市场化程度等因素，估计结果依然稳健。与此同时，异质性分析的结果表明，子代与父、母间的代际流动对子代信任水平的影响没有显著差异；对于“60后”而言，代际流动对社会信任的促进效应主要源于受教育水平的上升，对于“70后”而言，代际流动对社会信任的促进效应主要源于代际职业流动，而对“80后”和“90后”来说，代际之间职业、教育和主观感知的流动均会显著提高社会信任水平。

本文的边际贡献主要体现在如下两点：其一，丰富了影响社会信任水平因素的研究，无论宏观还是微观层面，现有研究主要强调影响社会信任水平的静态因素，而对动态因素的关注则相对不足。本文选取代际流动作为研究视角，考虑了代际固化对社会信任的恶化影响，从而可以丰富关于社会信任水平影响因素的研究；其二，已有关于代际流动的度量大多仅采用收入水平、职业声望等单一测量维度，而本文则从职业、教育以及主观评价三个维度对代际流动状况进行了更为系统的刻画。并且，前期研究受限于数据指标，通常研究父亲和子代之间的关系 [14]，而本文构建代际流动指标时，则分别考察了子代与父亲、母亲相比较的代际流动状况对社会信任水平的异质性影响。

本文余下部分结构安排如下：第二部分是文献综述与研究假说；第三部分是数据说明与变量描述；第四部分是实证结果及其分析；最后为本文的结论性评述。

2. 文献综述与研究假说

(一) 代际流动与社会信任水平

社会代际流动是指子代相对于父代而言在社会阶层、受教育水平等方面的变动情况。较低的社会代际流动性会导致社会阶层逐渐固化，进而社会影响经济发展。通常测量社会阶层的重要概念是社会经济地位，一般包括三要素：职业地位、收入和教育水平 [15]。

学界对代际流动问题的研究主要集中在以下四个方面：其一，对中国整体代际流动水平大小进行测度。已有文献多从职业流动或收入流动的单一视角进行了研究，形成了我国具有较高、适中、较低的代际流动性等不同结论 [16] [17] [18]；其二，考察代际流动的动态变化和趋势。由于数据来源与质量不同，目前运用微观数据对中国代际流动趋势的判断并未取得一致结论 [19] [20] [21]。其三，对代际流动的传递途径和机制进行研究。基于Blau et al. [22] 所提出的“地位获得模型”，影响地位获得的因素分为先赋性因素和后致性因素两类，如果社会成员的社会地位主要由家庭背景等先赋因素决定，这意味着代际流动水平的下降，即封闭型社会；如果主要由人力资本等后致性因素决定，这意味着代际流动水平的上升，即开放型社会。部分研究发现父代的职业地位、受教育水平及家庭财富等先赋性特征对子代社会地位获得具有显著的促进作用，代际继承效应甚至会从两代扩大到多代 [23] [24] [25] [26]；也有学者认为先赋性因素对社会地位获得的影响有所衰减，教育等后致性因素对社会地位获得的作用不断提高，甚至逐渐强于先赋性因素 [16] [17] [27]；其四，对代际流动产生的外部影响进行探究。已有文献主要从人力资本积累 [28]、劳动力市场配置 [29] 与激励因素等角度论证了高代际流动水平促进经济增长，而低代际流动水平阻碍经济增长。另外，部分研究还发现，代际流动也会对人们的生活方式、社会交往及认知评价等方面产生影响。例如，代际流动会影响人们的社会态度 [30]、政治态度 [31]、生育行为 [32] 以及对他人的歧视态度 [33] 等。

无疑，社会信任作为经济运行的加速器、社会交往的润滑剂以及人际互动的基石，代际流动对其也会产生重要的影响，但是学界并未获得一致的研究结论。国外部分研究证实了社会地位的提升对人际信任有正向促进作用 [34] [35]，其中Shaleva [36] 基于美国综合社会调查数据(GSS)研究发现，若子代的收入水平相比于父代有所提高，则子代的信任水平会增加；反之，则任水平会下降。与之相反，Suchon [37] 通过实验法研究了当存在不同地位群体时，社会地位提升对人际信任的影响。研究结论表明若一个来自较低地位群体中的被试实现了向上的地位流动，他对自己的群体和外部群体的信任水平都会更低。值得注意的是，目前学界对代际流动影响信任水平的研究往往仅关注收入流动，然而相比收入这一指标，社会地位(包括财富、权力和声望等多个维度)更能综合衡量社会成员在社会系统中所处的位置 [38]，由于收入只能测量社会地位流动的一个方面，故而会使研究存在较大的测量误差。

(二) 代际流动如何影响社会信任水平

基于国内外关于代际流动对信任水平的相关研究，本文梳理出以下几条路径，建立起代际流动与社会信任水平的内在联系。

第一，代际流动通过影响个体的幸福感等主观感受来调节社会信任水平。一方面，代际流动可以缓解贫富差距对居民幸福感的负面影响，对当前生活的满意程度和对未来生活的信心程度是此效应的重要渠道 [39]。另一方面，关于信任的“个体理论”认为，相比于外界环境的客观因素，个体的社会信任水平更多的取决于自身的人格特征和主观感受。这一理论包括了“人格理论”和“成功与幸福理论”，前者的观点是，个体的信任水平与其人格特征(尤其是乐观主义和对生活的控制感)高度相关，乐观的人更愿意相信陌生人 [40]；后者的观点是，社会上那些职业、社会地位、生活满意度及主观幸福感更高的人拥有更高的社会信任水平 [41]。因此，代际流动可以通过影响个体关于幸福感等主观感受的方式来调节社会信任水平。

第二，代际流动通过社会公平感这一渠道来影响社会信任水平。一方面，已有文献通过探讨流动性与不平等的关系，暗示了代际流动与公平感之间的内在联系。其中，有研究表明低水平的代际流动性会带来代际不平等，进而导致收入不平等 [42] [43]、健康不平等 [44] 等；Gottschalk [45] 认为，只有当流动性增加时，不平等加剧的趋势才会减弱，社会公平性才会越高，来自许多国家的研究都支持了这一结论 [46]。另一方面，Knack et al. [1] 指出，社会信任来源于人们普遍存在的对某种公平和合作的期望；申广军和张川川 [47] 认为收入不平等带来收入差距，而收入差距会通过加剧社会分化显著降低城乡居民的社会信任水平；才国伟和吴华强 [48] 利用2012年全国劳动力动态调查数据的研究发现，一个人工作越进取且又得到公平的待遇，其社会信任度会越高。可见，低水平的代际流动会损害社会公平感，进而对社会信任水平产生不利影响。

第三，代际流动通过影响个体的社会资本来调节社会信任水平。边燕杰和芦强 [49] 的研究表明个体跨阶层社会流动对于打破阶层间的交往壁垒存在积极作用，此效应对中下阶层尤为明显，社会流动可以弥补他们在出身上的劣势，帮助他们融入更高阶层的社会生活，同时增加其人际网络规模以及提高其人际网络资源，而人际网络规模、人际网络资源都是社会资本的重要指标。给定这一结论，考虑到信任关系即产生于社会互动中 [50] [51]，居民间社会互动带来的信息分享会增强居民间的一致性，提高居民的社会信任水平；Delhey et al. [8] 也指出，与朋友交往越多的居民社会信任水平更高。因此，向上的代际流动将通过增加社会资本这一渠道影响社会信任水平。

基于上述分析，本文提出如下研究假说。

研究假说：在保持其它因素不变的条件下，社会代际流动性的上升有助于提高个体的社会信任水平。

3. 数据、变量与计量模型

(一) 数据来源

本文数据来自于中国家庭追踪调查(China family panel studies, CFPS) 2014年及2016年调查问卷。该调查是北京大学中国社会科学调查中心主持的一项大型综合性社会调查，抽样调查涵盖了全国25个省(市、区)的16000户家庭中的所有家庭成员的信息，形成个人、家庭和社区三个层面的数据，以此来反映中国经济社会的发展和变迁²。

本文使用CFPS数据主要基于以下三点理由：第一，CFPS详细记录了受访者及其家庭成员的职业状况，并根据此类信息提供了代表职业社会经济地位的三个指标，即国际标准职业社会经济指数(ISEI)、标准国际职业声望量表(SIOPS)及EGP职业分类代码，这为本文从职业阶层视角评估代际流动性提供了数据支持。第二，CFPS报告了受访者自评的“在本地的收入水平、社会地位水平”及“对自己工作的满意度”等多方面内容，有利于本文从主观评价方面考察代际流动性。第三，CFPS分层、多阶段的抽样设计使其样本能够代表中国大约95%的人口 [52]，因此这项数据更能反映不同地区社会信任的整体情况，这使得利用微观数据对居民信任水平的影响因素进行实证分析较为稳健。

(二) 模型构建

为识别社会代际流动性对社会信任水平的影响效应，本文建立了如下计量模型：

$Trus{t}_{ij}=\alpha +\beta M_{ij}+\delta X_{ij}+{\gamma }_p+{\epsilon }_{ij}$ (1)

其中，被解释变量 $Trus{t}_{ij}$ 表示受访者 $i$ 的社会信任水平，也即该受访者对陌生人的信任水平。关键解释变量 $M_{ij}$ 表示受访者 $i$ 与其父代(包括父亲、母亲)相比社会代际流动性的变化程度。具体来讲，本文分别从职业流动、教育流动和主观感知三个维度，来度量受访者的代际流动性。 $\beta$ 表示社会代际流动性对个体社会信任水平的影响，根据本文研究假说，我们预期估计系数 $\beta$ 显著为正。 $X_{ij}$ 表示其他可能影响受访者社会信任水平的一系列控制变量，这其中包括个人、家庭及社区三个层面的特征变量。此外， ${\gamma }_p$ 表示各省份虚拟变量，用以控制不随时间变化且难以观测的省份固定效应， ${\epsilon }_{ij}$ 为随机扰动项。

(三) 变量说明

1) 社会信任水平

如表1中，CFPS问卷中记录了被访者“对陌生人的信任程度”，本文据此来衡量其社会信任水平。具体而言，该指标是从0到10的得分变量，分值越大表示信任水平越高。除了本文采取的这种直接度量社会信任水平的指标，在使用调查数据度量信任的文献中，Almond et al. [53] 首次使用“普遍信任问题”衡量社会信任：“一般来说，你会说大部分人能够被信任，还是在与他人打交道时再小心也不为过?”回答有两个选项，一个选项是“大部分人能够被信任”，另一个选项是“需要非常小心”³。因此，本文也选取CFPS调查问卷的问题N1001“一般来说，您认为大多数人是可以信任的，还是和人相处要越小心越好？”来构建社会信任虚拟变量，进行稳健性检验。当受访者回答“大多数人是可以信任的”时，社会信任赋值为1；当答案是“越小心越好”时，社会信任赋值为0。

2) 社会代际流动性

代际流动性反映的是子代相对于父代社会地位及阶层的变动情况，基于已有的研究 [54]，本文分别从“代际职业流动”、“代际教育流动”以及“主观感知的代际流动”三个方面来刻画社会代际流动性。职业和教育流动是衡量社会代际流动性的客观指标，而感知的代际流动则是从主观维度来进行度量。

① 代际职业流动。CFPS提供了职业社会经济指数(ISEI)、职业声望量表(SIOPS)以及EGP职业分类代码。本文使用EGP职业分类代码来构建关键解释变量之一“职业代际流动” [55]，将职业社会经济指数(ISEI)及职业声望量表(SIOPS)作为职业地位的替代性指标纳入稳健性检验。

构造“代际职业流动”指标的具体做法是：将EGP分类码⁴按职业地位由低到高划分为5类，并赋值1~5，进而计算出受访者与其父代(父亲、母亲)之间EGP的差值，差值越大则表明受访者实现向上社会流动的程度越高，也就实现了更大的职业阶层跨越。

② 代际教育流动。本文基于个体的最高学历计算了代际之间的受教育年限差值，也即受访者与其父代(父亲、母亲)的受教育年限的差值，该差值越大，则意味着子代在人力资本层面上实现向上代际流动的程度越高。需要说明的是，CFPS数据库中受访者及其父母的最高学历记录非常完整，因此代际教育流动指标的样本规模较大。

③ 主观感知的流动。主观感知的代际流动等于受访者在“本地的收入水平”、“在本地的社会地位”及“对自己工作的满意度”三个方面主观评价的均值，若受访者主观感知的社会阶层数值高于其父亲或母亲相应变量的数值，那么则将主观感知的代际流动赋值为1，反之则赋值为0。简而言之，主观感知的代际流动取值为1表示子代相比于父代而言，在主观上感受到了向上的社会流动；取值为0则表示子代在主观上感受到了向下的社会流动或没有流动。

3) 其他控制变量

本文还囊括了其它可能会影响受访者社会信任水平的个人特征、家庭特征及村居特征，并将其作为控制变量加入到回归方程当中，以避免潜在的遗漏变量偏误。其中，个人特征包括年龄、性别、婚姻状况、生活满意度、宗教信仰以及政治面貌；家庭层面的控制变量包括家庭收入、家庭子女数量及家庭人口规模；社区层面的控制变量包括受访者居住地所属的城乡类型、是否为少数民族聚居区及村经济发展水平。

Table 1. Statistical description of variables

表1. 变量的统计性描述

4. 实证分析

(一) 基准模型估计结果

表2呈现了基准模型式(1)的估计结果。在第(1)~(3)列中，被解释变量为被访者社会信任水平，关键解释变量分别为代际职业流动、代际教育流动以及主观评价三个不同维度的度量指标。实证结果显示，各个维度的代际流动指标的估计系数为正，并且至少在1%的水平上显著异于零。紧接着，在第(4)~(6)列中，本文在前三列的基础上依次加入了个人、家庭及社区层面的控制变量，并在回归方程中加入了省份虚拟变量以控制住地区固定效应的潜在影响。就关键解释变量的估计系数而言，平均而言，代际流动的上升均显著提高了被访者的社会信任水平。具体来讲，代际职业流动每增加1个单位，信任水平将提高14.5个单位；代际教育流动每增加1个单位，信任水平将提高5.1个单位；主观感知的代际流动每增加1个单位，信任水平将提高18.9个单位。可见，不论是采用客观的代际职业流动和代际教育流动，还是采用主观感知的代际流动，回归结果都表明代际流动的增加将提高居民的社会信任水平。值得一提的是，代际职业流动对社会信任水平的边际影响效应显著地高于代际教育流动所带来的影响。

就其它控制变量的估计系数而言，性别、婚姻状况、对自己生活满意度、是否为党员、家庭人口规模均会显著影响居民的社会信任水平。平均而言，男性比女性的社会信任水平高29.7%，这可能与女性在历史上长期处于弱势地位有关 [56]。婚姻显著地降低了居民的社会信任水平，这可能是由于婚姻带来的家庭生活需要占用个体较多的时间和精力，使得个体用于社会交往的时间变少，这种对信任的负面效应抵消掉了婚姻提供的抵御外部社会风险带来的正效应，从而降低了社会信任水平 [57]。受访者的生活满意度与其社会信任水平呈现显著的正相关关系，这也与现有研究结论一致 [58]。中共党员的政治面貌也显著地提升了受访者的社会信任水平。

Table 2. Intergenerational mobility and social trust level: benchmark results

表2. 代际流动与社会信任水平：基准结果

注：① 括号内为村层面的聚类标准误，下表相同。② ***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，下表相同。

(二) 稳健性检验

1) 更换关键解释变量

为检验估计结果的稳健性，表3对关键解释变量进行重新度量。表3 Panel A第(2)~(3)列分别是利用职业社会经济指数(ISEI)和职业声望量表(SIOPS)⁵，计算出子代与父代间“职业社会经济指数代际差”和“职业声望代际差”，以此作为代际职业流动的替代性指标，差值越大意味着受访者实现向上社会流动的程度越高。结果显示，代际职业流动仍在1%的水平上显著为正，这与基准回归第(4)列的结果十分接近。平均而言，受访者与其父母的“职业社会经济指数代际差”每增加1单位，受访者的社会信任水平将提高1.8个单位；受访者与其父母的“职业声望代际差”每增加1单位，受访者的信任水平将提高1.6个单位。总体来说，表3第(1)~(3)列的实证结果均表明，受访者代际职业流动的增加会显著促进信任水平的提高。

进一步，本文将上述关键解释变量更换为虚拟变量，取值为1表示受访者实现了向上的代际流动，取值为0则表示向下流动或未发生流动。表3 Panel B第(1)~(3)列表示代际职业流动方向对信任水平的影响，子代EGP职业阶层从低于或等于父代变为高于父代，其社会信任水平将显著提高26.7%；同样地，若子代职业ISEI指数从低于或等于父代变为高于父代，其社会信任水平将提高38.8%；若子代职业SIOPS指数从低于或等于父代变为高于父代，其社会信任水平将提高43.4%。三个维度的代际职业流动方向均在1%的水平显著为正。此外，第(4)列表示代际教育流动方向对信任水平的影响，代际教育流动方向同样在1%的水平显著为正，表明子代受教育年限从低于或等于父代变为高于父代，其社会信任水平将提高48.6%。总体而言，在更换了关键解释变量的度量方式之后，实证结果表明向上的社会代际流动会显著地促进社会信任水平。

Table 3. Replacement of key explanatory variables

表3. 更换关键解释变量

注：“其它控制变量”与基准模型中的个人、家庭以及社区层面的控制变量完全一致，下表相同。

2) 更换被解释变量

本文用CFPS调查中“一般来说，您认为大多数人是可以信任的，还是和人相处要越小心越好？”这一问题，作为被访者信任水平的替代性指标对本文的基本结论进行了稳健性检验。表4第(1)~(3)列是不加任何控制变量的结果，分别展现了职业、教育、主观感知三个维度的代际流动对信任水平的影响，代际流动都在1%的水平上显著，且系数为正，表现出与基准回归一致的结果。紧接着，第(4)~(6)列是加入了个人、家庭及社区层面的控制变量，并控制了省级地区固定效应之后的估计结果，三个维度的代际流动仍在1%的水平上显著，且系数为正。从估计结果来看，加入控制变量之后，估计系数的边际大小略有变化，遗漏变量问题并不严重，代际职业流动、代际教育流动的增加促进社会信任的结果仍然稳健。

Table 4. Replace the explained variable

表4. 更换被解释变量

3) 遗漏变量

虽然本文在基准模型加入了一系列个人、家庭和社区层面的控制变量，但仍可能遗漏一些关键变量，使得估计结果存在偏误，因此，本文进一步控制了以下关键遗漏变量对信任水平的影响。表5第(1)~(3)列分别呈现了职业、教育、主观感知三个维度的代际流动对社会信任水平的影响。

地区自然灾害。已有研究表明，自然灾害与个人的信任水平高度相关。历史上灾害频发的地区，社会信任水平较高，因为频繁的自然灾害诱发了人们合作的需求，从而增强了社会信任水平 [59]。因此，本文进一步考虑了自然灾害的影响，加入了“是否为自然灾害频发区”这一虚拟变量。

农业种植方式的影响。中国南北地区由于政治、经济、文化的差异可能导致不同的代际流动。与此同时，南北地区还由于农业种植方式的差异等原因，引致不同的社会信任模式 [60]。为了控制农业种植方式对估计偏误的影响，本文将农业种植方式作为控制变量纳入模型。

市场化程度的影响。随着中国市场化程度不断提高，社会分工持续细化，社会成员跨区域的流动性增强，从而可能影响居民社会信任水平。同时，市场化程度高的地区，对人才的回报水平更高，个人实现自身价值的机会更加均等，居民通过自身努力打破阶层固化的概率更高，代际流动得以提高 [61]。因此，本文基于中国各省份的市场化指数 [62]，构造了“地区的市场化程度”变量，将其作为控制变量纳入回归。该变量的赋值介于1~5之间⁶，数值越大代表地区的市场化程度越高。

在表5中，本文全部控制了上述遗漏变量，并同时控制表2中所有控制变量和地区固定效应。结果显示，关键解释变量仍然都在1%的水平显著，且估计系数与基准回归相比均未发生改变。此结果进一步验证了上述基本结论的稳健性，本文的研究假说获得了支持性的经验证据。

Table 5. Missing variables

表5. 遗漏变量

4) 分位数回归

为了探究基准模型在信任水平各个分位点的稳健性，本文使用了分位数回归方法，并与OLS回归进行比较。在表6第(2)~(4)列中，本文依据分位数回归方法的标准设定，分别选择了3个有代表性的分位点(1/4分位、1/2分位以及3/4分位)，来进行回归分析。

Panel A考察了代际职业流动对社会信任水平的影响。结果显示，对于处于各分位社会信任水平的居民来说，代际职业流动仍然在1%水平显著为正，与第(1)列的估计结果一致。然而随着分位数的增加，职业代际流动的分位数回归系数呈现先降后升的趋势，这表明职业代际流动对信任水平的条件分布的两端之影响大于对其中间部分的影响。也就是说，职业代际流动对于低信任水平和高信任水平的人影响较大，而对中等信任水平的人影响较小。

Panel B考察了代际教育流动对社会信任水平的影响。同样，代际教育流动在信任水平各个分位点的估计系数都与基准模型的估计结果一致。值得注意的是，就估计系数大小而言，50%分位的代际教育流动估计系数较大，而25%和75%分位的代际教育流动估计系数较小，这表明代际教育流动对于中等信任水平的人影响较大，而对于低信任水平和高信任水平的人影响较小。

Panel C考察了主观感知的代际流动对社会信任水平的影响。就主观感知的代际流动估计系数而言，分位数回归在各分位点的估计系数符号和显著性仍然与OLS一致。另外，主观感知的代际流动对信任水平的影响作用随着信任水平的提高而增加。

总体来说，分位数回归结果显示，代际流动的增加在各个分位点均能显著促进居民社会信任水平。一方面，这进一步验证了基准模型的稳健性，且表明代际流动对信任水平的促进作用在不同信任水平下都是显著有效的；另一方面，这个结果也粗略地展示了不同分位点之下代际流动对信任水平边际影响效应的异质性。

Table 6. Quantile regression

表6. 分位数回归

(三) 异质性分析

1) 子代与父亲间、母亲间代际流动对信任水平的异质性影响

受限于数据条件，此前关于代际流动的研究通常只关注子代与父亲之间职业地位等特征的差异。因此，本文进一步探究子代与父亲、母亲之间代际流动的差异对于子代社会信任水平的异质性影响，能够进一步丰富该领域的经验证据，并且在政策建议层面上提供有益的见解。

为研究一个家庭中，子代分别与其父亲、母亲之间的代际流动是否会对子代信任水平产生一致的影响，本文在表7中将父代的样本划分为父亲样本和母亲样本，分别构造出子代与父亲间、母亲间的代际流动，按基准模型式(1)进行回归分析，而后再对分组回归后的组间系数差异是否显著进行检验。表7第(1)列代表母亲样本组，第(2)列代表父亲样本组，第(3)列表示对(1)、(2)两组间估计系数的SUEST检验。Panel A、Panel B、Panel C分别表示职业、教育和主观感知三个方面的代际流动对信任水平的影响。

从回归结果来看，首先，不论是代际职业流动、代际教育流动还是主观感知的代际流动，无论是子代与母亲间的代际流动还是子代与父亲间的代际流动，每一种代际流动对子代信任水平的影响都是显著为正的。具体来看，Panel A、Panel C显示了对于职业、主观感知两个方面的代际流动来说，子代与母亲间的代际流动对信任水平的影响作用更大；Panel B则展示了对于教育维度的代际流动来说，子代与父亲间的代际流动对信任水平影响作用更大，但父母样本间估计系数的差距很小。然而从第(3)列SUEST检验的结果来看，P值均大于0.1，说明三个维度的代际流动在父亲和母亲样本之间的系数差异均不显著，由此可见子代分别与父、母间的代际流动对信任水平的影响效应十分接近。

Table 7. Differences in the influence of intergenerational mobility between offspring and fathers and mothers on trust levels

表7. 子代与父亲间、母亲间代际流动对信任水平影响的差异

2) 年龄组群差异

建国以来，中国的社会经济制度经历了从计划经济到市场经济的转型，出生在不同年代的人往往成长于不同的社会环境和制度情景之中，他们在职业选择、受教育水平以及价值观念上都具有显著差异。与此同时，不同年龄阶段的受访者往往有着不同的社会信任水平 [56] [58]。因此，本文按出生年代划分受访者样本，进而对代际流动与社会信任水平之间的关系进行考察，以呈现代际流动在不同年龄群组中的异质性影响。

实证上，考虑到CFPS中受访者出生于60年代之前的样本量太少，且出生于90年代之后的受访者大多还处于教育、职业阶层的未完成状态，因此本文选择子代出生于60年代至90年代的样本，并依据出生年份将样本分为4个组群，分别是60后(出生于1960~1969年)、70后(出生于1970~1979年)、80后(出生于1980~1989年)、90后(出生于1990~1999年)。回归结果如表8所示。

基于纵向视角，从特定年代下不同维度的代际流动估计系数的差异来看：第(1)~(2)列结果显示，对于60年代的人来说，代际流动对信任的促进效应主要来自于代际教育的流动；而对于70年代的人来说，代际间职业的流动则是促进他们信任水平的主要方面。从第(3)~(4)列可以看出，对“80后”和“90后”来说，代际之间职业、教育和主观感知的流动均会显著提高社会信任水平。可见，与60及70年代出生的人相比，80和90年代出生的人在各方面的向上流动均能对他们的社会信任水平产生积极影响。

基于横向视角，从不同维度的代际流动对社会信任水平影响效应的差异来看：Panel A显示代际职业流动的估计系数从“70后”到“80后”变化较小，而 “90后”的系数有所下降；Panel B显示，“60后”和“80后”相比，代际教育流动的估计系数一致，而“90后”的系数也有所下降；Panel C则表明，主观感知的代际流动只在“80后”和“90后”组群中显著，且“90后”系数最大。由此可见，“90后”这个群体更在意自身主观的阶层感受以及对自己阶层的满意度，随着时代的变迁，主观感知方面的因素对信任水平的正向效应变得越来越突出。

基于上述估计结果，可能的解释是，“60后”、“70后”大多出生于改革开放之前，而“80后”、“90后”大多出生于改革开放之后。由于市场化改革总体上促进了我国的社会代际流动性 [63]，因此，代际流动对信任水平的正向效应在改革开放之后出生的群组中表现得更为显著。但各群组中各维度代际流动的估计系数变化均较小，表明市场化改革所带来的影响还是相对较小，这也与阳义南 [63] 的研究结论一致。此外，随着改革的深入、时代的进步，居民也更关注自己对于代际流动的主观感受。由此可见，防止阶层固化带来的居民社会信任水平低下，继续深化市场经济体制改革、促进生产要素和劳动力流动仍然十分必要。

Table 8. Heterogeneity effect of age group

表8. 年龄组群的异质性效应

5. 结论性评述

近年来，伴随着我国经济社会的高速发展，阶层固化现象浮现，“富二代”“官二代”“贫二代”等词频繁出现在公众视野，其背后反映出的是社会流动渠道趋于收窄导致的机会公平问题。聚焦于此，党的十九大报告指出，“要破除妨碍劳动力、人才社会性流动的体制机制弊端，使人人都有通过辛勤劳动实现自身发展的机会”。本文探讨了社会代际流动性对居民社会信任水平的影响效应，梳理两者间的内在机理，并利用CFPS数据进行实证分析。

实证结果表明，代际流动性的提高会显著促进居民的社会信任水平。其中，平均而言代际职业流动每增加1个单位，信任水平将提高14.5个单位；代际教育流动每增加1个单位，信任水平将提高5.1个单位；主观感知的代际流动每增加1个单位，信任水平将提高18.9个单位。出于稳健性的考虑，本文依次更换关键解释变量、被解释变量后，代际流动仍在1%的水平显著为正，本文的基本结论仍然成立。此外，考虑到可能存在的遗漏变量问题，本文在基准模型基础上进一步控制了自然灾害、农业种植方式、市场化程度对信任水平的影响，回归结果与基准模型估计结果保持一致。最后，本文还使用分位数回归方法，结果表明代际流动的增加在各个分位点均能显著促进居民社会信任水平，且代际职业流动对于低和高信任水平的人影响较大，教育代际流动对于中等信任水平的人影响较大，而个人主观感知的代际流动对信任水平的影响作用随着信任水平的提高而增加。就异质性分析结果而言，子代与父、母间的代际流动对子代信任水平的影响没有显著差异；其次，对于60年代的人来说，代际流动对信任的促进效应主要来自于代际教育的流动，对于70年代的人来说，代际间职业的流动则是促进他们信任水平的主要方面，而对“80后”和“90后”来说，代际之间职业、教育和主观感知的流动均会显著提高社会信任水平；此外，随着时代的变迁，主观感知方面的因素对信任水平的正向效应变得越来越突出。

基于微观数据研究代际流动与社会信任水平的关系，不仅包含着深刻的理论意义，也蕴藏丰富的政策价值。一方面，对于中国这样一个在信任研究领域充满争议的国家，本文为我国社会信任水平的决定机理提供一种新思路；另一方面，本文拓展了代际流动对经济社会的影响效应，从而为打破阶层固化、推进社会治理、改善社会信任水平、促进社会和谐提供政策参考，也希望能够引起大家对该问题更多的关注与讨论。

NOTES

¹社会转型意指社会从传统型社会向现代型社会过渡的过程，即从农业的、乡村的、封闭的半封闭的传统型社会，向工业的、城镇的、开放的现代型社会的转型。

²基于CFPS数据，本文做了如下几步处理：首先，在CFPS2016数据库中，将儿童数据库、成人数据库按个人编码与家庭关系数据库进行匹配，共得到135307个“子女–父母”的配对样本，借此可以比较子代与父代之间的代际差异；其次，将村/居数据库(CFPS 2014)、家庭数据库(CFPS 2016)与上述配对样本数据库进行合并；最后，为克服潜在的衡量偏误问题，本文剔除了那些在调查时仍然处于上学阶段的受访者，形成最终的数据集。

³这一问题在之后被广泛应用于欧洲价值观调查(EVS)、美国综合社会调查(GSS)和世界价值观调查(WVS)。

⁴EGP职业分类是基于Erikson和Goldthorpe (1992：37-40)的职业分类框架，以劳动力市场上的雇佣关系和技能水平作为划分职业分类的维度，将不同职业的地位高低进行排序。本文在此基础上进行EGP赋值：农业劳动者、自雇农 = 1，领班、技术工人、半技术工人 = 2，小业主、个体经营者 = 3，一般行政人员、非体力劳动者 = 4，管理者、专业技术人员 = 5。

⁵ISEI和SIOPS都是连续性指标，其数值越大，则表明该职业的社会地位越高。

⁶黑龙江、山西、贵州、云南、甘肃 = 1；辽宁、吉林、陕西、广西、河北 = 2；河南、安徽、四川、湖南、江西 = 3；福建、北京、重庆、山东、湖北 = 4；浙江、上海、广东、天津、江苏 = 5。