職業(yè)代際繼承與流動(dòng)：基于中國人口普查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

內(nèi)容提要本文使用2000年人口普查和2005年1%人口抽樣調(diào)查微觀樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了中國當(dāng)代職業(yè)代際繼承與流動(dòng)的變化。研究發(fā)現(xiàn)：第一，職業(yè)代際向上流動(dòng)率在1950-1959年、1960-1969年、1970-1979年以及1980-1989年出生勞動(dòng)者群體中分別為11.5%、15.6%、18.6%和20.8%，累計(jì)上升比例高達(dá)81%，勞動(dòng)者們變得越來越擁有更多提升自身社會(huì)經(jīng)濟(jì)階層的機(jī)會(huì)。第二，Mixed Logit模型回歸結(jié)果表明父親職業(yè)對(duì)于子女選擇相同職業(yè)的影響力度從1950-1959年出生勞動(dòng)者中的26.4%降至1980-1989年出生勞動(dòng)者中的16.0%，并且中國不同地區(qū)間職業(yè)代及流動(dòng)性仍存在較大差異。因此，未來仍有必要根據(jù)不同地域特點(diǎn)和人口構(gòu)成特征，保護(hù)和加強(qiáng)代際流動(dòng)渠道的暢通，縮小收入差距，使人民在制度改革與社會(huì)進(jìn)步中有更充分的獲得感。

關(guān)鍵詞職業(yè)代際流動(dòng)職業(yè)繼承社會(huì)流動(dòng)機(jī)會(huì)之地

一引言

職業(yè)的代際繼承與流動(dòng)，表現(xiàn)了家庭關(guān)系對(duì)于社會(huì)生活的影響程度，涉及與職業(yè)選擇、社會(huì)流動(dòng)等相關(guān)社會(huì)制度的公平性和公正性。也決定著一個(gè)社會(huì)是否能夠充分調(diào)動(dòng)勞動(dòng)者群體的積極性，進(jìn)而從整體上提高生產(chǎn)效率。英國學(xué)者亨利?梅因曾提出，社會(huì)進(jìn)步體現(xiàn)為“從身份到契約”的過程，即在社會(huì)進(jìn)步發(fā)展過程中身份因素和家庭關(guān)系的作用逐漸淡化，人們不再依靠出身和繼承獲得種種特權(quán)，而是能夠平等的依靠自身能力獲得社會(huì)財(cái)富和地位（梅因，1959）。美國自二十世紀(jì)初葉開始被喻為“機(jī)會(huì)之地”，正是由于任何人無論階層和出身都能夠通過個(gè)人奮斗獲得職業(yè)成功。

隨著經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速增長和市場(chǎng)價(jià)值取向改革的不斷推進(jìn)，中國勞動(dòng)力市場(chǎng)的就業(yè)選擇經(jīng)歷了由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下的分配制度向市場(chǎng)化供需匹配制度的轉(zhuǎn)型（蔡昉，2007）。同時(shí)，隨著勞動(dòng)力市場(chǎng)化改革的深入，如城鄉(xiāng)二元分割戶籍制度的松緩等一系列政策的出臺(tái)，人們期待較低階層的社會(huì)成員擁有更加充分和順暢的實(shí)現(xiàn)向上流動(dòng)的渠道和機(jī)會(huì)。然而另一方面，社會(huì)資源正常分配受到家庭政治和經(jīng)濟(jì)資本等先賦性因素影響的現(xiàn)象也頻頻發(fā)生 ，甚至影響到社會(huì)公平與秩序穩(wěn)定。其表象之下是社會(huì)貧富差距在代際問題上的凸顯，這又令人們不禁懷疑代際流動(dòng)性是否在降低。

收入差距與職業(yè)和社會(huì)地位的差異密切相關(guān)。職業(yè)對(duì)于勞動(dòng)者個(gè)體而言非常重要，職業(yè)不僅決定著勞動(dòng)者的勞動(dòng)收入，還反映了一種更為微妙的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。黨的十九大報(bào)告中也明確指出“就業(yè)是最大的民生”。調(diào)整個(gè)人所得稅制度、完善社會(huì)保障制度等手段，能夠緩解收入差距擴(kuò)大化，但不能從根本上解決貧富兩極分化。發(fā)達(dá)國家在其發(fā)展過程中的經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)表明，若要縮小收入差距，必須從根本上加強(qiáng)和完善初次分配機(jī)制，對(duì)普通勞動(dòng)者來說就是擴(kuò)大就業(yè)機(jī)會(huì)、促進(jìn)就業(yè)機(jī)會(huì)均等，促進(jìn)不同階層的社會(huì)流動(dòng)。

現(xiàn)有學(xué)術(shù)研究及相關(guān)政策調(diào)整的討論，較多地集中于收入再分配等方面。事實(shí)上，與職業(yè)選擇密切相關(guān)的職業(yè)流動(dòng)性、就業(yè)機(jī)會(huì)均等性等因素，對(duì)于收入差距、貧富分化等社會(huì)性問題起到?jīng)Q定性作用。而研究職業(yè)流動(dòng)性、就業(yè)機(jī)會(huì)均等性，一個(gè)重要切入點(diǎn)就是職業(yè)的代際流動(dòng)。職業(yè)代際流動(dòng)（Intergenerational Occupational Mobility）指社會(huì)成員與其父代之間在職業(yè)選擇方面的升降變動(dòng)，其流動(dòng)水平的高低與一個(gè)社會(huì)的公平性、開放性、機(jī)會(huì)均等性等密切相關(guān)。本文的研究目的是利用2000年人口普查和2005年1%人口抽樣調(diào)查微觀樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證分析中國當(dāng)代職業(yè)代際繼承和流動(dòng)的變化。

研究文獻(xiàn)對(duì)于代際流動(dòng)問題的關(guān)注由來已久，但主要集中于對(duì)美國、英國、德國等發(fā)達(dá)國家中父母和子女之間代際流動(dòng)相關(guān)問題的分析和探討。Becker和Tomes（1979，1986）將新古典主義經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本工具應(yīng)用于人力投資分析。在其理論模型中，父親一代的總效用（utility）是一個(gè)關(guān)于他們當(dāng)期消費(fèi)以及子代效用的綜合函數(shù)。Tomes的研究結(jié)論認(rèn)為父母的社會(huì)地位（收入水平、職業(yè)地位等）通過影響子女的人力資本積累，進(jìn)而決定著子女的就業(yè)機(jī)會(huì)及職業(yè)地位。他們?cè)谄溲芯砍晒�中，還具體討論了代際傳遞與收入不均等之間的關(guān)系。隨后的大量相關(guān)經(jīng)驗(yàn)研究證實(shí)了父代與子代在收入上的強(qiáng)烈正相關(guān)性，即收入的代際繼承性（Behrman&Taubman，1990；Solon，1992；Solon，2002；Couch&Dunn，1997；Chetty et al.，2014）。然而，代際收入流動(dòng)本身可能并不能很好的反映社會(huì)地位的繼承或機(jī)會(huì)的平等程度（Corak&Piraino，2011；Roemer，2004；Bian，2002）。因此，隨著可利用微觀數(shù)據(jù)的增多，經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始嘗試關(guān)注代際間職業(yè)的傳遞、選擇與其他重要社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)系。例如Long&Ferrie（2013）比較了歷史上美英兩國的職業(yè)流動(dòng)性。Hout&Rosen（2000）考察了自雇就業(yè)者（Self-employment）在美國不同種族人群間的代際傳遞性。Constant&Zimmermann（2003）發(fā)現(xiàn)父親職業(yè)對(duì)德國人白領(lǐng)職業(yè)的獲得至關(guān)重要。Hellerstein&Morrill（2011）則特別關(guān)注了美國歷史上不同時(shí)期女兒對(duì)父親職業(yè)的繼承情況。

中國學(xué)者對(duì)代際流動(dòng)的研究主要是集中在與收入代際流動(dòng)成因相關(guān)的定性和定量分析（尹恒等，2006；孫文凱等，2007；楊瑞龍等，2010；陳琳、袁志剛，2012）。對(duì)于代際職業(yè)流動(dòng)性的研究較多基于社會(huì)學(xué)方法，利用中小型調(diào)研數(shù)據(jù)，通過使用“流動(dòng)表”等基本統(tǒng)計(jì)方法來測(cè)量職業(yè)的代際繼承和流動(dòng)程度（吳忠民、林聚任，1998；邊燕杰、張文宏，2001；張翼，2004；吳曉剛，2007）。僅有少數(shù)文獻(xiàn)回歸分析了職業(yè)和階層的代際傳遞性，如李路路（2002）利用1998年在北京、無錫、珠海3個(gè)城市進(jìn)行的調(diào)查樣本研究發(fā)現(xiàn)，單位負(fù)責(zé)人/中高層管理人員和專業(yè)技術(shù)人員具有最為顯著的代際職業(yè)繼承性。總體而言，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)于中國職業(yè)代際流動(dòng)的研究已取得初步成果，但仍缺乏運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)工具對(duì)具有全國代表性的樣本進(jìn)行的系統(tǒng)性實(shí)證分析。本文將嘗試彌補(bǔ)這些不足，對(duì)不同年齡段勞動(dòng)者的職業(yè)代際繼承和流動(dòng)情況進(jìn)行更為深入的分析和探討。

本文利用2000年人口普查和2005年1%人口抽樣調(diào)查微觀數(shù)據(jù)，以戶主為基準(zhǔn)在家庭內(nèi)部進(jìn)行代際向上（戶主-父親）和向下（戶主-子女）配對(duì)，共獲得221,543對(duì)包含父親-兒子及父親-女兒職業(yè)信息的有效樣本。基于中國國情和相關(guān)文獻(xiàn)，我們將405種職業(yè)劃分為農(nóng)業(yè)、藍(lán)領(lǐng)、低階白領(lǐng)和高階白領(lǐng)四個(gè)大類（具體劃分依據(jù)和方法詳見數(shù)據(jù)說明部分）。父輩與子輩間職業(yè)相關(guān)系數(shù)矩陣等描述性分析顯示，中國近幾十年來職業(yè)代際流動(dòng)性呈顯著上升趨勢(shì)，其中1980-1989年出生的勞動(dòng)者中有20.8%進(jìn)入到高于其父親的職業(yè)層次，而在1950-1959年出生的勞動(dòng)者中這個(gè)比例僅有11.5%，總上升比例高達(dá)81%。隨機(jī)系數(shù)離散選擇模型（Mixed Logit Model）回歸結(jié)果表明，在控制了年齡（職業(yè)周期）、戶籍、性別、教育背景等社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的影響后，父親的職業(yè)對(duì)子女職業(yè)選擇的影響仍然顯著為正，但影響力度從1950-1959年出生勞動(dòng)者的26.38%降至1980-1989年出生勞動(dòng)者的16.04%。這些都說明勞動(dòng)者從事的職業(yè)與其父親的聯(lián)系越來越少，職業(yè)代際流動(dòng)程度大幅提高。換句話說，勞動(dòng)者的職業(yè)選擇不再像從前那樣受制于父輩的職業(yè)和背景，進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的1980-1989年出生勞動(dòng)者們比三十年前進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的1950-1959年出生勞動(dòng)者們擁有更多改變社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的機(jī)會(huì)，中國在某種程度上的確具備了被稱為“機(jī)會(huì)之地”的特征。

然而值得注意的是，在數(shù)據(jù)記錄的時(shí)間范圍內(nèi)（截至2005年），中國不同地區(qū)間職業(yè)代際流動(dòng)性仍存在著較大的差異，且農(nóng)業(yè)與非農(nóng)職業(yè)間存在明顯隔離，機(jī)會(huì)不均等現(xiàn)象并未隨著改革的深入而消除。這表明在未來一段時(shí)間內(nèi)，中國仍有必要根據(jù)地區(qū)差異和人口構(gòu)成特征，從全局與局部兩個(gè)維度上消除制度障礙、提高教育水平、強(qiáng)化流動(dòng)機(jī)會(huì)公平機(jī)制，以達(dá)到提高代際間職業(yè)向上流動(dòng)、縮小收入差距、推進(jìn)社會(huì)公平開放的目的。

本文以下部分組織如下：第二部分是數(shù)據(jù)說明和中國職業(yè)代際流動(dòng)趨勢(shì)的描述性證據(jù)；第三部分是Mixed Logit Model實(shí)證模型分析框架，采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法估計(jì)父親職業(yè)對(duì)于子女職業(yè)選擇的直接影響，并對(duì)回歸結(jié)果和邊際效應(yīng)進(jìn)行了討論；第四部分結(jié)論和政策含義。

二數(shù)據(jù)說明與描述性統(tǒng)計(jì)分析

（一）數(shù)據(jù)說明

本文采用的主要數(shù)據(jù)為國家統(tǒng)計(jì)局2000年人口普查和2005年1%人口抽樣調(diào)查的微觀樣本，原始數(shù)據(jù)樣本量分別為1,180,111和2,585,481人。這兩輪調(diào)查數(shù)據(jù)都涵蓋了全國31個(gè)省、直轄市和自治區(qū)。與普通調(diào)研數(shù)據(jù)相比，人口普查和1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)樣本量巨大，蘊(yùn)含信息十分豐富，有助于對(duì)中國不同年齡段勞動(dòng)者的職業(yè)代際繼承和流動(dòng)情況進(jìn)行多維度多層次分析，形成全面且更具外部有效性的分析結(jié)果。

人口普查數(shù)據(jù)一般以家庭戶為單位進(jìn)行記錄，為了得到一對(duì)同時(shí)包含父親與子女職業(yè)信息的觀測(cè)值，我們可以通過“家庭各成員與戶主關(guān)系”這一變量了解家庭結(jié)構(gòu)并進(jìn)行人工匹配。具體方法是以戶主為基準(zhǔn)，在家庭內(nèi)部分別進(jìn)行代際向上（戶主-父親）和向下（戶主-子女）配對(duì)，并將兩組結(jié)果合并，以每對(duì)關(guān)系中的“子女”作為研究的勞動(dòng)者對(duì)象，其父親的職業(yè)信息作為輔助解釋變量。由于本文關(guān)注的主要指標(biāo)是職業(yè)這一變量，我們將選取的樣本限制在當(dāng)調(diào)查發(fā)生時(shí)已進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的出生于1950年至1989年間的勞動(dòng)者。在去除了個(gè)人職業(yè)或父親職業(yè)信息缺失的個(gè)體后，我們得到的總有效樣本共包含221,543對(duì)觀測(cè)值，其中91,804對(duì)來自于2000年調(diào)查樣本，129,739對(duì)來自于2005年調(diào)查樣本。根據(jù)出生年份我們將勞動(dòng)者劃分為“1950-1959年出生者”、“1960-1969年出生者”、“1970-1979年出生者”和“1980-1989年出生者”，樣本量分別為2,650、18,696、92,155和108,042 。

基于國家統(tǒng)計(jì)局在人口普查和人口抽樣調(diào)查中所使用的《職業(yè)分類與代碼》，本文參考王美艷（2005）與Constant&Zimmermann（2003）等學(xué)者相關(guān)研究的劃分方法，將405種職業(yè)劃分為四個(gè)職業(yè)大類。本文劃分的思路是把握住職業(yè)身份作為社會(huì)性區(qū)分的基本特征，能夠較好地代表勞動(dòng)者的社會(huì)地位和階層，由低到高依次為：第一，農(nóng)業(yè)（包括“農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員”大類別下的所有職業(yè)）；第二，藍(lán)領(lǐng)（包括“生產(chǎn)、運(yùn)輸設(shè)備操作人員及有關(guān)人員”大類別下的所有職業(yè)）；第三，低階白領(lǐng)（包括“辦事人員和有關(guān)人員”以及“社會(huì)生產(chǎn)服務(wù)和生活服務(wù)人員”兩個(gè)大類別下的所有職業(yè)）；第四，高階白領(lǐng)（包括“國家機(jī)關(guān)、黨群組織、企業(yè)、事業(yè)單位負(fù)責(zé)人”以及“專業(yè)技術(shù)人員”兩個(gè)大類別下的所有職業(yè)）。其中第二至第四類又可被歸為非農(nóng)職業(yè)。表1報(bào)告了有效樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。勞動(dòng)者被調(diào)查時(shí)的平均年齡為24.5歲，平均受教育年限為8.8年，平均擁有的兄弟姐妹數(shù)量為0.5人。樣本中69.0%為男性，12.1%為城鎮(zhèn)戶籍，13.4%為少數(shù)民族。被調(diào)查者父親的平均受教育年限為7.1年。

資料來源：2000年人口普查和2005年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。

注：括號(hào)內(nèi)為連續(xù)變量的標(biāo)準(zhǔn)差值。其中“農(nóng)業(yè)”包括“農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員” 大類別下的所有職業(yè)；“藍(lán)領(lǐng)”包括“生產(chǎn)、運(yùn)輸設(shè)備操作人員及有關(guān)人員”大類別下的所有職業(yè)；“低階白領(lǐng)”包括“辦事人員和有關(guān)人員”以及“社會(huì)生產(chǎn)服務(wù)和生活服務(wù)人員”兩個(gè)大類別下的所有職業(yè)；“高階白領(lǐng)”包括“國家機(jī)關(guān)、黨群組織、企業(yè)、事業(yè)單位負(fù)責(zé)人”以及“專業(yè)技術(shù)人員”兩個(gè)大類別下的所有職業(yè)。

（二）中國職業(yè)代際繼承和流動(dòng)性的描述性分析

表2給出了父親職業(yè)與子女職業(yè)間的相關(guān)系數(shù)矩陣，相關(guān)系數(shù)取值為-1至+1。矩陣中的每個(gè)數(shù)字表示相應(yīng)父親職業(yè)與子女職業(yè)之間的相關(guān)系數(shù)，例如父親是藍(lán)領(lǐng)職業(yè)與子女是低階白領(lǐng)職業(yè)之間的相關(guān)系數(shù)為0.13，而與子女從事農(nóng)業(yè)工作的相關(guān)系數(shù)為-0.36。由相關(guān)系數(shù)矩陣我們可以很快看清兩個(gè)事實(shí)：第一，“子承父業(yè)”現(xiàn)象明顯（斜線的相關(guān)系數(shù)全部為正且較高），即職業(yè)的代際繼承性是顯然存在的；第二，農(nóng)業(yè)與非農(nóng)職業(yè)間存在顯著隔離，從事農(nóng)業(yè)工作的父親與非農(nóng)職業(yè)子女間的相關(guān)系數(shù)全部為負(fù)（表2第一列），反之亦然（表2第一行）。

表2父親職業(yè)與子女職業(yè)相關(guān)系數(shù)矩陣

資料來源：2000年人口普查和2005年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。

注：表中每個(gè)數(shù)字代表父親某一特定職業(yè)（列）與子女某一特定職業(yè)（行）的相關(guān)系數(shù)。

本文進(jìn)而將樣本按父親職業(yè)分為農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)兩個(gè)子樣本，并計(jì)算了每個(gè)年齡段勞動(dòng)者從事不同職業(yè)的比例，作為衡量職業(yè)代際繼承和流動(dòng)性的簡(jiǎn)單測(cè)算。從表3的A部分可以看到，當(dāng)父親從事農(nóng)業(yè)工作時(shí)，其子女依然從事農(nóng)業(yè)工作的比例高達(dá)80.5%，從事藍(lán)領(lǐng)、低階白領(lǐng)和高階白領(lǐng)的比例則分別為12.6%，5.3%和1.6%；而當(dāng)父親為非農(nóng)職業(yè)時(shí)（B部分），其子女從事藍(lán)領(lǐng)、低階白領(lǐng)和高階白領(lǐng)的比例分別為37.2%，32.0%和17.8%，顯著高于前一樣本。這說明代際間存在明顯的農(nóng)業(yè)與非農(nóng)職業(yè)隔離。

本文將勞動(dòng)者按照出生年份劃分為1950-1959年、1960-1969年、1970-1979年和1980-1989年出生者子樣本后，發(fā)現(xiàn)無論父親從事農(nóng)業(yè)還是非農(nóng)職業(yè)，其子女從事農(nóng)業(yè)工作的比例都在逐漸下降（表3，A部分和B部分的第1列），而從事非農(nóng)職業(yè)的比例幾乎都在逐漸上升。 表1結(jié)果也顯示，有19.1%的勞動(dòng)者從事著比其父親更好的職業(yè)（即職業(yè)代際向上流動(dòng)比例）。表3的C部分報(bào)告了不同年齡組勞動(dòng)者的職業(yè)代際向上流動(dòng)率。從中可以看出，中國職業(yè)代際向上流動(dòng)率在1950-1959年出生勞動(dòng)者群體中為11.5%，1960-1969年出生群體中為15.6%，1970-1979年出生群體中為18.6%，而1980-1989年出生群體中為20.8%，總上升比例高達(dá)81%。從這個(gè)角度來講，中國職業(yè)的代際向上流動(dòng)性又是大幅提高的，且父親從事農(nóng)業(yè)和非農(nóng)工作的勞動(dòng)者均具有相同的特征。

表3按父親職業(yè)類型劃分的職業(yè)代際繼承和流動(dòng)率

資料來源：2000年人口普查和2005年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。

表4報(bào)告了隨出生省份不同職業(yè)代際向上流動(dòng)率的差異。從表4結(jié)果可以看出，除了北京和天津以外，東部沿海省份上海、江蘇、浙江和福建都擁有30%以上的職業(yè)向上流動(dòng)率，遠(yuǎn)高于全國平均值的19.1%。而其中浙江的職業(yè)代際向上流動(dòng)比例高達(dá)45.7%，為全國最高 。形成對(duì)照的是，西藏、云南、青海、廣西、海南及河南出生的勞動(dòng)者，其向上流動(dòng)比例均低于10%，分別為4.6%、7.3%、9.2%、9.5%、9.7%和9.9%。

上述描述性分析的結(jié)果表明，中國近幾十年來職業(yè)代際流動(dòng)性呈明顯上升趨勢(shì)，但地區(qū)間存在著較大差異，且農(nóng)業(yè)與非農(nóng)職業(yè)間的隔離問題不容被忽視。

表4分省職業(yè)代際向上流動(dòng)率（按出生省份劃分）

資料來源：2000年人口普查和2005年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。

三實(shí)證模型設(shè)定與結(jié)果分析

（一）計(jì)量模型設(shè)定

為了更好的衡量父輩職業(yè)對(duì)于其子女職業(yè)選擇的直接作用，控制和剔除描述性分析中無法分離的年齡（職業(yè)周期）、戶籍、性別、教育背景以及家庭環(huán)境等社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的影響，本文采用Mixed Logit Model實(shí)證分析父親職業(yè)對(duì)子女職業(yè)選擇的作用機(jī)制。Mixed LogitModel是隨機(jī)系數(shù)離散選擇模型的一種，不受獨(dú)立同分布（IID）假設(shè)的限制，且允許每個(gè)個(gè)體對(duì)職業(yè)相關(guān)的各種特征擁有不同的偏好（即不同的回歸系數(shù)），因而具有更好的靈活性和可信度（Train，2009）。近年來計(jì)算機(jī)仿真技術(shù)的發(fā)展使得Mixed Logit Model的估計(jì)變得更容易實(shí)現(xiàn) ，這也使該模型被廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)學(xué)、管理學(xué)、環(huán)境科學(xué)、交通科學(xué)等研究領(lǐng)域中，被稱作是“最具前途的離散選擇模型”（Hensher& Greene，2003）。本文假設(shè)個(gè)體i在t選擇情境下選擇職業(yè)j的間接效用為：

（1）

其中 是代表個(gè)體是否與其父親擁有相同職業(yè)的二元變量（相同=1，不同=0）。 為不同職業(yè)的虛擬變量矩陣 。勞動(dòng)者的社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量 包含年齡、性別、受教育年限、民族、城鎮(zhèn)戶籍、婚姻狀況以及兄弟姐妹數(shù)量。 為職業(yè)特定的不可觀測(cè)項(xiàng)， 是i.i.d分布的誤差項(xiàng)。 為待估計(jì)的隨機(jī)系數(shù)，可隨個(gè)體不同而有所差異，并遵循概率密度函數(shù)為 的分布。由此可以推出，個(gè)體職業(yè)選擇的非條件概率為：

（2）

由于 為離散變量，可以根據(jù)公式（3）計(jì)算其對(duì)于子女職業(yè)選擇的邊際效應(yīng)：

（3）

（二）變量選取及設(shè)定

1. 因變量

根據(jù)本文中Mixed LogitModel的設(shè)定，勞動(dòng)者面臨的選擇問題變?yōu)閺霓r(nóng)業(yè)、藍(lán)領(lǐng)、低階白領(lǐng)、高階白領(lǐng)四個(gè)工作中選擇能夠最大化其效用的職業(yè)，因變量為0、1變量，不同勞動(dòng)者、不同職業(yè)均可通過相應(yīng)編號(hào)區(qū)分。對(duì)于勞動(dòng)者而言，從原始數(shù)據(jù)中提取的單一觀測(cè)值被轉(zhuǎn)變?yōu)?個(gè)觀測(cè)值，分別對(duì)應(yīng)四種職業(yè)，因此用于回歸的總樣本量變?yōu)?86,172。例如當(dāng)勞動(dòng)者的職業(yè)為“大田作物生產(chǎn)人員”時(shí)，根據(jù)本文的職業(yè)劃分屬于第一類“農(nóng)業(yè)”，在進(jìn)行回歸分析時(shí)，將有分別代表四類職業(yè)的4個(gè)觀測(cè)值與勞動(dòng)者對(duì)應(yīng)，其中“農(nóng)業(yè)”觀測(cè)值的因變量為1，而“藍(lán)領(lǐng)”、“低階白領(lǐng)”、“高階白領(lǐng)”觀測(cè)值的因變量為0，以此類推 。

2. 自變量

父親職業(yè)虛擬變量是本文重點(diǎn)考察的核心控制變量，當(dāng)父親職業(yè)與子女職業(yè)相同時(shí)定義為1，反之為0。例如，當(dāng)勞動(dòng)者的父親職業(yè)為“藍(lán)領(lǐng)”時(shí)，與勞動(dòng)者對(duì)應(yīng)的“農(nóng)業(yè)”、“低階白領(lǐng)”和“高階白領(lǐng)”3個(gè)職業(yè)觀測(cè)值的父親職業(yè)變量都設(shè)定為0，只有對(duì)應(yīng)的“藍(lán)領(lǐng)”職業(yè)觀測(cè)值的父親職業(yè)變量為1，以此類推。自變量中還包含其他與職業(yè)選擇密切相關(guān)的一系列個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量，如年齡、性別（男性=1；女性=0）、受教育年限、戶籍（非農(nóng)戶口=1；農(nóng)業(yè)戶口=0）、民族（少數(shù)民族=1；漢族=0）、婚姻狀況（已婚=1；其他=0）以及家庭結(jié)構(gòu)中的兄弟姐妹個(gè)數(shù)等。此外，為了控制職業(yè)自身固有的可觀測(cè)及不可觀測(cè)特征（如工資水平差異），本文還增加了“藍(lán)領(lǐng)”、“低階白領(lǐng)”和“高階白領(lǐng)”3個(gè)職業(yè)虛擬變量。

3. 隨機(jī)參數(shù)和固定參數(shù)

Mixed LogitModel包含兩類參數(shù)：隨機(jī)參數(shù)和固定參數(shù)，根據(jù)模型需要可以自由設(shè)定。隨機(jī)參數(shù)是隨機(jī)系數(shù)離散選擇模型中所特有的，估計(jì)時(shí)假定不同個(gè)體對(duì)相關(guān)解釋變量具有異質(zhì)性（heterogeneity）偏好。每組隨機(jī)參數(shù)包括一個(gè)均值（mean）系數(shù)和一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差（deviation）系數(shù)，代表了樣本中個(gè)體對(duì)某一解釋變量異質(zhì)性偏好的特定分布，一般根據(jù)模型需要設(shè)定為正態(tài)分布或?qū)��?shù)正態(tài)分布。隨機(jī)參數(shù)中均值系數(shù)的理解與固定參數(shù)類似；標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)如果顯著則說明個(gè)體中確實(shí)存在異質(zhì)性偏好，否則可認(rèn)為偏好為同質(zhì)性（Homogeneity），標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)的符號(hào)本身沒有特定經(jīng)濟(jì)學(xué)含義。

固定參數(shù)則與普通離散選擇模型（如多項(xiàng)式Logit模型）中的回歸系數(shù)相同，即估計(jì)時(shí)假定相關(guān)解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)為0，對(duì)效用的所有影響都以均值系數(shù)體現(xiàn)，也可以理解為假定樣本中所有個(gè)體對(duì)相關(guān)解釋變量具有同質(zhì)性偏好。

（三）模型估計(jì)及結(jié)果分析

考慮到Mixed Logit Model回歸時(shí)的樣本量較大（N=886,172），為了提高模型的估計(jì)效率，本文設(shè)定父親職業(yè)和職業(yè)虛擬變量為服從正態(tài)分布的隨機(jī)參數(shù)，而個(gè)體的一系列社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量與職業(yè)虛擬變量的交互項(xiàng)為固定參數(shù)，并用Stata15中的Mixlogit命令進(jìn)行估計(jì)（Hole，2007）。Mixed Logit Model在實(shí)際參數(shù)估計(jì)中通常采用模擬最大似然估計(jì)法（Simulated Maximum Likelihood Estimation），參數(shù)估計(jì)穩(wěn)定度依賴于抽樣數(shù)，一般認(rèn)為25個(gè)Halton抽樣數(shù)能夠達(dá)到穩(wěn)定估計(jì)結(jié)果（Bhat，2001）。本文在估計(jì)過程中對(duì)每個(gè)樣本采用了500個(gè)Halton抽取的方法進(jìn)行似然估計(jì)，進(jìn)一步提高穩(wěn)定度（Hole，2007）。

表5報(bào)告了Mixed LogitModel的估計(jì)結(jié)果，其中第（1）列為全樣本回歸結(jié)果，第（2）~（5）列分別為1950-1959年、1960-1969年、1970-1979年和1980-1989年出生勞動(dòng)者的分樣本回歸結(jié)果。從全部樣本回歸結(jié)果來看，隨機(jī)參數(shù)和大多數(shù)固定參數(shù)均在統(tǒng)計(jì)上顯著。需要說明的是，父親職業(yè)對(duì)子女的異質(zhì)性影響以及勞動(dòng)者本身對(duì)不同職業(yè)的差異性選擇偏好，可以由隨機(jī)參數(shù)中的標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)予以體現(xiàn)。

1. 隨機(jī)參數(shù)估計(jì)結(jié)果

本文重點(diǎn)關(guān)注的父親職業(yè)隨機(jī)參數(shù)的均值系數(shù)為正且在1%水平顯著，其標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)也在5%水平顯著。說明父親職業(yè)對(duì)于子女選擇相同職業(yè)在不同個(gè)體中的影響服從均值為1.8240、標(biāo)準(zhǔn)差為0.1854的正態(tài)分布，平均而言，父親職業(yè)具有顯著的正向影響效應(yīng)，同時(shí)影響力度在不同個(gè)體間存在較大異質(zhì)性。這一結(jié)果的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義在于當(dāng)控制了勞動(dòng)者的人口學(xué)特征和社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景，特別是年齡（職業(yè)周期）、性別、戶籍和受教育年限后，職業(yè)的代際繼承現(xiàn)象依然在中國勞動(dòng)者中普遍存在。

表5第（2）~（5）列不同年齡段分樣本回歸結(jié)果顯示，父親職業(yè)的隨機(jī)參數(shù)均為正且在1%水平顯著，但系數(shù)大小逐漸下降，且在不同年齡段的個(gè)體異質(zhì)性表現(xiàn)出較大差異（隨機(jī)參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)在1950-1959年以及1970-1979年出生的勞動(dòng)者中不顯著）。

2. 固定參數(shù)估計(jì)結(jié)果

一系列交叉項(xiàng)的固定參數(shù)顯示，城鎮(zhèn)戶口對(duì)于非農(nóng)職業(yè)的獲得有顯著的正向影響，且對(duì)于低階白領(lǐng)職業(yè)而言最為重要。勞動(dòng)者的教育水平對(duì)藍(lán)領(lǐng)、低階白領(lǐng)、高階白領(lǐng)職業(yè)獲得的影響依次增強(qiáng)，這說明教育水平所代表的人力資本積累是勞動(dòng)者選擇高社會(huì)地位、高回報(bào)職業(yè)的重要驅(qū)動(dòng)因素，對(duì)職業(yè)流動(dòng)起到正向的激勵(lì)作用。

家庭結(jié)構(gòu)變量中勞動(dòng)者的兄弟姐妹個(gè)數(shù)對(duì)于非農(nóng)職業(yè)的獲得均有顯著的負(fù)向影響，且對(duì)于低階白領(lǐng)職業(yè)的獲得負(fù)向影響最大。大量國內(nèi)外研究都驗(yàn)證了兄弟姐妹個(gè)數(shù)對(duì)教育成就的抑制性效用（張?jiān)略啤⒅x宇，2015；葉華、吳小剛，2011；Lu&Treiman, 2008）。表5的估計(jì)結(jié)果表明，多兄弟姐妹家庭中的勞動(dòng)者在職業(yè)選擇方面同樣存在資源稀釋（Resource Dilution）現(xiàn)象（Blake, 1981），并且這一負(fù)向影響并不能單純被教育資源的稀釋所解釋。當(dāng)家庭資源有限時(shí)，兄弟姐妹的增加會(huì)減少家庭中每個(gè)孩子對(duì)與職業(yè)選擇密切相關(guān)社會(huì)資源的獲得。隨著一系列鼓勵(lì)生育政策的放開，其對(duì)于未來家庭內(nèi)部資源配置的影響還有待觀察。

表5Mixed Logit模型估計(jì)結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。其中父親職業(yè)、藍(lán)領(lǐng)、低階白領(lǐng)和高階白領(lǐng)4個(gè)隨機(jī)參數(shù)在估計(jì)時(shí)均假定符合正態(tài)分布，性質(zhì)由均值系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)決定；其他所有固定參數(shù)被假定對(duì)勞動(dòng)者具有同質(zhì)性影響。

資料來源：根據(jù)2000年人口普查和2005年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。

3. 邊際影響

由于Mixed Logit Model為非線性概率模型，回歸系數(shù)不能直接代表其經(jīng)濟(jì)學(xué)含義，本文將回歸系數(shù)代入公式（3），計(jì)算得到父親職業(yè)變量產(chǎn)生的邊際效應(yīng)（見表6）。表6中數(shù)字代表了對(duì)于特定樣本，父親職業(yè)對(duì)于子女選擇相同類型職業(yè)的概率提高程度。例如對(duì)于全樣本而言，父親職業(yè)平均使得子女選擇相同職業(yè)的概率增加了16.9%。而從分樣本結(jié)果可以看到，父親職業(yè)對(duì)于子女選擇同類工作的平均邊際影響分別為26.4%、23.4%、17.0和16.0%。換句話說，1980-1989年出生的勞動(dòng)者與1950-1959年出生的勞動(dòng)者相比，父親職業(yè)的直接影響下降了10.4% ，降幅達(dá)39%。表6還報(bào)告了分職業(yè)類別的父親職業(yè)邊際影響。從中可以看出，農(nóng)業(yè)與非農(nóng)職業(yè)的繼承度隨著時(shí)間的推移基本都呈下降趨勢(shì)，但降幅在1970-1979年以及1980-1989年出生的勞動(dòng)者間趨于平穩(wěn)。

通過對(duì)四種職業(yè)邊際影響的縱向比較可以發(fā)現(xiàn)，每一個(gè)分樣本中子女繼承父親農(nóng)業(yè)工作的可能性都是最大的，并且相對(duì)強(qiáng)度十分穩(wěn)定。如對(duì)于1950-1959年出生者而言，父親從事農(nóng)業(yè)工作對(duì)于子女選擇同類工作的邊際影響為30.5%，明顯高于其他三類職業(yè)的邊際影響。對(duì)于1980-1989年出生的勞動(dòng)者而言，雖然四種職業(yè)的邊際影響都明顯下降，但農(nóng)業(yè)職業(yè)的影響力度仍然是最強(qiáng)的（22%）。這表明農(nóng)業(yè)與非農(nóng)職業(yè)間存在分割，即農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者的代際關(guān)系間存在著更強(qiáng)的封閉性。相比其他職業(yè)，當(dāng)父親是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者時(shí)，其子女更容易成為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者，在某種程度上陷入低回報(bào)的“職業(yè)陷阱”。

表6父親職業(yè)對(duì)子女職業(yè)選擇的邊際影響

資料來源：根據(jù)2000年人口普查和2005年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。

總體而言，以上回歸結(jié)果與描述性分析中觀察到的現(xiàn)象相符合，子女對(duì)父親職業(yè)的依賴性呈明顯下降趨勢(shì)，職業(yè)代際繼承現(xiàn)象逐漸減少，同時(shí)向上流動(dòng)性大幅提高，但農(nóng)業(yè)與非農(nóng)職業(yè)間的隔離并未消除。由于教育程度和年齡等變量在Mixed LogitModel回歸分析中能夠較好的控制勞動(dòng)者自身的人力資本積累以及職業(yè)周期等因素影響，我們認(rèn)為父親職業(yè)變量在這里主要體現(xiàn)了勞動(dòng)者的社會(huì)資本，例如與父親職業(yè)直接或間接相關(guān)的個(gè)人與家庭政治資本、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系等能夠影響勞動(dòng)者職業(yè)機(jī)會(huì)選擇的重要因素（李宏彬等，2012；Munshi，2011）。但受數(shù)據(jù)信息的限制，本文無法對(duì)社會(huì)資本的具體作用機(jī)制進(jìn)行更進(jìn)一步的檢驗(yàn)。

四結(jié)論與政策含義

本文從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度考察了中國當(dāng)代職業(yè)代際繼承與流動(dòng)趨勢(shì)，同時(shí)實(shí)證分析了不同年齡段、不同職業(yè)勞動(dòng)者間的職業(yè)代際流動(dòng)性差異。基于2000年人口普查和2005年1%人口抽樣調(diào)查微觀數(shù)據(jù)，本文發(fā)現(xiàn)近年來中國職業(yè)代際傳遞和繼承現(xiàn)象逐漸減少，向上流動(dòng)性大幅提高，勞動(dòng)者逐漸擁有更多提升自己社會(huì)經(jīng)濟(jì)階層的機(jī)會(huì)。父輩職業(yè)所隱含的社會(huì)資源在子輩職業(yè)選擇方面所起的作用大幅度減少。這些變化體現(xiàn)了國家相關(guān)制度與政策改革的合理性。其中，義務(wù)教育的推廣，高等教育的大眾化和公平性，公務(wù)員制度的構(gòu)建和完善，全社會(huì)“唯才是舉”觀念的恢復(fù)以及用人制度的逐漸公開透明，再加上近年來“三農(nóng)”政策和城鄉(xiāng)一體化建設(shè)的推進(jìn)，都在職業(yè)選擇方面減少了身份、家庭關(guān)系的不公正影響，在提高代際流動(dòng)性方面發(fā)揮了重要作用。這些積極變化有效提升了社會(huì)制度的合理性，調(diào)動(dòng)了勞動(dòng)者的積極性，提高了社會(huì)總體生產(chǎn)力水平，有助于突破職業(yè)和階層固化的藩籬，使得中國成為“人人都有通過辛勤勞動(dòng)實(shí)現(xiàn)自身發(fā)展機(jī)會(huì)”的新的“機(jī)會(huì)之地”。

但另一方面，中國不同地區(qū)間職業(yè)代際流動(dòng)性存在較大差異，京津滬與東部沿海發(fā)達(dá)省份的職業(yè)代際流動(dòng)性是西藏、云南、青海等中西部欠發(fā)達(dá)省份的3-10倍，且農(nóng)業(yè)與非農(nóng)職業(yè)間存在明顯隔離，職業(yè)機(jī)會(huì)不均等現(xiàn)象并未隨著改革的深入而完全消退。這表明在未來一段時(shí)間內(nèi)，中國仍有必要根據(jù)不同地域特點(diǎn)和人口構(gòu)成特征，一方面要改革并消除所有制和就業(yè)政策方面的制度性歧視和障礙，另一方面要完善勞動(dòng)力就業(yè)市場(chǎng)，逐步建立并完善單位用人制度。通過提倡和保障不同社會(huì)階層群體就業(yè)機(jī)會(huì)的公平，保護(hù)和加強(qiáng)代際流動(dòng)渠道的暢通，使得代際流動(dòng)維持在一個(gè)較高的水平，這樣才能夠從根本上控制和縮小收入差距，促進(jìn)社會(huì)公平公正與和諧穩(wěn)定，使人民在制度改革與社會(huì)進(jìn)步中有更充分的獲得感。

本文研究還存在兩點(diǎn)不足之處。第一，如前所述，鑒于普查數(shù)據(jù)和人口抽樣調(diào)查的數(shù)據(jù)收集方式，被訪者父親的職業(yè)信息并非通過直接詢問得到，而是需要根據(jù)同一家庭戶中作為家庭成員的父親的個(gè)人信息間接得到。這就造成了一些常見情況，例如，當(dāng)中青年勞動(dòng)者僅與未成年子女共同居住時(shí)，由于難以追溯其父親的職業(yè)信息，而導(dǎo)致無法被包含在本文的有效樣本中。相對(duì)而言，城市家庭和女性已婚勞動(dòng)者較少會(huì)出現(xiàn)與父親同住的情況，這也是造成最終分析樣本中農(nóng)業(yè)戶籍和男性人口均高于數(shù)據(jù)公報(bào)的主要原因。這可能會(huì)造成估計(jì)的代際職業(yè)繼承和流動(dòng)程度有偏。第二，由于人口普查和人口抽樣調(diào)查中未記載其他一些與父親或家庭背景相關(guān)的重要社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量，如社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系、就業(yè)歷史等，本文無法針對(duì)父親社會(huì)資本對(duì)子女職業(yè)選擇的影響進(jìn)行進(jìn)一步的機(jī)制分析，這將是值得未來繼續(xù)深入考察的一個(gè)重要問題。

（發(fā)表于《勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究》2017年第6期）

參考文獻(xiàn)：

邊燕杰、張文宏（2001），《經(jīng)濟(jì)體制，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與職業(yè)流動(dòng)》，《中國社會(huì)科學(xué)》第2期，第77-89+206頁。

蔡昉（2007），《中國勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)育與就業(yè)變化》，《經(jīng)濟(jì)研究》第7期，第4-14+22頁。

陳琳、袁志剛（2012），《中國代際收入流動(dòng)性的趨勢(shì)與內(nèi)在傳遞機(jī)制》，《世界經(jīng)濟(jì)》第6期，第115-131頁。

李宏彬、孟嶺生、施新政、吳斌珍（2012），《父母的政治資本如何影響大學(xué)生在勞動(dòng)力市場(chǎng)中的表現(xiàn)？——基于中國高校應(yīng)屆畢業(yè)生就業(yè)調(diào)查的經(jīng)驗(yàn)研究》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》第3期，第1011-1026頁。

李路路（2002），《制度轉(zhuǎn)型與分層結(jié)構(gòu)的變遷——階層相對(duì)關(guān)系模式的“雙重再生產(chǎn)”》，《中國社會(huì)科學(xué)》第6期，第105-118+206-207頁。

梅因（1959），《古代法》，商務(wù)印書館。

孫文凱、路江涌、白重恩（2007），《中國農(nóng)村收入流動(dòng)分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》第8期，第43-57頁。

王美艷（2005），《城市勞動(dòng)力市場(chǎng)上的就業(yè)機(jī)會(huì)與工資差異》，《中國社會(huì)科學(xué)》第5期，第36-46+205頁。

吳曉剛（2007），《中國的戶籍制度與代際職業(yè)流動(dòng)》，《社會(huì)學(xué)研究》第6期，第38-65+242-243頁。

吳忠民、林聚任（1998），《城市居民的社會(huì)流動(dòng)——來自山東省五城市的調(diào)查》，《中國社會(huì)科學(xué)》第2期，補(bǔ)充頁碼。

楊瑞龍、王宇鋒、劉和旺（2010），《父親政治身份，政治關(guān)系和子女收入》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》第3期，第871-890頁。

葉華、吳曉剛（2011），《生育率下降與中國男女教育的平等化趨勢(shì)》，《社會(huì)學(xué)研究》第5期，第153-177+245頁。

尹恒、李實(shí)、鄧曲恒（2006），《中國城鎮(zhèn)個(gè)人收入流動(dòng)性研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》第10期，第30-43頁。

張翼（2004），《中國人社會(huì)地位的獲得》，《社會(huì)學(xué)研究》第4期，第76-90頁。

張?jiān)略啤⒅x宇（2015），《低生育率背景下兒童的兄弟姐妹數(shù)、教育資源獲得與學(xué)業(yè)成績》，《人口研究》第4期，第19-34頁。

Becker, Gary S., & Nigel Tomes (1979). An Equilibrium Theory of the Distribution of Income and Intergenerational Mobility. Journal of Political Economy, 87(6)，1153-1189.

Becker, Gary S., & Nigel Tomes (1986). Human Capital and the Rise and Fall of Families. Journal of Labor Economics, 4.3, Part 2: S1-S39.

Behrman, Jere R., & Paul Taubman (1990). The Intergenerational Correlation between Children's Adult Earnings and Their Parents' Income: Result from the Michigan Panel Survey of Income Dynamics. Review of Income and Wealth, 36(2)，115-127.

Bhat, Chandra R. (2001). Quasi-random Maximum Simulated Likelihood Estimation of the Mixed Multinomial Logit Model. Transportation Research Part B: Methodological, 35(7)，677-693.

Bian, Yanjie (2002). Chinese Social Stratification and Social Mobility. Annual Review of Sociology, 28(1)，91-116.

Blake, Judith (1981). Family Size and the Quality of Children.Demography, 18（4），421-442.

Chetty, Raj, Nathaniel Hendren, Patrick Kline, Emmanuel Saez, & Nicholas Turner (2014). Is the United States Still ALand of Opportunity? Recent Trends in the Intergenerational Mobility. American Economic Review, 104(5)，141-47.

Constant, Amelie F. & Klaus F. Zimmermann (2003). Occupational Choice Across Generations. IZA Discussion Paper No. 975, IZA, Bonn, Germany.

Corak, Miles, & Patrizio Piraino (2011). The Intergenerational Transmission of Employers. Journal of Labor Economics, 29(1)，37-68.

Couch, Kenneth A. & Thomas A. Dunn. (1997). Intergenerational Correlations in Labor Market Status: A Comparison of the United States and Germany. The Journal of Human Resources, 32(4)，210-232.

Hellerstein, Judith K., & Melinda Sandler Morrill (2011). Dads and Daughters the Changing Impact of Fathers on Women’s Occupational Choices. Journal of Human Resources, 46(2)，333-372.

Hole, Arne Risa (2007). Estimating Mixed Logit Models using Maximum Simulated Likelihood. Stata Journal, 7(3)，388-401.

Hout, Michael & Harvey Rosen (2000). Self-employment, Family Background, and Race. Journal of Human Resources, 35(4)，670-692.

Hensher,David & WilliamGreene (2003). The Mixed Logit Model: The State of Practice. Transportation, 30(2)，133-176.

Long, Jason & Joseph Ferrie (2013). Intergenerational Occupational Mobility in Great Britain and the United States Since 1850. The American Economic Review, 103(4)，1109-1137.

Lu, Yao, & Donald J. Treiman (2008). The Effect of Sibship Size on Educational Attainment in China: Period Variations. American Sociological Review, 73（5），813-834.

Munshi, Kaivan (2011). Strength in Numbers: Networks as A Solution to Occupational Traps. The Review of Economic Studies, 78(3)，1069-1101.

Roemer, John E. (2004). Equal Opportunity and Intergenerational Mobility: Going Beyond Intergenerational Income Transition Matrices. In Generational income mobility in North America and Europe, ed. Miles Corak. Cambridge: Cambridge University Press.

Solon, Gary (1992). Intergenerational Income Mobility in the United States. The American Economic Review,82, 393-408.

Solon, Gary (2002). Cross-country Differences in Intergenerational Earnings Mobility. Journal of Economic Perspectives, 16, 59-66.

Train, Kenneth E. (2009). Discrete Choice Methods with Simulation. Cambridge University Press.

Intergenerational Occupational Inheritance and Mobility in China:

Empirical Evidence from the Census Microdata

Zhu Chen

(College of Economics and Management, China Agricultural University; Institute of Population and Labor Economics, Chinese Academy of Social Sciences)

Abstract: This article uses linked father-child occupational records obtained from the 2000 micro-sample of population census data and the 2005 1% population sample survey datato examine trends in intergenerational occupational inheritance and mobility in contemporary China, and explore possible underlying mechanisms. Descriptive findings and regression results from mixed logit models reveal that, firstly, the upward occupational mobility rates among 1950s/1960s/1970s/1980s birth cohorts are 11.5 percent, 15.6 percent, 18.6 percent, and 20.8 percent, respectively, which has risen rapidly; Secondly, father’s occupation in promoting children’s propensity to choose the same job has declined from 26.4 percent to 16.0 percent in the past few decades, while we also find regional inequality in the development of occupational mobility. Based on these results, policies such as regional-specific initiatives and investments are needed in the new era, in order toimprove the quality of local labor market and further to increase upward mobility, control and narrow the income gap, and make people have a sense of gain in social progress and development.

Keywords: Intergenerational occupational mobility; job inheritance; social mobility; land of opportunity.

JEL Classification: J62, J71, D19