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user: 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 result (1) (2) (3) (4) (5) (6) 代际职业流动 0.134 *** 0.148 *** (0.019) (0.022) 代际教育流动 0.067 *** 0.051 *** (0.004) (0.006) 主观感知的流动 0.275 *** 0.188 *** (0.047) (0.055) 年龄 0.003 −0.005 −0.000 (0.006) (0.005) (0.004) 性别 0.460 *** 0.297 *** 0.329 *** (0.090) (0.080) (0.073) 婚姻状况 −0.281 *** −0.405 *** −0.371 *** (0.081) (0.081) (0.070) 生活满意度 0.109 *** 0.075 ** 0.072 ** (0.035) (0.032) (0.030) 宗教信仰 0.105 0.100 −0.035 (0.309) (0.280) (0.241) 是否为党员 0.379 *** 0.293 ** 0.301 ** (0.137) (0.126) (0.124) 家庭收入 0.049 0.085 ** 0.088 ** (0.042) (0.037) (0.036) 家庭子女数量 0.065 0.056 0.061 (0.052) (0.049) (0.045) 家庭人口规模 −0.062 *** −0.055 *** −0.067 *** (0.019) (0.017) (0.016) 城乡分类 0.025 0.024 −0.007 (0.101) (0.089) (0.085) 少数民族聚居 −0.095 0.158 0.078 (0.197) (0.176) (0.173) 村经济发展水平 0.001 0.062 0.030 (0.054) (0.057) (0.050) 地区固定效应 否 否 否 是 是 是 样本量 7900 13，225 12，531 6486 7735 9351 R-squared 0.010 0.027 0.004 0.050 0.058 0.039 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 variable (1) (2) (3) (4) Panel A：代际职业流动大小对信任水平的影响 基准回归结果 代际职业流动的替代性指标 关键解释变量 职业EGP差值 ISEI差值 SIOPS差值 0.148 *** 0.018 *** 0.016 *** (0.022) (0.002) (0.003) 其他控制变量 控制 控制 控制 地区固定效应 控制 控制 控制 样本量 7，900 6，486 6，486 R-squared 0.01 0.056 0.047 Panel B：代际流动方向对信任水平的影响 代际职业流动方向 代际教育流动方向 关键解释变量 职业EGP差值是否大于0 ISEI差值是否大于0 SIOPS差值是否大于0 受教育年限代际差是否大于0 0.267 *** 0.388 *** 0.434 *** 0.486 *** (0.066) (0.069) (0.071) (0.061) 其他控制变量 控制 控制 控制 控制 地区固定效应 控制 控制 控制 控制 样本量 6，486 6，486 6，486 7，735 R-squared 0.041 0.045 0.046 0.054 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 variabl (1) (2) (3) (4) (5) (6) 代际职业流动 0.019 *** 0.019 *** (0.005) (0.005) 代际教育流动 0.003 *** 0.009 *** (0.001) (0.001) 主观感知的流动 0.076 *** 0.045 *** (0.011) (0.013) 其他控制变量 控制 控制 控制 地区固定效应 否 否 否 是 是 是 样本量 7895 13，221 12，527 6483 7731 9349 R-squared 0.004 0.001 0.006 0.026 0.037 0.029 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 variable (1) (2) (3) 代际职业流动 0.148 *** (0.022) 代际教育流动 0.051 *** (0.006) 主观感知的流动 0.188 *** (0.055) 是否为自然灾害频发地区 −0.070 −0.104 −0.010 (0.101) (0.095) (0.085) 农业种植方式 2.850 *** 2.318 *** 2.695 *** (0.223) (0.220) (0.201) 市场化程度 0.171 ** 0.070 0.144 ** (0.081) (0.079) (0.069) 其他控制变量 控制 控制 控制 地区固定效应 控制 控制 控制 样本量 6482 7734 9348 R-squared 0.050 0.058 0.039 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 regressio (1) (2) (3) (4) OLS 分位数回归 1/4分位 1/2分位 3/4分位 Panel A 代际职业流动 0.148 *** 0.087 *** 0.183 *** 0.208 *** (0.022) (0.032) (0.028) (0.034) 其他控制变量 控制 控制 控制 控制 地区固定效应 控制 控制 控制 控制 样本量 6486 6486 6486 6486 R-squared 0.05 Panel B 代际教育流动 0.051 *** 0.032 *** 0.074 *** 0.062 *** (0.006) (0.008) (0.008) (0.011) 其他控制变量 控制 控制 控制 控制 地区固定效应 控制 控制 控制 控制 样本量 7735 7735 7735 7735 R-squared 0.058 Panel C 主观感知的流动 0.188 *** 0.182 ** 0.226 *** 0.281 *** (0.055) (0.078) (0.079) (0.083) 其他控制变量 控制 控制 控制 控制 地区固定效应 控制 控制 控制 控制 样本量 9351 9351 9351 9351 R-squared 0.039 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 level (1) (2) (3) 母亲样本 父亲样本 SUEST检验 Panel A 代际职业流动 0.166 *** 0.137 *** chi2 = 0.77 (0.029) (0.023) Prob > chi2 = 0.3815 其他控制变量 控制 控制 控制 地区固定效应 控制 控制 控制 样本量 3231 3254 R-squared 0.052 0.051 Panel B 代际教育流动 0.057 *** 0.059 *** chi2 = 0.02 (0.007) (0.008) Prob > chi2 = 0.8923 其他控制变量 控制 控制 控制 地区固定效应 控制 控制 控制 样本量 4126 3609 R-squared 0.061 0.061 Panel C 主观感知的流动 0.202 *** 0.177 ** chi2 = 0.07 (0.062) (0.074) Prob > chi2 = 0.7858 其他控制变量 控制 控制 控制 地区固定效应 控制 控制 控制 样本量 4869 4482 R-squared 0.04 0.04 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 grou (1) (2) (3) (4) 60年代 70年代 80年代 90年代 Panel A 代际职业流动 0.237 0.132 ** 0.130 *** 0.118 *** (0.183) (0.061) (0.035) (0.033) 其他控制变量 控制 控制 控制 控制 地区固定效应 控制 控制 控制 控制 样本量 151 905 2779 2573 R-squared 0.337 0.085 0.060 0.095 Panel B 代际教育流动 0.065 ** 0.016 0.065 *** 0.037 *** (0.026) (0.018) (0.009) (0.010) 其他控制变量 控制 控制 控制 控制 地区固定效应 控制 控制 控制 控制 样本量 354 1077 2524 3359 R-squared 0.201 0.071 0.093 0.084 Panel C 主观感知的流动 −0.050 −0.096 0.218 ** 0.345 *** (0.262) (0.151) (0.093) (0.078) 其他控制变量 控制 控制 控制 控制 地区固定效应 控制 控制 控制 控制 样本量 342 1248 3248 4065 R-squared 0.166 0.060 0.054 0.079 表8. 年龄组群的异质性效应