4.4　實(shí)證分析

4.4.1　數(shù)據(jù)變量

（1）數(shù)據(jù)樣本

本文使用中國(guó)城市、農(nóng)村和流動(dòng)人口居民收入調(diào)查(Rural-Urban Migration in China，RUMiC)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。RUMiC是一個(gè)大型跟蹤調(diào)查項(xiàng)目，包含2008—2012年4年的跟蹤調(diào)查。每輪調(diào)查在年初進(jìn)行，并詢問(wèn)上一年的全年收入和消費(fèi)信息。目前公布的最新數(shù)據(jù)是2009年的調(diào)查數(shù)據(jù)。RUMiC調(diào)查包含3個(gè)子樣本：農(nóng)村住戶樣本、農(nóng)村—城鎮(zhèn)流動(dòng)人口樣本、城鎮(zhèn)住戶樣本，分別包含了8000個(gè)農(nóng)村家庭、5000個(gè)流動(dòng)人口家庭和5000個(gè)城鎮(zhèn)家庭樣本。在本文的分析中，我們專(zhuān)注于分析城市勞動(dòng)力市場(chǎng)，因此只考察城鎮(zhèn)住戶樣本。(25)城鎮(zhèn)住戶調(diào)查由課題組設(shè)計(jì)調(diào)查框架，由國(guó)家統(tǒng)計(jì)局執(zhí)行。調(diào)查采用分段隨機(jī)抽樣的方法，覆蓋了全國(guó)9個(gè)省份的19個(gè)城市，涵蓋了家庭人口特征、教育、就業(yè)等眾多信息，能夠滿足研究的需要。(26)

為了使計(jì)量模型能夠識(shí)別精英主義教育體系對(duì)社會(huì)流動(dòng)性的影響，需要尋找一個(gè)中國(guó)教育體系精英化浪潮變動(dòng)的時(shí)間節(jié)點(diǎn)。本文認(rèn)為，1998年可以作為這個(gè)關(guān)鍵時(shí)間節(jié)點(diǎn)。1998年5月4日，江澤民在北京大學(xué)百年校慶上建設(shè)世界一流大學(xué)的講話標(biāo)志著中國(guó)高等教育精英化建設(shè)的加速發(fā)展。“985工程”的展開(kāi)，也伴隨著“211工程”經(jīng)歷3年的發(fā)展進(jìn)入了一個(gè)高潮階段。(27)“985工程”與“211工程”迅速加劇了中國(guó)高等院校的分化，使中國(guó)高等院校呈現(xiàn)出重點(diǎn)大學(xué)與普通學(xué)校對(duì)立并存的二元格局。由高考、中考等考試體系引導(dǎo)，中國(guó)的高中教育、初中教育和小學(xué)教育也迅速走上精英化道路，重點(diǎn)學(xué)校和重點(diǎn)班的優(yōu)勢(shì)日益凸顯。因此，1998年可以作為中國(guó)教育體系走向的一個(gè)分水嶺。1998年之后，中國(guó)教育體系的精英化傾向日益嚴(yán)重。(28)由于RUMiC數(shù)據(jù)最新調(diào)查期為2009年，與關(guān)鍵時(shí)間節(jié)點(diǎn)1998年相差11年，在截取樣本時(shí)間階段時(shí)，我們依據(jù)對(duì)稱(chēng)原則選取1987年（即1998年向前推11年）以后參加工作的人作為研究對(duì)象。

（2）變量定義

父親收入和本人收入。之所以使用父親收入而沒(méi)有考慮母親的收入是因?yàn)槲覈?guó)還是一個(gè)男性主導(dǎo)的社會(huì)。另外，年長(zhǎng)的哥哥姐姐很可能對(duì)弟弟妹妹的成長(zhǎng)具有重要影響。弟弟妹妹可以通過(guò)哥哥姐姐的經(jīng)驗(yàn)、信息和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)獲得更好的成長(zhǎng)。而這會(huì)影響我們對(duì)社會(huì)流動(dòng)性的估算。因此，我們只考慮家庭中年齡最大的子女。本研究樣本定位于已經(jīng)參加工作的人口。

受教育程度。受教育年限為接受正規(guī)學(xué)校教育的年數(shù)，單位是年。根據(jù)Chusseau and Hellier（2012）的研究，在估計(jì)代際收入彈性的過(guò)程中，如果不控制父親的教育程度會(huì)導(dǎo)致代際收入彈性的低估，因此我們將父親收入作為回歸分析中的控制變量。

社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)常被理解為個(gè)體所擁有的社會(huì)聯(lián)系的總量。以往的實(shí)證研究使用多種指標(biāo)定義和衡量社會(huì)關(guān)系，如“春節(jié)時(shí)期聯(lián)系過(guò)的親友數(shù)量”“找工作時(shí)的老鄉(xiāng)關(guān)系”“親友間的禮金往來(lái)”，以及從姓氏宗族聯(lián)系（郭云南 & 姚洋，2013）。也有研究從社會(huì)聯(lián)系的內(nèi)容上描述關(guān)系，如“是否與黨員干部關(guān)聯(lián)”（Zhang & Li, 2003）。結(jié)合本文使用的調(diào)研數(shù)據(jù)，我們使用“春節(jié)期間收取的禮金數(shù)量”作為衡量關(guān)系變量的指標(biāo)。

健康狀況。之所以將健康變量加入實(shí)證分析過(guò)程，是因?yàn)榻】低逃⑸鐣?huì)網(wǎng)絡(luò)和文化資本一同構(gòu)成了父母影響子女收入的4條通道（孫三百等，2012）。本研究使用主觀健康評(píng)分來(lái)衡量健康狀況，并構(gòu)建虛擬變量。當(dāng)被調(diào)查對(duì)象報(bào)告自身健康狀況為非常好、比較好和一般時(shí)，身體健康虛擬變量值為1；健康狀況較差和很差時(shí)，虛擬變量值為0。

文化資本。文化資本也是父母影響子女收入的通道，但準(zhǔn)確衡量文化資本是一件困難的事情。一些實(shí)證研究使用家中藏書(shū)數(shù)量來(lái)作為文化資本的代理變量，捕捉家庭文化對(duì)子女收入的影響（Chusseau and Hellier, 2012）。這種做法傾向于將家庭文化特征理解為知識(shí)的存量。事實(shí)上，父母精神和性格特質(zhì)可能對(duì)子女的影響更大。已有研究表明，精英階層更強(qiáng)調(diào)的創(chuàng)新、分享等精神特質(zhì)對(duì)精英的再生產(chǎn)具有重要意義（張斌賢和王晨，2007）。本文從父母的冒險(xiǎn)精神這一視角來(lái)描述家庭文化資本。冒險(xiǎn)精神一直被視為西方世界獲得成功的重要因素，也是家庭和個(gè)體獲得成功的關(guān)鍵變量。本研究使用調(diào)研數(shù)據(jù)構(gòu)造冒險(xiǎn)精神虛擬變量，值為1時(shí)表示父親具有一定的冒險(xiǎn)精神；值為0時(shí)表示缺乏冒險(xiǎn)精神。

群組虛擬變量。為了更好地分析精英主義教育的影響，我們將研究對(duì)象進(jìn)一步劃分為兩個(gè)群組：其一是未受到“985工程”和“211工程”影響的勞動(dòng)人口，其二是受到了“985工程”和“211工程”影響的人口。為此，我們相應(yīng)地設(shè)置了一個(gè)群組虛擬變量T_i，如果個(gè)體i受到了影響，則記T_i=1；反之則記T_i=0。由于精英主義傾向的變化為連續(xù)過(guò)程，本研究只能做出一個(gè)粗略的分界：未受到“985工程”和“211工程”影響是指在1998年以前就已經(jīng)畢業(yè)參加工作，或在1998年之后參加工作，但沒(méi)有高等教育學(xué)歷的勞動(dòng)力；受到“985工程”和“211工程”影響是指1998年之后在學(xué)或入學(xué)，而后高校畢業(yè)參加工作。

（3）描述性統(tǒng)計(jì)

經(jīng)過(guò)父子關(guān)系配對(duì)，刪除不可靠信息，篩選出適合本研究的實(shí)際有效樣本量為472。(29)變量的描述性統(tǒng)計(jì)展示在表4-1中。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，子女平均年收入為2.77萬(wàn)元，高于父親平均年收入（2.65萬(wàn)元）。其主要原因可能是子女受教育水平更高，從事的工作報(bào)酬更好。父親的平均受教育年限10.28年；子女的平均受教育年限為14.41年，高于父親4.13年。大部分子女自評(píng)健康狀況為良好。以春節(jié)時(shí)收取禮金的數(shù)量衡量的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系方差非常大，說(shuō)明家庭之間社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的差異巨大。

將樣本數(shù)據(jù)中父親和子女的收入分別依據(jù)25%、50%和75%分位數(shù)劃分為4個(gè)階層，即低收入階層、中低收入階層、中高收入階層和高收入階層，進(jìn)而可以得到如表4-2所示的社會(huì)流動(dòng)表。表中的各行對(duì)應(yīng)父親的收入階層，各列對(duì)應(yīng)子女的收入階層，單元格中的數(shù)字表示特定階層流動(dòng)狀況所占的百分比。例如，第一行第二列數(shù)字7.63意味著樣本中父親處于低收入階層而子女躍升到中低收入階層的比例為7.63%。從表4-2提供的信息可以看出，父親收入階層的分布比例比較均勻；而子女收入階層的分布比例中，中低收入階層占比較大，中高收入階層占比較小。這從側(cè)面反映出年輕一代收入差距比父輩更大。此外，各種代際階層變遷的情形中，父親和子女同為低收入階層的比例最高，為11.02%；父親和子女同為高收入階層的比例次之，為10.81%。這說(shuō)明窮人的后代是窮人的概率以及富人的后代是富人的概率很高，低收入階層和高收入階層的代際傳承非常明顯。

4.4.2　計(jì)量模型

（1）精英主義教育體系對(duì)代際收入彈性的影響

根據(jù)式（4-5）刻畫(huà)的模型，本研究設(shè)計(jì)了如式（4-6）所示的基準(zhǔn)模型對(duì)精英主義教育體系和社會(huì)流動(dòng)性的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。其中，和分別表示子女和父親持久性收入的對(duì)數(shù)；T_i為群組虛擬變量，描述了個(gè)體i是否受到了“985工程”和“211工程”的影響。ε_i是一個(gè)白噪聲過(guò)程。

如果教育體系的迅速精英化確實(shí)導(dǎo)致了社會(huì)流動(dòng)性的下降，則受到“985工程”和“211工程”影響的群組應(yīng)呈現(xiàn)出更高的代際收入彈性，即群組虛擬變量與父親收入的交叉項(xiàng)系數(shù)β₂應(yīng)顯著為正。直接估計(jì)式(4-6)的困難在于持久收入無(wú)法觀測(cè)，實(shí)證分析中只能用臨時(shí)收入作為代理變量。根據(jù)持久收入理論，由于受到臨時(shí)波動(dòng)的影響，臨時(shí)收入的方差大于持久收入的方差，代際收入彈性的最小二乘估計(jì)量是下偏的(Chusseau and Hellier, 2012)。然而，本研究關(guān)注的是群組之間的對(duì)比，即關(guān)鍵變量是群組虛擬變量與父親收入的交叉項(xiàng)，年度收入數(shù)據(jù)仍然可以幫助我們識(shí)別群組之間的差異。因此，本研究仍然使用OLS估計(jì)做初步分析，并與其他方法進(jìn)行比較。為了更精確地估計(jì)代際收入彈性，可以使用雙樣本工具變量估計(jì)(Two Sample Instrumental Variable Estimation，TSIV)解決收入數(shù)據(jù)帶來(lái)的偏誤(Bjorklund and Jantti, 1997)。TSIV估計(jì)的核心思想是將式(4-6)中的替換為一個(gè)持久收入的估計(jì)值，這個(gè)估計(jì)值可以根據(jù)父親的特征變量獲得。這一替代使TSIV大大降低了對(duì)數(shù)據(jù)樣本的要求。具體而言，TSIV可分為兩個(gè)關(guān)鍵步驟：(1)基于父親收入及其他父親特征變量構(gòu)成的樣本，以父親收入為被解釋變量，對(duì)父親的其他特征變量進(jìn)行回歸，進(jìn)而得到父親持久收入的估計(jì)值；(2)用替換式(4-6)中的變量，然后估計(jì)式(4-7)。(30)

代際收入彈性估計(jì)偏誤的另外一個(gè)來(lái)源是“生命周期偏誤”（Life-cycle Bias）。根據(jù)生命周期理論，臨時(shí)收入隨年齡增長(zhǎng)呈現(xiàn)“倒U”型趨勢(shì)。通過(guò)觀察個(gè)體整個(gè)職業(yè)生涯的收入變動(dòng)而計(jì)算持久收入的方式并不現(xiàn)實(shí)，因此，實(shí)證研究中往往選取典型收入，即最接近個(gè)體持久收入的臨時(shí)收入，作為次優(yōu)選擇。由于代際流動(dòng)研究涉及兩代人收入的配對(duì)，父子的收入觀測(cè)期往往位于不同的生命周期階段，這種代際間的年齡差異導(dǎo)致的代際收入彈性偏誤被稱(chēng)為生命周期偏誤（汪燕敏，2013）。在處理生命周期偏誤時(shí)，設(shè)置一個(gè)合適的年齡段構(gòu)建分析樣本，可以有效降低生命周期偏誤（Haider and Solon, 2006）。Haider and Solon（2006）的研究表明，個(gè)體在其30歲的早期和40歲早期的收入最接近一生的平均收入。在估計(jì)代際彈性時(shí)，父輩則用40歲左右，所導(dǎo)致的誤差最小（黃桂田 & 何石軍，2013）。本研究預(yù)測(cè)父親年齡在40歲時(shí)的收入，并以其作為持久性收入的預(yù)測(cè)值；同時(shí)，在回歸模型中加入子女年齡和年齡平方項(xiàng)控制收入的生命周期影響，減小生命周期偏誤。回歸模型如式（4-8）所示。X_i包含了子女的特征變量，包括自身年齡、年齡平方項(xiàng)等控制變量以及常數(shù)項(xiàng)。由于不控制父親的受教育程度和父親的年齡會(huì)導(dǎo)致代際收入彈性被低估（Blanden & Macmillan, 2014），我們?cè)?i>X_i中也包含了父親的年齡、年齡平方項(xiàng)和受教育程度。

（2）精英主義教育體系對(duì)代際流動(dòng)通道的影響

代際收入彈性并不是準(zhǔn)確刻畫(huà)因果關(guān)系的結(jié)構(gòu)性參數(shù)，而是一個(gè)反映父母和子女收入相關(guān)性的描述性變量。事實(shí)上，父母收入不僅能夠直接影響子女收入，而且還可以通過(guò)健康、教育、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和文化資本等中間變量影響子女收入（孫三百等，2012）。本文利用Bowles and Gintis（2002）的方法對(duì)不同路徑的影響力進(jìn)行分解，分別計(jì)算健康、教育、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和文化資本對(duì)父子收入相關(guān)性的影響程度，從而考察精英主義教育傾向的加重是否改變了教育在代際收入流動(dòng)中的作用。

父親的收入除了直接影響子女收入，還通過(guò)健康、教育、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和文化資本等4個(gè)變量影響子女收入。將這4個(gè)變量分別記為x₁、x₂、x₃和x₄。考慮如式（4-9）所示的計(jì)量模型。θ_i是變量x_i對(duì)應(yīng)的參數(shù)，i=1，2，3，4。假設(shè)隨機(jī)干擾項(xiàng)與解釋變量無(wú)關(guān)。

對(duì)所有的變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，在等號(hào)兩端同時(shí)乘以，并求期望值，可以得到式（4-10）。(31)其中表示父子收入的相關(guān)系數(shù)。r_ypxi表示父親收入yp與變量x_i的相關(guān)系數(shù)。因此，式（4-10）將父子收入的相關(guān)性分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)兩部分：θ表示父親收入對(duì)子女收入的直接影響，θ_ir_ypxi描述了父親收入通過(guò)變量x_i對(duì)子女收入的間接影響。

本文利用上述方法分析教育的影響在四種代際收入流動(dòng)渠道中所占的比重。進(jìn)而在回歸分析中加入群組虛擬變量與健康、教育、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和文化資本的交互項(xiàng)，來(lái)分析中國(guó)教育體系精英化導(dǎo)向?qū)Σ煌窂降挠绊憽Ｈ缡剑?-11）所示，其中β₀為常數(shù)項(xiàng)，β_i為參數(shù)，ε_i為隨機(jī)干擾項(xiàng)。模型中的關(guān)鍵變量是群組虛擬變量與健康、教育、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和文化資本的交互項(xiàng)，如果精英主義教育導(dǎo)向?qū)δ硞€(gè)代際流動(dòng)渠道存在顯著影響，則交互項(xiàng)回歸系數(shù)應(yīng)當(dāng)具有較高的統(tǒng)計(jì)顯著性。

4.4.3　精英主義教育體系對(duì)代際收入彈性的影響

關(guān)于精英主義教育體系對(duì)代際收入彈性影響的實(shí)證分析結(jié)果展示在表4-3中。從表4-3中的模型（1）結(jié)果來(lái)看，未受到“985工程”和“211工程”影響的子女，代際收入彈性為0.2703。這個(gè)結(jié)果與其他使用CHIP數(shù)據(jù)估計(jì)的結(jié)果近似（何石軍和黃桂田，2013）。(32)交叉項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，表明受到“985工程”和“211工程”影響的子女，代際收入彈性明顯高出10%左右，即0.0279。這說(shuō)明，以“985工程”和“211工程”為代表的高校精英主義導(dǎo)向確實(shí)提高了代際收入彈性，降低了社會(huì)流動(dòng)性。

模型（2）添加了子女年齡、年齡平方項(xiàng)和性別等個(gè)人特征變量作為控制變量。模型（3）在模型（2）的基礎(chǔ)上進(jìn)一步添加了父親的年齡、年齡平方項(xiàng)和受教育年限作為控制變量。從結(jié)果來(lái)看，模型擬合優(yōu)度顯著提高，估計(jì)所得的代際收入彈性也較模型（1）更大。交叉項(xiàng)回歸結(jié)果與模型（1）相差不大，這進(jìn)一步說(shuō)明了精英主義教育導(dǎo)向?qū)ι鐣?huì)流動(dòng)性的消極影響。

為了處理收入數(shù)據(jù)誤差導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，本文還使用TSIV方法進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果如模型（4）~（6）所示。TSIV方法估計(jì)所得的代際收入彈性均較OLS方法所得結(jié)果要大，說(shuō)明OLS方法低估了代際收入彈性。但兩種方法所得結(jié)果差異并不明顯，且交叉項(xiàng)系數(shù)均在1%的置信水平上統(tǒng)計(jì)顯著，系數(shù)大小也很相似。TSIV估計(jì)結(jié)果也一致地說(shuō)明了高校的精英主義導(dǎo)向提高了代際收入彈性，不利于階層之間的流動(dòng)，證明了結(jié)論的穩(wěn)健性。

為了更細(xì)致地觀察精英主義教育導(dǎo)向?qū)Σ煌A層的沖擊，本文還進(jìn)行了分樣本回歸。我們將樣本依據(jù)父親收入的中位數(shù)劃分為收入較高和收入較低兩類(lèi)家庭，并使用兩個(gè)子樣本分析精英主義教育體系對(duì)代際收入彈性的影響。回歸結(jié)果展示在表4-4中。從表4-4展示的結(jié)果可以看出，高收入階層具有更高的代際收入彈性。這說(shuō)明高收入家庭擁有更多的資源維持其優(yōu)勢(shì)地位，從而使其子女獲得高收入。所有交叉項(xiàng)的系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明無(wú)論低收入階層還是高收入階層都受到了“985工程”和“211工程”帶來(lái)的沖擊。兩個(gè)階層的代際收入彈性都有所上升。從交叉項(xiàng)的大小來(lái)看，低收入階層的交叉項(xiàng)相對(duì)更大，說(shuō)明低收入階層受到精英主義教育導(dǎo)向的影響更嚴(yán)重。低收入階層的代際收入彈性變大，說(shuō)明其子女受到父母低收入的影響更大，更難以脫離“貧困的陷阱”。換言之，高等教育的精英主義導(dǎo)向降低了低收入階層子女獲得更高收入的機(jī)會(huì)。

4.4.4　精英主義教育體系對(duì)代際流動(dòng)通道的影響

教育、健康、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和文化資本是父親收入影響子女的4條主要通道。表4-5描述了對(duì)這4條通道影響分解的結(jié)果。父親收入與4條通道當(dāng)中的教育及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系最為密切，相關(guān)系數(shù)分別為0.216和0.230；與健康的關(guān)聯(lián)性最弱，相關(guān)系數(shù)為0.056。從4條通道對(duì)子女收入的回歸結(jié)果來(lái)看，教育的影響最大，為0.223；而健康的影響最弱，在統(tǒng)計(jì)上不顯著；社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和文化資本的影響系數(shù)分別為0.072和0.095。父親收入和子女收入的相關(guān)系數(shù)為0.354，4條通道解釋了父親收入和子女收入相關(guān)性的20.7%。總體來(lái)看，教育是4條通道當(dāng)中最重要的，解釋了代際收入相關(guān)性的13%。表4-5的結(jié)果意味著，精英主義教育體系將會(huì)通過(guò)影響子女教育對(duì)代際收入流動(dòng)產(chǎn)生重要影響。

在分析了教育、健康、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和文化資本對(duì)代際收入流動(dòng)的影響之后，我們希望進(jìn)一步探討精英主義教育導(dǎo)向?qū)Σ煌ǖ朗欠癞a(chǎn)生了影響。我們以子女收入為被解釋變量，在回歸分析中加入群組虛擬變量與健康、教育、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和文化資本的交互項(xiàng)作為解釋變量。如果精英主義教育體系明顯改變了某條通道的影響力，則交叉項(xiàng)系數(shù)應(yīng)當(dāng)在統(tǒng)計(jì)上顯著。表4-6描述了實(shí)證分析的結(jié)果。

表4-6中模型（1）~（4）分別只對(duì)一個(gè)變量及其與精英主義虛擬變量進(jìn)行回歸。所有交叉項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明精英主義教育體系強(qiáng)化了各條路徑的影響。這說(shuō)明，在精英主義教育體系下，高收入階層在教育、健康、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和文化資本方面擁有更強(qiáng)的優(yōu)勢(shì)，可以幫助子女獲得高收入。

模型（5）同時(shí)對(duì)教育、健康、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和文化資本及其對(duì)應(yīng)的交叉項(xiàng)進(jìn)行回歸。模型（6）在模型（5）的基礎(chǔ)上加入了性別、年齡和婚姻狀況等個(gè)人特征變量作為控制變量。在模型（5）與模型（6）的回歸結(jié)果中，教育和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與群組虛擬變量的交叉項(xiàng)統(tǒng)計(jì)顯著，而在其他兩個(gè)交叉項(xiàng)統(tǒng)計(jì)上不顯著。這說(shuō)明精英主義教育體系對(duì)教育和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)這兩條代際收入流動(dòng)通道具有最重要的影響，對(duì)健康和文化資本的影響較弱。這也契合了前文的分析，即教育與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建是并行的。更高的受教育水平意味著更優(yōu)質(zhì)的同學(xué)關(guān)系與師生關(guān)系，更強(qiáng)大的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源將有助于收入的提升。因此，在精英主義教育體系下，“高收入—高學(xué)歷—強(qiáng)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)”便構(gòu)成了一個(gè)相互支撐的三角關(guān)系，維持著高收入階層的優(yōu)勢(shì)，凸顯了低收入階層的劣勢(shì)，從而提高了代際收入彈性，降低了社會(huì)流動(dòng)性。