原題：城鄉(xiāng)出身與累積優(yōu)勢(shì):對(duì)高學(xué)歷勞動(dòng)者的一項(xiàng)追蹤研究
【提要】本文研究城鄉(xiāng)戶籍出身的高學(xué)歷勞動(dòng)者之間是否存在累積性的不平等及其具體過程機(jī)制。通過分析“首都大學(xué)生成長(zhǎng)追蹤調(diào)查”的兩期就業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)戶籍出身對(duì)高學(xué)歷勞動(dòng)者工作收入的凈影響隨時(shí)間推移而擴(kuò)大，而后來的差異又可以由初期工作特征的差異——例如職位晉升機(jī)會(huì)和教育匹配情況——來解釋。用更為綜合的就業(yè)質(zhì)量來代替工作收入進(jìn)行分析，上述發(fā)現(xiàn)仍然成立。這驗(yàn)證了累積優(yōu)勢(shì)理論所預(yù)期的不平等“擴(kuò)大效應(yīng)”和“中介效應(yīng)”。本文還進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，高學(xué)歷勞動(dòng)者中城鎮(zhèn)出身所帶來的累積優(yōu)勢(shì)，與高等教育獲得過程中可能存在的差異關(guān)系不大，而主要來源于其他一般化家庭背景因素的影響。
【關(guān)鍵詞】戶籍 累積優(yōu)勢(shì) 高學(xué)歷勞動(dòng)者
1950年代建立起的戶籍制度一直深刻地形塑著中國的社會(huì)分層體系。在改革開放之前，城鄉(xiāng)差別經(jīng)常被總結(jié)為中國社會(huì)最根本的不平等結(jié)構(gòu)（Cheng & Selden, 1994），農(nóng)村戶籍出身者的生活機(jī)會(huì)受到了結(jié)構(gòu)性的限制（Wu & Treiman, 2004）。改革之后的很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)，政府對(duì)人口地域流動(dòng)的行政控制逐漸放松，但對(duì)戶籍身份轉(zhuǎn)變的政策控制依然嚴(yán)苛，從而導(dǎo)致了數(shù)量龐大的“流動(dòng)人口”現(xiàn)象。結(jié)果，基于城鄉(xiāng)戶籍劃分的二元體制在繼續(xù)存在的同時(shí)，還將這一隱形的身份界線從農(nóng)村與城市之間進(jìn)一步延伸到了城市內(nèi)部（Chan, 1994）。
過去10多年來，社會(huì)學(xué)界對(duì)城鄉(xiāng)出身與不平等關(guān)系的實(shí)證研究大量集中在教育和就業(yè)兩個(gè)領(lǐng)域。在教育獲得上，無論是考察受教育年限還是高中或大學(xué)升學(xué)率（李春玲，2003；2014a；吳愈曉，2013a），無論是關(guān)注中學(xué)擴(kuò)張還是大學(xué)擴(kuò)招（吳曉剛，2009；李春玲，2010），無論是研究一般人口還是“80后”（李春玲，2014b），也無論是否考慮教育分流體制（吳愈曉，2013b），均一致發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)不平等有擴(kuò)大趨勢(shì)。在就業(yè)結(jié)果上，也普遍發(fā)現(xiàn)“農(nóng)民工”與城鎮(zhèn)工人之間存在職業(yè)隔離、收入差距乃至工資歧視，即使考慮到戶籍所在地和戶籍“農(nóng)轉(zhuǎn)非”也并不改變這一基本結(jié)論（參見李駿、顧燕峰，2011；吳曉剛、張卓妮，2014；鄭冰島、吳曉剛，2013）。這些研究從教育和就業(yè)兩個(gè)方面分別論證了城鄉(xiāng)出身的重要性，但還需進(jìn)一步研究城鄉(xiāng)出身的勞動(dòng)者在獲得相同教育的情況下是否仍然存在就業(yè)差異，如此方能檢驗(yàn)城鄉(xiāng)出身在中國社會(huì)不平等結(jié)構(gòu)中的根本和長(zhǎng)遠(yuǎn)意義。
在此研究目的下，獲得了大學(xué)教育的高學(xué)歷勞動(dòng)者就成為一個(gè)很好的“試金石”。根據(jù)我國長(zhǎng)期以來的戶籍政策，只要考上大學(xué)就能自動(dòng)獲得大學(xué)所在地的城鎮(zhèn)戶口。1995年開始，國家取消對(duì)大學(xué)畢業(yè)生實(shí)行包分配的政策，但戶口需隨本人“農(nóng)轉(zhuǎn)非”遷入學(xué)校。2003年以后，招收的大學(xué)生可自愿選擇是否辦理戶口遷移手續(xù)（梁嘉琳，2014）。所以，高等教育在農(nóng)村人“跳農(nóng)門”、小城鎮(zhèn)子弟進(jìn)入大城市等社會(huì)流動(dòng)中發(fā)揮著關(guān)鍵作用。那么，已經(jīng)獲得高等教育（同時(shí)也獲得了城鎮(zhèn)戶籍）的勞動(dòng)者，在就業(yè)結(jié)果上是否仍然受到城鄉(xiāng)戶籍出身的影響？這種影響是否隨時(shí)間而變化？其影響機(jī)制又是什么？在回答這一系列問題時(shí)，累積優(yōu)勢(shì)理論為我們提供了一個(gè)很好的分析框架。累積優(yōu)勢(shì)作為一種不平等現(xiàn)象和機(jī)制，在國際社會(huì)科學(xué)界已被廣泛用來研究群體之間的不平等，但在國內(nèi)還沒有引起注意。因此，本文將先介紹累積優(yōu)勢(shì)理論及其在勞動(dòng)力市場(chǎng)研究中的應(yīng)用，再結(jié)合高學(xué)歷勞動(dòng)者提出具體研究假設(shè)，隨后呈現(xiàn)數(shù)據(jù)分析結(jié)果，最后作出總結(jié)與討論。
一、累積優(yōu)勢(shì)理論下的勞動(dòng)力市場(chǎng)研究
1968年，默頓（Merton, 1968）在對(duì)科學(xué)界的研究中提出了“馬太效應(yīng)”（Matthew effect）這個(gè)概念，他引用《圣經(jīng)》中的故事，形象地論述了科學(xué)家的早期成就和聲望通常會(huì)帶來后期更大的成功，即便他們不再具有突出的才能和貢獻(xiàn)。其后，許多類似的概念被不斷提出，例如組織和市場(chǎng)研究文獻(xiàn)中的“首發(fā)優(yōu)勢(shì)”和“路徑依賴式的回報(bào)遞增”以及社會(huì)學(xué)研究文獻(xiàn)中的“聲望效應(yīng)”和“光環(huán)效應(yīng)”等。這些論述可統(tǒng)稱為累積優(yōu)勢(shì)（cumulative advantage）理論，其核心思想是，某一個(gè)人或群體相對(duì)于另一個(gè)人或群體的優(yōu)勢(shì)（或不平等）隨時(shí)間而增長(zhǎng)或累積（DiPrete & Eirich, 2006; Zuckerman, 1988）。
迪普雷特和艾里奇（DiPrete & Eirich,2006）將累積優(yōu)勢(shì)區(qū)分為兩種基本形式：嚴(yán)格意義上的和布勞—鄧肯式的。前者遵循指數(shù)增長(zhǎng)這一數(shù)學(xué)模型，它意味著兩個(gè)比較對(duì)象在初始點(diǎn)上的不平等會(huì)隨時(shí)間而遞增。例如，如果兩個(gè)銀行戶口的初始存款額分別為1000美元和100000美元，假設(shè)年利率為5%不變，那么其差值起初為99000美元，5年后為126000美元，10年后則為161000美元，依次呈指數(shù)增長(zhǎng)。布勞—鄧肯式的累積優(yōu)勢(shì)則強(qiáng)調(diào)的是群體間不平等的持續(xù)效應(yīng)和交互效應(yīng)，倒不一定意味著這種不平等隨時(shí)間而增長(zhǎng)。布勞和鄧肯（Blau & Duncan, 1967）在其名著《美國的職業(yè)結(jié)構(gòu)》中首次論證了白人男性相對(duì)于黑人男性的累積優(yōu)勢(shì)：一方面，前者擁有更多的社會(huì)經(jīng)濟(jì)資源，例如白人的教育水平高于黑人；另一方面，前者所得到的社會(huì)經(jīng)濟(jì)資源的回報(bào)也更高，例如白人的教育回報(bào)率也高于黑人。
追隨默頓的工作，累積優(yōu)勢(shì)理論在對(duì)科學(xué)家這個(gè)特定勞動(dòng)力市場(chǎng)的研究中被不斷發(fā)展和實(shí)證檢驗(yàn)。例如，科爾等人（Cole & Cole, 1973）提出了一個(gè)關(guān)于科學(xué)家職業(yè)生涯分層的動(dòng)態(tài)理論；阿利森等人（Allison et al., 1982）給出了一個(gè)關(guān)于科學(xué)家職業(yè)生涯特征的數(shù)學(xué)模型，并證實(shí)了累積優(yōu)勢(shì)的某些理論預(yù)測(cè)與實(shí)際情況確實(shí)相互吻合。進(jìn)入20世紀(jì)90年代以后，科學(xué)家的性別差異及其背后的不平等機(jī)制開始成為一個(gè)研究焦點(diǎn)。朗和福克斯（Long & Fox, 1995）發(fā)現(xiàn)，女性科學(xué)家的相對(duì)劣勢(shì)，由于累積機(jī)制對(duì)起點(diǎn)差異的放大效應(yīng)，在職業(yè)生涯的前10年中一度擴(kuò)大；但在職業(yè)生涯的中后期，這種累積不平等機(jī)制不再發(fā)揮作用。謝宇和舒曼（Xie& Shauman, 2003）的著作論證了科學(xué)界的性別差異有減弱趨勢(shì)，并且這種差異在很大程度上可以由性別之間在學(xué)術(shù)職級(jí)、所屬機(jī)構(gòu)、研究資源上的差異來解釋。他們還發(fā)現(xiàn)研究成果的差異與研究資源的多少有密切關(guān)系，這與默頓最初的闡述一致，雖然沒有明確檢驗(yàn)科學(xué)工作者職業(yè)生涯中是否存在累積不平等機(jī)制，但從一個(gè)側(cè)面回應(yīng)了累積優(yōu)勢(shì)的理論預(yù)期。
性別不平等是否存在累積機(jī)制也在其他特定的勞動(dòng)力市場(chǎng)上被檢驗(yàn)。畢爾比等（Bielby & Bielby, 1992）通過分析美國電視編劇的工資性別差異在1982-1990年間的變化，比較了累積優(yōu)勢(shì)、持續(xù)優(yōu)勢(shì)、下降優(yōu)勢(shì)三種理論假設(shè)。他們以工作經(jīng)驗(yàn)、以往的就業(yè)經(jīng)歷、以往的工資水平與性別之間存在強(qiáng)化性的交互效應(yīng)作為識(shí)別累積優(yōu)勢(shì)機(jī)制的標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)這種效應(yīng)并不存在，因而傾向于持續(xù)優(yōu)勢(shì)而非累積優(yōu)勢(shì)理論。然而，他們對(duì)好萊塢電影編劇的工資性別差異的類似研究卻發(fā)現(xiàn)，工作經(jīng)驗(yàn)對(duì)男性的回報(bào)確實(shí)要高于女性，從而導(dǎo)致了性別工資差異隨時(shí)間的擴(kuò)大，這又似乎傾向于支持累積優(yōu)勢(shì)理論（Bielby & Bielby，1996）。
失業(yè)對(duì)勞動(dòng)者之后的就業(yè)結(jié)果也會(huì)產(chǎn)生持續(xù)性的負(fù)面影響，這往往被稱為“失業(yè)創(chuàng)傷效應(yīng)”（scar effects of unemployment）。許多研究都發(fā)現(xiàn)，以往的失業(yè)經(jīng)歷與將來的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)存在相關(guān)性，并且它是獨(dú)立于勞動(dòng)者的個(gè)人特征而存在的（DiPrete, 1981; Ellwood, 1982; Heckman & Borjas, 1980）。可能的原因是，失業(yè)削弱了勞動(dòng)者的人力資本，磨損了勞動(dòng)者準(zhǔn)備工作的心理意志，降低了勞動(dòng)者對(duì)潛在雇主的吸引力，因而形成了一種綜合性的“創(chuàng)傷效應(yīng)”。它在時(shí)間上的持續(xù)性，使其符合布勞—鄧肯式的累積優(yōu)勢(shì)概念。
對(duì)內(nèi)部勞動(dòng)力市場(chǎng)的研究也揭示了累積優(yōu)勢(shì)不平等機(jī)制的存在。羅森鮑姆（Rosenbaum, 1979）在這方面做出了開創(chuàng)性的工作，他研究公司內(nèi)部晉升的錦標(biāo)賽模式（tournament model），首次提出并檢驗(yàn)了早期晉升理論——即首次晉升時(shí)間越早的員工會(huì)在將來的晉升中有更多的機(jī)會(huì)。后來的研究指出，羅森鮑姆的模型存在瑕疵，因?yàn)樗苯颖容^了不同層級(jí)的晉升率，而現(xiàn)實(shí)情況中金字塔式的晉升空間則意味著不同層級(jí)的晉升率是不能直接比較的；但在考慮了晉升率隨層級(jí)而降低的事實(shí)后，他的早期晉升理論也得到了數(shù)據(jù)支持（Brüderl et al., 1991）。顯然，關(guān)于公司內(nèi)部晉升的這個(gè)具體的理論表述與累積優(yōu)勢(shì)的理論內(nèi)涵是一致的。
近年來，一些研究開始致力于在更長(zhǎng)的時(shí)間范圍內(nèi)檢驗(yàn)累積優(yōu)勢(shì)機(jī)制的作用。對(duì)美國戰(zhàn)后“嬰兒潮”一代的研究發(fā)現(xiàn)，生命歷程中的時(shí)間因素——具體來說是青年期獲得高等教育的時(shí)間早晚——導(dǎo)致了中年期的工資差異，作者將此歸因于較早獲得高等教育所帶來的職業(yè)生涯開局優(yōu)勢(shì)，而這又對(duì)后續(xù)發(fā)展具有累積效應(yīng)（Elman & ORand, 2004）。對(duì)荷蘭勞動(dòng)力市場(chǎng)的研究也發(fā)現(xiàn)，最初以失業(yè)狀態(tài)進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)會(huì)給勞動(dòng)者帶來長(zhǎng)期的負(fù)面影響，而且，最初失業(yè)的時(shí)間越長(zhǎng)其負(fù)面影響也越大（Steijn et al., 2006）。
二、關(guān)于高學(xué)歷勞動(dòng)者的研究問題與假設(shè)
從上文提到的勞動(dòng)力市場(chǎng)上種族之間、性別之間、有無失業(yè)經(jīng)歷者之間的比較研究來看，累積優(yōu)勢(shì)理論已被廣泛用來研究群體之間的不平等。遺憾的是，該理論似乎還沒有引起國內(nèi)學(xué)者的注意。本文嘗試用它來分析城鄉(xiāng)戶籍出身的高學(xué)歷勞動(dòng)者在就業(yè)結(jié)果上的差異。具體來說，本文研究三個(gè)問題，并提出相應(yīng)的三組假設(shè)。
首先，同樣作為高學(xué)歷勞動(dòng)者，城鎮(zhèn)戶籍出身與農(nóng)村戶籍出身相比，在工作收入或就業(yè)質(zhì)量上是否具有相對(duì)優(yōu)勢(shì)，并且這種優(yōu)勢(shì)是否隨時(shí)間而擴(kuò)大？以往的戶籍分層研究大多關(guān)注的是（當(dāng)前）戶籍身份而非（原有）戶籍出身對(duì)勞動(dòng)者的影響，只能模糊地預(yù)測(cè)城鎮(zhèn)戶籍出身者可能具有相對(duì)優(yōu)勢(shì)。但少量針對(duì)大學(xué)生的研究確實(shí)發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)背景會(huì)直接或間接影響到他們的初次就業(yè)結(jié)果（肖富群，2014）。進(jìn)一步，從上文介紹的累積優(yōu)勢(shì)理論出發(fā)，還會(huì)預(yù)期這種就業(yè)差異隨時(shí)間而擴(kuò)大，不妨稱之為“擴(kuò)大效應(yīng)”。這是因?yàn)椋m然研究者們?cè)跀U(kuò)展和應(yīng)用累積優(yōu)勢(shì)理論的過程中提出了多樣化的具體形式，連“嚴(yán)格意義上的vs.布勞—鄧肯式的”這對(duì)基本區(qū)分也不再足以涵蓋，但不平等隨時(shí)間而增長(zhǎng)始終是累積優(yōu)勢(shì)的一種主要表現(xiàn)（DiPrete & Eirich, 2006）。相應(yīng)地，上文提到的許多實(shí)證研究都將“擴(kuò)大效應(yīng)”作為檢驗(yàn)累積優(yōu)勢(shì)是否存在的主要或先決條件（例如Long & Fox, 1995; Bielby & Bielby 1996）。但是，也有一種觀點(diǎn)認(rèn)為，高學(xué)歷勞動(dòng)者是一個(gè)經(jīng)過了層層能力篩選的人群，其同質(zhì)性程度較高，所以可能已經(jīng)擺脫了家庭出身的影響（Breen & Jonsson, 2007; Torche, 2011）。國內(nèi)對(duì)大學(xué)生就業(yè)的一些研究也發(fā)現(xiàn)，家庭背景對(duì)應(yīng)屆生的就業(yè)機(jī)會(huì)沒有影響（岳昌君、丁小浩，2004；李春玲，2012），父代的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)大學(xué)畢業(yè)生的地位獲得沒有直接影響（王衛(wèi)東，2013）。按照這種觀點(diǎn)，則會(huì)預(yù)期城鄉(xiāng)出身的高學(xué)歷勞動(dòng)者之間不存在顯著的就業(yè)差異。因此，本文提出關(guān)于“擴(kuò)大效應(yīng)”的兩個(gè)競(jìng)爭(zhēng)假設(shè)：
假設(shè)1a：城鎮(zhèn)戶籍出身者與農(nóng)村戶籍出身者相比，在工作收入（就業(yè)質(zhì)量）上更具優(yōu)勢(shì)，并且這種優(yōu)勢(shì)會(huì)隨時(shí)間而擴(kuò)大。
假設(shè)1b：城鎮(zhèn)戶籍出身者與農(nóng)村戶籍出身者在工作收入（就業(yè)質(zhì)量）上沒有顯著差異。
如果城鄉(xiāng)戶籍出身的高學(xué)歷勞動(dòng)者之間確實(shí)存在累積性的不平等，那么其具體過程機(jī)制又是什么？累積優(yōu)勢(shì)理論預(yù)期，不平等除了在數(shù)量程度上有“擴(kuò)大效應(yīng)”之外，還在過程機(jī)制上有“中介效應(yīng)”，上文提到的許多研究都含有這種思想。例如，默頓（Merton, 1968）的經(jīng)典闡述就曾指出，科學(xué)家的早期成就和聲望有利于對(duì)稀缺研究資源的占有，因而會(huì)帶來后期更大的成功；早期晉升理論也指出，首次晉升時(shí)間越早的員工會(huì)在將來的晉升中有更多的機(jī)會(huì)（Brüderl et al., 1991；Rosenbaum, 1979）；美國戰(zhàn)后“嬰兒潮”一代的家庭背景對(duì)中年期工資水平的影響，也正是通過它對(duì)青年期獲得高等教育時(shí)間早晚的影響而實(shí)現(xiàn)的（Elman & ORand, 2004）。這意味著，如果“擴(kuò)大效應(yīng)”確實(shí)存在，那么它應(yīng)該是通過初期工作特征的差異來實(shí)現(xiàn)的。具體來說，這種“中介效應(yīng)”可能來自于高學(xué)歷勞動(dòng)者初期工作的兩個(gè)特征。
一是職位晉升機(jī)會(huì)，即初職是否有職位階梯可供晉升以及晉升的可能性。從事有職位階梯的工作意味著有職業(yè)生涯、職業(yè)規(guī)劃和職業(yè)發(fā)展，它不僅比無前途的工作更好，而且是區(qū)分內(nèi)部與外部勞動(dòng)力市場(chǎng)的重要標(biāo)志。國外的大量研究表明，職業(yè)生涯和內(nèi)部勞動(dòng)力市場(chǎng)對(duì)勞動(dòng)者的結(jié)構(gòu)位置和工資水平具有顯著影響（Osterman & Burton, 2005; Rosenfeld, 1992; Spilerman, 1977）。另一個(gè)工作特征是教育匹配情況，即勞動(dòng)者的教育水平與他/她所從事的工作所要求的教育水平之間的相稱或不相稱狀況，根據(jù)兩者的相對(duì)高低可以區(qū)分為適度教育、過度教育和教育不足（Freeman, 1976）。對(duì)教育匹配——尤其是過度教育——與收入回報(bào)關(guān)系的大量研究表明，過度教育者與適度教育者相比在收入回報(bào)上會(huì)處于劣勢(shì)。例如，麥吉尼斯（McGuinness, 2006）所回顧的已有研究都發(fā)現(xiàn)過度教育對(duì)收入水平有顯著的負(fù)面影響，估計(jì)系數(shù)的平均值大約為-15%。國內(nèi)的研究也得出了類似的發(fā)現(xiàn)與結(jié)論（武向榮，2005；黃志嶺等，2010），即使是用傾向值匹配等方法來校正過度教育的選擇效應(yīng)（李駿，2016）。因此，本文提出關(guān)于“中介效應(yīng)”的兩個(gè)平行假設(shè)：
假設(shè)2a：城鎮(zhèn)戶籍出身者與農(nóng)村戶籍出身者相比，初期工作欠缺晉升機(jī)會(huì)的可能性更低，并且這種差異部分解釋了兩者后來的工作收入（就業(yè)質(zhì)量）差異。
假設(shè)2b：城鎮(zhèn)戶籍出身者與農(nóng)村戶籍出身者相比，初期工作發(fā)生過度教育的可能性更低，并且這種差異部分解釋了兩者后來的工作收入（就業(yè)質(zhì)量）差異。
最后一個(gè)研究問題是，城鄉(xiāng)戶籍出身的高學(xué)歷勞動(dòng)者之間的累積性不平等，是來自于戶籍身份本身的影響，還是來自于高等教育獲得過程或其他家庭背景因素的影響？這是要探尋兩組人群之間的差異來源，可以稱之為“來源效應(yīng)”。國內(nèi)針對(duì)大學(xué)生群體的研究發(fā)現(xiàn)，家庭背景不僅影響到就讀高校的類型層次或教育質(zhì)量（文東茅，2005；葉曉陽、丁延慶，2015），也影響到學(xué)業(yè)成績(jī)和干部行為等在校表現(xiàn)（李鋒亮等，2006）。因此，探尋城鄉(xiāng)大學(xué)生在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的差異，需要往前回溯他們?cè)诟叩冉逃@得過程中可能早就存在的差異。另外，戶籍出身只是家庭背景的一個(gè)方面，其他方面還包括父親的職業(yè)地位、父母的教育程度、家庭的經(jīng)濟(jì)收入水平等，這些在地位獲得或代際流動(dòng)研究中都是反映家庭背景的更加一般化的變量。在上文提到的大學(xué)生研究文獻(xiàn)中，也較多地討論了這些一般化家庭背景因素的影響，本研究也有必要進(jìn)一步區(qū)分戶籍出身與其他家庭背景因素的影響。因此，本文就“來源效應(yīng)”提出兩個(gè)平行假設(shè)：
假設(shè)3a：城鄉(xiāng)戶籍出身者之間的累積性不平等，來源于高等教育獲得過程的差異。
假設(shè)3b：城鄉(xiāng)戶籍出身者之間的累積性不平等，來源于其他一般化家庭背景因素的差異。
三、數(shù)據(jù)、變量與測(cè)量
本文所用的數(shù)據(jù)來自“首都大學(xué)生成長(zhǎng)追蹤調(diào)查”（BeijingCollege Students Panel Survey，BCSPS）。該調(diào)查以2009年為起點(diǎn)，隨機(jī)抽取北京市15所高校的2008級(jí)（時(shí)為大學(xué)一年級(jí)下學(xué)期）和2006級(jí)（時(shí)為大學(xué)三年級(jí)下學(xué)期）學(xué)生，共5100名，每年追蹤一次，到2012年已完成4次年度追蹤調(diào)查。盡管其抽樣范圍僅限于北京，但鑒于北京高校類型的多樣性，這個(gè)樣本仍然具有良好的代表性（詳見李路路主編，2013）。由于本文要研究高學(xué)歷勞動(dòng)者工作收入（就業(yè)質(zhì)量）的動(dòng)態(tài)變化，所以只選取2006級(jí)學(xué)生進(jìn)行分析。他們于2010年進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)，但當(dāng)年數(shù)據(jù)由于調(diào)查時(shí)點(diǎn)的原因詢問的是畢業(yè)簽約時(shí)而非真實(shí)入職時(shí)的情況，故而舍棄。也就是說，本文最終分析的是2006級(jí)學(xué)生在2011年和2012年的就業(yè)情況。
本研究的因變量主要是（月）工作收入和就業(yè)質(zhì)量。工作收入包括工資、獎(jiǎng)金、住房補(bǔ)貼、交通補(bǔ)貼、伙食補(bǔ)貼、實(shí)物收入等等。工作收入是衡量就業(yè)質(zhì)量的核心指標(biāo)，但還不是全部。就業(yè)質(zhì)量研究起源于美國的“工作生活質(zhì)量”研究，近年來也開始受到國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注，但在概念內(nèi)涵上尚缺乏共識(shí)（參見張凱，2015）。對(duì)大學(xué)生的就業(yè)質(zhì)量研究也存在類似問題（參見王廣慧等，2015），但從經(jīng)驗(yàn)層次來看，大多從主觀和客觀兩方面對(duì)就業(yè)質(zhì)量進(jìn)行多維度測(cè)量，具體指標(biāo)依調(diào)查內(nèi)容或數(shù)據(jù)可得性不盡相同。例如，有從就業(yè)機(jī)會(huì)和就業(yè)滿意度兩個(gè)維度進(jìn)行測(cè)量（潘文慶，2014），有從行業(yè)與單位、工作與發(fā)展、報(bào)酬與保障、職業(yè)風(fēng)險(xiǎn)感知、工作滿意度五個(gè)維度進(jìn)行測(cè)量（梁英，2015），有從就業(yè)狀態(tài)、單位性質(zhì)、薪酬水平、就業(yè)滿意度、人職匹配度、職業(yè)發(fā)展前景六個(gè)維度進(jìn)行測(cè)量（劉敏、陸根書，2015）。因此，筆者基于調(diào)查數(shù)據(jù)中工作收入、工作福利、工作滿意度、晉升機(jī)會(huì)、教育匹配五個(gè)方面的問題，采用驗(yàn)證性因子分析（confirmative factor analysis）方法構(gòu)建了一個(gè)綜合性的就業(yè)質(zhì)量測(cè)量指標(biāo)。圖1和圖2分別給出了2011年和2012年的測(cè)量模型，它們都將工作收入對(duì)潛變量“就業(yè)質(zhì)量”的負(fù)荷固定為1，并且都假定工作收入與工作福利的殘差項(xiàng)相關(guān)。此測(cè)量模型雖然不能完全擬合2011年數(shù)據(jù)（p=0.006），但RMSEA值僅為0.058，CFI和TLI值分別達(dá)到了0.958和0.895；更重要的是，它能夠完全擬合2012年數(shù)據(jù)（p=0.933）；同時(shí)，在兩年數(shù)據(jù)中，五個(gè)方面的具體指標(biāo)與潛變量“就業(yè)質(zhì)量”的相關(guān)性都通過了顯著檢驗(yàn)，工作收入與工作福利的殘差項(xiàng)也確實(shí)統(tǒng)計(jì)顯著。所以，此測(cè)量模型是可以接受的。
晉升機(jī)會(huì)和教育匹配在檢驗(yàn)“中介效應(yīng)”時(shí)也會(huì)被用作因變量。關(guān)于晉升機(jī)會(huì)的問題是：“在未來的幾年內(nèi)，您在單位或公司里得到提拔和升遷的機(jī)會(huì)有多大？”本研究將“不可能晉升”編碼為1，將“可能晉升”編碼為0，從而得到“欠缺晉升”這個(gè)二分變量。關(guān)于教育匹配的問題是：“您認(rèn)為這份工作需要由哪種教育程度的人來做才適合？”原始回答選項(xiàng)包括“初中或更低”、“高中”、“大專”、“本科”等，由于受訪者都是本科畢業(yè)生，所以回答非本科畢業(yè)就可以做的被視為“過度教育”（編碼為1），回答本科畢業(yè)才能做的被視為“適度教育”（編碼為0），它構(gòu)成了“過度教育”這個(gè)二分變量。
本研究的核心自變量是戶籍出身，它是根據(jù)受訪者考入大學(xué)之前的戶籍身份類型來界定的一個(gè)二分變量，0表示農(nóng)村戶籍出身，1表示城鎮(zhèn)戶籍出身。除了城鄉(xiāng)戶籍出身之外，本研究還涉及家庭年收入、父母教育程度、父親職業(yè)三個(gè)家庭背景變量，都是以受訪者考入大學(xué)之前的情況來界定。家庭年收入是一個(gè)連續(xù)變量，指受訪者父母當(dāng)時(shí)的年收入之和，包括農(nóng)產(chǎn)品、工資、獎(jiǎng)金、補(bǔ)貼、分紅、股息、保險(xiǎn)、退休金、經(jīng)營(yíng)性純收入、銀行利息、饋贈(zèng)等所有收入在內(nèi)。父母教育程度是一個(gè)分類變量，指受訪者父母當(dāng)時(shí)已經(jīng)完成的最高教育程度（以較高的一方為準(zhǔn)），包括初中及以下、高中/中專、大專及以上三個(gè)類別。父親職業(yè)也是一個(gè)分類變量，指受訪者父親當(dāng)時(shí)或以往從事時(shí)間最長(zhǎng)的職業(yè)（以就業(yè)狀況為準(zhǔn)），包括農(nóng)民、體力與非體力、專業(yè)或管理人員、干部、其他五個(gè)類別。
本研究還涉及兩個(gè)方面的控制變量。在受訪者的個(gè)人情況方面，控制變量包括性別和年齡。在受訪者的就業(yè)情況方面，控制變量包括地區(qū)、部門、行業(yè)、職業(yè)、組織規(guī)模（人）、周工作時(shí)間（小時(shí)）等。限于篇幅，恕不一一贅述。
在以工作收入為主要因變量來檢驗(yàn)“擴(kuò)大效應(yīng)”和“中介效應(yīng)”研究假設(shè)時(shí)，筆者采用了最嚴(yán)格的樣本限定，只分析那些在兩期數(shù)據(jù)中都出現(xiàn)、兩期就業(yè)身份都是雇員，并且在模型將要用到的所有變量上都沒有缺失值的個(gè)案，一共有595人（以下稱為核心樣本）。這是為了保證本文所檢驗(yàn)的累積性不平等或累積優(yōu)勢(shì)確實(shí)是對(duì)同一樣本而言，而不會(huì)受到兩期樣本可能在人員構(gòu)成上有所不同的影響。但在檢驗(yàn)“來源效應(yīng)”研究假設(shè)時(shí)，筆者放松了樣本必須在兩期數(shù)據(jù)都出現(xiàn)的嚴(yán)格要求。在以就業(yè)質(zhì)量為主要因變量來重復(fù)檢驗(yàn)上述三組研究假設(shè)時(shí)，也放松了樣本必須在兩期數(shù)據(jù)都出現(xiàn)的嚴(yán)格要求。放松樣本限定，一方面是為了盡量減少樣本損耗，另一方面也是為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。
四、研究發(fā)現(xiàn)
核心樣本在主要變量上的描述統(tǒng)計(jì)見表1，其中城鄉(xiāng)戶籍出身者分別占67.6%和32.4%。從家庭背景來看，城鎮(zhèn)戶籍出身組明顯好于農(nóng)村戶籍出身組。例如，前者的家庭年收入高出19%，父母教育程度為大專及以上的比例高出45.57個(gè)百分點(diǎn)，父親職業(yè)為專業(yè)管理人員或干部的比例高出32.25個(gè)百分點(diǎn)。從學(xué)校層次來看，城鎮(zhèn)戶籍出身組畢業(yè)于以北大/清華/人大為代表的精英大學(xué)的比例要高于農(nóng)村戶籍出身組（14.93% vs.10.36%），但畢業(yè)于211大學(xué)的比例相反卻更低（32.09% vs.39.38%），因此他們進(jìn)入“好大學(xué)”的機(jī)會(huì)差異并不明確。從在校期間的學(xué)業(yè)成績(jī)、工作經(jīng)歷、政治資本來看，兩組之間只在入黨變量上存在明顯差異，表現(xiàn)為農(nóng)村戶籍出身組的入黨比例較高（23.8% vs.17.7%）。從工作特征來看，欠缺晉升機(jī)會(huì)和發(fā)生過度教育這兩種情況都較多地見于農(nóng)村戶籍出身組。2011年時(shí)，城鎮(zhèn)戶籍出身組欠缺晉升機(jī)會(huì)的比例為45.3%，而農(nóng)村戶籍出身組的相應(yīng)數(shù)字為52.3%；城鎮(zhèn)戶籍出身組發(fā)生過度教育的比例為26.4%，而農(nóng)村戶籍出身組的相應(yīng)數(shù)字為36.3%。2012年時(shí)，城鎮(zhèn)戶籍出身組欠缺晉升機(jī)會(huì)的比例仍然比農(nóng)村戶籍出身組低3.9個(gè)百分點(diǎn)，他們發(fā)生過度教育的比例也仍然低7.7個(gè)百分點(diǎn)。最后，就本研究關(guān)注的兩個(gè)主要因變量來看，城鎮(zhèn)戶籍出身組具有相對(duì)優(yōu)勢(shì)，并且這種優(yōu)勢(shì)在隨時(shí)間而擴(kuò)大。2011年時(shí)，與農(nóng)村戶籍出身組相比，城鎮(zhèn)戶籍出身組的月工作收入高出254元，就業(yè)質(zhì)量得分高出0.02分。到2012年時(shí)，這兩個(gè)數(shù)字分別上升至710元和0.05分。
以（月）工作收入（取對(duì)數(shù)）為主要因變量的分析結(jié)果見表2-表4。表2的OLS回歸模型結(jié)果顯示，在控制了其他變量的影響之后，2011年時(shí)，城鎮(zhèn)戶籍出身組比農(nóng)村戶籍出身組的月收入平均高4%（e^0.039=1.04），但這種差異在統(tǒng)計(jì)上并不顯著；到了2012年，前者的月收入優(yōu)勢(shì)擴(kuò)大到高12%（e^0.110=1.12），并且具有統(tǒng)計(jì)顯著性（p<0.01）。因此，實(shí)證結(jié)果支持“擴(kuò)大效應(yīng)”假設(shè)（即假設(shè)1a）。
類似地，右欄模型2將過度教育引入對(duì)2012年月工作收入的OLS回歸模型后發(fā)現(xiàn)，它除了本身具有負(fù)向凈影響以外（p<0.001），還部分解釋了城鎮(zhèn)戶籍出身組相對(duì)于農(nóng)村戶籍出身組的收入優(yōu)勢(shì)（系數(shù)從0.110降至0.095，z值為-2.14）。當(dāng)右欄模型3將2011年的這兩個(gè)工作特征同時(shí)引入對(duì)2012年月工作收入的OLS回歸模型后發(fā)現(xiàn)，欠缺晉升和過度教育本身仍然具有負(fù)向凈影響，城鎮(zhèn)戶籍出身的影響系數(shù)進(jìn)一步降低。總之，右欄模型1至模型3的結(jié)果一致表明，城鄉(xiāng)戶籍出身組之間在2011年工作特征上的差異部分地解釋了他們?cè)?012年月工作收入上的差異。至于這種差異的具體表現(xiàn)，正如左欄兩個(gè)模型所顯示的，就是城鎮(zhèn)戶籍出身者欠缺晉升機(jī)會(huì)和發(fā)生過度教育的可能性都更低。因此，關(guān)于“中介效應(yīng)”的假設(shè)2a和假設(shè)2b同時(shí)得到支持。
表4進(jìn)一步考察上述累積性不平等及其過程機(jī)制，到底是來源于戶籍身份本身的效應(yīng)還是高等教育獲得過程或其他家庭背景因素的效應(yīng)。左欄是對(duì)2011年工作是否欠缺晉升機(jī)會(huì)的二項(xiàng)logit模型結(jié)果，模型1是基準(zhǔn)模型，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)戶籍出身具有顯著影響（p<0.05）；模型2控制了學(xué)校層次、“掛科”數(shù)目、工作經(jīng)歷、中共黨員、學(xué)生干部經(jīng)歷變量后，戶籍出身的影響基本不變，雖然就讀北大/清華/人大這三所精英大學(xué)以及在校期間有過工作經(jīng)歷確實(shí)會(huì)顯著降低欠缺晉升的發(fā)生率；模型3控制了家庭年收入、父母教育程度、父親職業(yè)三個(gè)家庭背景變量后，則發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)戶籍出身的影響失去了統(tǒng)計(jì)顯著性。中欄是對(duì)2011年工作是否發(fā)生過度教育的二項(xiàng)logit模型結(jié)果，同樣發(fā)現(xiàn)，控制高等教育獲得過程變量并不能解釋戶籍出身的影響，而控制其他家庭背景變量則能解釋戶籍出身的影響。右欄是對(duì)2012年月工作收入的OLS回歸模型結(jié)果，仍然發(fā)現(xiàn)，控制高等教育過程變量只能解釋很小一部分戶籍出身的影響，而控制其他家庭背景變量則能基本解釋戶籍出身的影響。在右欄模型3中，雖然家庭年收入、父母教育和父親職業(yè)這三個(gè)其他家庭背景變量中只有第一個(gè)顯著，但這并不意味著城鎮(zhèn)戶籍出身組的優(yōu)勢(shì)只來源于家庭年收入的差異。事實(shí)上，補(bǔ)充分析表明，無論單獨(dú)控制哪個(gè)家庭背景變量，都能完全解釋戶籍出身的影響。綜合來看，城鄉(xiāng)戶籍出身組之間的累積性不平等，并非來源于戶籍身份本身的影響，也非主要來源于高等教育獲得過程中的差異，而是來源于其他更加一般化的家庭背景因素的影響。因此，關(guān)于“來源效應(yīng)”，假設(shè)3a沒有得到足夠支持，而假設(shè)3b得到了充分支持。
最后，用更為綜合的就業(yè)質(zhì)量測(cè)量指標(biāo)來重復(fù)檢驗(yàn)“擴(kuò)大效應(yīng)”、“中介效應(yīng)”和“來源效應(yīng)”，結(jié)果見表5。左欄是對(duì)2011年就業(yè)質(zhì)量的OLS回歸模型結(jié)果，在控制其他變量的情況下，城鄉(xiāng)戶籍出身組之間并不具有顯著差異。但右欄對(duì)2012年就業(yè)質(zhì)量的OLS回歸模型1結(jié)果顯示，兩組之間出現(xiàn)了顯著差異，城鎮(zhèn)戶籍出身組比農(nóng)村戶籍出身組的就業(yè)質(zhì)量平均高出0.049分（p<0.01）。所以，“擴(kuò)大效應(yīng)”假設(shè)（即假設(shè)1a）仍然得到支持。右欄模型2進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，當(dāng)控制了2011年的兩個(gè)工作特征——是否欠缺晉升機(jī)會(huì)與是否發(fā)生過度教育——之后，城鎮(zhèn)戶籍出身組的相對(duì)優(yōu)勢(shì)不再具有統(tǒng)計(jì)顯著性，回歸系數(shù)也從0.049降到了0.021。而且，欠缺晉升與過度教育都對(duì)2012年的工作質(zhì)量具有顯著負(fù)向影響（p<0.001）。所以，“中介效應(yīng)”假設(shè)（即假設(shè)2a和2b）仍然得到支持。右欄模型3發(fā)現(xiàn)，控制高等教育獲得過程變量仍然無法有力解釋城鎮(zhèn)戶籍出身組的相對(duì)優(yōu)勢(shì)（系數(shù)僅僅從0.049降至0.047）；而右欄模型4發(fā)現(xiàn)，控制其他一般化的家庭背景因素再次基本解釋了戶籍出身的影響，其回歸系數(shù)從0.049降到了0.015，并且不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。所以，對(duì)“來源效應(yīng)”假設(shè)的檢驗(yàn)結(jié)果也仍然支持假設(shè)3b，而不支持假設(shè)3a。綜上，不管是用工作收入還是用就業(yè)質(zhì)量來作為主要因變量，本文的發(fā)現(xiàn)是一致的。
五、總結(jié)與討論
累積優(yōu)勢(shì)是指某一個(gè)人或群體相對(duì)于另一個(gè)人或群體的優(yōu)勢(shì)（或不平等）隨時(shí)間而增長(zhǎng)或累積。作為一種不平等現(xiàn)象和機(jī)制，它在國外勞動(dòng)力市場(chǎng)研究中得到了廣泛應(yīng)用和檢驗(yàn)，但在國內(nèi)尚未引起關(guān)注。本文將該理論與城鄉(xiāng)戶籍分層和大學(xué)生就業(yè)研究結(jié)合起來，考察城鄉(xiāng)戶籍出身的高學(xué)歷勞動(dòng)者之間是否存在累積性的不平等及其具體過程機(jī)制。通過分析“首都大學(xué)生成長(zhǎng)追蹤調(diào)查”的兩期就業(yè)數(shù)據(jù)，依次回答了三個(gè)研究問題。
首先，同樣作為高學(xué)歷勞動(dòng)者，城鎮(zhèn)戶籍出身與農(nóng)村戶籍出身相比，在工作收入或就業(yè)質(zhì)量上是否具有相對(duì)優(yōu)勢(shì)，并且這種優(yōu)勢(shì)是否隨時(shí)間而擴(kuò)大？研究發(fā)現(xiàn)，這種相對(duì)優(yōu)勢(shì)確實(shí)存在并且具有“擴(kuò)大效應(yīng)”。但是，由于本研究所使用的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)觀察時(shí)間有限，目前只分析了2006級(jí)大學(xué)生畢業(yè)后進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的前兩年，因而結(jié)論仍有待于更長(zhǎng)時(shí)段的分析檢驗(yàn)。
其次，如果城鄉(xiāng)戶籍出身的高學(xué)歷勞動(dòng)者之間確實(shí)存在累積性的不平等，那么其具體過程機(jī)制又是什么？研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)戶籍出身者在初期工作上欠缺晉升機(jī)會(huì)和發(fā)生過度教育的可能性都比農(nóng)村戶籍出身者更低，而這種初期工作特征的差異又（部分）解釋了他們?cè)诤笃诠ぷ魇杖牒途蜆I(yè)質(zhì)量上的差異。這表明，城鎮(zhèn)戶籍出身所帶來的相對(duì)優(yōu)勢(shì)，不僅在數(shù)量程度上具有“擴(kuò)大效應(yīng)”，還在過程機(jī)制上具有“中介效應(yīng)”。
最后，城鄉(xiāng)戶籍出身在高學(xué)歷勞動(dòng)者中所造成的累積性不平等，是來自于戶籍身份本身的影響還是來自于高等教育獲得過程或其他家庭背景因素的影響？一方面，本文發(fā)現(xiàn)，高等教育獲得過程中可能存在的差異并不能較好地解釋城鄉(xiāng)戶籍出身的大學(xué)畢業(yè)生在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的累積性不平等。描述統(tǒng)計(jì)曾顯示（見表1），城鄉(xiāng)戶籍出身組進(jìn)入“好大學(xué)”的機(jī)會(huì)差異并不明確，在校期間也只在入黨而不在學(xué)業(yè)成績(jī)和工作經(jīng)歷上存在明顯差異。這可能與本研究使用的調(diào)查數(shù)據(jù)抽樣框僅限于北京而非全國高校、又將分析對(duì)象限定為進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的畢業(yè)生有關(guān)，尚有待后續(xù)研究在分析全國在校大學(xué)生代表性樣本的基礎(chǔ)上得出更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)慕Y(jié)論。但重要的是，考慮了高等教育獲得過程中可能存在的上述差異并不能較好地解釋城鄉(xiāng)戶籍畢業(yè)生之間的不平等“擴(kuò)大效應(yīng)”和“中介效應(yīng)”。另一方面，本文卻發(fā)現(xiàn)，不管是對(duì)城鄉(xiāng)戶籍出身組之間累積性不平等的程度還是機(jī)制而言，都并非來源于戶籍身份本身的影響，而主要來源于其他更加一般化的家庭背景因素的影響，例如家庭經(jīng)濟(jì)收入、父母教育程度、父親職業(yè)等。對(duì)數(shù)據(jù)的補(bǔ)充分析進(jìn)一步表明，城鄉(xiāng)戶籍出身者在找到初期工作的渠道上存在顯著差異。城鎮(zhèn)戶籍出身者更多地憑借了家庭的人際關(guān)系，而農(nóng)村戶籍出身者更多地借助于招聘會(huì)、求職網(wǎng)站等市場(chǎng)化的公開渠道。這解釋了為何他們?cè)诔跗诠ぷ魈卣魃暇哂酗@著差異。因?yàn)椋ㄟ^關(guān)系網(wǎng)絡(luò)找工作，可能有利于求職者事先更加了解該工作是否有職業(yè)前途（在本研究中表現(xiàn)為晉升機(jī)會(huì)變量）以及是否適合自己（在本研究中表現(xiàn)為教育匹配變量）。
中國的戶籍制度一直在進(jìn)行改革，最近幾年不少省份統(tǒng)一城鄉(xiāng)居民戶口登記和推出積分落戶政策，2014年國務(wù)院頒布《關(guān)于進(jìn)一步推進(jìn)戶籍制度改革的意見》，2015年黨的十八屆五中全會(huì)提出要加快提高戶籍人口城鎮(zhèn)化率，這些可能會(huì)使城鄉(xiāng)戶籍身份的區(qū)分日漸式微。然而，本研究的一個(gè)政策啟示是，對(duì)于削弱中國社會(huì)不平等的代際傳遞來說，取消城鄉(xiāng)戶籍的區(qū)分只是邁出了重要的第一步，但絕非一勞永逸之舉，因?yàn)闈摬卦诔青l(xiāng)戶籍差別背后的是更加一般化的家庭背景、資源以及文化差異。所以，不平等削減政策不應(yīng)該只是“貼標(biāo)簽式”地惠顧農(nóng)村學(xué)生，而應(yīng)該是在城鄉(xiāng)一體化的背景下將家庭作為真正的評(píng)估對(duì)象，對(duì)弱勢(shì)家庭——包括貧困家庭、單親家庭等——的青少年實(shí)施有針對(duì)性的社會(huì)福利或發(fā)展政策。
（作者單位：上海社會(huì)科學(xué)院社會(huì)學(xué)研究所）
中國鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)網(wǎng)轉(zhuǎn)自：《社會(huì)學(xué)研究》2016年第2期
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