职业选择、职业内在价值与福利的代际传递.pdf

第 10 卷第 2 期2023 年 6 月经 济 学 报China Journal of EconomicsVol.10,No.2:247-275June 2023职业选择、职业内在价值与福利的代际传递1王博贤2 李力行3 聂卓41 本研究获得国家社科基金重点项目“数字经济发展、企业组织结构变革与劳动就业研究”(批准号22AJY002)的资助。作者感谢第六届“中国劳动经济学者论坛”年会评论人的宝贵意见,文责自负。2 王博贤,北京大学国家发展研究院博士研究生,E-mail:bxwang2019 。3 李力行(通讯作者),北京大学国家发展研究院教授,E-mail:lilixing 。4 聂卓,对外经济贸易大学国际经济贸易学院讲师,E-mail:niezhuo 。摘 要职业的非货币特质,或称为职业的内在价值,是反映就业质量的重要因素,与个人福利水平密切相关。本文使用中国家庭追踪调查和中国综合社会调查数据,构建了从社会、体力、智力、自主控制和安全等五个层面衡量职业内在价值的指标,并发现父辈收入越高,子辈选择职业的内在价值越高。进一步分析显示,只有当父辈收入高于某一门槛值时,才会对子辈选择职业的内在价值水平产生显著的正向影响。这些发现表明,父辈除去通过影响子辈的收入和教育等显性特征并进而影响可用货币度量的福利外,还会影响子辈以舒适性、安全性、受尊重程度等职业内在价值为代表的非货币福利。因此,传统的收入代际流动系数可能会高估社会流动性,将职业的内在价值纳入代际传递的研究视野,对全面理解社会流动性问题有重要价值。关键词 职业选择;内在价值;代际传递;就业质量0引言阶层固化和社会流动性长期以来都是社会舆论的重要议题。经济学家常常通过“父辈-子辈收入弹性”等代际流动性指标,衡量收入、教育、财富、职业等经济社会特征在不同代际之间的相关性,并作为反映社会流动性的重要依据。在流动性高的社会中,家庭社会经济状况较低的个人,通过天资和努力,也有较大可能达到较高的经济社会状况,从而在代际之间实现阶层的流动。保持一定程度的社会流动性是维持社会稳定的基石,这已经成为大众的共识。除了收入和财富这样的显性指标,个人所从事的职业的内在特质也是个人福利的重要组成部分。许多经济学、心理学和社会学文献表明,职业包含诸多经 济 学 报2023 年 6 月非货币特质(non-pecuniary aspects),如受尊重程度、自我掌控性、成长性、安全性等,这些“内在价值”与个人的福利水平密切相关(Karasek,1979;Katz and Autor,1999;Ros et al.,1999;Green,2006;Kalleberg,2016;许龙等,2017)。一份工作的非货币特质的质量越高,也即职业的内在价值越高,则人们越是愿意接受相对更低的工资水平来从事这份工作,因为职业的非货币特质对货币收入进行了补偿(Rosen,1986)。有证据表明,家庭背景越好的子辈,会从事那些收入相对不高但内在价值更高的职业,如艺术家等(Bui,2017;Sussman,2017)。Morgan et al.(2022)和 Schultz and Stansbury(2022)则发现,学术工作者的“精英家庭”出身十分普遍。其原因在于,尽管学者的收入并不是最高的,但其带来的成就感和社会尊重度远非其他职业可比,也因此吸引了许多家境殷实之人的青睐。根据 Becker and Tomes(1986)的经典代际流动理论模型,父辈会将子辈包括收入在内的综合福利状况纳入其效用函数进行选择。给定职业内在价值的重要意义,在研究社会流动时,有必要将其纳入考量范围,从综合福利的角度进行分析,才能对阶层固化等问题做出完整的回答。遗憾的是,现有文献对福利代际传递方面的研究严重缺乏,尤其是中文文献还处于空白。本文旨在考察父辈收入如何影响子辈职业的内在价值,填补文献的空缺。近年来,随着信息技术的进步和数字经济的发展,劳动力市场迎来了结构性变革,工作性质出现了从人力到机器、从线下到线上、从固定到灵活等方面的变化(Spreitzer et al.,2017;世界银行,2019;莫怡青和李力行,2022)。关于替代性工作安排(Alternative Working Arrangement)的文献方兴未艾,启发了我们对职业的非货币特质的更多思考。Mas and Pallais(2017)发现,平均而言,美国工人愿意为工作任务的灵活设定而放弃约 20%的工资收入,愿意为居家工作而放弃约 8%的工资收入。He et al.(2021)也发现中国工人对灵活工作有较强的支付意愿。这些研究说明,工作的灵活性和办公地点等特征对工人的福利有重要的影响。在当前的中国,数字经济的发展与持续增长的就业压力叠加,使得灵活就业、零工就业变得愈发普遍。考察职业的非货币特质和内在价值,是理解各种新就业形态劳动者福利状况的必需步骤,其现实意义不言而喻。本文的实证研究使用“中国家庭追踪调查”(以下简称 CFPS)和“中国综合社会调查”(以下简称 CGSS)两个有全国代表性的微观调查数据库。我们将文献中衡量职业非货币价值的方法与 CFPS 中关于工作主观满意度的信息以及CGSS 中职业与劳动模块的相关信息结合,在社会层面、体力层面、智力层面、自主控制层面和安全层面等五个方面构建了衡量职业内在价值的指标体系,并通过主成分分析法提取出一个综合指标作为职业内在价值的度量。本文进而使用 CFPS 数据库中 14596 个父子配对观测值衡量了父辈收入对子辈职业内在价值的影响。分析表明,父辈收入与子辈职业内在价值高度正相关 父辈收入842第 10 卷第 2 期 王博贤 李力行 聂卓:职业选择、职业内在价值与福利的代际传递越高,子辈选择职业的内在价值越高。这一结论在考虑一系列替代假说和混杂因素的情况下依然成立。本文还发现,父辈收入与子辈职业内在价值之间并非简单的线性关系。只有当父辈收入高于某一门槛值时,才会对子辈选择职业的内在价值水平产生显著的正向影响。本文与研究职业的补偿性差异(compensating differentials)或非货币特征的文献密切相关。这类文献度量工人由于较差的工作条件而获得的除边际生产率外的额外工资回报,解释人力资本水平以外的其他因素导致的工资差异(Rosen,1986;Sorkin,2018;Taber and Vejlin,2020)。度量工人对替代性工作安排的支付意愿的研究也属于这一类文献(如 Mas and Pallais(2017)。国内学者大多通过职业的非货币特征解释性别、城乡间工资差距的来源。例如,卿石松(2011)发现职业的非货币特征约解释了中国性别工资差距的 6%。邓曲恒和王亚柯(2013)的研究表明,农民工在城乡劳动力市场面临恶劣生产条件时,并未获得相应的补偿性收益。钱雪亚和肖青青(2015)的研究在验证该结论的同时,进一步发现若去除工资补偿性差异的部分,城乡居民收入差距将会进一步扩大。方福前和武文琪(2015)发现,非国有部门的蓝领劳动力由于补偿性差异的存在而使其工资得到一定提升。李红阳和邵敏(2018)指出,临时工与正式工之间的工资差异,可以部分通过临时工得到了更少的补偿性工资被解释。此外,也有部分文献依据职业的死亡风险对应的工资补偿来衡量生命价值(Viscusi and Aldy,2003;秦雪征等,2010;张国胜等,2018)。就这类文献而言,本文的边际贡献在于从代际角度衡量了父辈收入对子辈从事职业非货币特征的影响,强调了职业非货币特征是个人福利的关键组成部分。本文的研究也丰富了关于代际流动的相关文献。在 Becker and Tomes(1979,1986)理论文章的基础上,国内外学者对收入、教育和职业三类代际流动性进行了系统的探索。Solon(1999)和 Black and Devereux(2011)等对这方面的国际文献进行了系统性总结,陈雅坤等(2022)着重对最近 10 年的文献进展进行了梳理。针对中国的相关研究发现,新中国成立以来,中国的收入和教育代际流动性经历了先上升后下降的历程(李力行和周广肃,2014;王学龙和袁易明,2015;李任玉等,2017;Fan et al.,2021)。具体就职业的代际流动而言,文献发现中国有较强的“子承父业”的趋势(周兴和张鹏,2015;纪珽和张国峰,2021),并探索了诸如贸易开放、社会资本、教育机会、风险偏好等变量对职业代际流动性的影响(卢盛峰等,2015;邵宜航和张朝阳,2016;赵颖,2017;纪珽等,2020)。总的来说,现有研究集中于职业流动性的测量及其影响因素的探索,但未关注到职业对个人主观福利的影响。相对而言,本文拓展了关于中国代际流动的文献,将职业福利纳入代际流动的分析范围。此外,本文也与社会经济背景如何影响个人选择的文献相关。Bell et al.942经 济 学 报2023 年 6 月(2019)发现,来自收入上 1%家庭的孩子成为发明家的概率,是中位数以下家庭孩子的 10 倍。Luo and Mongey(2019)的研究表明,背负学生贷的个体更有可能选择高工资但舒适度较低的工作。Morgan et al.(2022)和 Schultz and Stansbury(2022)两项研究均指出,在理工科、人类学、社会学等学科从事科研工作的人员,其家庭背景的“精英程度”均远好于同年龄段的其他人员。陈斌开和陈思宇(2018)指出,宗族文化显著提高了移民进入低端服务业的概率,但对高端服务业就业没有影响。卢盛峰等(2012)则发现,家庭背景较好的居民在获得更高工资性收入的同时,也有更大概率获得更高的非工资性收入。Boar and Lashkari(2021)发现,在美国,富有家庭的孩子有更大的可能性选择富有价值感的工作。本文与该文的研究问题接近,但不同之处在于,本文所考察的中国场景与该文所考察的美国场景在作用机制和影响效果方面可能有明显的差异。一方面,中国作为转型期发展中国家,与发达国家的经验证据可能存在出入。依据马斯洛需求层次理论,人在满足生理(如食物和衣服)需求的基础之上,才会考虑价值需求(Maslow,1943,1954)。因此,在中国,对于那些父辈收入较低的子辈而言,其在选择职业时更有可能优先考虑收入而非职业内在价值,这可能呈现出与美国截然不同的结论。另一方面,在不同文化背景下,个人对职业带来的收入及价值感需求存在差异。例如,Tay and Diener(2011)在一项针对 123 个国家的跨国研究中发现,不同国家受访者的工作收入及职业非货币特质与个人主观福利的相关性存在较大差异。后文的分析也印证了这一点。门槛回归结果表明,父辈收入对子辈职业内在价值的影响是非线性的。当父辈收入低于门槛值时,父辈收入对子辈职业内在价值并无统计意义上显著的影响;当父辈收入在门槛值之上时,父辈收入对子辈职业的内在价值产生了显著的正向影响。这表明,由于不同国别的发展阶段、文化内涵不同,福利的代际传递也呈现出不同的特点。本文的安排如下。第 1 节介绍父辈收入影响子辈职业选择的理论机制和待检验的实证假说。第 2 节介绍文章使用的数据以及核心变量的估算。第 3节报告本文的主要研究发现,也就是子辈职业内在价值与父辈收入之间的正相关关系。第 4 节简要总结。1理论分析和研究假说本节通过一个简要的概念模型来导出待验证的研究假说。考虑一个经典的两期代际流动模型(Becker and Tomes,1979,1986)。第一期为父辈的效用最大化问题,假设父辈会关心子辈的福利,也即父辈效用由本人消费和子辈效用两部分组成。此外,父辈可以通过向子辈转移财富或对子辈052第 10 卷第 2 期 王博贤 李力行 聂卓:职业选择、职业内在价值与福利的代际传递进行人力资本投资等方式影响子辈的效用。显然,父辈面临的问题是在自身消费和对子辈的投资及财富转移之间做权衡取舍,其预算约束则是自身消费与转移给子辈的资源(包括财富转移和用于人力资本投资的部分)之和不能超过其工资收入和来自其父辈(爷辈)的财富转移之和。第二期为子辈的效用最大化问题。假设子辈效用由两部分组成,第一部分来自其父辈转移的财富,第二部分来自其基于自身人力资本水平选择的职业,而职业带来的效用进一步分为两个来源,一是收入,二是非货币特质(即内在价值)。因此,子辈的效用由货币收入(包括父辈的转移和自身职业收入)和职业的非货币特质两部分组成,并赋予货币和非货币特质相应的权重。假设这两类特质对子辈效用的影响都满足边际效用递减的规律。显然,子辈的职业选择由效用最大化的一阶条件决定,将使得一单位货币带来的边际效用和一单位内在价值带来的边际效用相等。在这个高度简化的模型中,由于更富有的父辈能转移给子辈的财富更多,对于其子辈而言,一单位货币收入带给他们的边际效用会更低。因此,在其他条件相同时,他们子辈将会选择那些内在价值更高的职业,这也正是本文第一个假说。假说 1:父辈收入越高,其子辈选择职业的内在价值更高。此外,值得注意的是,家庭的社会经济地位会影响人的具体偏好。例如,Lawrance(1991)的研究表明,不同收入水平的家庭,其跨期时间偏好存在差异。Banker et al.(2020)指出,贫穷家庭的孩子会更厌恶从事有挑战性的工作。根据马斯洛需求层次理论,人在满足生理(如食物和衣服)需求的基础之上,才会考虑价值需求(Maslow,1943,1954)。贫穷家庭的子辈,其效用函数中职业的非货币特质所占的权重会较低。在极端情况下,尚未能满足生理需求的人,非货币特质所占的权重甚至可能为零;而当收入水平迈过一定的门槛后,人们赋予职业非货币特质的权重会逐渐增加。根据这一逻辑,父辈收入对子辈所选择的职业的内在价值的影响是非线性的,可能存在某一门槛,这是本文的第二个假说。假说 2:只有当父辈收入越过某一门槛值时,随着父辈收入的提高,子辈选择工作的内在价值才会更高。2职业内在价值的估算本节介绍本文使用的数据来源、关键变量的构建,其中重点是职业内在价值的估算。本文使用的数据主要来自 CFPS 和 CGSS。CFPS 是由北京大学社会调查中心开展的一项全国性、综合性的社会追踪调查项目,旨在通过对全国样本家庭152经 济 学 报2023 年 6 月及其成员的调查,收集个体、家庭和村居层次的多时点信息,为社会提供有效的信息来源。CFPS 使用 PPS 抽样方式,在 2010 年基线调查中共获得 25 个省份14960 户家庭的信息,此后每两年追踪样本一次。这一样本具有全国代表性,与人口普查数据的人口学、社会经济信息相关性极高。本文使用的是 CFPS 20102018 年共五轮调查的样本。经匹配后,保留子辈职业未缺失的样本,共得到 14596 个父子配对观测值(父辈-子辈对),包含子辈职业、受教育程度和父辈收入、职业等信息。本文的实证分析主要将使用 CFPS 数据。CGSS 也是一个全国性调查项目,由中国人民大学调查与数据中心执行,全面收集了社会、社区、家庭、个人等多个层次的数据,其 2006 年问卷中的职业与劳动模块详细询问了与受访者职业有关的各类信息,如工作性质、时间、工作环境和工作中的具体安排等。本文将这一模块中的相关问题与 CFPS 问卷中有关职业主观满意度的问题相结合,构建了职业内在价值的指标。下面详细介绍相关变量的构建过程。2.1 职业分类方式CFPS 在 2010 年基线调查中,询问了受访者的主要职业,本文将这一变量定义为受访者的职业,并依据 ISCO88 职业代码将受访者职业分为 23 类,包括官员和经理人、专业人员、技术人员、职员、服务人员或销售员、农业和渔业从业者、手工行业工人、工厂或机器操作和组装工人、基础工作从业者、军人等 10个大类。ISCO88 共包含 4 位代码,随着代码位数的增加而将职业分类不断细化。本文根据 ISCO88 职业代码前两位将职业进行分类。2.2 收入变量的构建使用父辈和子辈收入测量代际流动性,需要解决两个问题。第一个问题是生命周期偏差(Jenkins,1987)。测量代际流动性,需要使用父辈和子辈的终生收入进行回归。研究者通常只能获得某几个年份的调查收入,但该变量会随受访者年龄不同而不断发生变化,且极易受到外生冲击影响(Mazumder,2005;Solon,1989),与全生命周期收入并不等同。这就是代际流动测量中的生命周期偏差。例如,Haider and Solon(2006)使用美国社会保障数据记录的个人全职业周期收入发现,调查收入与终生收入之间存在系统性偏差。Nybom and Stuhler252ISCO88 是国际劳工组织 1988 年正式发布的国际职业分类标准,主要依据完成工作任务所需技能的相似程度对职业进行分类。详见 https:/www.ilo.org/public/english/bureau/stat/isco/isco88/major.htm。如果根据 ISCO88 前三位代码进行职业分类,会出现部分职业类型对应的样本过少,这会导致在计算职业内在价值及职业选择弹性时出现较大误差。第 10 卷第 2 期 王博贤 李力行 聂卓:职业选择、职业内在价值与福利的代际传递(2016)使用瑞典的长时段收入数据发现,在使用中年时的调查收入衡量代际流动性时,所引起的误差最小。综上,本文在匹配得到父辈-子辈对之后,删除了在 2010 年接受 CFPS 基线调查时子辈年龄小于 22 岁或父辈年龄大于 64 岁的样本。本文的子辈样本在不同年代之间的分布如表 1 所示。同时,本文将受访者在不同轮次调查得到的收入以 2010 年基础价格进行折算,并根据同一个体在 20102018 年的五轮调查中至少两轮调查的收入,计算其平均值,并作为其终生收入的代理变量。表 1 样本在不同年代的分布情况出生年代样本数占比/%19605533.791970657145.021980747251.19总数14596100第二个常见的问题是样本选择偏误。一般而言,当使用调查数据计算代际流动性时,只有父辈和子辈同住,才能同时获得二者的收入信息。对于那些父辈和子辈已经分开居住或是有家庭成员外出的样本,往往只能获得父辈或子辈一方面的收入信息,无法纳入测算代际流动性所使用的样本中。Chetty et al.(2014)通过使用税收行政数据解决了样本选择偏误的问题,这一方法对数据的要求较高。CFPS 数据的一大特点,是其包含了受访家庭所有人全部直系亲属的出生年份、受教育年限、职业等丰富信息。利用这些信息,本文借鉴 Fan et al.(2021)的做法,使用 Heckman 两步法对缺失的父辈和子辈收入变量进行插补,一定程度上解决了样本选择偏误的问题。具体来说,本文使用的收入变量为受访者个人总收入,包括工资性收入、自雇型收入、资产性收入(如以个人名义租赁获得的租金、股票分红等)、转移收入(如从各种渠道获得的补偿金等)、其他收入(如接受的各种赠予等)。本文将父辈收入变量定义为父亲和母亲的收入之和。在对父辈收入进行插补后,其密度分布如图 1 所示,接近正态分布。2.3 职业内在价值的估算在心理学与管理学文献中,有较为丰富的针对职业如何影响个人福利的测352首先使用全部子辈样本,估计如下 Probit 模型:Ii=0+zzi+XiX+i。其中,若子辈 i 有收入信息,则Ii取 1,否则取 0。zi是子辈兄弟姐妹的个数。Xi为一系列关于教育、性别、年龄、户口、区域的协变量。通过对该式的估计,计算逆米尔斯比率 i,并使用有收入信息的全部样本,估计方程:lnyi=0+XiX+i+i,得到该式的各个系数。接着利用计算得到的系数为每一个子辈计算收入的估计值。在计算子辈收入后,使用同样的方法估计父辈收入。详见(Fan et al.,2021)。经 济 学 报2023 年 6 月图 1 Heckman 两步法插补后父辈收入分布密度图量方案(Ros et al.,1999;Green,2006;Kalleberg,2016;许龙等,2017)。例如,Green(2006)从工作需要使用的技能、努力程度、自由裁量程度、风险及安全程度、主观满意度等五个层面对工作质量进行了逐一分析。Kalleberg(2016)在对多篇文献进行总结的基础上指出,工作的安全程度、成长机会、对工作任务的自我控制程度、主观的快乐程度、是否有时间陪同家人等是衡量工作质量的重要维度。此外,国际劳工组织等机构还提供了测量职业质量并进行跨国比对的方案(ILO,2013)。本文将文献中衡量职业非货币价值的方法与 CFPS 2010 年问卷中关于工作特质主观评价的问题、CGSS 2006 年问卷“职业与劳动”模块中有关职业特质的问题相结合,使用主成分分析法建立对职业内在价值的估计。具体而言,我们分 5 个方面衡量职业的内在价值,包括社会层面(能对主管表达不同意见)、体力层面(繁重的体力劳动、弄脏身体、需要频繁快速移动、工作环境)、智力层面(需要专门训练、快速反应的脑力劳动)、自主控制层面(遵循标准程序、重复做同样事情)、安全层面等,使用的 10 个问题如表 2 所示。表 2 职业内在价值指标体系问题度量方式问题来源社会层面您是否能够自由地对直接主管表达不同意见呢?15,完全自由一点也不自由CGSS体力层面在工作过程中,是否经常遇到繁重的体力劳动15,总是从不CGSS您的工作是否会让您弄得很脏呢?14,非常脏一点也不脏CGSS在工作过程中,是否经常遇到快速而频繁地移动身体的位置15,总是从不CGSS您对目前的工作环境有多满意?15,非常不满意非常满意CFPS452本文关注职业的内在价值,需要尽量排除个人的收入、教育等因素的影响,这与基于收入水平和受教育水平构建的国际社会经济地位指标(ISEI)有显著区别。第 10 卷第 2 期 王博贤 李力行 聂卓:职业选择、职业内在价值与福利的代际传递续表问题度量方式问题来源智力层面在您看来,要做好这个工作,是否需要接受专门的训练或培训?需要、不需要CGSS在工作过程中,是否经常遇到:需要快速反应的思考或脑力劳动15,总是从不CGSS自主控制层面工作模式是否符合您工作的实际情况:我的工作必须正确地遵循标准程序做14,非常符合完全不符合CGSS工作模式是否符合您工作的实际情况:我每天重复做同样的事情14,非常符合完全不符合CGSS安全层面您对目前的工作安全性有多满意?15,非常不满意非常满意CFPS我们将各问题答案的度量方式进行重新排序,使得更大的数字代表更高的价值,然后再进行标准化。以上问题的回答通常与受访者的货币收入、工作时长、从事该工作的时间等个人因素相关。例如,货币收入更高的工作,其工作安全性也通常更高。又如,在同一职业工作的时间越长,劳动者越能自由地向主管表达意见。为了排除以上个人层面的混杂因素对职业内在价值的潜在影响,我们进行了如下的回归分析,以求得每种职业在剔除个人影响后相对稳定的内在价值:xij=xXij+xj+xij(1)式中,x 取值为 1 至 10,代表表 2 中提及的 10 个问题。i 代表受访者,j 代表该受访者的职业。xij指职业 j 中的受访者 i 对问题 x 的回答。Xij为一系列控制变量,包括受访者的货币收入、每周工作的小时数、在该职业工作的年限(分类变量,包括小于 1 年、25 年、610 年、1120 年和超过 20 年等 5 类)。xj为职业固定效应,xij为残差项。通过式(1)的回归分析,可以为每个职业估计得到 10 个固定效应,分别反映上述 10 个问题所体现出来的职业的内在价值。需要说明的是,本文之所以同时选用了来自 CFPS 和 CGSS 两个调查的问题,主要是因为单个调查无法覆盖职业内在价值的全部维度。由于这两个调查均在全国层面具有代表性,通过各个调查分别估计得到的固定效应值也在全国层面具有代表性。在此基础上,本文对每一个职业估计得到的 10 个固定效应值通过主成分分析做进一步提取,并得到职业内在价值的估计值。结果显示,第一主成分共解释了 10 个指标中高达 55.7%的方差。表 3 展示了主成分分析中这 10 个方面特性各自的权重,以及未被第一主成分解释的552经 济 学 报2023 年 6 月方差占比。可以看出,对绝大多数的特征而言,大部分的方差均能被第一主成分所解释,说明采用第一个主成分作为职业内在价值的估计量是合理的。因此,我们选择第一主成分作为对职业内在价值的估计值。表 3 职业内在价值主成分分析结果职业特质权重未解释的方差社会自由表达意见0.330.40体力轻体力劳动0.390.13不会弄脏0.400.13不频繁移动0.340.36工作环境好0.350.33智力需要专门培训0.270.60需要思考0.390.17自主控制不必遵循标准程序-0.040.99不重复做事0.180.82安全工作安全0.300.49表 4 按照从高到低的顺序展示了各职业的内在价值,并列出了从事该职业的受访子辈样本数量和平均收入。可以看出,不同职业的内在价值存在较大的差异。其中,内在价值较高的职业包括其他专家(商业、法律等)、物理、数学和工程科学专家、公司管理者、高级官员等。其他专家(商业、法律等)为 ISCO88 中的分类,包括经济学等社会科学家、律师、法官、作家、导演、图书管理员等。内在价值较低的职业包括冶炼和建筑工人、采矿、建筑、制造、运输业劳力、固定设备操作人员等。表 4 职业内在价值及平均收入情况排序职业名称职业内在价值平均收入/(元/年)样本量1其他专家(商业、法律等)3.68285492942物理、数学和工程科学专家3.12351631703公司管理者3.07299112874高级官员2.9629680395其他技术人员(金融、商业等)2.92300663906教师2.74284295307办公职员1.5428616509652第 10 卷第 2 期 王博贤 李力行 聂卓:职业选择、职业内在价值与福利的代际传递续表排序职业名称职业内在价值平均收入/(元/年)样本量8消费者服务职员1.0127961379生命科学和健康专家0.802717723210物理和工程科学技术人员0.80276236911模特、销售员和讲解员0.5723260106112生命科学和健康技术人员-0.12285599613司机-0.362554178514个人服务类工作人员-0.942444788115机器操作和组装工人-1.322418749816其他手工行业工人(食品加工、家具、纺织等)-1.442076647617金属、机械行业工人-1.682561079118精密、手工和印刷行业工人-1.942370311419农林牧渔业从业人员-2.4017775643620销售和服务业基础工作-2.85218154421固定设备操作人员-2.902716317422采矿、建筑、制造、运输业劳力-3.60241564823冶炼和建筑业工人-3.6623651635为了验证职业内在价值度量指标的稳健性,本文还进行了如下分析。CFPS问卷询问了受访者对工作的主观满意度,本文将该问题按式(1)中的设定进行回归,得到了每种职业在主观满意度得分方面的固定效应,并与表 4 中的内在价值指标进行对比。图 2 的散点图显示,这两个指标存在显著的正相关关系,相关系数达 0.53,并在 1%水平上显著。由于受访者对工作满意度的回答是一个包括了职业内在价值和收入等各方面特质的综合指标,与本文所希望衡量的“职业带给人的货币收入外的其他福利”存在差别,本文在后续的分析中将使用职业内在价值指标作为核心变量。图 2 受访者对工作的主观满意度与职业内在价值间关系752问题为,您对目前工作的整体有多满意?选项为 15 的量表,非常不满意-非常满意。经 济 学 报2023 年 6 月2.4 其他变量的描述性统计后文分析中用到的其他变量的描述性统计结果如表 5 所示。其中,父辈受教育水平从 15 分别代表文盲/半文盲、小学、初中、高中、本专科及以上。子辈性别为男性取 1,否则取 0。子辈受教育年限定义为子辈取得的最高学历对应的标准教育年限。如果父辈和子辈按照 ISCO88 两位代码的职业分类相同,则父辈子辈是否同一职业的变量取 1,否则取 0。受访家户所在省份为北京市、天津市、河北省、辽宁省、上海市、江苏省、浙江省、福建省、山东省、广东省、海南省时,沿海省份取 1,否则取 0。父母一方为农业户口时,农业户口取 1,否则取 0。表 5 变量的描述性统计变量名观测值均值方差最小值中位数最大值父辈收入对数值145969.7540.3798.4809.73211.51父辈受教育水平145962.4031.084125子辈性别145960.4990.500001子辈是否独生子女145960.08370.277001子辈受教育年限145968.6754.4380922父辈子辈是否同一职业145960.4280.495001沿海省份145960.3670.482001农业户口145960.8560.3510113研究发现3.1 基本发现 本小节通过散点图和回归分析验证假说 1。图 3 首先通过分仓散点图(Binned Scatterplot)展示了父辈收入与子辈职业内在价值间的关系,可以看出二者存在高度的正相关。接下来,我们通过如下的回归方程考察个体职业的内在价值与其父辈收入的关系:IQi=0+1lnICi+i(2)式中,IQi为个体 i 所从事职业的内在价值,ICi为其父辈收入。在全样本回归中,估计系数为 1.86,且在 1%置信水平下显著。这些结果证实了父辈收入越高,则其子辈选择职业的内在价值也将越高的猜想,与假说 1 吻合。为了确认假说 1 的主要发现并非被具有某一人口学特征的样本所驱动,我852第 10 卷第 2 期 王博贤 李力行 聂卓:职业选择、职业内在价值与福利的代际传递图 3 子辈职业内在价值与父辈收入的关系们按照子辈性别、子辈数量、家户所在省份、家户户口类型及父辈最高受教育水平等人口学特征对样本进行分类,并将在每一个类别内子辈职业内在价值对父辈收入对数值的回归系数和置信区间展示在图 4 中。可以看出,尽管子辈职业内在价值与父辈收入之间的关系在各组之间存在一定程度的异质性,但全部回归系数均在 1%水平上显著,这进一步说明了假说 1 存在的普遍性。图 4 子辈职业内在价值对父辈收入回归系数 按人口学特征分类展示3.2 稳健性检验和机制说明本小节通过一系列的检验说明父辈收入对子辈所选择职业内在价值的正向影响是稳健的,且这一影响主要通过本文理论分析部分所阐述的渠道发挥作用。3.2.1 排除收入代际传递的影响上文表 4 中数据显示,整体而言,内在价值更高的职业,平均收入也更高。它们的具体关系如图 5(a)所示。可以看到,二者呈显著的正相关关系(相关系952经 济 学 报2023 年 6 月数 0.76,1%水平显著)。因此,本文基准回归得到的父辈收入对子辈职业内在价值的正向影响,可能只是由于职业内在价值与收入高度正相关,而基准回归的结果仅仅度量了传统的收入代际传递性。图 5 职业平均收入与内在价值间关系仔细观察图 5(a)可以发现,各种职业其内在价值与收入之间的正相关关系主要是由内在价值排序较高的那些职业所驱动的。图 5(b)截取了内在价值排序在第 9 位及之后的职业,重新展示其平均收入和内在价值。可以看出,两者的正相关性基本消失(相关关系的统计显著性大于 0.1)。在这部分样本中,通过收入的代际传递所产生的影响较小。接下来,我们使用子辈在内在价值排序第 9 位及之后职业的样本,对主回归分析的结果进行稳健性检验。如表 6 第(1)列所示,子辈职业内在价值对父辈收入对数值的回归系数有所下降,为 0.873,但仍然在 1%统计水平下显著,这说明在尽可能排除收入代际传递的影响后,依然存在父辈收入越高,则子辈选择职业内在价值越高的现象。换言之,职业内在价值确实是区别于职业收入的独立变量,度量了职业特质的不同侧面。3.2.2 排除国有部门的影响一般而言,父辈收入越高,则其社会经济地位相对越高,而这意味着其拥有更多的权力和资源,并有能力为子女安排工作。若父辈通过为子辈安排工作的方式影响其职业选择,且父辈为子辈安排的工作又恰好是内在价值较高的工作,那么基准回归的结果将受到较大影响。此外,由于 CFPS 问卷未询问受访者获得该工作的方式,本文无法通过直接在计算职业选择弹性时控制相关变量的方式排除该渠道的影响。Jia et al.(2021)指出,政府工作人员的子女更容易成为企业家。韩雷等(2016)的研究发现,中国国有部门存在明显的代际传递现象,父辈为国有部门雇员的子女更有可能获得体制内就业机会。考虑到非国有部门一般面临较强的市场竞争,招收的“关系户”比例相对较低,本文使用子辈062第 10 卷第 2 期 王博贤 李力行 聂卓:职业选择、职业内在价值与福利的代际传递表 6 稳健性检验(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)(10)排除收入代际传递排除国有部门20 世纪80 年代样本20 世纪70 年代样本20 世纪60 年代控制子辈教育控制父辈职业控制子辈可能收入工具变量父辈收入排序父辈收入对数值0.873 1.692 2.146 1.668 0.975 0.645 0.427 0.622 2.444 (0.028)(0.122)(0.058)(0.058)(0.173)(0.039)(0.037)(0.038)(0.057)子辈受教育年限0.217 0.160 0.301 (0.003)(0.003)(0.009)父辈 子 辈 是 否 同 一职业-1.370 -1.408 (0.027)(0.027)父辈收入排序分位数0.024 (0.001)子辈在各职业潜在收入是调整 R2值0.0740.1170.1540.1110.0530.3250.4250.4460.1210.124样本量123401446747265715531459614596145961459614596 注:括号内为标准误,代表 p0.10,代表 p0.05,代表 p()+i(4)式中,IQi为个体 i 所从事职业的内在价值,ICi为其父辈收入,为门槛值。1和 2分别代表父辈收入处于门槛值以下和处于门槛值以上时所对应的父辈收入的回归系数。图 7 门槛回归拟合曲线回归的结果显示,门槛 的估计值为 9.538,其 95%的置信区间为 9.508 9.559。在门槛值以下,父辈收入回归系数 1的估计值为 0.181,统计上不显著(p 0.1);在门槛值以上,父辈收入回归系数 2的估计值为 2.385,在 1%统计水平上显著。门槛回归结果对数据的拟合情况如图 7 所示。我们还构造 LR 统计量对门槛效应进行了检验,其零假设为不存在门槛值。检验得到的 LR 统计662第 10 卷第 2 期 王博贤 李力行 聂卓:职业选择、职业内在价值与福利的代际传递量为 239.72,在 1%水平上拒绝原假设,证实了门槛效应的存在。这些结果支持假说 2,即只有当父辈收入越过某一门槛值时,才会对子辈选择职业的内在价值产生正向影响。本文还参照稳健性检验中估算职业选择弹性的方式,将样本按照父辈收入的中位数分为高收入和低收入两组,分别计算其子辈的职业选择弹性,并通过散点图考察弹性与职业内在价值间的关系,结果展示在图 8 中。可以看出,父辈收入提高导致子辈更可能选择高内在价值工作的现象只在高收入群体中存在,在低收入群体中则不成立。根据前文的分析,对于父辈收入较低的个体而言,其效用函数中赋予职业内在价值的权重较低,赋予收入的权重则较高,这可能是导致右图结论不显著的原因。换言之,在父辈收入越过某一门槛后,子辈将赋予职业内在价值更高的权重,并随着父辈收入的提高而选择内在价值更高的工作。图 8 不同收入群体职业选择弹性与内在价值间关系4结论本文使用 CFPS 和 CGSS 数据,从职业内在价值的角度考察了职业选择现象中的社会流动性问题。本文首先利用数据中关于工作性质的问题,从社会、体力、层面、自主控制和安全等 5 个层面,通过主成分分析法构建了职业的内在价值指标,然后通过实证分析证实了“父辈收入越