多孩生育政策與代際流動關(guān)系研究

徐曉紅，龔娟燕

（安徽大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，安徽 合肥 230601）

一、引言

作為世界人口大國，中國為控制人口增長速度，緩解人口壓力，自20世紀(jì)70年代初開始實行計劃生育政策。隨后人口出生率迅速下降。根據(jù)1995年國務(wù)院發(fā)布的《中國的計劃生育》白皮書數(shù)據(jù)，1970年當(dāng)年出生的孩子中一孩率和二孩率分別為20.7%和17.1%，1993年已分別達到61.3%和27.5%，多孩率則由原先的62.2%下降到11.2%。近日發(fā)布的《中國統(tǒng)計年鑒2021》顯示，2020年全國人口出生率為0.852%，首次跌破1%，創(chuàng)下1978年以來的新低。在少子化、老齡化人口形勢日益加劇的同時，“拼爹”“富二代”“官二代”等詞也頻頻出現(xiàn)在各種媒體中。“二代”現(xiàn)象是代際流動性下降的表現(xiàn)。有研究指出，在計劃生育政策實施初期我國代際流動性發(fā)生了明顯變動。Chen等[1]的研究顯示，代際流動性在1949年后上升，70年代后開始下降。王學(xué)龍和袁易明[2]基于中國健康和營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)（CHNS）研究發(fā)現(xiàn)60后代際流動性最高，70后代際流動性最低。較低的代際流動性意味著個人的經(jīng)濟成就更多地依賴于父代的社會經(jīng)濟狀況，這不利于社會經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

當(dāng)前，為了應(yīng)對不利的人口形勢，政府開始調(diào)整人口政策，從2013年“單獨二孩”政策到2016年的“全面二孩”政策，再到2021年5月31日中共中央政治局會議提出的三孩政策，即一對夫妻可以生育三個子女，人口政策從計劃生育逐步向鼓勵生育轉(zhuǎn)變。自放開生育政策以來，雖然我國出生人口數(shù)量在逐年下降，但在出生人口中二孩率穩(wěn)步上升，由2016年的39.06%增長到2020年的57.10%，年均增長率提升達9.96%[3]。多生孩子能否促進代際流動性?一方面，子女?dāng)?shù)量增加，一定的家庭資源被分配給更多的孩子，可能導(dǎo)致孩子更難獲得良好教育機會和更多社會資源，不利于代際向上流動；另一方面，兄弟姐妹作為個體的一種天然社會資本，數(shù)量增多在一定程度上會增加個體的社會資本，增大其向上流動的機會。子女?dāng)?shù)量與代際流動性究竟存在怎樣的關(guān)系?是促進還是阻礙了代際流動性?又是通過什么路徑實現(xiàn)的?探尋這些問題的答案，不僅能夠豐富代際流動性的研究視角，而且有助于加深對我國計劃生育政策的認(rèn)識。

二、文獻綜述

經(jīng)典“數(shù)量—質(zhì)量”理論認(rèn)為，子女?dāng)?shù)量與質(zhì)量之間存在權(quán)衡取舍的替代關(guān)系[4]。即在家庭資源一定的前提下，隨著子女?dāng)?shù)量的減少，每個子女會得到更多的家庭資源，相應(yīng)的平均質(zhì)量也會隨之提高；反之，子女?dāng)?shù)量越多，平均質(zhì)量可能下降。子代的質(zhì)量主要以人力資本來衡量。目前，國內(nèi)已有部分學(xué)者關(guān)注到子女?dāng)?shù)量與代際流動性的關(guān)系，但相關(guān)研究并未得出一致的結(jié)論，主要觀點可以歸納為三種：第一種觀點為子女?dāng)?shù)量的增加降低了代際流動性。劉小鴿[5]利用政策規(guī)定的生育數(shù)量作為子女?dāng)?shù)量的工具變量，采用代際收入彈性法研究發(fā)現(xiàn)計劃生育政策通過減少子女?dāng)?shù)量提高了社會的代際收入流動性。第二種觀點為獨生子女身份降低了代際流動性。唐傳坤和文強[6]從社會經(jīng)濟地位角度考察獨生子女身份對代際傳遞性的影響，研究發(fā)現(xiàn)獨生子女身份會加強父輩社會經(jīng)濟地位對子代社會經(jīng)濟地位的作用，抑制代際流動性。第三種觀點為子女?dāng)?shù)量與代際流動性呈“倒U型”關(guān)系。牟欣欣[7]采用回歸法和代際轉(zhuǎn)換矩陣，發(fā)現(xiàn)代際收入流動性隨著子女?dāng)?shù)量的增加呈先上升后下降的“倒U型”趨勢，較小的家庭規(guī)模會引起代際收入傳遞的“富者愈富”現(xiàn)象，較大的家庭規(guī)模會引起代際收入傳遞的“窮者愈窮”現(xiàn)象，而適當(dāng)?shù)淖优當(dāng)?shù)量有利于提高代際流動性。國外對子女?dāng)?shù)量與代際流動性關(guān)系的研究很少，F(xiàn)eng[8]基于2010—2014年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量與代際收入流動性有正向關(guān)系，但并不顯著。

學(xué)者們還試圖揭示代際傳遞內(nèi)在機制。Becker和Tomes[9]最早基于人力資本視角構(gòu)建了代際收入流動經(jīng)濟模型，為代際傳遞機制研究提供了總體分析框架。國內(nèi)現(xiàn)有研究一般基于該框架，從人力資本、社會資本和財富資本三個方面展開。郭叢斌等[10]研究發(fā)現(xiàn)，教育有助于促進弱勢群體子女實現(xiàn)經(jīng)濟社會地位的躍升，具有提高代際流動性的作用。李力行和周廣肅[11]的實證研究結(jié)果顯示，政府公共教育支出能夠緩解家庭層面人力資本投資不足，從而促進代際流動。孫三百等[12]發(fā)現(xiàn)，教育在可識別的代際傳遞路徑中貢獻最大。除了受教育程度，健康也是人力資本的衡量指標(biāo)[13]。社會經(jīng)濟地位越高的家庭，對子女營養(yǎng)等健康方面投入越多，而健康的體魄在勞動力市場極為重要，有助于勞動力獲得更高的社會經(jīng)濟地位[14]。社會資本的傳遞也是代際流動研究中不可忽視的方向，父代對子代社會關(guān)系的投資增強了代際收入傳遞[15]。陳釗等[16]發(fā)現(xiàn)，作為社會資本的城鎮(zhèn)戶籍身份更有利于子代的發(fā)展。社會網(wǎng)絡(luò)作為社會資本的重要組成部分，通過加強信息共享、降低信貸約束、改善子女就業(yè)，從而促進代際流動[17]。陳琳和袁志剛[18]利用條件代際收入彈性法對代際傳遞路徑進行了分解，發(fā)現(xiàn)家庭財富解釋力和回報率遠大于人力資本和社會資本。研究方法上，基于回歸方程的貢獻率分解[19-20]、結(jié)構(gòu)方程模型[21]等方法被廣泛使用。

綜上所述，已有文獻對子女?dāng)?shù)量與代際流動性關(guān)系的研究較少，且尚未得出一致的結(jié)論，圍繞子女?dāng)?shù)量影響代際流動性的機制分析更不多見。本文貢獻在以下兩個方面。第一，考察不同子女?dāng)?shù)量家庭的代際流動水平、流動質(zhì)量及其變動趨勢。一方面，拓寬代際收入流動性研究視角，另一方面，加深對計劃生育政策的認(rèn)識。第二，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，通過教育、健康和社會網(wǎng)絡(luò)等路徑分析子女?dāng)?shù)量影響代際流動性的機制，為促進代際收入流動性的相關(guān)政策制定提供實證依據(jù)。

三、數(shù)據(jù)與變量

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用的數(shù)據(jù)來源于2014年中國勞動力動態(tài)調(diào)查（CLDS）。CLDS是以勞動力為調(diào)查對象的綜合性數(shù)據(jù)庫，包含勞動力個體、家庭、社區(qū)三個層次的追蹤數(shù)據(jù)，覆蓋了全國29個省/自治區(qū)/直轄市，共計14 214個家庭、23 594名受訪者，具有良好的樣本代表性，被學(xué)術(shù)界廣泛使用。本文對數(shù)據(jù)進行了如下處理：（1）將受訪者年齡限制在20～60歲之間；（2）剔除兄弟姐妹數(shù)量“不適用、不清楚、拒絕回答”的樣本；（3）剔除父代社會地位等級為0的樣本。得到父子配對的有效樣本量為16 024。

（二）變量選擇

本文的被解釋變量為子代社會經(jīng)濟地位等級（ranks）。CLDS問卷中，將“您認(rèn)為您自己目前在哪個等級上？”定義為子代社會經(jīng)濟地位等級，“10”分代表最頂層，“1”分代表最底層。不同于用收入衡量代際流動性，社會經(jīng)濟地位包含了教育、職業(yè)、財富等多個方面，能更全面地反映個體在社會系統(tǒng)中所處位置，測量誤差也更小。解釋變量包括父代社會經(jīng)濟地位等級（rankf）和子女?dāng)?shù)量（numb）。將“您認(rèn)為在您14歲時，您的家庭處在哪個等級上”定義為父代社會經(jīng)濟地位等級。問卷中有一個問題是“您有幾位兄弟姐妹”，將回答的結(jié)果加上1作為子女?dāng)?shù)量的度量。一系列控制變量包括：子代的性別（male）、年齡（age）及平方項（age2）、受教育年限（edus）、城鄉(xiāng)類別（urabn），父代的受教育年限（eduf）。各變量的描述性統(tǒng)計如表1、表2所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

表2 子女?dāng)?shù)量分布表

從表1可以看出，在有效樣本中，子代社會經(jīng)濟地位等級的均值為4.532，高于父代社會經(jīng)濟地位等級的均值3.484。每個家庭中子女?dāng)?shù)量平均為3.914，即一個人平均有2.914個兄弟姐妹。子代個體的平均受教育年限為9.067年，高于父親的5.261年。在樣本構(gòu)成中，子代樣本中男性占47.2%，具有城市戶口的占41.9%，平均年齡為42.18。表2顯示，家庭的子女?dāng)?shù)量總體上分布比較均勻，除了子女?dāng)?shù)量為7和8以外，其他子女?dāng)?shù)量的占比都在10%～20%之間。城市樣本中獨生子女占比比農(nóng)村高11.12%。子女?dāng)?shù)量小于等于3時，城市占比高于農(nóng)村，多子女家庭中農(nóng)村占比明顯高于城市。

四、實證檢驗

首先考察子女?dāng)?shù)量與社會經(jīng)濟地位代際傳遞的關(guān)系。由于子代社會經(jīng)濟地位為順序數(shù)據(jù)，本文采用Ordered Probit模型。模型中加入子女?dāng)?shù)量與父代社會經(jīng)濟地位的交互項，通過對交互項系數(shù)的檢驗來判斷子女?dāng)?shù)量對社會經(jīng)濟地位代際傳遞的影響。模型形式如式（1）所示：

（一）子女?dāng)?shù)量與代際流動性

根據(jù)子女?dāng)?shù)量將樣本分為四組，即子女?dāng)?shù)量分別為1、2、3以及大于3?；冢?）式得到各模型的回歸結(jié)果如表3所示。從父代社會經(jīng)濟地位的回歸系數(shù)看，所有模型的系數(shù)均顯著為正，且系數(shù)值隨著家庭子女?dāng)?shù)量的增加而減小，說明子女?dāng)?shù)量越多，子代社會經(jīng)濟地位受父代影響越小，代際流動性越強。其中，獨生子女家庭的代際彈性值最大，為0.266，代際流動性最低。子女?dāng)?shù)量與父代社會經(jīng)濟地位的交互項顯著為負(fù)，即子女?dāng)?shù)量越多，父代社會經(jīng)濟地位對子代社會經(jīng)濟地位影響越小，代際傳遞性越弱。從控制變量看，子代教育的系數(shù)在各樣本中均顯著為正，反映出教育對于提升個體社會經(jīng)濟地位的重要作用。父代教育對獨生子女家庭有正向影響，在多子女家庭則不顯著。相對于男性，女性更易實現(xiàn)社會經(jīng)濟地位的上升。

表3 不同子女?dāng)?shù)量下的代際流動性

（二）異質(zhì)性分析

1.不同出生年代的異質(zhì)性分析

考慮到代際流動性可能會隨時間呈階段性變動，本文按子代的出生年代進行分樣本回歸，探究不同出生年代子女?dāng)?shù)量對代際流動性的影響。將樣本分為1950s、1960s、1970s、1980s和1990s五個出生年代組，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 不同出生年代子女?dāng)?shù)量對代際流動性的影響

根據(jù)表4，可以看到：第一，有3個以上子女的家庭代際流動性最強。最后一列的代際彈性值在各出生年代組中都是最小的，說明該列所對應(yīng)家庭的代際流動性最強。事實上，除了1950s、1960s和1970s出生年代組的獨生子女家庭外，各出生年代組均存在子女?dāng)?shù)量與代際彈性值的正相關(guān)關(guān)系。第二，80后、90后獨生子女的代際流動性最低。首先，80后、90后獨生子女的代際流動性分別為0.320和0.384，是表4中數(shù)值最大的，遠遠大于子女?dāng)?shù)量更多的家庭。20世紀(jì)80年代以來，全社會獨生子女家庭占比不斷提高，獨生子女從父輩繼承到更多的資源，獲得的人力資本投資也更多，使得代際傳遞性增強。其次，80年代以前出生的獨生子女的代際傳遞性并不高，折射出計劃生育政策的實施可能加劇了獨生子女家庭代際固化。

2.性別、城鄉(xiāng)的異質(zhì)性分析

子女?dāng)?shù)量增加能提高代際流動性是否在所有群體中都成立呢？表5的回歸結(jié)果顯示，總體上看，所有樣本的代際彈性值顯著為正，說明父代與子代的社會經(jīng)濟地位具有一定相關(guān)性；子女?dāng)?shù)量與父代社會經(jīng)濟地位的交互項系數(shù)均顯著為負(fù)，即子女?dāng)?shù)量的增加也的確會提高社會經(jīng)濟地位的代際流動性，但在程度上各樣本間存在差異。首先，隨著子女?dāng)?shù)量的增加，性別對代際傳遞性的影響沒有顯著差別，但男性的代際傳遞性要低于女性。呂之望和李翔[22]對代際收入流動性的性別差異進行了研究，發(fā)現(xiàn)父輩教育水平和職業(yè)類型對女兒收入的影響程度大于兒子，與本文結(jié)果一致。其次，相對于農(nóng)村而言，城市地區(qū)子女?dāng)?shù)量的增加對降低代際傳遞性能產(chǎn)生更大的影響。這也進一步印證了城市家庭子女?dāng)?shù)量減少伴隨著代際固化趨勢的研究結(jié)論。

表5 分樣本檢驗結(jié)果

續(xù)表

3.不同社會經(jīng)濟地位等級家庭的異質(zhì)性分析

前文的分析將各社會經(jīng)濟地位等級家庭視作一個整體，并未考慮到子女?dāng)?shù)量對代際流動性的影響會因父代社會經(jīng)濟地位等級不同而有所差異。接下來本文將父代社會等級1～10由低到高劃分為五等份，依次為低社會經(jīng)濟地位等級、中低社會經(jīng)濟地位等級、中等社會經(jīng)濟地位等級、中高社會經(jīng)濟地位等級以及高社會經(jīng)濟地位等級，回歸結(jié)果如表6所示，可以看到各社會經(jīng)濟地位等級家庭的交叉項系數(shù)均為負(fù)，且在中低和中等社會經(jīng)濟地位等級家庭中顯著，意味著子女?dāng)?shù)量的增加會提高代際流動性；而對于低、中高以及高社會經(jīng)濟地位等級家庭來說，子女?dāng)?shù)量對代際流動性的作用不再顯著。這表明子女?dāng)?shù)量對代際流動性的影響效應(yīng)因家庭社會經(jīng)濟地位等級的不同而有所不同。

表6 不同社會經(jīng)濟地位等級下子女?dāng)?shù)量對代際流動性的影響

低社會經(jīng)濟地位等級家庭普遍收入水平不高、受教育程度較低，而較多的子女會帶來較高的教育成本，子代不僅面臨教育投入不足，而且要繼承父母的貧困以及致貧的不利因素，這些因素不利于下一代的發(fā)展[23]，多生孩子在一定程度上不利于低社會經(jīng)濟地位等級家庭的向上流動；相對低社會經(jīng)濟地位等級家庭，中低和中等社會經(jīng)濟地位等級家庭擁有更高的生活水平和更多的財富積累，有能力對多子女進行更好的投資，并且兄弟姐妹作為天然的社會網(wǎng)絡(luò)，是個人社會資本的重要組成部分[24]，其數(shù)量的增多會增大其向上流動的概率。中高和高社會經(jīng)濟地位等級家庭雖然擁有豐富的人力資本和社會資本，但因父代所處社會經(jīng)濟地位等級較高，子代很難超越父代實現(xiàn)向上的躍升。

（三）子女?dāng)?shù)量與代際流動質(zhì)量

表7呈現(xiàn)的是不同子女?dāng)?shù)量家庭的代際社會經(jīng)濟地位流動矩陣。矩陣對角線上的值為代際社會經(jīng)濟地位繼承性指數(shù)，非對角線上的值為代際社會經(jīng)濟地位的流動性指數(shù)。由表7可以看到，在四個流動矩陣中，所有等級的繼承性指數(shù)均顯著大于1，并且是各矩陣中每行每列的最大值，反映了社會各等級都存在明顯的代際傳遞現(xiàn)象。但相對而言，中等社會經(jīng)濟地位等級家庭流動性較強。在四個流動矩陣中，家庭處于第Ⅱ、Ⅲ等級時，繼承指數(shù)都較接近1，明顯小于第Ⅰ、Ⅳ和Ⅴ等級，說明中等社會經(jīng)濟地位等級家庭的流動性較強。處于第Ⅴ等級的家庭，各矩陣的繼承性指數(shù)都較高，最高的甚至達到29.41，說明第Ⅴ等級家庭的代際傳遞性較強。從流入和流出指數(shù)來看，家庭子女?dāng)?shù)量的增加使得第Ⅰ、Ⅱ等級家庭的流出指數(shù)不斷增大，流入指數(shù)變動相對平穩(wěn)，而第Ⅲ、Ⅳ等級家庭的流入指數(shù)穩(wěn)步上升，意味著低等級向高等級流動的可能性較大。

表7 不同子女?dāng)?shù)量下的代際社會經(jīng)濟地位流動矩陣

結(jié)合表7計算得出流動方向和流動距離指數(shù)，如表8顯示，可以發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量的增加提高了流動質(zhì)量。除子女?dāng)?shù)量大于3的情況外，子女?dāng)?shù)量的增加提高了向上流動指數(shù)和向上流動距離指數(shù)，流動指數(shù)和距離指數(shù)凈值都為正并且不斷增大。當(dāng)子女?dāng)?shù)量增加至3時，向上流動指數(shù)由0.95增加至1.34，向上流動距離指數(shù)由1.46增加至1.94，并且向上凈流動和向上凈流動距離都不斷增加，直至0.57。越大的向上流動距離指數(shù)意味著子代有較大的概率流向更高的等級，距離父代社會經(jīng)濟地位等級更遠。不斷增大的流動凈值意味著伴隨子女?dāng)?shù)量的增加，子代向上流動的概率越大，向上流動等級的跨度也越大。

表8 不同子女?dāng)?shù)量下代際流動質(zhì)量

五、傳遞機制分析

從人力資本視角來看，子女?dāng)?shù)量的增加會造成家庭資源的競爭，從而降低孩子的質(zhì)量。但子女?dāng)?shù)量增多也可能帶來規(guī)模效應(yīng)，孩子間互幫互助，相互督促學(xué)習(xí)，或者父母一方辭去工作專心照顧和陪伴孩子，從而有利于提高子女的質(zhì)量。從社會資本視角來看，兄弟姐妹本身也是個體的一種社會資本，隨著兄弟姐妹數(shù)量的增多，個體社會資本總量增加，可利用的社會資源也隨之增加。因此，人力資本和社會資本可能是子女?dāng)?shù)量影響代際流動性的重要中介機制。本文采用結(jié)構(gòu)方程模型，利用其優(yōu)良的中介路徑識別功能及其直觀的路徑分析圖，來探討這一影響機制。利用CLDS數(shù)據(jù)中衡量健康水平的身體質(zhì)量指數(shù)（BMI）、衡量社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)（friend）的“在本地可以得到多少朋友和熟人的支持和幫助”等變量，以子代受教育年限和BMI代表人力資本，以社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和戶籍代表社會資本，并引入年齡、年齡平方、性別等變量，構(gòu)造結(jié)構(gòu)方程模型，得到路徑分析圖如圖1所示。

圖1 子女?dāng)?shù)量影響子代社會經(jīng)濟地位的路徑系數(shù)圖

圖1中，子女?dāng)?shù)量通過四條中介路徑影響子代社會經(jīng)濟地位，分別為：。為便于比較，圖1中輸出結(jié)果均為標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)值。矩形框表示可觀測變量，矩形框內(nèi)數(shù)值分別表示標(biāo)準(zhǔn)化的截距項系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)方差，圓形框中表示對應(yīng)變量的殘差項，其右側(cè)數(shù)值表示標(biāo)準(zhǔn)化方差，箭頭表示從起始變量到終點變量的單向因果，箭頭及附近數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)，代表各變量作用的方向及強度，標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)大于0說明兩個變量之間呈正相關(guān)，值越大說明相關(guān)程度越強。

根據(jù)圖1，可以看出以下特征：第一，子代健康水平和社會網(wǎng)絡(luò)是子女?dāng)?shù)量影響子代社會經(jīng)濟地位的正向中介變量。子女?dāng)?shù)量與健康水平、社會網(wǎng)絡(luò)的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.11和0.018，在1%水平上顯著，即子女?dāng)?shù)量分別與健康水平、社會網(wǎng)絡(luò)顯著正相關(guān)。同理，健康水平、社會網(wǎng)絡(luò)分別與子代社會經(jīng)濟地位也顯著正相關(guān)。這意味著，子女?dāng)?shù)量增加通過提高子代的健康水平、拓寬子代的社會網(wǎng)絡(luò)等路徑，提升了子代的社會經(jīng)濟地位。第二，子代的受教育年限和戶籍是子女?dāng)?shù)量影響子代社會經(jīng)濟地位的負(fù)向中介變量。子女?dāng)?shù)量與受教育年限、戶籍的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為－0.36和－0.2，在1%水平上顯著，即子女?dāng)?shù)量分別與受教育年限、戶籍顯著負(fù)相關(guān)。同理，受教育年限、戶籍也與子代社會經(jīng)濟地位存在顯著正相關(guān)。這表明，子女?dāng)?shù)量增加通過影響子代的受教育程度進而降低了其社會經(jīng)濟地位，且子女?dāng)?shù)量對子代社會經(jīng)濟地位的影響存在戶籍差異。

六、主要結(jié)論

代際流動性是衡量社會發(fā)展情況的重要指標(biāo)，較高的代際流動性有利于社會的穩(wěn)定和可持續(xù)發(fā)展。本文利用2014年CLDS數(shù)據(jù)探究子女?dāng)?shù)量對代際流動性的影響，構(gòu)造Ordered Probit模型和代際流動矩陣進行實證研究，在此基礎(chǔ)上，將人力資本和社會資本細化，分析子女?dāng)?shù)量影響代際流動性的作用機制。本文得出的主要結(jié)論如下：第一，子女?dāng)?shù)量與代際流動性之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，且隨著子女?dāng)?shù)量的增加，個體更容易實現(xiàn)向上的流動。第二，子女?dāng)?shù)量對代際流動性的影響具有異質(zhì)性。獨生子女政策實施后，多生孩子更有利于促進代際流動。相對而言，城市個體兄弟姐妹數(shù)量的增加，對提高代際流動性能產(chǎn)生更大的影響，在性別上并無差異。此外，對于中低和中等社會經(jīng)濟地位等級家庭，子女?dāng)?shù)量的增加對促進代際流動的作用是顯著的，而在低、中高以及高社會經(jīng)濟地位等級家庭中不再顯著。第三，子女?dāng)?shù)量通過子代人力資本和社會資本的中介效應(yīng)影響代際流動性，但以教育和健康衡量的人力資本、以社會網(wǎng)絡(luò)和戶籍衡量的社會資本的中介效應(yīng)存在差別。子代的健康狀況和社會網(wǎng)絡(luò)是子女?dāng)?shù)量影響子代社會經(jīng)濟地位的正向中介變量，而子代的受教育年限和戶籍狀況是子女?dāng)?shù)量影響子代社會經(jīng)濟地位的負(fù)向中介變量。

2021年，我國的計劃生育政策開始實行三孩政策，以積極應(yīng)對少子化、老齡化的人口形勢。通過本文的實證分析可知，子女?dāng)?shù)量的增加有助于提高代際流動性，所以現(xiàn)階段應(yīng)積極貫徹實施三孩政策，鼓勵并支持生育三孩。此外，普及義務(wù)教育，提升教育的公平性，讓子女?dāng)?shù)量較多的貧困家庭的孩子能夠接受良好的教育；深化戶籍制度改革，推進新型城鎮(zhèn)化進程。最后，倡導(dǎo)人與人之間互幫互助，擴展自己的交際范圍，形成良好的社會網(wǎng)絡(luò)。