户口还起作用吗 一户籍制度与社会分层和流动 陆益龙 摘要：户籍制度是中国社会一项基本的制度安排，它把户口作为资源配置和利益分配的重 要凭据，对社会分层和流动产生了较大的影响。在改革开放近三十年后，中国的户口还起不起作 用，以及起着怎样的作用？通过对综合社会调查数据的分析，发现中国社会分层具有城乡户口差 别和城市户口等级差别并存的特点，户口转变和迁移的开放性程度与个以社会流动机会获得有正 相关关系。市场转型虽带来了较多流动机会，但户口等级差别以及户口对体制内流动所起的结构 性影响依然存在。鉴于户籍制度的强粘附性生成了社会差别，改苹这制度的基本方向是推行户 口一元化和迁移自主化。 关键词：户口户籍制度社会分层流动 作者陆益龙，社会学博士，中国人民大学社会学系副教授（北京100872）。 以户口登记和管理为中心的户籍制度，不仅是中国的一项基本社会管理体制，也是一项与 资源配置和利益分配密切相连的制度。人们日常生活中的衣食住行、生老病死、入学就业、福 利保障，在一定程度上都采用了户口标准。户籍制度的核心内容包括将公民分为农业户口和非 农业户口的二元身份制：同时根据户口辖地管理原则，对异地间户口迁移实行严格的行政控制， 这一制度安排通过对身份转换和自主迁徙的控制，对中国社会城乡二分结构的形成，以及城市 等级差别现象的出现产生了重要影响。① 如今，户籍制度己经历了多种形式的改革，如1980年代中期的小城镇自理口粮户口及当地 有效城镇户口改革、居民身份证制度试行、1990年代交钱办“农转非”的变相卖户口，以及进 入21世纪后的户口一元化改革试点等。尤其在市场转型过程中，越来越多的农村及城镇人口开 始流向大中城市，他们在那里以临时工、合同工及农民工身份务工或从事着个体经营活动，其 不正式迁移户口也可在城市照常生活的事实，让人们似乎感觉户口在今天己经无关紧要了。但 是另一方面，户口有时又显得格外重要，小到孩子入学，大到个人仕途发展，本地户口是获得 这些体制内资源的必要条件。在当今的中国社会，有了本地户口并不觉得享有优势，但反之则 会遇到重重障碍。所以，目前户口或户籍制度改革问题作为一个社会热点问题重新被提起，说 明户口在我们的社会还没有淡出，户口可能还在起作用。那么户口究竞起着什么样的作用？又 *本文为李路路教授主持国家社科基金“CGSS数据分析”项目的成果之一。李路路审阅了本文初稿，并 提出了宝贵的修改意见：修改稿亦吸收了本刊几位匿名审稿人的意见，谨此致谢。 ①参见陆益龙：《户籍制度：控制与社会差别》，北京：商务印书馆，2003年。 1994-2012 China Academic Joumal Electronic Publishing House.All rights reserved.ww.enk
户口还起作用吗 X ) ) ) 户籍制度与社会分层和流动 陆 益 龙 摘 要: 户籍制度是中国社会一项基本的制度安排, 它把户口作为资源配置和利益分配的重 要凭据, 对社会分层和流动产生了较大的影响。在改革开放近三十年后, 中国的户口还起不起作 用, 以及起着怎样的作用? 通过对综合社会调查数据的分析, 发现中国社会分层具有城乡户口差 别和城市户口等级差别并存的特点, 户口转变和迁移的开放性程度与个人社会流动机会获得有正 相关关系。市场转型虽带来了较多流动机会, 但户口等级差别以及户口对体制内流动所起的结构 性影响依然存在。鉴于户籍制度的强粘附性生成了社会差别, 改革这一制度的基本方向是推行户 口一元化和迁移自主化。 关键词: 户口 户籍制度 社会分层 流动 作者陆益龙, 社会学博士, 中国人民大学社会学系副教授 ( 北京 100872) 。 X 本文为李路路教授主持国家社科基金 / CGSS 数据分析0 项目的成果之一。李路路审阅了本文初稿, 并 提出了宝贵的修改意见; 修改稿亦吸收了本刊几位匿名审稿人的意见, 谨此致谢。 ¹ 参见陆益龙: 5户籍制度: 控制与社会差别6 , 北京: 商务印书馆, 2003 年。 以户口登记和管理为中心的户籍制度, 不仅是中国的一项基本社会管理体制, 也是一项与 资源配置和利益分配密切相连的制度。人们日常生活中的衣食住行、生老病死、入学就业、福 利保障, 在一定程度上都采用了户口标准。户籍制度的核心内容包括将公民分为农业户口和非 农业户口的二元身份制; 同时根据户口辖地管理原则, 对异地间户口迁移实行严格的行政控制, 这一制度安排通过对身份转换和自主迁徙的控制, 对中国社会城乡二分结构的形成, 以及城市 等级差别现象的出现产生了重要影响。¹ 如今, 户籍制度已经历了多种形式的改革, 如 1980 年代中期的小城镇自理口粮户口及当地 有效城镇户口改革、居民身份证制度试行、1990 年代交钱办 / 农转非0 的变相卖户口, 以及进 入 21 世纪后的户口一元化改革试点等。尤其在市场转型过程中, 越来越多的农村及城镇人口开 始流向大中城市, 他们在那里以临时工、合同工及农民工身份务工或从事着个体经营活动, 其 不正式迁移户口也可在城市照常生活的事实, 让人们似乎感觉户口在今天已经无关紧要了。但 是另一方面, 户口有时又显得格外重要, 小到孩子入学, 大到个人仕途发展, 本地户口是获得 这些体制内资源的必要条件。在当今的中国社会, 有了本地户口并不觉得享有优势, 但反之则 会遇到重重障碍。所以, 目前户口或户籍制度改革问题作为一个社会热点问题重新被提起, 说 明户口在我们的社会还没有淡出, 户口可能还在起作用。那么户口究竟起着什么样的作用? 又 # 149 #
中国社会科学2008年第1期 是怎样起作用的？在构建社会主义和谐社会的进程中，这些作用是否还能归属正义？①诸如此类 的问题，从立法者到管理者、从学术界到普通民众，己提出了这样或那样的观点及建议，可谓 众说纷纭。因此有必要通过更为精确的实证研究，对这些问题做一阶段性总结和前瞻性展望。 就户籍制度的理论研究而言，以往研究基本在二元结构论的框架下，讨论户籍制度改革的 必要性和重要性，或是探讨户口管理体制改革的技术性问题，这些研究主要建立在常识性认知 和一般性推理之上，在分析户籍制度的整体社会影响以及呼吁改革方面，己取得一些积极效应。 但是，户口与中国社会分层与流动机制有何联系？如何从户籍制度变迁角度去认识中国社会转 型？中国社会结构究竞哪些己经变化了，哪些还没有，以及变迁是如何发生的，变迁的效应又 怎样？对这些重要的社会学理论问题的回答，以往的户籍制度研究则较少涉及。而且在己有的 研究中，经验研究尤其是以大规模抽样调查数据为基础、深入细化的实证研究更为少见。因此， 从社会分层与流动以及社会转型的理论视角、立足于经验数据分析的实证研究，将会有助于人 们更深入、更精确地认识户籍制度造成了怎样的社会差别，以及差别是怎样造成的。基于经验 研究的发现和理论认识，将会增加人们改造这一制度的决心和信心，并提供改造这一制度的策 略、路径和方法。 理论和假设 在关于户籍制度与中国社会分层和流动机制以及社会结构转型之间关系的经验研究中，一 种较为流行的理论就是城乡二元结构论。如蔡昉提出，中国城乡分割的二元劳动力市场，其形 成与相关体制有着密切关系，其中，户籍制度对城市劳动力就业起到了一定保护作用，相反， 对农村劳动力则具有排斥作用。②还有一些经验研究提出，在劳动力市场上，劳资关系存在着户 籍差别，城市工和农民工在工资、保险和工会参与等方面存在较大差别，其中户口的作用在 30%左右。③而肖文韬则在其研究中指出，户籍制度实际上并没有阻止农村劳动力向城市转移， 大量农民工进城的事实就是证据，因此户籍制度并未对城市劳动力市场起保护作用。根据统计 数据分析，肖文韬提出必要工业化人口与年度工业化人口的差异比率过高，就业形势严峻是阻 碍农村劳动力向城市转移的主要因素。④ 此外，关于中国户籍制度的社会影响问题，美国一些学者在文献研究的基础上提出，户籍 制度造成了l949年后中国的“社会空间等级”(social spatial hierarchy)现象。⑤户籍制度通过 对异地户口迁移的管制，使得不同社会空间的差别得以固化和凸现。如果仅仅有区域间经济发 展的不均衡，并不一定造成社会差别，因为人们可以通过自由迁移途径来改变自己的劣势地位， 从而可以平衡和消解部分社会差别。但是，如果异地迁移权被剥夺，区域发展不均衡就变成了 社会空间差别，因为户口在发展较滞后地区的人，难以在较发达地区获得发展机会。 在关于中国社会分层与流动机制的社会学理论中，无论是单位再分配论、市场转型论还是 ①参见陆益龙：《超越户口：解读中国户籍制度》，北京：中国社会科学出版社，2004年。 ②参见蔡防、都阳、王美艳：《户籍制度与劳动力市场保护》，《经济研究》2001年第12期。 ③参见姚先国、普赖清：《中国劳资关系的城乡户籍差异》，《经济研究》2004年第7期。 ④参见肖文韬：《户籍制度保护了二元劳动力市场吗？》，《中国农村经济》2004年第3期。 ⑤在农村、小城镇、中等城市、大城市之间，存在着资源配置和福利待遇等方面的等级性社会差别。 Cheng Tiejun Mark Selden,"T he Origins and Social Consequences of China s Hukou System,"The Chi- na Quarterly.vol.139(Sept.1994).pp.645-668. 2012 China Academic Journal Electronie Publishing House.All rights reserved.http://www.enk
是怎样起作用的? 在构建社会主义和谐社会的进程中, 这些作用是否还能归属正义? ¹ 诸如此类 的问题, 从立法者到管理者、从学术界到普通民众, 已提出了这样或那样的观点及建议, 可谓 众说纷纭。因此有必要通过更为精确的实证研究, 对这些问题做一阶段性总结和前瞻性展望。 就户籍制度的理论研究而言, 以往研究基本在二元结构论的框架下, 讨论户籍制度改革的 必要性和重要性, 或是探讨户口管理体制改革的技术性问题, 这些研究主要建立在常识性认知 和一般性推理之上, 在分析户籍制度的整体社会影响以及呼吁改革方面, 已取得一些积极效应。 但是, 户口与中国社会分层与流动机制有何联系? 如何从户籍制度变迁角度去认识中国社会转 型? 中国社会结构究竟哪些已经变化了, 哪些还没有, 以及变迁是如何发生的, 变迁的效应又 怎样? 对这些重要的社会学理论问题的回答, 以往的户籍制度研究则较少涉及。而且在已有的 研究中, 经验研究尤其是以大规模抽样调查数据为基础、深入细化的实证研究更为少见。因此, 从社会分层与流动以及社会转型的理论视角、立足于经验数据分析的实证研究, 将会有助于人 们更深入、更精确地认识户籍制度造成了怎样的社会差别, 以及差别是怎样造成的。基于经验 研究的发现和理论认识, 将会增加人们改造这一制度的决心和信心, 并提供改造这一制度的策 略、路径和方法。 理论和假设 在关于户籍制度与中国社会分层和流动机制以及社会结构转型之间关系的经验研究中, 一 种较为流行的理论就是城乡二元结构论。如蔡昉提出, 中国城乡分割的二元劳动力市场, 其形 成与相关体制有着密切关系, 其中, 户籍制度对城市劳动力就业起到了一定保护作用, 相反, 对农村劳动力则具有排斥作用。º 还有一些经验研究提出, 在劳动力市场上, 劳资关系存在着户 籍差别, 城市工和农民工在工资、保险和工会参与等方面存在较大差别, 其中户口的作用在 30% 左右。» 而肖文韬则在其研究中指出, 户籍制度实际上并没有阻止农村劳动力向城市转移, 大量农民工进城的事实就是证据, 因此户籍制度并未对城市劳动力市场起保护作用。根据统计 数据分析, 肖文韬提出必要工业化人口与年度工业化人口的差异比率过高, 就业形势严峻是阻 碍农村劳动力向城市转移的主要因素。¼ 此外, 关于中国户籍制度的社会影响问题, 美国一些学者在文献研究的基础上提出, 户籍 制度造成了 1949 年后中国的 / 社会空间等级0 ( social spatial hierarchy) 现象。½ 户籍制度通过 对异地户口迁移的管制, 使得不同社会空间的差别得以固化和凸现。如果仅仅有区域间经济发 展的不均衡, 并不一定造成社会差别, 因为人们可以通过自由迁移途径来改变自己的劣势地位, 从而可以平衡和消解部分社会差别。但是, 如果异地迁移权被剥夺, 区域发展不均衡就变成了 社会空间差别, 因为户口在发展较滞后地区的人, 难以在较发达地区获得发展机会。 在关于中国社会分层与流动机制的社会学理论中, 无论是单位再分配论、市场转型论还是 # 150 # 中国社会科学 2008 年第 1 期 ¹ º » ¼ ½ 参见陆益龙: 5超越户口: 解读中国户籍制度6 , 北京: 中国社会科学出版社, 2004 年。 参见蔡昉、都阳、王美艳: 5户籍制度与劳动力市场保护6 , 5经济研究6 2001 年第 12 期。 参见姚先国、普赖清: 5中国劳资关系的城乡户籍差异6 , 5经济研究6 2004 年第 7 期。 参见肖文韬: 5户籍制度保护了二元劳动力市场吗?6, 5中国农村经济6 2004 年第 3 期。 在农村、小城镇、中等城市、大城市之间, 存在着资源配置和福利待遇等方面的等级性社会差别。 Cheng Tiejun & Mar k Selden,÷T he Orig ins and So cial Consequences o f Chinaps Hukou Sy stem, "The China Quarterly , vo l. 139( Sept. 1994) , pp. 645) 668
户口还起作用吗 权力维续论，所依据的经验数据要么只来自农村，要么就只来自于城市，①忽视了城乡之间、不 同级别城市之间以及宏观制度性因素的影响，这就相当于忽略了对组间误差的估计。而在中国 的现实中，制度性影响所造成的组间误差通常可以解释阶层地位和机会获得差异的更大一部分。 吴晓刚和特雷曼(D.J.Treiman)在对同期群获得城镇户口的影响因素的实证分析时，发 现虽然教育和政治条件（党员身份）会增加“农转非”的机会，但是农村户口则明显地减少了 受教育和政治地位获得的机会。由此，他们对先前基于中国城市社会高代际流动率和亲子间职 业地位低相关的研究结果而得出“中国是开放社会”的论断提出了质疑。他们认为，这种判断 以来自城市的数据为依据，而忽略了农村和城市户口间的差别以及城市户口的难获得性，因此 造成有偏向的结论。②吴晓刚等虽验证了城乡户口对阶层和流动机会差异的作用，但没有考察城 市间的户口等级差别。他们注意到城市户口的难获得性，而没有关注城市间户口的难迁移性， 以及由城市资源相对封闭性而产生的城市户口的等级差别现象。③ 虽然程铁军和萨尔顿(Cheng T iejun&M.Selden)提出的由户籍制度所导致的中国的“社 会空间等级制”现象，其实质就是由城市行政区划级别而延伸出的城市户口等级差别现象，但 他们的这一观点是基于政策和文献分析而概括出来的一般结论，并没有用经验数据加以检验。 基于上述理论研究己取得的进展，本文试图通过对大规模抽样调查数据的分析，来检验户 口与中国社会分层和流动关系的两个理论假设： 假设1：在户籍制度基本规则即城乡二元户口和城市间户口迁移限制未改革的前提下，户口 因素仍对中国社会分层结构产生较显著的影响。中国社会的分层机制表现为城乡分割和城市户 口等级差别并行的格局，个人户口级别即户口所在城市的行政区划级别越高，获得较高阶层地 位的机会越多.城镇与乡村居民的阶层地位存在显著差距。 假设2：中国社会在不断转型的过程中，社会流动机制虽可能发生相应变化，呈现出历史阶 段性特征，不同时期人们因为政策或制度的安排，获得流动的机会和方式会有所不同。但户籍 制度作为中国基本社会政策和制度安排，一直以不同方式和不同程度影响着社会流动。尽管影 响个人社会流动的因素很复杂，但户口因素所构成的结构性影响较为突出，表现为个人和家庭 的户口性质、户口迁移和转变的经历对个人上升流动机会存在较显著的影响。越是城市户口、 越是能迁移和转变户口者，上升流动的概率越大。 数据、变量和方法 本文所用数据来自于中国人民大学社会学系2003年实施的全国综合社会调查(2003 CGSS)。此次调查采用了人口普查抽样框，首先在全国（不包括新疆、西藏、青海）城镇地区 随机抽取相应居委会，再由抽样调查员根据居委会住户登记册采用等距抽样法抽取户样本，入 户后由调查员采用入户随机抽样表抽选被访者并进行问卷访谈，调查最终获得有效问卷5894 份。被访者居住城市的分布情况如下（见表1）： ①参见边燕杰编：《市场转型与社会分层》，北京：三联书店，2002年，第183一460页。 2 Wu Xiaogang Donald J.Treiman,"The Household Registration System and Social Stratificat ion in Chi na:1955-1996,"Demog rap hy,vol.41,no.2,2004,pp.363一384. ③在户籍制度操作实践中，城市间户口迁移包括平行、向上和向下迁移，都需要有招工录用、招生录取、 工作调动、家属随迁等制度性理由，否则就不能获得正式户口迁移的行政许可。 1994-2012 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.hww.enk
权力维续论, 所依据的经验数据要么只来自农村, 要么就只来自于城市, ¹ 忽视了城乡之间、不 同级别城市之间以及宏观制度性因素的影响, 这就相当于忽略了对组间误差的估计。而在中国 的现实中, 制度性影响所造成的组间误差通常可以解释阶层地位和机会获得差异的更大一部分。 吴晓刚和特雷曼 ( D. J. T reiman) 在对同期群获得城镇户口的影响因素的实证分析时, 发 现虽然教育和政治条件 ( 党员身份) 会增加 / 农转非0 的机会, 但是农村户口则明显地减少了 受教育和政治地位获得的机会。由此, 他们对先前基于中国城市社会高代际流动率和亲子间职 业地位低相关的研究结果而得出 / 中国是开放社会0 的论断提出了质疑。他们认为, 这种判断 以来自城市的数据为依据, 而忽略了农村和城市户口间的差别以及城市户口的难获得性, 因此 造成有偏向的结论。º 吴晓刚等虽验证了城乡户口对阶层和流动机会差异的作用, 但没有考察城 市间的户口等级差别。他们注意到城市户口的难获得性, 而没有关注城市间户口的难迁移性, 以及由城市资源相对封闭性而产生的城市户口的等级差别现象。» 虽然程铁军和萨尔顿 ( Cheng T iejun & M. Selden) 提出的由户籍制度所导致的中国的 / 社 会空间等级制0 现象, 其实质就是由城市行政区划级别而延伸出的城市户口等级差别现象, 但 他们的这一观点是基于政策和文献分析而概括出来的一般结论, 并没有用经验数据加以检验。 基于上述理论研究已取得的进展, 本文试图通过对大规模抽样调查数据的分析, 来检验户 口与中国社会分层和流动关系的两个理论假设: 假设 1: 在户籍制度基本规则即城乡二元户口和城市间户口迁移限制未改革的前提下, 户口 因素仍对中国社会分层结构产生较显著的影响。中国社会的分层机制表现为城乡分割和城市户 口等级差别并行的格局, 个人户口级别即户口所在城市的行政区划级别越高, 获得较高阶层地 位的机会越多, 城镇与乡村居民的阶层地位存在显著差距。 假设 2: 中国社会在不断转型的过程中, 社会流动机制虽可能发生相应变化, 呈现出历史阶 段性特征, 不同时期人们因为政策或制度的安排, 获得流动的机会和方式会有所不同。但户籍 制度作为中国基本社会政策和制度安排, 一直以不同方式和不同程度影响着社会流动。尽管影 响个人社会流动的因素很复杂, 但户口因素所构成的结构性影响较为突出, 表现为个人和家庭 的户口性质、户口迁移和转变的经历对个人上升流动机会存在较显著的影响。越是城市户口、 越是能迁移和转变户口者, 上升流动的概率越大。 数据、变量和方法 本文所用数据来自于中国人民大学社会学系 2003 年实施的全国综合社会调查 ( 2003 CGSS) 。此次调查采用了人口普查抽样框, 首先在全国 ( 不包括新疆、西藏、青海) 城镇地区 随机抽取相应居委会, 再由抽样调查员根据居委会住户登记册采用等距抽样法抽取户样本, 入 户后由调查员采用入户随机抽样表抽选被访者并进行问卷访谈, 调查最终获得有效问卷 5894 份。被访者居住城市的分布情况如下 ( 见表 1) : # 151 # 户口还起作用吗 ¹ º » 参见边燕杰编: 5市场转型与社会分层6 , 北京: 三联书店, 2002 年, 第 183 ) 460 页。 Wu Xiao gang & Donald J. Treiman,÷The H ousehold Reg istr ation System and Social Str atificat ion in Ch-i na: 1955) 1996, "Demog r ap hy , vol. 41, no . 2, 2004, pp. 363 ) 384. 在户籍制度操作实践中, 城市间户口迁移包括平行、向上和向下迁移, 都需要有招工录用、招生录取、 工作调动、家属随迁等制度性理由, 否则就不能获得正式户口迁移的行政许可
中国社会科学2008年第1期 表1被访者户口分布情况 户口等级 人数（人） 比例(%) 有效比例(%) 累积比例(%) 直辖市 950 161 161 161 省会市 1450 246 246 407 地级市 1328 225 225 632 县级市 1130 192 192 824 集镇 602 102 102 926 农村 433 74 74 1000 Missing 1 总计 5894 1000 1000 表2主要变量及其测量 变量性质 变量名 指标 含义及说明 党员身份 党员=1，非党员=0 政治地位 表示经济地位，是根据被访者回答的 收入水平 变量值（定距） 上一年总收入除以12得到月均收入水 平，而非官方统计数据 因 高级管理和专业技术人员为高层，中 职业地位 低层职业=1，中层职业=2.高层职 变 业=3 层管理和一般职员为中层，体力劳动 者和办事人员为低层 量 职业向上流动 有过向上流动=1，没有向上流动=0 职业有过从低向高转换的经历 管理级别 有过向上流动=1，没有向上流动=0 指从非管理人员到低层、中层和高层 管理人员的流动 主管单位级别 有过向上流动=1，没有向上流动=0 指从镇（街）属单位到县、地、省和 中央所属单位的流动 直辖市户口=6省会市户口=5， 本人户口等级 地级市户口=4，县级市户口=3. 指个人户口管辖地及级别，农村户口 集镇户口=2，农村户口=1 指居住在城镇但户口仍为农业户口者 本人户口性质 城镇户口=1，农村户口=0 指个人户口身份的城市与农村之分 直辖市户口=6，省会市户口=5， 本人出生户口等级 地级市户口=4，县级市户口=3. 代表个人家庭出身身份的空间级别 集镇户口=2，农村户口=1 本人户口所在地 户口在本地=1，不在本地=0 指流动人口与常住人口之分，代表不 转户口的迁移流动 自 变 指个人正式迁移户口的次数，表示获 本人户口迁移次数 变量值（定距） 得制度性户口迁移的资本和户口的开 量 放性程度 本人迁移经历 有过户口迁移=1，无迁移经历=0 同上 父母户口性质 城镇户口=1，农村户口=0 指父母户口身份，表示代际资本特征 父母出生户口 城镇户口=1，农村户口=0 同上 父母户口所在地 户口在本地=1，不在本地=0 指个人与父母户口所在地的关系，表 示个人是否离开父母户口所在地 父母迁移经历 有过户口迁移=1，无迁移经历=0 指父母的正式迁移户口经历，表示家 庭的流动性及父母户口的开放性 受访者性别 男=1，女=0 关于阶层地位，韦伯(M.Wber)和伦斯基(G.Lenski)曾提出可以从权力、市场机会和 -2012 China Academic Journal Electronie Publishing House.All rights reserved. http://www.cnk
表 1 被访者户口分布情况 户口等级 人数 ( 人) 比例 ( % ) 有效比例 ( % ) 累积比例 ( % ) 直辖市 950 161 1 161 1 161 1 省会市 1450 241 6 241 6 401 7 地级市 1328 221 5 221 5 631 2 县级市 1130 191 2 191 2 821 4 集 镇 602 101 2 101 2 921 6 农 村 433 71 4 71 4 1001 0 Missing 1 总 计 5894 1001 0 1001 0 表 2 主要变量及其测量 变量性质 变量名 指标 含义及说明 因 变 量 党员身份 党员= 1, 非党员= 0 政治地位 收入水平 变量值 ( 定距) 表示经济地位, 是根据被访者回答的 上一年总收入除以 12 得到月均收入水 平, 而非官方统计数据 职业地位 低层职业= 1, 中层职业= 2, 高层职 业= 3 高级管理和专业技术人员为高层, 中 层管理和一般职员为中层, 体力劳动 者和办事人员为低层 职业向上流动 有过向上流动= 1, 没有向上流动= 0 职业有过从低向高转换的经历 管理级别 有过向上流动= 1, 没有向上流动= 0 指从非管理人员到低层、中层和高层 管理人员的流动 主管单位级别 有过向上流动= 1, 没有向上流动= 0 指从镇 ( 街) 属单位到县、地、省和 中央所属单位的流动 自 变 量 本人户口等级 直辖市户口= 6, 省会市户口= 5, 地级市户口= 4, 县级市户口= 3, 集镇户口= 2, 农村户口= 1 指个人户口管辖地及级别, 农村户口 指居住在城镇但户口仍为农业户口者 本人户口性质 城镇户口= 1, 农村户口= 0 指个人户口身份的城市与农村之分 本人出生户口等级 直辖市户口= 6, 省会市户口= 5, 地级市户口= 4, 县级市户口= 3, 集镇户口= 2, 农村户口= 1 代表个人家庭出身身份的空间级别 本人户口所在地 户口在本地= 1, 不在本地= 0 指流动人口与常住人口之分, 代表不 转户口的迁移流动 本人户口迁移次数 变量值 ( 定距) 指个人正式迁移户口的次数, 表示获 得制度性户口迁移的资本和户口的开 放性程度 本人迁移经历 有过户口迁移= 1, 无迁移经历= 0 同上 父母户口性质 城镇户口= 1, 农村户口= 0 指父母户口身份, 表示代际资本特征 父母出生户口 城镇户口= 1, 农村户口= 0 同上 父母户口所在地 户口在本地= 1, 不在本地= 0 指个人与父母户口所在地的关系, 表 示个人是否离开父母户口所在地 父母迁移经历 有过户口迁移= 1, 无迁移经历= 0 指父母的正式迁移户口经历, 表示家 庭的流动性及父母户口的开放性 受访者性别 男= 1, 女= 0 关于阶层地位, 韦伯 ( M . W eber) 和伦斯基 ( G. Lenski) 曾提出可以从权力、市场机会和 # 152 # 中国社会科学 2008 年第 1 期
户口还起作用吗 社会声望三维度来加以考察。因此，本文将党员身份、收入水平、职业地位作为测量个人阶层 地位获得的三个因变量，其中收入变量是根据受访者上年年收入计算的平均月收入水平的定距 变量。测量向上流动机会获得的因变量主要有：受访者职业是否向上流动、受访者管理级别是 否向上流动、受访者主管单位级别是否向上流动三个变量，同时考虑户籍制度改革的历史时期 影响，因此引入了三个时期变量：1976年以前、1977一1992年、1993年以后。1976年之前反 映的是中国改革开放以前的情况：1977一1992年这一时期既是改革开放的过渡时期，也是“农 转非”及迁移等户口指标政策推行时期：1993年之后，中国市场化改革进入深化时期，粮食流 通体制、城镇就业体制方面的改革，不断深化和拓展。流动机会获得变量是根据被访者在整个 职业生涯中是否有过向上变动的事件史测算出来的二分变量。 自变量主要包括：本人户口等级、本人出生时户口等级、本人户口性质、本人户口所在地、 本人户口迁移经历和性别，父亲和母亲的户口性质、出生户口、户口所在地、户口迁移经历。 自变量的测量及含义见表2。 为比较户口因素和非户口因素的影响，在自变量中还引入了受访者性别。考虑到户口与个 人的教育、职业有着密切关联，因而未将个人人力资本因素列入自变量。 在分析多种户口因素对社会阶层地位获得和晋升流动机会获得的影响时，本文采用线性概 率回归模型： P (y 1 I x)=a+Bix1+B2x2+..Baxn+u (1) 方程()中y为二分因变量，x为自变量，B为各自变量的回归系数，ā为常数项，μ是误 差项。对其进行logit转换，即可建立Logistic回归模型： Logit (P)=Bo+Bix1+B2x2+..Bnxn (2) 关于户口因素对收入的关系，用来估计的回归模型是： LnY=a+B1x1+B2x2+.βnxm+μ (3) 采用明塞(M incer)收益率模型： A8設 (4) 式(4)表达的意义是：在其他因素不变的情况下，户口因素每变化一个单位，对收入影响 的百分比。对户口收入率系数采用OLS估计法。 由于数据不能提供个人分阶段阶层地位和流动机会获得时的其他人力资本方面的信息，因 而不能控制其他变量来分析户口因素的净影响，只能将各种户口因素纳入模型之中来分析总的 影响。 户口因素在社会分层中的作用 在伦斯基的“分配动力学”中，权力、经济地位和社会声望三方面因素决定着个人的阶层 地位。因此，在测量个人阶层地位方面，本文运用党员身份、收入和最后职业阶层三个变量作 为观测变量，以户口等级和其他户口因素作为解释变量，来检验假设1提出的关于户口或社会 空间等级的分层现象是否存在。 在对“是否党员”这一问题作答的5778人中，党员为1077人，占186%。表3是对党员 身份获得的回归分析，模型1以个人户口级别、个人及父母的户口所在地、出生时户口以及迁 移经历作为自变量，模型2引入了个人和父母户口性质及个人性别作为共变量，从结果可以得 1994-2012 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.hww.enk
社会声望三维度来加以考察。因此, 本文将党员身份、收入水平、职业地位作为测量个人阶层 地位获得的三个因变量, 其中收入变量是根据受访者上年年收入计算的平均月收入水平的定距 变量。测量向上流动机会获得的因变量主要有: 受访者职业是否向上流动、受访者管理级别是 否向上流动、受访者主管单位级别是否向上流动三个变量, 同时考虑户籍制度改革的历史时期 影响, 因此引入了三个时期变量: 1976 年以前、1977 ) 1992 年、1993 年以后。1976 年之前反 映的是中国改革开放以前的情况; 1977 ) 1992 年这一时期既是改革开放的过渡时期, 也是 / 农 转非0 及迁移等户口指标政策推行时期; 1993 年之后, 中国市场化改革进入深化时期, 粮食流 通体制、城镇就业体制方面的改革, 不断深化和拓展。流动机会获得变量是根据被访者在整个 职业生涯中是否有过向上变动的事件史测算出来的二分变量。 自变量主要包括: 本人户口等级、本人出生时户口等级、本人户口性质、本人户口所在地、 本人户口迁移经历和性别, 父亲和母亲的户口性质、出生户口、户口所在地、户口迁移经历。 自变量的测量及含义见表 2。 为比较户口因素和非户口因素的影响, 在自变量中还引入了受访者性别。考虑到户口与个 人的教育、职业有着密切关联, 因而未将个人人力资本因素列入自变量。 在分析多种户口因素对社会阶层地位获得和晋升流动机会获得的影响时, 本文采用线性概 率回归模型: P ( y = 1 | x) = A+ B1 x1 + B2 x 2+ ,Bn x n+ L ( 1) 方程 ( 1) 中 y 为二分因变量, x 为自变量, B 为各自变量的回归系数, A为常数项, L 是误 差项。对其进行 logit 转换, 即可建立 Lo gistic 回归模型: Lo git ( P) = B0+ B1 x1 + B2 x2 + ,Bn xn ( 2) 关于户口因素对收入的关系, 用来估计的回归模型是: LnY= A+ B1 x1 + B2 x 2+ ,Bn xn + L ( 3) 采用明塞 ( M incer) 收益率模型: B= 1 Y 5 Y 5 X ( 4) 式 ( 4) 表达的意义是: 在其他因素不变的情况下, 户口因素每变化一个单位, 对收入影响 的百分比。对户口收入率系数采用 OLS 估计法。 由于数据不能提供个人分阶段阶层地位和流动机会获得时的其他人力资本方面的信息, 因 而不能控制其他变量来分析户口因素的净影响, 只能将各种户口因素纳入模型之中来分析总的 影响。 户口因素在社会分层中的作用 在伦斯基的 / 分配动力学0 中, 权力、经济地位和社会声望三方面因素决定着个人的阶层 地位。因此, 在测量个人阶层地位方面, 本文运用党员身份、收入和最后职业阶层三个变量作 为观测变量, 以户口等级和其他户口因素作为解释变量, 来检验假设 1 提出的关于户口或社会 空间等级的分层现象是否存在。 在对 / 是否党员0 这一问题作答的 5778 人中, 党员为 1077 人, 占 181 6%。表 3 是对党员 身份获得的回归分析, 模型 1 以个人户口级别、个人及父母的户口所在地、出生时户口以及迁 移经历作为自变量, 模型 2 引入了个人和父母户口性质及个人性别作为共变量, 从结果可以得 # 153 # 户口还起作用吗
中国社会科学2008年第1期 出这样几点认识： 表3党员身份获得的二元L0 gistic回归结果 模型1 模型2 自变量 B S.E S.E 常数项 -1905+ .191 -,904* .301 个人户口级别 .040 .030 -.015 .041 个人出生户口级别 ,005 .049 .005 .062 个人户口是否本地 ,357* .108 .253* .133 父亲户口是否本地 -.388" .142 -.436 .189 母亲户口是否本地 -.269 .132 -.242 .183 个人是否有过户口迁移 ,566* ·143 ·492* .181 母亲出生户口 -.513 .177 -.091 .320 父亲出生户口 ,198 .173 ·048 .319 个人是否城镇户口 1003 .220 父亲是否城镇户口 .045 .183 母亲是否城镇户口 -.330° ,186 性别（男1，女2） -1200+ .090 X 2 16372** 320875+ -2Log likelihood 5394204 3588953 N 5778 4349 注：·p<.10“p<,05"p<.01mp<.001 第一，在党员身份获得方面存在着显著的城乡户口差别，城镇户口者比农村户口者更容易 获得党员身份。 第二，党员身份获得不存在城市户口等级现象，个人的户口级别对党员身份获得影响不显 著，也就是说，在小城镇和直辖市之间，没有发现显著的党员身份获得机会差别。 第三，非制度性即不迁移户口的流动者获得党员身份的机会较少。流动人口虽然可以不迁 移户口而在异地城市工作居住，但在流入地入党的机会减少，这表明流动者获得政治资源的机 会要少于本地人，另一方面也说明户口仍是获得政治资源的重要依据。 第四，个人及其家庭越是能够获得制度性即正式户口迁移，表明其拥有的政治资本越多 因而获得政治资源的机会越多。由此说明，户口与权力资本之间有着较显著的相关。 表4户口因素收益率的OS估计结果 标准化系数 S.E df F 个人户口级别 .137*” .017 3 64714 个人出生户口级别 .04g* .017 3 8675 个人户口迁移次数 205*” .017 2 149.083 R2 0076 A.R2 0074 46071*" 注：p<.001 最后，个人性别虽然对党员身份获得有着非常显著的影响，男性比女性的入党机会要多。 但是，模型2在引入性别因素后，结果表明党员身份获得仍存在较显著的城乡差别，以及制度 性迁移与非制度迁移之间的差别。 4-2012 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved. http://www.cnk
出这样几点认识: 表 3 党员身份获得的二元 Logistic 回归结果 自变量 模型 1 模型 2 B S. E B S. E 常数项 - 11 905 **** 1 191 - 1 904 *** 1 301 个人户口级别 1 040 1 030 - 1 015 1 041 个人出生户口级别 1 005 1 049 1 005 1 062 个人户口是否本地 1 357 **** 1 108 1 253 * 1 133 父亲户口是否本地 - 1 388 *** 1 142 - 1 436 ** 1 189 母亲户口是否本地 - 1 269 ** 1 132 - 1 242 1 183 个人是否有过户口迁移 1 566 **** 1 143 1 492 *** 1 181 母亲出生户口 - 1 513 *** 1 177 - 1 091 1 320 父亲出生户口 1 198 1 173 1 048 1 319 个人是否城镇户口 / / 11 003 **** 1 220 父亲是否城镇户口 / / 1 045 1 183 母亲是否城镇户口 / / - 1 330 * 1 186 性别 ( 男 1, 女 2) / / - 11 200 **** 1 090 V 2 1631 721 **** 3201 875 **** - 2Log likelihoo d 53941 204 35881 953 N 5778 4349 注: * p< 1 10 ** p< 1 05 *** p< 1 01 **** p< 1 001 第一, 在党员身份获得方面存在着显著的城乡户口差别, 城镇户口者比农村户口者更容易 获得党员身份。 第二, 党员身份获得不存在城市户口等级现象, 个人的户口级别对党员身份获得影响不显 著, 也就是说, 在小城镇和直辖市之间, 没有发现显著的党员身份获得机会差别。 第三, 非制度性即不迁移户口的流动者获得党员身份的机会较少。流动人口虽然可以不迁 移户口而在异地城市工作居住, 但在流入地入党的机会减少, 这表明流动者获得政治资源的机 会要少于本地人, 另一方面也说明户口仍是获得政治资源的重要依据。 第四, 个人及其家庭越是能够获得制度性即正式户口迁移, 表明其拥有的政治资本越多, 因而获得政治资源的机会越多。由此说明, 户口与权力资本之间有着较显著的相关。 表 4 户口因素收益率的 OLS 估计结果 标准化系数 B S. E df F 个人户口级别 1 137 **** 1 017 2 641 714 个人出生户口级别 1 049 **** 1 017 2 81 675 个人户口迁移次数 1 205 **** 1 017 2 1491 083 R 2 01 076 A. R 2 01 074 F 461 071 **** 注: **** p< 1 001 最后, 个人性别虽然对党员身份获得有着非常显著的影响, 男性比女性的入党机会要多。 但是, 模型 2 在引入性别因素后, 结果表明党员身份获得仍存在较显著的城乡差别, 以及制度 性迁移与非制度迁移之间的差别。 # 154 # 中国社会科学 2008 年第 1 期
户口还起作用吗 通过对户口因素与个人月收入水平之间关系0L$估计，从中可以发现： 1.在经济地位或市场机会获得方面，存在着显著的户口等级制或社会空间等级现象。个人 户口级别对月收入水平增长的贡献率为13.7%，意味着个人户口从农村户口到直辖市户口，每 提升一个级别，月收入水平就可能提高137%。这一结果虽然包含城市社会经济发展及其他人 力资本因素的影响，但是户口层面的差异也表明与户口相关的制度安排对收入的城市等级差别 有着重要作用，因为城市间户口的难迁移性把城市间资源配置的差别转化为个体间的社会差别。 此外，这一结果也表明收入水平的城市等级差别现象是通过经济资源和市场机会在不同级别城 市之间不均衡配置与城市间户口的难迁移性相互作用而产生的。 2.家庭背景对个人经济地位获得有一定影响。个人出生时的户口级别对收入的影响为 49%，表明个人出生户口每提升一级，月收入水平就可能提高4.9%，这一结果进一步说明户 口等级还通过家庭代际传递发挥作用，户籍制度规定个人出生户口身份随母或随父而定，意味 着户口具有先赋性和代际传递性。因此，出生时占据较高等级的城市户口，在获得相应资源时 也就占据了先赋的优势。 3.个人户口迁移次数越多，收入水平越高。个人户口迁移次数的影响水平为205%，表示 个人迁移户口的次数每增加一次，月收入水平就可能提高205%，表明户口迁移的开放性对个 人收入水平提高有正面作用。户口迁移次数包括农转非、同等级和不同等级城市间的正式户口 迁移次数。在户籍制度安排中，由于正式户口迁移具有难获得性，能够获得较多次数迁移者， 一定是自己或家庭拥有更多的超越制度壁垒的资本，这些资本无形中也能帮助他们获得更高收 入。如果换个角度来看，对个人迁移户口的制度性约束越少，或者户口流动性越大，个人选择 更高收入水平地区居住、生活和工作的机会越多，因而获得更高收入的可能性越大。这一发现 的现实意义是，无论从消除差别角度，还是从个人发展角度来看，降低乃至取消户口的难迁移 性，提高户口迁移的开放性，都具有积极的意义。 在对被访者职业层次的多元回归分析中，模型1与模型2的区别在于模型1引入了个人出生 时户口级别、当前户口所在地和迁移次数做共变量（见表5），结果可归纳为以下几点： 第一，个人职业层次与户口级别有较一致的关系，说明职业阶层地位获得存在户口等级现 象。尤为突出的是，农村户口和小城镇户口者以获得低层和中层职业者为多，而获得高层职业 的概率较低。户口等级与职业层次有正相关关系，可能是因为职业层次与地域的行政级别有较 高的关联，更多的较高层次职业或职位分布在行政级别较高的城市。 第二，有户口迁移经历者，获得高层职业的概率增大。这是因为在现行户籍制度背景下， 户口迁移受到严格的行政控制，因此，户口迁移经历本身就包含了个人拥有更多综合性的资本， 如家庭代际资本的传递、关系资本和个人人力资本等。总之，个人越是能迁移户口，表明户籍 制度对其限制越小，获得更高层次职业的概率也就越大。 第三，个人的家庭出生地与职业层次之间有着一定的联系，出生在级别较高的城市，获得 较高层次职业的概率较高，出生地级别越低，获得中低层次职业的可能性越大。模型1是以低 层职业为参照类，并引入了个人出生户口等级作为共变量，回归结果显示其影响是显著的，且 对中层职业的回归系数为负，表明个人的出生户口级别与职业阶层之间，存在着顺序一致的关 系，出生时户口级别越高，获得较高层次职业的概率越高。这一结果反映的是家庭户口地位对 个人职业阶层有较显著影响.其影响机制是户口级别、户口的难迁移性以及家庭户口身份传递 的共同作用。 1994-2012 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.hww.enk
通过对户口因素与个人月收入水平之间关系 OLS 估计, 从中可以发现: 1. 在经济地位或市场机会获得方面, 存在着显著的户口等级制或社会空间等级现象。个人 户口级别对月收入水平增长的贡献率为 131 7%, 意味着个人户口从农村户口到直辖市户口, 每 提升一个级别, 月收入水平就可能提高 131 7%。这一结果虽然包含城市社会经济发展及其他人 力资本因素的影响, 但是户口层面的差异也表明与户口相关的制度安排对收入的城市等级差别 有着重要作用, 因为城市间户口的难迁移性把城市间资源配置的差别转化为个体间的社会差别。 此外, 这一结果也表明收入水平的城市等级差别现象是通过经济资源和市场机会在不同级别城 市之间不均衡配置与城市间户口的难迁移性相互作用而产生的。 2. 家庭背景对个人经济地位获得有一定影响。个人出生时的户口级别对收入的影响为 41 9% , 表明个人出生户口每提升一级, 月收入水平就可能提高 41 9%, 这一结果进一步说明户 口等级还通过家庭代际传递发挥作用, 户籍制度规定个人出生户口身份随母或随父而定, 意味 着户口具有先赋性和代际传递性。因此, 出生时占据较高等级的城市户口, 在获得相应资源时 也就占据了先赋的优势。 3. 个人户口迁移次数越多, 收入水平越高。个人户口迁移次数的影响水平为 201 5%, 表示 个人迁移户口的次数每增加一次, 月收入水平就可能提高 201 5%, 表明户口迁移的开放性对个 人收入水平提高有正面作用。户口迁移次数包括农转非、同等级和不同等级城市间的正式户口 迁移次数。在户籍制度安排中, 由于正式户口迁移具有难获得性, 能够获得较多次数迁移者, 一定是自己或家庭拥有更多的超越制度壁垒的资本, 这些资本无形中也能帮助他们获得更高收 入。如果换个角度来看, 对个人迁移户口的制度性约束越少, 或者户口流动性越大, 个人选择 更高收入水平地区居住、生活和工作的机会越多, 因而获得更高收入的可能性越大。这一发现 的现实意义是, 无论从消除差别角度, 还是从个人发展角度来看, 降低乃至取消户口的难迁移 性, 提高户口迁移的开放性, 都具有积极的意义。 在对被访者职业层次的多元回归分析中, 模型1 与模型 2 的区别在于模型 1 引入了个人出生 时户口级别、当前户口所在地和迁移次数做共变量 ( 见表 5) , 结果可归纳为以下几点: 第一, 个人职业层次与户口级别有较一致的关系, 说明职业阶层地位获得存在户口等级现 象。尤为突出的是, 农村户口和小城镇户口者以获得低层和中层职业者为多, 而获得高层职业 的概率较低。户口等级与职业层次有正相关关系, 可能是因为职业层次与地域的行政级别有较 高的关联, 更多的较高层次职业或职位分布在行政级别较高的城市。 第二, 有户口迁移经历者, 获得高层职业的概率增大。这是因为在现行户籍制度背景下, 户口迁移受到严格的行政控制, 因此, 户口迁移经历本身就包含了个人拥有更多综合性的资本, 如家庭代际资本的传递、关系资本和个人人力资本等。总之, 个人越是能迁移户口, 表明户籍 制度对其限制越小, 获得更高层次职业的概率也就越大。 第三, 个人的家庭出生地与职业层次之间有着一定的联系, 出生在级别较高的城市, 获得 较高层次职业的概率较高, 出生地级别越低, 获得中低层次职业的可能性越大。模型 1 是以低 层职业为参照类, 并引入了个人出生户口等级作为共变量, 回归结果显示其影响是显著的, 且 对中层职业的回归系数为负, 表明个人的出生户口级别与职业阶层之间, 存在着顺序一致的关 系, 出生时户口级别越高, 获得较高层次职业的概率越高。这一结果反映的是家庭户口地位对 个人职业阶层有较显著影响, 其影响机制是户口级别、户口的难迁移性以及家庭户口身份传递 的共同作用。 # 155 # 户口还起作用吗
中国社会科学2008年第1期 表5职业阶层地位获得的多元Logistic回归结果 模型1 模型2 自变量 中层职业 高层职业 低层职业 中层职业 截距 -.684 -2134" 1827 ·44Z* (264) (.383) .108) (129 个人出生户口级别 -.170* .024 (049) (.069) 个人户口迁移次数 -,173 .414 (137) (.210) 个人户口所在地 -.068 -.038 (103) (.138) 个人户口级别： 农村户口 .656 -1.030 2181广* (n=318) (196) (.399) (358) (.368 集镇户口 .243 -.122 .140 .650* (n=534 (154) (.213) (188) (211) 县级市户口 .063 -.053 .102 .348* (n=988) (133) (.174) (153) (177) 地级市户口 .143 .148 -,127 ,134 (n=1196) (120) (.151) (141) (16) 省会市户口 -,112 .225 -,212 -,285 (n=1317) (119) (.137) (135) (163) 直辖市户口 0(b) 0(b) 0(b) 0(b) (n=868) X2 15041产* 117289 2Log likelihood 360311 76157 R2 0028 0022 N(总计：5222) 1109 582 3511 1109 注：·p<.10“p<.05·“p<.01"“p<.001,括号内为标准差。b为参数，设定为0。 通过对党员身份、收入水平和职业层次与户口因素的回归分析，验证了假设1中提出的中 国社会分层中城乡差别的普遍存在，以及经济收入和职业层次方面存在的户口等级制或社会空 间等级现象的存在。此外，户口迁移或变动频率越高，越对个人经济和职业阶层地位的提高有 着积极的作用，这从另一个角度证明了户籍制度所设置的迁移和转变限制，对个人发展和社会 公平有着负面的作用。 实证分析结果所揭示的认识与历史和现实所呈现出的事实基本相吻合，在入党、经济收入 和职业地位等方面，农村人的机会明显少于城市居民，己是众所周知和不争的事实，这可能是 因为在农村政治经济资源分配相对较少。农村户口在体制内只能从事农业，而且农业收入又在 价格和福利政策安排下相对于非农职业普遍偏低。虽然在改革开放后，农村户口者可以流向城 镇寻找工作，但他们仍被排斥在城市体制之外，只能享受临时工、合同工、个体户的待遇，而 不能享有体制配置的津贴、福利和保障等待遇，更谈不到进入高层次的岗位。唯一可喜的是， 非制度即不迁户口的流动给他们带来了更多的市场机会，但令人担忧的是，制度性排斥使得那 些不迁户口的流动者难以享受体制内的待遇和资源。 在现行户籍制度安排下，城市间的户口迁移受到严格控制，这意味着个人在城市间的移动 性非常小。虽然经过行政许可的工作调动可以迁移户口，但现实的就业体制仍首先将本地户口 2012 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http://www.cnk
表 5 职业阶层地位获得的多元 Logistic 回归结果 自变量 模型 1 模型 2 中层职业 高层职业 低层职业 中层职业 截距 - 1 684 *** - 21 134 **** 11 827 1 442 **** (1 264) (1 383) (1 108) (1 129) 个人出生户口级别 - 1 170 **** 1 024 / / (1 049) (1 069) 个人户口迁移次数 - 1 173 1 414 ** / / (1 137) (1 210) 个人户口所在地 - 1 068 - 1 038 / / (1 103) (1 138) 个人户口级别: 农村户口 1 656 **** - 11 030 *** 11 197 **** 21 181 **** ( n= 318) (1 196) (1 399) (1 358) (1 368) 集镇户口 1 243 - 1 122 1 140 1 650 *** ( n= 534) (1 154) (1 213) (1 188) (1 211) 县级市户口 1 063 - 1 053 1 102 1 348 ** ( n= 988) (1 133) (1 174) (1 153) (1 177) 地级市户口 1 143 1 148 - 1 127 1 134 ( n= 1196) (1 120) (1 151) (1 141) (1 165) 省会市户口 - 1 112 1 225 - 1 212 - 1 285 ( n= 1317) (1 119) (1 137) (1 135) (1 163) 直辖市户口 0 ( b) 0 ( b) 0 ( b) 0 ( b) ( n= 868) V 2 1501 417 **** 1171 289 **** - 2Log likelihoo d 3601 311 761 157 R 2 01 028 01 022 N ( 总计: 5222) 1109 582 3511 1109 注: * p< 1 10 ** p< 1 05 *** p< 1 01 **** p< 1 001, 括号内为标准差。b 为参数, 设定为 0。 通过对党员身份、收入水平和职业层次与户口因素的回归分析, 验证了假设 1 中提出的中 国社会分层中城乡差别的普遍存在, 以及经济收入和职业层次方面存在的户口等级制或社会空 间等级现象的存在。此外, 户口迁移或变动频率越高, 越对个人经济和职业阶层地位的提高有 着积极的作用, 这从另一个角度证明了户籍制度所设置的迁移和转变限制, 对个人发展和社会 公平有着负面的作用。 实证分析结果所揭示的认识与历史和现实所呈现出的事实基本相吻合, 在入党、经济收入 和职业地位等方面, 农村人的机会明显少于城市居民, 已是众所周知和不争的事实, 这可能是 因为在农村政治经济资源分配相对较少。农村户口在体制内只能从事农业, 而且农业收入又在 价格和福利政策安排下相对于非农职业普遍偏低。虽然在改革开放后, 农村户口者可以流向城 镇寻找工作, 但他们仍被排斥在城市体制之外, 只能享受临时工、合同工、个体户的待遇, 而 不能享有体制配置的津贴、福利和保障等待遇, 更谈不到进入高层次的岗位。唯一可喜的是, 非制度即不迁户口的流动给他们带来了更多的市场机会, 但令人担忧的是, 制度性排斥使得那 些不迁户口的流动者难以享受体制内的待遇和资源。 在现行户籍制度安排下, 城市间的户口迁移受到严格控制, 这意味着个人在城市间的移动 性非常小。虽然经过行政许可的工作调动可以迁移户口, 但现实的就业体制仍首先将本地户口 # 156 # 中国社会科学 2008 年第 1 期
户口还起作用吗 作为进入的条件。加上资源是按照城市行政级别来配置，省会市比地级及以下市总能获得更多 的资源配置，因而发展机会也按城市级别来分布，这就导致社会分层的城市等级制。譬如两位 同样学历的人，一位进入直辖市，一位进入县级市，他们虽从事同样的职业，但两个人的收入 差别通常是巨大的。这一差别并非个体性的，而是制度性的，因为假如没有户口迁移限制，进 入县级市的人也可能迁往机会多的直辖市，这样便可均衡差距。最终，有能力者会尽可能在机 会多的地方发展，于是，个人与个人之间的差别就主要受人力资本或其他个人因素的作用影响， 而不会成为制度性的差别。 户口因素对社会流动的影响 上升流动反映个人社会地位的变化，一个社会中，谁获得了晋升机会？为什么能获得？对 这些问题的回答能说明一个社会的流动机制。如果要了解户口在社会流动中的作用，就需要回 答什么样户口特征的人获得了晋升机会？为什么？为考察上升流动机会与户口的关系，本文选 择个人在职业地位、管理级别和主管单位级别三方面是否获得过升迁作为考察流动机会获得的 三个因变量，考虑到与户籍制度有关的几次重要改革，又将其与三个历史时期变量结合起来 把个人及家庭的户口特征作为自变量，构成二元Logistic回归模型，回归分析结果如下（见表 6: 表6个人职业上升流动的二元Logistic回归结果 1976年前 1977一1992年 1993年后 自变量 B S.E B S.E B S.E 常数项 1438+ ·249 -.616* ,176 -.244 ·173 个人户口级别 ,117* .051 -.096* .032 ,069 ,031 个人出生户口级别 .015 ,067 .033 .044 -,044 ,043 个人户口性质 ·533 ·180 .436* ,133 -.216 .130 个人户口所在地 -.235 ,152 ,445… .092 -.085 ,091 父亲户口性质 -.057 ,219 .323” ·145 ·075 ·141 父亲户口所在地 -.545" ,197 -·620* .133 -,169 ,129 母亲户口性质 ·455 .226 .036 .148 ·225 ,144 母亲户口所在地 -.304 ·200 -.037 .131 -.068 ,128 个人是否迁移户口 .194 ·186 ,184 .130 -,028 ,127 父亲是否迁移户口 ·660* .192 .129 .123 .234 .120 母亲是否迁移户口 -.279 ,182 .097 ,121 -,312 ·119 母亲出生户口 ·352 ·387 .443 .252 ,156 ,246 父亲出生户口 -.707 ,401 -·243 ,249 ,133 ·244 X 2 163215… 163473* 45002* -2Log likelihood 3084582 5902876 6092105 R2 0036 0036 0010 N(总计：4427) 3986 2493 2218 注：·p<.10“p<.05"p<.01 "p<.001 1.改革开放前，个人职业上升流动受家庭户口因素的影响较大。母亲为城镇户口、本人为 城镇户口、父亲能够迁移户口者，这一时期获得职业上升流动的概率大大提高。此外，流动机 会获得也存在社会空间等级现象，个人户口级别越高，上升流动机会越多。出现这种现象与改 革开放前城市就业体制与户口密切挂钩有关，所有城镇户口皆由各地政府安排就业，个人户口 1994-2012 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.hww.enk
作为进入的条件。加上资源是按照城市行政级别来配置, 省会市比地级及以下市总能获得更多 的资源配置, 因而发展机会也按城市级别来分布, 这就导致社会分层的城市等级制。譬如两位 同样学历的人, 一位进入直辖市, 一位进入县级市, 他们虽从事同样的职业, 但两个人的收入 差别通常是巨大的。这一差别并非个体性的, 而是制度性的, 因为假如没有户口迁移限制, 进 入县级市的人也可能迁往机会多的直辖市, 这样便可均衡差距。最终, 有能力者会尽可能在机 会多的地方发展, 于是, 个人与个人之间的差别就主要受人力资本或其他个人因素的作用影响, 而不会成为制度性的差别。 户口因素对社会流动的影响 上升流动反映个人社会地位的变化, 一个社会中, 谁获得了晋升机会? 为什么能获得? 对 这些问题的回答能说明一个社会的流动机制。如果要了解户口在社会流动中的作用, 就需要回 答什么样户口特征的人获得了晋升机会? 为什么? 为考察上升流动机会与户口的关系, 本文选 择个人在职业地位、管理级别和主管单位级别三方面是否获得过升迁作为考察流动机会获得的 三个因变量, 考虑到与户籍制度有关的几次重要改革, 又将其与三个历史时期变量结合起来, 把个人及家庭的户口特征作为自变量, 构成二元 Log istic 回归模型, 回归分析结果如下 ( 见表 6) : 表 6 个人职业上升流动的二元 Logistic 回归结果 自变量 1976 年前 1977) 1992 年 1993 年后 B S. E B S. E B S. E 常数项 11 438 **** 1 249 - 1 616 **** 1 176 - 1 244 1 173 个人户口级别 1 117 ** 1 051 - 1 096 *** 1 032 1 069 ** 1 031 个人出生户口级别 1 015 1 067 1 033 1 044 - 1 044 1 043 个人户口性质 1 533 *** 1 180 1 436 **** 1 133 - 1 216 * 1 130 个人户口所在地 - 1 235 1 152 1 445 **** 1 092 - 1 085 1 091 父亲户口性质 - 1 057 1 219 1 323 ** 1 145 1 075 1 141 父亲户口所在地 - 1 545 *** 1 197 - 1 620 **** 1 133 - 1 169 1 129 母亲户口性质 1 455 ** 1 226 1 036 1 148 1 225 1 144 母亲户口所在地 - 1 304 1 200 - 1 037 1 131 - 1 068 1 128 个人是否迁移户口 1 194 1 186 1 184 1 130 - 1 028 1 127 父亲是否迁移户口 1 660 **** 1 192 1 129 1 123 1 234 * 1 120 母亲是否迁移户口 - 1 279 1 182 1 097 1 121 - 1 312 *** 1 119 母亲出生户口 1 352 1 387 1 443 * 1 252 1 156 1 246 父亲出生户口 - 1 707 * 1 401 - 1 243 1 249 1 133 1 244 V 2 1631 215 **** 1631 475 **** 451 002 **** - 2Log likelihoo d 30841 582 59021 876 60921 105 R 2 01 036 01 036 01 010 N ( 总计: 4427) 3986 2493 2218 注: * p< 1 10 ** p< 1 05 *** p< 1 01 **** p< 1 001 1. 改革开放前, 个人职业上升流动受家庭户口因素的影响较大。母亲为城镇户口、本人为 城镇户口、父亲能够迁移户口者, 这一时期获得职业上升流动的概率大大提高。此外, 流动机 会获得也存在社会空间等级现象, 个人户口级别越高, 上升流动机会越多。出现这种现象与改 革开放前城市就业体制与户口密切挂钩有关, 所有城镇户口皆由各地政府安排就业, 个人户口 # 157 # 户口还起作用吗
中国社会科学2008年第1期 随母亲户口而定，而且父母退休，子女可以顶替。所以，个人职业流动与家庭代际资本传递有 着高度正相关。 2.在1977一1992年这一时期.一方面户籍制度的原有作用依然维续，表现在城镇户口和 本地人获得职业晋升的概率更高：但另一方面.个人户口级别对职业晋升机会获得的影响方向 发生了逆转（回归系数-0096，表示户口级别较低者在这一时期获得的晋升机会更多。出现 这一现象，是因为改革开放后，城镇化得以快速发展，特别是在小城镇建设和大力发展中小城 市等政策影响下，使得小城镇及中小城市居民得到较多的发展机会。而且从数据分析结果来看， 无论个人还是父母正式迁移户口和不迁户口的移动经历，对获得晋升的机会都有着正面作用。 如果从户籍制度背景来理解这一结果，可以认为拥有正式迁移户口资本或超越户口迁移限制的 资本越多，获得的晋升机会越多。另一方面也说明，如果减少户口迁移限制，就可能提高社会 结构的开放性。 3.1993年后，是中国市场经济快速发展，社会开始进入快速转型的时期，户籍制度对个人 职业晋升机会获得的影响，整体上看己经减弱，但是，户口的结构性作用似乎依然存在，户口 等级制现象以及父母户口迁移经历的影响较为显著。所不同的是，城乡户口在职业晋升方面的 差别发生了重大变化，更多农村户口的人获得了较多职业晋升和发展机会。这是因为大量从农 村流向城市的人，虽然没有改变农业户口身份也没有正式迁移户口，但获得了向非农业职业的 晋升机会。而户口级别和父母迁移经历的显著影响，反映了户籍制度的结构性作用仍在一定程 度上维续着。 个人管理级别的上升流动是指个人沿着非管理人员、一般管理人员、中层管理人员和高层 管理者阶梯向上晋升的事件，管理级别的流动既包含职业本身又包含权力和地位的变动情况。 通过个人在三个时期管理级别上升流动的二元Logistic回归分析，结果概括如下（见表7)： 表7个人管理级别上升流动的Logistic回归结果 1976年前 1977一1992年 1993年后 自变量 B S.E B S.E 公 S.E 常数项 ,080 ,173 -,948… ,190 -,222 ,173 个人户口级别 -.017 .031 -.087* .032 ,044 ,031 个人出生户口级别 -.09产 .043 -.060 .046 -,032 ,043 个人户口性质 ,206 .131 .340* ,143 .210 .130 个人户口所在地 -,08产 ,092 .213” .098 -,096 ,091 父亲户口性质 -·141 ,143 ·000 ,148 ,068 ·141 父亲户口所在地 -.292 .132 -·527 .140 -.103 .129 母亲户口性质 ,199 ,145 .120 .151 ·259 ,144 母亲户口所在地 -.078 ,129 .010 .136 -,090 ,128 个人是否迁移户口 ·164 ·127 ·172 ,133 -,019 ·127 父亲是否迁移户口 ·258 ·121 .197 .125 ·263 ·120 母亲是否迁移户口 .074 .119 .157 .124 -,325* ,119 母亲出生户口 -.273 ,248 -.052 .261 ,091 ,247 父亲出生户口 .149 .245 .190 .258 .143 .244 x 2 12764… 128756+ 39301+ 2Log likelihood 5992108 5519751 6093946 R2 0028 0029 0009 N(总计：4427 2075 1485 2148 注：·pK.10“p<,05"p<.01"p<.001 2012 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved. http://www.cnk
随母亲户口而定, 而且父母退休, 子女可以顶替。所以, 个人职业流动与家庭代际资本传递有 着高度正相关。 2. 在 1977 ) 1992 年这一时期, 一方面户籍制度的原有作用依然维续, 表现在城镇户口和 本地人获得职业晋升的概率更高; 但另一方面, 个人户口级别对职业晋升机会获得的影响方向 发生了逆转 ( 回归系数- 01 096) , 表示户口级别较低者在这一时期获得的晋升机会更多。出现 这一现象, 是因为改革开放后, 城镇化得以快速发展, 特别是在小城镇建设和大力发展中小城 市等政策影响下, 使得小城镇及中小城市居民得到较多的发展机会。而且从数据分析结果来看, 无论个人还是父母正式迁移户口和不迁户口的移动经历, 对获得晋升的机会都有着正面作用。 如果从户籍制度背景来理解这一结果, 可以认为拥有正式迁移户口资本或超越户口迁移限制的 资本越多, 获得的晋升机会越多。另一方面也说明, 如果减少户口迁移限制, 就可能提高社会 结构的开放性。 3. 1993 年后, 是中国市场经济快速发展, 社会开始进入快速转型的时期, 户籍制度对个人 职业晋升机会获得的影响, 整体上看已经减弱, 但是, 户口的结构性作用似乎依然存在, 户口 等级制现象以及父母户口迁移经历的影响较为显著。所不同的是, 城乡户口在职业晋升方面的 差别发生了重大变化, 更多农村户口的人获得了较多职业晋升和发展机会。这是因为大量从农 村流向城市的人, 虽然没有改变农业户口身份也没有正式迁移户口, 但获得了向非农业职业的 晋升机会。而户口级别和父母迁移经历的显著影响, 反映了户籍制度的结构性作用仍在一定程 度上维续着。 个人管理级别的上升流动是指个人沿着非管理人员、一般管理人员、中层管理人员和高层 管理者阶梯向上晋升的事件, 管理级别的流动既包含职业本身又包含权力和地位的变动情况。 通过个人在三个时期管理级别上升流动的二元 Logistic 回归分析, 结果概括如下 ( 见表 7) : 表 7 个人管理级别上升流动的 Logistic 回归结果 自变量 1976 年前 1977) 1992 年 1993 年后 B S. E B S. E B S. E 常数项 1 080 1 173 - 1 948 **** 1 190 - 1 222 1 173 个人户口级别 - 1 017 1 031 - 1 087 *** 1 032 1 044 * 1 031 个人出生户口级别 - 1 097 ** 1 043 - 1 060 1 046 - 1 032 1 043 个人户口性质 1 206 * 1 131 1 340 *** 1 143 1 210 * 1 130 个人户口所在地 - 1 087 ** 1 092 1 213 ** 1 098 - 1 096 1 091 父亲户口性质 - 1 141 1 143 1 000 1 148 1 068 1 141 父亲户口所在地 - 1 292 1 132 - 1 527 **** 1 140 - 1 103 1 129 母亲户口性质 1 199 1 145 1 120 1 151 1 259 * 1 144 母亲户口所在地 - 1 078 1 129 1 010 1 136 - 1 090 1 128 个人是否迁移户口 1 164 1 127 1 172 1 133 - 1 019 1 127 父亲是否迁移户口 1 258 ** 1 121 1 197 1 125 1 263 ** 1 120 母亲是否迁移户口 1 074 1 119 1 157 1 124 - 1 325 *** 1 119 母亲出生户口 - 1 273 1 248 - 1 052 1 261 1 091 1 247 父亲出生户口 1 149 1 245 1 190 1 258 1 143 1 244 V 2 1271 647 **** 1281 756 **** 391 302 **** - 2Log likelihoo d 59921 108 55191 751 60931 946 R 2 01 028 01 029 01 009 N ( 总计: 4427) 2075 1485 2148 注: * p< 1 10 ** p< 1 05 *** p< 1 01 **** p< 1 001 # 158 # 中国社会科学 2008 年第 1 期
