父輩住房差異如何影響青年初職獲得

—基于CFPS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究摘 要：關(guān)鍵詞：住房差異；青年就業(yè)；初職獲得一、問題的提出房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展和城市經(jīng)濟(jì)增長改善了城鄉(xiāng)居民的住房條件，但基于住房的利益分化日益凸顯，并影響著不同人群的客觀行為和生活際遇。對即將進(jìn)入勞動(dòng)力市場的青年來說，就業(yè)機(jī)會(huì)往往更多地集中于城市，特別是大中城市，而大中城市高昂的房價(jià)和房租可能成為他們初職獲得和職業(yè)流動(dòng)的屏障。與之相對，如果父輩在城市擁有住房，其子代可能因住房的便利性而獲取更多、更好的就業(yè)機(jī)會(huì)。近年來，已有研究表明，父輩住房差異作為先賦性資源會(huì)影響子代的利益分化乃至社會(huì)流動(dòng)。換言之，父輩的住房條件可能對子代的初職獲得具有影響，且在住房差異日益加劇的背景下，青年群體基于職業(yè)的利益分化也可能進(jìn)一步擴(kuò)大。此外，在經(jīng)濟(jì)下行壓力不減、國際貿(mào)易形勢變動(dòng)，加之新冠疫情的影響下，青年就業(yè)難的問題越發(fā)凸顯。國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2022年7月我國16～24歲青年調(diào)查失業(yè)率高達(dá)19.9%，而2023年4月突破20%，達(dá)到了20.4%。在青年就業(yè)形勢相對嚴(yán)峻的同時(shí)，我國高校畢業(yè)生的規(guī)模也在逐年增加。教2022年國內(nèi)高校畢業(yè)生達(dá)到1076

而2023年則增長至1158萬人。在此背景下，關(guān)注父輩當(dāng)前，國外學(xué)界已經(jīng)注意到住房差異在社會(huì)分層體系中的重要性，有關(guān)住房如何影響就業(yè)的議題也得到了一些學(xué)者的關(guān)注［2］。與國外研究相比，國內(nèi)學(xué)界有關(guān)住房與社會(huì)分層關(guān)系的研究主要聚焦于解釋住房差異，而對住房差異的社會(huì)影響，特別是對住房差異是否以及如何帶來其他形態(tài)的社會(huì)差異則關(guān)注不足。雖然住房差異對個(gè)體生活機(jī)遇產(chǎn)生的影響在近年來引起國內(nèi)一些學(xué)者的關(guān)注，但是相關(guān)研究主要涉及住房差異對人們主觀感受的影響，缺少其對個(gè)體客觀行為和生活狀況的討論，尤其是缺少對就業(yè)影響的分析。基于此，本文以住房為切入點(diǎn)，并將研究問題聚焦于父輩住房差異對子代初職獲得的影響，以擴(kuò)展住房不平等的社會(huì)影響，特別是住房不平等如何導(dǎo)致或再生產(chǎn)其他類型社會(huì)差異的相關(guān)研究。二、文獻(xiàn)綜述與假設(shè)邏輯住房：社會(huì)分層的“因”與“果”主流的社會(huì)分層研究往往基于職業(yè)（勞動(dòng)力市 BieQiHua特別企劃場）的先賦和自致因素探討個(gè)體的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，缺少對勞動(dòng)力市場以外視角的關(guān)注。雷克斯與摩爾依據(jù)獲取住房資源的不同途徑對個(gè)體所處的階層進(jìn)行劃分，提出了住房階級理論［3］。該理論將住房與社會(huì)資源分配的不平等相結(jié)合，強(qiáng)調(diào)住房在社會(huì)分層體系中的重要性，是推進(jìn)住房與社會(huì)分層研究的重要視角。自此，西方學(xué)界圍繞住房能否作為階級劃分的標(biāo)準(zhǔn)展開了激烈的討論。反對者認(rèn)為“住房階級”并不能構(gòu)成階級，它不過是一個(gè)地位團(tuán)體［4］，擁有住房只是消費(fèi)的結(jié)果，而階級位置并不會(huì)因個(gè)人消費(fèi)模式的改變而變化［5］。為了回應(yīng)批判者對住房階級理論的質(zhì)疑，桑德斯在前人研究工作的基礎(chǔ)上進(jìn)一步完善了住房階級理論的分析框架。受韋伯社會(huì)分層思想的影響，桑德斯認(rèn)為住房財(cái)富的增加使個(gè)體獲得了更多的生活機(jī)會(huì)，在消費(fèi)層面導(dǎo)致群體的分化，進(jìn)而影響其階級關(guān)系［6］。換言之，住房在社會(huì)分層體系中扮演的角色越來越不容忽視［7］［8］?，F(xiàn)，住房差異（住房階層）為和生活狀態(tài)或者說社會(huì)差異形成之“因”的存在。奧斯瓦的社會(huì)分層結(jié)果，住房本身也是社會(huì)分層的原因。盡管奧斯瓦爾德的研究及相關(guān)討論有助于重新理解住房與社會(huì)分層的關(guān)系，但從研究方法的角度看，

這些研究也不可避免地存在一些缺陷。首先，以住房產(chǎn)權(quán)作為職業(yè)分層的解釋變量可能并不合適。由于個(gè)體的購房能力和住房資產(chǎn)一定程度上反映著其職業(yè)地位，因而基于住房資產(chǎn)的財(cái)富差異相比住房產(chǎn)權(quán)更可能影響人們的職業(yè)選擇。其次，相關(guān)研究往往存在較強(qiáng)的選擇性偏誤問題。譬如，相比租客，住房所有者平均而言年齡更大、受教育程度更高、已婚居多，而這些因素本身就限制了其職業(yè)流動(dòng)。最后，相關(guān)研究較多關(guān)注住房對職業(yè)流動(dòng)的影響，而忽視了住房差異對個(gè)體職業(yè)獲得的重要性。本文以父輩的住房差異解釋子代的職業(yè)分層，試圖從研究方法的角度克服奧斯瓦爾德等學(xué)者相關(guān)研究的缺陷。與西方較為豐富的研究成果相比，國內(nèi)學(xué)界有關(guān)住房差異與職業(yè)流動(dòng)和職業(yè)獲得的研究則相對不足。一方面，當(dāng)前國內(nèi)的住房研究主要集中于解釋?。?5［26［27、住房制度和住房模式等因素分析住房不平等的形成原因。另一方面，盡管一些學(xué)者開始將住房差異作為解釋變量并探討住房對其他形式利益分化的影響，但相關(guān)研究重點(diǎn)在于討論住房差異對個(gè)體政治參與或階層認(rèn)同等“主觀”方面的影響，較少關(guān)注由住房差異引發(fā)的客觀層面的影響。具體到住房差異與就業(yè)的相關(guān)議題，盡管部分學(xué)者已經(jīng)開始注意到住房差異對就業(yè)可能產(chǎn)生的影響，如住房對勞動(dòng)力供給、就業(yè)類型、就業(yè)穩(wěn)定性和工作滿意度的影響住房：初職獲得的先賦因素住房可以獨(dú)立于勞動(dòng)力市場而影響個(gè)體的客觀行為和生活狀況，父輩的住房條件作為家庭背景的先賦性因素，一定程度上對子代的初職獲得產(chǎn)生影響。一方面，父輩住房通過地理空間的“黏滯性”左右子代就業(yè)機(jī)會(huì)的獲取，進(jìn)而影響其初職地位的獲得。大城市因其豐富的就業(yè)機(jī)會(huì)和發(fā)展空間而對青年具有較大吸引力，但不斷攀升的房價(jià)和房租成為阻礙外來青年融入城市獲取就業(yè)機(jī)會(huì)的屏障。正如已有研究所言，住房已然成為一種排斥機(jī)制，將部分青年和城市外來移民排斥在特定的職業(yè)和生活機(jī)會(huì)之外［39］。在此背景下，如果父輩在大城市擁有住房，其子代在職BieQiHua 特別企劃業(yè)獲得和流動(dòng)方面相比其他青年將更具優(yōu)勢。另一方面，中國城鄉(xiāng)發(fā)展的非均衡性加劇了城鄉(xiāng)居民的住房差異，住房的城鄉(xiāng)差異又會(huì)作用于不同群體的利益分化，譬如青年群體的職業(yè)獲得。擁有城鎮(zhèn)住房往往意味著家庭成員能夠分享城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的紅利，例如教育、就業(yè)、醫(yī)療乃至養(yǎng)老等方面的便捷。與之相對，缺少城鎮(zhèn)住房的農(nóng)村居民則難以分享這種紅利。正如已有研究所指出的，城鎮(zhèn)住房已經(jīng)成為一種“憑化。對青年群體而言，父輩住房的城鄉(xiāng)差異直接關(guān)系到其就業(yè)資源和生活機(jī)會(huì)的多寡。在這一背景下，住房的空間黏滯性或因城鄉(xiāng)的非均衡發(fā)展而拉大，進(jìn)而導(dǎo)致青年初職獲得的差異。由此提出假設(shè)：假設(shè)1：青年初職地位獲得因父輩住房的城鄉(xiāng)差異而不同，與農(nóng)村自有住房相比，父輩擁有城鎮(zhèn)商品住房的子代其初職地位更高。假設(shè)2：父輩住房資產(chǎn)會(huì)影響子代的初職獲得，父輩住房資產(chǎn)越高，子代初職地位越高。傳統(tǒng)的社會(huì)分層研究強(qiáng)調(diào)個(gè)體的自致因素在其地位獲得過程中的重要性［43］。圍繞布勞-鄧肯模型以及后來的修正模型，國內(nèi)眾多研究發(fā)現(xiàn)，隨著市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，家庭背景的先賦性因素的影響正逐漸減弱［44］，而以教育為代表的自致因素的影響則逐漸增強(qiáng)［45］，甚至完全中介了家庭背景在地位獲得中的作用［46］。依據(jù)該邏輯，父輩住房條件作為家庭背景的先賦性因素，對子代初職獲得的影響可能受子代教育

的調(diào)節(jié)。一方面，教育作為人力資本的首要因素直接影響著個(gè)體的職業(yè)獲得［47］，因而教育程度越高，個(gè)體的職業(yè)地位也相應(yīng)越高；另一方面，父輩的住房條件通常以間接方式對子代初職產(chǎn)生影響，即通過提升子代的人力資本以使其獲取更多的就業(yè)機(jī)會(huì)。依據(jù)地位獲得的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，如果家庭背景的先賦性影響減弱，而個(gè)體教育的作用不斷增強(qiáng)，那么對于父輩住房條件較差的子代，教育程度的提升仍可以改善其初職獲得，而對學(xué)歷層次較高的青年，父輩的住房差異可能并不會(huì)顯著影響其初職獲得。換言之，子代的教育不僅對初職獲得具有直接的正向效應(yīng)，而且可以改善父輩住房劣勢對初職獲得的不利影響?；谏鲜鲞壿?，我們提出如下假設(shè)：假設(shè)3：子代的教育對其初職獲得具有正向影響，無論父輩住房條件優(yōu)劣，子代的教育程度越高，其初職地位越高。三、研究設(shè)計(jì)數(shù)據(jù)本研究所采用的數(shù)據(jù)來源于2010、2012、20142016以及2018年的中國家庭追蹤調(diào)查（ChinaFamily失數(shù)據(jù)后每個(gè)樣本僅保留初職對應(yīng)年份的相應(yīng)信息，以此作為子代初職獲得的青年樣本。最后，將青年樣本向前匹配其家庭的住房數(shù)據(jù)，并保留最早年份的父。變量操作因變量為子代初次獲得的職業(yè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)指數(shù)（InternationalSocio-EconomicIndexof BieQiHua特別企劃變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值樣本量性別（1=男0.530.5013410小學(xué)及以下0.060.24013410初高中0.430.5013410大中專0.370.48013410本科及以上0.130.34013410婚姻狀況（1=已婚）0.070.26013410黨員身份（1=黨員）0.060.24013410東部地區(qū)0.360.48013410中部地區(qū)0.290.45013410西部地區(qū)0.350.48013410Occup變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值樣本量性別（1=男0.530.5013410小學(xué)及以下0.060.24013410初高中0.430.5013410大中專0.370.48013410本科及以上0.130.34013410婚姻狀況（1=已婚）0.070.26013410黨員身份（1=黨員）0.060.24013410東部地區(qū)0.360.48013410中部地區(qū)0.290.45013410西部地區(qū)0.350.48013410核心自變量為城鄉(xiāng)住房和住房資產(chǎn)。城鄉(xiāng)住房依據(jù)自有住房的城鄉(xiāng)屬性創(chuàng)建，如果父輩擁有城鎮(zhèn)商品住房，則賦值為城鎮(zhèn)，否則為農(nóng)村；住房資產(chǎn)依據(jù)CFPS家庭問卷中父輩擁有的產(chǎn)權(quán)住房市場總價(jià)（萬元）進(jìn)行加總，并在模型估計(jì)時(shí)對其進(jìn)行對數(shù)處理。控制變量包括個(gè)體、家庭和地區(qū)三個(gè)層次。個(gè)體層面包括被訪者的性別、年齡、戶口、婚姻狀況、黨員身份和教育情況；家庭層面包括父母學(xué)歷和父母職業(yè)地

分析策略

（續(xù)表）位；地區(qū)層面包括地區(qū)（基于省份編碼創(chuàng)建、居民

本研究使用普通最小二乘法（OLS）估計(jì)父輩住房差異對子代初職地位的影響，模型的形式表達(dá)式如下所示。其中表示個(gè)體的初職地位指數(shù)，β0為常數(shù)表示個(gè)體inX量描述如表1所示。表1變量描述性統(tǒng)計(jì)

i3

ii代表控制變量及其相應(yīng)系數(shù)，εi為誤差項(xiàng)。n變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值樣本量職業(yè)地位指數(shù)42.2514.5119883410住房資產(chǎn)（對數(shù)）2.081.43-3.916.683410年齡20.642.9416313410父輩學(xué)歷83.770193410父輩職業(yè)地位變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值樣本量職業(yè)地位指數(shù)42.2514.5119883410住房資產(chǎn)（對數(shù)）2.081.43-3.916.683410年齡20.642.9416313410父輩學(xué)歷83.770193410父輩職業(yè)地位32.2713.6919903410居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)103.340.48101.29104.13410省均房價(jià)（對數(shù)）-0.860.41-1.190.633410城鄉(xiāng)住房（1=城市）0.420.49013410住房階層（低）0.370.48013410住房階層（中）0.370.48013410住房階層（高）0.260.44013410i2

（1）為進(jìn)一步分析父輩住房資產(chǎn)差異對子代初職地位的影響，研究在上述模型的基礎(chǔ)上納入父輩住房資產(chǎn)asseti，其中β2為住房資產(chǎn)的系數(shù)，模型如下所示。n01housei2assetiiXii3

（2）考慮到教育對個(gè)體職業(yè)獲得和流動(dòng)的重要性，以及教育在改善出身不利方面的影響，研究納入了教育和城鄉(xiāng)住房以及教育和住房資產(chǎn)的交互項(xiàng)并分別進(jìn)行估計(jì)，建構(gòu)模型如下：nYi01housei2housei*educiiXii（3）i3 01asseti2asseti*educi iXii（）i3BieQiHua 特別企劃四、分析結(jié)果為了分析父輩住房差異對子代初職地位的影響，本文首先以描述統(tǒng)計(jì)的方式呈現(xiàn)父輩住房條件與子代初職地位之間的關(guān)系，其次通過回歸模型考察父輩住房影響的效應(yīng)強(qiáng)弱，最后基于教育討論子代自致因素在調(diào)節(jié)和改善父輩住房影響上的作用。表2給出了父輩住房的城鄉(xiāng)差異。從有無住房來看，城鄉(xiāng)居民住房自有率高達(dá)91.98%，其中城市為88.92%，農(nóng)村為94%。從自有住房的城鄉(xiāng)分布來看，城鎮(zhèn)商品住房占%，農(nóng)村自有住房則占57.83%。在住房自有率較高的條件下，僅自有住房將難以有效把握住房差異，因而后文的分析重點(diǎn)關(guān)注父輩住房的城鄉(xiāng)差異，即城市商品住房和農(nóng)村自有住房的差異。表2父輩住房的城鄉(xiāng)差異城鄉(xiāng)沒有住房自有住房總計(jì)頻數(shù)百分比頻數(shù)百分比頻數(shù) 百分比農(nóng)村1206%200294%2122 100%城市18211.08%146088.92%100%總計(jì)3028.02%346291.98%3764 100%父輩住房差異與子代初職地位的關(guān)系60初職地位指數(shù)4060整體而言，自有住房的城鄉(xiāng)差異顯著影響子代的初職地位，父輩擁有城鎮(zhèn)商品住房的子代其初職地位限于篇幅，此處省略數(shù)據(jù)與圖表。依據(jù)父輩住房總資產(chǎn)可以劃分為低、中、高三個(gè)住房階層。限于篇幅，60初職地位指數(shù)4060

另外，住房階層的影響也具有城鄉(xiāng)差異。父輩住房階層在城鎮(zhèn)地區(qū)的子代其初職地位平均高于農(nóng)村地區(qū)，但就城鄉(xiāng)住房階層的組內(nèi)差異來看，城鎮(zhèn)明顯小于農(nóng)村?？傮w而言，父輩住房條件與子代初職地位具有正向關(guān)系，城鎮(zhèn)住房家庭子代的初職獲得相比農(nóng)村家庭父輩住房差異作為先賦因素對子代地位獲得的影響可能更多是間接效應(yīng)，鑒于此，本文以教育作為子代的自致因素，考察子代初職獲得與直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的相互關(guān)系。圖1展示了分子代教育層次后父輩住房差異與其初職地位的關(guān)系?？傮w而言，基于父輩住房條件的組間差異并不明顯，這說明在考慮子代教育差異后，父輩住房條件（無論是自有住房的城鄉(xiāng)差異還是住房階層）與子代的初職獲得之間的相關(guān)關(guān)系并不顯著。但是對不同住房條件的組內(nèi)而言，子代教育與其初職獲得則具有明顯的正向關(guān)系，即子代的初職地位指數(shù)均隨著教育層次的提升而上升。這一分組關(guān)系或許表明，子代自致因素一定程度可以改善父輩住房條件不佳所帶來的不利影響，即自致因素在地位獲得中的影響比先賦性因素更強(qiáng)。父輩住房差異對子代初職地位的影響為了進(jìn)一步分析父輩住房差異對子代初職獲得的計(jì)學(xué)特征、家庭背景和地區(qū)宏觀因素（的地區(qū)變量、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和省均房價(jià)）制變量，結(jié)果如表3所示?？傮w來看，父輩住房為城顯著差異。如果僅考慮住房的主效應(yīng)（模型1，父農(nóng)村城鎮(zhèn)56.357.246.344.138.735.9農(nóng)村城鎮(zhèn)56.357.246.344.138.735.936.131.2小學(xué)初高中大中專本科及以上小學(xué)初高中大中專本科及以上55.657.357.545.846.043.735.437.138.937.031.232.4教育層次：依次為小學(xué)、初高中、大中專、本科及以上?。?住） ?。┏趼毜匚恢笖?shù)40020020圖1分子代教育考察父輩住房差異與子代初職地位關(guān)系 BieQiHua特別企劃輩擁有城鎮(zhèn)商品住房的子代其初職地位高于農(nóng)村住房子代5.881個(gè)單位。在控制了個(gè)體、家庭和地區(qū)層次變量后（模型2～模型4，城鄉(xiāng)住房的系數(shù)分別為2.532、1.730和1.574，在1%的水平上顯著，結(jié)果依舊穩(wěn)健。就表3的估計(jì)結(jié)果而言，城鎮(zhèn)住房已然成為（子代）的初職獲得具有顯著影響，假設(shè)1得到證實(shí)。表3父輩住房城鄉(xiāng)差異對子代初職地位的影響模型1模型2模型3模型4城鄉(xiāng)住房（1=城鎮(zhèn)）5.881***2.532***1.730***1.574**（0.494）（0.446）（0.468）（0.479）年齡0.5750.7200.792（0.903）（0.900）（0.904）年齡平方0.0080.0050.004（0.021）（0.021）（0.021）初高中（參照：小學(xué)）3.346***2.824**2.750**（0.919）（0.929）（0.932）大中專（參照：小學(xué)）8.603***7.654***7.522***（1.021）（1.047）（1.052）本科及以上（參照：小學(xué)）17.130***15.894***15.728***（1.259）（1.289）（1.295）黨員身份（1=黨員）1.5041.3591.421（0.949）（0.945）（0.946）性別（1=男性）-3.520***-3.555***-3.529***（0.427）（0.425）（0.426）婚姻狀況（1=已婚）-2.778**-2.639**-2.671**（0.889）（0.887）（0.887）父輩學(xué)歷0.144*0.125（0.066）（0.067）父輩職業(yè)地位0.067***0.065***（0.018）（0.018）宏觀變量已控制常數(shù)項(xiàng)39.786***20.810*16.795-3.429（0.319）（9.517）樣本量3410341034103410R-square0.0400.2780.2840.285ppp0.001。

較高時(shí)，僅依靠城鄉(xiāng)住房產(chǎn)權(quán)的劃分將難以全面捕捉住房的利益分化，因而研究在上述分析的基礎(chǔ)上納入父輩住房資產(chǎn)變量，以便更好地檢驗(yàn)住房差異對子代初職獲得的影響。需要說明的是，為了區(qū)分住房階層，我們將父輩住房資產(chǎn)進(jìn)行排序，并按照三等份劃分，結(jié)果如表4所示。其中模型1考察住房資產(chǎn)的效應(yīng)，模型2關(guān)注基于住房資產(chǎn)劃分的住房階層的效應(yīng)。模型1控制其他條件，父輩住房資產(chǎn)每增加1個(gè)單位，子代的初職地位增加0.521個(gè)單位。模型2則表明，父輩住房階層越高，子代初職地位越高。從該意義來說，基于資產(chǎn)的住房利益分化確實(shí)影響著青年（子代）的初職獲得，且以資產(chǎn)劃分的住房階層也與青年的職業(yè)地表4父輩住房資產(chǎn)差異對子代初職地位的影響模型1模型2城鄉(xiāng)住房（1=城鎮(zhèn)）1.523**1.529**（0.487）（0.491）住房資產(chǎn)（對數(shù)）0.521**（0.178）住房階層（中）1.332**（0.505）住房階層（高）1.691**（0.639）控制變量已控制已控制常數(shù)項(xiàng)0.891-5.950（51.940）（51.991）樣本量34103410R-square0.2840.285注：括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤；*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。教育在子代初職地位獲得中的作用考慮到教育在個(gè)體職業(yè)地位獲得中的直接影響，研究進(jìn)一步納入了父輩住房差異和子代教育的交互項(xiàng)以考察自致因素的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果如表5模型1納入了父輩城鄉(xiāng)住房與子代教育的交互項(xiàng)，模型2納入了父輩住房資產(chǎn)與子代教育的交互項(xiàng)（住房階層與教育的交互效應(yīng)與住房資產(chǎn)類似，為省略篇幅，在此略去。在模型1中，城鄉(xiāng)住房的主效應(yīng)表明，若子代學(xué)歷為小學(xué)及以下，則父輩擁有城鎮(zhèn)商品BieQiHua 特別企劃農(nóng)村城鎮(zhèn)小學(xué) 初中 專本以上農(nóng)村城鎮(zhèn)小學(xué) 初中 專本以上小學(xué)初中專本以上初職地位指數(shù)4535405055初職地位指數(shù)405060表5父輩住房資產(chǎn)差異對子代初職地位的影響初職地位指數(shù)405060模型1模型2城鄉(xiāng)住房（1=城鎮(zhèn)）3.8901.299**（2.229）（0.491）住房資產(chǎn)0.438*0.245（0.179）（0.598）初高中（參照：小學(xué)）2.847**1.771（1.032）（1.273）大中專（參照：小學(xué)）7.915***7.533***（1.165）（1.406）本科及以上（參照：小學(xué)）17.393***16.622***（1.523）（1.802）城鄉(xiāng)住房*初高中-1.887（2.330）城鄉(xiāng)住房*大中專-2.825（2.331）城鄉(xiāng)住房*本科及以上-4.872（2.540）住房資產(chǎn)*初高中0.518（0.643）住房資產(chǎn)*大中專0.023（0.647）住房資產(chǎn)*本科及以上-0.313（0.734）控制變量已控制已控制常數(shù)項(xiàng)-8.447-4.734（51.934）（51.891）樣本量34103410R-square0.2880.287ppp0.001。

-4-20-4-202468父輩住房資產(chǎn)（對數(shù)）小學(xué) 中 專 以上30圖2展示了父輩住房差異對不同學(xué)歷層次子代的初職地位的邊際效應(yīng)。圖2（a）為父輩自有住房的城鄉(xiāng)差異對不同學(xué)歷子代初職的影響，對于子代教育在中學(xué)及以下時(shí)，父輩擁有城鎮(zhèn)商品住房的子代初職地位略高于農(nóng)村住房的子代，但是對于大中專及本科以上學(xué)歷的青年，父輩的住房差異對其初職地位的影響并不明顯。圖2（b）為父輩住房資產(chǎn)差異對不同教育層次子代初職地位的邊際效應(yīng)，總體上，父輩住房資學(xué)歷層次的子代其初職地位則具有顯著差異。該結(jié)果五、總結(jié)與討論房地產(chǎn)業(yè)和城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展使居民的住房條件得到了顯著改善，但由此帶來的住房利益分化日益凸顯，并引發(fā)人們的廣泛關(guān)注。雖然一些學(xué)者已經(jīng)注意到住房差異的社會(huì)影響，并圍繞該問題展開了相應(yīng)討論，但遺憾的是，這些研究較多集中在住房差異與人們主觀感受的關(guān)系，較少關(guān)注住房差異對個(gè)體客觀 BieQiHua特別企劃行為乃至生活狀況的影響，例如本文討論的住房與職業(yè)獲得。本文借助CFPS2010—2018年數(shù)據(jù)，對父輩住房差異與子代初職地位獲得的關(guān)系進(jìn)行系統(tǒng)考察。研究發(fā)現(xiàn)：父輩自有住房的城鄉(xiāng)差異是顯著影響其子代初職地位獲得的重要指標(biāo)；由于城鄉(xiāng)居民產(chǎn)權(quán)住房自有率已達(dá)到較高水平，研究以父輩住房總資產(chǎn)的差異作為住房利益分化的衡量，發(fā)現(xiàn)父輩住房資產(chǎn)越高的家庭，子代的初職地位越高；盡管父輩住房作為家庭背景的先賦性因素對子代的職業(yè)獲得具有影響，但是當(dāng)考慮父輩住房條件與子代教育的交互效應(yīng)時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)子代教育水平的提高可以顯著改善父輩住房劣勢對初職獲得的不利影響，例如，對于本科及以上的個(gè)體而言，父輩自有住房的城鄉(xiāng)差異，乃至住房資產(chǎn)的多寡都不再顯著影響其初職獲得。本文圍繞住房分層與職業(yè)分層的關(guān)系展開論述，以住房為切入點(diǎn)，從父輩住房利益分化的角度探討青年群體的初職地位獲得過程，論證了住房對青年群體職業(yè)獲得的重要性，一定程度上推進(jìn)了住房和職業(yè)分層研究。基于住房的利益分化不僅關(guān)系著不同人群的居住狀況，而且還關(guān)系到城市發(fā)展紅利的分享過程，進(jìn)而影響了不同群體社會(huì)差異的形成。由于住房具有地理空間上的黏滯性，擁有城鎮(zhèn)商品住房意味著交通、就業(yè)、醫(yī)療乃至養(yǎng)老等多個(gè)方面的便捷，但大城市不斷攀升的房價(jià)和高昂的房租往往成為阻礙城市移民和農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口進(jìn)城務(wù)工的天然屏障，對青年群體而言，家庭住房條件的優(yōu)劣在其初職獲得和職業(yè)流動(dòng)過程中具有重要影響。在這個(gè)意義上，住房不平等一定程度上是青年群體職業(yè)不平等產(chǎn)生的原因，住房成為獨(dú)立于勞動(dòng)力市場而作用于其他形式利益分化的重要

因素。當(dāng)前，隨著商品房價(jià)格的持續(xù)上漲，住房的投資屬性越發(fā)凸顯，而居住屬性則受到擠壓。在一些發(fā)達(dá)城市和地區(qū)，商品住房的功能早已發(fā)生偏移，住房甚至成為投資品，乃至投機(jī)品［48］。一方面，城市住房功能的偏移使得部分青年的居住需求無法獲得滿足，阻礙了這些青年獲取特定城市的就業(yè)機(jī)會(huì)，不利于青年群體城市間的職業(yè)流動(dòng)，并導(dǎo)致其城市融入和市民化過程受阻；另一方面，住房投資屬性的上漲擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民在住房資產(chǎn)方面的利益分化，使得財(cái)富更多地向城市聚集，進(jìn)而導(dǎo)致城鄉(xiāng)差異進(jìn)一步拉大?；诖?，堅(jiān)持房住不炒的政策導(dǎo)向，讓住房重新回歸居住屬性，并針對住房差異可能引發(fā)的利益分化采取有效、及時(shí)的政策調(diào)控，不僅有助于縮小城鄉(xiāng)差異、推動(dòng)實(shí)現(xiàn)共同富裕，也有助于緩解青年就業(yè)困難，推動(dòng)實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)。此外，進(jìn)一步完善大中城市住房政策，擴(kuò)大保障性住房和青年公寓的供給，給予新就業(yè)青年適當(dāng)?shù)淖》垦a(bǔ)貼，也不失為改善青年就業(yè)環(huán)境的重要措施?！觯刍痦?xiàng)目：本文系國家社會(huì)科學(xué)基金一般項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：22BSH013）的階段性成果］于皓：南京大學(xué)社會(huì)學(xué)院博士研究生，南京大學(xué)就業(yè)質(zhì)量研究中心研究助理方長春：南京大學(xué)社會(huì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，南京大學(xué)就業(yè)質(zhì)量研究中心主任責(zé)任編輯/汪永濤—350.ArundelLennartzC.HousingMaretDualizatioLinkingInsider-outsiderDividesinEmplymentandHousingOutcome.HousingStudie20233904.exMooreR.RacCommunityandConflicAStudyofSparkbroo.LondoNeworPublishedfortheInstituteofRaceelationsbyOxford..9.HaddonR.AMinorityinaelfareStateSocietTheLocationofestIndiansintheLondonHousingMare.NewAtlanti90.MooreR.FortyFourearsofDebatTheImpactofRacCommunityandConflic.SociologicalResearchOnlin22.Saunders.rbanoliticsASociologicalInterpretatio.Londoutchinso9.Saunders.BeyondHousingClassesTheSociologicalSignificanceofPrivateProperty-RightsinMeansofConsumptio.InternationalJournalofrbanandegionalesearc982022.Saunders.SocialTheoryandtherbanQuestio.Londooutledg23.KurzK.HomeOwnershipandSocialInequalityinComparatieerspecti.StanfordniersityPres2004...2023023.BieQiHua 特別企劃JamesLDanielLBentleyetal.HousingInequalitASystematicScopingRevie.HousingStudie2022，330322.ZaviscaJGerberT.TheSocioeconomiDemographiandPoliticalEffectsofHousinginComparativePerspectiv.AnnualeviewofSociolog2433.OswaldA.AConje